毛新雅+魏向東

摘 要：運用中西部地區(qū)7?。ㄊ校┤f份農(nóng)村人口調(diào)查數(shù)據(jù)，將農(nóng)民按外出務(wù)工經(jīng)歷劃分為遷移農(nóng)民工（仍在外出務(wù)工）、返鄉(xiāng)農(nóng)民工（不再外出務(wù)工），以及從未外出務(wù)工過的農(nóng)民3類群體，以自舉法（bootstrap）調(diào)整標準誤、考慮內(nèi)生性的模型分析，揭示曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工及其家庭收入的影響作用。結(jié)果顯示，盡管遷移顯著提高了農(nóng)民及其家庭收入，但曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工及其家庭收入并沒有顯著的提升作用；返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入高于從未外出務(wù)工過的農(nóng)民，原因在于性別、婚姻以及受教育程度方面的差異，而不在于是否曾有外出務(wù)工經(jīng)歷。因此，我們需要促進返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)政策落地，鼓勵返鄉(xiāng)農(nóng)民工參加農(nóng)村社會組織，使其曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)驗和理念與家鄉(xiāng)發(fā)展更好融合，對其收入提高和美麗鄉(xiāng)村建設(shè)發(fā)揮應(yīng)有作用。

關(guān)鍵詞： 返鄉(xiāng)農(nóng)民工；外出務(wù)工；農(nóng)民收入；中西部地區(qū)

中圖分類號：C913 文獻標識碼：A 文章編號：0257-5833（2017）09-0066-11

一、問題的提出

從2010年開始，中國農(nóng)村居民收入增速連續(xù)多年超過城鎮(zhèn)居民，城鄉(xiāng)收入之比從2009年的3.3：1下降至2015年的2.73：1 1，根據(jù)托達羅模型和新遷移理論等鄉(xiāng)城遷移理論2，城鄉(xiāng)收入差距縮小將使得農(nóng)民進城務(wù)工的動力有所減弱。《2015年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》指出，我國農(nóng)民工數(shù)量的增速已從2011年的4.4%下降至2015年的1.3% 3。同時，由于國家對農(nóng)村發(fā)展和農(nóng)民工返鄉(xiāng)就業(yè)、創(chuàng)業(yè)的政策支持有所加強，有些農(nóng)民工返鄉(xiāng)后不再外出務(wù)工，數(shù)據(jù)顯示，僅返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民工就已達450萬1，占農(nóng)民工總量的2%。謝勇、周潤希利用2012年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)分析指出，有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)村勞動力超過35%已經(jīng)永久性返鄉(xiāng)2，復旦大學人口研究所在中西部7省（市）農(nóng)村的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)也顯示，曾有外出務(wù)工經(jīng)歷的返鄉(xiāng)農(nóng)民工占農(nóng)民工總量的31%，占農(nóng)民總數(shù)的比例也達18%以上3。那么，作為中國農(nóng)民的重要群體之一，返鄉(xiāng)農(nóng)民工曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷是否有助于提高其返鄉(xiāng)后的個人收入及家庭收入呢？

對返鄉(xiāng)農(nóng)民工的已有研究大多基于對其返鄉(xiāng)影響因素以及返鄉(xiāng)后就業(yè)、創(chuàng)業(yè)影響因素的分析4，曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工及其家庭收入影響作用的實證研究十分缺乏。幾項較為接近的研究指出，外出務(wù)工經(jīng)驗有助于提升返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)能力5，他們能為家鄉(xiāng)帶來新的理念、技術(shù)還有資本6，但也有分析表明，絕大多數(shù)返鄉(xiāng)農(nóng)民工回到了農(nóng)業(yè)和原來的生產(chǎn)方式之中，創(chuàng)業(yè)只是個別現(xiàn)象7；返鄉(xiāng)農(nóng)民工存在年齡和教育水平方面的“負選擇”（negatively selected），他們在遷入地就業(yè)困難，返回家鄉(xiāng)后，與當?shù)剞r(nóng)民在非農(nóng)就業(yè)的可能性方面也沒有顯著差異8?？梢钥闯?，盡管理論研究和實證分析大都表明，外出務(wù)工有助于提高農(nóng)民及其家庭收入，但曾經(jīng)的務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工及其家庭收入的影響作用尚不確定。

