中国农村劳动力流动与收入增长和分配（之一），本文主要内容关键词为：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。
本文试图对发生在中国现阶段经济增长过程中的农村劳动力流动与收入分配的相互影响进行经验分析，其中重点放在农村劳动力流动对收入分配的效应方面。
一、农村劳动力流动规模的估计
农村劳动力流动对农村内部产生的收入分配效应与流动劳动力的规模不无相关。然而，应该说，迄今我们对农村流动劳动力数量规模的了解并不是很清楚。其中一个很重要的原因是概念上的混乱。例如国内研究文献有时把城市中流动人口和农村流动劳动力二者混为一谈，而实际上农村流动劳动力与城市中农村流动劳动力并不是同一个概念，即便是城市中的农村流动劳动力与城市中的流动人口在概念上也不是相同的，流动人口是一个范围更广的概念，它不仅包括农村流动劳动力，还包括一部分从农村中流出来的非就业型的流动人口，也包括从其他城市流入的就业型和非就业型的流动人口。例如，根据1988年的一次流动人口调查（李梦白、胡欣，1991），北京、上海等11个大城市中的农村流动劳动力大约只占城市流动人口的45%左右。
由于农村流动劳动力概念上的模糊不清，对其规模的估计也就很难准确。从80年代后期以来，对农村流动劳动力和城市中农村流动劳动力的规模有过不同的估计。80年代末和90年代初农村流动劳动力数量的估计区间在4000万—8000万之间，如此之大的差异令人无所适从。而且，从各种估计中，我们也难以推断出农村流动劳动力中的多大比例是流入到城市地区、多大比例是流入到其他农村地区。1994年劳动部在8 个省份进行了农村劳动力流动的抽样调查，从获得的初步调查结果来看，约20%的农村劳动力在外务工，其中40%的外出务工人员是在其所在的县内务工（John Knight、Lina Song、Cai Haishan,1996）。以此来推算，全国农村流动劳动力大约为9000万，其中流出到本县以外的农村劳动力约为4500万—5000万。这样一种估计可能是偏高的，因为劳动部调查的8个省份都是农村劳动力流出比例较高的省份。另外， 根据中国社会科学院经济研究所1995年的居民收入调查数据，1995年农村外出打工劳动力大约占全部劳动力的9.9%。以此来推断， 全国农村流动劳动力大约为4500万。然而仅仅根据上述两次调查数据，我们虽然可以估计出农村外出流动劳动力的数量规模，但还是难以知道外出劳动力中的多大比例是流入了城市。
1995年全国1 %人口抽样调查得到的数据使我们有可能对农村流动劳动力规模和城市中农村劳动力的规模做进一步估计。按照这次人口抽样调查的统计口径，1995年全国离开户口所在地半年以上的流动人口大约为4970万，其中约有4840万人在居住地已居住半年以上。由于居住所在地和户口所在地的划分是以乡、镇、街道为分界的，因而以上流动人口中的一部分是在县内、区内流动的，另一部分则是跨县、跨区流动的。后一部分流动人口占全部流动人口的58.5%，达到约2900万。可以说这些流动人口基本上都是以就业为目的的。我们把这一部分流动人口定义为外来人口，以此可以算出1995年长期流动的外来人口占全国总人口的2.4%（见表1），其中从农村地区流出的长期流动人口为1750万，约占全国长期流动人口的60%。农村长期外出人口占农村总人口的2.04%。从理论上讲，对不同省份来说，外来人口的比例与外出人口的比例既可能有相关性，也可能没有相关性。单从收入差异上考虑，一个地区收入较高，就会吸引较多的外来劳动力和外来人口，表现为较高比例的外来人口，另一方面本地人不愿意流向其他地区，表现为较低的流出人口比例。如果从劳动力市场的发育程度上考虑，一个地区劳动力市场发育程度越高，劳动力的流动性也就越大，也就有可能同时表现为较高比例的外来人口和较高比例的外出人口。基于这种考虑，我们计算了分省的外来人口比例和外出人口比例的相关系数，得到的数值为0.85。应该说，二者之间的相关系数是相当高的，这在某种程度上支持了我们上述的后一种假说，即一个地区外来人口的比例更多的是与该地区的劳动力市场的发育程度相关的。
