田鳳平， 周先波， 楊 科

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可變調(diào)整成本與勞動(dòng)力流動(dòng)的狀態(tài)依賴*

田鳳平， 周先波， 楊 科

在搜尋理論框架下，從理論上導(dǎo)出勞動(dòng)力流動(dòng)的狀態(tài)依賴性，并研究可變調(diào)整成本在勞動(dòng)參與狀態(tài)依賴性中的作用。從狀態(tài)依賴的視角，使用中國(廣東)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，研究勞動(dòng)力前期務(wù)工狀態(tài)通過家庭調(diào)整成本對(duì)后期外出務(wù)工決策的影響。實(shí)證結(jié)果顯示：我國家庭勞動(dòng)力流動(dòng)關(guān)于過去的務(wù)工狀況具有顯著的狀態(tài)依賴性，且調(diào)整成本是可變的。因?yàn)檎{(diào)整成本的存在，前期是否外出務(wù)工對(duì)后期外出務(wù)工的處理效應(yīng)總為正；前期無成員外出務(wù)工的家庭后期繼續(xù)選擇不外出務(wù)工的可能性顯著大于外出務(wù)工的可能性；前期有成員外出務(wù)工的家庭是否改變后期務(wù)工狀態(tài)取決于家庭的收入高低。研究結(jié)果對(duì)如何從宏觀上解決中國當(dāng)前因勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模不斷擴(kuò)大而造成的勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)性短缺問題以及減輕空巢老人和空心村問題有一定的啟示。

勞動(dòng)力流動(dòng)； 可變調(diào)整成本； 狀態(tài)依賴性

一、引 言

作為生產(chǎn)活動(dòng)的主體，勞動(dòng)力對(duì)一國和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著重要作用。近年來，我國開始出現(xiàn)兩種相反的勞動(dòng)力流動(dòng)(遷移)現(xiàn)象：一是各主要經(jīng)濟(jì)大省的用工形勢趨于緊張，有些地區(qū)存在嚴(yán)重的“用工荒”，大量勞動(dòng)力離開工作地回流，勞動(dòng)力已成為這些省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要制約因素；二是空巢老人問題(甚至空心村問題)日趨嚴(yán)重，嚴(yán)重影響居住環(huán)境和城鄉(xiāng)發(fā)展。勞動(dòng)力輸入省市如何有效吸引外地勞動(dòng)力來當(dāng)?shù)貏?wù)工和減少當(dāng)?shù)貏?wù)工外地人員回流，成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中亟需解決的重要問題；同時(shí)，如何有效吸引外出務(wù)工勞動(dòng)力返鄉(xiāng)建設(shè)亦成為城鄉(xiāng)治理及本省市經(jīng)濟(jì)發(fā)展亟需解決的重要問題。這兩種現(xiàn)象與勞動(dòng)力的務(wù)工決策行為有關(guān)。對(duì)于外出務(wù)工的勞動(dòng)者，下一步是繼續(xù)在外務(wù)工還是回鄉(xiāng)就業(yè)？對(duì)于留在本地就業(yè)的勞動(dòng)者，下一步是繼續(xù)留在本地還是外出務(wù)工？從直觀上看，勞動(dòng)力的決策行為與勞動(dòng)力作決策前的工作狀況(是本地務(wù)工還是外出務(wù)工)有關(guān)。

現(xiàn)有針對(duì)我國家庭勞動(dòng)力外出務(wù)工的相關(guān)文獻(xiàn)，大多從實(shí)證的角度，以單次勞動(dòng)力務(wù)工調(diào)查樣本或者多次隨機(jī)調(diào)查樣本為基礎(chǔ)，通過構(gòu)建Probit或Logit選擇模型，對(duì)勞動(dòng)力外出務(wù)工決策進(jìn)行影響因素分析。與國外有關(guān)勞動(dòng)力參與的相關(guān)研究結(jié)論一致(如Stark and Taylor，1991； Elliott，1999；Munshi，2003；Calvo-Armengol and Jackson，2004；Troske and Voicu，2010； Haan，2010；Flippen，2013；Kishi，2013)。我國勞動(dòng)力是否外出務(wù)工或遷移(或回流)，主要受勞動(dòng)力個(gè)體因素(年齡和教育水平，如趙耀輝，1997；王子成和趙忠，2013)、家庭人口特征(家庭未成年人數(shù)、老年人人數(shù)、勞動(dòng)力數(shù)量，如Fan，2004)、勞動(dòng)力收入稟賦(絕對(duì)收入水平、相對(duì)收入水平、城鄉(xiāng)收入差距，如蔡昉和都陽，2002；邢春冰，2010；王湘紅等，2012；王子成和趙忠，2013)以及勞動(dòng)力擁有的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)(如王湘紅等，2012；潘靜和陳廣漢，2014)等四大方面因素的影響。

上述對(duì)我國勞動(dòng)力流動(dòng)的相關(guān)實(shí)證研究，為國內(nèi)勞動(dòng)力市場發(fā)展提供了有益的參考，但大多僅將家庭勞動(dòng)力的外出務(wù)工決策看成一個(gè)單次的選擇過程，沒有考慮勞動(dòng)力前期務(wù)工狀態(tài)對(duì)當(dāng)期務(wù)工決策的影響。這可能有兩方面的原因：第一，調(diào)查數(shù)據(jù)的限制，目前關(guān)于我國勞動(dòng)力流動(dòng)的調(diào)查大多是多次隨機(jī)或者一次性隨機(jī)調(diào)查樣本，而勞動(dòng)力流動(dòng)狀態(tài)依賴性的實(shí)證研究需要跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的支持；第二，勞動(dòng)力流動(dòng)(或務(wù)工決策)狀態(tài)依賴?yán)碚摰娜狈?，國?nèi)文獻(xiàn)缺乏勞動(dòng)力流動(dòng)狀態(tài)依賴的理論機(jī)制研究。

經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)行為的解釋是從流動(dòng)的收益和成本兩方面考察的(Rosen，1985)。如果流動(dòng)后潛在的收益大于成本，則流動(dòng)就會(huì)發(fā)生，否則，流動(dòng)就不會(huì)發(fā)生。從收益來看，人們有一種向收入最高的職業(yè)或地理位置流動(dòng)的傾向，收入差距構(gòu)成了流動(dòng)的動(dòng)機(jī)，但是否形成流動(dòng)還取決于流動(dòng)的成本(趙耀輝，1997)。除實(shí)體形式的搜尋成本外，心理因素和不確定性帶來的成本常制約著勞動(dòng)力流動(dòng)(Sjastaad，1962；Todaro，1969)。留在家鄉(xiāng)本地的勞動(dòng)者可能因擔(dān)心在城市找不到合適工作而繼續(xù)留在家鄉(xiāng)就業(yè)，已在外工作的勞動(dòng)者可能因擔(dān)心回鄉(xiāng)不適應(yīng)家鄉(xiāng)的生活環(huán)境或者對(duì)當(dāng)?shù)匚磥戆l(fā)展?fàn)顩r沒有確定性判斷而繼續(xù)在外務(wù)工。這些流動(dòng)成本意味著，勞動(dòng)力的勞動(dòng)參與決策可能依賴于勞動(dòng)力決策前的就業(yè)位置或狀態(tài)。

