关键词：城乡收入差距；农业经济发展；不利影響
中图分类号：F323文献标志码：A文章编号：1673-291X（2017）18-0017-02
居民收入差距在经济学研究中是经济和社会发展中的必然现象。当前中国经济发展的内需不足问题一直是经济建设中的重要问题，2008年金融危机以来，我国外需急剧下降，国内投资拉动经济增长也难以为继，以消费主导经济发展、加大内需一直是拉动经济增长的重要推动策略。城乡居民收入差距问题的存在，是造成内需不足的重要因素之一，乡镇居民收入和消费的矛盾，是农业经济发展的影响因素。城乡收入差距不断拉大对农业经济发展带来不利影响，在乡镇经济建设中，经济水平决定社会生活水平，过度的收入差距带来了社会矛盾。消费对经济发展的作用是促进经济发展的重要途径，居民收入水平影响着消费水平的层次，社会矛盾的产生是社会分配的不平衡和不公平，收入差距悬殊的城乡居民经济现状对社会稳定发展局面的影响是具有一定破坏性的，因此对农业经济的发展也会有不利的影响出现。
一、我国城乡收入差距现状分析
改革开放后，我国经济建设成为社会主义建设的中心，城乡居民收入差距经历了先缩小后扩大、再缩小再扩大的过程，这种起起落落的变化过程，和国家经济建设发展、政策改革等都有密切联系。1978—1984年之间城乡收入逐步缩小，其间经历农村改革，为农村经济的发展开辟了新的局面。1985—1995年城乡收入逐渐扩大，经济体制改革由农村转移到城市。1996—1998年是短暂缩小期，1997年东南亚金融危机严重影响到我国经济发展，城镇居民收入受到较大影响，明显下降在1998年达到谷底。1999年以来，21世纪的城乡收入差距持续扩大，2004年，国家出台惠农政策，减免农业税、粮种补贴等一系列政策提高农民的收入水平。城镇居民社会生活水平逐年提高，社会保障、劳保福利、失业保险等对城镇居民生活水平的保障性措施的推行也在拉大城乡居民收入差距[1]。
从2016年国家发改委和国家统计局的消息来看，2016年全国居民收入水平23821元，基尼系数比2015年略高，总体下降趋势保持不变，居民收入差距保持预期逐步缩小的趋势。全国居民收入稳定增长的形势下，城乡收入差距逐步得到可控性缩小，是近年来国家经济建设中对城乡收入差距问题的有效政策调控作用。同时在政策支持下，不断关注并重视收入差距问题的社会影响，在不断扩大对外开放的同时，重视国民经济的整体发展水平和不平衡性发展问题。
进入21世纪，国家对城乡收入差距问题政策性调控，惠农政策对农村居民收入水平的提高逐步缩小差距值，但实现差距缩小面临的困难，在国民经济发展中庞大的农业人口和城市经济发展的全球化趋势问题上，城乡收入差距形成且实现差距过大的原因主要有以下几个方面：
第一，国家政策影响因素。改革开放以来，国民经济的重心转移，城市发展速度显示出的区域优势地位和农村经济发展形成鲜明对比。经济特区建设、沿海开放城市经济带到延伸至内陆城市经济建设的一系列开放政策为城市经济的高速发展打开了新的道路。反观在农村经济发展中的情况，滞后的改革和发展条件对及时抓住发展机遇是极为不利的因素。
我国城乡居民收入差距从逐渐拉大到得到调控后有所缩小，伴随着我国改革开放以后经济的稳步高速发展，因此在政策上的调控和缓解远远不及经济建设的速度，平衡城乡收入差距的问题，需要解决农村居民收入水平低的问题。近些年一直关注的三农问题，对农村经济结构的调整和改革，一系列惠民政策的实施，都是对农业经济发展的改善和重视。但从根源来看，减免农业税、粮种补贴等关系到农村居民切身利益的政策对农民收入的提升不能改变收入差距不断拉大的根本性问题，农产品价格过低，农民进行农业活动的投入和收入的比例，对改善农民的生活水平，提高收入还有更大的距离。除此之外，农村教育在推行义务教育改革后虽然保证了城乡受教育的公平和区域平衡性，但对农村教育投入来说，教育投入给家庭带来的负担仍是一笔大的负担。国家政策在城市倾向上从改革开放发展初期已经形成的差距，对现阶段差距不断拉大的局面形成有着重要的基础性的历史作用。
第二，体制的因素影响。我国改革开放之前的传统体制将城乡分割成不同发展特征，农民和城市居民之间享受的社会福利和补贴形成了显著对比，同时在市场竞争中也存在差异性。改革开放对城乡体制改革的推进和深入逐渐缩小了体制上的差距，但在户籍制度、财税制度、教育体制等多方面长期发展中积累下来形成的影响仍在影响着城乡经济的发展，对城乡收入差距的不断拉大有非常不利的影响[2]。
第三，人力资本投资的影响。城乡人力资源的利用和投入在经济发展中不断显现出问题，城市劳动力资源的素质水平决定了在社会地位和收入上的优势，农村劳动力在农业经济发展越来越不占优势的情况下，逐渐形成新的劳动力输出局面，农村劳动力开始涌进城市，为城市经济建设提供廉价的劳动资源，这和城市居民劳动力形成鲜明对比。人力资源收入上的差距是城乡收入差距的一个反映，伴随着其他相关问题的影响，在城乡收入差距问题上，人力资本投资的因素在经济发展水平不断提高的趋势下对这一现状的加剧是极为不利的。
除了以上几点因素之外，影响城乡收入差距拉大的因素还有很多，在社会、国家、居民个人方面都深受其中因素的影响，我国城乡收入差距问题是历史问题，在长期发展中积累下来的问题经历不同发展阶段，对当下经济发展各领域的影响需要进一步分析、解决。
二、城乡收入差距对农业经济发展的影响
第一，对农村居民消费的影响。改革开放以来，城乡居民收入差距拉大，农村居民收入水平缓慢提升，在农业经济发展中产生的不利影响，对农村各领域建设是极为不利的。城乡收入差距的问题侧面反映的是在农村经济发展中居民收入和经济来源的问题。消费以收入为基础和标准，城乡消费水平的差距受到收入水平的影响，差距扩大，农村居民在消费上的支出会受到影响。几年来，在城乡消费水平上，虽然没有地域的限制，越来越多涌入城市的农村人口也会在消费上不断改变，但从整体消费情况来看，城乡收入差距拉大，消费对农业经济的作用也会降低，作为促进国民经济发展的“三驾马车”，消费对经济发展的影响是重要的因素之一。在收入水平没有得到不断提升的情况下，对消费水平的支持也会下降，内需不足的情况在农业经济发展中也会产生极为不利的影响。
第二，对特色区域经济建设的影响。城乡收入差距拉大，对城市经济建设发展的关注和倾向更多，农业经济建设中的项目建设没有相应的资金支持，在特色产业经济发展上也會处于计划阶段，得不到真正的实施。农村的经济开发还有很大的发展空间，但在发展速度和经济水平上缺乏政策和实质性的技术支持，在农村基础设施建设上也会存在落后的问题。农业经济发展处于城市发展之外，在地理优势和交通设施建设上没有优势，对农业经济的多元开发也会受到技术和环境的影响。因此，城乡收入差距在特色区域经济建设上产生的不利影响对农业经济领域的发展是一个值得重视的问题[3]。
第三，对农业结构调整的影响。农业经济发展中产业结构单一，是传统农业经济发展一直存在的问题，农村经济建设中缺乏的技术和人才资源，对农业结构调整的影响有着重要意义。城乡收入差距问题是人才流向趋于发达城市的重要原因之一，在人才流失和技术落后的情况下，农业结构调整很难得到实现，这是在目前农业经济建设中需要及时得到关注和解决的问题。
三、改善收入差距影响下农业经济发展的对策
第一，加大政策扶持，推进农业产业化发展。国家在政策支持上加大对农业经济发展的支持，在城乡差距问题的解决方法上，注意对农村居民收入的提高，在收入问题上逐步缩小差距。农业经济发展对居民收入的贡献是整体的成果，近年来农业经济的产业化改革一直是农村经济建设中的重要问题，在国家政策扶持的条件下，对农业产业化的发展得到真正意义上的高效率实施是有力的保证。
第二，加快农村剩余劳动力向非农产业的转移。农业经济向非农产业转移是优化农业产业结构的重要内容，农业发展的单一结构在当下时展中需要适应新的经济发展趋势。在非农产业的建设上，将农村剩余劳动力分配到产业建设之中，既可以适应社会发展中对劳动力的需求，也可在农业经济建设中形成独特的产业优势[4]。
除此之外，加大农村社会保障体系建立健全，加大对农村教育的投入等都对改善城乡收入差距问题影响下的农业经济建设有重要的帮助。
四、结语
我国城乡收入差距问题对农业经济发展的影响是不利的，在缩小收入差距上，加大农村经济建设的政策支持和投入，加快农业经济体制改革和相关体制机制的改革是改善城乡收入差距中农村居民收入的有效途径。农业经济发展在国民经济发展和社会时代变化中面临的挑战需要不断地探索来解决在城乡收入差距上的不利问题和因素。
作者：张会盼
参考文献：
[1] 廖显浪.制度转型、经济发展与中国城乡收入差距研究[D].武汉：华中科技大学，2013.
[2] 王晓亮.城乡居民收入差距对我国经济发展影响分析[D].杭州：浙江工商大学，2011.
