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中国农村劳动力外出的影响因素分析

来源::未知 | 作者:admin | 本文已影响

内容提要:本文利用迁移理论从个体,家庭,社区和制度等多个层面对中国农村劳动力外出的影响因素进行了系统分析,提出了相关因素影响劳动力外出可能性的16个假设,并在此基础上建立了劳动力外出决策模型,利用中国农村住户调查34000户样本数据,对这些假设进行了实证分析。主要结论是:农民外出决策是多种因素共同作用的结果。对农民个体来讲,劳动力外出行为首先表现为人力资本竞争选择的结果;对于农民家庭来说,家庭相对剥夺感和市场流动性差增加了农民外出务工的可能性,新经济迁移理论在中国是实用的;对于家庭所在社区来讲,一个基础条件好和社会资本丰富的社区有利于推动农民外出,但过高的非农产业发展水平会降低本地劳动力外出的可能性;从制度层面讲,城乡二元结构及其相关的制度变革对中国农村劳动力流动产生了根本影响。

  关键词:农村劳动力,外出,影响因素

  自20世纪80年代以来,中国农村劳动力外出的规模越来越大、范围越来越广。根据国家统计局抽样调查,2006年,中国农村外出务工的劳动力总数已达1.3亿人,占农村劳动力总量的26%,占城镇从业人员的46%。农村劳动力为什么外出?在相同的制度环境下,为什么有的劳动力外出而有的劳动力仍在家乡从业?是什么因素影响农村劳动力外出决策?对这些问题的回答将有利于规范农民外出行为和制定科学的农村劳动力流动转移政策。本文第一部分简单介绍劳动力流动的国内外研究状况,第二部分从理论上分析影响中国农村劳动力外出的因素和假设,第三部分是模型和实证分析;第四部分是主要结论和政策建议。

  一、国内外研究状况

  国内外学者对中国农村劳动力外出现象表现出持久的热情和兴趣。蔡防着重分析了城乡二元结构对劳动力流动的深刻影响。他称之为“一项战略、三架马车”:一项战略就是以重工业为主导的工业化战略:三架马车分别是户籍制度、人民公社制度和统购统销制度(蔡防,2000)。正是这三项制度曾长期压制了农村劳动力流动的冲动。1978年以来的中国农村改革,不仅解放了农村劳动力,而且生产了足够多的农产品,使农村劳动力向城市流动成为可能;农村乡镇企业的兴起和城市体制改革的推进,创造了新兴产业部门及其对劳动力的需求,为农村劳动力转移提供了场所:人民公社体制解体、统购统销制度的废除和城市户籍制度的松动,为农村劳动力流动创造了有利的制度环境;而区城发展的不平衡和城乡收入差距的扩大,又对劳动力流动形成了利益动机方面的拉力。

  在这种体制背景下,许多学者利用刘易斯关于发展中国家劳动力转移的二元经济模型和托达罗人口迁移模型来解释中国农村劳动力流动的原因(孔祥成等,2002)。他们基本上认同城市居民的较高工资率或预期收入或不断扩大的城乡收入差距是吸引农民进城的根本动力。一些学者在应用西方人口迁移理论时注意到了中国特定的历史背景、宏观体制、文化观念及决策理念的不同,根据研究目的不同,而对经典模型进行了修正。例如,张彩红等(2004)在评价刘易斯模型和拉尼斯-费景汉模型后建立了劳动力状态静态模型和劳动力流动的动态方程,得出了“剩余劳动”是剩余劳动力转移的原因的结论。也有些学者怀疑收入差距是迁移动力的基本逻辑。因为,按照这个逻辑,越是贫困的地区应该具有越强的迁移动机,因而有更多的劳动力转移出来。但是,一些研究结果却与此逻辑相矛盾,即劳动力转移最多的并不是最贫困的地区,也不是最贫困的农产(杜鹰,2000)。中国许多关于流动劳动力的调查也表明,并非人力资本禀赋最高的那些人最具有迁移动机。赵耀辉 (1999)发现,那些具有最高人力资本禀赋的农村劳动者,优先选择的转移领域是农村的非农产业。也有的研究发现,正规教育对迁移概率没有显著的影响(Hare,1999)。农村地区之间、农产之间和个人之间的收入差距提高最快,而且导致这种收入差距的最持久源泉是人力资本的差异(Benjamin,2000)。

  不少学者证明了社会资本(或关系网)和信息获取能力对劳动力流动的重要性。他们认为,以寻求就业为目标的劳动力迁移不是盲目的。在中国,迁移者获得信息主要是通过家庭成员、亲戚和同乡这种社会关系网络(白南生,2002)。胡必亮(2004)在研究了一个村庄的案例后得出结论,“关系”作为一种非正式制度的安排,能起到功能性社会资源的作用,在当代社会变迁和转型过程之中对推动劳动力流动具有重要意义。并且,“关系”所表达的社会网络结构具有相当的灵活性和开放性。内尔森把迁移信息定义为两种类型:一般信息和特殊信息。前者告诉迁移者关于迁移目的地的基本信息,后者告诉迁移者适合每个不同的人的特定信息(Nelson,1959)。

