劳动力外出模式对农户支出结构的影响

王子成 郭沐蓉

（暨南大学 公共管理学院，广东 广州 510632）

一、引言

自改革开放特别是20世纪90年代以来，中国大量农村劳动力从中西部地区流向东部沿海地区。不过，在户籍以及建立在户籍基础上的一系列制度约束下，农民工虽然从农业部门转移到了非农业部门，实现了职业的转换，但是很难在务工地获得常住户口，也无法享有与务工地居民同等的公共服务，难以实现永久性迁移，处于“亦工亦农、亦城亦乡”的“候鸟式”流动状态，而农村和农业也成为外出农民工最坚实的最后依靠，农民工对家庭农业生产的支持较多，如在农忙期间回家务农、更新农业设备等。不过，随着农村劳动力迁移进程的推进，农村劳动力外出模式发生了一定的变化，劳动力流动由初期在农闲时节外出务工的季节性流动，转变为以务工为主要收入来源的全年性、多年性流动，乃至在流入地长期居住［1］。突出表现为：完全脱离农业生产、常年外出打工的农民工占到较大比例。《2013年全国农民工监测调查报告》显示，外出农民工年从业时间平均为9.9个月，而在外出农民工中，举家外出者达3525万人，占外出农民工的21.22%。

农村劳动力外出模式的变化，对农村和农业生产的支持力度会有影响，如季节性外出、循环流动向常年外出转变，使得农民工外出务工的兼业性减弱，可能会进一步削弱劳动力输出家庭生产性支出的份额。但是，目前对中国农民工流动对农户支出影响的研究主要集中在家庭是否参与外出以及家庭外出劳动力总量对农户家庭消费、投资的影响，如De Brauw 和Rozelle［2］、De Brauw 和Giles［3］。而这些实证研究都把迁移视为同质的，并没有考虑到迁移的异质性问题：一是，迁移模式不同，如暂时性迁移与永久性迁移，迁移者对输出家庭的支持有较大差异。如暂时性迁移者，其主要家庭成员仍在输出地生活，迁移者一般有较强的回流打算［4］，他们在迁入地的大部分收入以汇款的形式转移到输出地，在家乡进行投资或者为日后回流消费做储备［5］。永久性迁移者则会更多选择在输入地储蓄和消费［6］，通常会把大部分收入用在融入花费（integration costs）上，如学习当地语言、购买房屋和社会交往活动［7］，永久性迁移者对输出家庭的支持较少，他们的汇款仅仅是一种利他行为［5］。二是，不同的迁移类型代表了家庭多样化策略。不同的迁移模式会导致在生产性活动中采取不同的风险分担行为，如高品质种子的采用、先进农业设备更新等，对家庭投资和消费带来不同的影响［8］。

农民工不同流动模式（如暂时性迁移和永久性迁移）在汇款支持、消费选择上存在较大差异，对输出农户投资行为也会有影响。如果不考虑流动模式的异质性，最终的估计结果必然存在一定偏差，削弱研究结论的一致性和说服力。基于此，本文将借鉴Adams和Cuecuecha的思路［9］，考察农村劳动力外出模式对农户支出结构的影响，无疑有一定的理论和现实意义。

二、文献述评

近年来，劳动力迁移是否对输出地经济发展产生积极影响颇有争议，其中移民汇款主要用于消费性支出还是生产性投资无疑成为争论的核心［9］。有少量研究表明，迁移对家庭投资有积极作用，迁移推动了农户的投资活动［10］。而相对于投资来说，迁移对农户家庭消费有更大的推动作用。在此方面，对墨西哥—美国移民的研究比较典型，Mines和De Janvry对一个墨西哥村庄的个案研究指出，虽然村庄中存在一些生产性投资，但移民家庭会把更多汇款用在提升生活舒适度的消费上［11］。Taylor等的研究也发现，墨西哥移民更偏爱住房建设投资而不是家庭生产活动的投资［12］。在墨西哥之外，Osili对尼日利亚的研究发现，大部分汇款被用在住房建设上，汇款收入每增加10%，将会带来住房建设投资增加3个百分点［13］。Medina和Lina在探讨国际移民汇款对哥伦比亚家庭支出结构的影响时发现：收到移民汇款的家庭其总支出中的教育投资比例要比没有收到汇款的家庭高出10%，而汇款对消费、投资以及健康支出的影响几乎为零［14］。最近部分研究考虑到了迁移异质性带来的影响差异，把移民分为国际移民和国内移民来考察。如Castaldo分析了国内移民汇款和国际移民汇款对阿尔巴尼亚家庭消费的影响［15］，Adams和Cuecuecha利用危地马拉全国性调查数据分析了国内汇款和国际汇款对家庭边际支出行为的影响［9］。不过，这些研究都着眼于国际移民与国内移民的差异，没有考察国内移民不同形式的差异对家庭投资和消费的影响。

