子女外出务工、转移收入与农村老人农业劳动供给——基于安徽省劳动力输出集中地三个村的研究，本文主要内容关键词为：安徽省论文,劳动力论文,子女论文,外出务工论文,老人论文，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。
一、 引言
农业劳动力向非农产业和城镇转移，是世界各国工业化、城镇化的普遍趋势，也是农业现代化的必然要求。在工业化和城镇化加快推进的阶段，中国为数众多的农村富余劳动力转移出来。他们分布在国民经济各个行业，为城市创造了财富，为农村增加了收入，为城乡发展注入了活力，成为工业带动农业、城市带动农村、发达地区带动落后地区的有效形式，是推动中国经济社会发展的重要力量。随着改革的深入，制度、信息、交通等影响劳动力流动的阻力越来越小，人们又回过头反思劳动力流动对农村社区的影响，一个普遍的担忧就是成年子女外出打工会使“空巢”老人的规模不断扩大，那些本该退出生产的老人被迫继续承担繁重的劳动（庞丽华等，2003；杜鹏等，2004；戴卫东等，2005），以致于有媒体惊呼，“农民伯伯”要改称“农民爷爷”了。
农业生产对体能要求较高，上年纪的人退出劳动供给可以被视为其福利状况改善的一个显示性指标。如果继续从事体力劳动他们很可能导致受伤，增加引发各种健康问题的可能性，从而会显著降低老人晚年的福利状况（John Giles、牧人，2005）。养老金被认为是影响劳动者退休的重要因素（Samwick,1998），但是，由于中国农村养老金覆盖率低，人们经常认为，农村老人参与农业劳动是因为他们已经形成了习惯。Benjamin et al.（2000）却发现有较多财富的农村居民在55岁以后的劳动供给明显递减，正是由于可交换资产或者可流通财富的缺乏限制了大多数农村老人的退休。与城市老人的养老方式不同，现在绝大多数农村老人没有退休金，在他们年轻时也没有能够积累起物质财富，可以为他们的老年生活提供保障，所以，很多农村老人在晚年不得不仍然参与劳动，很少能够停止劳动，享受退休生活。尽管农村留守老人问题越来越受到关注，但专门讨论农村老人劳动参与的文献并不多，庞丽华等（2003）的论文是其中为数不多而具有代表性的一篇，他们认为，年龄和健康是最明显的决定因素，有子女外出的老人的农业生产劳动参与率高于没有子女外出的老人，但是，他们没有考虑子女转移收入的影响。人们对于子女汇款给父母这种转移收入的规模与作用存在着争议。有学者认为，人口流动对社会文化的影响可能是弱化了父权的影响，年轻劳动力转移到城镇，与父母不生活在一起的越来越多，可能导致一些年轻人道德观念缺失，使得老人不得不通过延长劳动供给年龄、增加储蓄来养老（张玉林，2005）。另一个被广泛引证的文献是李强（2001）的一项研究，研究表明，中国外出农民工中，有75％会往老家汇款，这一比例与国外同类人群相比要高。在实地调查中笔者发现，大多数农村老人对自己的子女在外务工经商是持赞成态度的，可能的原因是，人们普遍认为成年子女外出务工对改善家庭生活是有积极效应的，这就意味着，成年子女外出务工收入的增加也可能会通过收入转移使他们的父母退出农业劳动，从而达到福利的改善。
本研究关注的是农村老人的福利状况，以老人是否退出农业生产劳动为代表性指标，退出则代表了财富效应导致老人福利改善。成年子女外出务工由于替代效应会使其父母增加农业劳动供给，但同时，转移收入又会产生收入效应减少老人的农业劳动供给，因此，在本研究中加入了子女转移收入这一重要变量，综合分析农村老人参与农业生产劳动与否的决定因素。本文关注的背景是劳动力输出集中的地区，因为那里出现的替代效应和收入效应会表现得更加明显。现阶段家庭内部赡养费是否已经显著影响农业劳动的供给？综合考虑到替代效应，子女外出务工经商对老人在农业劳动方面福利的影响是恶化还是改善？
二、模型与数据
（一）变量选择与研究假说
本文通过Probit模型来观察老人参与农业劳动的决定因素，并计算各变量的影响程度。变量根据笔者农村调查的实感和文献整理来选择，笔者将年龄、健康状况、婚姻状况、经济状况等个人特征作为控制变量。正如庞丽华等（2003）提到的个案访谈，老人对工作的态度是“不工作就没的吃”、“多干一点可以减轻孩子的负担”，所以，老人是否有退休金和是否参与非农劳动是十分重要的变量，笔者将分别采用虚拟变量和实际金额进行拟合。
