家庭財(cái)富、基礎(chǔ)設(shè)施與城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移

王大中 胡李鵬 董烈剛

摘要：文章利用CHIPS2002農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)，考察家庭財(cái)富與城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的關(guān)系。研究表明，家庭財(cái)富對(duì)于農(nóng)民外出就業(yè)的影響呈現(xiàn)倒U型，即財(cái)富低于一定閾值，其增加會(huì)提高農(nóng)民外出就業(yè)傾向；而當(dāng)財(cái)富超過(guò)該閾值時(shí)，其增加反而降低外出就業(yè)激勵(lì)。該倒U型影響在西部地區(qū)尤為明顯。貧困地區(qū)和基礎(chǔ)設(shè)施完善的地區(qū)，相應(yīng)的財(cái)富閾值較小。

關(guān)鍵詞：家庭財(cái)富；基礎(chǔ)設(shè)施；城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移

一、 引言

本文在城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移背景下探討家庭財(cái)富對(duì)農(nóng)民擇業(yè)的影響，以期為深刻理解中國(guó)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移提供新視角。具體來(lái)說(shuō)，我們對(duì)Dustmann 和 Okatenko （2014）的框架作出如下拓展：（1）考慮了財(cái)富增加帶來(lái)的財(cái)富效應(yīng)對(duì)勞動(dòng)力供給的影；（2）考慮了農(nóng)民的三種就業(yè)選擇：外出就業(yè)，當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)或務(wù)農(nóng)。在此基礎(chǔ)上，本文采用中國(guó)家庭收入調(diào)查（CHIPS2002）農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了財(cái)富變化對(duì)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響。研究發(fā)現(xiàn)，家庭財(cái)富對(duì)農(nóng)民外出就業(yè)的影響呈現(xiàn)倒U型，即若財(cái)富低于一定閾值，財(cái)富增加會(huì)增加農(nóng)民外出就業(yè)傾向；而當(dāng)財(cái)富超過(guò)閾值，財(cái)富增加反而降低外出就業(yè)概率。對(duì)于當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)，也有類(lèi)似結(jié)果，且當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)財(cái)富閾值更大。考慮各地發(fā)展水平不均，我們對(duì)東部、中部和西部樣本進(jìn)行分組回歸，發(fā)現(xiàn)財(cái)富的倒U型影響在西部地區(qū)尤為明顯，而在東部和中部地區(qū)并不顯著。為了考察當(dāng)?shù)馗辉３潭扰c財(cái)富對(duì)農(nóng)民就業(yè)選擇的影響，我們加入了地區(qū)是否是貧困地區(qū)與財(cái)富二次項(xiàng)的交乘項(xiàng)，結(jié)果表明貧困地區(qū)的財(cái)富閾值較小?？赡艿脑蚴牵谪毨У貐^(qū)，財(cái)富增加不僅提高了絕對(duì)效用，同時(shí)也因社會(huì)地位的提升增加了相對(duì)效用?？紤]到基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)福利的影響，發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施越完善，財(cái)富閾值越小。

本文余下部分將如下安排：（1）第二部分介紹數(shù)據(jù)，提出假說(shuō)以及實(shí)證策略；（2）第三部分是基本結(jié)果；（3）最后是結(jié)論部分。

二、 數(shù)據(jù)、假說(shuō)與實(shí)證策略

1. 數(shù)據(jù)。本文使用CHIPS2002年農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)包含了個(gè)人信息，家戶(hù)信息以及村莊（社區(qū)）信息。個(gè)人信息包括被訪者年齡，性別，受教育程度，婚姻狀況，就業(yè)狀態(tài)，工作行業(yè)，職業(yè)，工資等。家庭信息包括家庭承包土地面積，家庭收入，消費(fèi)，支出，金融資產(chǎn)等。而在村莊層面，問(wèn)卷搜集了村莊的是否遠(yuǎn)離城市，村莊通電，通路，通電話(huà)的時(shí)間，村莊的勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)等信息。依照以往文獻(xiàn)的做法（Liu，2008），只保留年齡，受教育程度，性別和就業(yè)情況等信息完整的16歲～60歲的農(nóng)村居民，同時(shí)刪除了全職學(xué)生，退休、有殘疾或重大疾病的農(nóng)村居民。最終樣本量為21 549個(gè)，分布在中國(guó)20個(gè)省和2個(gè)直轄市中的122個(gè)縣954個(gè)村。