國外文獻(xiàn)對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)的狀態(tài)依賴性在理論和實(shí)證兩方面作了結(jié)合性的闡述。Heckman(1981)指出，勞動(dòng)力流動(dòng)的持續(xù)性受兩種機(jī)制影響：一方面，勞動(dòng)力的個(gè)體特征(如教育水平、家庭人口特征以及不能觀測到的勞動(dòng)力的偏好和能力等)將導(dǎo)致勞動(dòng)力在不同時(shí)期持續(xù)地選擇相同的勞動(dòng)參與狀態(tài)；另一方面，前期勞動(dòng)參與狀態(tài)將激勵(lì)和導(dǎo)致勞動(dòng)力在后期選擇與前期相同的勞動(dòng)參與狀態(tài)。Hyslop(1999)將跨期工作狀態(tài)作為選擇變量納入勞動(dòng)者預(yù)期終生效用現(xiàn)值函數(shù)中，利用簡單跨期優(yōu)化模型的求解，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)者當(dāng)期勞動(dòng)參與決策依賴于其前期參與狀態(tài)。由此進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，前期參與勞動(dòng)的婦女較之前期未參與勞動(dòng)的婦女在當(dāng)期參與勞動(dòng)的概率要高26%。Francesconi(2002)將勞動(dòng)參與狀態(tài)進(jìn)一步細(xì)分為全職工作、兼職工作和不工作三種狀態(tài)，并在效用函數(shù)中考慮生育小孩帶來的效應(yīng)，求解有限生命預(yù)期效用現(xiàn)值最大化問題。由美國已婚婦女勞動(dòng)參與選擇的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，有超過80%以上的婦女在當(dāng)年繼續(xù)選擇與上一年同樣的勞動(dòng)參與狀態(tài)。Lee and Tae (2005)將勞動(dòng)參與狀態(tài)持續(xù)性的兩種可能原因(不可觀測的勞動(dòng)者異質(zhì)性和前期參與狀態(tài))在模型中進(jìn)行區(qū)分，發(fā)現(xiàn)韓國婦女勞動(dòng)參與狀態(tài)同樣受其前期參與狀態(tài)的顯著影響，且本期與前期勞動(dòng)參與的依賴程度與個(gè)體的年齡、受教育程度、婚姻狀態(tài)等顯著相關(guān)。Connolly and Gregory(2010)在Hyslop(1999)的研究框架下，將英國婦女的勞動(dòng)參與狀態(tài)分為全職工作、兼職工作和不工作三種情形，發(fā)現(xiàn)過去一段時(shí)間選擇全職或兼職工作的婦女在本期選擇全職工作的概率要高于過去不工作的婦女。最近，Ahmad(2014)對(duì)丹麥的移民就業(yè)狀態(tài)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，上一期處于失業(yè)狀態(tài)的丹麥移民較上一期處于就業(yè)狀態(tài)的移民在本期失業(yè)的概率要高6.5個(gè)百分點(diǎn)，勞動(dòng)參與狀態(tài)同樣具有狀態(tài)依賴性。

上述文獻(xiàn)在構(gòu)建狀態(tài)依賴模型時(shí)有二方面的簡化：(1)將勞動(dòng)者從參與勞動(dòng)到不參與勞動(dòng)的狀態(tài)變化看成不需要調(diào)整成本的(調(diào)整成本的含義見下一節(jié))；(2)將狀態(tài)依賴系數(shù)或狀態(tài)變化的調(diào)整成本設(shè)定為不變的。這樣的處理簡潔方便，但在中國情境下有一定的局限性：第一，中國不同地區(qū)(特別是城鄉(xiāng)之間)的發(fā)展存在較大差異，已在外工作的勞動(dòng)力可能因擔(dān)心回鄉(xiāng)不適應(yīng)當(dāng)?shù)氐纳瞽h(huán)境或者對(duì)家鄉(xiāng)所在地將來發(fā)展?fàn)顩r沒有確定性判斷以及其他潛在損失(如已繳納的社會(huì)保險(xiǎn)的轉(zhuǎn)移接續(xù)成本)而存在實(shí)體和心理上的調(diào)整成本。所以，外出務(wù)工與留守本地的正反方向務(wù)工狀態(tài)的改變都應(yīng)具有調(diào)整成本。第二，家庭在對(duì)其成員是否外出務(wù)工進(jìn)行決策時(shí)，是維持還是改變?cè)瓉韯?wù)工狀態(tài)取決于決策當(dāng)期相對(duì)于前期狀態(tài)的調(diào)整成本(除其他家庭特征變量外)，而此調(diào)整成本可能還依賴于外出務(wù)工搜尋成本、家庭效用偏好、非外出務(wù)工收入和外出務(wù)工保留工資等因素。例如，在中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距較大的情況下，務(wù)工狀態(tài)變化帶來的調(diào)整成本會(huì)與勞動(dòng)者家庭的收入狀況、相對(duì)貧困程度、社會(huì)關(guān)系等因素有關(guān)，從而將調(diào)整成本設(shè)定為可變的更符合現(xiàn)實(shí)。

近年來，關(guān)于中國情境下勞動(dòng)力流動(dòng)(或務(wù)工選擇)研究的部分學(xué)者注意到了中國勞動(dòng)力務(wù)工選擇的狀態(tài)依賴性。例如，胡金華等(2010)由搜尋成本對(duì)此作了解釋，即有外出務(wù)工工作經(jīng)驗(yàn)的勞動(dòng)力再外出務(wù)工的搜尋成本會(huì)減少，從而繼續(xù)外出務(wù)工的概率較高。楊錦秀等(2010)認(rèn)為，外出務(wù)工的狀態(tài)依賴性可能是由于勞動(dòng)力外出務(wù)工時(shí)和企業(yè)簽訂了較長時(shí)間的勞動(dòng)合同，依此短期內(nèi)需繼續(xù)外出務(wù)工。另外，外出務(wù)工勞動(dòng)力勞動(dòng)技能的積累和能力的提高(石智雷和楊云彥，2011)以及在外社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的建立(Zhao，2003)也使其之后的務(wù)工決策表現(xiàn)出狀態(tài)依賴性。不過，務(wù)工狀態(tài)依賴的理論和實(shí)證研究嚴(yán)重不足。