笔者认为，成年子女外出工作对父母的农业生产劳动会产生双重影响。一方面，子女外出务工后，老人因无人接替而继续从事农业生产，劳动负担仍然较重。庞丽华等（2003）用“有无子女外出务工”变量来研究成年子女外出对老人的影响，但是，由于劳动力市场的开放，且笔者关注的是劳务输出集中的地区，几乎每一个家庭都有劳动力在外务工，因而这一变量变得没有实际意义，因此，笔者采用“是否还有子女未外出”来代表这一变量。另一方面，子女外出务工也有可能减少老人的农业劳动参与率，因为家庭收入的增加会改善老人们的生活，那么，这种收入转移是否足以使老人愿意放弃农业劳动？根据笔者的调查实感，已婚子女和未婚子女的收入转移的效应是存在差异的，因为已婚子女的转移收入具有赡养性质，而未婚子女的转移收入则没有，所以分别采用“所有子女转移收入”和“已婚子女转移收入”这两个指标来表现这种收入转移。此外，成年子女外出工作还使下一代的照料成为更加突出的问题，庞丽华等（2003）的调查表示，12％的老人表示，不参与正式劳动是因为只从事包括照料孙辈在内的家务劳动。在笔者调查的地方，妇女外出务工经商的比率不断提高，而能进城随父母在城市接受教育的农村儿童只有5％左右，老人们增加了照顾留守孙子孙女的责任。在笔者所调查的安徽省枞阳县金社中学，现有在校学生769人，其中，双亲在外打工的“留守学生”有245人，占在校学生总数的1/3，这些留守学生的70％受祖父辈监护，所以，本文增加虚拟变量“是否照料孙辈”来估计老人们是否因为照顾孙辈增加了劳动强度从而减少参与农业生产劳动的概率，即二者之间是否存在替代效应。笔者对关键变量提出需要验证的三个假说：
假说1：子女外出务工带给老人的转移收入会减少老人农业劳动的参与率，即模型中该变量（“所有子女转移收入”或“已婚子女转移收入”）参数为负；
假说2：已婚子女和未婚子女的转移收入产生的作用是有差异的，即模型中“已婚子女转移收入”参数的绝对值比“所有子女转移收入”更大；
假说3：为留守的孙辈提供照料家务劳动对老人参与农业生产劳动具有替代效应，即模型中“是否照料孙辈”的参数符号为负。
为验证上述三个假说，本文构建了四个模型：
P（Y=1｜X）=β[，0]+β[，1]X[，1]+β[，2]X[，2]+β[，3]X[，3]+β[，4]X[，4]+β[，5]X[，5]+β[，6]X[，6]+β[，7a]X[，7a]（1）
P（Y=1｜X）=β[，0]+β[，1]X[，1]+β[，2]X[，2]+β[，3]X[，3]+β[，4]X[，4]+β[，5]X[，5]+β[，6]X[，6]+β[，7]X[，7]（2）
P（Y=1｜X）=β[，0]+β[，1]X[，1]+β[，2]X[，2]+β[，3]X[，3]+β[，4a]X[，4a]+β[，5a]X[，5a]+β[，6]X[，6]+β[，7a]X[，7a]（3）
P（Y=1｜X）=β[，0]+β[，1]X[，1]+β[，2]X[，2]+β[，3]X[，3]+β[，4a]X[，4a]+β[，5a]X[，5a]+β[，6]X[，6]+β[，7]X[，7]（4）
（1）～（4）式中：X[，1]为年龄；X[，2]为婚姻状况；X[，3]为健康状况：X[，4]为是否有退休金；X[，4a]为退休金收入：X[，5]为是否参加非农劳动；X[，5a]为非农劳动收入；X[，6]为是否有成年子女未外出；X[，7]为已婚子女转移收入；X[，7a]为所有子女转移收入。
（二）数据说明
本文数据为2006年4月份在安徽省枞阳县三个村调查所得。枞阳县地处安徽省中南部，县域面积1808平方公里，人口97万，其中，农业人口86万人，农村劳动力44万人。由于农业比较效益低下，人多地少的矛盾突出，越来越多的农民跳出“农门”，现有25万农村劳动力外出务工。近几年来，全县劳务输出人数每年以5％的速度递增，农户户均1.5人外出务工，举家外出的农户数量占农产总数的6％；女性外出务工人数发展速度较快，约占外出务工总人数的40％。枞阳县外出务工人员遍及全国各地，其中，出省打工的农民占75％以上，在地域分布上以长江三角洲、珠江三角洲、京津唐、辽中南等地区为主。模型中变量的统计指标见表1。
表1变量的统计指标
变量 均值标准差 最小值 最大值
变量解释
是否从事农业劳动0.70 0.46 0
1 参与=1，不参与=0