如何定義外出務(wù)工人員和當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)人員是本文數(shù)據(jù)處理的核心。CHIPS2002并未直接詢(xún)問(wèn)農(nóng)村勞動(dòng)力是否在外工作或者尋找工作三個(gè)月以上。根據(jù)對(duì)“你是否在2002年獲得在外工作的工資”的回答，本文將2002年獲得在外工作工資的農(nóng)村勞動(dòng)力定義為外出就業(yè)者（農(nóng)民工），沒(méi)有獲得在外工作工資的被定義為農(nóng)村就業(yè)者（農(nóng)民）。農(nóng)村就業(yè)者又被分為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者和非農(nóng)就業(yè)者，其中，非農(nóng)就業(yè)者是指在農(nóng)村非農(nóng)企業(yè)或單位獲取收入的勞動(dòng)者。

2. 提出假說(shuō)。

（1）財(cái)富與外出就業(yè)。本文從兩個(gè)方面擴(kuò)展了Dustmann 和 Okatenko （2014）的模型：①引入財(cái)富增加帶來(lái)的財(cái)富效應(yīng)。假定休閑為正常品，財(cái)富效應(yīng)度量的是財(cái)富增加所引致的休閑需求的增加，進(jìn)而引發(fā)的勞動(dòng)力供給的降低。Dustmann 和 Okatenko （2014）的模型沒(méi)有考慮財(cái)富增加所帶來(lái)的財(cái)富效應(yīng)，低估了財(cái)富增加對(duì)于外出就業(yè)的阻礙作用。②考慮農(nóng)民面臨三種選擇：外出就業(yè)，當(dāng)?shù)氐姆寝r(nóng)就業(yè)或者繼續(xù)做農(nóng)民。Dustmann 和 Okatenko （2014）只考慮了外出和不外出。根據(jù)Dustmann 和 Okatenko （2014），財(cái)富增加會(huì)有兩方面的效應(yīng)：①財(cái)富增加會(huì)放松遷徙的融資約束，進(jìn)而增加農(nóng)民外出就業(yè)的傾向；②財(cái)富增加會(huì)提高遷徙的機(jī)會(huì)成本（即當(dāng)?shù)厣畹男в茫M(jìn)行減少農(nóng)民外出就業(yè)的激勵(lì)。

所以，農(nóng)民外出就業(yè)需要滿(mǎn)足以下條件：外出工作的效用要高于在家就業(yè)的效用（遷徙的機(jī)會(huì)成本），而且自身財(cái)富水平能夠抵消遷徙成本。因此，沒(méi)有外出就業(yè)的原因可能是在家就業(yè)的效用高于在外工作的效用，也可能是自己的財(cái)富水平覆蓋不了遷徙成本。在該分析框架下，財(cái)富增加對(duì)外出就業(yè)的影響并不確定。一方面，財(cái)富增加會(huì)放松外出的信貸約束，從而增加外出的概率；另一方面，財(cái)富增加也會(huì)增加留在當(dāng)?shù)氐男в?，增加外出就業(yè)的機(jī)會(huì)成本，進(jìn)而降低外出的傾向。最終的影響取決于兩種力量的對(duì)比。直覺(jué)上來(lái)講，富裕家庭遷徙時(shí)所面臨的融資約束較松，此時(shí)財(cái)富增加會(huì)降低外出就業(yè)的概率；而貧困家庭遷徙時(shí)面臨緊的融資約束，財(cái)富增加會(huì)增加其家庭成員的外出就業(yè)的概率?？偟膩?lái)講，考慮到遷徙成本以及遷徙的機(jī)會(huì)成本與財(cái)富之間的關(guān)系，我們提出假說(shuō)：