本文將Hyslop(1999)狀態(tài)依賴模型的研究框架進(jìn)行擴(kuò)展，著重探討調(diào)整成本在家庭勞動(dòng)力外出務(wù)工和留守本地狀態(tài)選擇依賴模型中的作用，以適應(yīng)中國勞動(dòng)力流動(dòng)(或務(wù)工決策)的研究。與Hyslop(1999)研究不同的是，我們要求外出務(wù)工與留守本地務(wù)工的正反方向狀態(tài)變化都具有調(diào)整成本，并強(qiáng)調(diào)調(diào)整成本的可變性。在中國情境下，這種理論擴(kuò)展具有合理性。在實(shí)證中，我們將前期狀態(tài)變量的系數(shù)(調(diào)整成本)設(shè)定為其決定因素的變系數(shù)函數(shù)，使調(diào)整成本具有可變性。

本文對(duì)文獻(xiàn)的主要貢獻(xiàn)在于：(1)在搜尋理論框架下，從理論上導(dǎo)出中國勞動(dòng)者外出務(wù)工或留守本地就業(yè)選擇的狀態(tài)依賴性，且允許雙向狀態(tài)的流動(dòng)都存在調(diào)整成本，并研究調(diào)整成本的可變性在勞動(dòng)參與狀態(tài)依賴性中的作用；(2)從狀態(tài)依賴的視角，考察勞動(dòng)力前期務(wù)工狀態(tài)通過調(diào)整成本對(duì)后期外出務(wù)工決策的影響，并發(fā)現(xiàn)我國家庭勞動(dòng)力流動(dòng)(或務(wù)工選擇)顯著的狀態(tài)依賴特征。

余下部分安排如下：第二部分導(dǎo)出狀態(tài)依賴的理論模型，提出本文關(guān)于勞動(dòng)力務(wù)工決策的三個(gè)命題；第三部分建立實(shí)證模型并提出幾個(gè)問題；第四部分是變量、數(shù)據(jù)及模型估計(jì)結(jié)果概述，從調(diào)查樣本的統(tǒng)計(jì)結(jié)果和實(shí)證結(jié)果兩方面闡述勞動(dòng)力外出務(wù)工的狀態(tài)依賴性；第五部分是Probit狀態(tài)依賴模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果的進(jìn)一步分析，回答本文重點(diǎn)關(guān)注的勞動(dòng)力外出務(wù)工及其決策變化與其前期勞動(dòng)參與狀態(tài)和調(diào)整成本的關(guān)系；第六部分用半?yún)?shù)估計(jì)說明前述結(jié)果的穩(wěn)健性；最后為結(jié)論和政策啟示。

二、理論模型

本部分建立搜尋理論框架下關(guān)于務(wù)工決策的動(dòng)態(tài)規(guī)劃模型。與傳統(tǒng)職業(yè)搜尋理論相比，本文針對(duì)中國家庭勞動(dòng)力留守本地和外出務(wù)工兩種職業(yè)選擇的特點(diǎn)，以同等重要的地位看待兩種流動(dòng)選擇下的搜尋，并推導(dǎo)決策方程。

為簡化起見，以下討論將勞動(dòng)者及其家庭看成同一決策人或代表性家庭。勞動(dòng)者基于對(duì)市場工資報(bào)價(jià)和自己保留工資的權(quán)衡，作出是否進(jìn)入外部市場參與勞動(dòng)的決策，其中進(jìn)入外部勞動(dòng)市場是指勞動(dòng)者離開家鄉(xiāng)外出務(wù)工，掙得外部市場工資；不進(jìn)入外部勞動(dòng)市場是指勞動(dòng)者留守本地從事家庭生產(chǎn)或于家庭所在地尋工就業(yè)，獲得收入或內(nèi)部市場工資。勞動(dòng)者改變以前的就業(yè)狀況，需要付出一定的搜尋成本(searching cost)或機(jī)會(huì)成本，從而現(xiàn)期搜尋成本會(huì)因勞動(dòng)者前期勞動(dòng)參與狀況的不同而不同。如果改變當(dāng)期的勞動(dòng)參與狀況，考慮到在之后的生命周期內(nèi)勞動(dòng)參與偏好的改變，勞動(dòng)者不僅需增加當(dāng)期的搜尋成本或機(jī)會(huì)成本，還需要因當(dāng)期勞動(dòng)參與狀態(tài)改變所導(dǎo)致的成本(如心理成本、潛在損失等)。本文將綜合這兩種成本，稱之為改變就業(yè)狀況的調(diào)整成本(adjustment cost)。

設(shè)ρ1>0和ρ2>0分別是前期沒有外出務(wù)工(留守本地)和前期外出務(wù)工的勞動(dòng)者現(xiàn)期改變勞動(dòng)參與狀況的搜尋成本，wt是勞動(dòng)者于時(shí)期t外出務(wù)工時(shí)的市場工資，at是勞動(dòng)者于時(shí)期t沒有外出務(wù)工(留守本地)的收入(或本地工資)。設(shè)yt是時(shí)期t勞動(dòng)者勞動(dòng)參與的二值變量，外出務(wù)工時(shí)，等于1；留守本地時(shí)，等于0。

當(dāng)勞動(dòng)者在時(shí)期t-1的勞動(dòng)狀況是yt-1=0(即留守本地)時(shí)，他于時(shí)期t有兩種選擇：如外出務(wù)工，則需付出狀態(tài)改變的搜尋成本ρ1，凈收益是wt-ρ1；如繼續(xù)留守，則不需要付出狀態(tài)改變的搜尋成本(或機(jī)會(huì)成本)，凈收益是at。所以，此情形下的第t期凈收益是at(1-yt)+(wt-ρ1)yt。

當(dāng)勞動(dòng)者在時(shí)期t-1的勞動(dòng)狀況是yt-1=1(即外出務(wù)工)時(shí)，他于時(shí)期t有兩種選擇：如繼續(xù)外出務(wù)工，則不需付出狀態(tài)改變的搜尋成本，凈收益是wt；如回鄉(xiāng)留守，則需要付出狀態(tài)改變的搜尋成本(或機(jī)會(huì)成本)ρ2，凈收益是at-ρ2。所以，此情形下的第t期凈收益是(at-ρ2)(1-yt)+wtyt。

假設(shè)家庭或勞動(dòng)者獲得的凈收益全部用于家庭消費(fèi)，設(shè)ct是時(shí)期t時(shí)家庭的總消費(fèi)量，則家庭逐期消費(fèi)ct的預(yù)算約束是：

即：

ct=at(1-yt)+wtyt-ρ1yt(1-yt-1)-ρ2(1-yt)yt-1，

(1)

代表性家庭對(duì)勞動(dòng)者勞動(dòng)參與決策的依據(jù)是最大化家庭無限生命周期內(nèi)的效用現(xiàn)值。設(shè)家庭在時(shí)期t的效用函數(shù)是u(ct,yt,zt)，其中zt是家庭可觀察或不可觀察的一些特征變量，且效用函數(shù)關(guān)于消費(fèi)c滿足常規(guī)的邊際效用遞減規(guī)律，即：

u1(·)≡?u(c,·,·)/?c>0及?2u(c,·,·)/?c2<0.

