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劳动力选择性转移对农村家庭人口生产偏好转变的影响
收集整理：佚名    来源：本站整理  时间：2012-06-24 19:48:00   点击数：[]    

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李志俊　陕西师范大学国际商学院
    郭剑雄　陕西师范大学农村发展研究中心

   一、引言
    城乡劳动力市场开放以来，中国农村家庭人口生产的特征出现显著转变：由传统的以高生育率为标志的数量偏好逐渐转向高度重视家庭成员人力资本投资的质量偏好。例如，1985年，农村妇女一般生育率高达88.83‰，2008年这一数据降至43.10‰；农村户均人口规模从1980年的5.54人／户下降到2000年的4.20人／户，进而又降低到2009年的3.98人／户。与此相对应，从1985年到2005年，农村居民文教娱乐支出占总支出的比例从3.91%提高到11.56%①；农村居民平均受教育年限由1985年的5.89年提高到2008年的8.36年，增幅达到42%②。
    对于农村家庭人口生产数量偏好减弱的原因，诸多文献强调了乡—城人口流动的影响。Grabill et al.(1958)认为，城市化是导致较低生育率的强劲力量，而发展中国家城市化的主要途径是大量人口的乡—城迁移(Davis，1966)。一些人口学家针对迁移（尤其国际迁移）影响生育率的现象从不同视角提出了若干理论假说：第一，选择性理论。该理论认为，相对于未迁移的人口而言，迁移者大都具有较高的文化素质和强烈的发展愿望，他们期望通过流动到条件更优越的地方获得更多的工作和发展机会。对他们而言，发展需求占据着主导地位，他们把大部分的精力和时间都倾注在自身发展上，因而会有意识地控制自己的婚育行为和家庭规模，保持较低的生育率（参见Goldstein，1973）。第二，适应性理论。该理论认为，迁入地的平均生育率水平低于迁出地。从经济学的视角看，这种适应性来自价格、收入和支出的变化（例如女性工资、抚养孩子的成本等）导致的对孩子数量需求的变化（参见Easterlin，1985）。第三，破坏性理论。这一理论认为，迁移使夫妻分居两地从而有利于降低生育率（参见Goldstein，1977）。一些学者（例如Kliewer，1992；Brockeroff and Yang，1994；Harding，2003）分别对上述不同的理论假说进行了检验，并指出劳动力转移可以抑制迁出地的生育率。中国学者根据调查和人口普查数据得出了类似的结论：农村劳动力的乡—城转移对农村人口生育的抑制作用非常显著。虽然农村流动人口的生育率不一定低于城市人口的生育率（尤丹珍、郑真真，2002；傅崇辉、向炜，2005；伍海霞等，2006；You and Poston，2004；陈卫、吴丽丽，2006），但流动人口的生育率有显著低于来源地农村人口生育率的倾向③。
    中国的经验表明，农村劳动力的非农转移呈现选择性特征，即率先转移的一般是那些承载较高人力资本存量的优质劳动力（郭剑雄、李志俊，2009）。由此，人们开始关注这种转移的选择性对农村人口人力资本的影响。对这一问题，学界存在着不同的观点。国内学者较多的声音是，选择性转移导致了原本就薄弱的农村人力资本的损失，可以被视作城市对农村的又一次剥夺，是城乡发展差距扩大的一个原因（侯风云、徐慧，2004；侯风云、邹融冰，2005：侯风云、张凤兵，2006；2007）。基于劳动力国际迁移呈现出的选择性特征，国外一些研究者认为，因技能型劳动力与非技能型劳动力的不完全替代性，技能型劳动力的外迁对迁出国的人力资本水平会产生负面影响(Bhagwati and Rodriguez，1975)。相反，另有学者则同时强调劳动力转移对农村居民家庭教育需求和人力资本投资的正向效应（例如申培轩，2004；王兆萍，2007；郭剑雄、刘叶，2008；郭剑雄、李志俊，2009；李志俊、郭剑雄，2010）。新迁移经济学的研究也认为，由于国外教育的报酬率较高，迁移的前景会提升人力资本投资的预期回报，诱使更多的国内劳动力加大教育投资力度(Mountford，1997；Stark et al., 1998；Vidal，1998；Beine et al., 2001；Stark and Wang，2002)。
    现有研究文献虽然分别注意到劳动力转移对农村居民家庭生育率和人力资本的影响，但并没有将三者整合进一个统一的分析框架；尽管把农村劳动力转移作为解释农村家庭生育率变化的一种原因，但没有注意到转移的选择性及其所蕴含的影响生育率的深层次作用机理；也未体现新家庭经济学关于人口生产数量偏好和质量偏好之间逆向制约及演进关系