年龄63.39 8.4850 97
婚姻状况 0.75 0.430
1 配偶健在=1，丧偶=0
健康状况 1.56 0.701
3 健康=1，中等=2，身体差=3
是否有退休金 0.05 0.210
1 有退休金=1，没有退休金=0
退休金收入 399.412160.96 0 18000
是否参与非农劳动 0.23 0.420
1 参与非农劳动=1，不参与非农劳动=0
非农劳动收入
1489.04
6083.42 0 80000
是否有成年子女未外出 0.36 0.480
1 有成年子女未外出=1，无成年子女未外出=0
已婚子女转移收入1142.3
1839.42 0 15000
所有子女转移收入
1997.50
3536.21 0 28000
是否照料孙辈 0.46 0.500
1 照料孙辈=1，不照料孙辈=0
本研究中的老人定义为50岁以上，这主要是由研究目标所决定的，尽管这并不符合人口统计标准，但这样做可以考察到受成年子女外出影响最大的人群。本次调查共计获得有效样本304个，其中，50～59岁的老人113人，60～69岁的老人113人，70岁以上的老人78人。健康状况由老人自评，分三个等级。成年子女外出务工、子女转移收入、是否照料孙辈是本文最关心的三个关键变量。①笔者的样本中几乎每个家庭都有子女在外务工经商，这与笔者所选样本区域——枞阳县作为劳务输出大县的特征是紧密相关的，所以，本文采用“是否有成年子女未外出”作为变量来考察成年子女外出务工的直接影响，有35.5％的老人称还有子女在身边（住在一起或住在本村）。②外出子女给父母的转移收入，户均近2000元，其中，来自已婚子女的为1142元。子女没有给赡养费的占28.18％，子女给父母的转移收入在1～1000元的占25.77％，在1001～5000元的占36.08％，在5001～10000元的占5.50％，10000元以上的占4.47％。转移收入中来自外出务工子女的比重达到了91％，其中，已婚子女给予的转移收入中来自外出务工经商子女的比例为84.5％。③照料孙辈采取虚拟变量，有45.7％的老人担负着照料孙辈的家务劳动。
本文首先对子女转移收入（所有子女转移收入、已婚子女转移收入和未婚子女转移收入）和老人是否参与农业生产劳动进行了内生性检验，然后通过四个自变量有差异的模型来估计各自变量对老人参与农业生产劳动概率的影响程度。为更加准确地衡量老人是否有退休金和老人是否参与非农劳动产生的影响，本文分别以是否获得退休金（或参与非农劳动）作为虚拟变量和实际收入金额作为自变量进行了计算。在模型一和模型二中，退休金和非农劳动表示为虚拟变量，模型三和模型四中，退休金和非农劳动以实际收入金额作为指标。为检验“已婚子女转移收入”与“所有子女转移收入”对老人参与农业生产劳动概率影响的差异性，模型一和模型三中，以“已婚子女转移收入”作为自变量，模型二和模型四中，以“所有子女转移收入”作为自变量。
三、实证结果分析
（一）模型的内生性检验
老人是否参与农业生产劳动，显示了身体健康状况等人口学特征，可能与子女的转移收入存在内生性问题。如果赡养费取决于老人是否参与农业生产劳动，则转移收入更多地是起补缺作用，反之则是取决于自身的经济实力，这就充分显示了就业和收入能力提高带来的溢出效应。笔者选择“子女平均受教育程度”作为工具变量，因为成年子女的受教育程度越高，其经济收入就可能越高，进而转移收入也随之增加。笔者分别给文盲、小学、初中、高中、大专及其以上的学历赋值0～4。通过计算，确认“子女平均受教育程度”与“所有子女转移收入”、“已婚子女转移收入”和“未婚子女转移收入”具有一定的相关性，相关系数分别为0.303、0.287和0.345。为了检验在控制内生性前后三类转移收入变量的回归系数是否具有差别，笔者运用Hausman检验，结果二者不具有显著性差异，因此，可以判定模型不存在内生性问题，即老人是否参与农业生产劳动不影响子女的转移收入。总体而言，赡养费的多少主要取决于子女自身的经济实力，而不仅仅起着补缺的作用。
（二）控制变量的影响
模型的估计结果见表2。
表2农村老人劳动参与的Probit回归结果
自变量 模型一模型二 模型三 模型四
常数项 7.4091[***] 7.6397[***] 6.7339[***]6.9079[***]
（6.80）（7.04）（6.75）（7.01）
