农村转移劳动力的供给弹性①——基于微观数据的估计，本文主要内容关键词为：微观论文,劳动力论文,弹性论文,农村论文,数据论文，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。
中图分类号F064.1 文献标识码A
农村劳动力转移可分为两类：第一类是农村劳动力在本地从事非农就业的就地转移；第二类是农村劳动力自发流动到乡外其他地区的外出务工。国家统计局的数据表明，2009年农民工总量为2.3亿人，其中农村外出劳动力约为1.5亿人，占农村劳动力资源总量的25%左右②。本文关注第二类农村转移劳动力，原因在于，首先，自2004年以来城市劳动力市场频遭“用工荒”，而且短缺的并非只是技术工种，普工是“用工荒”当中缺口最大的工种。农村转移劳动力(“农民工”)已经成为城市劳动力市场供给的主体，如何增加劳动供给是中国制造业持续增长面临的问题之一。其次，城市化仍然是中国经济增长的重要动力(王建，2010；张平和刘霞辉，2010)，让该类劳动力在城市长期生活是促进城市化进程的主要途径。很多研究已经指出，较低的工资水平、较高的生活成本、排斥性的社会政策，如户籍制度、福利制度、子女教育、住房条件等，制约着农村劳动力转移(蔡昉等，2003；白南生和李靖，2008a)。近年来，随着供求关系的变化，农民工工资有较大幅度的提高，由国家统计局的历年调查数据可见，农民工的工资在2000年前增速较缓，2004年是转折点，此后每年以大约两位数的增长，其中2008年增长19%，2009年增长16%。然而工资上涨对于增加劳动供给有多大的作用，提高工资能否补偿在城市中生活遇到的困境？目前对这一问题并没有明确的结论。
对这一问题的回答取决于劳动力的供给弹性，即工资对劳动供给的影响。劳动供给弹性与农民工在城市生活处境相关，大量调查表明农民工在城市生活处境不尽如人意(国务院政策研究室，2006；国家统计局农村司，2010)，在这种情况下，提高工资对劳动力供给的影响是不确定的。提高工资既可能增加农民工留在城市的意愿，从而延长打工时间，也可能缩短其打工时间(若其打工的动机主要是挣钱后早日回家)。农村劳动力回流现象的确十分普遍(白南生和何宇鹏，2002)。对于转移劳动力供给弹性的估计可为评估相关公共政策的效果提供依据，当前最低工资和社会保险政策日趋加强，而其他方面的政策相对滞后，在这样的政策环境下，工资和福利待遇所能发挥的作用有待进一步评价。
本文主要区分两个问题，第一，工资水平对外出打工持续时间的影响，即估计外出时间弹性。第二，工资水平对农村劳动力是否外出务工的影响，即估计参与弹性。基于对四省份农户的微观调查数据，发现外出持续时间弹性远小于参与弹性。进一步区分教育程度、出生时期后看到，农村转移劳动力的时间弹性在这些维度上存在明显差异，教育程度较低者以及新生代的外出时间弹性相对较大。与此同时，我们发现反映农民工生活状况的变量，如住房条件，配偶和孩子是否同在等对外出时间弹性有较为显著的影响。
本文的第一部分为文献综述；第二部分介绍理论框架和估计方法；第三部分是数据描述；第四部分汇报估计结果，分性别、教育程度、出生时期分别估计参与弹性与外出时间弹性；第五部分为结论和政策含义。
一、文献综述
经典的劳动供给弹性区分了两类弹性，一是劳动力参与的弹性(Extensive Elasticity)，指劳动者是否参与工作这一选择对工资的反应程度；二是劳动时间弹性(Intensive Elasticity)，即对于有劳动参与的劳动者而言，其工作小时数对工资变动的反应程度。对发达国家的研究文献发现劳动供给的变动主要源于参与弹性而非劳动时间弹性(Blundell和Macurdy，1999；Heckman，1993)。转移劳动力的供给弹性也可分为参与弹性与时间弹性，就时间弹性而言，本文的含义与上述文献有所不同。在该类劳动力短缺的背景下，更有现实意义问题的是考察工资对其外出打工持续时间的影响。