的理论进展。鉴于此，本文拟建立一个包含农村家庭人口生产数量偏好和质量偏好的劳动力转移模型。首先，在理性个体的前提下给出劳动力转移呈现选择性的缘由；然后，在家庭内部分析劳动力选择性转移对农村家庭人口生产偏好的影响，并且讨论两者之间的影响机制；接着，再对农村劳动力非农转移比例与表征农村家庭人口生产数量偏好的农村妇女一般生育率、表征农村家庭人口生产质量偏好的农村居民家庭文教娱乐支出占总支出的比例和农村居民高中及以上文化程度比例的关系进行协整检验，并建立误差修正模型，验证这几组变量之间存在的长期协整关系和短期修正关系。
    二、选择性转移与农村家庭人口生产偏好转变：模型描述
    （一）农村劳动力转移的选择性
    假定农村劳动力是理性个体，他们非农转移的决策是基于对成本、收益的衡量。假定个体劳动力i的工资的决定方程为：
    
    
    
    图1　农村劳动力人力资本分布及其转移决策
    （二）劳动力选择性转移对农村家庭人口生产偏好转变的影响
    假定在世代交替经济体中，每个异质性的个体经历两个时期。一个典型的个体i在出生后的t时期，“继承”了经济体中的一般性知识（人力资本），个体天生具有不同的能力。个体i在生命的第一时期进行工作或受教育的选择，而将第二时期全部用于工作。在个体i作出两个时期居住地点的最优决策过程中最大化他的终身效用。每一个个体面对的单位有效劳动的工资率为。模型不考虑个体来自信用借贷的消费。
    假定每一劳动力具有相同的Cobb-Douglas效用函数：
    
    (6)式中，ε为抚养孩子的成本，κ为转移成本系数；定义了t+1期个体i的转移决策：若不转移，其取值为1；若转移，取值则为0。(6)式右端的第一部分为个体i在不转移时考虑抚养孩子成本后的净收入。如果个体i选择进行非农转移，他将会面临的“新增”成本。这一“新增”成本不仅包含了劳动力的转移成本和机会成本，同时也蕴含着与家庭有关的在非农部门生活的适应成本。这一成本刻画了如下构想：第一，能力越高的个体越可以进行适应性调整，能以越低的成本适应新环境；第二，转移成本是农业部门工作的机会成本（与人力资本水平成比例）的反映；第三，“新增”成本还包含了转移劳动力及其家庭因适应非农部门生活所带来的成本。约束条件(6)式右边的第二部分是转移劳动力及其家庭在非农部门的净收入。
    沿着Lucas(1988)的人力资本积累方程，假定下一时期的有效劳动依赖于这一时期每个劳动力的受教育时间(l)，本文用参数θ识别教育效率。则有：
    
    
    第二，劳动力转移的选择性对农村劳动力人力资本投资的影响表现为：劳动力接受教育的时间与教育效率参数θ正相关，教育效率参数又与劳动力市场的完备程度相关。在完备的劳动力市场环境下，较高的教育效率使劳动力进行人力资本投资的积极性被充分激发，从而使其延长接受教育的时间或增加对人力资本的投资。一般而言，相比于农村劳动力市场，城市劳动力市场更完善，人力资本投资的回报率更高，因而有转移倾向的劳动力接受教育的时间更长。个体接受教育的时间与消费的偏好φ有关。一般情况下，相比于农村居民，城市居民对消费的偏好更明显⑥。因此，相对于没有劳动力转移的家庭，有劳动力转移的家庭对消费的偏好更为明显，其接受教育的时间也会更长。
    第三，从(9)式和(10)式可以看出，在生育率和人力资本即家庭孩子的数量n和质量m之间存在着替代关系。也就是说，高生育率将阻碍对孩子的人力资本投资；反之，生育率下降，对孩子的人力资本投资则会增加。从(11)式中可以推出，个体接受教育的时间与折现因子η正相关。⑦对于子女的数量和质量之间的替代关系，贝克尔(2005)给予的解释是，当人力资本存量水平很低时，父母未来消费的贴现率较高，这时，对子女的人力资本投资较少发生，而倾向于选择