关键词：农民专业合作社；区域环境；因素评价；农户视角
项目来源：河南省哲学社会科学规划项目（项目编号：2012CJJ034）；河南省教育厅人文社会科学研究项目（项目编号：2012-QN-333）阶段性研究成果
中图分类号：F321.4 文献标识码：A
收录日期：2013年5月14日
当今国际农业竞争已经不是单项农产品、单个农业生产者之间的竞争，而是包括农产品品牌、质量、价格以及农业经营主体、经营方式在内的整个农业体系的综合性竞争。由于农民专业合作社对农村经济发展、农民收入及农业生产经营综合竞争力的提高有着很大的促进作用，所以近年来我国新型农民专业合作社得以快速发展。但是，根据我国合作社现阶段发展的实际情况来看，其总体上呈现出多样化、非均衡分布的发展特点。是什么原因造成了这种非均衡发展的现状呢？哪些区域环境因素对农民专业合作社的形成起着关键性作用？研究此问题对于促进我国合作社的发展具有重要的现实意义。
一、影响农民专业合作社形成的区域环境因素假设
根据现阶段实践活动中影响农民专业合作社形成的各类区域环境因素的特点，可将其大体分为外生影响因素和内生影响因素两方面。外生影响因素是拉动合作社形成的区域外部力量；内生影响因素是合作社形成过程中区域内部所拥有的条件总和。
（一）外生影响因素。PEST模型通常是用来分析经济组织外部环境的一个常用工具，它从4个角度分析外部环境对经济组织的影响，即政治、经济、文化和技术这4类环境因素。由于新型农民专业合作社属于经济组织，因此本文选用PEST分析法研究影响农民专业合作社形成的外生因素。
1、政治环境因素。中国新型农民专业合作社是市场经济发展过程中的一种新生事物。政府部门为此专门颁布合作社相关法律、法规，并通过组织宣传、培训等活动促使农户对现阶段的合作社有更为准确的认识。由于政府在农户心目中具有相当高的权威性，对于由政府鼓励和支持的合作社发展，农户在一定程度上是从相信政府权威的角度而选择参与合作社。
2、经济环境因素。对于近乎完全竞争产业的农业，任何基于市场目标的联合或合作行为，都必须以在一定区域内具有一定的生产群体或集群为条件，同时又必将以该区域产业集中度的提高为结果，而且这种生产集群因素不仅取决于集群中个体成员的数量，还取决于个体成员的“规模”。农民专业合作社就是在这种竞争性的市场环境中应运而生的。规范的合作社往往产生于市场化程度高的地区，在经济利益驱动和市场竞争压力下，农民更有热情、更主动地进行合作。除此之外，由于合作社多以规模化经营鲜活农产品为主，便利的交通运输条件才能使鲜活农产品及时运往销售地，而经济较发达的地区交通条件普遍较好。
3、文化环境因素。文化常常以习俗、惯例的形式影响着人们的认识，并调节人们交往过程中的行为关系。农村文化传统以及由此而决定的农民认知能力在农民专业合作社的形成过程中必将以各种方式决定着每个农户潜在的合作行为，农户作为合作社发展主体，需要增强现代合作意识，从而推动合作社的形成。
4、技术环境因素。在现代农业发展中，技术进步对农业产业产生着巨大的影响，科技已经成为一种决定性的生产要素。在农业生产非专业化且分散经营的情况下，农户所需要的农业生产技术千差万别，农业科研机构要开发实用的技术就需要进行大量的信息收集与评估，信息收集费用庞大；农业技术推广者通常需要一对一地向大量地域分散的农户进行技术传播，付出的推广成本也相对较高；而对于普通小农户，可能由于信息不对称而付出更多的时间和金钱去寻找合适的农业技术，增加技术运用到实践中的成本。为了降低这些交易费用，农户才有组建合作社的动力。
（二）内生影响因素
1、乡村精英资源。中国农村广大农民的素质普遍较低，实践表明，能否组建合作社将主要取决于农区内精英人物的素质和能力。乡村精英往往是内生于本地经济社会体系中，他们扎根于农村复杂的社会关系中，或是拥有一定的资本积累，或是能够获得要素资源，他们的专业水平、交际能力、决策能力、个人品格以及所拥有的社会资本，都直接影响合作社的创建。例如，河南省由专业大户、农村经纪人、农技员等乡村精英牵头创建的合作组织占总数的86.7%。
2、劳动力资源环境。经济组织的形成过程是劳动者拥有的智力和体力转化为产品的过程，所以充分发挥和合理利用劳动者在经济组织生产经营活动中的主动性和创造性，就成为经济组织发展的关键。对于不同农区而言，劳动力资源状况对合作社的形成也具有一定的影响。
3、自然资源环境。自然环境对农民专业合作社的发展有着重要的制约作用。虽然技术进步使得人类在改造自然条件上取得了显著进步，但依然无法消除自然环境对农业生产的影响，自然资源在很大程度上决定着农产品的产出。对于以生产具有保鲜期短、不易运输、易损等特性的农产品为主的农区，合作社产生的较早、数目较多，而在以粮食生产为主的农区合作社分布较少。
二、样本选取依据
由于区域内如果还没有形成任何形式的农民专业合作社或者农户没有参加合作社，那么农户对合作社的认识就相当薄弱，更无法评价出哪些区域环境因素对合作社的形成有影响，又因为本文研究目的是从农户视角方面进行微观分析，深入研究区域环境对合作社形成过程的影响，因此样本选取分为两步：首先对样本合作社进行选择；其次在样本合作社中对样本农户进行选择。
（一）样本农民专业合作社的选取依据。本文将选取农业大省河南省的典型农民专业合作组织作为研究样本，依据以下原则对河南省农民专业合作社进行筛选，从中选取样本合作社，研究区域环境对合作社形成所产生的影响。
1、择优原则。由于目前多数农民合作社处于起步阶段，则需选择发展情况良好、组织结构紧密、规范性强的农民合作组织作为样本，因此以河南省市级以上示范性农民专业合作社作为抽样对象。
2、代表性原则。根据河南省农业厅数据分析，农民合作社分布于多个领域，其中从事种植业和畜牧业的占到76.4%，最具有代表性，因此将选择范围确定在种植业和畜牧业领域。
3、可行性原则。虽然农民合作社成员的分布存在跨村、跨乡镇等跨地域现象，但是河南省农民合作社的成员多数集中在本村内，且平均成员数较少，在成员规模较小的情况下，不同环境对农民专业合作社形成路径的影响主要体现在村域范围内。因此，样本合作社主要选择成员多数集中于一个村落范围内的。
依照上述原则层层筛选以及实地调查访谈的结果，确定了3个农民专业合作社作为研究样本，即位于缑氏镇唐僧寺村的缑氏葡萄专业合作社、位于大口乡韩村的大口蔬菜专业合作社、位于三义寨乡南马庄村的南马庄大米生产者合作社。
（二）样本农户的选取依据。由于缑氏葡萄专业合作社现拥有农户社员463户，大口蔬菜专业合作社拥有农户社员444户，南马庄大米生产者合作社拥有农户社员310户，因此根据研究需要采取抽样方法进行调研。样本农户的调查对象选取主要依据以下几个原则：调查的入社农户数量超过合作社中社员总数的1/10；调查入社农户要具有代表性；调查首选合作社核心农户社员及专业生产大户。据此，在3个样本农民专业合作社中选取了共198家农户社员进行了面谈方式的问卷调查，并将整理后的纸质问卷数据输入EXCEL2007中，形成数据库。
三、评价指标体系设置与评价方法选择
（一）评价指标体系的设置。评价指标体系的设置方法一般有两种：分析法和综合法。所谓分析法，是将指标的度量对象和度量目标划分为若干个部分，并逐步细分直到具体的统计指标来描述。综合法则是指对已经存在的一些指标按一定的标准进行聚类，使之体系化的一种构造指标体系的方法。本文采用综合法与分析法相结合的方法，即首先分别从农民专业合作社形成的外生和内生影响因素两个方面设置指标体系，然后再进行综合分析，尽量使指标体系设置的科学、合理、具体、全面。
我国农民专业合作社的发展尚处于起步探索阶段，因而影响合作社形成的区域环境因素指标评价体系是一个较新的理论研究内容，学术界还没有对此做出系统全面的分析。又因为各农区环境不同，使得影响合作社形成的各区域环境因素的重要性也存在很大的差异。根据对农民专业合作社的样本调查，并结合上述对各影响因素的理论分析，试确定影响农民专业合作社形成的区域环境因素评价指标体系，如图1所示。（图1）
该指标体系的设置是根据对影响农民专业合作社形成的内生因素和外生因素的分析，并遵循综合性和全面性原则，最终得出的综合评价指标体系。
在内生影响因素中，村内合作社牵头人和专业种养大户指标主要反映了乡村精英对合作社形成的影响；地方自然资源指标来反映区域自然环境对合作社形成的影响；本地劳动力指标反映区域内劳动力资源对合作社形成的影响。根据实践发展情况，组建合作社的资金来源来自于多个方面，有农户自有入股资金及会费，也有相关涉农企业机构作为合作社的参与者而给予的资金支持及入股，还有各级政府部门的财政拨款以及其他社会各界给予的资金援助等。可见，这些资金来源有些属于内生的，有些则属于外生的，又因为农户是创建合作社的主体力量，为了研究方便，将资金指标划归为合作社形成的内生影响因素。
在外生影响因素中，农业种植养殖传统指标反映了区域文化传统环境对合作社的影响；政府宣传指标反映了区域政治环境对合作社的影响；农业技术指标反映了区域技术环境对合作社的影响。由于通常情况下交通通达程度和经济发展环境密切相关，农产品销售率（农产品销售率=农产品销售量/农产品生产量）也间接地反映了该区域农产品市场经济环境，又因为经济组织之间竞争与合作关系的存在，周围已发展起来的合作社也将会对新合作社的形成产生一定的影响，因此以交通条件、农产品销售率和周围合作社情况综合反映区域经济环境对合作社形成的影响。
（二）评价方法的选择。权重值是反映不同评价因子间重要程度差异的数值，也是体现各评价因子在总指标中的地位与作用以及对总指标的影响程度。权重的确定方法大致可分为两类，主观赋权法和客观赋权法。为了避免主观因素过强，同时也为了避免由于变化幅度较大的统计数据带来的影响，在对影响农民专业合作社形成的区域环境因素评价时，采用层次分析法（主观赋权法）和变异系数法（客观赋权法）相结合的多元统计分析方法对各指标进行赋权，即组合赋权法。
组合赋权法是一种综合主观和客观赋权法的结果而确定权数的方法。设用客观赋权法对第i项指标确定权数ai，用主观赋权法对第i项指标确定的权数为wi，则组合赋权法权数为：
gi=aiwi/∑aiwi