本文利用復旦大學人口研究所對中西部地區(qū)7?。ㄊ校┑娜f份農(nóng)村人口調(diào)查數(shù)據(jù)，展開曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工及其家庭收入影響作用的實證分析，以期能夠為提高返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入、建設(shè)美麗鄉(xiāng)村的政策決策提供參考。

二、模型與數(shù)據(jù)

（一）方程的一般形式

一個常被用來分析外出務(wù)工（遷移）對農(nóng)民收入影響作用的方程如（1）所示9：

（1）

其中， 為個人收入或家庭收入，m為表征外出務(wù)工的變量，X 是表征個人特征和家庭特征的向量，R是表征區(qū)域特征的向量。本文著力分析曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入的影響作用，因此，后文分析中將m進一步分解為和。其中為當前仍然在外務(wù)工（的農(nóng)民工），即遷移；為曾有外出務(wù)工經(jīng)歷，但已返鄉(xiāng)，當前不再外出務(wù)工（的返鄉(xiāng)農(nóng)民工）。

Massey以及Marré研究指出，遷移會影響收入水平，但收入水平也可能影響遷移決策1， 二者之間可能存在內(nèi)生性，在此情況下，最小二乘估計（OLS）會產(chǎn)生不一致估計，通常以兩階段最小二乘估計（2SLS）解決此問題。當然，用以分析的具體樣本數(shù)據(jù)中，遷移與收入是否存在內(nèi)生性，還需通過Durbin-Wu-Hausman等檢驗確定。

對于收入方程（1）而言，其 2SLS 回歸方程如（2）、（3）所示：

其中，（2）為2SLS的第一階段方程，（3）為第二階段方程， 為第一階段即方程（2）回歸產(chǎn)生的“最恰當?shù)摹惫ぞ咦兞浚c遷移高度相關(guān)。方程（2）中，是包含影響遷移決策，但不影響收入的若干工具變量的向量。

（二）數(shù)據(jù)說明

2013年春節(jié)前和春節(jié)后，復旦大學人口研究所在安徽、江西、河南、湖北、重慶、四川以及貴州等中西部7省（市）農(nóng)村開展了“農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與城鎮(zhèn)化動向調(diào)查”。2013年，這7?。ㄊ校┺r(nóng)村人口占全國的33.8%，除了重慶和湖北外，其他5省農(nóng)村人口占比超過其總?cè)丝诘?0%2，均為典型的農(nóng)業(yè)省份。第六次全國人口普查數(shù)據(jù)也顯示，這7?。ㄊ校┦‰H遷出人口占全國省際遷出的54%。通過梳理該數(shù)據(jù)，我們可以發(fā)現(xiàn)，曾有外出務(wù)工經(jīng)歷但已返鄉(xiāng)不再外出務(wù)工的返鄉(xiāng)農(nóng)民工占農(nóng)民工總數(shù)的31%以上。可以說，這7省（市）農(nóng)民曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對其返鄉(xiāng)后收入的影響作用問題具有較大的研究價值。該調(diào)查使用的問卷包括個人卷和村委會卷兩個部分，個人卷以家庭為單位，內(nèi)容涉及農(nóng)村人口的個人特征、外出務(wù)工經(jīng)歷、家庭特征等；村委會卷以所抽取行政村的村委會為單位，內(nèi)容主要包括所在村的自然條件以及經(jīng)濟社會特征3。去除非農(nóng)業(yè)戶籍人口以及年齡15歲以下、65歲及以上的非勞動年齡人口4，并根據(jù)調(diào)查時所從事工作的狀況，將學生、因病休養(yǎng)人群排除在外5，本文用以分析的樣本量為12750人（戶）6。