现有研究未直接涉及外出时间弹性的估计，但现有发现对于建立本文的分析框架具有重要的价值。对于劳动力流动的微观实证研究发现，农民工从事的工作报酬低是离职的最主要原因(白南生和李靖，2008b)，农民工越来越抵制收入低的工作(李琴和朱农，2011)。关于劳动力回流的研究大多发现，年龄越大、教育程度越低的外出打工劳动力更容易回到农村(白南生和何宇鹏，2002；Liang和Wu，2003；Wang和Fan，2006)。除了工资待遇和个人特征外，研究更多关注了其他因素对劳动供给的影响。其一，城市政策的影响。子女入学、住房、社会保障等现实问题和较高的城市生活成本，迫使很多人最终选择离开城市。用统计局2003-2004年农村住户抽样调查的大样本数据的研究发现来自农村富裕家庭的人更容易留城，因其家庭负担较轻(盛来运，2008)。农民工的流动还表现出一定的收入效应，富裕家庭的人外出打工的倾向较低。因此，随着在外打工时间增加，积蓄增多，农民工返乡的意愿增加。其二，土地的影响。研究发现家庭人均耕地面积越大，劳动力外出的可能性越小，回流的可能性越大，留城的可能性也越小(盛来运，2008)。从农民工在城市的消费行为可以看到其打工的重要目的是为了今后在农村的消费，农民工将平均收入的26.3%寄回农村，在城市主要是必需品消费(蔡昉，2010)。其三，代际差异。大量文献关注了新生代农民工，他们中很多人的农村情结已经不同于其父辈，因而流动行为有所不同，例如张永丽和黄祖辉(2010)对甘肃10个村的研究发现，新一代农民工的流动稳定性强于第一代，跨省远距离流动的可能性更大。
现有大量文献研究了影响是否外出的因素，实证结果显示，个人特征，如年龄、性别、婚姻状况、教育程度等有显著影响，劳动力流动主体是受过教育的年轻人(Zhao，1999；Zhu，2002)。女性在农村的收入较低，她们在城市得到的工资很容易超过期望收入，因而女性有较强的外出打工意愿(Zhu，2002)。李琴和朱农(2011)用珠三角的数据研究也发现，女性的保留工资低于男性，因而更容易在城市工作。地区层面的影响也十分显著，区域经济发展差异形成的工资差异引导农民工的选择，利用人口普查数据的研究发现去珠三角打工主要是基于工资方面的考虑，而到长三角打工，除了看重除收入外，还有其他社会因素(王桂新和刘建波，2007；肖群鹰和刘慧君，2007)。除此之外，农村生活条件改善，城市生活成本上升，也是抑制农民外出打工愿望的重要原因(He，2006)。
研究外出打工决定因素的文献并没有直接估计工资的影响，其主要原因是未外出的劳动力无法直接观测到其工资水平，Blundell和Smith(1994)提出了采用预测工资估计劳动参与方程的思想，即根据有劳动参与的样本回归工资方程，并预测包括没有劳动参与的样本在内的所有样本的工资，然后再估计工资对劳动参与的影响。张世伟和周闯(2009)采用该方法估计了中国城镇劳动力市场的参与弹性。本文也将采用该方法估计参与弹性。
对转移劳动力供给弹性的估计具有重要的政策含义，在农村转移劳动力短缺时代，涨薪是最直接的反应，最低工资和社会保险政策亦日趋加强，但这类措施是否能够缓解劳动力短缺，取决于劳动力供给的工资弹性。值得注意的是，这一弹性受到其他制度因素的影响，且对于不同特征的劳动力存在差异。为此，本文采用微观数据和计量方法分别估计转移劳动力的外出时间弹性和参与弹性。
二、理论与计量模型
本文的分析框架基于农村转移劳动力短缺，绝大多人外出务工需要忍受在城镇工作生活遇到的困难，如生活枯燥、缺乏亲情、难以融入当地社会等，外出的目的主要是为了获得更高的收入。因而，农村劳动力在决策打工多长时间时，存在两种效应，收入效应和替代效应。替代效应体现为，在一定时期内，工资越高，其在外打工时间越长；收入效应体现为，工资越高，一定时期内积累的收入越多，越倾向于缩短在外打工时间，更早回到农村。因而，工资对外出打工时间的影响取决于这两种效应的净效果③。
另一方面，外出打工的决策通常不仅是个人决策，而且是基于整个家庭目标函数最大化的决策，因而在决策时还需考虑到同期家庭其他成员在外打工收入和土地等带来的收入。此外，其他因素的影响，如上文提到的社会政策因素，也需考虑，我们用地区哑变量和时间哑变量控制。借鉴一般的劳动供给模型，计量方程为：
方程(1)用于估计工作时间弹性，不考虑未外出打工的情况。从计量上看，有两个问题，第一，打工持续时间数据有截尾(Censored Data)问题，对于仍然在外打工的样本尚不能观测到其完整的外出时间。对于这一问题，我们采用截尾回归(Censored Normal Regression)的方法处理(Wooldridge，2002)④。第二，工资存在内生性问题，一方面，外出打工时间反过来也影响工资水平，另一方面，存在不可观测的因素，既影响到个体的工资水平，也影响到工作时间。对于内生性问题，通过工具变量方法解决，工具变量的选择在第五部分中说明。