随着城市化进程的推进，中国农村劳动力大规模向城市迁移，成为城市发展不可或缺的中坚力量。不过，对于中国农村劳动力外出能否推动输出地生产经营活动如农户生产性投资等，实证研究结果却略显悲观。De Brauw 和Rozelle的研究证实，中国农民工迁移对家庭住房以及其他耐用消费品投资的影响比平均消费水平要高出20%，但没有发现农民工迁移与农户生产投资之间存在关联的证据［2］。De Brauw 和Giles也证实中国农民工迁移与农户人均消费正相关，迁移对住房财富和耐用消费品积累都有积极作用，不过没有发现农民工迁移对农业生产性资产投资有显著作用，并且也没有证据支持城乡迁移可以增加农户在非农生产上的投资［3］。王美艳的研究也证实，汇款主要被农户用于当前消费性支出，而不是投资性支出［16］。李树茁等的研究则指出，汇款对农户食物消费和生产性投资都有直接和间接的影响，汇款对食物支出和生产性支出的直接影响效应要大于间接影响效应［17］。这些研究大多没有考虑迁移异质性问题，即农村劳动力外出模式差异对农户投资消费的影响。仅有杜鑫考虑了迁移异质性，把迁移劳动力分为就地转移和异地转移来比较研究，最终发现：就地转移会使农户人均生活消费和人均居住支出水平提高，异地转移却对农户人均生活消费和人均居住支出没有显著影响，两种转移方式对农户人均生产性固定资产购置支出均没有显著影响［18］。不过，其研究并没有考虑农村劳动力外出模式本身可能存在选择性偏差问题，即不可观测特征对迁移选择的影响，忽视这个问题，必然带来估计偏误。

三、估计方法与数据说明

（一）估计方法

对各类家庭边际支出的估计，我们参考Adams和Cuecuecha的思路［9］，假定农户家庭某一类别的支出由家庭总支出及家庭特征决定，具体可写为以下经验方程：

其中假定误差项为常数，EXP为农户家庭人均总支出，Ci／EXP代表i类人均支出在总人均支出中的比重。我们研究中的支出分为两类：家庭生产性支出和家庭消费性支出。Z为家庭特征等控制变量，我们放入的控制变量有家庭人口结构（包括劳动年龄人口数、老人数量、未成年人数量等）、家庭的人力资本情况（用家庭最高受教育程度来表示）、当地收入水平、农户所在省区虚拟变量。

根据方程（1）我们可以求出i类支出的边际预算比例以及平均预算比例，如下：

从公式（2）中可以看出，家庭特征变量在家庭不同支出的回归中固定不变。

为了探讨劳动力迁移模式的差异对农户生产投入的影响，我们首先要对农户进行分类。因为在样本中部分家庭既参与了常年外出迁移，又参与了循环流动，不过比例并不高（占外出家庭总样本的10%左右）。为了获得独立的农户外出类型，在研究中，我们将会舍弃这部分样本，仅考虑参与单一外出模式对家庭支出结构的影响。所以最终我们把农户分为三类：无成员外出农户、常年外出农户、循环流动农户。那么在这种情况下，农户首先进行一个独立的外出模式选择：不外出、常年外出和循环流动，然后再进行家庭各种支出的最优份额决策。Csi为农户选择s迁移模式下的i类支出。

由于外出模式选择本身可能存在选择性偏差问题，有成员外出的家庭可能有一些不同于没有参与外出家庭的不可观测特征（如技能更高，外出意愿或者能力更强）。忽视这个问题，必然会带来估计偏误，这需要利用两步多元选择进行估计。我们利用Dubin 和McFadden 的方法来进行纠偏［19］，估计方程如下：

其中vsi的均值为0，s代表迁移模式，rih代表选择迁移模式s下的偏差矫正变量。

为了进一步估计外出模式对家庭边际支出份额的影响，我们需要进行多元treatment估计，参考Lechner的方法［20］，通过配对比较来识别平均处理效应（average treatment effects on the treated，ATT）。

