中国农村劳动力流动与收入增长和分配（之二），本文主要内容关键词为：之二论文,劳动力论文,中国农村论文,分配论文,收入论文，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。
（三）收入分配效应的分析
对农村劳动力流动所产生的农村内部收入分配效应的分析可以从两个方面进行。一个方面是仅仅考察外出劳动力汇回和带回的收入对收入分配的影响。这里假定外出劳动力在外获得的打工收入除了用于个人在外消费之外，其节余部分汇回或带回后即可以视作家庭总收入的一部分，也可以视为其他家庭成员获得的转移收入。这一假定更适用于那些劳动力长期在外流动的农户。这时我们可以把长期在外流动的劳动力看做家庭非常住人口，只计算家庭常住人口的人均收入，并在此基础上测算出包括和不包括汇（带）回收入在内的收入差距，从而就可以知道汇（带）回收入影响农村内部收入差距的程度。这种研究思路在现有文献中是比较常见的。特别对一些发展中国家来说，劳动力流动和人口迁移是同一个过程，劳动力外出后与原有家庭的经济联系只剩下了汇款这样一种形式。
另一种研究思路是在估计外出劳动力的机会成本（或机会收入）的基础上，对外出劳动力的实际收入与其机会成本进行比较并分别计算它们所引起的收入差距的变动。这里也存在着假定条件，即假定外出劳动力如果仍留在农村只能获得等同于机会成本的收入，也就是说流动给劳动力带来的额外收入应该等于其实际收入与机会成本之间的差额。当我们考察劳动力流动所产生的收入分配效应时，主要是分析这部分差额对收入差距变化的影响。从分析技术上讲，这种研究思路所要求的分析手段更复杂一些，这是因为外出劳动力的机会成本需要利用农户生产（收入）函数进行估计。
值得庆幸的是，中国社会科学院经济研究所1995年居民收入抽样调查的农户数据为上述两种研究思路的尝试提供了可能。在该组数据的农户分项收入中，外出劳动力汇回或带回的收入被作为其中的一项列出，同时数据中也有个人特征变量用以区分家庭常住人口和非常住人口。在7998个有效农户样本中，1182户获得过外出劳动力的汇款， 户均额为2190元，占其户均可支配收入的25.1%。就全体农户样本而言，获得的户均汇款额为25元，占户均可支配收入的3.8%。 这样一种情况在不同省份是有所不同的。表5 给出了不同省份中获得汇款的户数及其占总样本的比重、户均汇款额等信息。从中可以看出，不同省份之间的差异性是相当明显的，这也就要求我们在考察外出人口汇款对农村总体收入差距的效应的同时，还需要考察外出人口汇款对农村内部地区之间收入差距的变动产生的影响。
表5. 中国农村外出人口汇款及其占家庭收入的比重
获得外出人口 比重(%) 户均汇款额(元)占总收入的比重(%)
汇款的户数 获汇款户 全部农户 获汇款户 全部农户
全国1182
14.8 2190 324 25.13.8
北京
11.0 2500 25
9.40.1
河北 50
10.0 2073 208 28.32.8
山西 46
15.3 1374 211 27.44.2
辽宁
72.3 1695 40 24.00.5
吉林 227.3 2380 175 27.52.3
江苏 214.2 3807 160 27.41.2
浙江 46
11.5 2489 286 29.52.1
安徽 132
29.3 2061 604 28.68.6
江西 131
37.4 2219 830 26.6
10.1
山东 649.1 2221 203 17.72.0
河南 639.0 1641 148 18.32.0
湖北 246.0 2137 128 23.51.8
湖南 117
23.4 1864 436 29.37.3
广东 118
23.6 4045 955 23.05.0
四川 198
24.8 2097 520 27.89.1
贵州 43
14.3 965 138 16.12.4
云南 30
10.0 1347 135 24.62.2
陕西 41
13.7 1945 266 29.34.3
甘肃 289.3 1023 95 21.11.9