四、影响合作社形成的区域环境因素评价
（一）用变异系数法计算各指标的客观权重。变异系数反映了各个指标数值的差异程度。该差异包括纵向和横向两方面，即时间序列数据和截面数据都可以作为确定权重的依据。假如某个指标的各个数值差异较大，意味着该指标发展越不稳定（针对时序数据）或不均衡（针对截面数据），从而对于实现预期目标的把握性越差，在评价过程中就应给予较多的关注，因而赋予较大的权重；反之亦然。
据此方法得出影响农民专业合作社形成的区域环境因素各项指标的客观权重，如表1所示。采用这种客观赋权法，虽然避免了部分人为因素带来的偏差，但对于设置的因素指标而言，一些变化比较显著或者波动比较大的指标所得出的权重与实际分析的结果出入较大。（表1）
（二）用层次分析法计算各指标的主观权重。主观赋权法本文采用层次分析法（简称AHP），它的基本原理是将复杂问题中的各种因素，通过划分若干个相互联系的有序层次结构，然后根据一定的判断准则，在比原来问题简单的层次上分析，最后进行总体层次上的综合分析或决策。在实际运用中单项指标数值的大小通常是通过专家意见给出，根据专家打分结果，并结合一般层次分析法的基本原理，采用改进后的层次分析法，针对Saaty提出的1～9级评判标度系统的不足，分不同情况对标度进行改进，进而建立评价模型，以期能够更准确、客观的确定各因素权重以及各因素重要程度的排序。
根据改进后的层次分析法模型，本文确定的二级指标的权重值如表2所示；确定的一级指标的权重分别为0.4423，0.5577，即内生影响因素的权重为0.4423，外生影响因素的权重为0.5577。（表2）
（三）用主客观组合赋权法计算各指标的组合权重。用以上结果与环比法计算出的所有指标权重的归一化处理结果进行组合，计算组合权重，计算结果如表3所示。（表3）
通过分析可知，影响农民专业合作社形成的区域环境因素按重要性排序依次为：X1牵头创建者>X10农产品销售率>X7政府宣传>X5资金>X8交通便利>X6种植养殖传统>X9农业技术>X3地方自然资源>X2专业种养大户>X4本地劳动力>X11周围合作社情况。
（四）影响因素评价结果分析。根据上文分析结果显示，外生影响因素权重为0.5577，表明外生影响因素在农民专业合作社形成中占据了主导性作用，而内生影响因素权重为0.4423，总体程度较低于外生因素对合作社形成的影响。进一步对二级指标体系中权重较高的指标评价如下：
牵头创建者在整个指标权重体系中排第一位，由于深受中原文化的影响，农民普遍具有求稳的性格特征，不愿意冒风险，从众心理强，被调查农户有54.8%都是因模仿大多数而参加合作社的。因此，牵头创建者对于合作社的形成起着至关重要的作用。
农产品销售率排在第二位，说明市场经济是推动合作社产生的重要力量。随着农业生产经营活动由自然经济向商品经济、市场经济转化后，农业生产经营中各个环节的市场化、商品化程度大大提高，在农产品销售率高的地区，农户承受的市场风险大，为了有效抵御市场风险和提高农产品竞争力，农户联合起来创建合作社就成了必然选择。从对农户的调查可知，在未参加合作社之前分别有70.7%和97.9%的农户认为在获取农产品销售渠道和保证销售价格方面存在困难，而在参加合作社之后分别有82.4%和93.6%的农户认为农产品的销售渠道和价格问题有所解决。可见，由于农产品的高销售率所带来的产品销售问题是农户组建合作社组的重要动力之一。
河南省大部分农区与沿海发达农区相比，较为闭塞，农业经济落后，农民素质普遍较低，具有企业家精神的乡村精英匮乏，而农民专业合作社又是一种新兴的农户合作经济组织形式，因而特别需要通过政府宣传方式对农民积极开展相关讲解与培训活动，使之了解现阶段的新型农民专业合作社，这样才能有效促进合作社的创建。
五、结论
根据上述研究，本文得出影响现阶段新型农民专业合作社形成的各类区域环境因素中，按照影响程度强弱排在前3位的依次是：第一，区域内具有有能力组织合作社创建的牵头者，即乡村精英对合作社的形成具有最重要的影响；第二，区域内农产品应具有较高销售率，即区域内农业经济发展繁荣程度对合作社的形成也具有较强的影响；第三，政府机构大力宣传合作社，即区域政治环境对合作社形成的影响也较大。如果所在农区的区域环境中缺乏这些促使农民专业合作社形成的有利影响因素，那么合作社就很难在该地区内形成；反之亦然。
主要参考文献：
[1]曹兴华.以农业合作经济组织促进农业经济发展[J].改革与战略，2010.5.
[2]曼瑟尔・奥尔森.陈郁等译.集体行动的逻辑[M].上海：上海三联书店，1995.57.
关键词：农民工；迁移意愿；Logistic模型
中图分类号：F304.6 文献标识码：A 文章编号：1008－2972(2007)06－0049－04
一、引言
与发达国家相比，我国的农村劳动力转移就业面临着特殊的制度约束，这种制度决定了上世纪80年代中期以来的大规模农村劳动力转移就业并不是永久性迁移，而是呈现出很强的暂时性和不稳定性特征，随着经济周期和政策周期的变化，农村劳动力转移就业过程表现出流出与回流的双重形态，“城市就业、回乡定居”成为农村劳动力转移就业的重要特征。有学者估计，1990年以来，每年大约有5000万～6000万农村劳动力进城打工，但只有1000万～1500万人口(即约20％)成为持久性迁移者而长久居住在城市。调查也显示，农民工定居城市的意愿并不十分强烈。例如，一项对北京农民工未来打算的调查表明，只有25.5％的被调查者明确表示有定居城市的意愿。2004年、2005年和2006年中共中央国务院连续三年颁发“中央一号”文件，分别就增加农民收入、提高农业综合生产能力和建设社会主义新农村提出了一系列意见，随着这些意见的落实，农村社会经济发展将进入一个新阶段；与此同时，国务院、地方政府也采取多种措施改善农民工城市就业环境、维护农民工权益。在这种形势下，农民工向城市迁移的意愿如何，影响因素有哪些等问题值得关注，因为这些问题不仅关系到中长期就业政策和社会政策的制定。而且对构建和谐社会具有重要意义。本文利用农民工调查资料，对上述问题进行了实证分析。
二、研究假设
和城市常住居民相比，农民工在居住条件、物质生活、教育、健康、生活方式等方面都处于弱势，是城市社会中居于边缘地位的群体。同时，从农民工期望和心理预期角度，城市相对高收入、较好的生活条件、教育条件和现代生活方式等吸引着农民工。因此，农民工同时面临着迁移定居城市的现实困境和潜在激励，他们往往在综合考虑多种因素的基础上决定是否迁移与定居城市。西方迁移理论认为，经济因素是影响人们迁移决策的重要因素。国内多项理论和实证研究表明，收入、人力资本、家庭关系及城市外部成本等因素影响着农民工定居城市的决策。
基于上述分析和笔者对现实状况的理解，并结合调查问卷，本文将从农民工人口学社会特征、经济因素和社会因素等考察农民工迁移意愿的影响因素，并提出如下假说：
1、人口学与社会特征对农民工迁移意愿有影响。(1)从性别的角度看，由于男性在劳动力市场的收入相对较高，而女性就业面临众多歧视和不利因素，因此，男性有更强烈的迁移意愿；(2)相对年长者，年轻人适应城市能力强、对城市生活更向往，所以，农民工的年龄与迁移意愿成负相关，即年龄越小的农民工越愿意迁移城市；(3)未婚的农民工没有家庭的拖累，迁移城市的成本相对较低，更加倾向于迁移城市；(4)由于受教育程度高的农民工就业比较稳定、收入也高，城市适应能力也强，所以，受教育程度与迁移意愿成正相关，即受教育程度越高的农民工越倾向于迁移城市。(5)职业越好的农民工，其收入也越高，其迁移意愿也越强烈。
2、经济因素对农民工迁移意愿的影响。(1)就业状态。由于正规就业和较稳定的就业往往具有劳动合同的特征，因此，是否签订劳动合同在很大程度上反映了农民工的就业状态，即就业是否正规、是否稳定等，就业稳定的农民工，其收入和生活也较稳定，因而就业越稳定的农民工，其迁移意愿表现得越明显。(2)收入水平影响农民工在城市生活负担水平和生活质量，以及对未来的城市生活预期，收入水平在很大程度上决定了农民在城市定居的可能性，所以收入水平越高的农民工，其迁移意愿越强烈。(3)农村土地对农民具有就业、收入、保障等多重功能，放弃土地、进城定居意味着多重风险，土地在一定程度上削弱了农民工定居城市的意愿，由此，土地面积较多的农民工的迁移意愿较弱。(4)农民工的住房情况对农民工的定居城市意愿有着不容忽视的影响。一般而言，拥有住房的农民工比租房等形式的农民工更倾向迁移城市。(5)养老保障是农民工抵抗社会风险的重要机制。是否参保城市养老保障与迁移意愿成正相关，因为这在一定程度上解决了农民工的养老后顾之忧。
3、社会因素对农民工迁移意愿的影响。(1)社会资本。城市里朋友规模在一定程度上能反映农民工的城市社会资本，一般而言，城市里朋友越多的农民工，其社会支持网络规模和社会资本越大，越有利于城市生活，因而其迁移意愿越大。(2)社会融合。与城市居民交往情况可以大致反映农民工与城市社会融合的程度，一般而言，农民工与城市社会融合越好，其就业状态和生活状态越好，迁移意愿越高。
三、数据、研究方法与变量设定
(一)数据与样本情况
本文数据来源于2006年7月教育部哲学社会科学重大研究攻关项目“农村劳动力转移就业的社会政策研究”课题组，对上海、天津、广州、沈阳、昆明五城市的农民工调查，调查内容涉及农民工的基本情况、就业与收入、职业培训、健康与医疗、居住、子女教育、社会保障、服务需求、社会交往和社会活动、迁移城市意愿等。鉴于研究的需要，本文选取了其中部分相关变量，用来分析农民工迁移意愿。本文对应的有效样本数据有1076个，其中，上海占20.7％，天津占23.2％，广州占24.6％，沈阳占15.3％，昆明占16.1％。从性别上看，男性占67.7％，女性占32.3％。从年龄结构上看，20～29岁年龄组的人最多，占被调查总数的36.3％；其次是30～39岁年龄组的人，占25％；平均年龄为33.7岁。从文化程度看，被调查者中具有初中文化程度的人最多，占被调查总数的52.3％；具有小学及以下文化程度的人其次，占被调查总数的31.9％。从婚姻看，未婚占32.4％，已婚占67.6％。从职业看，农民工主要从事低层次的职业，前三位职业是普通工人、服务人员和其他人员，分别占被调查总数的41.0％、17.5％和14.3％。
