农民工定居性迁移的意愿分析——基于北京地区的实证研究，本文主要内容关键词为：北京地区论文,农民工论文,意愿论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
随着中国经济增长和社会的发展，劳动力的流动日益频繁。从20世纪90年代，农民工离乡外出就业平均每年以500万人左右的规模增加，到2008年末全国农民工总量已达到近2亿3千万①。但据马九杰(2003)估计，1990年以来，每年进城务工者只有约20%选择长久居住在城市或居家迁入城市而成为定居性迁移者。白南生、何宇鹏(2002)则计算出1999年，回流劳动力占外出和曾外出劳动力的28.5%。农民工的回流一方面造成城市劳动力市场供给的短缺，例如近年来在我国东南沿海频繁发生的“民工荒”现象；另一方面，农民工的回流可能具有自选择性，更重要的是农民工的回流模式对于农村以及城市发展的影响是不同的。如果回流者主要是由能力较高和受过更多教育的人组成（“正向选择”），通过二次迁移，他们将在城市积累的人力资本及社会资本带回农村，一方面提高了农村的人力资本水平，另一方面还可能伴随着城乡差距的逐渐缩小。而如果回流者是“负向选择”的，那么农村与城市，无论在人力资本水平还是在收入上的差距都将进一步拉大。所以农民工的永久迁移决策关系着中国是否能突破二元经济社会结构，实现城乡统筹发展。
一、文献综述
国外对于回流现象的解释大多针对于国际间的劳动力流动，目前主要基于本国信贷市场的不完善，人力资本回报率，自我选择等来解释农民工的暂时流动现象。Mesnard(2000)认为劳动力为克服国内信贷市场的不完全造成的流动性约束，会迁移到所在国来积累一定的资本，之后再回到原籍国进行投资。Stark(1996)对于劳动力回流给出了三种解释。第一，他们在所在国并没有找到待遇较高的工作。第二，相对于所在国而言，劳动力在原籍国的人力资本回报率要高。第三，在原籍国的生活成本要低于所在国。通过建立一个生命周期模型，Dustmamn(2001)提出来源地更高的人力资本投资回报率，更高的购买力以及消费偏好是导致回流的主要原因。另一些经济学家利用劳动力的“自选择”来解释跨国劳工的回流(Nakosteen和Zimmer,1980; Borjas,1987; Chiswick,1999)。他们认为迁移并不是一个随机的过程，而是劳动者根据自己的能力以及教育水平做出的理性选择，而劳动者的回流加重了这一自选择过程。如果那些迁移的劳动力当初是正向选择的，则回流的劳工则可能是这些迁移的劳工之中能力及教育水平都较低的群体。而如果迁移是一个负选择过程，则回流者的能力以及教育水平都要超过留下来的人。但是关于劳动力的回流模式并没有一个一致的结论。②
在针对中国劳动力回流的研究中，Hare(1999)认为农民工回流的原因并不在于在城市没有找到合适的工作，而是由于来自农村的“拉力”。季节性的农业活动导致了农民工“候鸟”式的流动。Zhao(2002)使用1999年在6省市的调查数据发现农民工回流原因主要来自两个方面。从推力方面讲是由于城市劳动力市场分割造成的农民工相对于城市就业者的低人力资本回报率；从拉力来看则是与家人分离所造成的心理成本使得一部分农民工回流。赵艳枝(2006)，李强等(2009)都发现家庭式流动可以显著促进农民工的定居意愿。另一些学者则认为社会文化因素是农民工作出迁移决策和融入城市过程中影响更为长久和深层次的决定性因素，户籍制度，城市社会公共福利，子女待遇都会对农民工的定居意愿造成影响（吴兴陆、亓明杰，2005；陈金永，2006）。侯红娅等(2004)则基于收入预期来解释留城意愿，认为年龄越小，文化程度越高的农民对进城务工的收入预期要高过其他农民，因此他们更愿意进城定居。