       

通过增加孩子的数量来提高其效用；而当人力资本投资的收益率大于未来消费的贴现率时，向子女的人力资本投资会使家庭的效用函数实现帕累托改进，在家庭预算约束的前提下，向子女质量投资的家庭偏好必然会产生降低生育率的替代效应。
    三、选择性转移与农村家庭人口生产偏好转变：经验分析
    （一）指标选取、数据来源及描述性统计分析
    本文用农村劳动力非农转移比例(M)来反映农村劳动力转移状况。由于同一时点率先转移的是优质劳动力，因此，农村劳动力非农转移比例不仅体现了劳动力转移的相对规模，而且可以反映劳动力转移的选择性。本文用农村妇女一般生育率(F)表示农村家庭人口生产数量偏好的变化，其计算公式是：出生人数／平均育龄妇女人数׉。对于人力资本投资情况，本文用农村家庭文教娱乐支出占总支出的比例(EX)来反映；而人力资本存量则用农村高中及以上文化程度居民所占比例(ED)来衡量。本文使用的上述各项指标的数据均为中国1985～2008年的时间序列数据。其中，农村劳动力非农转移比例这一变量的数据来源于相应年份的《中国农业发展报告》⑧；2006年和2007年的农村妇女一般生育率数据来源于相应年份的《中国人口和就业统计年鉴》⑨，其余年份的农村妇女一般生育率数据来源于各年份的《中国人口统计年鉴》⑩，其中，1987年、1988年和1991年、1992年的数据由线性内插法得到；农村家庭文教娱乐支出占总支出的比例和农村高中及以上文化程度居民所占比例数据均来自于相应年份的《中国农村住户调查年鉴》(11)。各变量的描述性统计分析结果见表1。值得说明的是：在无法获得大量微观数据的情形下，用宏观层面的数据进行分析由于忽略了家庭之间的差异，得出的结果可能并不精确，但仍能反映市场化改革以来中国农村典型家庭的劳动力非农转移对其人口生产偏好变化影响的平均水平。
    
    （二）时间序列数据的平稳性检验和协整检验
    本文利用Eviews6.0软件对各变量的时间序列数据采用增广的迪基—福勒检验法（Augmented Dickey-Fuller，简称为“ADF方法”）进行单位根检验。结果显示（见表2），各变量的时间序列数据都存在单位根。根据具有最小赤池信息量准则（akaike information criterion，简称“AIC”）的滞后期的检验，在0.05的显著性水平上，所有时间序列经过一阶差分后都拒绝单位根假设，这说明，各变量数据均为I(1)序列。
    以向量自回归模型为基础的基于回归系数的Johanson协整检验，是一种进行多变量协整检验的较好方法。本文使用这种方法，通过建立迹统计量和最大特征值似然比统计量来确定各变量之间的协整关系。协整检验结果显示（见表3），在5%的临界值水平下，拒绝假设“r=0”和“r≤1”而接受“r≤2”，从而可以确定，模型中变量M、F和EX以及M、F和ED之间存在长期协整关系。
    