這里，效用函數(shù)中的yt可對(duì)應(yīng)于家庭的閑暇消費(fèi)，家庭選擇勞動(dòng)參與狀況yt相當(dāng)于選擇閑暇的消費(fèi)方式(在外地，還是在本地)，這樣做的目的是為了對(duì)家庭的閑暇消費(fèi)作簡單處理。

家庭在預(yù)算約束(1)之下，選擇消費(fèi)ct和勞動(dòng)參與狀態(tài)yt，使其預(yù)期生命周期的效用現(xiàn)值最大化：

(2)

其中，η是時(shí)間偏好率。由(1)式，因消費(fèi)可由勞動(dòng)參與狀態(tài)給出，故本質(zhì)上只需選擇勞動(dòng)參與狀態(tài)。我們的問題與Hyslop(1999)的有所不同，我們研究的是勞動(dòng)力外出務(wù)工和回鄉(xiāng)留守的選擇問題，在勞動(dòng)者前期參與狀態(tài)為yt-1=1(外出務(wù)工)時(shí)，如他當(dāng)期改變參與狀態(tài)、(回家庭所在地)留守本地(yt=0)的話，他也需付出搜尋成本(或機(jī)會(huì)成本)；而Hyslop(1999)研究的是婦女勞動(dòng)參與問題，如婦女前期參與工作、后期回家不工作的話，她不需付出搜尋成本。

因yt-1和yt是二值變量，故問題(2)(1)的求解需考慮四種情況：

(yt,yt-1)=(1,0),(1,1),(0,0),(0,1)。

為此，我們將本期勞動(dòng)參與狀態(tài)分為yt=1和yt=0情形，分別討論上述最優(yōu)化問題求解導(dǎo)出的狀態(tài)依賴方程。

(一)家庭在時(shí)期t選擇外出務(wù)工:yt=1

設(shè)定市場工資和非出外務(wù)工收入都平穩(wěn)，家庭各期預(yù)算約束不變，則上述最優(yōu)化問題(2)和(1)的值函數(shù)是平穩(wěn)的。勞動(dòng)者務(wù)工參與變量yt-1由時(shí)期t初始時(shí)刻的值函數(shù)給出，即：

V(yt-1,zt)=max(V0(yt-1,zt),V1(yt-1,zt)),

其中，上標(biāo)0和1分別表示勞動(dòng)者在時(shí)期t不外出務(wù)工和外出務(wù)工，以及：

V0(yt-1,zt)=u(at-ρ2yt-1,0,zt)+(1+η)-1EtV(0,zt+1),

(3)

V1(yt-1,zt)=u(wt-ρ1(1-yt-1),1,zt)+(1+η)-1EtV(1,zt+1).

給定上述值函數(shù)，對(duì)于t-1期沒有外出務(wù)工的勞動(dòng)者(yt-1=0)來說，有：

V(0,zt)=max(V0(0,zt),V1(0,zt)).

(4)

類似地，對(duì)于t-1期外出務(wù)工勞動(dòng)者(yt-1=1)來說，有：

(5)

(6)

整理可得：

(7)

(8)

(二)家庭在時(shí)期t選擇留守本地:yt=0

由上述值函數(shù)，對(duì)于t-1期留守本地的勞動(dòng)者(yt-1=0)來說，有：

V(0,zt)=max(V0(0,zt),V1(0,zt)).

(9)

類似地，對(duì)于t-1期外出務(wù)工的勞動(dòng)者(yt-1=1)來說，有：

V(1,zt)=max(V0(1,zt),V1(1,zt)).

(10)

將(9)和(10)左右兩邊對(duì)應(yīng)相減，得：

整理可得：

(11)

(12)

(三)調(diào)整成本的可變性

所以，在我們的模型(8)或(12)中，調(diào)整成本ρ和ρ′都是可變的。以一個(gè)具體的效用函數(shù)為例可更清楚看出這一點(diǎn)，并了解調(diào)整成本的決定因素。假設(shè)效用函數(shù)為：

u(ct,yt,zt)=ln(ct)kytf(zt)，

其中，f(zt)>0為關(guān)于家庭特征zt的函數(shù)；k為大于零的常數(shù)，反映勞動(dòng)者外出務(wù)工與否的效用偏好差異，我們稱之為效用偏好差異因子。簡單計(jì)算知，調(diào)整成本ρ為：

命題3說明，Hyslop(1999)、Connolly and Gregory(2010)和Ahmad(2014)等基于不變調(diào)整成本建立的實(shí)證模型有一定的局限性，勞動(dòng)參與狀態(tài)改變的調(diào)整成本應(yīng)是可變的。通過可變調(diào)整成本，勞動(dòng)力流動(dòng)的狀態(tài)依賴程度應(yīng)受家庭的收入狀況、相對(duì)貧困程度、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等因素調(diào)節(jié)。在下文，我們將建立可變調(diào)整成本的狀態(tài)依賴模型，考察這些因素在勞動(dòng)參與決策狀態(tài)依賴中的調(diào)節(jié)作用及其統(tǒng)計(jì)顯著性。

三、實(shí)證模型設(shè)定及研究問題

由第二部分命題1和命題2知，家庭當(dāng)前勞動(dòng)參與決策yt通過調(diào)整成本依賴于前期的參與狀況yt-1。本節(jié)基于勞動(dòng)參與狀態(tài)依賴方程(8)，建立如下狀態(tài)依賴二元選擇面板模型：

(13)

與命題1的狀態(tài)依賴方程(8)相比，模型(13)中前期勞動(dòng)參與狀態(tài)yi,t-1的系數(shù)與(8)中調(diào)整成本ρ相對(duì)應(yīng)，故用同一符號(hào)表示。由此，調(diào)整成本ρ是一種狀態(tài)依賴系數(shù)，本期外出務(wù)工關(guān)于上一期外出務(wù)工狀態(tài)依賴性可由模型(13)中系數(shù)ρ的估計(jì)及其顯著性來判斷。

按照第二部分命題3，調(diào)整成本ρ是可變的，它與家庭的收入狀況、相對(duì)貧困程度、家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等因素有關(guān)，所以我們進(jìn)一步將之設(shè)定為這些因素的函數(shù)形式ρ=ρ(x)=x′β，對(duì)應(yīng)的二元選擇狀態(tài)依賴模型為：

即：

(14)

其中，xit是可變調(diào)整成本的決定因素，β是xit(含有1)的系數(shù)向量。由模型(14)的估計(jì)我們可考察變量xit在勞動(dòng)參與決策狀態(tài)依賴中的調(diào)節(jié)作用及其顯著性，從而可檢驗(yàn)可變調(diào)整成本設(shè)定的合理性。