假說(shuō)1：財(cái)富增加對(duì)于農(nóng)民外出就業(yè)的影響是非線性的，即呈現(xiàn)倒U型。

（2）財(cái)富與當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)。根據(jù)上面分析，可知財(cái)富增加更有可能增加當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)的概率。原因是在當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)時(shí)，無(wú)需考慮遷徙的機(jī)會(huì)成本。由于存在財(cái)富效應(yīng)，財(cái)富增加對(duì)當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)的影響也可能呈現(xiàn)倒u型特征。但考慮到財(cái)富增加對(duì)選擇當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)的阻力要小于對(duì)外出就業(yè)的阻力，我們提出假說(shuō)2：

假說(shuō)2：財(cái)富增加對(duì)于農(nóng)民選擇當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)的影響是非線性的，即呈現(xiàn)倒U型，而且財(cái)富的閾值要大于外出就業(yè)的閾值。

3. 實(shí)證策略。本文主要關(guān)心財(cái)富對(duì)農(nóng)民就業(yè)選擇的影響，采用標(biāo)準(zhǔn)的logistics 回歸模型。假設(shè)農(nóng)民通過(guò)就業(yè)選擇來(lái)最大化其預(yù)期效用。因此，農(nóng)民的個(gè)人特征，家庭特征和所屬社區(qū)特征都會(huì)影響到農(nóng)民的外出選擇。設(shè)農(nóng)民外出就業(yè)獲得效用的凈現(xiàn)值形式為y*，滿(mǎn)足

y*=B′X+u

其中X包含了所有控制變量，包括家庭財(cái)富。U服從均值為0，方差為1的標(biāo)準(zhǔn)logistics分布。凈現(xiàn)值本身是觀測(cè)不到的，我們能夠觀測(cè)到的是農(nóng)民的決策y：外出（y=1）還是不外出（y=0），也就是，若y*>0，y=1，否則，y=0。

而是否外出的Logit 模型為：

Prob（y=1）=

考慮到農(nóng)民可能面臨三個(gè)就業(yè)選擇：外出就業(yè)，農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)，農(nóng)業(yè)就業(yè)。此種情境下，使用標(biāo)準(zhǔn)的Multinomial logit（Mlogit）模型分析，即，

Prob（M=j）=

M=1，2，3 分別表示外出就業(yè)、農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)業(yè)就業(yè)。

三、 基本結(jié)果

1. 財(cái)富與就業(yè)選擇。首先考察財(cái)富對(duì)農(nóng)民外出就業(yè)的非線性影響。表1 報(bào)告了回歸結(jié)果?？刂屏藗€(gè)人特征，家戶(hù)特征和社區(qū)特征之后，回歸（1）使用了家庭財(cái)富以及財(cái)富的二次項(xiàng)。在回歸（1）中，家庭財(cái)富對(duì)于外出就業(yè)的影響呈現(xiàn)倒U型，但一次項(xiàng)不顯著。回歸（2）是Mlogit回歸，考慮農(nóng)民三種工作選擇的情況：外出；當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)和農(nóng)民?；貧w（2）顯示，對(duì)于不論是外出就業(yè)還是當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)家就業(yè)，財(cái)富的影響都是顯著的倒U型，其他控制變量的估計(jì)和現(xiàn)有文獻(xiàn)基本一致（Zhao，1999a； Liu，2008）。年輕的未婚男性更易外出就業(yè)，同時(shí)農(nóng)民外出就業(yè)的概率與自身的教育程度顯著正相關(guān)。就家戶(hù)特征來(lái)看，家庭規(guī)模顯著增加了家庭成員外出就業(yè)的概率，而責(zé)任田面積則阻礙了農(nóng)民外出。至于社區(qū)特征，城郊的農(nóng)民更愿意進(jìn)城務(wù)工。此外，外出務(wù)工傾向與安裝電話(huà)與否以及村里平地面積負(fù)相關(guān)。當(dāng)?shù)剜l(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)越發(fā)達(dá)，外出就業(yè)的意愿越低。而且，當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)的財(cái)富閾值要高于外出就業(yè)的財(cái)富閾值?；诨貧w（2），外出就業(yè)的財(cái)富閾值為2，而當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)的財(cái)富閾值為5.21。回歸（2）的結(jié)果支持假說(shuō)1和假說(shuō)2。