为了从数量上理解农户中外出劳动力汇款对农村内部总体收入差距的影响程度，我们分别计算了包括汇款和不包括汇款在内的农村个人可支配收入的洛伦茨曲线和基尼系数。基尼系数给出了收入差距的总体情况，而从洛伦茨曲线的变化则可以看出不同收入组的收入水平对外出劳动力汇款的反应情况。从表6中，我们知道1995 年中国农村内部个人可支配收入的基尼系数是0.411。 如果从个人可支配收入中扣除外出劳动力汇款后，个人收入的基尼系数是0.431，它比前一个基尼系数高出2个百分点。换句话说，在包括了外出劳动力汇款后农村个人可支配收入的基尼系数下降了2个百分点， 这说明农村外出劳动力的汇款收入是有助于缩小农村内部收入差距的。表中的洛伦茨曲线的变化对以上结论也给予了支持。从第2等分组到第7等分组，由于外出劳动力汇款的影响，每组收入在总收入中的份额都有所增加，平均增加3个百分点左右。 应该指出的是，相对说来最低收入组和高收入组（如第8 组以上）从外出劳动力汇款中获益较少，这也是与我们所观察到的农村中的低收入户和高收入户劳动力都具有低度流动性的现象相一致的。前者可能由于不能支付必要的流动成本和难以承受流动的风险而无法流动，后者则由于流动的机会成本过高而不愿意流动。在表6的最后一列， 我们列出了每一等分组获得的外出劳动力汇款占其总收入的比重，其目的也是为了有助于进一步说明汇款在不同等分组之间的分布情况及其对收入分配的影响。
表6. 外出人口汇款的收入分配效应：洛伦茨曲线和基尼系数
等分组个人可支配收入扣除外出人口汇款后汇款占可支配
的累积比重 的个人收入
收入的比重(%)
第1组 0.02270.0235 17.3
第2组 0.06210.0593
7.1
第3组 0.11060.1041
5.8
第4组 0.16830.1587
6.1
第5组 0.23590.2232
5.1
第6组 0.31510.2992
4.3
第7组 0.40820.3900
4.0
第8组 0.51960.5018
2.9
第9组 0.66570.6503
4.5
第10组 1.00001.0000
1.6
Coefficient0.411 0.431
Coef,of
Variation 1.218 1.266
说明：①个人样本共有34739个；
②等分组是根据个人收入从低到高进行划分的。
为了进一步从数量上估计外出劳动力汇款对农村内部总体收入差距的贡献程度，我们依据基尼系数的分解公式（注：总收入的基尼系数的分解公式可以写成：G＝∑UiCi，其中Ui是第i项收入在总收入中的份额，Ci是第i项收入的集中率。 分项收入集中率的计算方法与其基尼系数基本上是相同的，不同的是基尼系数计算是按该项收入排序的，而集中率的计算是按总收入排序的。第i 项收入对总收入不均等程度的贡献率可以表示为Ri＝UiCi/G。），对个人可支配收入中的两部分即外出劳动力汇款收入和扣除汇款后的个人收入的集中率以及它们在总收入中的份额进行了计算，其计算结果如表7所示。 个人可支配收入中汇款收入的集中率是相当低的，仅为0.170，远低于总收入的基尼系数， 更低于扣除汇款后个人收入的集中率。虽然汇款收入在个人总收入中的份额为3.8 %，但是它对总收入的不平等程度的贡献率仅为1.57%。在这里我们不妨再做一些模拟分析。如果假定两部分分项收入的集中率是不变的，当汇款收入在总收入中的份额从现有的3.8%分别上升到10%和20%时，总收入的不均等程度会发生什么变化呢？我们计算的结果表明，个人总收入的基尼系数将由现有的0.411下降为0.396和0.371，将分别下降1.5个和2.5个百分点。这些模拟分析的结果进一步表明，如果能够通过不同的方式促使低收入户劳动力向外流动，对抑制农村内部收入差距的扩大会产生更大的积极作用。
表7. 农村总体收入差距的分解分析：外出人口汇款的收入分配效应
GINI or
Proportion
Contribution
of totalto total
分项收入
Concentration ratioincome(%)
inequality(%)
力汇款
0.1702 3.8 1.57
扣除汇款后
可支配收入
0.4207 96.2 98.43
可支配收入
0.4113100.0100.0