其中E（MBSm｜s=m）为在选择m 迁移模式下的家庭边际支出份额，而E（MBSl｜s=m）为反事实的家庭边际支出份额，即如果m 外出模式下的家庭反而选择l模式，最终得到的家庭边际支出份额，其中m 和l为配对比较选择。

我们进行配对比较：常年外出与无外出，以及循环流动与无外出。最终得到两个i类支出的平均处理效应：

其中1代表常年外出，2代表循环流动，3代表无外出。

（二）数据来源与变量描述

文章使用的数据来自中国城乡劳动力流动调查（RUMIC2008和RUMIC2009）的农村住户问卷，我们选取河北、安徽、河南、湖北、重庆和四川等6个典型中西部劳务输出省份进行研究。

关于外出农民工，我们的定义为2008年在本乡镇以外务工经商3个月以上的农村劳动力。这里需要说明的是，因为在村级外出人数的统计上，国家统计局对农民工的定义是在本乡镇以外务工，所以为了与工具变量（村庄迁移网络）的统计口径一致，我们也以乡镇为边界定义外出。同时根据外出时间差异，我们把外出农民工分为常年外出农民工、循环流动农民工。具体定义如下：

关于常年外出农民工，我们的定义为初次外出务工在2006年以前，且2007年和2008年每年累积在外务工10个月以上的农民工，这样定义的依据是：一是，大部分调查表明，外出农民工年在外从业时间的平均值大概在10个月左右。如国家统计局公布的2013年外出农民工年从业时间是9.9个月，而我们样本中农民工外出年平均从业时间也达到9.7个月；二是，按照中国传统的过年习俗，大部分农民工都会在春节前返乡过年，而在节后返回，一年一度“春运”，无疑是这一现象的真实写照，而春运一般为40天，加上农民工找工作的搜寻时间，我们把连续在外工作10个月定义为常年外出，与农民工外出的特点比较吻合。除常年外出农民工以外的外出者，我们定义为循环流动农民工。

对于支出的定义，因为我们的支出数据来自国家统计局，所以文章关于各类支出的界定都参照国家统计局的定义。具体来讲，农户家庭消费性支出主要指农户物质和精神生活方面的支出，包括八个类别，分别是食品支出、衣着支出、居住支出、家庭设备用品支出、交通通讯支出、教育文化娱乐支出、医疗费用支出和其他支出，我们把这八类数据加总得到农户总的消费性支出。农户家庭生产性支出指农户以家庭为单位从事生产经营活动的商品和劳务等支出，包括三类：农户家庭经营费用支出、农户家庭生产性固定资产支出以及建造固定资产需要的人工支出。为了后面计量分析需要（对边际支出比例的求导要求各部分的支出比重总和等于1），我们的家庭总支出只考虑农户生产性支出和消费性支出，两者加总得到农户家庭总支出。将农户家庭消费性支出、生产性支出和支出总额分别除以家庭总人口数，得到农户家庭人均消费性支出、农户家庭人均生产性支出和农户家庭人均总支出。生产性支出比重和消费性支出比重，分别用人均生产性支出和人均消费性支出除以家庭人均总支出得到。其他变量我们均取自调查问卷，其中总劳动年龄人口指家庭中16～64岁拥有农村户口成员的总数。家庭人力资本状况采用家庭成员中最高学历者的受教育程度来表示。当地收入水平取自问卷“2007年本村农民人均年纯收入属于下列哪个区间”，由于数据是区间数据，我们取区间中值来代替。

根据农户家庭劳动力外出情况，我们定义常年外出农户为家庭中至少有一个或者以上的劳动力常年在外务工（其中约59%的家庭为单个劳动力外出），循环流动农户为家庭中至少有一个或者以上的劳动力参与循环流动（其中69%的家庭为单个劳动力参与）。而没有劳动力外出的农户为无外出农户。当然有一个问题需要厘清，当一个家庭中有多个人外出，而外出模式不同时如何来区分的问题，为了简化统计分析，我们只考虑成员外出模式相同的家庭，删除有多人外出而外出模式不同的农户。同时删除信息缺失的样本，获得分析样本4266户，各变量的分布特征如表1所示。从中，我们可以看到样本的基本分布特征，其中农户家庭人均总支出5823元，与同期国家统计局公布的数据吻合（中部地区为5134.69元）。而农户家庭人均消费性支出3813元，也与同期中部地区人均消费性支出3375.55元相近，说明我们的数据具有较强的一致性和代表性。再看家庭最高学历程度的分布，接近60%的家庭其最高受教育程度为初中，其次是高中学历，约占25.6%。这也说明九年义务教育普及对农户家庭教育程度的提升起到了很好的作用。