利用1995年全国1%人口抽样调查的汇总数据， 我们还可以推导出城市中的外来人口大约为1940万，占全部外来人口的66.6%，也就是说33.4%的外来人口流向了农村和小城镇。同时，我们进一步对城市中的外来人口的地区来源构成进行了估计（见表1）， 结果显示：城市外来人口中，73.3%来自本省其他地区，只有26.7%来自其他省份；城市中来自于本省的外来人口中的52.6%来自于本省的其他城市，43.4%来自于本省的农村地区；而在来自外省的外来人口中，33.9%来自城市地区，66.1%来自农村地区。根据以上的几组数字，我们不难推算出城市中外来农村人口大约为960万，约占城市外来人口总数的50 %（注：这一数字可能对城市中农村流动劳动力的数量有些低估，因为人口抽样调查的对象只包括长期流动人口，即离开户口所在地半年以上的流动人口。对于那些离开户口所在地半年以下的短期流动人口仍被登记为户口所在地的常住人口，这一部分流动人口的规模没有在人口抽样调查数据中得到反映。）。应该说这一数字基本反映了城市中农村长期流动人口的规模，而构成这些流动人口的主体是就业型的农村流动劳动力。
我们还根据1995年全国1 %人口抽样调查的汇总数据对各个省份的外来人口、城市中外来人口以及外来人口的地区来源构成进行了估算。从表1可以看出， 外来人口以及城市中外来人口在省份之间的差异是较为明显的。广东省的外来人口多达近420万，占全国总数的14.4%。 除此之外，一些经济较为发达的沿海地区的外来人口也占有较高的比例，例如，北京、上海、天津、辽宁、江苏、浙江、福建、山东、广东9 个省份的外来人口达到1470.4万，占全国长期流动的外来人口总数的50.6%。而一些西北部落后省份的外来人口的比例就低得多，例如宁夏、青海、甘肃三省的外来人口之和不足70万，只相当于江苏省外来人口的28%。在吸纳外来农村劳动力方面，不同省份的城市之间的差异更为显著。同样地，越是经济发达的地区，吸引的外来农村人口的数量也就越多。城市中外来农村人口广东省多达182万， 约占全国城市中外来农村人口总数的 19%；江苏省也多达85.8万，占全国总数的约9%；北京市约为38万，约占全国总数的4%；上海市约为36万，占全国总数的3.7%，其中94%来自于外地的农村地区。
表1.不同省份外来常住人口及其构成
外来人口 城市外来人口来源构成
省份 总数 城市中 城市外来人口比重
来自本省
来自外省
(万人)
(万人)(%)(%) (%)
北京138.6 121.487.6
57.6
42.4
天津 54.2 51.194.3
65.4
34.6
河北101.4 71.770.7
73.2
26.8
山西 52.2 30.057.5
71.8
28.2
内蒙古
91.4 43.948.0
78.0
22.0
辽宁138.8 112.981.3
78.3
21.7
吉林 60.3 45.575.5
84.3
15.7
黑龙江 146.8 102.269.6
83.4
16.6
上海122.8 105.485.8
50.7
49.3
江苏248.7 164.366.1
82.8
17.2
浙江109.2 48.644.5
83.3
16.7
安徽 63.0 44.971.3
89.9
10.1
福建 91.2 42.846.9
86.4
13.6
江西 55.1 29.152.8
92.67.4
山东147.7 110.074.4
85.1
14.9
河南 82.5 55.567.3
88.6
11.4
湖北105.8 77.773.4
84.6
15.4
湖南101.6 76.074.8
90.0
10.0
广东419.2 291.569.5
60.8
39.2
广西 62.1 41.366.5. 92.77.3
海南 22.4 14.163.0
69.7
30.3
四川153.3 85.856.0
94.15.9
贵州 54.5 32.359.3
72.2
27.8
云南 92.5 39.242.4
81.6
18.4
西藏 5.4
3.054.7
37.6
62.4
陕西 49.0 34.570.4
71.9
28.1
甘肃 38.8 22.858.8
73.8
26.2
青海 21.5
7.836.4
79.9
20.1
宁夏 9.5
5.760.3