第二种研究思路是这样的，首先分别估计外出劳动力户和非外出劳动力户的收入函数，从中可以得到外出打工户中外出劳动力和非外出劳动力对家庭总收入的边际贡献率和非外出打工户中劳动力的边际贡献率。后者还可以看做前者的机会收入，也就是说，如果家庭劳动力都不外出打工，他们对家庭总收入的贡献率就应该等同于非外出打工户中的劳动力的边际贡献率。对于这样一种研究思路，我们可以用计量模型来说明如下。对于外出打工户来说，其收入函数可以表示为：
Log(Ym)=βmo+βm1Lm+βm2Ln+∑βmiXi+ε（1）
其中Ym为家庭总收入，βmo是家庭收入函数中的截距，可以看做外出打工户的技术进步率，βm1是家庭中外出打工人数（Lm）对家庭收入增长率的边际贡献率，βm2是家庭中非外出打工人数（Ln）对家庭收入增长率的边际贡献率，Xi是其他生产要素变量和控制变量，ε是随机项。对于非外出打工户来说，其家庭收入函数可以用下式表示：
Log(Yn)=βno+βn2Ln+∑βniXi+ε
（2）
其中的一些变量和参数的解释与（1）式是基本相同的。（2）式中的βn2既是非外出打工户中劳动力对家庭收入增长的边际贡献率，也可以看做外出打工户中劳动力的机会收入贡献率。
对于全部样本来说，我们利用（1）式和（2）式可以获得两组预测收入（predicted income）。一组预测收入（Yp）是由（1）式得到的外出打工户的预测收入和（2 ）式得到的非外出打工户的预测收入构成的；另一组预测收入（Yo）都是由（2 ）式得到的外出打工户和非外出打工户的预测收入构成的，其中的外出打工户的预测收入实际上是其预测的机会收入。在表8中，我们分别计算了全部农村样本、 广东省样本和四川省样本的两组预测收入的几个不均等指数（注：选择广东省和四川省作为重点分析省份是基于这样几点：第一，两省都是农村外出劳动力比例比较高的省份，如表1所示；第二， 广东省属于沿海地区经济发达的省份，而四川省则属于西部不发达省份的代表，它们分别代表了不同发展水平的地区；第三，两省的外出打工户样本和非外出打工户样本具有一定的数量规模，便于分别做收入函数估计。）。应该注意的是，这里的计算是以个人样本为单位的，而不是以家庭或住户为单位的。
从表8可以看到，在全部农村样本的估计中， 虽然根据两组预测收入计算的基尼系数的差异并不是非常明显，但是第二组预测收入的基尼系数显示的不均等程度仍略高于第一组预测收入。两组预测收入的基尼系数没有显示出较大的差异，这也是与基尼系数这一不均等指数的自身缺陷有关。基尼系数在用于测量不均等程度时，它的主要缺陷，也是经常受到学者们批评的一个主要原因，就是它对偏低收入组之间的收入转移不敏感。这一点从表8 中给出的洛伦茨曲线的变化中也可以得到说明（注：从表8中全部农村样本洛伦茨曲线的变化可以看出，相对于Yo 来说，Yp的第2、4、5等分组的收入份额都有所增加。 然而基尼系数对这种变化的反应是微不足道的。）。表8 中变异系数所显示的两组预测收入不均等程度的差异稍微大一些，Yo的变异系数比Yp的变异系数高出2.3%，由此我们可以认为，虽然不同的不均等指数所反映的差异程度有所不同，但是其基本含义是一致的，即如果外出打工户中的外出劳动力仍留在原地就业的话，农村内部的总体收入差距只能会更高。
表8. 外出人口的收入分配效应：洛伦茨曲线和基尼系数
等分组全部农村样本 广东农村四川农村
Yp
YoYP
YoYp
Y0
第1组 0.0445
0.04450.0541
0.05510.0517
0.0580
第2组 0.1016
0.10150.1205
0.12190.1173
0.1298
第3组 0.1669
0.16690.1938
0.19440.1925
0.2108
第4组 0.2399
0.23950.2734
0.27210.2761
0.2983
第5组 0.3207
0.32000.3592
0.35840.3694
0.3913
第6组 0.4092
0.40890.4511
0.44420.4700
0.4969
第7组 0.5079
0.50790.5512
0.54460.5788
0.6054
第8组 0.6249
0.62310.6617
0.65640.6991
0.7201
第9组 0.7712
0.76800.7935
0.78980.8321
0.8505
第10组 1.0000
1.00001.0000
1.00001.0000
1.0000
Gini
0.2686
0.27000.2134