(二)研究方法与变量设定
本文研究的是农民工迁移城市的意愿，因变量为农民工的迁移意愿(有意愿=1，无愿意0)。由于因变量是虚拟变量形式，是只有两种结果的定性变量，所以，本文采用logistic回归模型来进行研究。
本文在调查农民工迁移城市意愿时，主要选择农民工的人口与社会特征、经济因素和社会因素等变量来考
察。模型变量及其统计性描述见表1。
四、实证分析结果与讨论
(一)农民工迁移意愿影响因素的Logistic分析结果
本文在选人变量标准α=0.05和剔除标准α=0.10的水平上，进行了Logistic回归分析。结果是，进入模型的变量有年龄、就业状态、月收入、农村土地、住房情况、养老保障状况和社会融合共7个变量。模型的估计结果见表2。
从年龄变量的影响看，回归结果显示，在其他条件不变的情况下，迁移意愿最强的是20～29岁和20岁以下年龄组，迁移意愿分别是参照组50岁及以上年龄组的1.9倍和1.3倍。
从就业状态变量的影响看，在其他条件不变的情况下，签订了劳动合同的农民工更倾向于迁移城市，其迁移意愿比未签订劳动合同农民工的迁移意愿上升了158.6％。
从收入变量的影响看，表2显示，在其他条件不变的情况下，随着收入的增加，农民工迁移意愿基本上逐渐增强，高收入组的农民工迁移意愿相对更强烈。
从土地面积变量的影响看，在其他条件不变的情况下，没有土地的农民工的迁移意愿最强烈，其次是家庭人均土地面积1～3亩的农民工，分别是参照组农民工定居城市意愿的2.126倍和1.815倍。这说明，家庭人均土地面积对于农民工定居城市意愿具有负面作用。
从住房情况变量的影响看，在其他条件不变的情况下，随着住房条件的逐步变好，农民工的迁移意愿逐渐强烈。相对于住工作场所的农民工，自己买房的农民工迁移意愿是其2.528倍，其次是住亲友家中的农民工，是其2.057倍。这说明，稳定的住房能有效增强农民工的迁移城市意愿。
从养老保障状况变量的影响看，在其他条件不变的情况下，参保了城市养老保障的农民工更倾向于迁移城市，其迁移意愿比未参保农民工的迁移意愿上升了115.9％。这表明，养老保障对农民工的迁移意愿影响是非常显著的。
从社会融合变量的影响看，在其他条件不变的情况下，与城市的社会融合越好，农民工的迁移意愿越强烈。相对于与城市居民几乎没有交往的农民工，与城市居民交往很多的农民工迁移意愿是其2.817倍，其次是与城市居民交往一般的农民工，是其1.628倍。这说明，当农民工能较好地融入城市时，更倾向于定居在其打工城市。
(二)结果讨论与解释
研究结果表明，农民工的性别、婚姻、受教育程度和职业，以及社会资本对其迁移城市意愿影响程度较弱。可能的解释是：首先，在城市劳动力市场中，男性和女性农民工的就业状态、收入水平、住房等经济因素存在明显差异，如本次被调查的男性农民工中签订了劳动合同的比例为40.3％，而女性为28.0％；男性的平均月收入为1161.4元，女性为944.4；男性自己买房的比例为4.9％，女性为2.1％。因此，只单一考察性别因素。不能对迁移意愿产生显著影响。其次，由于农民工的城市生活环境整体较差，已婚和未婚农民工定居城市的经济成本和心理成本相差不大，因此，婚姻对迁移意愿影响不显著。再次，本次调查显示，农民工受教育程度偏低，初中及以下农民工比例高达84.2％，同时，由于农民工职业层次普遍比较低，受教育程度对农民工的职业选择影响较弱，因此，受教育程度和职业对农民工迁移意愿影响程度较弱。最后，农民工进城就业的主要途径是农村的亲戚朋友(社会资本)，农村的社会资本对农民工的城市就业和生活仍有持续的较大影响，而农民工的城市社会资本(主要指来自于城市的社会网络等)偏低，对农民工城市就业和生活影响较小，农村的社会资本比城市的社会资本的作用更强烈和更明显。因此城市社会资本对农民工迁移意愿影响不显著。
年龄对农民工迁移意愿有显著影响，并且迁移意愿随着年龄的增大而逐步减弱，这一方面是年轻农民工与年长农民工的进城动机和追求已存在明显差异，已从经济型转变到经济型和生活型并存或生活型，新生代农民工更愿意定居城市；同时，年长农民工由于失业增多，就业压力大，不得不回乡。
土地面积对农民工迁移意愿有明显的负效应。由于农民工在城市面临众多的现代社会风险，而其抵御社会风险的机制尚缺和能力尚小，土地是其面临城市风险后的重要保障，因此，土地是农民工返乡的重要拉力。 农民工的就业状态、月收入、住房情况、养老保障状况和社会融合对迁移意愿有显著的正作用。对此，本文认为，只有当农民工在城市找到一份相对稳定的工作，有了稳定的较高收入和得以安身的居所时，他们才能在经济层面上迁移城市。而且。当养老等社会保障问题得到解决时，农民工迁移的意愿将更强烈。同时，能够与城市社会较好融合的农民工，其迁移意愿也强，只有农民工真正融入城市，感觉到自己是城市的一份子时，农民工才可能有强烈的意愿定居于城市。
五、结论与启示
本文利用五城市的1076个农民工样本数据分析了农民工迁移意愿及其影响因素。结果表明，总体上农民工迁移意愿并不强烈，就业状态、收入、农村土地、住房情况、养老保障状况和社会融合等经济社会因素是影响农民工迁移意愿的最为重要的影响因素。
1、关注农民工迁移意愿的代际差异。尽管总体上看，农民工迁移意愿偏弱，但年龄与迁移意愿的研究结果表明，农民工迁移意愿存在显著的代际差异，新生代农民工迁移意愿更强烈，因此，在研究农民工迁移意愿时要关注这一代际差异。政府在解决第一代农民工问题时，更应重点关注农民工的下一代和新生代农民工的特征和利益诉求，在政策上未雨绸缪，以避免目前年轻的农民工在年老时不得不离开城市。
2、人力资本提升是农民工迁移城市意愿的关键。目前，农民工就业表现为非正规性、不稳定、职业层次低等特征，同时收入偏低，并进一步深刻影响农民工迁移意愿，导致农民工就业和收入问题的原因是多方面的，但农民工人力资本偏低是本质原因。本文的农民工受教育程度对迁移意愿的影响未通过显著性检验，说明提升农民工人力资本的巨大潜在意义。随着劳动力市场和社会政策的完善，提升人力资本将不仅是增强农民工就业能力，改善就业状态和提高收入的关键因素，而且是促进农民工迁移城市的重要因素。
3、土地面积与农民工迁移意愿负相关的结论，说明农村土地成为农民工定居城市的障碍性因素。因此，从农村角度看，促进农民工迁移城市应该深化农村土地制度改革，通过建立农民土地财产权制度和市场化退出机制，以使农民在自愿放弃土地中得到应有的报偿，为农民工实现迁移城市提供经济支持。
4、社会保障是农民工迁移城市的基础。随着工业化、城市化、市场化进程的深化，进城农民工面临的社会风险性质已发生了根本转变，由传统农业社会的社会风险转变为工业化社会的社会风险，并与城市居民面临的社会风险基本趋同，这些社会风险主要包括失业、养老、工伤、疾病、公共卫生、住房等问题。一方面，农民工和城市居民收入存在较大差距，其抗社会风险的能力明显偏低；另一方面，由于社会排斥性政策的安排，农民工缺乏抗风险的社会机制。工业化和转移就业过程中农民工面临的社会风险和其拥有的抗风险能力与机制之间的严重不对称性，直接影响了其迁移意愿。建立和完善农民工社会政策，逐步解决其社会保障问题，对激励农民工迁移城市有着重要意义。
5、农民工进城就业的主要决策因素是经济因素，但当农民工进行迁移城市决策时，其影响因素不仅仅是单纯的经济因素，还包括非经济因素。本次调查结果显示，由于身份和制度等多方面原因，农民工与城市居民交往少、参与城市社会活动少，在遇到困难和问题时得到政府机构的帮助少，农民工融入城市社会的难度很大，也增加了农民工定居城市的难度。因此，促进农民工定居城市，不仅要解决农民工的经济问题和社会保障问题。还需要采取综合措施推进农民工逐步融入城市，这对于农民工的城市生活和发展以及整个社会的稳定及和谐社会构建都具有重要意义。
>> 河北省农民专业合作社现状分析及对策研究 影响农民参加农民专业合作社的因素探究 河北省农民专业合作社的市场化进程问题研究 河北省农民专业合作社发展问题研究 农民参与专业合作社影响因素分析 关于农民专业合作社资金互助的思考与分析 内生于农民专业合作社的资金互助社运行机制分析 首家农民资金互助合作社考察 农民资金互助合作社发展探析 河北省农民合作社对涉农资源的优化整合 黑龙江省农民专业合作社融资能力影响因素研究 影响农民专业合作社发展的因素 江苏省农民专业合作社现状分析 开展农民专业合作社资金互助的对策思考 浅析农民专业合作社信用互助业务资金风险及防范 农民专业合作社信用互助业务模式探析 农民对专业合作社的需求及其影响因素分析 农民专业合作社收益分配机制及影响因素分析 农民专业合作社契约模式选择的影响因素分析 海南农民专业合作社发展的影响因素分析 常见问题解答 当前所在位置：l.
[2] 赵慧峰.国外农业产业化经验及发展模式比较——兼论对河北省农业发展的借鉴[M].北京：中国物价出版社，2001：124.
[3] 张德元，张亚军.关于农民资金互助合作组织的思考与分析[J].经济学家，2008（1）：13-17.
[4] 夏英，宋彦峰，濮梦琪.以农民专业合作社为基础的资金互助制度分析[J].农业经济问题，2010（4）：29-33.
[5] 林珑，李天祥，马磊，等.以农民专业合作社为基础的资金互助社模式浅析[J].温州农业科技，2011（2）：1-4.
[6] 潘春霖，王晓蓉，李凤菊，等.天津市农民专业合作社农业社会化服务的发展现状研究[J].天津农业科学，2013，19（8）：51-53.
[7] 王甲午，王景文.试论农民资金互助社的建立与发展[J].农业经济，2010（12）：84-85.
[8] 中国银行业监督管理委员会.中国银行业监督管理委员会关于印发《农村资金互助社管理暂行规定》的通知[EB/OL].（2007-01-22）..
[9] 董景奎.新农村建设中提高政策支持效应、优化企业与农户合作行为分析——以贵州省W村为例[J].天津农业科学，2012，18（1）：77-80.
[10]中华人民共和国农民专业合作社法[EB/OL].（2006-10-31）..