根據(jù)既有理論和研究以及本文的數(shù)據(jù)特點，我們認為，影響農(nóng)民及農(nóng)戶家庭收入的因素主要有以下三方面：第一，個人因素。包括性別、婚姻狀況、年齡、受教育程度、是否正在外務(wù)工（影響工資性收入）、是否曾有外出務(wù)工經(jīng)歷（影響勞動技能或理念）等變量。第二，家庭因素。包括家庭耕地面積（影響個人或家庭的農(nóng)業(yè)收入或土地入股和流轉(zhuǎn)性收入）、家庭成員外出務(wù)工人數(shù)（影響個人或家庭的工資性收入）、戶主的個人特征（如第一方面所具體描述的）等變量。第三，農(nóng)民家鄉(xiāng)的區(qū)域自然條件與社會狀況。包括所在省份，以及所在村地形是山區(qū)、丘陵還是平原等變量7。其中，本文重點關(guān)注曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工及其家庭收入的影響作用。endprint

可見，本文用以分析的樣本對象為，處于工作狀態(tài)的15-64歲農(nóng)業(yè)人口，包括遷移農(nóng)民工（仍在外務(wù)工）、返鄉(xiāng)農(nóng)民工（不再外出務(wù)工）以及從未外出務(wù)工過的農(nóng)民這樣3類群體。正如前文所指出的，一方面，分析曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入影響的研究十分缺乏；另一方面，本文進行模型分析時，將考慮遷移與收入的內(nèi)生性問題，以O(shè)LS和2SLS方法分別回歸收入方程；此外，本文在分析影響農(nóng)民收入的區(qū)域因素中，不僅包含不同?。ㄊ校┑奶摂M變量，也納入表征所在村差異的控制變量。這些使得本文研究與既有相關(guān)研究有所不同，也進一步說明了本文研究的必要性和意義所在。

（三）本文模型方程的具體形式

根據(jù)方程（1）-（3），本文用以具體分析的模型方程為

1. 農(nóng)民個人年收入模型

方程（4）中，為農(nóng)民個人年收入的自然對數(shù)（ln）值；為仍處于外出務(wù)工狀態(tài)即遷移（的農(nóng)民工），為曾有外出務(wù)工經(jīng)歷但已返鄉(xiāng)、不再外出務(wù)工（的返鄉(xiāng)農(nóng)民工）；為包括性別、婚姻狀況、年齡、受教育程度等個人特征以及家庭耕地面積（取ln值）這個家庭特征的向量1； 為包括所在省（市）虛擬變量和所在村地形變量的向量。

遷移可能內(nèi)生于個人收入，因此，進一步以（5）為2SLS估計的第一階段方程，（6）為2SLS估計的第二階段方程，其中 為第一階段即方程（5）回歸產(chǎn)生的“最恰當?shù)摹惫ぞ咦兞浚c高度相關(guān)。方程（5）中，z是包含影響農(nóng)民個人遷移決策、但不影響其收入的工具變量向量，這里，z包含的工具變量有2個2：（1）家庭其他成員遷移人數(shù)：遷移的循環(huán)累積因果理論指出，家庭成員或同一村落人口前期的遷移會影響和帶動家庭其他成員以及村落其他人口的遷移3； （2）所在村擁有的學校、醫(yī)院、圖書室以及養(yǎng)老院等公共服務(wù)設(shè)施的種類數(shù)。Marr研究指出，居住地的環(huán)境親民程度對遷移起反向影響作用4。當然，本例數(shù)據(jù)中，遷移與收入是否存在內(nèi)生性，還有待Durbin-Wu-Huasman檢驗確定。

2. 農(nóng)戶家庭年收入模型

其中，為農(nóng)戶家庭年收入的ln值；為戶主外出務(wù)工即遷移（的農(nóng)民工）；為戶主有外出務(wù)工經(jīng)歷但已返鄉(xiāng)、不再外出務(wù)工（的返鄉(xiāng)農(nóng)民工）；為（除戶主外的）家庭成員遷移人數(shù)；為包括戶主性別、婚姻狀況、年齡、受教育程度等個人特征以及家庭耕地面積（取ln值）這個家庭特征的向量；為包括戶主所在?。ㄊ校┨摂M變量和所在村地形變量的向量。相似地，戶主遷移可能內(nèi)生于家庭收入，因此，進一步以（8）為2SLS估計的第一階段方程，（9）為2SLS估計的第二階段方程，其中 為第一階段即方程（8）回歸產(chǎn)生的“最恰當?shù)摹惫ぞ咦兞?，與高度相關(guān)。方程（8）中，是包含影響家庭成員遷移決策、但不影響農(nóng)戶家庭收入的工具變量，在此指所在村公共服務(wù)設(shè)施的種類數(shù)1。