進(jìn)一步，我們研究外出務(wù)工及其決策的變化關(guān)于前期狀況的依賴性是否具有顯著性，以及調(diào)整成本在務(wù)工決策變化中的作用。具體地，由模型(13)和(14)的估計(jì)結(jié)果，考察以下問題：

問題1 前期外出務(wù)工的勞動(dòng)者在當(dāng)期繼續(xù)外出務(wù)工的可能性與前期留守本地的勞動(dòng)者在當(dāng)期決定改變狀況而外出務(wù)工的可能性相比，是否有差異？這種差異是否具有統(tǒng)計(jì)顯著性？

此問題研究初始務(wù)工狀態(tài)的變化對(duì)勞動(dòng)者當(dāng)期外出務(wù)工決策的影響程度，回答前期務(wù)工狀態(tài)影響后期外出務(wù)工決策的處理效應(yīng)。事實(shí)上，這正與命題1中表述的兩類勞動(dòng)者的當(dāng)期參與決策的差異相吻合，為此需估計(jì)：

(15)

這里,假設(shè)模型(13)或(14)中的擾動(dòng)項(xiàng)ε服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，分布函數(shù)記為Φ(·)。可見，調(diào)整成本ρ直接導(dǎo)致了此處理效應(yīng)的存在。

問題2 在前期無外出務(wù)工的條件下，后期繼續(xù)無外出務(wù)工的可能性與后期有外出務(wù)工(即新增勞動(dòng)力外出務(wù)工)的可能性相比，是否有差異？這種差異是否具有統(tǒng)計(jì)顯著性？

此問題研究后期外出務(wù)工決策的變化關(guān)于前期留守本地勞動(dòng)參與狀態(tài)的依賴性，為此需估計(jì)概率差：

(16)

問題3 在前期外出務(wù)工的條件下，后期繼續(xù)外出務(wù)工的可能性與后期留守本地(即勞動(dòng)力回流)的可能性相比，是否有差異？這種差異是否具有統(tǒng)計(jì)顯著性？

此問題研究后期外出務(wù)工決策的變化關(guān)于前期外出務(wù)工狀態(tài)的依賴性，為此需估計(jì)：

(17)

上述問題對(duì)于政府了解勞動(dòng)力外出務(wù)工的決策行為并制定相關(guān)政策具有重要意義。為回答這些問題，需先對(duì)模型(13)或(14)進(jìn)行Probit回歸估計(jì)。但如果擾動(dòng)項(xiàng)不服從正態(tài)分布，上述參數(shù)估計(jì)可能是非一致的。從穩(wěn)健性的角度，需要不設(shè)定擾動(dòng)項(xiàng)的分布對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，我們將使用半?yún)?shù)估計(jì)方法達(dá)到這一目的。

四、變量、數(shù)據(jù)與模型估計(jì)

本文實(shí)證所用的數(shù)據(jù)來自2008、2009年中國家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)廣東省的調(diào)查樣本*作者感謝上述機(jī)構(gòu)及其人員提供的數(shù)據(jù)協(xié)助！本文的觀點(diǎn)和內(nèi)容由作者自負(fù)。。此調(diào)查由北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心與中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心合作開展，采用追蹤調(diào)查方法，較全面地反映了中國社會(huì)經(jīng)濟(jì)變動(dòng)、家庭生活變化及民眾個(gè)體發(fā)展?fàn)顩r。2008年CFPS隨機(jī)抽取廣東省8個(gè)區(qū)縣，每個(gè)區(qū)、縣100個(gè)家庭戶，其中由4個(gè)(村)居委會(huì)、每個(gè)居委會(huì)25個(gè)家庭組成，共有800個(gè)樣本家庭戶，基本滿足省級(jí)代表性的要求。調(diào)查采用入戶訪問方式。訪問員到被訪者家中或者單位進(jìn)行訪問，直接與被訪者面對(duì)面完成問卷，數(shù)據(jù)可信度較高。2009年 CFPS (廣東)以2008年調(diào)查樣本為跟蹤對(duì)象進(jìn)行調(diào)查。

因?yàn)楦櫿{(diào)查數(shù)據(jù)存在非連續(xù)戶，我們依據(jù)樣本的家庭編號(hào)(調(diào)查數(shù)據(jù)集中用fid表示)剔除了2008年和2009年中僅其中一年有調(diào)查資料的樣本，最后整理得到659戶連續(xù)兩年的調(diào)查樣本。為與現(xiàn)有研究結(jié)論進(jìn)行對(duì)照比較，本文將小于16歲的家庭人員定義為未成年人，將大于60歲的家庭人員定義為老年人，將年齡在16歲和60歲之間且未在上學(xué)的人員定義為勞動(dòng)力。

(一)被解釋變量：外出務(wù)工二元變量

本文采用家庭第t期是否有人員外出務(wù)工作為被解釋變量yt，有成員外出務(wù)工時(shí)取值為1，無成員外出務(wù)工時(shí)取值為0。其前期變量記為yt-1，表示家庭在第t-1期是否有人員外出務(wù)工的狀態(tài)變量。表1給出2008和2009年外出務(wù)工狀態(tài)樣本分布的統(tǒng)計(jì)描述。2008年外出務(wù)工樣本數(shù)占總樣本數(shù)的比例為23.37%，到2009年此比例下降為18.66%；對(duì)應(yīng)地，2008年沒有外出務(wù)工樣本數(shù)占總樣本數(shù)的比例為76.63%，到2009年此比例上升為81.34%，總的來看勞動(dòng)力回流現(xiàn)象較嚴(yán)重。

表1 外出務(wù)工狀態(tài)y的樣本分布

由表1進(jìn)一步計(jì)算可知，2008年有成員外出務(wù)工的家庭在2009年繼續(xù)有成員外出務(wù)工的比例為44.81%(=69/154)，而2008年無成員外出務(wù)工的家庭在2009年選擇外出務(wù)工的比例僅為10.69%(=54/505)。前期有成員外出務(wù)工的家庭在當(dāng)期繼續(xù)外出的比例遠(yuǎn)高于前期無成員外出務(wù)工而當(dāng)期有成員外出務(wù)工的比例，兩者差值達(dá)34.12%。這說明，前期是否外出務(wù)工對(duì)當(dāng)期的外出務(wù)工決策有重要影響。對(duì)應(yīng)地，外出務(wù)工人員在2009年回流的比例為55.19%(=85/154)，2009年新增外出務(wù)工的家庭比例為10.69%(=54/505)，2009年繼續(xù)無成員外出務(wù)工的家庭比例為89.31%(=451/505)。前期是否外出務(wù)工對(duì)當(dāng)期成員外出務(wù)工決策有重要影響，狀態(tài)沒有改變的樣本比例大于狀態(tài)有改變的樣本比例((69+451)/659=78.9%>(85+54)/659=21.1%)。這些都說明，前期是否外出務(wù)工對(duì)當(dāng)期是否外出務(wù)工選擇具有較大的影響，當(dāng)期務(wù)工決策表現(xiàn)出較強(qiáng)的關(guān)于前期務(wù)工狀態(tài)的依賴特征。