  还有学者研究了家庭因素对劳动力外出的影响。杜鹰等(1997)认为,西方的人口迁移决策是个人寻求利益最大化及成本最小化的个体决策过程,而受传统文化理念的影响,中国农村劳动力流动决策则与家庭利益最大化联系在一起,而以获取最大化的经济收入为最直接目的。蔡防等(2003)利用国际上相对经济地位变化假说,分析了家庭相对收入变化对农民外出打工决策的影响,并且用调查资料验证,在居住地感受到相对经济地位下降程度越强,迁移到外地就业的动机越强。因此,农民迁移具有双重动因,即绝对收入差距与相对剥夺。姚洋在研究家庭拥有耕地与农民外出的关系后,排除了耕地越少越容易流动的共性,而提出了倒“U”字假说,即耕地较少和较多的农民外出打工的意愿较低,而耕地拥有量居中的农民外出打工意愿较强(姚洋,2002)。但王志刚等(2003)利用湖南省实地调查材料,经过实证研究得出的结论是,耕地拥有量与农民外出打工之间没有倒“U”关系,而教育对农民外出打工则具有促进作用。

  最后,学者们还注意到,经过20多年“民工潮”的冼礼,现代农民工跟以前的农民工大不相同,他们外出的动因趋于多样化和个性化。罗霞、王春光等(2003)提出了“新生代流动人口的概念”,认为新生代农村流动人口与他们的前辈们在思想观念和外出动因上大不一样。他们外出不再仅限于解决生存问题之需要,而是有着更多的期望;他们外出的动因和理由在外出的过程中不断地被更新:他们一方面习惯了外出生活,另一方面又因为更多的期望没有实现而对现状的满意程度没有第一代农村流动人口高。尽管这样,他们还是有更多的人和更多的理由继续留在城市,而不愿返回农村。这是一个比第一代农民工更充满矛盾的群体,也是更有希望的一代。

  二、劳动力外出的影响因素和假设

  现代人口流动或迁移现象十分复杂,不是某一个理论能完全解释和替代的,需要从多种角度加以分析。我们可以从个体迁移的角度利用新古典模型分析个体迁移决策的动机,也可以从家庭的层次,利用新经济迁移理论解释迁移决策的影响因素,还可以从宏观的角度或从国际的角度,利用迁移的政治经济学理论来解释国内迁移和国际迁移问题。中国是发展中的大国,各地条件千差万别,理应具有不同理论的应用条件。

  (一)二元结构与迁移动机

  劳动力为什么要从农村向城市流动?根据刘易斯的解释,是因为发展中国家存在着城乡对立的二元结构,城市现代工业部门较高的就业收入,吸引传统农业部门大量存在的边际报酬为零的剩余劳动力。托达罗对刘易斯模型进行了修改,认为是城乡劳动力的预期收入的差距吸引了农村劳动力向城市流动和转移。虽然城市存在较高的失业率,农村劳动力进城后不一定能马上找到工作,但是,只要他找到工作的可能性与他就业后的收入的乘积,即预期收入,仍然大于其在农业部门就业的收入和迁移成本,他就会做出流动进城的决策。基本模型结构是:

  M=f(v,Yr,c,z)  (1)

  其中:M为流动迁移决策,f表示流动迁移函数,v表示在城市的预期收入(v=Yu×Pu),Yu是城市就业的工资收入,Pu是流动到城市后的就业概率,Yr表示农民纯收入,C表示流动迁移成本,包括从农村到城市的交通费、在城市找工作的费用和等待就业的生活费,2是影响流动转移的其他因素,在托达罗模型中没有被解释。

  中国是非常典型的二元结构国家,工农差别和城乡差别明显。改革开放以前,由于长期实行严格的户籍管理制度,大量农村人口被限制在农村不允许自由流动,只有极少数的人口由于参军、上学或招工等幸运因素的影响而迁移。改革开放以后,农村家庭承包制的成功,解放了农村劳动力,也为农村劳动力的流动创造了条件,与此同时,部分城市放松对户口的限制,国家对人口流动的态度也发生了明显的变化,这些都有助于推动农村劳动力流动。1980年以后,农村劳动力外出规模和范围不断扩大,1985年农村外出劳动力达到2000万人,1990年突破5000万人,2000年突破8000万人,2005年突破1亿人,达到1.26亿人(国家统计局,2005)。这些劳动力的流动和转移有力地推动了城市和农村经济的发展和社会进步,但是由于体制改革的滞后,城乡二元结构并没有得以消除,两大阵营的差距不是缩小了而是在扩大。据统计调查,2000年,城市居民人均收入6280元,而农民人均收入为2253元,城乡收入比是 2.8:1:2005年城市居民人均收入10493元,而农民仅 3255元,城乡收入比是3.3:1(国家统计局,2005)。如果考虑城市居民实际享受的社会福利及住户改革使城市人多得到的财产收入,目前实际的城乡居民收入比应该在6:1以上。可见,城乡差距依然很大,做一个体面的城市人仍然是目前广大农村人的奢望。

  过大的收入差距使中国农民进城甚至不用首先考虑或顾虑城市失业率。以2005年城乡收入为例,假如城市实际的失业率是10%(官方公布的登记失业率是4%,这个数据没有充分考虑城市非正规部门的失业情况,实际失业数据要大于这个结果,这里按较高估计数计算),则在城市就业的预期收入为9440元(10493×0.9);再假如,农民进城交通费是150元,在城市等待就业的时间为2个月,生活费是900元(根据国家统计局农村经济调查总队2003年的一项调查,农民在东部城市务工的月生活消费支出是420元),找工作的各种杂费300元,则支付的直接成本为 1350元,机会成本是农村居民的年人均收入3255元,这样农民进城务工的净预期年收入是4835元,比在农村干1年农活的收入高50%。如此算来,只有当农民进城后就业的概率低于50%的情况下,农民才可能得不偿失。一个城市经济的失业率大于50%是不可想象的。中国目前正值工业化中期阶段,新兴的产业部门,使就业机会增加,虽然城市人口较多,就业压力较大,但由于分工的需要和城市就业的二元性,农民工在城市就业的机会很多。另外,中国农村劳动力流动的短期性和周期性特征非常明显,绝大多数劳动力一次就业的时间不超过一年,因此,在计算中国劳动力外出的预期净收入时不用考虑其贴现值。考虑这些实际情况,中国农村劳动力在决定外出时的基本决策模型由(1)式修改为:

  M=f(Yu/Yr,c,z)  (2)

  其中,Yu/Yr是城乡居民收入差距,其他变量含义与模型(1)相同。

  由此提出假设1:城乡收入差距越大,劳动力外出的可能性越大。

  (二)人力资本与个体选择

  在托达罗的模型中,z是未知变量,代表除收入以外的其他影响劳动力决策的所有因素。这些因素到底是什么,后来的学者进行了探索,从而产生了一些新的理论,如人力资本迁移模型和个体选择理论等。在我们的模型中,z是代表与人力资本和个体特征相关的变量总称。这些变量包括教育(培训)水平、劳动力年龄、性别、婚姻状况和就业类型等。

  1.教育与流动。理论研究和经验研究都证实,文化程度高的劳动力比较容易找到工作,收入水平也相对较高,因此比较容易实现由农村向城市的流动或迁移(Sjaastad,1964;Schwartz,1970;Becker,1979)。Schwartz(1970)认为,教育有利于降低找工作的信息成本,增加就业的可能性。Fields(1972)认为,企业选择教育水平相对较高的劳动者是因为相信他们有较高的生产能力。有关中国的实证研究也说明,发展农村教育有利于推动农村劳动力流动。根据国家统计局的调查,2005年,在外出务工劳动力中,文盲占1.7%,小学文化程度占14.8%,初中文化程度占67.3%,高中文化程度占10.7%,中专及以上文化程度占5.5%,近85%的外出务工劳动力具备初中以上文化程度,而留在农村的劳动力中 80%以上是小学文化程度(国家统计局,2006)。较高素质的劳动力都跑出来打工。Rozelle(1999)调查了中国200个村发现,年轻的受过较好教育的年轻人更愿意出来打工。Roberts(2001)利用上海的调查资料证实,具有初中以上文化程度的劳动力不愿意在家务农。

  2.年龄、性别、婚姻状况与流动。国内外实证研究的一致结论是,年轻的单身男性劳动力具有较高的流动迁移倾向。Qian(1996)在研究中国部分省的资料后得出结论,18-35岁的劳动力比18岁以下和35岁以上的劳动力更愿意流动,在已流动的劳动力中,男性多于女性。Zhao(2001)和 Rozelle(1999)也都证实,年轻的单身男性劳动力更愿意进城打工。根据国家统计局(2005)的调查,2004年外出农民工的平均年龄为 28.6岁。其中,16~20岁的农民工占18.3%,21~25岁的农民工占27.1%,26~30岁的农民工占15.9%,31~40岁的农民工占 23.2%,40岁以上的农民工占15.5%。60%以上的农民工年龄在30岁以下。从性别看,在全部外出农民工中,男性占66.3%,女性占 33.7%。女性劳动力一旦结婚以后基本上选择回家乡务农、生子和持家。不过,这也不是绝对的,随着农村年轻劳动力供给的减少,外出劳动力年龄结构有增大的趋势。2004年与2001年相比, 30岁以上的农民工比重增加了3.8个百分点(盛和彭,2004)。

  3.外出经验与流动。一般来说,有外出经验的人容易继续做出外出的决策。一是因为他已经见过世面,克服了初次外出者所具有的恐惧心理,知道如何独立生活,心理成本较低:二是因为过去在外务工的经历有助于帮助建立一定的社会关系网络,比较容易找到工作,增加了外出就业成功的概率,降低了交易成本;三是部分务工者积累了经验和技术,人力资本得到提升,增强了在劳动力市场的竞争力。因此,如果家里没有特殊的负担或有新的非农就业机会,大多数有外出经历的劳动力会选择继续外出。

  根据以上分析,我们将模型(2)中变量z进行扩展。不仅考察收入变量对劳动力外出决策的影响,而且也考察劳动力人力资本和个体特征变量的影响。这里有必要加入教育、年龄、性别、婚姻和与此相关的职业选择变量。扩展后的劳动力外出个体决策模型为:

  M=f(Yu/Yr,c,Ed,Ag,Se,Mt,Wk)  (3)

  其中,Ed表示外出劳动力的文化程度;Ag表示外出劳动力年龄,实际计算时,增加年龄平方,以符合其曲线轨迹;Se表示外出劳动力的性别;Mt表示外出劳动力的婚姻状态;Wk表示外出劳动力的就业职业。相应的假设有:

  假设2:劳动力文化程度越高,外出的可能性越大。

  假设3:劳动力年龄与外出的可能性成反比。

  假设4:男性劳动力比女性劳动力外出的可能性大。

  假设5:未婚劳动力比已婚劳动力外出的可能性大。经济,国内宏观-[飞诺网FENO.CN]

(三)外出与家庭决策

 