（四）變量統(tǒng)計特征描述

關(guān)于變量統(tǒng)計特征的描述如表1所示。

可以看出，在我們的數(shù)據(jù)中，仍在外出務(wù)工（遷移）的農(nóng)民工占比40%，（不再外出務(wù)工的）返鄉(xiāng)農(nóng)民工占比18%，對于中西部地區(qū)而言，外出務(wù)工確實是農(nóng)民獲取收入的重要方式；農(nóng)民個人年收入和家庭年收入均值分別為1.8萬元和4.1萬元左右，但二者的標準差都高于均值，說明中西部地區(qū)農(nóng)民的個人收入和家庭收入的離散或者分化程度比較明顯；家庭耕地面積均值為4.2畝，但其標準差為9.9畝，也遠高于均值，說明這7省（市）農(nóng)戶家庭耕地面積差異比較大；中西部農(nóng)民的受教育程度大多為初中，占比近47%；居住于平原和丘陵的農(nóng)民占比57%，還有相當多的農(nóng)民居住于山區(qū)（占比43%）；本研究樣本中，受訪者絕大多數(shù)為戶主（占比近62%）、男性（占比近74%）以及已婚人士（占比87%）。

表2進一步按外出務(wù)工經(jīng)歷，將農(nóng)民劃分為遷移農(nóng)民工（仍在外出務(wù)工）（M2）、返鄉(xiāng)農(nóng)民工（不再外出務(wù)工）（M1）以及從未外出務(wù)工過的農(nóng)民（M0）3類群體，對相應(yīng)變量進行統(tǒng)計特征描述。

可以看出， M2、M1和M0這3類農(nóng)民群體中，M2即仍在外務(wù)工的農(nóng)民工個人收入和家庭收入均值都高于7?。ㄊ校┺r(nóng)民的整體水平（見表1），接受初中及以上受教育程度的比例也高于整體水平，并且，年齡均值在3類農(nóng)民中最低。直觀地看，遷移農(nóng)民工表現(xiàn)出收入高、學歷高以及年輕等特點。M2、M1和M0這3類農(nóng)民群體的個人收入和家庭收入依次遞減，受教育程度依次遞減1，家庭成員遷移人數(shù)依次遞減，男性比例依次遞減，但年齡依次遞增，家庭耕地面積依次遞增，所在村公共服務(wù)設(shè)施種類數(shù)依次遞增，居住于平原和丘陵的比例依次遞增。說明遷移者多為年輕、受教育程度高，但家庭耕地面積相對少，且所在村環(huán)境相對差（公共設(shè)施種類少、處于山區(qū)）的男性農(nóng)民；3類農(nóng)民群體個人收入和家庭收入的標準差依次遞減，說明遷移農(nóng)民工、曾有外出務(wù)工經(jīng)歷的返鄉(xiāng)農(nóng)民工以及一直在農(nóng)村勞作的農(nóng)民，其群體內(nèi)部的收入分化程度依次遞減，即遷移農(nóng)民工的收入分化程度更大，返鄉(xiāng)農(nóng)民工次之，從未外出務(wù)工過的農(nóng)民收入分化程度為最低。

表2顯示，盡管M1即返鄉(xiāng)農(nóng)民工個人收入與家庭收入均值低于遷移農(nóng)民工（M2），但高于從未外出務(wù)工的農(nóng)民（M0）。那么，其中原因在于返鄉(xiāng)農(nóng)民工曾具有外出務(wù)工經(jīng)歷，還是性別、婚姻、受教育程度以及家庭成員遷移狀況等方面與從未外出務(wù)工過的農(nóng)民存在差異？曾經(jīng)的外出務(wù)工是否對返鄉(xiāng)農(nóng)民工及其家庭收入起著顯著的提升作用呢？這些問題還有待后文模型回歸予以揭示。

三、模型回歸結(jié)果

方程回歸中采用Bootstrap方法（自舉法）對標準誤進行矯正。Bootstrap是一種基于樣本數(shù)據(jù)的再抽樣和估計方法，通過設(shè)定隨機種子，并多次隨機置換向量中的樣本數(shù)據(jù)位置，可以在樣本數(shù)據(jù)彼此不獨立的情況下得到變量的漸進一致估計。該方法有助于更多地揭示回歸估計中的未知屬性和不良參數(shù)估計問題，得到穩(wěn)健的標準誤和置信區(qū)間。