(二)解釋變量與統(tǒng)計(jì)描述

由第二、三部分知，家庭勞動(dòng)力是否外出務(wù)工的前期狀態(tài)是狀態(tài)依賴決策模型(13)或(14)的關(guān)鍵變量。另外，相當(dāng)一部分因素通過工資水平和保留工資影響家庭的外出務(wù)工決策。為研究狀態(tài)依賴對(duì)當(dāng)期勞動(dòng)參與選擇的直接影響效應(yīng)，這些因素應(yīng)作為模型(13)或(14)的解釋變量加以控制。由工資及保留工資的決定因素知，它們應(yīng)包括：戶主年齡、受教育年限、家庭未成年人比重、家庭老年人比重、家庭收入、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、家庭相對(duì)貧困性。

特別地，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)用村莊外出務(wù)工比例(即村莊外出務(wù)工人數(shù)與村莊家庭戶數(shù)的比例)作為代理變量；參照Deaton(2001)和王湘紅等(2012)，家庭在村莊中的相對(duì)貧困(Relative Deprivation)程度用Deaton(2001)構(gòu)造的相對(duì)貧困指標(biāo)來測度，記為deaton，其定義是：

其中,yi表示某村莊家庭i的家庭實(shí)際收入，m+(yi)為該村莊家庭收入高于yi的家庭收入均值，F(xiàn)(yi)表示某村莊的家庭收入yi的累積分布，m為該村莊家庭收入的平均值。因?yàn)樯鲜嚼么迩f家庭收入的均值對(duì)相對(duì)貧困指標(biāo)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化，故deatoni的值在0和1之間。deatoni的值越大，家庭i的相對(duì)貧困感就越強(qiáng)。

表2給出上述解釋變量及被解釋變量的定義、名稱和2008與2009年樣本的描述性統(tǒng)計(jì)。

表2 2008—2009年變量描述性統(tǒng)計(jì)

(三)模型估計(jì)與檢驗(yàn)：狀態(tài)依賴與可變調(diào)整成本的顯著性

由表3(I)和(II)可見，前期外出務(wù)工狀態(tài)變量yt-1的系數(shù)估計(jì)顯著為正，說明家庭勞動(dòng)力外出務(wù)工決策具有顯著的狀態(tài)依賴特征，這驗(yàn)證了第二部分命題1和2關(guān)于調(diào)整成本的設(shè)定，故與理論預(yù)期一致。

由表3(III)和(IV)可見，三個(gè)交叉項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)均為正，且前兩者的系數(shù)估計(jì)是顯著的，說明當(dāng)期家庭收入和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在前期外出務(wù)工狀態(tài)影響當(dāng)期務(wù)工決策過程中的調(diào)節(jié)作用是顯著的，且為正；對(duì)三個(gè)交互項(xiàng)的系數(shù)聯(lián)立為零的檢驗(yàn)也是顯著的(p-value=0.051)。這說明家庭改變務(wù)工狀態(tài)的可變調(diào)整成本設(shè)定是合理的，且家庭收入、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和相對(duì)貧困指標(biāo)變量的調(diào)節(jié)作用從整體上是顯著的，這與第二部分命題3的理論預(yù)期相一致。

對(duì)表3四種形式模型進(jìn)行兩兩似然比檢驗(yàn)可知，(III)最適合于我們的樣本，可變調(diào)整成本在家庭外出務(wù)工決策中起著重要作用，設(shè)定可變調(diào)整成本是必要的。由(III)知，家庭收入對(duì)外出務(wù)工具有顯著的負(fù)向影響，家庭收入越高，家庭成員外出務(wù)工的概率越低，但當(dāng)家庭有成員在前一期外出務(wù)工時(shí)，受家庭收入對(duì)調(diào)整成本調(diào)節(jié)作用的影響，家庭收入對(duì)外出務(wù)工的負(fù)向影響將顯著變?nèi)?。社?huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)外出務(wù)工具有顯著正向影響，且這種正向影響在前期外出務(wù)工狀態(tài)等于1時(shí)通過調(diào)整成本得到顯著增強(qiáng)。家庭相對(duì)貧困程度對(duì)家庭本期外出務(wù)工的影響顯著為負(fù)，但若家庭有成員在上期外出務(wù)工，受家庭相對(duì)貧困程度對(duì)調(diào)整成本的正向影響，這種負(fù)向影響將減小。

表3 狀態(tài)依賴模型的估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)的值為相應(yīng)參數(shù)估計(jì)的z值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

五、務(wù)工狀態(tài)變化的概率效應(yīng)及其狀態(tài)依賴

由上一節(jié)模型的估計(jì)和檢驗(yàn)知，狀態(tài)依賴與調(diào)整成本的可變性都具有顯著性。由表3(III)，家庭i當(dāng)期外出務(wù)工的條件概率Prob(yit=1|yi,t-1,zit)的估計(jì)是：

(18)

(一)外出務(wù)工關(guān)于前期務(wù)工狀態(tài)變化(由0至1)的概率效應(yīng)

圖1 處理效應(yīng)p(1|1)-p(1|0)的三維圖[(15)式]

由(18)式，讓zit和xit中除家庭收入和相對(duì)貧困變量外的其余變量均取樣本均值，分別計(jì)算p(1|1)和p(1|0)，得概率之差p(1|1)-p(1|0)，即(15)式，它是家庭收入和相對(duì)貧困變量的函數(shù)，圖1給出其三維圖。為比較起見，還繪出兩概率之差為零的曲面?？梢姡琾(1|1)-p(1|0)位于零曲面上方，說明前期務(wù)工狀態(tài)變化(由0→1)對(duì)當(dāng)期外出務(wù)工概率具有正向影響，與第二部分理論模型結(jié)論ρ>0一致，處理效應(yīng)為正。家庭當(dāng)期收入越高，這種處理效應(yīng)就越大，本期外出務(wù)工關(guān)于前期外出務(wù)工狀態(tài)的依賴程度就越高。

表4報(bào)告概率差p(1|1)-p(1|0)在家庭收入和相對(duì)貧困指標(biāo)變量的1%、10%、30%、50%、70%、90%和99%樣本分位點(diǎn)組成的49對(duì)點(diǎn)處函數(shù)值的估計(jì)，以及由bootstrap方法計(jì)算的bootstrap概率值所顯示的顯著性?？梢姡浅５褪杖胨胶偷拖鄬?duì)貧困水平的4對(duì)分位點(diǎn)外，剩余 45對(duì)分位點(diǎn)處概率差的估計(jì)均為正，且是統(tǒng)計(jì)顯著的。總的來說，外出務(wù)工關(guān)于前期外出務(wù)工狀態(tài)1的依賴性在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。這些給出了本文第三部分問題1的肯定回答。