年龄
-0.0985[***]-0.0998[***]-0.0896[***]
-0.0901[***]
（-6.83）
（-6.91）
（-6.82）
（-6.89）
婚姻状况0.5828[***] 0.5868[***] 0.5306[**] 0.5263[**]
（2.66）（2.67）（2.47）（2.46）
是否有成年子女未外出-0.4953[**]-0.5449[***]-0.5126[***]
-0.55842[***]
（-2.54）
（-2.75）
（-2.65）
（-2.84）
健康状况-0.3027[**] -0.3234[**] -0.2893[**] -0.3117[**]
（-2.22）
（-2.38）
（-2.17）
（-2.34）
是否有退休金
-1.1375[***]-1.2184[***]
（-2.81）
（-2.97）
退休金收入 -0.0001[***]-0.0001[***]
（-2.63） （-2.77）
是否参与非农劳动-0.5339[**] -0.5935[**]
（-2.10）
（-2.28）
非农劳动收入 -8.33E-06
-0.0001
（-0.55） （-0.67）
已婚子女转移收入 -0.0001[***]-0.0001[**]
（-2.72）（-2.54）
所有子女转移收入 -0.0001 -0.0001
（-1.24） （-1.07）
是否照料孙辈 -0.0323 0.0121
-0.0359 0.0054
（-0.18）（0.06） （-0.20）
（0.03）
注：括号内数值表示t值；[***]、[**]分别表示估计系数在1％、5％显著性水平下显著。
年龄、健康、婚姻状况等个人特征因素影响显著。50～59岁的老人参与农业生产劳动的比例为90.3％，60～69岁老人参与农业生产劳动的比例为77.9％，70岁以上老人参与农业生产劳动的比例为29.5％，呈现出随着老人年龄增加而退出农业生产劳动的趋势。老人是否参与农业生产还与配偶是否健在密切相关，当配偶过世后，子女们担负起责任的可能性显著增强。
退休金资格的获得和非农劳动的参与将会降低老人参与农业劳动的可能性。有退休金的14户家庭仅有4户从事农业劳动，与总体老人参与农业生产劳动的比例70％要低了很多，当然，这与有退休金的一方（主要是男性）长期不从事农业生产，退休后也很难重新种田也是有关的。14户家庭户均年退休金收入8672元，这在农村是一笔十分可观的收入，退休金对降低老人参与农业生产劳动比例的影响是十分明显的。但是，当前农村能有到退休金的人口还是很少。而参与非农劳动对老人参与农业生产劳动的影响则要复杂一些，69户参与非农劳动的家庭中，仅18％的家庭不参与农业劳动，但该类家庭中老人年龄分布在50～59岁之间的占68％，比样本平均水平要年轻很多。所以，控制年龄等变量后，参与非农劳动会降低老人参与农业劳动的可能性。但是，这种效应并不是收入效应所带来的，以非农收入作为自变量带入模型计算，结果统计上并不显著。这些家庭参与非农劳动的户均收入6538元，除去3户收入分别达到4万元以上的异常值家庭后，户均收入为4411元，这样的户均而非人均收入是不足以让一个50多岁的老人停止农业劳动的。从代表同一经济特征的两个变量（“是否参与非农劳动”和“非农劳动收入”）的显著性来看，非农劳动的收入效应并不明显，即参与非农工作的老人不参与农业劳动的原因并不是收入足够高，而是因为时间、精力等原因让他们（其主要工作类别是打小工、开小店、当村干部、打铁等）减少了农业劳动供给。
（三）劳动力外出的直接影响
儿子是农村家庭的主要劳动力，当所有的儿子都外出务工时，老人参与农业劳动的可能性会增加，这时，老人参与农业劳动生产的比例为77.6％；而当有一个儿子与老人住在一起或住在本村时，老人参与农业生产劳动的比例下降到56.5％。调查中得到的较为形象的描述是，“儿子全权负责，我和儿子一起生活，收入和开支基本上不掌管，不需要我干事”；而当儿子外出工作时，老人必须自己担当决策者，“去年小儿子在家帮我把田种着，给几百斤稻，今年就不行了，他们出去了，我们自己得种”，口粮保证也是是否参与农业劳动的一个重要的考虑因素。
（四）劳动力外出的间接影响