需要指出的是，存在选择的外出时间为零的角点解情况，此时的条件是，外出劳动力所能获得的工资低于其要求的最低工作(保留工资)。在这种情况下，工资对外出时间的影响表现为是否外出务工的决策。通过估计工资对是否外出的影响，得到劳动参与方程，从而估计参与弹性。对于未外出的样本，他们没有工资这一变量的观察值，需要通过工资方程估计其可能得到的工资。
第一步，估计参与选择方程，采用Probit模型，如式(3)：
第二步，按照(Heckman，1979)得到纠偏后的工资方程式(4)。为更好识别方程式(4)，需要方程式(3)中包含对迁移有影响，但不会影响工资的变量，这些变量通常为家庭财富或家庭其他成员的收入等，即
不会出现在方程式(4)中。
三、数据及描述性分析
数据来自2008年10月由中国科学院农业政策研究中心组织的对山东、陕西、吉林、浙江4省开展的实地调查。这项调查采取了分级抽样的做法，在每个样本省抽取3个样本县(山东省例外，为4个)，各县抽取2个样本乡，各乡抽取2个样本村，各村随机抽取12个样本农户，共计包括4个样本省，13个样本县，26个样本乡，52个样本村，624个样本农户。调查对象既包括住家成员，也包括了家庭中在外打工成员的信息⑤。调查内容包括家庭人口基本特征、曾经外出非农就业情况、现在外出非农就业情况。
调查数据显示，有过外出打工经历劳动力的比例四省平均为54.5%，经济较为发达的山东和浙江明显低于欠发达的吉林和陕西。外出打工劳动力中有44.5%在本省外县工作，34.8%在外省城市工作，只有20.7%在县内工作。吉林和陕西外省就业人员比例高达68.3%和31.6%。本省外县就业主要选择省会和经济比较活跃的地级城市，跨省就业人员则主要集中在华北地区的北京，长江三角洲的上海和杭州，珠江三角洲的广州、东莞和深圳等东部城市，因而该数据适于研究外出打工的劳动供给。该数据更详细介绍参见马瑞等(2010)的研究。
1.主要变量统计描述
数据中的劳动力可区分三类，即从未外出打工的劳动力、外出过又回去的劳动力、调查时仍然在城市的农村劳动力，其中有一些个体有外出回乡又外出的情况，我们将每一次外出打工的情况处理为一个观察值。对于连续进行的外出打工工作，我们将其历次时间相加获得累积的外出打工时间。对于已经回乡的，可以观察到完整的打工年数，对于仍在外打工的，只能得知其截止至调查时的打工年数。此外，剔除了部分信息不完整或信息不合理的样本，剔除了年龄低于18岁的样本，共有1203个有效样本中，其中从未外出过的有544个，外出后又回乡384个，仍然在外打工275个。三类样本基本情况的统计描述见表1。
2.外出打工工资变化
本调查报告的是在外打工时的月平均工资，图1描绘了每年回流的劳动力在外打工的平均工资，以及调查时仍在外的劳动力的平均工资，从2007年开始工资呈现较快的上涨速度，反映出的水平和时间趋势与其他调查以及统计局数据基本一致⑦。
3.外出打工持续时间
已经回流的样本外出持续时间平均为4.89年，仍在外的，外出的平均时间为5.80年(见表1)。进一步将外出持续时间按照性别、人力资本和出生代等维度进行区分(见表2)。男性的平均打工时间比女性长，但女性已回流的样本打工持续时间较男性长。教育程度较高的样本平均外出时间比教育程度较低的少约1年，但教育程度较高的样本仍在外打工的比例远高于教育程度较低者。新生代的平均打工时间比老一代要少2年多，已回流的少得更多，但其仍在外打工的比例远高于老一代。对于打工持续时间差异产生的具体原因，还需通过计量结果分析。
四、计量结果与讨论
在此分别汇报估计的外出时间弹性和参与弹性，并区分性别、人力资本和出生代。首先根据式(1)和式(2)得到时间弹性。其次按照式(3)～式(6)的方法得到参与弹性。
1.外出时间弹性的估计