  上世纪80年代兴起的新经济迁移理论(NELM)与传统理论不同,认为家庭才是劳动力流动迁移决策的基本单位。家庭贫困、农村信贷市场和保险市场不完善以及在社区中相对剥夺的不利地位等都有可能促使家庭做出让部分家庭劳动力外出挣钱的决策。劳动力外出是家庭生产经营活动的一部分,是风险转移的一种方式,外出劳动力寄回或带回的收入有利于帮助家庭克服资金瓶颈和市场不完善的限制,保障家庭生产经营活动的稳定发展和福利最大化。因此,家庭变量对劳动力流动迁移产生决定性影响(Stark,1991,1982;Findley,1987;Lucas,1988;Taylor,1999)。这一理论对考察中国家庭因素对劳动力外出决策的影响非常有用。

  中国农民的家庭观念很强,家庭成员相互帮助,共同享受劳动成果是中国的文化传统。在家庭内部,家长具有较高的权威,有权决定全家的生产经营活动和生活支出计划。在集体经济时代,家长的生产经营权被剥夺,只剩下安排生活支出的权力。改革开放以后,随着家庭承包制统治地位的确立,家长的权威得到了恢复和加强,家长事实上在主导家庭生产和消费的主要活动,包括派谁外出务工等。中国农村人口多,人均占有资源少,在现有技术水平下,人均1.4亩的耕地根本不足以使以农业为生的农民致富。因此,兼业成为中国小农的主要生产方式。中国又是发展中大国,城乡二元结构突出,农村尤其落后,农村资金市场、信贷和保险市场缺乏,农民发展多种经营受到资金流动性限制而不能成长壮大。为了改变这种落后被动的局面,为了摆脱小农贫困的困扰,家长在与其他家庭成员商量后自然做出派人外出务工的决定。一般是先派子女外出,父母在家从事农事活动和照顾家庭,如果没有子女或子女尚小,家长自己在安排好农事活动后也可能利用农闲季节外出挣点钱补贴家用。中国举家外出的家庭很少,只占全部外出劳动力的1/5左右(盛来运,2005),绝大多数外出农村劳动力在家保留有耕地或其他财产,他们外出打工的主要任务是为家庭挣钱,生产经营活动和消费活动事实上与家庭结合在一起。因此,家庭是中国农村劳动力流动转移决策的主体,劳动力个体决策依附于家庭决策。

  那么,有哪些家庭变量在影响中国农村劳动力流动迁移决策?

  首先是户主的文化程度。有关研究证实,户主的文化程度与家庭劳动力流动的可能性成正比(李实,2002)。户主的文化程度越高,越有可能做出家庭成员外出的决定。因为一般说来,文化程度高的家长比较开明,不守旧、不安于现状,具有创新精神和改变家庭落后面貌的意识,他们注意了解外界信息,容易做出相关决定。

  其次是家庭劳动力数量。这个指标既反映家庭规模和结构,也反映家庭劳动力负担的人口。通常劳动力数量多意味着家庭规模大、家庭负担轻,家长容易做出让一个或多个劳动力外出的决策。一些实证研究证明,家庭劳动力数量与其采用劳动力流动方式分散风险或增加收入的可能性成正比 (Findley,1987;Chen,Huffman,Rozelle,2003)。

  第三,家庭收入状况。从绝对收入来讲,贫困家庭和低收入家庭出于脱贫致富的强烈动机,愿意安排家庭成员外出挣钱,而富裕家庭可能选择相反的决策 (Lipton,1982)。但一些实证研究指出,富裕家庭也具有较高的流动迁移可能性,因为他们有能力支付迁移成本,也有较强的分散经营风险的动机 (Findley,1987)。当然这不是绝对的,一些贫困家庭之所以贫困,是因为家里没有或缺少劳动力,根据上面的假设,这些家庭即使有较强的流动迁移动机,也不可能有较高的流动可能性。一些贫困地区的贫困家庭虽然不缺劳力,但长期安于现状,缺少冒险精神,大家都贫困,没有“被剥夺”的感觉,因此,也不愿意离家外出打工。

  从相对收入角度讲,“相对剥夺”对于贫困家庭、低收入家庭和中等收入家庭都是存在的,并且是递增的:富裕虽然是相对的,但毕竟相对剥夺的感觉是最低的。因此,对于一个特定地区来讲,流动迁移的可能性与“相对剥夺”感觉成正比,与富裕程度成反比(Stark,Lucas,1982)。中国的情况是否也是这样,需要进一步的实证。因此,我们将在模型中特意设计一个相对收入变量,以特意验证新经济迁移理论假设的正确性。

  第四,市场流动性限制。主要是指小农缺乏信贷和保险的市场限制。在发展中国家,农村资金市场和保险市场发育迟缓,农业利润率低和小农缺少借贷抵押,商业资本和保险不愿意向农村发展,导致小农因缺少资本扶持和风险转移机制而长期得不到改造,因此产生了新的流动迁移动机,这是新经济迁移理论的又一基石。中国农村的实际情况也是这样,农村资本大量向外流动,有人估计通过商业银行每年流出农村的资金有1000多亿元(陆学艺,2004)。中国的农业保险也是刚刚起步,规模比较小,不能有效化解农民的经营风险。农民要想用钱,积累发展资本,还是需要外出打工。

  第五,家庭经营耕地面积。对于以种地为主业的农民来说,经营的耕地面积越多,占用的劳动力就多,家庭劳动力外出的可能性就小;反之,经营规模越小,家庭富余劳动力相对较多,家庭有劳力外出的可能性就大。这个变量间接反映了家庭劳动力富余程度。中国东北地区人均耕地面积大,因此,劳动力外出的比重相对较低,而多数南方省区,由于人均耕地资源少,劳动力外出的比重较高。无地或失地的农民,则只能向城市流动和转移。近年来,由于城镇化的发展和交通、水利等基础设施建设,国家和地方征用、占用了不少农民田地,加快了这部分农民向城市流动和迁移。