除了考察农民工的回流模式之外，本文还试图从社会资本、社会保障因素角度来考察其对于农民工定居意愿的影响。对于中国的城乡流动人口来说，社会资本降低了他们的信息成本，同时也节约了他们使用正式制度的成本，在很大程度上决定着他们在城市的收入和地位（赵延东、王奋宇，2006）。除经济地位之外，社会网络也为农民工提供了必要的情感支持，减少了他们的心理成本。所以我们认为社会资本应该会对农民工的定居意愿产生显著的正面影响。另一方面，Stark(1984)通过对发展中国家农村劳动力的实证研究发现，迁移决策不仅是出于利益最大化的考虑，也是出于风险最小化的考虑；保险市场的建立以及与政府有关的保险项目对人口迁移有明显影响。农民工在移动到城市后，所面临的由传统农业社会的社会风险转变为工业化社会的社会风险，这些社会风险主要包括失业，养老，工伤，疾病，公共卫生等（关信平，2005）。政府以及企业对农民工社会保险的供给提高了农民工在城市抵抗风险的能力，从而很可能提高其留城意愿。
二、数据和典型事实
（一）数据来源
本文数据来源于北京大学经济学院叶静怡教授主持的《在京进城务工人员经济和社会调查》，调查完成于2009年11月。调查抽样方式为按地图抽样框分层次抽样。调查共覆盖在京务工人员1544名，本文研究涉及的农民工样本为1391名。样本涵盖了在京农民工集中的多数行业和居住区域。
（二）变量选择
在问卷中，对于农民工定居性迁移意愿的问题被描述为“您未来打算是：1.再干几年就回家乡，不再出来打工2.干到老了，就回家养老3.看情况再说，找机会在城里定居4.有很强的信心一直干下去，并在城里定居／购房5.已经购房或正在为北京购房存钱”。我们将选择第一或第二选项的样本个体看作是没有留城意愿的，选择第三，第四或第五选项的样本个体看作是具有留城意愿的。
在衡量社会资本因素对农民工定居性迁移意愿的影响时，我们根据问卷中的调查结果将农民工在进城前后所认识的在京亲戚、朋友、同学及老乡的数目做简单相加来衡量每个农民工的社会资本。变量选择及相关描述见下表：
通过以上数据我们可以看出，样本中农民工以男性为主，约60%的农民工具有定居意愿，农民工已婚比例接近50%。农民工的教育水平以初中，高中为主。在农民工群体中呈现出家庭式流动的特点，家庭流动率接近53%。农民工的月平均收入为2328元，③按此计算，农民工的年平均收入为27936元。与北京市2008年职工平均工资44715元④相比较，在扣除通胀因素之外，仍有很大差距。我们注意到农民工月平均收入的标准差很大，这说明在这个群体内部收入分配呈现出很大程度上的不平等。从农民工的就业分布来看，约10%的农民工在国有企业工作，而农民工参与社会保险的比例为25%，高于全国平均水平。⑤
（三）描述性统计
为考察有定居意愿的农民工与无定居意愿的农民工的基本差异，我们按照定居意愿将样本分为两组，表2分别给出了两组中各解释变量的描述性统计。
在年龄、男性比例、结婚比例、工作经验以及国有企业就业比例方面，有定居意愿的农民工要低于对照组的农民工。而从家庭流动率、教育水平、月收入、小时收入以及社会保险参与率来看，有定居意愿的农民工则要高出许多。但是，我们还不能就此判断这些因素究竟是否与定居意愿有一种因果关系，在下一部分，我们将通过实证检验作出判断。
三、实证分析
（一）模型检验
为验证农民工定居意愿的自选择性，我们需要找到能力的代理变量。在经济学文献中，个人的职业(Conslick,1971)，父母的收入（Heckman和Li,2006）等常常被用来作为能力的代理变量。本文采取与Hare(1999)相同的做法，首先按照Miacer方程对农民工的工资方程进行估计，然后将残差作为农民工能力的代理变量。在选择收入的量纲时，考虑到农民工工作时间的差异，将月收入换算为小时工资（Brauw和Rozelle,2007）。Mincer方程如下：
在得到残差值之后，我们将其带入probit回归方程中：
从回归结果来看，在个人特征方面，年龄、家庭流动率、教育水平、能力都会显著影响农民工的定居性迁移意愿，并且显著水平均在5%以上。随着年龄的增加，定居性迁移意愿是显著降低的。Massey(1987)，Sharda(1984)的研究也表明较年长的迁移者更愿意选择回流而不是定居下来。任太增、刘新争(2009)通过代际差异来解释年龄对于迁移意愿的影响。他们认为第一代农民工关注的是地域和职业的水平变动，而第二代农民工更为关注城市生活的待遇，如社会地位的提高等，因此留城意愿也就越高。我们认为在年长的农民工之中“安土重迁”的思想可能仍然很深入，所以与青年农民工相比，他们更倾向与选择返回家乡。