关键词：PEARLS指标体系 农村信用社 改革绩效 影响因素 回归分析
一、引言
海南省是我国最后一个进行农村信用社改革的省份。2007年8月，海南省组建了省农村信用社联合社，开启了海南农村金融新的一页。经过六年的改革，海南省农村信用社的改革发展取得了辉煌的成就，截至2013年末，海南农信社存款856.2亿元，是改革前的9倍，居全省商业银行第二位；贷款564.9亿元，是改革前的10.7倍，居全省商业银行第一位；资本充足率9.34%，提升123个百分点；不良率由88.3%下降到3.4%；经营效益由严重亏损到2009年开始盈利，再到2012年实现净利润4.8亿元，2013年净利润8.8亿元；尤其是不良贷款率、资本充足率等重要风险指标的改善程度连续4年全国同行业排名第一 [1]。童元保[2]基于WOCCU的PEARLS指标体系[3]，对海南省农村信用社近年来的综合绩效进行了评价，各年度的综合评分如表1所示。
表1结果表明，从2007年海南省农村信用社改革启动以来，海南省农村信用社的绩效水平总体上有了提升，这在一定程度上说明，海南省新一轮农村信用社改革已经获得了一定的成功。那么在改革过程中影响农村信用社改革绩效的主要因素是哪些，它们对农村信用社改革绩效的影响如何，这种影响是通过何种机制实现的，等等，这些都是我们在改革过程中非常关注的问题。弄清这些问题，对于下一步海南省农村信用社的改革具有很好的借鉴作用和指导意义。本文以海南省农村信用社PEARLS指标综合评分作为因变量，以海南省经济政策和内部管理指标作为自变量，进行回归拟合，分析各因素对改革绩效的影响，并就海南省农村信用社未来的改革发展提出一些建议。
二、改革绩效影响因素选取
影响农村信用社绩效因素可以分为内部影响因素、外部影响因素两大类，而外部因素又可进一步细分为当地经济社会发展因素和制度因素两个方面。影响因素选取主要从内部影响因素、外部影响因素及制度因素三个方面考虑。影响农村信用社绩效的内部影响因素主要有反映农村信用社经营规模的资产负债水平，反映其经营状况的存贷款规模、存贷比和不良贷款率等，反映其支持“三农”发展力度的农业贷款比，反映其经营成本的营业费用支出、反映其人力资源质量的内部职工文化程度和业务水平等。影响信用社绩效的外部影响因素主要有，当地的经济发展水平，当地农业产值在总产值中所占的比重，当地农民的人均收入水平等。制度因素方面包含利率水平、税率，农村信用社所采取的产权模式等。内部影响因素中，存款规模可反映农村信用社的资产状况，也反映农村信用社的资金可贷规模。而资金规模和农村信用社的效率从理论上应呈现正相关；存贷比可反映农村信用社资产配置质量对农村信用社效率的影响；内部职工的文化程度则反映农村信用社内部的管理水平，职工文化程度越高，农村信用社的管理水平可能会越高。为了提高指标的可操作性，职工文化程度以职工平均受教育年限表示。外部影响因素使用反映当地农村经济发展情况的变量来表示，选择人均收入及农业总产值占国内生产总值的比重来表示。人均收入可反映当地的经济发展状况，一般来说，经济发展水平越高，农村信用社的存款规模越大，且对农户贷款的交易成本会下降，使得农村信用社的效率会提高；农业总产值占国内生产总值的比重可反映当地农业发展的状况，该比重越大，说明二、三产业发展相对滞后，经济发展主要以传统农业为主，经济结构不尽合理，对农村信用社的效率呈负方向影响。
各影响因素变量及其特性如表2所示。
以上变量中有些变量之间具有较强的相关性，或者某个变量与另外几个变量之间具有某种程度的线性关系。为此运用SPSS软件，先对每个大类中的变量进行相关分析（数据来源于海南省统计年鉴及海南省农村信用社财务报表〔2005―2012〕），对相关程度较高的几个变量中挑选一个作为模型的自变量。相关分析结果如表3、表4、表5所示。
从表3中可知农业总产值、国内生产总值、农民人均纯收入这三个变量正相关，选取农民人均纯收入作为自变量；农业产值占总产值的比重与其他三个变量相关系数较低，也作为模型的自变量。
从表4中可知贷款总额、存款总额、资产、负债、存贷比这几个变量之间的相关系数较大，选取其中的存贷比作为模型的自变量；不良贷款与其他变量相关系数较低，也作为模型的自变量。
从表5中可知，“营业费用”与“教育培训费用”这两个因素的相关系数为0.765，说明这两个因素之间具有较高的线性相关性，故仅选取“营业费用”做为模型的自变量。
三、基于PEARLS综合绩效的影响因素分析
以“农民人均纯收入”、“农业产值占总产值的比重”、“存贷比”，“不良贷款”、“营业费用”作为模型的自变量，以PEARLS综合评分作为因变量，进行回归分析，结果如表6、表7所示。
从表7中可以看出，模型的可决系数为0.999，这说明PEARLS综合评分与自变量“农业产值占总产值的比重、农民人均纯收入、存贷比、不良贷款、营业费用”等之间总体上具有很强的线性关系，但其中变量“农民人均纯收入”没有通过显著性检验，说明，自变量之间可能存在多重共线性。剔除这一变量后，再进行回归，结果如表8所示。
现在，模型的可决系数（）为0.999，各个自变量对因变量的影响在显著性水平0.05下都是显著的。故最终得到如下的回归方程：
Y=0.562-0.569X3+0.182X9-0.352X10-0.268X11
以上结果表明：
1、农业产值占总产值的比重对基于PEARLS体系指标的综合评分有显著影响。农业产值占总产值的比重越高，基于PEARLS体系指标的综合评分就越低。
2、存贷比对基于PEARLS体系指标的综合评分有显著影响。存贷比越高，基于PEARLS体系指标的综合评分就越高。
3、不良贷款水平对基于PEARLS体系指标的综合评分有显著影响。不良贷款水平越高，基于PEARLS体系指标的综合评分就越低。
4、营业费用对基于PEARLS体系指标的综合评分有显著影响。营业费用越高，基于PEARLS体系指标的综合评分就越低。
四、海南省农村信用社示来改革发展的政策建议
基于以上分析结果，就海南省农村信用社未来的改革提出以下建议：
一是加强经济欠发达地区农村信用社改革的投入力度。经济欠发达地区农业产值占总产值的比重较高，较高的农业产值比重会拉低农村信用社的改革绩效，因此这类地区的改革难度相对更大。但这类地区的经济发展水平对于农村信用社来说是一个客观存在的外部因素，农村信用社不应该等着当地经济发展水平的增长、产业结构的升级，而是应该从自身内部挖潜，加大改革投入力度，更好支持当地的经济发展。反过来，当地经济发展水平提高、产业结构升级也就进一步促进农村信用社绩效的提高。因此，海南省农村信用社改革应着重要抓好经济欠发达地区的改革。
二是适当提高农村信用社的存贷比。从金融机构盈利的角度来看，存贷比越高越好，因为存款是要付利息的，金融机构的存款越多，贷款越少，就意味着它成本越高，收入越少，从而盈利能力就越差。但较高的存贷比也会给金融机构带来较高的风险。从本节的回归模型来看，目前海南农村信用社的存贷比对PEARLS综合绩效的影响是正相关关系，存贷比的适当上调会提升农村信用社的PEARLS综合绩效，所以就目前来看，海南省农村信用社可以适当提高其存贷比，以提高其盈利能力。但存贷比不能无限制的提高，过高的存贷比会给农村信用社带来较大的风险，因此在提高存贷比的过程中一定要关注对风险的控制，注意把握好度。
三是把好贷款质量关，严控不良贷款。不良贷款水平与农村信用社的PEARLS综合绩效有显著的负相关关系。新一轮农村信用社改革以前，海南省农村信用社的不良贷款水平较高，自改革以来，海南省的不良贷款水平持续下降，目前已经低于WOCCU所要求的5%的水平，这是一个很好的现象，应在以后的改革过程中，总结以往的经验，继续控制好不良贷款的水平。
四是优化营业费用支出结构。从模型结果来看，营业费用与PEARLS综合绩效有显著的负相关关系，营业费用越低，PEARLS综合绩效越高，但显然营业费用支出是维持一家机构运营的基本条件，营业费用也不是能够无限制地下降的。海南省在改革初期营业费用占总资产的比例较高，但随后持续下降，并在2010年后基本趋于稳定，这说明海南省农村信用社在营业成本控制上比较成功。就目前来看，海南省的营业费用水平与PEARLS综合绩效是负相关的，所以海南省农村信用社在控制营业费用上仍有改进的空间，仍应进一步采取措施控制营业费用支出。但是营业成本中有部分投入会给机构带来较大的收益，如教育培训费用的增加可以提高员工的文化程度和业务水平，对这一类费用不应控制得过死，而应适当加大投入的力度。所以对农村信用社的营业费用要从结构上进行适当的调整，控制一些不必要的支出，同时对一些能促进农村信用社发展的支出要予以积极支持。■
参考文献：
[1]吴雪君，袁国华.改革创新 突围崛起――海南省农村信用社阔步前进发展纪实[N].工人日报，2014-05-14（04）
[2]童元保.基于PEARLS体系的农村信用社改革绩效评价――以海南省为例[J].全球化.2014，11
关键词：城乡居民;收入差距;经济;社会
中图分类号：F127 文献标识码：A
收录日期：2014年10月18日
自改革开放以来，贵州省城乡居民收入都随着经济的增长而得到了大幅度的提高。但是城乡居民之间的收入差距也在不断的拉大。一定程度的城乡居民收入差距对经济发展和社会稳定可以产生正效应，而一旦收入差距长期拉大，超过人们的心理承受范围，就会对社会经济产生负面影响。因此，分析贵州省城乡居民收入差距带来的负面影响及其应对措施，不但具有理论价值，更具有现实意义。
一、贵州省城乡居民收入差距现状
城乡收入差距指的是城镇居民收入与农村居民收入的离差，包括绝对差距和相对差距。一般用城乡收入的绝对差额来表示绝对差距，用城乡收入比来表示相对差距，两者分别从不同的角度来反映城乡居民在收入分配上的差别。1978年贵州省城镇居民人均可支配收入为261.26元，农村居民人均纯收入为109.3元，二者相差151.96元，城乡收入比为2.39∶1。到2013年贵州省城镇居民人均可支配收入提高到20，667.07元，比1978年增长了79.1倍，农村居民人均纯收入为5，434.00元，比1978年增长了49.7倍，城乡收入差为15，233.07元，二者之比为3.80∶1。可见二者在35年的时间里都得到了迅速的提高，但城乡居民收入之间的差距也不断扩大。同时期，从全国来看，城镇居民人均可支配收入从343.4元增加到26，955.1元，农村人均年纯收入从133.6元增加到8，895.9元，城乡居民收入之间的差距由2.57∶1扩大到3.03∶1，增长了0.46倍。从数据中可以看出，无论是贵州省还是全国的城乡居民收入差距都呈扩大趋势，1978年贵州省城乡收入差距比全国低0.18，到2013年，贵州省城乡收入差距比全国高0.77，贵州省城乡居民的收入差距增长幅度大于全国的城乡居民收入差距。
二、贵州省城乡居民收入差距对经济社会的负面影响