  根据以上分析,我们把影响家庭决策的有关变量放入模型,模型(3)扩展为:

  M=f(Yu/Yr,c,Ed,Ag,Se,Mt,Wk,Hed,Hnla,Hic,Hicr,Hbkp,Hlad)  (4)

  其中,Hed表示家长的最高文化程度;Hnla表示家庭劳动力数量;Hic表示家庭人均纯收入;Hicr表示家庭收入在社区的相对地位;Hbkp表示家庭在银行和信用社贷款占总借款比重;Hlad表示家庭人均耕地拥有量。相对的基本假设是:

  假设6:家长的文化程度与家庭成员外出的可能性成正比;

  假设7:家庭劳动力数量与家庭成员外出的可能性成正比;

  假设8:家庭绝对收入水平与家庭成员外出的可能性成正比:

  假设9:家庭相对收入地位与家庭成员外出的可能性成反比;

  假设10:家庭从银行或信用社贷款比重与家庭成员外出的可能性成反比;

  假设11:家庭人均耕地数量与家庭成员外出的可能性成反比;

  (四)外出与社区发展

  正如劳动力外出的个体决策受家庭背景的影响一样,家庭劳动力流动也受所在社区的社会经济状况左右。家庭作为社区的一分子,其生产经营行为,包括劳动力流动迁移行为不可能不受群体行为、社会关系和社会经济条件的影响。作为家庭或个人在做流动迁移决策时,首先考虑或比较的对照环境是所在的社区状况,例如一个最基本的问题是:外出务工比在家里从事生产经营活动挣的多还是少?之所以外出或迁移,也许是因为本地发展落后,没有多少就业机会,也许是社区环境发生了重大变化,不再适合生存;或者反过来,之所以没有外出,也许是因为社区条件好,发展机会多,不愿意离开,也许是因为村庄太落后、太封闭,人们没有意识到外面的世界更精彩。如果说个人是流动行为的主体,家庭是流动决策的单位,那么社区发展状况就是流动决策的环境或前提条件。

  社区发展是怎样影响家庭流动迁移决策的?这是农村发展政策重点应考虑的问题。从经济因素看,主要是因为发展政策可能改变社区的生产生活条件、劳动力的就业机会、资本短缺状况、基础设施条件、收入分配状况,等等,进而改变了流动迁移的比较收入和比较成本,原来流动迁移的理由可能也发生了变化。例如,如果一项农业发展政策大大降低了农业生产成本,增加了农业收入,就可能使原来想外出打工的农业劳动者改变主意,安心在家务农。即使比较利益的变化不至于使劳动者放弃外出,也至少增加了外出打工的机会成本。因此,农村发展政策可通过改变社区的社会经济状况,进而改变流动迁移动机达到控制流动迁移数量的目的。一般来说,农村发展政策越利于社区发展,或者社区条件越好,农业劳动力外出流动的可能性就越小(Findley,1987;Qian,1996)。 Zhu Junming(1997)利用部分地区的样本数据却得到相反的结论,他通过列表显示,社区越发达,家庭人口迁移的可能性越高。这个结论很奇怪,估计与样本代表性有关或没有注意变量的内生性。

  那么,哪些社区变量对劳动力流动迁移决策影响最大?

  第一,非农产业发展水平。在中国农业资源比较均衡的情况下,非农产业发展好,意味着社区的社会经济发展水平高,劳动力非农就业机会多,劳动力外出流动的可能性小。中国江苏、浙江及广东珠江三角洲一带乡镇企业最发达,不仅吸收了本地劳动力就业,而且还吸收了大量外地农民工就业。本文用乡镇企业就业比重(即本村乡镇企业就业人数与全村劳动力人数比重)来反映本村社区非农业发展水平和社区的总体发展水平。

第二,交通状况。对于社区发展来讲,交通是否方便和条件好坏很重要。交通状况好,意味着发展机遇多,比较容易获得外界的信息和生产资料,生产经营成本和生活成本相对较低,经济发展相对较快。因此,许多发展中国家或地区把改善交通状况作为脱贫致富和促进经济增长的重要手段。对于农民外出流动来讲,交通好,外出就方便,也节省交通成本,外出的机会和可能性都增加。这里启用“行政村到最近车站的距离”来反映社区的交通情况。

  第三,通电视情况。对于一个社区来讲,如果能正常接收到电视信号,则意味着这个社区能方便地了解外界信息,不再是封闭的社区,具备了一般的发展条件。在信息化时代,获得信息的能力如同资本一样重要。电视可以开阔人们的眼界、更新人们的观念,促进社区人力资本的提高,有利于人们做出流动迁移的决定。另外,通了电视意味着社区通电,也意味着社区文化生活品质的提高。用“是否通电视”这个指标还能反映社区基础设施改善情况。

  第四,社区迁移网络。根据迁移网络理论,社区以前外出的劳动力及其所建立的社会关系对后来劳动力流动迁移的可能性产生重要影响(Qian,1996,Findleyl987)。本社区外出的劳动力越多,所拥有的社会关系越广泛,劳动力继续流动迁移的可能性就越大。特别是在中国,向农民提供就业信息和服务的中介机构很少,潜在的外出劳动力主要是通过已经外出的本社区农民工了解城市就业需求,并寻求帮助。本文用所在村举家外出劳动力比重来反映社区劳动力外出的程度和迁移网络的大小。