最后，我们来看农户家庭参与迁移情况，其中迁移农户有1630家，占总样本的38.21%，而循环流动农户的占比要高于常年外出农户，常年外出农户有611家，占总样本的14.3%，循环流动农户有1019家，占总样本的23.89%。这说明，虽然当前部分劳动力选择常年外出务工，但劳动力循环流动的大趋势仍然没有改变。为了进一步分析不同外出模式与农户家庭支出结构的关系，我们采用均值比较法来处理（见表1）。

表1 不同迁移模式下农户家庭支出的均值比较

在表1中，均值差（1）是无外出农户与常年外出农户各变量的均值差，均值差（2）代表无外出农户与循环流动农户各变量的均值差，均值差（3）代表常年外出农户与循环流动农户各变量的均值差。从均值差（1）和均值差（2）我们可以看出，无外出农户人均总支出、人均生产性支出、人均消费性支出都显著高于常年外出农户和循环流动农户。不过，在支出结构上，循环流动和常年外出农户的消费性支出比重都要高于无外出农户，但循环外出农户与无外出农户的消费性支出比重差异并不显著。而从均值差（3）我们可以看出常年外出农户的人均总支出、人均生产性支出、人均消费性支出、生产性支出比重都低于循环流动农户，但其消费性支出比重要高于循环流动农户。更严格的推论需要借助数据回归分析来实现。

四、实证估计结果

（一）农户迁移模式的决定

Dubin和McFadden的方法需要首先估计农户参与模式，获得矫正选择性偏差的r值，参与模式的估计通过多项Logit模型来实现，农户有三个选择：常年外出、循环流动以及不外出。

识别家庭外出方程，有效的工具变量必须满足与家庭外出决策相关，而与家庭消费投资行为无关。参考Taylor等和Du等的思路［21］［22］，把村庄迁移网络作为工具变量来解决外出务工的内生性问题。其原因主要有两个：一是，村庄迁移网络是影响劳动力迁移决策的重要因素，村庄迁移网络越密集，后续迁移的可能性越大［23］；二是，村庄迁移网络与农户消费投资行为属经济活动的两个层面，一般认为村庄层面的迁移网络不直接影响农户层面的消费投资行为，即村庄迁移网络与农户消费投资行为正交［21］［22］。

从表2可以看出，村庄迁移率（=村庄外出总人数／村庄劳动力总数）对常年外出和循环流动决策均有显著正影响，村庄迁移率越高，农户选择常年外出和选择循环流动的可能性都要显著高于不外出的概率，而且工具变量的卡方检验值为25.37，在1%水平下显著，说明工具变量的选择较好。

（二）农户家庭支出结构估计

利用Dubin和McFadden 的方法我们对选择性偏差进行了修正，对家庭生产性支出的具体估计结果见表3，因为我们的支出仅有两类：家庭生产性支出和家庭消费性支出，而家庭生产性支出比重和家庭消费性支出比重之和等于1，所以最终对家庭消费性支出比重影响因素的估计系数与对家庭生产性支出估计的系数绝对值相同，只不过符号相反而已。所以文章只汇报了对家庭生产性支出的估计结果。首先来看三个选择性修正变量（r1，r2，r3）的估计，我们发现三个方程中其对家庭支出比重均有显著作用，特别是常年外出务工方程，说明我们对选择性偏差的修正效果较好。

仅通过估计系数，我们尚不能准确估计迁移模式对家庭生产经营支出的影响效应，需要进一步计算平均处理效应（ATT），ATT 按照公式（6）和公式（7）计算得到，计算用的系数来自表3，计算结果如表4所示。

表2 农户迁移模式的多元选择估计

表3 家庭生产性支出估计

表4 边际支出份额及平均处理效应

我们可以看到，无外出农户家庭生产性支出的边际份额要高于常年外出农户和循环流动农户。常年外出农户和循环流动农户家庭生产性支出的平均处理效应也显示，常年外出农户，其家庭生产性支出的边际份额会显著降低，降低约13.15%；而循环流动的农户，其家庭生产性支出份额也会显著降低，不过降低的幅度较小，约为2.57%。相反，我们可以看到，外出务工可以显著提升农户家庭消费性支出的边际份额，而常年外出对家庭消费性支出边际份额的影响更大。