（一）城乡居民收入差距对经济的影响。城乡居民收入差距对经济的影响，首先通过对居民的消费总水平表现出来。贵州省居民消费率从2000年的73.26%下降到2012年的42.48%，呈现不断下降的趋势。居民消费率的决定因素主要有两个：一是收入水平;二是消费倾向。贵州省的收入水平一直很低，近10年来，在全国31个省市地区中最高的是排在倒数第7位，收入水平的总体偏低弱化了贵州省的社会总消费。而收入差距更加剧了问题的严重性。凯恩斯的绝对收入假说认为，边际消费倾向随收入水平的提高而呈现递减规律，即随着收入的增加，消费增加的幅度逐步递减。随着收入差距的扩大，社会财富不断向少数人集中，高收入人群的边际消费倾向是不断下降的，再加上低收入人群消费能力不足，造成了消费缓慢增长或停滞不前，从而消费率呈现下降趋势或保持较低水平。其次，通过对居民的消费结构表现出来。经济的增长提高了人们的生活水平，导致个人消费所决定的有效需求结构的不断升级，从而对产业结构产生影响。收入差距就是通过影响不同收入群体的有效需求来影响产业结构，而产业结构无论是对经济增长的速度还是模式都产生了重大影响。农村低收入居民将收入的大部分用于吃穿用等生活必需品上，并且购买的必需品一般是中低档产品。而城镇居民等高收入人群不再仅仅满足于生活必需品，而往往追求高品质的消费，消费落差的存在一方面使得部分消费需求得不到满足，另一方面又使得部分消费品供给严重过剩，这种消费需求的断层制约了产业结构调整和升级。2012年贵州省城镇居民人均消费性支出达到12，585.7元，比农村高出8，684元，城乡的恩格尔系数分别为39.7%和44.6%，二者相差4.9个百分点。与城镇居民相比，农村居民在食品、衣着和家庭设备用品及服务在消费支出中所占比重较大，而在医疗保健、交通通信和教育文化等方面的支出所占比重较小。
（二）城乡居民收入差距对居民教育投资的影响。教育无论是对经济还是社会来说都是一个很重要的方面。教育影响经济，所有的经济活动都是通过人来实现的，人的素质和技能的高低直接影响着经济活动的成果，再加上新时代经济是一种知识经济，所以教育在现代社会中变得越来越重要。同时，教育影响着社会，因为社会的文明和秩序取决于社会成员的素质和心理状态，而素质的提高和心理的健康往往又是通过教育来进行。居民收入水平和教育之间是正比关系。收入越高，教育投入越多，接受教育的机会就越多，接受教育的条件就越优越，反之，教育的投入少，机会少，条件差。城乡收入差距的不断扩大将促进教育的不均等化发展，教育的支付能力决定了教育发展上的差异。2012年贵州省城镇居民人均文教娱乐服务消费支出在总消费支出中的比例为11.1%，农村的仅为5.8%，二者相差5.3个百分点，可见农村在教育投入这一块远远低于城镇。此外，农村收入水平总体偏低，使得部分农民减少、延缓甚至取消了对文化教育和机能学习的需求，使得他们在与城市人竞争过程中处于劣势地位，发展的机会与发展的需求得不到满足。这种长期积压的失落感和危机感必然会以各种形式发泄出来，影响社会的稳定。
（三）城乡居民收入差距对社会稳定的影响。城乡居民收入差距除了对经济产生影响外，还对社会稳定产生影响。城乡居民收入差距多大才对社会产生影响以及影响的程度，取决于居民对收入差距合理水平的认知程度，也即居民对收入差距的容忍度，如果容忍度越高，居民可接受的收入差距就越大，其对社会稳定造成的影响就越小，反之，其对社会稳定的影响就越大。经济发展离不开一个稳定的社会环境，贵州省是一个农业省，农村人口占总人口的63.6%，因此城乡收入差距是否合理会直接影响社会成员的心态和社会的稳定。我国素有一种“不患寡而患不均”的传统思想，再加上很多财富是因为制度或腐败因素取得的，在高收入群体中，农民所占的比重不多，而在低收入社会成员中，他们所占的比重却很大，所以当城乡收入差距的扩大超过了人们的心理承受能力底线时，会影响农村低收入群体身心和谐，使之产生“相对剥夺感”，导致心理失衡。人们会把对收入差距扩大的不满，转化为对整个社会的不满、对政府的不满，从而社会矛盾不断滋生。此外，过大的城乡收入差距会引发人口流动失序，从而对社会稳定产生影响。农村中的低收入人口出自对富裕生活的追求，不断涌向大城市。这些流动人口给城市的管理带来了巨大的压力，这些流动人口受教育程度普遍较低和普遍缺乏劳动技能，同时法纪观念淡薄。当通过正当途径难以谋生时，一部分人便铤而走险，走上危害社会治安乃至犯罪的道路。
三、贵州省城乡收入差距扩大的原因及其对策
（一）制度因素。改革开放以前，由于种种原因，中国选择了重工业优先发展的计划经济体制，以牺牲农业为代价发展工业。据周其仁（1994）的估计，在1952～1982年的30年间里，国家通过价格剪刀差、农业税和农村储蓄净流出三条渠道，从农村获取6，127亿元的剩余，相当于1982年全部国营企业的固定资产原值。农民和农村经济剩余被剥夺殆尽。同时，将工业和服务业集中于城市，再通过户籍制度将农民禁锢于农村和农业，这种二元经济结构导致城乡居民较大收入差距的长期存在。改革开放后，政府政策有了大幅度的改变，如实行家庭联产承包制，解决了粮食生产的激励问题;提高了农副产品的收购价格，农民获得了本该属于自己的收益。农民解决了温饱问题，收入也得到了提高。但是，与城镇居民比较起来，无论是增长的速度还是幅度都是缓慢的。农民长期被迫从事近似完全竞争的农业，农产品价格波动大，并且收入需求弹性小，这决定了经济发展达到一定程度后农业增长必然要慢于第二、第三产业。农业生产率远远低于工业生产率。现代农业依赖于农业技术的进步，但农业科技具有投资风险大、周期长、见效慢的特点，这使得农业科技成果市场化比工业等其他部门更为困难。因此，农业科技的开发、推广、应用等各环节都可能因资金严重不足而陷入困境。为此，应该打破城乡二元经济结构，推动城乡发展一体化，坚持工业反哺农业、城市支持农村的方针，让农民平等参与现代化进程、共同分享现代化成果。依法维护农民土地承包经营权、宅基地使用权、集体收益分配权，壮大集体经济实力，发展多种形式规模经营。改革征地制度，提高农民在土地增值收益中的分配比例。改革城乡二元户籍制度，推动劳动就业创新，清除所有阻碍劳动力自由流动的歧视性政策法规，制定城乡统一的就业资格准入制度，建立与完善城乡统一的劳动力市场，让农民有机会参与到城镇岗位的竞争之中。政府积极支持农业科研及其农业科技开发和推广中的资金问题。
（二）教育因素。影响人们工资收入高低的因素很多，如教育程度、个人能力、性别、种族、地域和社会背景等。但教育程度毫无疑问是一个非常重要的因素。在不同社会经济制度、不同经济发展水平和不同经济运行模式的国家，都具有受教育程度高的人其收入高于受教育程度低的人的特点。农村家庭的收入水平和教育费用的日益上涨客观上限制了农村家庭对教育的投资，必然影响到农村孩子的受教育机会。当然，这种农村私人教育投入的不足还可以通过公共教育投入的增加来弥补。国家在实施农村义务教育经费保障机制改革后，政府在财政资金绝对量的投入中偏向于优先扶持农村教育的政策。但从生均指标来看，城乡义务教育经费投入的差距并未缩小，不均等的现象始终存在。如2006年，农村普通初中生均预算内教育经费比城镇生均少350.88元，2007年两者差距扩大到437.89元，2008年、2009年两者差距稍微下降，但到2010年两者差距扩大到534.96元。因此，城市居民的平均受教育年限都显著高于农村地区居民。所以，当农民进入城市务工时，由于拥有的人力资本处于劣势，大多数农民都只能进入近似完全竞争的体力劳动者市场，与城市职工同工不同酬，而城市居民进入的行业多为不完全竞争行业，这使得二者收入差距不断拉大。为此，政府应加大对农村教育的投入与支持，完善农村教育经费保障体制;加强农村职业教育与成人教育，推广农业技术，培养有文化、有技术的农民;加强农村师资队伍的建设，提高农村教师的数量与质量、促进和推动农村教育的全面发展。
主要参考文献：
[1]刘少奎.城乡收入差距与经济增长关系的研究――基于浙江省1990～2009年度数据的实证研究[J].哈尔滨金融学院学报，2012.10.
[2]《西方经济学》编写组.西方经济学（下册）[M].高等教育出版社、人民出版社，2012.12.
关键词：农民工；回流意愿；社会保障
中图分类号：D632.1文献标识码：A文章编号：1000-4149（2014）06-0102-07
DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2014.06.010
Can Social Security Influence Migrant Workers’ Return Intention？：
An Analysis Based on Shanghai Survey Data
YU Yunjiang1， SUN Bindong 1， SUN Xu 2
（1. Center for Modern Chinese City Studies， East China Normal University，
Shanghai 200241，China； 2.School of Management，Shanghai University
of Engineering Science，Shanghai 201620，China ）
Abstract：In two urban and rural household register system as the background， this empirical analysis of the influencing factors of migrant workers social security return intention based on a questionnaire survey of the Shanghai migrant workers. We got the following conclusion： social security factors have important influence on migrant workers’ return intention， the migrants with weak willingness to participate in oldage insurance， medical insurance， unemployment insurance have stronger intention to return； take the economic factors and personal factors into consideration， to participate in oldage insurance and medical insurance in rural areas increased the migrant workers’ return intention and decreased the migrant workers’ willingness to participate of the industrial injury insurance， oldage insurance and medical insurance in the town. The new generation of migrant workers is weak return intention， the higher level of education， children in the local scholars. The migrants with higher income have lower return intention.