（一）曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工個人收入的影響作用endprint

表3為農(nóng)民（工）個人年收入方程OLS和2SLS的回歸結(jié)果，觀察值為10735個。Durbin-Wu-Hausman檢驗顯示，遷移與農(nóng)民個人收入不存在內(nèi)生性。在Marré對美國國內(nèi)鄉(xiāng)城遷移三個時期的數(shù)據(jù)分析中，兩個時期的“遷移”與收入數(shù)據(jù)都不存在內(nèi)生性問題1。以下以O(shè)LS回歸結(jié)果為準，闡釋曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入的影響作用。

可以看出，性別、婚姻、年齡、受教育程度，以及所在村自然條件因素，都對農(nóng)民個人收入表現(xiàn)出了與既有理論和研究相一致的顯著影響：男性比女性收入高出36%；結(jié)婚人群比未婚（或離異、孤寡）人群收入高出8%；年齡一定程度代表工作經(jīng)驗和體力狀況2，對收入的影響作用呈現(xiàn)“倒U型”：處于勞動年齡的農(nóng)民，起初年齡增長對收入起正向促進作用，但到達一定歲數(shù)后（這里為32歲）3，隨著年齡增長，收入開始下降（如年齡平方對收入產(chǎn)生負向影響所示），這與Agesa 和Agesa、Zhu以及Marré等人研究的發(fā)現(xiàn)一致1；與文盲和半文盲的農(nóng)民相比，具有小學、初中、高中或職高、大專、本科及以上受教育程度的農(nóng)民，收入分別高出21%、48%、62%、82%和95%，“知識就是生產(chǎn)力”在中國農(nóng)民群體中也體現(xiàn)得淋漓盡致，這與既有研究結(jié)論相似2；居住在平原和丘陵的農(nóng)民，比居住于山區(qū)的農(nóng)民收入分別高出27%和17%；家庭耕地面積每增長1%，農(nóng)民個人收入可增長0.17%3。

本文重點關(guān)注曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入的影響作用。結(jié)果顯示，盡管（仍在外務(wù)工）遷移顯著提高農(nóng)民收入近48%，曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入也呈現(xiàn)出正向影響，但在OLS模型回歸中并不具有顯著性，在2SLS模型回歸中，有一些具有顯著性，但由于這里遷移與收入不具有內(nèi)生性，因而，曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷有助于提高返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入的觀點在本文中未得到證實。Marr 和 Millerd對加拿大國內(nèi)省際遷移的研究也顯示，返鄉(xiāng)人員收入水平并未因其曾有遷移經(jīng)歷而顯著高于未遷移人員4。因此，表2所顯示的返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入均值高于從未外出務(wù)工過的農(nóng)民，結(jié)合表3的分析結(jié)果，其主要原因在于返鄉(xiāng)農(nóng)民工的男性和已婚比例更高以及受教育程度更高等因素，而不在于是否曾擁有外出務(wù)工經(jīng)歷。

（二）曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工家庭收入的影響作用

進一步采用樣本中的“戶主”個體特征、家庭特征以及所在村特征，回歸分析農(nóng)戶家庭年收入的影響因素及其中戶主曾經(jīng)外出務(wù)工經(jīng)歷的影響作用，觀察值為6540戶，結(jié)果如表4所示。Durbin-Wu-Hausman檢驗顯示，戶主遷移與家庭收入之間不存在內(nèi)生性，仍然以O(shè)LS回歸結(jié)果進行闡釋。

可以看出，戶主為男性、已婚的農(nóng)民，其家庭收入更高；戶主年齡對家庭收入增長的作用也呈現(xiàn)“倒U型”：起初，戶主年齡增長，家庭收入提高，到達一定歲數(shù)后，年齡對收入起負向影響作用；戶主的受教育程度與家庭收入顯著正相關(guān)，受教育程度越高，家庭收入也越高，小學至本科及以上受教育程度，可使家庭收入提高17%至67%；家庭耕地面積每增加1%，可使家庭收入提高0.23%；平原和丘陵地區(qū)農(nóng)戶家庭年收入分別高出山區(qū)農(nóng)戶25%和12%。

