基于主因子分析長武縣勞動力轉移問題研究-在線瀏覽
2024-11-05 18:57本頁面
【正文】 主成分分析的原理為： 設 ,21)( ).....,( pXXXX ???? ? ), ...,1( n?? 為來自總體 X的樣本，則樣本協方差 S和樣本 相關陣 R為： )39。()(111 ijnijij xxxxns ???? ?? ?? ?， )39。11? 。 ,因為這是的 R與 XXn 39。 與 XXn 39。 我們用樣本協方差陣 S作為 ? 的估計或用 R作為總體相關陣的估計，然后，按照求總體主成分的方法，即可獲得樣本主成分。 運用 20202020年長武縣 10 年來 8項指標構成截面數 據，利用綜合評價方法，構建陜西省農村勞動力轉移與經濟發(fā)展關系模型，分析各時間段影響農村勞動力轉移程度的主要因素。 （ 1） 計算各主成分的貢獻率，并提取主成分 一般以累計貢獻率達到 85%為標準，提取前 k個主成分。 ?????nt tkt ti llR 11當前 k 各主成分的累計貢獻率達到 85%時，就可以確定該子系統指標的主成分 F =? ?nFFF ,..., 21 。 .742 Bartlett 的 球形 度檢驗 近似卡方 df 28 Sig. .000 第 6 頁 共 11 頁 表 2 解釋的總方差 成份 初始特征值 提取平方和載入 合計 方差的 % 累積 % 合計 方差的 % 累積 % 1 2 .140 3 .035 .437 4 .016 .202 5 .011 .138 6 .009 .107 7 .003 .040 8 .001 .006 0 提取方法：主成份分析。 從表 1的結果看出，巴特利特球度檢驗和 KMO檢驗數值分別為： ，檢驗效果很好，適合進行因子檢驗。 為此，我們取第一個特征值，并計算出相應的特征向量： 第 7 頁 共 11 頁 第一特征向量 a1 顯然主成分為： 1 1 2 3 4 5 6 7 80. 12 6 0. 10 1 0. 12 5 0. 25 7 0. 12 7 0. 12 8 0. 12 8 0. 12 8F X X X X X X X X? ? ? ? ? ? ? ? 總結：從主成分的表達式中第二項指標的系數最小，遠遠低于其他指標的影響，可看成 人均公園綠地面積占 比例很小，相應的影響也較小。 5 結論及建議 ，在經濟欠發(fā)達甚至落后的時期會呈現高程度的勞動力轉移，這是由于年輕人的大量外流而致，這些人主要就業(yè)方向在沿海城市以及我國一線城市就業(yè)，屬于省外就業(yè)。 ，雖然農村地區(qū)剩余勞動力數 量較高，但是由于農村年輕勞動力人口向城鎮(zhèn)的大量轉移，導致農村地區(qū)的人口結構發(fā)生變化，老年人口比例上升，這就導致了留守老人和留守兒童這類群體的產生。 所以，在進行勞動力轉移的時候要考慮這樣的社會問題，如何兩全其美才是最好的解決方案。大量分析表明，農村勞動力素質與轉移的速度和層次成正比關系，一般勞動力素質高的時期，轉移速度要快于勞動力素質低的時期 ，同時轉移勞動力的就業(yè)層次也較高。 ，我國勞務輸出不僅落后于發(fā)達國家，而且落后于許多發(fā)展中國家。長武縣乃至陜西省由于文化影響，大多數人選擇在“家門口”工作，不愿意去外面打工，這是一方面原因。 第 8 頁 共 11 頁 動力卻又比較高，由于農村人口較多，經濟落后，文化水平不高，人均收入相對較低，使得很多青壯年人口向發(fā)達地區(qū)流入，導致該地區(qū)出現“空巢老人”、“留守老人”“留守兒童”的局面。 ，應利用其有效地勞動力資源，促進經濟結構的轉變，推動經濟社會健康穩(wěn)定的發(fā)展。 。 制定多種優(yōu)惠政策，幫助農村勞動力轉移就業(yè)。 ，經濟發(fā)達地區(qū)為了控制城市轉移人口和提 高勞動者的整體素質，對素質較低的體力型民工進入做了一定的限制，對高素質民工需求相應增加。 參考文獻 [1]劉易斯 .勞動無限供給條件下的經濟發(fā)展 [J].曼徹斯特經濟與社會研究學院學報 ,1954(2) [2] 勞務交流指導中心，陜西省農村勞動力轉移就業(yè)研究 [Z] ， 202012. [3]李仙娥 ,楊勇 .農村勞動力遷移與城鄉(xiāng)收入差距的相關關系分析 ——— 以陜西為例 [J].生產力研究 ,2020(12):2830,49. [4] Lucas RE,2020,Life earnings and ruralurban migration,Journal of PoliticalEconomy,(l),S29S59. [5]秦華 .對我國農村勞動力轉移影響因素的實證分析 [J
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