外出务工对农户生产经营边际支出有负效应，也就是说农村劳动力外出会减少农户在家庭经营生产活动方面的投入。出现这种情况的原因可能是两个方面：一是，外出务工对农户造成了一定的劳动力流失效应，使得农户不得不调整在农业方面的投入，如放弃一些高劳动投入的生产或者经营活动，使得生产性投资的份额减少；二是，务工劳动力在外可能获得高于农业生产经营活动的收入，而且他们会把部分收入寄回老家来维持家庭开支等，这使得有劳动力外出务工的农户，在家庭农业生产经营活动方面的投入降低导致生产性投资的边际份额减少。而循环流动农户在家庭生产经营活动中的投资要稍高于常年外出农户，这可能因为常年外出者在城市获得稳定的收入，对农业生产经营活动收入的依赖性不高，维持或者扩大农业生产投入的积极性很低，而循环流动者可能尚不具备在城市长久立足的能力，农业生产经营收入可能仍是他们持家的主要来源之一，使得他们可能会增加一些农业投入，但由于务工往返于城市和农村之间，精力和时间有限，他们投资农业的力度并不大，所以也产生了一定的负面效应。

从消费角度，我们可以进行另外一些思考，农户生产经营边际支出的降低也可能是外出家庭消费性支出增长更快引致的结果。具体来说，目前户籍制度等制度隔离，使得农民工无法享有与城市居民平等的教育、医疗、养老、住房等公共服务和社会福利待遇，加上农民工本身知识技能水平并不高，大部分只能在一般劳动力市场上获得工作岗位，工作的稳定性、发展空间以及收入都不能维持他们在城市定居所需，所以大部分农民工仍把输出地的老家作为他们最稳定的依靠，农民工收入的大部分都以各种形式反哺老家，不管是常年外出工作的农民工还是循环流动农民工，其一年主要的精力和劳动时间可能都集中在外出务工上，对家庭生产经营活动的投入自然不多。但是外出务工可能会改变农民工的视野和价值观，这会使得他们加大对家庭消费支出的投入，如购买家用电器、加大对子女教育的投入等，这使得最终参与迁移家庭的消费性支出增加幅度较大，导致生产性支出的边际份额降低。而常年外出农户消费性支出的影响要强于循环流动，这是因为常年外出迁移者对家庭的支持力度要高于循环流动者，常年外出务工者可能获得了更稳定和收入更高的工作，他们支持家庭开支的能力要远高于循环流动者。

五、结论和政策含义

迁移在家庭投资和消费中充当了比较复杂的角色，而农村劳动力外出模式的差异可能会带来农户支出结构的差异。基于此，本文把农村劳动力外出模式分为循环流动和常年外出，来考察外出模式差异带来的支出结构差异。实证研究发现，农村劳动力外出对农户家庭生产性支出有显著负效应。无外出农户家庭生产性支出的边际份额要高于常年外出农户和循环流动农户。常年外出农户和循环流动农户家庭生产性支出的平均处理效应也显示，常年外出农户，其家庭生产性支出的边际份额会显著降低，降低约13.15%，而循环流动农户，其家庭生产性支出份额也会显著降低，不过降低的幅度较小，约为2.57%。同时，我们可以看到，外出务工可以显著提升农户家庭消费性支出的边际份额，而常年外出迁移对家庭消费性支出边际份额的影响更大。

研究结果具有较强的政策含义：一是，劳动力外出会导致农户支出结构更偏向消费性支出，必然会对农业生产产生负效应，而常年外出对农业生产的冲击更大。这要求必须推动农村迁移人口市民化，让那些常年外出务工者实现永久定居，完全脱离农业，让耕地有效流转、规模经营，才能从根本上提升农业劳动生产率；二是，外出务工并没有带动农村自雇佣、创业等的发展，这也凸显落后农村地区在创业资源整合上存在障碍，无法把务工农民平时积累的生产技术、管理知识、先进理念等转化为有效创业活动，而稳步推动小城镇建设，实现产业与资源聚集，无疑是吸引农民工返乡创业的必由之路。

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