本文重點關(guān)注曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工家庭收入的影響，可以看出，盡管戶主（仍在外務(wù)工）遷移可使其家庭收入提高 27%，并且家庭其他成員遷移人數(shù)每增加1人，可使家庭收入提高10%，但戶主曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷在其返鄉(xiāng)后對家庭收入的影響作用并不顯著，且出現(xiàn)系數(shù)為負的情況。白南生、宋洪遠等研究表明，返鄉(xiāng)勞動力有相當一部分是外出就業(yè)的失敗者，對家庭收入增長會產(chǎn)生不利影響，并且，農(nóng)民工輸出地在經(jīng)濟發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，特別是行政管理方式等方面還存在明顯不足，使很多返鄉(xiāng)農(nóng)民工打消了創(chuàng)業(yè)念頭5；Miao等研究指出，返鄉(xiāng)農(nóng)民工在務(wù)工地存在年齡和教育水平方面的“負選擇”，返鄉(xiāng)后，與當?shù)剞r(nóng)民在非農(nóng)就業(yè)的可能性方面并無顯著差異6； Wahba和Zimmermann研究也指出，有些移民在外并不成功，經(jīng)“負選擇”返鄉(xiāng)，其技能和理念與家鄉(xiāng)需求不匹配，或其家鄉(xiāng)沒有環(huán)境來充分利用返鄉(xiāng)移民的人力資本7，上述情形都可能造成曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷無法對返鄉(xiāng)移民及其家庭收入帶來正向影響。

四、結(jié)論與討論

（一）基本結(jié)論

本文運用中西部地區(qū)7?。ㄊ校┤f份農(nóng)村人口調(diào)查數(shù)據(jù)，將農(nóng)民按外出務(wù)工經(jīng)歷劃分為遷移農(nóng)民工（仍在外務(wù)工）、返鄉(xiāng)農(nóng)民工（曾有外出務(wù)工經(jīng)歷），以及從未外出務(wù)工過的農(nóng)民這樣3類群體，以自舉法（bootstrap）調(diào)整標準誤的OLS和2SLS模型回歸分析，揭示曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工及其家庭收入的影響作用。結(jié)果顯示：第一，盡管當前的外出務(wù)工（即遷移）顯著提升了農(nóng)民個人及農(nóng)戶家庭收入，但曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工及其家庭收入并沒有顯著的提升作用。第二，男性、已婚的農(nóng)民及其家庭收入更高；年齡對農(nóng)民及農(nóng)戶家庭收入的影響作用呈“倒U型”：起初，收入隨年齡增長而增長，到達峰值后，收入隨年齡增長而顯著下降。第三，教育對提升農(nóng)民及其家庭收入的影響作用十分顯著，受教育程度越高，收入水平越高。第四，耕地數(shù)量是影響農(nóng)民及農(nóng)戶收入的重要因素；居住于平原和丘陵的農(nóng)民及農(nóng)戶收入顯著高于山區(qū)農(nóng)民（戶）。第五，返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入高于從未外出務(wù)工過的農(nóng)民，原因在于性別、婚姻和受教育程度方面的差異，而不在于是否曾有外出務(wù)工經(jīng)歷。