0.21800.1856
0.1512
C.V. 0.7454
0.76240.4936
0.54790.3407
0.3452
说明：① Yp 是用家庭收入函数预测的个人收入（ predicted personal income），Yo是将外出劳动力的机会收入的估计系数代入到家庭收入函数后预测的个人收入；
②在做全部农村样本住户的收入函数的估计时， 收入函数中引入了省份虚拟变量。
上述分析所得到的结论是就全国农村而言的，未必也适用于农村内部的不同地区和不同省份。为了进一步考察外出劳动力在不同省份所产生的不同的收入分配效应，我们利用相同的方法分别对经济上较为发达的广东省和较为落后的四川省进行了分析。其分析结果也被列入表8中。应该说，分析的结果是与理论上的推断相一致的。在经济较为发达的省份，外出劳动力大多出自于收入较低的家庭，按照斯塔克（Stark,1984）的解释，他们具有更高的相对失落感（Relative Deprivation），因而具有更强的流出动机；同时他们外出打工的预期收入与其外出打工的机会成本之间的差额更大，通过外出打工可以提高其家庭收入，其结果会缩小他们与高收入家庭之间的收入差距。而在经济较为落后的省份，外出劳动力则大多出自于中等以上收入水平的家庭，而不是低收入家庭。这并不是因为低收入家庭中劳动力不愿意外出打工，而是因为他们没有经济上的能力来支付流动成本和承受流动风险。在经济落后的地区只有中等以上收入水平的家庭才能够负担日益增加的流动成本和承受各种可能的流动风险，这些家庭中的劳动力通过外出打工使得家庭收入水平更高，从而会进一步拉大当地的收入差距。在表8中， 对于广东省的样本来说，Yo的基尼系数比Yp的基尼系数提高了2.2%，Yo 的变异系数比Yp的变异系数提高了11%，这些都表明外出劳动力对缩小广东省农村内部的收入差距产生了较为明显的作用（注：宋丽娜（Lina Song,1998）通过对邯郸地区7个自然村的调查数据进行分析后也得出了劳动力外出打工有助于缩小输出地的收入差距的结论。）；然而对于四川省样本来说，情况正好相反，虽然Yo和Yp的变异系数的差别很小，但是两者基尼系数的差别却比较明显，前者的基尼系数比后者的基尼系数低3.4个百分点，这说明四川省的农村劳动力的外出正在扩大着该省农村内部的个人收入差距。这里应该指出的是，上述分析结果仅仅是两个省份的个案研究结果，是否能够从中得出一般性的结论，认为外出劳动力在有利于经济发达地区收入差距缩小的同时，也在造成经济落后地区收入差距的扩大，对此还需做进一步的经验分析（注：我们曾试图利用相同的方法对每个省份的样本进行估计，从而想发现Yp与Yo之间的基尼系数差异与省份收入水平之间的相关性，但是有些省份的样本量太小不足以做住户收入函数的估计，有些省份的住户收入函数的估计结果不太理想。）。
三、主要结论及相关政策建议
中国的城乡差距如此之大，使得政策制定者在农村劳动力流动这一问题上面对着两难选择。如果将现行的城乡分割的政策延续下去，将来由此而引起的问题会越来越多，而且越来越难以对付；如果取消现行的城乡分割政策，又有可能会诱发大批的农村劳动力和农村人口进城，造成严重的城市问题。但是应该看到，如果仍然坚持第一种选择，两难问题还是依然存在，而且解决起来难度会越来越大。
正是基于上述考虑，本文得出以下几点与政策选择相关的结论：
第一，农村劳动力流向城市已成为中国经济发展过程中的必然要求，它对于农村内部收入增长和收入分配具有积极影响，对于抑制城乡之间、地区之间、甚至于农村内部的收入差距的扩大无疑会起到一般收入再分配政策都无法替代的积极作用。通过农村劳动力流动这样一种劳动力市场化的过程来修正经济发展过程中的收入分配的不均等化，无疑是一种有效的合乎市场化要求的理性选择。而且，它不仅是与整个经济的市场化改革的目标相协调的，也是与城乡经济发展一体化这样一个发展战略目标相一致的。
第二，要对农村劳动力流动的合理性做出法律上的规范。也就是要建立一系列的法律、法规来保障农村劳动力享有流动的自由、择业的自由、选择居住地的自由；同时应该利用法律手段来限制有关地区和部门出于自身利益的考虑对农村劳动力流动制定一些“土政策”。虽然在短期内国家还难以出台一些全面的法规来保障农村劳动力流动的合法化，但是它应该被确定为一个中长期目标。现在地方政府特别是一些大城市政府纷纷出台的限制农村劳动力流动和就业的措施应该及时取消，因为它们是与建立全国统一的劳动力市场这一目标相背离的。