Keywords：migrant workers； return intention； social security
一、引言
2013年中央城镇化工作会议指出：推进城镇化是解决农业、农村、农民问题的重要途径，是推动区域协调发展的有力支撑，是扩大内需和促进产业升级的重要抓手。其核心是要以人为本，推进以人为核心的城镇化，把实现农民工市民化作为首要任务。在城镇化推进过程中，农村劳动力到外地务工就业的同时一直存在着大量的农民工回流现象，这对促进农民工市民化带来了挑战。2013年国家卫生和计划生育委员会的《中国流动人口发展报告》显示：近年来，中西部外出农民工正在从东南沿海回流，并集中流向中西部中心城市；同时，中国制造业中流动人口占比正在快速下降，2010年中国制造业工人中，流动人口占比为40.4%，到2011年，该比例下降到37.3%，2012年则继续降至35.2%，2013年的数据显示，制造业从业人员比例已经下降至33.3%。在这种背景下，研究农民工回流的原因对国家推进城镇化、农民工市民化和沿海地区产业结构调整都有重要的理论与现实意义。中国农村迁移劳动力是收入和消费同长期保障或者养老保障相分离的特殊群体，他们在城市里赚取工资并在城市消费，但还是需要农村家庭为其提供保障支持系统[1]。因此，我国城乡分离的二元户籍制度特别是其背后的“隐形社会保障制度”对劳动力回流决策也会产生重大影响[2]，而国内相关研究很少从实证层面分析社会保障制度对劳动力回流的影响。农民工参加城镇养老保险、医疗保险等社保制度是否对其回流意愿有影响？参加农村养老保险、医疗保险是否对农民工回流产生引力？农民工参加社会保险的类型是否对回流产生影响？哪种社会保险对农民工回流影响最大？这些是本文需要研究和回答的重要问题。
二、理论基础与文献综述
农民工回流是劳动力流动过程中的一个阶段。关于农民工回流决策的相关理论与模型，国内学者从不同学科的视角进行了深入的研究，主要包括古典经济学理论、新迁移经济学理论、生命周期理论、社会网络理论、人力资本理论、劳动力流动的制度理论等[3]。古典经济学理论的核心假设是劳动力流动决策是个人效用最大化的结果，收入水平或者预期收入的差距是农民工回流的主要原因，典型代表为：刘易斯的“二元经济发展”理论、“拉尼斯―费景汉”模型以及“托达罗”模型[4～7]。在借鉴古典经济学理论的核心假设的基础上，生命周期理论将农民工流动简化为两个阶段：农民工年轻时外出打工，年龄大了自然而然返乡务农，生命周期到了，农民工就会回流[8]。新迁移经济学理论与古典经济学理论的最大区别在于把家庭看作追求收益最大化的主体，农民工根据家庭预期收入最大化和风险最小化的原则决定外出还是回流，当家庭预期收入较小而流动风险较大时，农民工就会选择回流[9]。社会网络理论认为，农民工回流的决策除了上述的个人、经济、家庭等原因外，还受社会关系网络的影响：由于农村地区“熟人”社会的特征尤其明显，当农民工在城市的社会关系网络或社会资本下降时，会做出回流的决策[10]。人力资本理论认为，受教育程度和人力资本在劳动力回流决策中有重要影响，人力资本较低的农民工在工资、福利等方面处于不利地位，容易产生回流决策[11]。上述理论都是以国外经济发展背景为基础建立的经典理论，但制度理论认为，由于我国特殊的转轨过程和城乡二元结构，户籍制度及隐含在背后的工资、福利、子女教育、社会保障等是导致农民工回流的深层次原因[12]。
实证研究方面，国内学者从微观层面论证了农民工回流产生的原因。石智雷、杨云彦基于新迁移经济学理论，从家庭禀赋的角度分析劳动力回流产生的原因，认为家庭人力资本和家庭社会资本是农民工回流决策的重要影响因素[13～14]。白南生等人的研究认为，生命周期对我国农村外出劳动力回流具有重要影响，此外，婚姻、子女教育等非经济性因素对回流决策也具有重要影响[15]。林善浪等人运用多元有序Logit模型，从家庭生命周期的角度对农村劳动力回流进行了实证分析，结果显示家庭生命周期对农村劳动力回流具有显著的影响[16]。除传统的推力、拉力对农民工回流决策有重要影响外，心理因素和自身能力因素对农民工的回流决策也存在重要影响[17]。李强等人认为，影响农民工回流意愿的诸多因素中，教育的作用最为明显，农民工人力资本水平越高，留在城市的意愿就越强，女性比男性更倾向于在城市生活，在外工作时间越长的农民工留在城市生活的意愿越强，农民工留城和返乡的意愿同时受到婚姻状况与是否举家迁移的制约，举家迁移的农民工更偏好城市生活[18]。刘铮的研究认为，刘易斯的劳动力转移模型对我国的解释力是有限的，农村劳动力并非可以无限供给，过低的工资和日益恶化的就业环境将导致农村劳动力产生回流[19]。罗明忠认为，农民工由于社会网络与社会资本的缺失，导致其过着无法融入城市的生活是造成农村劳动力回流的一个重要因素[20]。纵观劳动力回流的实证研究，多以国外劳动力流动的经典理论为视角，关注个人特征（教育程度、性别、年龄等）、经济条件（工资水平、预期收入、住房状况等）、家庭层面（家庭禀赋、家庭风险、子女教育等）、社会网络（社会信任、社会资本等）对劳动力回流决策的影响。户籍制度及隐含在背后的城乡二元社会保障制度对劳动力回流决策有重要影响，但国内定量分析社会保障因素对农民工回流意愿的研究几乎为空白，这给本文的研究提供了方向与启示。
三、研究设计
1.数据来源及基本情况
本研究使用的数据来源于2010年华东师范大学流动人口课题组搜集的上海市静安区、黄浦区、徐汇区、金山区、普陀区、长宁区、宝山区、浦东新区等区县的农民工调查数据。调查数据由各个区县的人口和计划生育委员会采用PPS抽样调查法（Probability Proportionate to Size Sampling）选取符合条件的农民工，并向其发放自填式问卷。PPS抽样调查法能够使调查问卷具有很强的代表性而且减少了问卷发放时的抽样误差。
本次调查共发放调查问卷3219份，有效问卷2978份，有效回收率达到92.5%。从被调查者年龄看，15～30岁的农民工占46.8%，30～50岁的农民工占38.3%，新生代农民工已成为农民工主力。从婚姻状况看，52.7%的人为已婚者，40.1%的人为未婚者，其他的有7.2%。从性别状况看，女性占47.9%，男性占52.1%，男性比例略高于女性。从在流入地的居住时间看，43.2%的农民工居住时间为1～3年，30.3%的人居住时间为3年以上，居住长期化的趋势明显。从收入水平看，63.7%的农民工月收入在3500元以下，只有6.8%的人月收入在10000元以上。从教育程度看，被调查者以初中文化程度为主，占39.8%，其次为小学文化程度占31.6%，具有高中及以上文化程度者只有28.6%，说明农民工的文化程度普遍较低。
2.变量解释
本研究将农民工的回流意愿作为因变量。问卷中对农民工询问“你本人希望继续在城市居住还是回到老家”，将答案为“想回老家”的编码为0（即回流意愿明显），而将答案为“不清楚”或者“继续在城市居住”的编码为1（即无回流意愿）。将近41.21%的农民工希望继续在城市定居而不是回到老家，31.74%的农民工有回流意愿，27.05%的农民工回答为不清楚。
根据文献综述中涉及的可能会影响到农民工回流决策的因素，以及结合调查问卷自身的特点，自变量包括经济因素（收入水平、是否有住房）、个人及家庭因素（性别、年龄、教育程度、婚姻状况、子女是否在本地上学）、社会保障制度因素（城镇职工养老保险、农村养老保险、城镇职工医疗保险、农村医疗保险、医疗费用报销方式、城镇失业保险、城镇工伤保险），其中代表社会保障因素的变量是本文最关心的核心变量，而代表经济因素、个人及家庭因素的变量是本文的控制变量，各个变量的详细解释如表1所示。
3.分析策略
如上所述，影响农民工回流意愿的影响因素涉及很多方面。为去除特征变量之间的交叉和叠加影响，明确影响农民工回流意愿的诸多因素中哪些因素的影响最显著，我们的分析策略如下。第一，对影响农民工回流意愿的社会保障因素变量进行Logistic回归分析，以分辨社会保障因素对农民工回流的影响，从而获得社会保障因素的净效应。第二，加入经济因素变量，对农民工回流意愿相应进行Logistic回归分析，目的是在控制经济因素后，分析社会保障因素是否对农民工回流意愿有显著影响。第三，剔除经济因素变量，加入个人及家庭因素变量，目的是在控制个人及家庭因素后，分析社会保障因素对农民工回流意愿的影响。第四，将影响农民工回流意愿的社会保障因素、经济因素、个人及家庭因素全部加入，目的是在控制经济因素变量和个人及家庭因素变量后，考察社会保障因素对农民工回流意愿的影响程度。
四、回归结果分析
模型1表示社会保障因素对农民工回流意愿的净效应，模型2控制了经济因素的作用，模型3控制了个人及家庭因素的作用，模型4同时控制了经济因素和个人及家庭因素的作用（见表2）。
模型1的结果表明，社会保障因素当中，只有城镇职工养老保险、城镇职工医疗保险、城镇失业保险对农民工回流意愿有重要影响，而农村养老保险、农村医疗保险、城镇工伤保险、医疗费用报销方式对农民工回流意愿的影响一般或不显著。城镇职工养老保险、城镇职工医疗保险、城镇失业保险均在1%水平上显著，表明这三种社会保障形式对农民工回流意愿具有显著影响。未参加城镇职工养老保险、城镇职工医疗保险、城镇失业保险者比参加者的回流意愿分别高0.240、0.299、0.178。农村养老保险和农村医疗保险对农民工回流意愿有一定影响，但只在5%的水平上显著。参加农村养老保险和农村医疗保险的农民工比未参加者回流意愿高0.098、0.071。未参加城镇工伤保险的农民工回流意愿比参加者要高0.255，但显著性水平未通过。这主要是因为调查样本中近80%的农民工都未参加城镇工伤保险。医疗费用报销方式中，付费时直接报销与先付费后报销的农民工比不清楚报销方式者的回流意愿分别高0.051、0.008，但显著性水平不通过。可能的解释是大部分外来农民工不了解医疗费用的报销方式和流程，不知道如何报销。