47.2
52.8
新疆 68.5 25.937.8
41.8
58.2
全国
2907.91936.866.6
73.3
26.6
城市中来自本省外来人口 城市中来自外省外来人口
省份 来自农村来自城市来自农村来自城市
(%) (%) (%) (%)
北京
7.992.1 62.137.9
天津
8.092.0 61.438.6
河北 50.649.4 54.545.5
山西 58.941.1 70.429.6
内蒙古51.548.5 69.230.8
辽宁 32.167.9 73.826.2
吉林 26.173.9 47.952.1
黑龙江36.463.6 74.725.3
上海
3.996.1 65.035.0
江苏 50.249.8 62.137.9
浙江 44.455.6 71.328.7
安徽 49.550.5 44.455.6
福建 57.242.8 64.535.5
江西 49.250.8 57.742.3
山东 60.839.2 49.150.9
河南 45.154.9 37.962.1
湖北 49.150.9 68.032.0
湖南 59.440.6 54.645.4
广东 49.950.1 80.319.9
广西 60.239.8 50.149.9
海南 42.357.7 30.169.9
四川 57.442.6 45.554.5
贵州 51.049.0 67.532.5
云南 42.457.6 77.322.7
西藏 62.937.1 66.233.8
陕西 52.547.5 75.224.8
甘肃 58.741.3 74.425.6
青海 23.476.6 23.976.1
宁夏 42.657.4 78.921.1
新疆 27.972.1 71.728.3
全国 43.452.6 66.133.9
资料来源：①全国人口抽样调查办公室：《1995年全国1 %人口抽样调查资料》，中国统计出版社，1997年；
②《改革开放十七年的中国地区经济》，中国统计出版社，1996年。
说明：①外来人口是指离开户口所在地半年以上的流动人口；而离开户口所在地半年以下的短期流动人口被登记为户口所在地的常住人口；
②城市中外来农村人口和外来城市人口的数字是根据各个省的常住人口与其1990年户口登记地相分离的信息推算出来的。
二、劳动力流动对农村内部收入增长和分配的影响
从现有的文献和研究成果来看，中国农村被普遍认定为是一个劳动力剩余的经济。从理论上讲，在一个存在剩余劳动力的经济中，部分劳动力的流出无疑会有助于流出地的收入增长。同时还应该注意到，由于中国农村内部存在着生产资源特别是土地自由流动的障碍，在理论上我们所预期的劳动力流动产生的收入增长效应可能在实际经济中难以充分显现出来。这就需要利用抽样调查数据对此效应做进一步的经验分析。
（一）外出劳动力户与非外出劳动力户收入的比较
可以把全体农村劳动力分为外出劳动力和非外出劳动力，把全体农户分为外出劳动力户和非外出劳动力户。在此分类的基础上，我们借助经济研究所1995年居民收入抽样调查的农户数据和前述有关推算，首先计算了全国和分省的外出劳动力户和非外出劳动力户的人均收入和每个劳动力创造的平均收入，结果见表2。
表2. 中国农村外出劳动力户与非外出劳动力户收入的比较（1995年）
样本量:
农户人均收 农户劳动力平
入(元)平均收入(元)
外出劳 非外出 外出劳
非外出 外出劳 非外出
动力户 劳动力户 动力户 劳动力户 动力户 劳动力户
全国平均1641 63322074 2104
32433777
北京
2
982627 4824
41277974
河北 78 4161404 1816
27813915
山西 51 2481443 1216
31872695
辽宁 22 2772251 1977
40343369
吉林 55 2442366 1963
37953797
江苏 90 4093718 3628
53865473
浙江 50 3482396 3795
33726045
安徽 139 3101537 1759
24643290
江西 147 2021800 1617
28443149
山东 126 5702906 2560
40984151
