杜 鑫,孟小暄

(1.中國社會科學院 農村發(fā)展研究所,北京 100732；2.中國社會科學院大學 農村發(fā)展系,北京 100732)

一、文獻綜述及問題的提出

改革開放以來，隨著市場化改革的深入推進和工業(yè)化、城市化的深入發(fā)展，農村地區(qū)經歷了大規(guī)模的生產要素再配置和調整過程，傳統(tǒng)農業(yè)生產所不能吸納的農村富余勞動力不斷向非農產業(yè)和城市地區(qū)轉移。根據(jù)國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，2009年全國農民工總量為22987萬人，其中，在戶籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)地域內就業(yè)的本地農民工8445萬人，在戶籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)地域外就業(yè)的外出農民工14533萬人(1)《2009年農民工監(jiān)測調查報告》，http://www.stats.gov.cn/ztjc/ztfx/fxbg/201003/t20100319_16135.html.；到2020年，全國農民工總量達到28560萬人，其中，在戶籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)地域內就業(yè)的本地農民工達到11601萬人，在戶籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)地域外就業(yè)的外出農民工達到16959萬人(2)《2020年農民工監(jiān)測調查報告》，http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202104/t20210430_1816933.html.，分別比2009年增長24.24%、37.37%和16.69%，遠超同期全國勞動力總量不到5%的增長率(3)根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》所公布的數(shù)據(jù)，2009年全國勞動力總量為77510萬人，2019年全國勞動力總量為81104萬人，2019年全國勞動力總量比2009年大約增長4.64%。。在宏觀層面，大規(guī)模的勞動力轉移提高了中國的總量勞動生產率和全要素生產率，成為中國經濟增長的重要源泉之一(4)蔡昉：《中國經濟改革效應分析:勞動力重新配置的視角》，《經濟研究》，2017年第7期。。與此同時，勞動力轉移也會對農戶家庭收入產生重要影響。

迄今為止，國內外學術界已有許多關于勞動力轉移或非農就業(yè)對中國農戶家庭收入的影響的研究成果。已有的文獻基本上一致認為勞動力轉移就業(yè)顯著提高了農戶家庭收入水平(5)李實：《中國農村勞動力流動與收入增長和分配》，《中國社會科學》，1999年第2期。，有研究還發(fā)現(xiàn)不同的勞動力就業(yè)形式對家庭收入的貢獻大小不同，勞動力遷移就業(yè)高于本地非農就業(yè)，本地非農就業(yè)又高于農業(yè)就業(yè)(6)Zhao Y. Labor Migration and Earnings Differences: the Case of China. Economic Development and Cultural Change, 1999(4).；有研究也發(fā)現(xiàn)，勞動力遷移在提高了農戶家庭總收入的同時，其所帶來的勞動力損失效應對農戶家庭農業(yè)經營收入帶來了較大的不利影響，同時，這種不利影響僅能由勞動力遷移匯款部分地予以補償(7)王子成：《外出務工、匯款對農戶家庭收入的影響：來自中國綜合社會調查的證據(jù)》，《中國農村經濟》，2012年第4期。。此外，關于勞動力轉移就業(yè)對農村居民收入分配會產生何種影響，已有的研究結論并不一致，有的研究發(fā)現(xiàn)農村勞動力轉移就業(yè)擴大了農村居民收入差距(8)張平：《中國農村居民區(qū)域間收入不平等與非農就業(yè)》，《經濟研究》，1998年第8期.，有的則得出了相反的結論(9)朱農：《貧困、不平等和農村非農產業(yè)的發(fā)展》，《經濟學(季刊)》，2005年第1期。?？偟膩砜?，國內外學術界關于勞動力轉移對于中國農戶家庭收入的影響的研究已經取得了較為豐富的成果，為繼續(xù)開展相關研究提供了較好的基礎。與此同時，已有的研究也還存在一些不足之處，尚有進一步改進的空間。首先，已有的研究在考察勞動力轉移對農戶家庭收入的影響時，或者沒有考慮勞動力轉移行為的內生性問題，或者僅考慮勞動力轉移行為的內生性而沒有考慮其他要素投入特別是土地要素投入的內生性問題。從理論上來說，農戶作為一個擁有勞動、土地等多種生產要素稟賦的理性決策主體，其對每一種生產要素的配置行為都是其根據(jù)市場外部條件、自身資源稟賦和偏好所做出的統(tǒng)一的最優(yōu)化決策的結果，農戶勞動力轉移就業(yè)決策經常伴之以土地流轉決策(10)杜鑫：《勞動力轉移、土地租賃與農業(yè)資本投入的聯(lián)合決策分析》，《中國農村經濟》，2013年第10期。，在研究勞動力轉移對農戶農業(yè)生產和家庭收入的影響時，不考慮勞動力轉移行為以及土地經營規(guī)模的內生性問題，所得估計結果可能是有偏的，即所估計出的勞動力轉移就業(yè)對家庭收入的影響效果可能包含有與之相伴的土地經營規(guī)模調整的影響。其次，已有文獻大都沒有在同一個分析框架內區(qū)分勞動力轉移就業(yè)的不同形式。作為整體的勞動力轉移包括就地轉移(或本地非農就業(yè))和異地轉移(或遷移就業(yè))兩種形式，其對農戶家庭農業(yè)經營收入和非農收入具有不同的影響，對其進行區(qū)分并進行比較分析有其必要性。有鑒于此，本文擬在綜合考慮農戶勞動力轉移就業(yè)行為與土地要素投入的內生性的情況下，考察勞動力轉移行為以及其中的異地轉移對農戶家庭農業(yè)經營收入、非農收入與總收入的影響，以期得到更為準確的估計結果。這既是本文的研究重點，也是對已有研究所做出的邊際創(chuàng)新。