2. 相對(duì)財(cái)富與農(nóng)民的就業(yè)選擇。此前，我們只討論了絕對(duì)財(cái)富對(duì)農(nóng)民就業(yè)選擇的影響。其實(shí)相對(duì)經(jīng)濟(jì)地位顯著影響了家庭在當(dāng)?shù)厣畹男в盟剑ˋrdington et al.，2009）。即使生活在貧困地區(qū)，較高的相對(duì)財(cái)富會(huì)帶來(lái)高的生活效用。 這里我們用家庭財(cái)富除以當(dāng)?shù)刎?cái)富的均值（wealth_mean）來(lái)反映家庭的相對(duì)財(cái)富。表2中，控制了家庭財(cái)富的絕對(duì)水平之后，回歸（1）報(bào)告了logit回歸的結(jié)果，回歸（2）報(bào)告了Mlogit回歸的結(jié)果?；貧w表明，相對(duì)財(cái)富也對(duì)外出就業(yè)存在倒U型影響。從回歸（2）中可以看到，相對(duì)財(cái)富對(duì)于當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)不存在倒U型影響。

3. 地區(qū)與財(cái)富效應(yīng)。考慮到中國(guó)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)和文化發(fā)展不均衡，我們把樣本分為東、中、西三個(gè)子樣本。表3 報(bào)告了不同地區(qū)的回歸結(jié)果?；貧w（1）、回歸（2）和回歸（3）分別報(bào)告東部，中部和西部樣本的回歸結(jié)果，財(cái)富閾值分別為1.93，0.62，4.61。可見(jiàn)，西部地區(qū)的財(cái)富閾值明顯高于東中部地區(qū)。這同理論假說(shuō)相一致。相比西部省份，東中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)，外出務(wù)工的信貸約束比較松。此外，東中部的回歸中，財(cái)富的一次項(xiàng)并不顯著，而財(cái)富二次項(xiàng)是顯著的。這表明不存在顯著的倒U型，即財(cái)富增加，外出就業(yè)的概率越低。而西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)比較緩慢，受到信貸約束的家庭相對(duì)較多，因此倒U非常顯著。

4. 貧困與否與財(cái)富效應(yīng)。此前，我們提到，財(cái)富增加一方面會(huì)通過(guò)緩解信貸約束來(lái)提高外出傾向，另一方面因?yàn)樵黾舆w徙的機(jī)會(huì)成本進(jìn)而降低外出就業(yè)的概率。初步來(lái)看，貧困地區(qū)的財(cái)富閾值，可大可小，尚不明確。在表4中，回歸（1）中加入國(guó)家貧困縣虛擬變量和財(cái)富二次項(xiàng)的交乘項(xiàng)，回歸（2）加入省級(jí)貧困鄉(xiāng)的虛擬變量與財(cái)富二次項(xiàng)的交乘項(xiàng)?；貧w（3）是考慮了農(nóng)民有三種就業(yè)選擇并且加入了國(guó)家貧困縣虛擬變量和財(cái)富二次項(xiàng)的交乘項(xiàng)的Mlogit回歸結(jié)果?；貧w（1）、（2）顯示，財(cái)富對(duì)于外出就業(yè)的倒U型影響仍然存在，而且地區(qū)越貧窮，財(cái)富閾值越小。以回歸（1）為例，國(guó)家貧困縣的財(cái)富閾值是0.4，遠(yuǎn)低于非國(guó)家貧困縣的閾值（4.5）?；貧w（3）表明，盡管外出就業(yè)的結(jié)論同回歸（1）、（2）一致，但對(duì)當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)而言，倒U型影響不明顯。