模型2的结果表明，在控制经济因素后，与参加城镇职工养老保险和城镇职工医疗保险的农民工相比，未参加者的回流意愿分别高0.212、0.196，且只在5%的水平上显著；而与未参加农村养老保险和农村医疗保险者相比，参加者的回流意愿上升了0.171、0.911，且显著性水平上升到1%。这主要是因为，经济条件好的农民工大部分都参加了城镇职工养老保险和城镇职工医疗保险，较少数参加了农村养老保险和农村医疗保险，因此，控制经济因素后，参加城镇职工养老保险和城镇职工医疗保险对农民工回流意愿的影响程度和显著性水平下降了，而农村养老保险和农村医疗保险的显著性水平上升了。在影响农民工回流意愿的经济因素中，收入水平较低者比较高者的回流意愿高0.243，且在1%的水平上显著，在城市没有住房者比有住房者的回流意愿高0.177，但显著性水平未通过。这主要是因为，大部分农民工在城市中都没有购买自己的住房。
模型3的结果表明，个人及家庭因素中，年龄和子女是否在本地上学对农民工的回流意愿有显著影响，性别及婚姻状况对回流意愿没有显著影响，教育程度呈现非线性作用。年龄大的农民工比年龄小的农民工回流意愿高0.081，且在1%的水平上显著。子女不在本地上学的农民工比子女在本地上学的农民工回流意愿高0.089，并且在1%水平上显著。女性和已婚的农民工比男性和未婚者的回流意愿分别高0.042、0.054，但没有通过显著性水平检验。教育程度因素中，具有初中及以下文化程度的农民工比大专及以上者的回流意愿高0.119，且在1%的水平上显著，而中专或高中文化程度的农民工同大专以上者的回流意愿没有显著区别，仅在10%的水平上显著。原因可能是受过良好教育的农民工更容易在城市里找到较好的工作，城市融入度较高，调查样本显示，受过高中或中专及以上教育者的平均工资约为初中及以下者的1.8倍，并且高中或中专及以上文化程度者的工资离散程度很小。在控制个人及家庭因素后，参加城镇职工养老保险、城镇职工医疗保险、城镇失业保险对农民工回流意愿的显著性水平都下降了，原因可能是农民工个体参与社会保险的差异很大。
模型4中，控制个人及家庭因素、经济因素后，社会保障因素对农民工回流意愿的影响仍然具有重要作用，但显著性水平有所下降。经济因素中的收入水平与个人及家庭因素中的教育程度、子女是否在本地上学等对农民工回流意愿的作用显著性水平也下降了。这说明社会保障因素、经济因素、个人及家庭因素对于农民工回流意愿都有重要作用，但这几种因素相互作用，密切关联，并且社会保障因素对农民工回流意愿的影响部分是通过经济因素、个人及家庭因素起作用的。
五、结论与讨论
完善的农民工社会保障系统是农民工在城市生存的“安全网”和“稳定器”。本文基于上海农民工的调查数据，对农民工回流意愿的影响因素进行了系统的定量分析，特别是着重分析了社会保障因素对于农民工回流意愿的作用。综合上述分析可以得出如下结论。
海南省是我国最后一个进行农村信用社改革的省份。2007年8月，海南省组建了省农村信用社联合社，开启了海南农村金融新的一页。经过六年的改革，海南省农村信用社的改革发展取得了辉煌的成就，截至2013年末，海南农信社存款856.2亿元，是改革前的9倍，居全省商业银行第二位；贷款564.9亿元，是改革前的10.7倍，居全省商业银行第一位；资本充足率9.34%，提升123个百分点；不良率由88.3%下降到3.4%；经营效益由严重亏损到2009年开始盈利，再到2012年实现净利润4.8亿元，2013年净利润8.8亿元；尤其是不良贷款率、资本充足率等重要风险指标的改善程度连续4年全国同行业排名第一 [1]。童元保[2]基于WOCCU的PEARLS指标体系[3]，对海南省农村信用社近年来的综合绩效进行了评价，各年度的综合评分如表1所示。
表1结果表明，从2007年海南省农村信用社改革启动以来，海南省农村信用社的绩效水平总体上有了提升，这在一定程度上说明，海南省新一轮农村信用社改革已经获得了一定的成功。那么在改革过程中影响农村信用社改革绩效的主要因素是哪些，它们对农村信用社改革绩效的影响如何，这种影响是通过何种机制实现的，等等，这些都是我们在改革过程中非常关注的问题。弄清这些问题，对于下一步海南省农村信用社的改革具有很好的借鉴作用和指导意义。本文以海南省农村信用社PEARLS指标综合评分作为因变量，以海南省经济政策和内部管理指标作为自变量，进行回归拟合，分析各因素对改革绩效的影响，并就海南省农村信用社未来的改革发展提出一些建议。
二、改革绩效影响因素选取
影响农村信用社绩效因素可以分为内部影响因素、外部影响因素两大类，而外部因素又可进一步细分为当地经济社会发展因素和制度因素两个方面。影响因素选取主要从内部影响因素、外部影响因素及制度因素三个方面考虑。影响农村信用社绩效的内部影响因素主要有反映农村信用社经营规模的资产负债水平，反映其经营状况的存贷款规模、存贷比和不良贷款率等，反映其支持“三农”发展力度的农业贷款比，反映其经营成本的营业费用支出、反映其人力资源质量的内部职工文化程度和业务水平等。影响信用社绩效的外部影响因素主要有，当地的经济发展水平，当地农业产值在总产值中所占的比重，当地农民的人均收入水平等。制度因素方面包含利率水平、税率，农村信用社所采取的产权模式等。内部影响因素中，存款规模可反映农村信用社的资产状况，也反映农村信用社的资金可贷规模。而资金规模和农村信用社的效率从理论上应呈现正相关；存贷比可反映农村信用社资产配置质量对农村信用社效率的影响；内部职工的文化程度则反映农村信用社内部的管理水平，职工文化程度越高，农村信用社的管理水平可能会越高。为了提高指标的可操作性，职工文化程度以职工平均受教育年限表示。外部影响因素使用反映当地农村经济发展情况的变量来表示，选择人均收入及农业总产值占国内生产总值的比重来表示。人均收入可反映当地的经济发展状况，一般来说，经济发展水平越高，农村信用社的存款规模越大，且对农户贷款的交易成本会下降，使得农村信用社的效率会提高；农业总产值占国内生产总值的比重可反映当地农业发展的状况，该比重越大，说明二、三产业发展相对滞后，经济发展主要以传统农业为主，经济结构不尽合理，对农村信用社的效率呈负方向影响。
各影响因素变量及其特性如表2所示。
以上变量中有些变量之间具有较强的相关性，或者某个变量与另外几个变量之间具有某种程度的线性关系。为此运用SPSS软件，先对每个大类中的变量进行相关分析（数据来源于海南省统计年鉴及海南省农村信用社财务报表〔2005―2012〕），对相关程度较高的几个变量中挑选一个作为模型的自变量。相关分析结果如表3、表4、表5所示。
从表3中可知农业总产值、国内生产总值、农民人均纯收入这三个变量正相关，选取农民人均纯收入作为自变量；农业产值占总产值的比重与其他三个变量相关系数较低，也作为模型的自变量。
从表4中可知贷款总额、存款总额、资产、负债、存贷比这几个变量之间的相关系数较大，选取其中的存贷比作为模型的自变量；不良贷款与其他变量相关系数较低，也作为模型的自变量。
从表5中可知，“营业费用”与“教育培训费用”这两个因素的相关系数为0.765，说明这两个因素之间具有较高的线性相关性，故仅选取“营业费用”做为模型的自变量。
三、基于PEARLS综合绩效的影响因素分析
以“农民人均纯收入”、“农业产值占总产值的比重”、“存贷比”，“不良贷款”、“营业费用”作为模型的自变量，以PEARLS综合评分作为因变量，进行回归分析，结果如表6、表7所示。
从表7中可以看出，模型的可决系数为0.999，这说明PEARLS综合评分与自变量“农业产值占总产值的比重、农民人均纯收入、存贷比、不良贷款、营业费用”等之间总体上具有很强的线性关系，但其中变量“农民人均纯收入”没有通过显著性检验，说明，自变量之间可能存在多重共线性。剔除这一变量后，再进行回归，结果如表8所示。
现在，模型的可决系数（）为0.999，各个自变量对因变量的影响在显著性水平0.05下都是显著的。故最终得到如下的回归方程：
Y=0.562-0.569X3+0.182X9-0.352X10-0.268X11
以上结果表明：
1、农业产值占总产值的比重对基于PEARLS体系指标的综合评分有显著影响。农业产值占总产值的比重越高，基于PEARLS体系指标的综合评分就越低。
2、存贷比对基于PEARLS体系指标的综合评分有显著影响。存贷比越高，基于PEARLS体系指标的综合评分就越高。
3、不良贷款水平对基于PEARLS体系指标的综合评分有显著影响。不良贷款水平越高，基于PEARLS体系指标的综合评分就越低。
4、营业费用对基于PEARLS体系指标的综合评分有显著影响。营业费用越高，基于PEARLS体系指标的综合评分就越低。
四、海南省农村信用社示来改革发展的政策建议
基于以上分析结果，就海南省农村信用社未来的改革提出以下建议：
一是加强经济欠发达地区农村信用社改革的投入力度。经济欠发达地区农业产值占总产值的比重较高，较高的农业产值比重会拉低农村信用社的改革绩效，因此这类地区的改革难度相对更大。但这类地区的经济发展水平对于农村信用社来说是一个客观存在的外部因素，农村信用社不应该等着当地经济发展水平的增长、产业结构的升级，而是应该从自身内部挖潜，加大改革投入力度，更好支持当地的经济发展。反过来，当地经济发展水平提高、产业结构升级也就进一步促进农村信用社绩效的提高。因此，海南省农村信用社改革应着重要抓好经济欠发达地区的改革。
二是适当提高农村信用社的存贷比。从金融机构盈利的角度来看，存贷比越高越好，因为存款是要付利息的，金融机构的存款越多，贷款越少，就意味着它成本越高，收入越少，从而盈利能力就越差。但较高的存贷比也会给金融机构带来较高的风险。从本节的回归模型来看，目前海南农村信用社的存贷比对PEARLS综合绩效的影响是正相关关系，存贷比的适当上调会提升农村信用社的PEARLS综合绩效，所以就目前来看，海南省农村信用社可以适当提高其存贷比，以提高其盈利能力。但存贷比不能无限制的提高，过高的存贷比会给农村信用社带来较大的风险，因此在提高存贷比的过程中一定要关注对风险的控制，注意把握好度。
购物车(0)