（二）進一步討論

基于實證分析結(jié)論，本文提出以下觀點供討論：

第一，促進返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)政策落地，鼓勵返鄉(xiāng)農(nóng)民工積極參加農(nóng)村社會組織，使其曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)驗和理念與家鄉(xiāng)發(fā)展更好融合，促使其務(wù)工經(jīng)驗在返鄉(xiāng)后對收入提高和美麗鄉(xiāng)村建設(shè)發(fā)揮應(yīng)有作用。本文研究揭示，返鄉(xiāng)農(nóng)民工曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷、技能以及理念尚未對其返鄉(xiāng)后的個人收入和家庭收入帶來顯著提升作用。返鄉(xiāng)農(nóng)民工一方面可能在年齡和受教育程度方面的“負選擇”而被動返鄉(xiāng)，另一方面，可能由于自身技能和理念與家鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展需求融合度不高，或者其家鄉(xiāng)在利用、吸收返鄉(xiāng)農(nóng)民工人力資本方面的措施尚不到位，導致返鄉(xiāng)農(nóng)民工曾經(jīng)的務(wù)工經(jīng)驗及相關(guān)技能和理念優(yōu)勢無法發(fā)揮出來。本研究使用的數(shù)據(jù)調(diào)查于2013年初開展，當時國家對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)和就業(yè)尚無系統(tǒng)性制度安排，返鄉(xiāng)農(nóng)民工在家鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)、就業(yè)的收入效應(yīng)還沒能顯著發(fā)揮出來。自“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”理念提出以來，國務(wù)院頒布了《關(guān)于支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意見》1，隨著相關(guān)政策落地，曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷可望對返鄉(xiāng)農(nóng)民工及其家庭收入的提高起到顯著推動作用。此外，應(yīng)鼓勵返鄉(xiāng)農(nóng)民工參加當?shù)厣鐣M織，提高其經(jīng)驗和技能與家鄉(xiāng)經(jīng)濟社會需求的融合度，為其技能和理念轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力創(chuàng)造條件，這樣一方面可帶動返鄉(xiāng)農(nóng)民工及其家庭收入的提高，另一方面，也有助于更好發(fā)揮返鄉(xiāng)農(nóng)民工在美麗鄉(xiāng)村建設(shè)中的應(yīng)有作用。endprint

第二，進一步加大農(nóng)村教育投入力度，這一點對于提高農(nóng)民收入、建設(shè)美麗鄉(xiāng)村而言怎樣強調(diào)都不足為過。本文研究揭示，受教育程度越高，農(nóng)民個人和農(nóng)民家庭收入越高；返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入均值高于從未外出務(wù)工過的農(nóng)民，原因之一在于其更高的受教育水平。一般來說，受教育程度越高的農(nóng)民，其在農(nóng)村從事非農(nóng)就業(yè)的機會就越大，收入也就越高。數(shù)據(jù)顯示，工資性收入占農(nóng)村居民可支配收入40%以上，經(jīng)營性收入占39%以上2， 而鄒薇、張芬研究表明，農(nóng)村工資性收入水平主要與農(nóng)民的受教育程度相關(guān)3。其實，無論是農(nóng)業(yè)經(jīng)營還是非農(nóng)業(yè)經(jīng)濟活動，都需要知識和技術(shù)的支撐。時下互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟已延伸至農(nóng)村，教育水平對于農(nóng)民運用電商平臺提高農(nóng)產(chǎn)品收益也十分重要。目前，農(nóng)村勞動年齡人口受教育年限為8.38年，遠低于全國平均水平（10.23年），而我們樣本中農(nóng)村勞動年齡人口的平均受教育年限為7.87年，說明中西部農(nóng)村勞動力受教育程度更低于全國水平4。因而，需要進一步加大對農(nóng)村教育特別是中西部地區(qū)農(nóng)村教育投入的財政傾斜力度。

第三，繼續(xù)實施鼓勵農(nóng)民進城務(wù)工的政策，即使沒有戶籍改變的暫時性鄉(xiāng)城遷移，對農(nóng)民和農(nóng)戶收入的提升作用也十分明顯。李實的調(diào)查分析表明，中西部省區(qū)的遷移農(nóng)戶家庭收入高于非遷移農(nóng)戶，遷移對提高中西部地區(qū)農(nóng)戶收入作用十分重要5；孫三百等研究認為，遷移通過增加就業(yè)機會促使部分人群擺脫“代際低收入傳承陷阱”，而且遷移有助于強化教育在可識別的代際收入傳遞路徑中的貢獻6；本文研究也表明，外出務(wù)工是中西部地區(qū)農(nóng)民工及其家庭收入提高的重要途徑。不過，需要強調(diào)的是，提高農(nóng)民收入的重要措施之一是減少農(nóng)民7。正如李培林所分析的，“絕大多數(shù)農(nóng)民要富裕起來，必須兼業(yè)，也就是從事第二、三產(chǎn)業(yè)，或者說主要的收入不依靠農(nóng)業(yè)”8。 目前，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中，第一產(chǎn)業(yè)占比僅為9%，而在農(nóng)村工作生活的人占總?cè)丝诘谋壤愿哌_44%，農(nóng)業(yè)戶籍人口占比更是高達60%，所以，農(nóng)業(yè)部門人口還是太多，需要進一步轉(zhuǎn)移至第二、三產(chǎn)業(yè)，這不僅會提高外出務(wù)工農(nóng)民的收入，也是提高生產(chǎn)率、獲取結(jié)構(gòu)紅利的需要。鼓勵外出務(wù)工和鄉(xiāng)城遷移的政策措施仍需繼續(xù)推進。