  根据以上分析,我们把4个影响劳动力流动决策的社区变量放入模型,模型(4)扩展为:

  M=f(Yu/Yr,c,Ed,Ag,Se,Mt,Wk,Hed,Hnla,Hic,Hicr,Hbkp,Hlad,Cep,Ctf,Ctv,Cnet)  (5)

  其中,Cep表示本村乡镇企业就业劳动力比重:Ctf表示本村到最近车站的距离:Ctv表示本村是否通电视:Cnet表示本村举家外出劳动力比重。对应增加的假设有:

  假设12:本村非农产业发展水平与家庭成员外出的可能性成反比:

  假设13:本村交通状况与家庭成员外出的町能性成正比;

  假设14:本村是否通电视与家庭成员外出的可能性成正比;

  假设15:本村迁移网络水平与家庭成员外出的可能性成正比。

  (五)外出与制度变迁

  前面从微观和中观的角度分别介绍了影响劳动力流动迁移决策的基本变量,这里从宏观的角度简述制度变迁对劳动力流动的影响。制度作为社会群体的基本行为规范和管理准则,对微观和中观行为主体构成约束。劳动力流动和迁移行为也是这样,也必须遵守基本的行为规范和在一定的制度框架内运行,如果制度发生了变化,则决策和行为的动因与结果也会发生变化。从这个意义上讲,制度的影响是普遍的、根本的和深远的。无论劳动力流动的个体决策还是家庭决策,甚至社区变量的影响,都是在一定制度背景下做出和发生的,如果制度发生了变化,流动迁移决策和模式也会相应发生变化。

  中国大规模的农村劳动力流动转移是从1978年土地制度变革开始的,实行家庭联产承包责任解放了生产力和劳动力,也为劳动力流动创造了条件。1978年以前,农村劳动力向城市流动和转移很少,除土地制度的约束以外,还受受制于严格的户籍管理制度。土地制度的变革在一定程度上突破了户籍制度的桎梏,促进了农村劳动力向城市流动,但是没有解决户籍制度对户口迁移的限制,因此,中国的城乡劳动力流动转移过程是有流动无迁移或迁移很少,后者也只是部分地区户籍管理松动的结果。但是制度变量又是最难度量的,很难找到能充分体现制度影响的合适的制度变量放入模型。这也是为什么许多劳动力流动迁移模型没有包括制度变量的原因。

  为了体现模型的完整性,根据目前调查资料的可能性,我们试着在模型中放入一个反映土地流转情况的制度变量,以观察土地流转程度与劳动力流动的关系。根据经验观察,土地流转程度高的地方,劳动力流动的可能性大,因为一些劳动力希望外出,才决定把土地转包给他人耕种;对于家庭来说,如果不愿意外出,并且有多余的劳动力或劳动能力,他可能希望承包别人转包的土地。定义 Pland代表家庭转包出的耕地面积占承包面积的比重,则模型(5)扩展为:

  M=f(Yu/Yr,c,Ed,Ag,Se,Mt,Wk,Hed,Hnla,Hic,Hicr,Hbkp,Hlad,Cep,Ctf,Ctv,Cne,Pland)  (6)

  相应的假设16为:土地流转程度与家庭成员外出的可能性成正比。

  三、劳动力外出决策模型(Probit模型)

  (一)模型的设定

  实证分析中研究农村劳动力外出行为的经典方法是使用Logistic或是Probit模型,被解释变量(年内是否外出就业)通常用一个两分虚拟变量表示。在劳动力外出模型中,1表示外出,0表示不外出;解释变量一般包括前面介绍的个人特征变量、家庭特征变量、社区特征变量。我们选用Probit(概率单位模型)来定量地分析具有不同特征的劳动力选择外出或不外出的概率,或者说分析什么样的农村劳动力更有可能外出。Probit模型的具体形式如下:

  P=P  (y=1|X)=φ(βX)

  其中,P表示概率,y=1表示年内外出,φ是标准正态分布函数,β(β0,β1,……,βn)为待估参数,X(x0,x1,……,xn)是解释变量。βX为Probit指数。β1表示x1变化一个单位引起Probit指数变化β1个标准差,而x1变化一个单位引起的概率变化(marginal effect,dF/dx,边际影响)等于对应的正态密度函数与参数指数β1的乘积。Probit模型是通过极大似然法来估计模型参数的。

  除了上文已经提到的主要解释变量外,模型中还引入少量反映家庭结构的变量(如表1)。上文已经对绝大部分变量的引入进行了解释,在此不再赘述,只对有关问题加以说明:(1)在外出务工模型中,外出务工被定义为年内到乡外从业1个月及以上,因为太短时间的外出从业的决定因素与较长外出从业可能差别较大,模型会存在结构性差异。(2)如上文所述,由于农产的收入水平和是否外出务工之间存在一定的内生关系,收入水平影响农产是否作出外出务工的决策,但外出务工反过来又影响收入水平,为解决这一问题,模型中作为解释变量的收入都用2003年的收入也就是务工前的收入水平来替代,2004年是否外出务工是不会影响到以往的收入水平的,内生性问题在此得到一定解决。(3)收入变量分为农产的绝对收入水平和相对收入水平。绝对收入水平用2003年农户人均纯收入的对数形式来表示。相对收入水平包括农村和城市相比而得的城乡收入差距,与本村其他农户相比而得的在本村的相对收入水平,以及与自身上年相比而得的在本村相对收入水平的变化情况。城乡收入差距用“2003年本省城镇人均可支配收入/本县农民人均纯收入”…来表示;农产在本村的相对收入水平用2003年农户人均纯收入在本村10个样本户中的排序(1,2…10)来表示:相对收入水平的变化情况用农产相对收入水平是否下降来表示,如果2003年农产排序的位置低于其在 2002的排序位置,则认为该户相对收入水平下降。