表3栏(1)是用全部样本所做的结尾回归结果，可以看到月工资水平显著增加外出时间，每周工作天数有明显的负向影响，即劳动强度增加会缩短在外打工时间。外出时年龄越大，外出持续时间越短，但这种负向影响随着年龄的增长而递减。人力资本变量并不显著。户主在外打工时间较长，这与户主承担的家庭责任有关，家庭人均土地的影响不显著，而家庭中其他成员在外打工人数越多，回乡家庭团聚的动机越弱，打工持续时间越长。值得注意的是，反映外出生活处境的变量中，住在工厂宿舍会显著减少在外打工持续时间，表明住房条件对劳动力持续供给存在明显约束。配偶同在，以及孩子同在会增加打工时间，不过不够显著。在控制了个人因素和家庭因素后发现，2004年之后外出的打工时间比之前短，这其体现了近年来惠农政策的影响。栏(2)是OLS的结果，用于对照，虽然变量的显著性和方向基本一样，但普通最小二乘法会低估变量的影响。表3和表4的栏(3)～栏(8)区分了性别、教育程度、出生代分别进行截尾回归。可以看到工资在对不同的群体影响都十分明显，但有所差异，尤其是对新一代农民工的外出时间的影响更大。
上述结果可能是有偏的，因为工资存在前文所述的内生性问题。文献中通常采用区域内的就业情况，如失业率作为工具变量(Mroz，1987；Sahn和Aldeman，1996)。受限于数据的可得性，为此我们将样本按照性别、年龄、教育程度分组，其中性别为2组，年龄分3组，教育程度分3组，共为18组，按每组的平均工资作为该组个体工资的工具变量，这一变量体现了个人特征的差异，因而与个体工资相关，但不会受到单个个体外出时间的影响。
采用两阶段回归方法(Wooldridge，2002)，结果列于表5。用工具变量后，工资的系数变小(除女性组外)，或不再不显著，说明工资和外出时间之间存在相互影响，工具变量在很大程度上消除了反向影响。工资对男性、较低受教育程度、新一代外出时间有显著的影响，对女性的影响较大但显著性不高。对较高受教育程度、老一代几乎没有影响。其他变量的影响与之前的基本类似，值得特别指出的是，在城市生活处境对在外打工时间有显著影响，住在工厂宿舍或工棚较之于自己有房、租房或住在亲戚处，打工持续时间更短，说明在住房条件较差、自己租不起房的情况下，会缩短打工时间。此外，配偶和子女在一起时，会增加打工时间，尽管显著性不高。
根据表5回归得到的工资对外出时间的边际影响，按式(2)计算出的外出时间弹性，其中平均外出时间数据见表3。结果可见，所有群体的弹性均小于1，整体上看外出时间缺乏弹性，通过涨薪增加外出农民工的劳动供给空间有限。其中，男性的弹性为0.40，即工资上涨1%，外出时间增加0.40%。女性的弹性虽然较高，但显著性不够，这与女性外出劳动力偏好差异性相对较大有关，其中有些女性一定年龄后就会回乡结婚，在家务农和照顾家庭，缺乏弹性；另有一部分女性替代弹性较大，工资越高越愿意选择在城市生活。较低受教育程度的弹性远高于较高教育程度者，工资对增加其劳动供给影响比较大。而受教育程度越高，工资越高，收入效应随之增加，抵消了工资的替代效应(见表6)。新一代农民工的弹性较之老一代有更大的弹性，表明工资增加对增加新一代农民工的外出时间有较大的作用，但老一代农民表现出比新一代更强的收入效应，工资增加后，两种效应相互抵消，增加工资很难增加他们的外出时间供给。
2.参与弹性的估计
为估计参与弹性，用调查时是否在外打工定义方程Probit见式(3)中的被解释变量，以单个个体为一个观察值，如此共有860个样本，其中调查时未外出的样本为585个，在外打工的为275个。采用Heckman两步法，首先估计是否外出的决定Probit方程式(3)，在纠正样本选择偏误的基础上，估计工资方程式(4)。表7中，户主、人均土地、家庭其他外出人数和家庭规模通常决定是否外出的选择，但不影响工资。为了更好地识别工资的影响，我们在工资方程中加入了是否有非农工资经历这一变量。表8中变量的影响符合基本的直觉，逆米尔斯比率这一变量不够显著，说明选择性偏误的影响并不大。
根据表7的工资方程预测所有样本的工资，再回归方程式(5)，得到工资对是否外出的偏效应。表8中工资对所有群体是否外出都有十分显著的正向影响，例如工资增加1%，男性外出的概率增加2.44个百分点，女性增加1.50个百分点。其他变量的影响和文献中已有的发现基本一致，年龄越大的人，越不愿意外出，受教育程度较高的人更愿意外出，家庭规模越大越愿意外出，家庭其他外出打工人数对外出概率有负向影响。