5. 基礎(chǔ)設(shè)施、財(cái)富與農(nóng)民的就業(yè)選擇。該節(jié)重點(diǎn)考察財(cái)富對(duì)于農(nóng)民就業(yè)選擇的效應(yīng)是否會(huì)受當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施完善程度的影響。我們選擇四個(gè)指標(biāo)來(lái)反映當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施情況：通公路時(shí)間，通電時(shí)間，通電話(huà)時(shí)間，以及離交通站的距離。然后我們根據(jù)所選指標(biāo)進(jìn)行分組回歸以刻畫(huà)基礎(chǔ)設(shè)施如何影響財(cái)富對(duì)于外出的效應(yīng)。表5報(bào)告的回歸結(jié)果表明，基礎(chǔ)設(shè)施越完善，財(cái)富閾值越小。一個(gè)可能的解釋是，基礎(chǔ)設(shè)施的相對(duì)完善會(huì)提高留在當(dāng)?shù)氐男в?，?cái)富的提高更好的享受這些基礎(chǔ)設(shè)施帶來(lái)的福利，所以財(cái)富的閾值要降低。此外，離車(chē)站越近，遷徙成本較低，財(cái)富閾值相應(yīng)會(huì)提高。

四、 結(jié)論

本文使用中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIPS2002）中的農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)考察了家庭財(cái)富對(duì)于農(nóng)民就業(yè)選擇的影響。我們發(fā)現(xiàn)，家庭財(cái)富對(duì)于農(nóng)民外出就業(yè)呈現(xiàn)倒U型影響，當(dāng)財(cái)富低于一定閾值時(shí)，財(cái)富增加會(huì)增加農(nóng)民外出就業(yè)的概率；當(dāng)財(cái)富達(dá)到該閾值時(shí)，財(cái)富增加反而降低農(nóng)民外出就業(yè)傾向。對(duì)于當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)，也有類(lèi)似發(fā)現(xiàn)，且財(cái)富閾值大于外出就業(yè)的財(cái)富閾值。如果把財(cái)富換成相對(duì)財(cái)富，這種倒U型關(guān)系仍然成立?？紤]到地區(qū)發(fā)展差異，對(duì)東部、中部和西部進(jìn)行分樣本回歸，發(fā)現(xiàn)倒U型影響在西部地區(qū)非常顯著，而且西部的財(cái)富閾值也最高。若該地區(qū)為貧困地區(qū)，則相應(yīng)的財(cái)富閾值會(huì)減小。此外，基礎(chǔ)設(shè)施完善的地區(qū)，財(cái)富閾值較小。

本文為研究城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移提供了新的視角。用財(cái)富這一變量很好的把影響城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的“拉”的力量和“推”的力量聯(lián)系在一起。不過(guò)本文的家庭財(cái)富只使用了家庭金融財(cái)富 ，未包括土地、房產(chǎn)等不動(dòng)產(chǎn)，存在一定局限性。將家庭財(cái)富擴(kuò)展到其他內(nèi)容是我們未來(lái)研究的方向。

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基金項(xiàng)目：上海財(cái)經(jīng)大學(xué)博士研究生創(chuàng)新基金項(xiàng)目（項(xiàng)目號(hào)：CXJJ-2011-399）。

作者簡(jiǎn)介：王大中（1987-），男，漢族，河南省焦作市人，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生，研究方向?yàn)槲⒂^經(jīng)濟(jì)學(xué)理論與應(yīng)用；胡李鵬（1988-）（通訊作者），男，漢族，湖北省荊門(mén)市人，北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院博士生，研究方向?yàn)榘l(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)；董烈剛（1977-），男，漢族，湖北省京山市人，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院博士生，研究方向?yàn)閼?yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)、計(jì)量金融學(xué)。

收稿日期：2015-10-18。