(二)模型的结果

  根据上述模型,利用2003年和2004年中国农村住户调查1/2样本数据进行回归,估计结果如表1所示。模型结果表中dF/dx为边际影响,如果所对应的是虚拟变量,则反映该变量从0到1所产生的离散变化。

  从表1的估计结果可以看出:

  (1)家庭人均纯收入越高,农户外出的可能性越高,但随着收入水平的提高,外出可能性的提高速度放陵。这与其他实证分析的结果相一致。外出务工需要支付成本及承担风险,因此通常要有一定的收入基础作为保障,但是,当农产收入达到一定水平后,外出务工的动力就会减弱。图1给出了不同收入水平下农村劳动力外出的可能性,其分布遵循倒U形状,最富和最穷的家庭劳动力外出的可能性是最小的。

  (2)在控制了绝对收入水平以后,反映相对收入水平的变量均处于显著水平。城乡收入差距越大,劳动力流动的可能性越大的假设得到证明。城乡收入差距扩大1个百分点,外出的可能性也相应的扩大1.2个百分点,城市较高的预期收入确实是刺激农民进城的主要动力。但是,如果用2003年农户人均纯收入在本村的等级来反映在本村的相对收入水平,其与外出可能性成反比的假设未能得到验证。随着相对收入水平的提高,外出的可能性不断增加,但收入水平最高(排序=10)的农产劳动力外出可能性要小于次高农产(排序=9)。这个结论间接地支持了第一个结论,即在同一个收入分布下,外出的可能性呈倒U形状。不过,最值得注意的是相对收入位置的变化或收入分配形态的改变对外出可能性的影响。从回归结果可以看出,相对收入水平的下降使外出可能性增加056个百分点。在这里,我们找到了新经济迁移理论(NELM)“相对剥夺”的证据。

  (3)在其他条件相同的情况下,男性劳动力流动的可能性高于女性5.7个百分点。年龄的影响存在生命周期效果,并不是完全线性的而是曲线增加然后下降。教育和接受专业劳动技能培训对于促进劳动力流动都有显著的积极影响,受教育年限每增加一年,外出务工的可能性增加0.3个百分点,接受过专业劳动技能培训的农村劳动力外出务工的可能性比没有接受过培训的高10.1个百分点,足见加强劳动力培训的对于促进农民外出务工的促进作用之大。这几方面的证据充分说明,农村劳动力外出行为是人力资本竞争选择的结果。

  (4)在家庭特征变量中,户主受教育程度对劳动力外出没有显著影响,这一点与我们前面的假设不符合。按照一般逻辑,文化程度较高的户主由于较开明而比较容易做出派家人外出的决策,但为什么回归结果没有支持这一假设?这可能与中国外出农产的广泛性和分散性有关系。在中国农村 40%的家庭有当年外出行为,近80%的家庭有外出经历,并且他们主要分布在中西部地区,在巨大的城乡收入差距刺激下,无论文化程度高的户主或文化程度低的户主都容易在示范效应的影响下做出派家人外出的决策。相对于非农产业发展决策和投资决策,现阶段的外出决策是一种简单决策。

  (5)最出人意料的是家庭劳动力人数并非预想的那样与家庭成员外出的可能性成正比,模型给出的结果是不显著的。在前面统计描述中,我们还得出了家庭劳动力资源数量可能是外出行为发生的基础的结论,但这里没有得到证明。为什么?这可能是缘于两个层面的不同影响:在户一级,家庭劳动力数量越多,家庭中有劳动力外出的可能性越大,这一点是毋庸置疑的:但是,家庭中有劳动力外出的可能性加大并不意味着单个劳动力外出的可能性也增加。家庭劳动力人数越多,外出的选择性和替代性也增加,总有一部分要留下来照顾家庭,因此劳动力数量对单个劳动力外出务工的影响并不显著。例如,对于一个有4个劳动力的大家庭来说,如果派1个劳动力外出,则该家庭劳动力外出的可能性是1/4,如果派2个劳动力外出,则该家庭劳动力外出的可能性是1/2;相比较一个有2个劳动力的小家庭,如果需要1个劳动力外出,则该家庭劳动力外出的可能性是1/2:可见,大家庭劳动力个体外出的可能性不一定会大于小家庭。但是,大家庭发生外出行为的可能性一定会大于小家庭,因为大家庭的劳动力供求有弹性,而小家庭面对必须的农事活动往往需要做出取舍。为了证明这一结论,我们用同样的样本建立了外出产决策模型,因变量是农户家庭发生外出行为的可能性,自变量与劳动力外出决策模型中自变量基本相同。回归结果显示,家庭劳动力人数每增加 1人,则家庭中发生外出行为的可能性增加10.5%。除此之外,其它变量的影响在趋势上与劳动力外出决策模型基本相同。

  (6)在家庭结构变量中,回归结果倒比较正常。相对于户主,户主配偶外出的可能性少8.5个百分点,但子女高5.7个百分点,其他家庭成员外出可能性也略高于户主本人。家庭中6岁以下儿童和60岁以上非劳动力需要成年劳动力照顾,因此,随着这两组人口数的增多家庭劳动力流动的可能性下降。但是,由于6岁至16岁学龄儿童给家庭带来的经济压力,增加了家庭成员外出务工的动机,60岁以上半劳动力可以帮助照顾幼童、操持部分家务和农活,使得成年劳动力得以脱身外出,这两组人口数增多家庭成员外出的机率就增大。单身或夫妇家庭中劳动力外出的概率要高于其他家庭,似乎又支持为什么外出可能性没有随家庭规模增加而增加的解释。