河南 102 5972170 1603
36192925
湖北 36 3651787 1727
26662986
湖南 129 3701499 1435
24502971
广东 143 3543671 4306
57098564
四川 238 5601759 1408
24442264
贵州 80 2191367 1233
19952423
云南 31 2681189 1391
16982481
陕西 67 2331612 1291
30672965
甘肃 55 2441090 1047
19851957
资料来源：中国社会科学院经济研究所1995年居民收入抽样调查农户调查数据。下同。
说明：①外出劳动力是指1995年在外就业或寻找工作1 个月以上的劳动力；
②表中外出劳动力户是指家中至少有一个外出劳动力的住户。
从表2不难看出，就全国平均水平而言，外出劳动力户的人均收入水平略低于非外出劳动力户，大约低1.5%， 而其每个劳动力的平均收入比非外出劳动力户低16%。不过这样一种情况在不同的省份是有所不同的。在我们的19个样本省份中，外出劳动力户的人均收入比非外出劳动力户低的省份有6个，大多是一些经济较为发达的省份，如广东、 浙江等。表2 中最后两列数字大致反映了当地外出劳动力和非外出劳动力在劳动报酬上的差异。在19个样本省份中，外出劳动力户中劳动力的平均收入低于非外出劳动力户的省份有13个，高于的省份有6个。这6个省份分别是甘肃、陕西、四川、河南、辽宁、山西，它们在经济上都是比较落后的，外出劳动力在外务工所得到的劳动报酬明显高于在当地务农的收入水平，因此在统计上表现为外出劳动力户的平均劳动力收入高出非外出劳动力户。此外，还有一些省份如吉林、江苏、山东，其外出劳动力户的平均劳动力收入与非外出劳动力户相差无几，说明这些省份中的外出打工人员大多是在省内流动的，或者原来属于当地的低收入者，通过外出打工才能使得其收入达到当地的平均水平。还有一些经济更为发达的地区，具有强烈外出打工意愿的劳动力都是在当地不易获得较好工作机会和较高收入的，他们即使通过外出打工弥补收入不足，其收入水平也仍低于当地劳动力的收入水平，如广东的情况就是如此。
（二）农户收入增长的估计结果
应该说，从以上的比较结果得出劳动力流动无助于农户收入增长的结论是过于简单化了，因为决定家庭收入的因素，除了劳动力之外，还有土地、生产性资产等其他生产要素。此外，中国农村地域性差异非常之大，地区之间发展的不平衡性和地区内部相对独立的财政政策也构成了影响收入差距的重要因素。为了把劳动力之外的影响因素加以控制，我们采用收入函数的估计方法对劳动力流动产生的收入增长效应做了重新估计（表3）。在农户收入函数中， 我们引入了土地变量（分为水浇地和旱地）、生产性资产（现值）变量以及省份虚拟变量。在具体估计时，我们设定了两个方程。在一个方程中，农户的外出劳动力数量和非外出劳动力数量被作为两个独立的解释变量，其系数估计值可以解释为对农户收入增长的边际贡献率；在另一个方程中，在把农户的劳动力总数作为解释变量的同时，又引入了外出劳动力户和非外出劳动力户作为虚拟变量。当非外出劳动力户被处理为省略变量时，非外出劳动力户的劳动力的边际贡献率等于劳动力总数这一变量的系数估计值，而外出劳动力户的劳动力的边际贡献率则等于劳动力总数变量的系数估计值加上非外出劳动力户虚拟变量的系数估计值。
从方程1的估计结果看， 外出劳动力变量和非外出劳动力变量的系数估计值在统计上都是高度显著的，也就是说它们是通过统计检验的。同时，我们可以看到，外出劳动力对家庭总收入的边际贡献率明显地高于非外出劳动力的边际贡献率，前者比后者高出近10个百分点。 按照1995年全国农村农户平均收入6270元计算，一个外出劳动力将比一个留在当地就业的劳动力平均多挣600元左右。由此我们可以得出结论认为，外出劳动力的边际劳动报酬率明显地高于非外出劳动力。这一结论也得到了表3中方程2估计结果的有力支持。当外出劳动力户作为虚拟变量被引入方程2后， 该虚拟变量的系数估计值意味着外出劳动力户的平均的边际劳动贡献率比非外出劳动力户高出9.4个百分点， 而且这一系数估计值在统计检验上是高度显著的。
表3. 中国农户收入函数的估计结果（1995年）