    （三）格兰杰因果关系分析
    对农村劳动力非农转移比例、农村妇女一般生育率、农村家庭文教娱乐支出占总支出的比例和农村高中及以上文化程度居民所占比例这几个变量进行格兰杰因果关系检验，结果见表4。从结果可以看出，在10%的显著性水平上，农村劳动力非农转移比例(M)和农村家庭文教娱乐支出占总支出的比例(EX)存在双向因果关系，即农村劳动力的非农转移与农户的人力资本投资互为因果。农村劳动力非农转移比例(M)和农村妇女一般生育率(F)呈单向因果关系，农村劳动力非农转移比例在滞后一期下是农村妇女一般生育率变动的格兰杰原因。农村高中及以上文化程度居民所占比例(ED)是农村劳动力非农转移比例(M)的格兰杰成因，表明劳动力人力资本水平影响其非农转移，这从一个侧面验证了劳动力转移的选择性。同时，农村高中及以上文化程度居民所占比例(ED)又是农村妇女一般生育率(F)的格兰杰原因，且两者在格兰杰因果关系检验方程中呈负相关，表明农村人口质量与数量之间存在替代关系。不过，这种替代具有一定的时滞性。
    
    （四）误差修正模型结果分析
    误差修正模型既

       

能反映变量间的长期均衡关系，又可以刻画变量的短期调整过程，通过对长期参数和短期参数的明确划分，这一模型能把各变量的长期趋势与短期效应综合在一起。因此，本文通过采用EG两步法构建误差修正模型来研究劳动力转移对农村家庭人口生产偏好转变的影响。得到的模型结果为：
    
    上述模型中，(12)式的拟合优度为0.611，AIC值为5.703，SC值为6.002；(13)式的拟合优度为0.571，AIC值为-1.904，SC值为-1.605；(14)式的拟合优度为0.772，AIC值为-3.368，SC值为-3.201。这表明，上述3个误差修正方程的参数估计结果都比较显著，上述模型是可靠的。在长期水平上，农村妇女一般生育率、农村家庭文教娱乐支出占总支出的比例和农村高中及以上文化程度居民所占比例的误差修正模型中误差修正项的回归系数均为负，符合反向修正机制，说明一旦短期波动偏离了长期均衡关系的轨道，误差修正机制的存在能够纠正这种偏离，并最终使上述各变量和农村劳动力非农转移比例变动的关系回到长期均衡关系的轨道。具体来说，可以得到以下结果：
    1.农村妇女一般生育率与农村劳动力非农转移比例密切相关。(12)式中，滞后一期和滞后二期的变量对农村妇女一般生育率变动的影响为负，这说明，农村妇女一般生育率存在一定程度的状态依赖。滞后一期和滞后二期的农村劳动力非农转移比例变动对农村妇女一般生育率变动的影响也为负，且具有时滞性。(12)式中误差修正项的系数为负，符合反向修正机制，表明滞后一期的非均衡误差以0.1756的比率对本期的农村妇女一般生育率做出反向修正。
    2.农村高中及以上文化程度居民所占比例的变动受农村劳动力非农转移比例变动的影响。(13)式中，滞后一期和滞后二期的农村高中及以上文化程度居民所占比例变动的系数均为负，说明这一变量的变动存在状态依赖。滞后一期的农村劳动力非农转移比例变动对农村高中及以上文化程度居民所占比例变动的影响为正，而滞后二期的这一变量变动的系数为负，且系数都很小；同时，(13)式的估计系数和误差修正系数都很小。这说明，就长期而言，农村劳动力非农转移比例的变动对农村高中及以上文化程度居民所占比例变动的影响较小，短期的调整力度也很微小。原因可能是，(13)式中各变量的滞后期数较短，而劳动力接受教育的周期较长(12)。这也验证了表4中农村高中及以上文化程度居民所占比例与农村劳动力非农转移比例之间存在格兰杰因果关系这一结果。
    3.农村家庭文教娱乐支出占总支出的比例的变动也受农村劳动力非农转移比例的影响。(14)式中，误差修正项的估计系数的符号符合理论预期，但从数值来看，与(13)式相比，其绝对值更大。这说明，农村劳动力非农转移比例的变动会导致农村家庭文教娱乐支出占总支出的比例发生较大变化。另外，(14)式中误差修正项的系数绝对值较大，表明农村劳动力非农转移比例变动对农村家庭文教娱乐支出占总支出的比例变化的短期调整力度较大。可能的解释是，农村劳动力的非农转移直接导致了农村居民家庭收入的变动，进而影响到家庭的支出结构。与农村人力资本形成(13)的周期相比，这种间接影响的时滞显然很短。
    四、结论及政策涵义
    本文依据理论模型所得到的主要研究结论是，在人力资本报酬率外生给定、人力资本对劳动力转移收益和转移成本均有影响的条件下，农村劳动力非农转移的选择性可以由其人力资本分布来体现。孩子的数量、人力资本投资和劳动力的就业选择，都是家庭内部的决策变量。当家庭更偏好于消费时，农村有劳动力转移的家庭的生育率低于没有劳动力转移的家庭的生育率；在完备的劳动力市场条件下，有劳动力转移倾向的家庭接受教育的时间更长。这意味着，劳动力的选择性转移导致了农村有劳动力转移的家庭的小规模化和高素质倾向。本文利用中国20多年的时间序列数据所建立的误差修正模型检验了前述结论。农村劳动力非农转移比例与农村妇女一般生育率、农村高中及以上文化程度居民所占比例、农村家庭文教娱乐支出占总支出的比例之间具有长期均衡关系，且农村劳动力非农转移比例与反映农村家庭人口生产偏好转变的其他变量之间存在着由短期波动向长期均衡状态的调整。因此，农村劳动力的非农转移是农村家庭人口生产由数量偏好转向质量偏好的长期原因。
    如果说农村家庭人口生产偏好转变从一个方面预示着农村经济社会的现代转型，而