二、樣本數(shù)據(jù)

本文利用2020年中國鄉(xiāng)村振興綜合調查(CRRS)的全國農戶調查數(shù)據(jù)來考察勞動力轉移就業(yè)對農戶家庭收入的影響。2020年中國鄉(xiāng)村振興綜合調查(CRRS)項目課題組在全國范圍內按照隨機分層抽樣原則，抽取了10個省份、50個縣(市)、150個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))、300個行政村、3821個農戶樣本開展問卷調查。為了使樣本具有充分的代表性，課題組首先根據(jù)經濟發(fā)展水平、區(qū)域位置以及農業(yè)生產情況，從東部、中部、西部和東北地區(qū)隨機抽取所有省份數(shù)量的三分之一共10個調查省份，分別是浙江、山東、廣東、安徽、河南、貴州、四川、陜西、寧夏、黑龍江；其次，在每個省份對所有縣(市、區(qū))按照人均GDP高低分為5組，同時考慮地理空間上的均勻分布，從每個組內隨機抽取1個縣，共抽取5個縣(市)；然后，按照與樣本縣(市)相似的抽樣原則，在每個縣(市)隨機抽取經濟發(fā)展水平不同的3個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，在每個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))隨機抽取經濟發(fā)展較好的1個行政村和1個經濟發(fā)展較差的行政村；最后，根據(jù)村委會提供的花名冊，在每個行政村按照等距離取樣法隨機抽取12～14個農戶，就農村人口與勞動就業(yè)、土地經營、糧食生產、社區(qū)環(huán)境、收入及消費、社區(qū)治理等情況開展問卷調查。在本文的分析中，舍棄數(shù)據(jù)缺失及數(shù)據(jù)異常的觀測值后，最后使用了1915個農戶樣本。

為了開展本文的研究，首先需要對勞動力、勞動力轉移、轉移農戶、家庭收入等概念進行界定。結合所使用的樣本數(shù)據(jù)，本文將農村勞動力定義為年齡16～64歲、當前就業(yè)狀態(tài)為全職務農、非農就業(yè)、兼業(yè)、無業(yè)或待業(yè)的農戶成員。將勞動力轉移定義為農村勞動力從事非農就業(yè)或兼業(yè)，勞動力異地轉移(或遷移就業(yè))定義為轉移勞動力一年內在戶籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)地域外從事非農就業(yè)或兼業(yè)6個月及以上。若農戶有成員參與勞動力轉移就業(yè)和異地轉移就業(yè)，則分別稱其為轉移農戶和異地轉移農戶。家庭收入是指純收入，包括家庭農業(yè)經營凈收入和非農收入，前者包括家庭全部農業(yè)生產經營活動扣除了經營成本后所取得的凈收入，后者包括農戶成員非農就業(yè)活動所取得的凈收入以及財產性收入和轉移性收入。

