选择性迁移与农村劳动力的人力资本深化
2008-12-29 00:00:00郭剑雄刘叶
人文杂志 2008年4期
内容提要 在将人力资本积累率处理为迁移过程的内生变量时，选择性迁移就会在跨部门套利动机的驱使下提高对人力资本投资的需求，同时也有利于提高向人的质量投资的能力，因而可能带来农村地区人力资本深化的结果。中国农村劳动力大规模转移以来农村居民平均受教育程度不断提高的经验数据，在一定程度上支持了本文所提出的假说。
关键词 农村劳动力 选择性迁移 人力资本深化
〔中图分类号〕F33 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕0447-662X(2008)04-0072-06
一、引言
农村劳动力大规模的非农转移，是最近20余年来伴随中国经济持续高速增长过程的突出的社会经济现象之一。根据发展经济学的经典理论，劳动力在存在发展差异的农业与非农部门之间的再配置，是消除二元经济结构、实现农业现代化和繁荣农村的必由之路；完成迁移的过程，则需以农业和非农产业之间劳动生产率大体趋同为条件。目前城乡居民收入悬殊差距
2005年，城镇居民家庭人均可支配收入10493元，农村居民家庭人均纯收入3254.9元，前者是后者的3.22倍。数据来源：国家统计局，2006：《2006中国统计年鉴》，中国统计出版社。）的事实表明，中国农村劳动力的非农迁移进程仍将继续。
由此引发的相关研究所关注的一个重点是，什么因素决定着迁移，以及如何加速迁移？对迁移者的个人（家庭）特征与其迁移行为间相关性做统计检验，成为回答这一问题的基本思路（Huffman，1980；赵耀辉，1997；de Brauw等，2002；李实，2003；杜鹰，2006）。在此类研究中，劳动者的受教育程度，作为影响迁移决策及迁移行为的关键因素被分解出来。相应的理论解释是，二元结构下农业与非农部门之间存在着技术类别和技术层次的差异，较高的文化技术水平是农业劳动力实现职业转换的必要条件；文化程度高的人在获取就业信息方面占有优势，因而具有较强的工作搜寻能力；根据教育程度甄别个人生产率作用的假说阿克洛夫的信息不对称假说认为，受教育程度仅仅是劳动力向市场发出的甄别个人生产率的信号，而与劳动力真实的劳动生产率无关。参见陈曦，2005：《农业劳动力非农化与经济增长》，黑龙江人民出版社，第177页注［11］。），雇主往往把教育程度作为选择高能力雇员的识别方法。因此，教育水平有利于提高劳动者的非农就业概率Huffman（1980）对276个调查对象的研究表明，教育可直接增加劳动力从事非农工作的概率，其弹性为1.2。赵耀辉（1997）发现，与没有受过正规教育的人比，高中文化程度的人外出的概率多21个百分点，初中文化程度的人多11个百分点。李实（2003）的统计分析表明，与文盲相比，高中文化程度的劳动力获得非农就业机会的概率在1988年高出近10个百分点，在1995年要高出20个百分点。）。同时，迁移成本与受教育程度一般被设定为负向关联，获自教育的能力有助于克服劳动者从自己的家乡到陌生的地方、进入不熟悉的工作环境所面临的一系列能力上和心理上的障碍（赵耀辉，1997）。
非农产业的进入条件对迁入者的选择性，引起了研究者对未转移劳动力如下变化趋势的关注：（1）老龄化。在杜鹰（2006）的调查样本中，四川和安徽两省外出劳动力多为35岁以下的青壮年，平均年龄分别为26.9岁和27.4岁，非外出劳动力的平均年龄分别高于外出者7.6岁和4.9岁。Alan de Brauw、黄季焜等人（2006）的调查样本显示，与1990年相应年龄人群比较，2000年，21~25岁和26~30岁人群的非农就业参与率翻了一番，16~20岁的劳动力非农就业参与率提高了两倍多；尽管年龄较大的人群非农就业率也在上升，但他们的参与比例还不到16~20岁人群的一半。（2）女性化。农业部关于农村劳动力外出打工情况的一项调查显示，2004年，农村外出就业的男性劳动力占到全部外出就业人数的70.1%。数据来源：2005年1月16日《人民日报》。）