       

劳动力选择性转移又成为推动这一转型的重要因素，那么，当前农业和农村发展政策的重点应致力于消除阻碍劳动力流动的各种制度因素。例如，打破城乡劳动力市场的分割，充分发挥市场机制在配置劳动力资源上的基础功能；逐步取消城乡二元户籍制度及其背后的城乡有别的二元福利制度，赋予农村劳动力在城乡间充分流动的自由和平等就业的机会。
    注释：
    ①数据来源：国家统计局：《中国统计年鉴》（1980年、1985年、2000年、2005年、2008年），中国统计出版社。
    ②平均受教育年限的计算方法为各层次的教育年数乘以各层次受教育人口的比重，然后再加总求和。计算公式是：不识字或识字很少人口比重×1+小学文化程度人口比重×6+初中文化程度人口比重×9+高中（中专）文化程度人口比重×12+大专及以上文化程度人口比重×15。根据《中国农村统计年鉴》（国家统计局农村社会经济调查司，中国统计出版社，1980年，1985年，2000年，2005年，2008年，2009年）的相关数据计算得到。
    ③尤丹珍、郑真真(2002)，傅崇辉、向炜(2005)和伍海霞等(2006)的研究表明，流动人口的生育率显著高于流入地城市人口的生育率；而You and Poston(2004)，陈卫、吴丽丽(2006)的研究显示，流动人口的生育率低于城市人口的生育率。不过，多数研究均表明，流动人口的生育率低于农村迁出地人口的生育率。
    ④尽管农业部门的人力资本相对缺乏，但由于农业部门还没有发展为现代经济部门，因此，人力资本在农业部门的报酬率较低。
    ⑤在该式的推导中运用了如下定理：当。
    ⑥中国的现实情况也如此。而且，农户的规模对其消费增长具有显著的负向影响。相关研究详见林文芳(2009)和高梦滔、毕岚岚(2010)。
    ⑦将(11)式对折现因子η求一阶导数，得到，由此可以看出，折现因子与贴现率呈倒数关系。
    ⑧中华人民共和国农业部：《中国农业发展报告》（1985～2008年，历年），中国农业出版社。
    ⑨国家统计局国民经济综合统计司：《中国人口和就业统计年鉴》（2006年，2007），中国统计出版社。
    ⑩国家统计局人口和社会科技统计司：《中国人口统计年鉴》（1985～2008年，历年），中国统计出版社。
    (11)国家统计局农村社会经济调查司：《中国农村住户调查年鉴》（1985～2008年，历年），中国统计出版社。
    (12)基于实证分析的严谨性，模型中仅取各变量一阶差分的滞后两期作为解释变量，也即考虑各变量变动的1～2年的时滞。然而，劳动力接受教育并完成高中学业需要至少12年。

       


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