根據(jù)上述定義，表1列出了樣本農戶參與勞動力轉移就業(yè)及其家庭收入狀況。根據(jù)表1，2019年全體樣本農戶平均擁有勞動力2.55人，其中轉移勞動力1.32人，異地轉移勞動力0.76人，二者分別占樣本農戶家庭勞動力人數(shù)的49.44%和26.61%。全體農戶平均家庭純收入64254.45元，家庭農業(yè)經營凈收入23866.87元，非農收入40387.57元。轉移農戶與非轉移農戶相比較，轉移農戶呈現(xiàn)出勞動力人數(shù)較多、家庭純收入及非農收入較高而農業(yè)經營凈收入較低的特點，其中的異地轉移農戶的上述特點更為突出，而非轉移農戶則呈現(xiàn)出完全相反的特點，即勞動力人數(shù)較少、家庭純收入及非農收入較低而農業(yè)經營凈收入較高。對于轉移農戶與非轉移農戶在家庭收入上存在的明顯差異，勞動力轉移就業(yè)活動是否產生了顯著影響以及其影響程度如何？下面，本文將通過經濟計量分析予以研究論證。

表1 樣本農戶參與勞動力轉移就業(yè)及其家庭收入狀況

三、模型設定及估計策略

農戶家庭收入主要來源于家庭農業(yè)生產經營和非農就業(yè)活動，其家庭收入函數(shù)既具有生產函數(shù)的特征，又具有個人收入函數(shù)的特征。據(jù)此，本文設定如下形式的農戶家庭收入模型：

(1)

為了更深入地考察勞動力轉移對家庭農業(yè)收入和非農收入的不同影響，本文進一步將農戶家庭純收入分為家庭農業(yè)經營凈收入和非農收入，分別建立如下模型來考察勞動力轉移對不同收入來源家庭收入的影響：

(2)

(3)

式(2)、(3)中，yα、yn分別代表家庭農業(yè)經營凈收入和非農凈收入，Xα、Xn分別代表一系列影響農戶家庭農業(yè)經營凈收入和非農凈收入的控制變量向量，其他解釋變量含義與式(1)相同。本文假設農戶通過勞動力轉移就業(yè)而獲得非農收入的過程不需要土地要素投入，式(3)沒有引入土地要素投入變量。θα0、θα1、…θα5、和θn0、θn1、…θn4、分別為相應的待估計系數(shù)或系數(shù)向量；ζα、ζn為服從正態(tài)分布的隨機誤差項，分別代表其他影響農戶家庭農業(yè)經營凈收入和非農凈收入的不可觀測因素。

式(1)和式(2)中，農戶勞動力轉移變量Ln和家庭農業(yè)生產土地要素投入t都具有潛在的內生性。如果不考慮其內生性問題，直接對其進行OLS估計，所得結果可能是有偏的，對式(1)和式(2)的估計應當考慮這兩個變量的內生性問題。與此同時，家庭農業(yè)生產土地要素投入t是一個連續(xù)性的內生解釋變量，而勞動力轉移變量Ln卻是一個二值內生處理變量。處理這兩個數(shù)據(jù)特征截然不同的解釋變量的內生性問題，不能采用一般的兩階段最小二乘方法。針對這一問題，本文選擇使用能夠同時處理連續(xù)性變量和處理變量內生性的擴展回歸模型(extended regression model，ERM)進行估計(12)StataCorp., Stata: Release 16. Statistical Software. College Station, TX: StataCorp LLC., 2019.。式(3)中只有一個勞動力轉移變量Ln是內生處理變量，對其采用處理效應模型(treatment effect model)進行估計(13)StataCorp., Stata: Release 16. Statistical Software. College Station, TX: StataCorp LLC., 2019.。本文在使用擴展回歸模型或處理效應模型對式(1)-(3)進行估計時，選擇農戶家庭勞動力人數(shù)、承包地面積、家庭金融資產、本地勞動力市場和土地流轉市場的要素價格水平以及其他一些戶特征、村特征變量作為解釋變量對農戶勞動力轉移決策與農業(yè)土地要素投入進行建模。