被解释变量:农户可支配收入
方程1
方程2
解释变量与统计指标 变量均值或比例 系数估计值
系数估计值
水浇地(亩) 4.20 0.00009 0.00009
旱地(亩)3.35-0.0064***
-0.0069***
生产性资产现值(元)
2727.8 0.00002***
0.000019***
劳动力总数 2.45 0.108***
外出劳动力 0.2650.170***
非外出劳动力2.1850.076***
外出劳动力户(虚拟) 0.21 0.094***
非外出劳动力户(省略)0.79 -
省份虚拟变量:
北京(略)--
河北0.062
-0.884***-0.883***
山西0.035
-1.174***-1.169***
辽宁0.035
-0.803***-0.837***
吉林0.037
-0.905***-0.917***
江苏0.063
-0.344***-0.359***
浙江0.050
-0.411***-0.430***
安徽0.057
-0.869***-0.898***
江西0.045
-0.802***-0.823***
山东0.088
-0.729***-0.751***
河南0.087
-0.888***-0.897***
湖北0.051
-0.916***-0.935***
湖南0.062
-1.047***-1.063***
广东0.063
-0.105
-0.127*
四川0.101
-1.188***-1.213***
贵州0.038
-1.147***-1.166***
云南0.038
-1.107***-1.132***
陕西0.038
-1.152***-1.154***
甘肃0.038
-1.282***-1.299***
截距1.0009.345*** 9.264***
Adj-R[2] 0.2320.239
F-value104.0108.0
被解释变量均值
8.7448.744
样本户7825 7825
说明：①外出劳动力和外出劳动力户的内涵同表2；
②系数估计值右上角***表示该估计值在1%置信水平下是显著的，**表示在5%置信水平下是显著的，*表示在10%置信水平下是显著的。以下各表相同。
表3的估计结果仅仅表明了外出劳动力的边际劳动报酬率要高于非外出劳动力。这也正是外出劳动力所产生的收入增长的一个方面的效应。其次，外出劳动力户中的一部分劳动力的流出过程也就意味着其内部资源特别是劳动力资源的重新配置过程。对于存在着剩余劳动力的农户来说，一部分劳动力流出后，其余劳动力尤其是从事农业的劳动力的边际劳动生产率会相应地提高。这也是我们前面提到的关于农村劳动力流动影响农户收入增长的另一个方面的效应。它也是我们关于农村劳动力流动促进农户收入增长的一个假说。如果这一假说是成立的，那么与非外出劳动力户相比，在外出劳动力户的生产（收入）函数中非外出劳动力变量也会表现出较高的系数估计值。
为了验证上述假说，我们分别对外出劳动力户和非外出劳动力户的收入函数进行了估计。在外出劳动力户的收入函数中，外出劳动力人数和非外出劳动力人数被引入作为劳动变量；而在非外出劳动力户的收入函数中，劳动变量也就是非外出劳动力人数。在对两个收入函数进行估算的基础上，对非外出劳动力人数这一变量的系数估计值进行比较将是非常有意义的。因为在其他条件相同的情况下，两组收入函数中非外出劳动力变量的系数估计值的差异反映了两组农户内部非外出劳动力对家庭总收入的边际贡献率的差异，也反映了他们的劳动报酬率的差异，或者他们的边际劳动生产率的差异。根据这一思路，我们分别对全部农户样本进行估计，同时也对各个省的样本进行了估计。表4 给出了部分有效的估计结果（注：表4中只列出了9个省份的估计结果，因为这些省份的劳动力变量的系数估计值大多是通过了统计检验的。其余省份都存在着劳动力变量的系数估计值统计上不显著的问题，故没有讨论的必要。）。
表4 外出劳动力户与非外出劳动力户生产函数的比较
系数估计值:Adj-R[2] f-value 样本户
外出劳非外出
动力劳动力
外出劳动力户方程 0.186*** 0.099**0.26727.0 1641
非外出劳动力户方程 0.069**0.22583.8 6184