家庭流动率反映了一个家庭的流动性，从回归结果看，一个家庭的流动程度越高，农民工的留城意愿也就越强烈，这与赵艳枝(2006)、李强(2009)所得出的结果相一致。家庭式流动减少了农民工与家人长期分离所带来的心理成本，从而提高了农民工的留城意愿。土地对于留城意愿并没有显著影响，这可能是因为一方面土地代表了家庭的财富水平。而另一方面，对于农民工来说，由于农村社会保障制度的不完善，土地仍然承担着重要的社会保障作用。而这两方面对于留城意愿的影响可能是相反的。总的来说，这两种作用相互抵消，使得农民工拥有的土地数量并不对定居意愿产生影响。
从教育程度以及个人能力的回归结果来看，每增加一年教育，定居意愿就会提高3%。同时能力高的农民工也更倾向于在城市定居。这说明无论从教育水平还是能力来说，永久迁移都是一个正向选择过程，相反地，回流则是负向选择的。邢春冰(2010)利用2002年的CHIP数据也发现，永久移民的“正选择”效应非常明显，选择留城的农民工教育水平较高，处于收入分布较高位置。相反，临时移民的选择效应几乎可以忽略不计。
与之前的假设不同，社会资本虽然对于农民工留城意愿具有正向的影响，但并不显著。另外，是否有社会保障对于定居性迁移意愿的影响也并不显著。原因可能是以下两个方面，Nielsen等(2005)通过对江苏省农民工社会保障的调查发现在国有企业的农民工的参保情况要普遍好于其他非国有企业。而在非国有企业之中，只有那些在职时间较长，技术水平较高的农民工才可能得到社会保险。从农民工自身的角度来看，这个群体具有极大的流动性，那些准备在城市长时间工作的农民工越有可能参加当地的社会保险。在2010年1月1日正式实施的《城镇企业职工基本养老保险关系转移接续暂行办法》中规定农民工跨省流动就业参保缴费的，其基本养老保险关系可以转移接续，缴费年限合并计算。然而在这之前，农民工在不同城市和多个时段就业参保时缴费年限不能累计计算。只有累计缴费年限满15年或以上的，才可以在达到国家规定的退休年龄后，同城镇职工一样按月领取养老金。这样便造成多数农民工因为达不到该年限标准而放弃参加社会保险，所以留城意愿越强的农民工参加社会保险的可能性也应该越高。
（二）内生性检验
根据上述对于农民工定居意愿以及是否选择参加社会保险的讨论，上述回归模型可能存在内生性问题，即有社会保险的农民工越有意愿留城，而同时留城意愿越强的农民工参加社会保险的可能性越高。下面我们通过递归二值变量probit模型(Recursive Bivariate Probit Model)进行内生性检验。
在递归二值变量probit模型中，需要将以定居意愿以及参加社会保险作为被解释变量同时进行回归。对于以参加社会保险为被解释变量的回归方程，我们将定居意愿作为解释变量，同时将个人特征变量等作为控制变量加入到模型中。
图1 最大似然估计的收敛路径
从图1来看，最大似然估计的收敛呈现出较好的凹性，这意味着对于参数的估计是可靠的。在对ρ=0进行检验后我们拒绝了原假设(Prob＞chi2=0.0030)，所以递归二值probit模型是有效的。同时这验证了我们之前的假定，留城意愿以及是否参加社会保险是相互影响的。从回归结果中我们可以看到在考虑到社会保障因素的内生性后，社会保障对于农民工定居意愿的影响是非常显著的，有社会保险的农民工的定居意愿要明显高于没有参加社会保险的农民工。另外在以社会保险为被解释变量的回归方程中，定居意愿对于农民工是否参加社会保险也是显著的。一个有趣的问题是ρ的估计值为-1，也就是说存在一些我们不能观测到的因素提高（降低）了农民工的留城意愿但同时降低（降低）了农民工参加社会保险的可能性。我们认为家庭的总收入可能是一个较为合理的解释，一方面，面对城市较高的生活成本，家庭总收入越高的农民工更容易在城市定居；另一方面，如果农民工的家庭有一个持续的较高的收入流，相对于其他农民工来说，他并不会担心今后的养老问题，也就没有动力去参加社会保险。
在这一次的回归结果中，定居意愿出现了性别差异。相对于男性而言，女性农民工的留城意愿更加强烈，这与李强(2009)的结果一致。一个可能的解释是男性农民工更倾向于在城市积累一定资本后回乡创业而不是留在城市。