表2 變量的定義與描述統(tǒng)計

以上即為本文擬建立的考察勞動力轉移如何影響農戶家庭收入的經濟計量模型。表2列出了本文經濟計量模型所使用的變量的定義及其描述統(tǒng)計。

四、估計結果

(一)勞動力轉移對家庭收入的影響

表3 勞動力轉移對家庭收入的影響

表3列出了勞動力轉移對農戶家庭純收入、家庭農業(yè)經營凈收入與非農凈收入的影響的估計結果。表3顯示，農戶家庭收入方程與勞動力轉移決策方程之間的相關系數(shù)估計結果都具有統(tǒng)計顯著性，表明家庭收入方程中的勞動力轉移變量是內生處理變量，采用擴展回歸模型與處理效應模型回歸方法而非普通最小二乘法才能得到一致性的估計結果。

根據(jù)表3，在控制了家庭勞動力人數(shù)、家庭金融資產、經營耕地面積、勞動力平均受教育年限以及其他戶特征、村特征等變量的條件下，勞動力轉移就業(yè)對家庭純收入產生了顯著的正向影響，平均來說，使農戶家庭純收入分別提高了大約36%。分收入來源來看，勞動力轉移對家庭農業(yè)收入產生了顯著的負向影響，使其降低了大約20%；但對家庭非農收入產生了顯著的正向影響，使其增加了80%。

就其他控制變量來看，經營耕地面積、家庭金融資產對農戶家庭純收入及農業(yè)收入和非農收入都產生了顯著的正向影響。家庭勞動力人數(shù)對農戶家庭純收入及非農收入產生了顯著的正向影響，但對家庭非農收入的影響并不顯著，究其原因，或許在于機械對勞動的替代在當前農業(yè)生產中較為普遍，使得家庭勞動力人數(shù)對非農收入的影響顯著降低。與已有文獻的研究結論相似(14)Kung,J.K.S.,and Y.Lee.So What If There Is Income Inequality?The Distributive Consequence of Nonfarm Employment in Rural China.Economic Development and Cultural Change,2001(1).，代表家庭人力資本水平的勞動力平均受教育年限雖然也對家庭純收入產生了顯著的正向影響，但其僅對提高家庭非農收入發(fā)揮了積極作用，對提高家庭農業(yè)收入并沒有產生顯著影響，其原因可能在于教育對于家庭農業(yè)生產和非農就業(yè)兩種性質不同的經濟活動的貢獻截然不同。戶主年齡的增加對家庭純收入產生了顯著的不利影響，但主要是對家庭農業(yè)收入產生了顯著的不利影響，對來源于留守家庭成員之外的非農收入并沒有產生顯著影響。位于平原地區(qū)有利于開展農業(yè)生產，從而對農戶家庭農業(yè)收入產生了顯著的正向影響，但對家庭非農收入及全部家庭純收入均沒有顯著影響。一個比較令人費解的估計結果是，位于城市郊區(qū)對農戶家庭純收入產生了某種程度的負向影響(系數(shù)估計值僅在10%的水平上具有統(tǒng)計顯著性)，原因或許可以從其對家庭農業(yè)收入和非農收入所產生的不同影響上一窺端倪；位于城市郊區(qū)主要對農戶家庭農業(yè)收入產生了某種程度的負面影響(系數(shù)估計值僅在10%的水平上具有統(tǒng)計顯著性)，其原因或許在于城市郊區(qū)農民普遍存在因征地等原因而造成的失地較多、土地資源較少；同時，位于城市郊區(qū)對于家庭非農收入并沒有產生顯著影響，其原因或許在于控制了勞動力人數(shù)、人力資本水平、家庭金融資產等變量的影響之后，單純地理位置因素對于家庭非農收入的影響已經不再顯著；正是由于位于城市郊區(qū)對于家庭農業(yè)收入與非農收入產生了上述不同的影響，最終導致其對家庭純收入產生了某些不利影響。

(二)異地轉移對家庭收入的影響

表4列出了異地轉移對農戶家庭純收入、家庭農業(yè)經營凈收入與非農凈收入的影響的估計結果。與表3類似，表4中的農戶家庭收入方程與異地轉移決策方程之間的相關系數(shù)估計結果都具有統(tǒng)計顯著性，表明家庭收入方程中的異地轉移變量是內生處理變量，采用擴展回歸模型與處理效應模型回歸方法而非普通最小二乘法才能得到一致性的估計結果。