外出劳动力户方程 0.420*** 0.113[,*] 0.238 4.07
50
非外出劳动力户方程 0.038 0.057 5.64 308
外出劳动力户方程 0.248** 0.113**0.200 6.02 102
非外出劳动力户方程 0.064**0.12922.5
580
外出劳动力户方程 0.238** 0.130***
0.203 7.51 129
非外出劳动力户方程-0.014 0.034 4.18 358
外出劳动力户方程 0.214** 0.025 0.130 5.24 143
非外出劳动力户方程-0.032 0.092 9.75 347
外出劳动力户方程 0.339*** 0.083**0.111 6.93 238
非外出劳动力户方程 0.061**0.08814.3
553
外出劳动力户方程 0.1900.078 0.125 3.25
80
非外出劳动力户方程 0.040 0.014 1.76 217
外出劳动力户方程 0.272*
0.223**0.335 4.02
31
非外出劳动力户方程 0.029 0.12410.28 264
外出劳动力户方程 0.580** 0.147* 0.091 2.31
67
非外出劳动力户方程-.0003 0.004 1.23 231
外出劳动力户方程 0.0350.128**0.131 2.62
55
非外出劳动力户方程 0.033 0.39840.52 240
说明：全国和各省的农户收入函数回归方程中都引入了土地和生产性资产变量，限于篇幅，表中没有给出它们的系数估计值。
现在先讨论表4中全国模型的估计结果， 外出劳动力户方程和非外出劳动力户方程的拟合程度和估计结果都是令人满意的。从Adj—R[2]的数值可以知道，两个方程中的生产要素解释变量对两种农户可支配收入差异的解释能力都超过了20%，外出劳动力人数变量和非外出劳动力人数变量的系数估计值在统计检验上都是高度显著的。更为有意义的是，外出劳动力户方程中的非外出劳动力人数变量的系数估计值为0.099，而非外出劳动力户方程中的相同变量的系数估计值为0.069， 也就是说前者比后者高出约3个百分点。这说明，同样是非外出劳动力， 他们在外出劳动力户的边际劳动生产率要高于他们在非外出劳动力户的边际劳动生产率（注：由于两种农户的家庭人均收入的差别很小，所以外出劳动力户中的非外出劳动力对家庭总收入的贡献的绝对水平也高于非外出劳动力户的非外出劳动力。）。这一发现也就支持了我们以上的假说，即外出劳动力不仅能够获得更高的劳动报酬率，而且他们的流动还会对家庭中其他劳动力的劳动报酬率的提高产生积极的影响。
也许人们会提出这样的问题，即外出劳动力户中非外出劳动力的较高报酬率是否可能来自于其较高的人力资本水平，而与其家庭内部资源的重新配置无关。为了回答这一问题，我们计算了外出劳动力户和非外出劳动力户中非外出劳动力的平均受教育年限。其结果显示，虽然外出打工者的平均受教育年限比非外出劳动力户中的劳动力的平均受教育年限高出1.24年，前者为8.28年，后者为7.04年，但是外出劳动力户中的非外出劳动力的平均受教育年限只有6.14年。这说明外出劳动力户中非外出劳动力的较高报酬率是与其自身人力资本的水平无关的。当然，不可否认外出劳动力的人力资本可能会有溢出（Spillover）效应， 会间接地影响到家庭中其他劳动力的生产率。但是，这一点又是很难测定出来的。
此外，我们还利用相同的收入函数形式对各个省的农户样本进行了估计。在19个省份中，10个省份的回归结果是不够理想的。有的省份不具有足够的样本量；有的省份收入函数中几个劳动变量的系数估计值在统计上不显著，因而不具有比较的意义。值得欣慰的是，9 个省份的回归结果是有意义的。在表4中，我们给出了这9个省份的估计结果的一些重要参数。通过对其中每个省两种农户收入函数中的非外出劳动力人数变量的系数估计值做比较，我们可以发现外出劳动力户收入函数中的这一系数估计值总是大于非外出劳动力户收入函数中的这一系数估计值，虽然个别的系数估计值在统计检验上不显著。这些估计结果也就进一步支持了我们关于农村劳动力流动也有助于家庭内部其他劳动力劳动效率的提高的假说。