基于表8的回归结果，根据式(6)计算得到各类群体的参与弹性(见表9)。除了35岁以上年龄组外，其他组参与弹性很显著，均大于1，工资增加1%，男性外出的可能性增加4.49%，女性增加2.68%，较低教育程度的外出可能性增加4.02%，较高教育程度的增加6.22%，年龄在34岁以下的新一代的外出可能性增加5.59%。年龄较大的老一代参与弹性不显著，表明工资对年龄较大的人是否外出打工已经没有影响。
五、结论与政策含义
提高工资是否能够增加农村转移劳动力的供给？我们将转移劳动力供给弹性区分为外出时间弹性与参与弹性，发现外出时间弹性远远小于参与弹性，提高工资可以增加外出打工的可能性，即增加外出人数，但对外出劳动力在外打工的持续时间影响很小，男性的时间弹性为0.40，女性为0.68。时间弹性在不同群体间表现出较大的差异，较低教育程度的时间弹性为0.45，新一代农民工的时间弹性为0.66，而较高教育程度者、老一代农民工的时间弹性不显著。另一方面，反映农民工生活状况的变量，如住房条件，配偶和孩子是否同在一个城市等对打工时间有较为显著的影响。
在“用工荒”的背景下，劳动力市场的供求关系导致工资上涨，政府和企业也希望通过涨薪吸引劳动力，然而工资对于增加农村劳动力供给的作用十分有限，涨薪可以吸引更多的人外出打工，但难以延长他们在外的打工时间。这说明，除工资以外的其他因素制约了劳动力长久转移，根据《中国农民工调研报告》(国务院政策研究室，2006)，农民工在加班待遇、劳动保护等方面均得不到很好的保障。全国每年因工伤致残人员近70万人，其中农民工占大多数。农民工在居住环境、子女教育等方面的情况同样不容乐观，教育部调研组的报告则显示，流动儿童中一直未上学者占6.85%，失学者占2.45%。就政策而言，当前各地不断完善最低工资政策，对于保障农民工权益起到了一定的作用。但就现实情况而言，工资受供求关系影响已经在不断上涨，而其他方面的政策相对滞后，这一方面导致农民工的实际利益受损，另一方面企业的“用工荒”问题难以解决，尤其无法留住人力资本较高的人。而且用工资补偿农民工在其他方面遭受的损失对于企业压力很大，众多企业难以在短期内改变以低成本劳动力获取利润的经营模式。因此，加强对农民工公共品供给、改革城乡分割的社会制度等政策显得更加重要。
本文一个引申的含义针对社会保险政策。新《劳动合同法》和《社会保险法》对给予农民工社会保险有明确的要求，然而企业完全可能将为他们所缴的社会保险费转嫁到工资中，所能转嫁的程度正是取决于劳动力供给弹性的大小，供给弹性越小，转嫁的可能性越大。我们的研究表明，外出劳动力的外出时间缺乏弹性，对这部分劳动力而言，社会保险缴费中很大一部分实际上来源于他们自己的工资。此时，缴费率的多少对其福利的影响是必须考虑的问题，过高的缴费率制约了当前的消费。目前对于农民工社会保险的缴费和待遇没有明确规定，多数城市采用和城镇职工相同的政策，企业和个人所缴的养老和医疗两项就高达工资的36%，按照这一标准许多农民工表示不愿意加入社会保险(袁志刚等，2009)。因而有必要设计较低水平的社会保险体系，允许农民工选择加入更符合其利益的社会保险体系。
①作者感谢上海市重点学科建设项目(B101)，感谢陆铭、章元、李琴对本文的评论和建议。
②国家统计局农村司，2010，http://www.stats.gov.cn。
③对于个体和家庭劳动供给的理论模型及数学表达，可参见Blundell和MaCurdy(1999)、Li和Zax(2003)。
④数据中有些样本未被截尾，有些样本此处为右截尾，且截尾点均不一样。截尾回归假设持续期的分布为正态分布，据此为每个样本构造最大似然函数，采用最大似然法估计参数，对参数含义的解释与普通的线性模型一致。
⑤对于住家成员采用面谈获得信息，对于在外打工的家庭成员采用电话访谈获得调查信息，因而本数据的优势在于能够获得较为完整的家庭成员状况。
⑥采用2004年作为分段点，主要考虑农业政策的变化对外出打工的影响，2004年开始农业直补政策，2006年全面取消包括农林特产税、牧业税、屠宰税、牲畜交易税在内的各项农业税。
⑦如Knight(2011)汇总了多项调查显示的2003-2009年农民工工资增长情况，2006年以来增长率都超过10%，其中2008年平均月工资为1156元，2009年为1348元。