第三，对于中国这样一个农村劳动力占绝大多数的发展中国家来说，农村劳动力向城市流动将是一个长期的过程，因而整个社会和各级政府特别是中央政府对此应该有一个长远的考虑并制订出相应的长期发展战略规划、建立起与之相配套的组织协调机构。而现今各地实行的以城市局部利益为中心的限制农村劳动力流动与就业的种种政策，不仅是短视的，而且并不能从根本上解决农村劳动力流动问题以及城乡分割所引起的一系列问题。局部的、短期的政策只能是拖延问题的解决，到头来只能造成解决问题的成本更高。
第四，有关的研究表明（李实，1997a）， 农村流动劳动力对城市经济的负面影响是微乎其微的，它所产生的就业替代率仅为0.1左右。 从长期来看，它会压低城镇职工的平均工资率和抑制城镇职工工资增长过快的趋势，这对于经济发展和经济增长都是一件好事。它会有助于扩大城镇内部专业技术人员和非专业技术人员之间的收入差距，这应该说是对中国传统工资管理体制的一种修正（李实，1997b）。 还应该强调的是，农村流动劳动力之所以对城镇本地劳动力产生就业替代效应，在很大程度上是因为农村流动劳动力就业的短期性和不稳定性，而后者又是与现行的限制农村流动劳动力的种种政策相关的。为了降低农村流动劳动力对城市劳动力就业的替代率，对就业于城市中的农村劳动力提供必要的就业保障和与城市居民同等的生活条件是完全必要的。
第五，在如何对待农村劳动力流动的问题上，我们对于以发展小城镇为主的政策主张是有异议的。农村劳动力流动完全是一种市场行为，他们是流向大城市还是小城镇是由其自身比较利益和机会成本决定的，而不是遵循计划者和政策决策者的计划和意愿。在这个问题上，政府能够做的是如何顺应这样一种市场行为，解决市场自身不能解决的问题。应该看到，农村劳动力流向城市后会带来城市的拥挤和交通等问题，从另一方面来说，这也暴露出中国城市基础设施建设相对落后的问题。解决这个问题，完全可以把农村劳动力流动结合起来考虑。比如，是否可以将“以工代赈”的办法引入到城市基础设施建设上来，与参加建设的民工签订合同，其中规定一个“以工代赈”的年限，如3—5年，在此期间民工只领取生活费，合同期满后领取一定的补偿基金。有了这部分补偿基金，民工可以选择在城市继续就业，也可以选择回乡务农。这样一种办法可以说是一举多得：一是政府通过“负债”的办法可以大量地利用农村过剩劳动力，财政负担压力较小；二是城市的落后市政建设得到改善；三是完成“以工代赈”合同的民工继续留在城市也不会给城市带来很多的社会问题，因为他们有了一定的收入保障。这样一种办法还可以与贫困地区和落后边远地区的扶贫措施结合起来考虑。我们的研究结果也表明，在相对落后的地区，低收入户的劳动力的流动倾向和可能性比较低，其原因在于他们不具有经济上的能力来对付流动所引发的不确定性和风险。因而，流动不能成为他们脱贫的一种有效的自发选择。政府通过有计划地将他们组织起来参与上述的“以工代赈”工程，也就不再存在他们自发流动遇到的不确定性和风险问题。对于政府来说，这也是解决落后地区贫困问题的一项较好的政策选择。
第六，应该充分利用市场的力量来抑制农村劳动力向城市的过度流动。这就是通过城市的“生存成本”来发生作用。如果农村劳动力在城市获得的收入不足以支付其“生存成本”即最基本的生活费用，那么他们就不可能在城市长期逗留下去。重要的是，不管是城市劳动力还是农村流动劳动力，面对的“生存成本”应该是同等的。为了达到这一目的，城市中包括住房、医疗在内的福利制度的进一步改革是必不可少的。在形成决定工资的市场机制的同时，要不断地减少无偿的福利性分配的范围和数量。“生存成本”不仅会抑制农村劳动力向城市的过度流动，而且会抑制大城市的过度膨胀，过高的“生存成本”会迫使一部分大城市居民流向中小城市或小城镇。
第七，一旦城乡统一的劳动力市场形成和城乡劳动力自由流动机制建立起来，流动本身会有助于缩小城乡之间的收入差距，这反过来会减慢农村劳动力流向城市的规模和速度。也就是说，城乡之间劳动力的自由流动会逐步引致一种自我调节的机制。
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