能力虽然对于农民工定居意愿仍有正的影响，但变得不显著，而教育所起的作用仍是显著的，这说明在能力方面，农民工是否有永久迁移意愿并无选择性；而在教育方面，自选择仍然是存在的，教育水平越高的农民工越希望在城市定居。
从社会资本来看，它对于农民工定居意愿的影响仍然是不显著的。在表5中，无论是外出的第一次工作，还是现在的工作，60%的农民工都是凭借社会资本得到的，而通过劳动力市场获得工作的农民工仅有不到10%。这说明社会资本对于农民工进城后工作的获得的确有着非常重要的作用，然而这种作用并不影响农民工的定居决策。
四、总结及进一步讨论
本文在在京农民工经济和社会调查数据的基础上，考察了农民工定居意愿的影响因素在计量模型中，由于社会保险与定居意愿的相互影响，造成了probit模型的内生性问题，我们使用递归二值probit模型将定居意愿与社会保险同时作为因变量进行回归，从而保证了估计结果的一致性。从回归结果看，本文可以得到以下几个结论。
第一，农民工的永久迁移决策是一种基于教育的正向的自我选择过程，教育水平越高的农民工留城意愿也越强，而个人能力对于留城意愿并没有显著的影响。第二，社会保险，尤其是养老保险对于吸引农民工留城是非常关键的。当控制其他变量后，有社会保险的农民工的定居意愿显著高于没有社会保险的农民工。第三，社会资本仍是农民工进城找到工作的主要途径，但是这一因素并不影响他们的定居意愿。
高能力的农民工可能在城市积累一定的人力资本以及社会资本后选择回乡创业，从而带动农村地区的经济发展。但是由于农民工的自我选择，教育程度更高的人选择留在城市发展，这样的后果是城乡人力资本存量的进一步扩大。从内生经济增长理论来看，经济增长的内在动因在于人力资本积累，而按照现在的回流模式，城乡之间的收入差距仍会进一步扩大。⑥所以政府在鼓励农民工外出务工的同时，还应该加强对于农村地区的人力资本投资，同时改善基础设施和就业环境，为人力资本在农村发挥作用创造条件。
另一方面，根据文章的结论，我们可以预期新的《城镇职工养老保险条例》会在很大程度上提高农民工参与养老保险的积极性，进而提高其定居意愿。而对于政府来说，应该保障该条例的落实，监督企业或者雇主为农民工办理养老保险的执行情况，杜绝对于农民工歧视现象的发生。
本文的不足之处在于：首先，由于调查的局限，我们并没有得到农民工参与各种社会保险的情况。在文章中，我们主要是以养老保险为例来进行分析，而这样做可能高估了养老保险对于农民工留城意愿的影响。对于其他类型的社会保险对于农民工留城意愿的影响，则有待于今后进一步的调查分析。其次，本文仅针对农民工的定居意愿进行了分析，但是有定居意愿的农民工并不会全部选择留在城市。对于那些真正在城市定居的农民工与有定居意愿但是最终没有在城市定居的农民工的比较分析会将本文所讨论的内容更加深入。
注释：
①数据来源于人力资源保障部、国家统计局：《2008年度人力资源和社会保障事业统计公报》，2009年5月19日。
②相关的实证研究可以参看Ramos,F(1992),Augustin de Coulon,Matloob Piracha(2005),Dan-Olof Rooth,Jan Saarela(2007).
③2009年我国外出农民工月平均收入为1417元，数据来源于国家统计局农业司，《2009年农民工检测调查报告》，2010年3月25日。
④数据来源于北京2008年统计年鉴。
⑤2009年农民工参与社会保障养老保险，工伤保险，医疗保险，失业保险，生育保险比例分别为7.6%，21.8%，12.2%，2.9%，2.3%。数据来源于国家统计局农业司，《2009年农民工检测调查报告》，2010年3月25日。
⑥侯风云，张凤兵(2007)认为农村人力资本溢出效应主要不表现为内溢效应，而是表现为农村区域的外溢效应，即人力资本大量流向城市；而城市人力资本的溢出效应则主要不表现为外溢效应，而是表现内溢效应，即城市人力资本只在城市发挥作用，对农村的外溢则表现得不明显。正是人力资本在城乡间的不同溢出效应，造成了中国城乡差别的不断增大。朱长存，马敬芝(2009)认为大约42.5%的城乡收入差距是由农村劳动力转移中人力资本外溢所造成的。