根據(jù)表4，在控制了家庭勞動力人數(shù)、家庭金融資產、播種面積、勞動力平均受教育年限以及其他戶特征、村特征等變量的條件下，異地轉移就業(yè)對家庭純收入產生了顯著的正向影響，平均來說，使得農戶家庭純收入提高了大約80%。分收入來源來看，異地轉移對家庭農業(yè)收入產生了顯著的負向影響，，使其降低了大約30%；但對家庭非農收入產生了顯著的正向影響，使其增加了大約130%。就勞動力轉移與異地轉移相比較而言，異地轉移對提高家庭純收入的貢獻更大，特別是對提高家庭非農收入的貢獻更大，但異地轉移對家庭農業(yè)收入的負向影響也相對更大。

就其他控制變量來說，其估計結果與表3大體相同，此處不再重述。與表3不同之處主要有以下幾個方面：第一，在控制了異地轉移變量后，表4中家庭勞動力人數(shù)的多少對農戶家庭非農收入也不再具有顯著影響，原因或許是家庭勞動力對于家庭非農收入的貢獻主要在于其是否參與異地轉移就業(yè)而非家庭勞動力人數(shù)的多少。第二，同時也是一個令人感到費解的估計結果，就是位于平原不僅對農戶家庭農業(yè)收入產生了顯著的正向影響，還對家庭非農收入產生了顯著的負向影響，考慮到已經控制了異地轉移變量，造成這一估計結果的原因或許是位于山區(qū)的農村居民由于農業(yè)生產條件相對較差，相對來說更傾向于參與轉移就業(yè)特別是本地非農就業(yè)，而農業(yè)生產條件相對較佳的平原地區(qū)農村居民更容易安于家庭農業(yè)生產現(xiàn)狀。另外一個不同之處在于，表4中位于城市郊區(qū)對家庭非農收入產生了某種程度的正向影響(系數(shù)估計值僅在10%的水平上具有統(tǒng)計顯著性)，并且對家庭純收入不再具有顯著性的影響。結合表3和表4可知，在控制了其他變量的條件下，位于城市郊區(qū)會對農戶家庭農業(yè)收入產生顯著的負向影響，但對家庭非農收入僅會產生顯著性較弱的正向影響。以上兩方面的影響加總起來，位于城市郊區(qū)對農戶家庭純收入的影響已不再具有較高的統(tǒng)計顯著性。

表4 異地轉移對家庭收入的影響

五、結論與啟示

本文利用2020年中國鄉(xiāng)村振興綜合調查(CRRS)的農戶調查數(shù)據(jù)，在綜合考慮農戶勞動力轉移行為與土地要素投入的內生性的情況下，使用擴展回歸模型及處理效應模型考察勞動力轉移以及其中的異地轉移對農戶家庭農業(yè)經營收入、非農收入與總收入的影響。研究發(fā)現(xiàn)，在控制了農戶生產要素稟賦、播種面積、人力資本以及其他戶特征、村特征變量的影響之后，勞動力轉移及異地轉移對農戶家庭收入產生了顯著的正向影響，平均來說，二者分別使農戶家庭純收入提高了大約40%和80%。分收入來源來看，二者都對家庭農業(yè)收入產生了顯著的負向影響，對家庭非農收入產生了顯著的正向影響；勞動力轉移與異地轉移相比較而言，異地轉移對提高家庭純收入的貢獻更大，特別是對提高家庭非農收入的貢獻更大，但其對家庭農業(yè)收入的負向影響也相對更大，勞動力轉移則正好相反。

鑒于勞動力轉移就業(yè)會帶來家庭收入的顯著提高，為了繼續(xù)提高農民收入，在“十四五”及未來一個時期，應當繼續(xù)推進勞動力轉移進程，為此，應當注意加強農村勞動力培訓，努力提高勞動力素質，做好農村勞動力就業(yè)創(chuàng)業(yè)工作，推進城鄉(xiāng)勞動力市場一體化發(fā)展。同時也應看到，勞動力轉移就業(yè)尤其是異地轉移就業(yè)對農戶家庭農業(yè)經營收入產生了負面影響，這也意味著，農戶出于自身利益最大化的動機而不斷擴大勞動力轉移就業(yè)規(guī)模，會對農業(yè)生產帶來潛在的負面影響，對此也不能掉以輕心。因應這種發(fā)展趨勢，加快培育新型職業(yè)農民，積極推進土地流轉，大力發(fā)展農業(yè)社會化服務，早日實現(xiàn)土地經營規(guī)?；蜕鐣找?guī)?；?，以此助推農業(yè)現(xiàn)代化進程，才是根本的解決之道。