第四，穩(wěn)定農(nóng)村土地承包權(quán)長期不變的制度；以中央政策為主導，增加農(nóng)村公共產(chǎn)品供給。通過這些措施，留住農(nóng)村優(yōu)勢勞動力，更好推進美麗鄉(xiāng)村建設(shè)。本文分析揭示，土地對農(nóng)民及農(nóng)戶家庭收入有顯著的提升作用。在中國，土地不僅是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟活動的重要載體，還承載著農(nóng)村人口的社會保障功能，并對農(nóng)村乃至整個社會的穩(wěn)定發(fā)揮著不可或缺的作用。作為人口大國，中國在快速城市化過程中之所以沒有發(fā)生農(nóng)村暴亂和城市貧民窟問題，原因之一是實施和維持土地承包經(jīng)營權(quán)長期不變的制度1，要堅決制止各種強占農(nóng)民土地的錯誤政策和做法。此外，本文數(shù)據(jù)顯示，外出務(wù)工人員多為年輕、受教育程度高的男性農(nóng)民，這勢必對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和美麗鄉(xiāng)村建設(shè)帶來一定不利影響。國家曾通過價格“剪刀差”使農(nóng)業(yè)為工業(yè)的資金積累作出了巨大犧牲2，之后，農(nóng)民又通過剝奪自己的勞動力價格，為工業(yè)產(chǎn)業(yè)化提供了廉價的勞動力蓄水池3。因此，應(yīng)該繼續(xù)實施工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持農(nóng)村的政策，改變分稅制對農(nóng)村公共財政在基礎(chǔ)設(shè)施、教育、醫(yī)療、社保等公共產(chǎn)品領(lǐng)域投入造成的沉重負擔4，由中央政策主導，對農(nóng)村公共產(chǎn)品建設(shè)和維護注入資源和資金，以留住更多的農(nóng)村優(yōu)勢勞動力，推進美麗鄉(xiāng)村建設(shè)。

本文研究的不足之處在于：（1）所用調(diào)查數(shù)據(jù)為一個時點數(shù)據(jù)，若有連續(xù)若干時點的追蹤數(shù)據(jù)，可以面板數(shù)據(jù)等分析方法，對曾經(jīng)的外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工及其家庭收入的影響作用做出更為深入的分析。（2）所用調(diào)查數(shù)據(jù)沒有反映農(nóng)民工返鄉(xiāng)時間長短的指標，無法揭示返鄉(xiāng)時間長短對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)、進而獲得收入是否有顯著提升作用。這些問題有待相關(guān)研究作出進一步分析。

Return-migration and Farmer Income in China

—A Case Study Based on Survey Data in 7 Mid-west Provinces

Mao Xinya Wei Xiangdong

Abstract： Taking use of rural population survey data in the mid-west 7 provinces （including a municipality） in China， this article analyzes the impacts of previous migrant experience on farmer income and rural household income by dividing farmers into three sub-group of migrant workers， returning migrants and peasants without any migrant experience. Using bootstrap method to adjust standard errors and two-stage least squares （2SLS） estimation to deal with endogenous issues， this paper discloses that although out-migration significantly improves farmers' and their household income， previous migrant experience has no significant impacts on rural income. What makes the income of returning migrants higher than that of peasants without any out-migrant experience can be the difference of gender， marriage and education between them. It is needed to make more practical policy for returning migrants when they start a business at their rural hometown， and encourage returning migrants to participate in local social organizations to make the migrant experience be more accordance with the development needs of their hometown.

Keywords： Return-migration；Out-migration；Farmer Income；Mid-west Regionendprint