表4 概率差的估計(jì)及其顯著性

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著水平下顯著。

(二)外出務(wù)工狀態(tài)改變(由0至1)關(guān)于前期務(wù)工狀態(tài)0的概率效應(yīng)

圖2 p(0|0)-p(1|0)的三維圖[(16)式]

在前期外出務(wù)工狀態(tài)同為0的條件下，家庭在當(dāng)期繼續(xù)維持前期狀態(tài)與改變前期務(wù)工狀態(tài)相比，其可能性差異如何呢？這是第三部分的問題2。圖2繪出前期外出務(wù)工狀態(tài)為0時(shí)概率差p(0|0)-p(1|0)隨家庭收入和相對(duì)貧困指標(biāo)變動(dòng)的曲面圖[對(duì)應(yīng)(16)式]。可見，p(0|0)-p(1|0)關(guān)于收入和貧困指標(biāo)的增加而遞增，且恒大于0：對(duì)于前期無外出務(wù)工，本期繼續(xù)選擇不外出務(wù)工的可能性大于本期改變狀態(tài)的可能性。

表5給出成對(duì)分位點(diǎn)處概率差p(0|0)-p(1|0)的估計(jì)值及其顯著性。與圖2一致，前期沒有外出務(wù)工的家庭在當(dāng)期不改變這種狀況的可能性顯著大于它改變這種狀況的可能性；這意味，當(dāng)期不外出務(wù)工的決定顯著依賴于前期沒有外出務(wù)工的狀態(tài)。這些給出了本文第三部分問題2的肯定回答。

表5 概率差p(0|0)-p(1|0)的Probit估計(jì)及其顯著性

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

從調(diào)整成本的角度解釋，將p(0|0)-p(1|0)寫為：

(19)

(三)外出務(wù)工狀態(tài)改變(由0至1)關(guān)于前期務(wù)工狀態(tài)1的概率效應(yīng)

圖3 p(1|1)-p(0|1)的三維圖[(17)式]

在前期外出務(wù)工狀態(tài)同為1的條件下，家庭在當(dāng)期繼續(xù)維持前期狀態(tài)與改變前期務(wù)工狀態(tài)相比其可能性差異如何呢？這是第三部分的問題3。圖3給出前期外出務(wù)工狀態(tài)為1時(shí)概率差p(1|1)-p(0|1)隨家庭收入和相對(duì)貧困指標(biāo)變動(dòng)的曲面圖[對(duì)應(yīng)(17)式]，其中為比較起見，還繪制了此概率差為零的平面。可見，當(dāng)家庭收入較小時(shí)，概率差p(1|1)-p(0|1)小于零；當(dāng)家庭收入超過一定水平后，此差大于零。這意味著對(duì)于前期外出務(wù)工的家庭，本期是繼續(xù)外出務(wù)工還是回流，將取決于本期的家庭收入情況。若家庭在前期選擇務(wù)工后本期收入仍然較低，則勞動(dòng)者傾向于在下一期選擇回流；而當(dāng)本期收入可達(dá)到一定程度時(shí)，勞動(dòng)者傾向于在下一期繼續(xù)維持外出務(wù)工。所以，對(duì)問題3的回答取決于家庭的收入高低。

表6給出成對(duì)分位點(diǎn)處概率差p(1|1)-p(0|1)的估計(jì)值及其顯著性。與圖3一致，如果家庭收入高，勞動(dòng)者當(dāng)期繼續(xù)外出務(wù)工的可能性較大；如果家庭收入低(低于30%分位點(diǎn))，則當(dāng)期返鄉(xiāng)的可能性較大。不過，除了收入非常低(10%分位點(diǎn)以下)情形，這種狀態(tài)依賴性的統(tǒng)計(jì)顯著性不太高。這意味著在勞動(dòng)者處于外出務(wù)工狀況之下，如果家庭收入不是太低，勞動(dòng)者下一年是否外出務(wù)工在選擇上并沒有顯著的偏好；只有在家庭收入太低情況下(小于10%分位點(diǎn))，勞動(dòng)者才傾向于返鄉(xiāng)。

表6 概率差p(1|1)-p(0|1)的Probit估計(jì)及其顯著性

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

從調(diào)整成本的角度解釋，將p(1|1)-p(0|1)寫為：

(20)

小結(jié)：綜上，勞動(dòng)者在本期是否改變前期的外出務(wù)工或留在家鄉(xiāng)的狀態(tài)，因他在前期的務(wù)工狀況不同而有一定的差異。如果前期沒有外出務(wù)工，則現(xiàn)在他更傾向于維持現(xiàn)狀留在家鄉(xiāng)；如果前期已外出務(wù)工，現(xiàn)在他是繼續(xù)外出務(wù)工還是返回家鄉(xiāng)，取決于家庭所在地的收入水平，但這種傾向在統(tǒng)計(jì)上并不是相當(dāng)顯著。

六、穩(wěn)健性

上面的實(shí)證分析基于擾動(dòng)項(xiàng)服從正態(tài)分布的假定。如果擾動(dòng)項(xiàng)不服從正態(tài)分布，上述狀態(tài)依賴性的有關(guān)結(jié)論是否仍成立呢？為此，本節(jié)采用允許擾動(dòng)項(xiàng)服從非正態(tài)分布的半?yún)?shù)方法(semi-nonparametric，文獻(xiàn)中常簡記為SNP)估計(jì)模型(13)和(14)。其核心思想是，不預(yù)設(shè)擾動(dòng)項(xiàng)的分布，而用埃爾米特多項(xiàng)式(Hermite polynomial)逼近擾動(dòng)項(xiàng)的分布函數(shù)，代替Probit模型最大似然函數(shù)中的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)來估計(jì)模型中的參數(shù)，詳見Gallant and Nychka(1987)和De Luca(2008)。

表7給出狀態(tài)依賴模型(13)和(14)的半?yún)?shù)估計(jì)結(jié)果*此處由stata軟件估計(jì)，感興趣的讀者可來信索取do文件。?？梢?，模型四種形式中各變量的系數(shù)估計(jì)的方向和顯著性與表3的基本一致。與表3一樣，似然比LR檢驗(yàn)表明表7(III)的估計(jì)較適合于我們的樣本。

表7 狀態(tài)依賴模型的半?yún)?shù)估計(jì)

注：圓括號(hào)內(nèi)的值為相應(yīng)估計(jì)的z值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

圖4 前期外出務(wù)工狀態(tài)的處理效應(yīng)p(1|1)-p(1|0)(SNP估計(jì))

圖5 p(0|0)-p(1|0)的三維圖(SNP估計(jì))