  (7)家庭人均耕地面积越大,需要投入的劳动力也越多,外出可能性越小,这种负相关关系得到了证实,但结果并不显著。因为中国外出劳动力大多来自于中西部地区,而这些地区的土地通常面积大,但质量差,且一年可能只种一次,因此,在回归时不同质的土地或同一数量的土地所消耗的不同劳动量共同进入模型而模糊了土地数量和外出可能性的真实的关系。如果控制或消除地区影响,或在同一地区内,拥有较多耕地资源的家庭劳动力外出的可能性肯定小于耕地资源少的同等规模的家庭。不过,土地制度对外出可能性的影响得到了显著的证实,如期内转包入耕地的农产劳动力外出的可能性下降了1.3个百分点,而年内转包出耕地的农产劳动力外出的可能性则上升5.3个百分点。这充分说明土地制度变革和完善的重要性。同时,新经济迁移理论中有关家庭劳动力外出决策与农村市场流动性差的直接关系也得到了验证。在模型中,金融机构贷款比重高的农产外出可能性出现了下降,资产水平高的农产(用人均生产性固定资产原值和住房价值表示)劳动力外出的机率较低。这些与假设完全相符。

  (8)从社区状况看,社区非农发展水平越高、交通状况越差、距离最近的初中距离越远,劳动力外出的可能性越小;通电视的村比不通电视的村农户外出的可能性高5.9个百分点。外出人口占全村总人口的比重每增加1个百分点,家庭成员外出可能性提高25.6个百分点。有关社区发展与劳动力外出可能性的假设都被显著地证明。在这里,我们看到了社区非农产业发展和基础设施建设对劳动力外出的重要影响,为今后社会主义新农村建设做出了努力的方向。

  最后,外出经验应该显著地有助于家庭成员做出当年是否外出的决策,遗憾的是,在目前的住户调查中没有足够的外出经验方面的数据可用。

  四、结论与建议

  总之,农民外出行为确实受到了多种因素的影响。就农民个体而言,劳动者的人力资本状况非常重要,劳动力外出行为首先表现为人力资本竞争选择的结果;对于农民家庭来说,家庭收入状况和财产状况决定了外出的动机,家庭相对剥夺感和市场流动性差增加了农民外出务工的可能性,但家庭规模和户主的文化程度对劳动力外出的影响没有想象的大,相关假设并不成立。对于家庭所在的社区来讲,一个基础条件好和社会资本丰富的社区有利于推动农民外出,但过高的非农产业发展水平会降低本地劳动力外出的可能性。从宏观来看,日益扩大的城乡收入差距为农民外出提供了源源不断的动力。今后推动农民外出关键是抓新农村建设和城乡统筹的历史机遇,在提高农民人力资本、改善农村社区条件和改革二元结构等方面下功夫。具体政策建议如下:

  1.加快改革城乡分割的户口管理制度和劳动用工制度,清除影响农村劳动力进城的制度性障碍,坚定不移地推动农民进城务工。改革的难点是剥离户口制度背后的城市偏向性的各种福利制度,改革的目标是建立城乡统一的户口登记制度和建立城乡统一的劳动力市场制度。要让农民工能平等地参与就业竞争,平等地享受劳动权利和劳动保险,消除就业歧视,降低农民工交易成本。

  2.大力发展农村教育事业,加大对现有农村劳动力和农民工的培训力度,用十年的时间培养出一代有文化有技术的新人。这是今后新农村建设的核心内容。为此要把目前用于农村基础设施的建设资金划出一部分投向教育和培训:一是加大对目前40岁以下(重点是25岁以下)农村劳动力的技术培训;二是强制实行农村学龄儿童九年制免费义务教育,争取高中教育。

  3.加大农村基础设施投入,重点是实现“村村通”工程。目前全国平均90%以上的行政村都实现了通路,通电、通邮和通广播电视。今后一段时间的重点是实现自然村的“村村通”工程,保证每一户农民都能用—上电和看到电视。

  4.完善农村土地制度,建立和规范土地使用权流转机制。一要重视和维护农民土地所有权,不得随意征用和侵占农民土地;二要稳定和维护农民土地经营权,不能随意调整和再分配,特别是对外出劳动力不能取消或随意收回土地经营权,消除劳动力外出的后顾之忧;三要积极探索和建立土地使用权有偿流转机制,要鼓励土地流动和转包,特别是要鼓励那些有意留在城市的农民工及家人放弃土地经营权并获得相应的补偿,土地流转必须坚持自愿、有偿的原则:四要积极探索和建立农村人口进城宅基地置换制度,降低农民在城市置房的成本和迁移成本。

  5.加强政府对农民的金融支持,建立和完善农村信贷和保险体系。根据新经济迁移理论,增加农村投入,发展农村金融,改善农村市场流动性,是缓解和调控城乡劳动力流动的重要手段。不能再像上世纪90年代那样,城市就业压力一大,就把农民工撵回家,而应尽可能地使用经济手段,调控劳动力市场。

  6.发展职业中介,规范迁移网络。政府要鼓励和支持民间职业中介的发展,加强对社区迁移网络的指导,加强管理,减少信息不对称,提高农民工就业的成功率和稳定性,降低交易成本和心理成本。


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