在劳动力外出对老人的农业劳动负担的间接缓解效应中，转移收入的收入效应的确存在，但照料孙辈却没有相应地减轻他们的农业劳动负担。运算结果还证实了笔者在文中所提出的假设，即未婚子女与已婚子女的转移收入的作用是存在差异的。本文以所有子女的转移收入作为自变量进行估计，结果在模型一和模型三中都不显著。未婚子女虽然数量不多，但带给老人的转移收入金额却很大，以笔者的调查为例，最大值甚至达到了28000元，这显然超过老人养老的正常所需，而这些过高的转移收入通常为未婚子女所为，这些收入对老人来说，显然是代为储蓄，在将来还需拿出来用于子女的婚事，只能视为暂时性收入。当笔者剔除了未婚子女的转移收入后，子女转移收入的影响就体现出来了，转移收入支持的增加确实会降低老人参与农业生产劳动的可能性。尽管单个外出子女的转移收入支持并不一定就比留在本地就业子女的经济支持大（在每个家庭内部，赡养费几乎是平摊的，并不因经济状况的差异而差异），但由于劳动力转移规模非常之大，304位老人来自已婚子女的转移收入中有84.5％来自于外出工作的子女，笔者可以肯定劳动力外出带来的汇款对于减轻农村老人的农业劳动负担是有贡献的。
照料孙辈这一哑变量在估计中没有出现笔者所预期的情况，这一变量在统计上不显著。不照料孙辈的老人中有71.2％参与农业生产劳动，需要照料孙辈的老人中有69.6％参与农业生产，照料孙辈和参与农业劳动之间没有替代效应，随着留守儿童的大量出现，老人不会专门照料孙辈，只是身上的劳动负担会更重了。当然，也有另外一种可能，就是老人减少种植面积而不是完全地退出农业劳动。但是，数据并不能支撑这样的观点，115位既需照料孙辈又种田的老人种植面积在2亩以下、2～5亩、5亩以上的分别占47.0％、42.6％和10.4％，99户不需照料孙辈而种田的老人如上种植面积的比例分别为43.5％、42.4％和14.1％，两类人群在农业劳动量上并没有明显差异。
（五）劳动力外出的总效应
由于Probit模型的系数不能直接用于表示成年子女外出给老人是否参与农业劳动所带来的边际效应，故笔者将上述模型二的估计结果带入LPM模型（线性概率模型），得到：
Y=2.05-0.054X[，1]+0.013X[，2]+0.214X[，3]-0.054[X，4]-0.023X[，5]+0.13X[，6]-0.000027X[，7]
“是否有成年子女未外出”变量系数值为0.13，“已婚子女转移收入”的系数值为-0.000027，分别乘以两个变量的均值，前者得出已婚子女外出对父母参加农业劳动概率的直接效应为8.4％，后者得出已婚子女转移收入对父母参加农业劳动概率的间接效应为-3.1％，这一数值再乘以已婚子女转移收入中来自外出务工子女的比例（84.5％），就得到其间接效应为-2.6％。笔者可以得出判断，现阶段成年子女外出务工所带来的转移收入的效应已经显现，但与其带来的直接效应相比，成年子女外出务工使老人参与农业劳动的比例提高了5.6个百分点。要抵消子女外出务工对老人福利的负面影响，已婚子女的转移收入需要提高到产均3100元，即需要在现有转移收入规模的基础上再增加70％。
四、结论
本研究定量分析了影响农村老人参与农业生产劳动的诸多因素：①年龄、健康、婚姻状况等个人特征对老人参与农业劳动产生了较为显著的影响；②经济状况中具有退休金资格和参与非农劳动会降低老人参与农业生产劳动的可能性，但是，现阶段老人的非农就业对农业生产劳动的替代效应并非非农就业的收入效应发挥作用所致；③成年子女外出工作对农村老人农业劳动供给行为具有双重效应，成年子女外出务工由于替代效应会使其父母的农业劳动供给增加，但同时，转移收入又会产生收入效应使老人的农业劳动供给减少，这一增一减两个效应在劳动力输出集中地不同的农户家庭中表现各异，但从总体而言，影响都极为显著。
现阶段成年子女外出务工对老人劳动福利状况的影响为负效应。现阶段子女外出务工导致的替代效应使老人农业劳动参与率增加8.4个百分点，从间接效应看，外出务工子女的转移收入降低了老人参与农业劳动的可能性，但这需要扣除未婚子女的转移收入，因为后者被老人视为暂时性收入。外出务工已婚子女的转移收入使老人参与农业生产劳动的概率下降2.6个百分点，将二者综合考虑，农村老人因子女外出务工其农业劳动参与率上升5.8个百分点。此外，照料孙辈对老人是否参与农业生产劳动的替代效应并不显著。综合来说，在劳务输出集中地区，老人在劳动方面福利受到的影响是负的。