圖6 p(1|1)-p(0|1)的三維圖(SNP估計(jì))

對(duì)于半?yún)?shù)估計(jì)，與表4至表6一樣可計(jì)算三種概率差，并檢驗(yàn)它們是否顯著不為零(見附錄的附表1至附表3)。我們也發(fā)現(xiàn)，有關(guān)顯著性的結(jié)論不變?？傊还軘_動(dòng)項(xiàng)分布是否滿足正態(tài)分布假定，家庭本期外出務(wù)工決策關(guān)于前期務(wù)工具有狀態(tài)依賴性及顯著性的結(jié)論都是穩(wěn)健的。

七、結(jié)論和啟示

本文在搜尋理論框架下，從理論上導(dǎo)出中國家庭勞動(dòng)力流動(dòng)狀態(tài)依賴性的理論依據(jù)，且允許就業(yè)狀態(tài)的改變都存在調(diào)整成本，并研究調(diào)整成本的可變性在勞動(dòng)參與狀態(tài)依賴性中的作用。從務(wù)工狀態(tài)依賴的視角，以中國(廣東)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)為例，考察了勞動(dòng)力前期務(wù)工狀態(tài)通過調(diào)整成本對(duì)后期外出務(wù)工決策的影響，發(fā)現(xiàn)我國家庭勞動(dòng)力流動(dòng)存在顯著的狀態(tài)依賴特征，以及可變調(diào)整成本設(shè)定的必要性。主要研究結(jié)論如下：

1．家庭勞動(dòng)力外出務(wù)工關(guān)于過去的外出務(wù)工狀況具有強(qiáng)的狀態(tài)依賴性。上一期外出務(wù)工在當(dāng)期繼續(xù)外出務(wù)工的概率要比上一期未外出務(wù)工在當(dāng)期外出務(wù)工的概率要高。外出務(wù)工關(guān)于前期是否外出務(wù)工狀態(tài)的這種處理效應(yīng)總為正，且對(duì)大多家庭來說都是顯著的。

2．對(duì)于前期留守本地的勞動(dòng)者，不管家庭收入情況和貧困程度如何，本期繼續(xù)選擇留守本地的可能性總大于本期選擇外出務(wù)工的可能性，當(dāng)期的選擇關(guān)于前期不外出務(wù)工狀況的依賴程度高，且在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。

3．對(duì)于前期外出務(wù)工的勞動(dòng)者，本期是繼續(xù)外出務(wù)工還是回流，取決于家庭收入情況。若家庭在前期選擇務(wù)工后本期收入仍然較低，則勞動(dòng)者傾向于在下一期選擇回流；當(dāng)本期收入達(dá)到一定程度時(shí)，勞動(dòng)者傾向于在下一期繼續(xù)維持外出務(wù)工狀態(tài)。勞動(dòng)者外出務(wù)工的狀態(tài)是否改變勞動(dòng)者后期務(wù)工決策取決于家庭的收入高低。

4．勞動(dòng)者當(dāng)前參與決策依賴于前期參與狀況的根本原因在于可變調(diào)整成本的存在。如果勞動(dòng)者前期沒有外出務(wù)工，調(diào)整成本的存在使他傾向于維持現(xiàn)狀留在家鄉(xiāng)；如果前期已外出務(wù)工，家庭的收入水平將決定勞動(dòng)者繼續(xù)外出務(wù)工還是返回家鄉(xiāng)，本質(zhì)上也是調(diào)整成本在起作用。

5．調(diào)整成本的作用還體現(xiàn)在家庭收入和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)兩變量與前期外出務(wù)工顯著正的交互效應(yīng)上。家庭收入越高或當(dāng)?shù)赝獬鰟?wù)工比例越高，勞動(dòng)者前期外出務(wù)工對(duì)其外出務(wù)工概率的影響就越大。

本文關(guān)于家庭可變調(diào)整成本和外出務(wù)工狀態(tài)依賴性的實(shí)證結(jié)論有兩方面啟發(fā)。對(duì)于用人單位或用工當(dāng)?shù)卣畞碚f，為有效吸引非本地勞動(dòng)力來當(dāng)?shù)貏?wù)工并減少他們回流，應(yīng)改善外來務(wù)工者的工作環(huán)境，提高務(wù)工人員福利，減少歧視，增加工作地對(duì)他們的吸引力，增加低收入家庭和低相對(duì)貧困家庭外來勞動(dòng)力在當(dāng)?shù)貏?wù)工的收入。另外，構(gòu)建和完善外地勞動(dòng)力務(wù)工的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，搭建信息交流平臺(tái)，降低外來務(wù)工者實(shí)際搜尋成本和決定來當(dāng)?shù)貏?wù)工的調(diào)整成本。

對(duì)于勞動(dòng)者家鄉(xiāng)當(dāng)?shù)赜萌藛挝换虿块T來說，如果希望穩(wěn)定沒有外出務(wù)工的勞動(dòng)力繼續(xù)在本地發(fā)展，并吸引已外出務(wù)工人員回鄉(xiāng)為家鄉(xiāng)作貢獻(xiàn)，則應(yīng)想方設(shè)法為他們提供當(dāng)?shù)貏?wù)工方便和政策支持，提升勞動(dòng)力在本地工作或生產(chǎn)的收入和積極性。同時(shí)，讓勞動(dòng)者家庭結(jié)構(gòu)相對(duì)穩(wěn)定，加強(qiáng)家鄉(xiāng)所在地務(wù)工的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展，減少家庭關(guān)于其成員在當(dāng)?shù)匕l(fā)展決策的調(diào)整成本。如何從宏觀上解決中國當(dāng)前因勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模不斷擴(kuò)大而造成的勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)性短缺問題，同時(shí)減輕空巢老人問題和空心村問題的嚴(yán)重性，上面兩方面的啟示可以為政府相關(guān)政策的制定提供一定的依據(jù)。

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附錄：三種概率差的半?yún)?shù)估計(jì)及其顯著性

附表1 概率差的半?yún)?shù)估計(jì)及其顯著性

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著水平下顯著。

附表2 概率差p(0|0)-p(1|0)的半?yún)?shù)估計(jì)及其顯著性

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

附表3 概率差p(1|1)-p(0|1)的半?yún)?shù)估計(jì)及其顯著性

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著。

【責(zé)任編輯：李青果；責(zé)任校對(duì)：李青果，張慕華】

2016—03—20

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71371199)；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目(14YJCZH141)；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金中山大學(xué)青年教師培育項(xiàng)目(13wkpy21)

田鳳平，中山大學(xué)國際金融學(xué)院(珠海 519082)； 周先波(通訊作者)，中山大學(xué)嶺南學(xué)院(廣州 510275)； 楊 科，華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院(廣州 510642)。

10.13471/j.cnki.jsysusse.2017.01.016