由于教育的进展，劳动力的受教育程度随年龄呈负相关变化；2005年，30岁以下劳动力的文盲率低于2.1%，而50岁以上劳动力的文盲率则在13.8% ~ 42.8%之间。相反，接受高中教育的比率，前者处于9.2% ~ 16.5%之间，后者则在8.1%以下。在大专及其以上的教育中，年轻人的比率更显著地高于年长者。数据来源：国家统计局人口和就业统计司、劳动和社会保障部规划财务司，2006：《2006中国劳动统计年鉴》表1—48。中国统计出版社。）教育的进展尚未消除教育机会分配中的性别歧视，一般而言，男性的教育程度高于女性。比如，2005年，在初中、高中和大专及其以上三个等级的教育中，男性分别高于女性8.96、13.50和14.54个百分点；而在15岁及其以上人口中，女性文盲率高达16.15%，是男性的2.76倍。数据来源：国家统计局，2006：《2006中国统计年鉴》表4—12；表4—13。中国统计出版社。）因此，老龄化和女性化，同时意味着滞留劳动力的平均人力资本 出于简化分析的需要，本文仅以受教育程度衡量人力资本水平。）水平可能趋于降低。比如，2005年，农村劳动力平均受教育年数约8.16年，数据来源：根据国家统计局农村社会经济调查司，2006：《2006中国农村住户调查年鉴》表2—2计算得出，中国统计出版社。计算方法为各级教育年数乘以相应权重加总求和。其中，“不识字或识字很少”以1年计；“中专”和“大专及大专以上”合以15年计。）外出务工劳动力的平均受教育年限为9.07年。外出务工劳动力的受教育程度构成来自《2006中国农村住户调查年鉴》综述。其平均受教育年数与农村劳动力平均受教育年数的计算方法相同。）若外出劳动力的受教育水平大体代表全部农村转移劳动力 全部转移包括就地转移（在本乡镇地域内实现非农就业）和外出转移（转移到本乡镇地域之外）。）的受教育状况，
赵耀辉(1997)的一项研究表明，有更高教育水平的劳动力在当地也会获得很好的就业机会，因而倾向于在本地从事非农工作。）那么，未转移劳动力的平均受教育年限是7.62年。未转移劳动力平均受教育年数=（农村劳动力平均受教育年数—转移劳动力平均受教育年数×转移劳动力比重）÷未转移劳动力比重。）由此所引出的问题是，农业从业者文化技能的这种变化对农业和农村发展将产生何种影响？中国今后的农业现代化进程将如何走过？
若将人力资本积累率作为外生变量给定时，迁移的选择性对农村地区人均人力资本水平的影响必然是负面的；事实上，选择性迁移本身在很大程度上同时决定着农村居民家庭的人力资本投资决策。本文所做的工作是：第一，与关注人力资本对迁移行为影响的已有文献相反，将研究视角转向迁移对人力资本形成的作用；第二，将人力资本积累率处理为迁移过程的内生变量，讨论选择性迁移条件下的人力资本积累机制，并给出相应的经验证据。
二、选择性迁移条件下的人力资本积累机制
借鉴Kanbur和Rapoport（2005）提供的分析方法，构造选择性迁移条件下的农村人力资本积累模型如下：
假设经济系统由农业与非农产业两个部门组成。农业与非农部门之间存在着技术差距，即相对于人力资本迁入地非农部门而言，人力资本移出地农业部门是欠发达的。两部门之间的技术差距主要体现在对人力资本回报的差异上。若将农业部门对单位人力资本的报酬单位化为1，则单位人力资本在非农部门的报酬为w（w＞1）。w是扣除了迁移成本的净回报。）同时，假设非农部门为完全竞争的就业市场，其工资结构不受迁入者的影响。
将农村劳动者所拥有的时间分为两个阶段，每阶段均化为1。在第一阶段，劳动者选择是否进行教育投资。选择接受教育而投入的时间占单位时间的比例为e（0＜e＜1），该时间投入的教育可以理解为迁移所必需的人力资本门槛。同时假定，第t期的每个劳动者都有i从上一代遗传而来的并且呈平等分布的人力资本
ht存量。第二阶段上，劳动者提供固定数量的劳动。本阶段劳动者的生产率水平，取决于其在第一阶段进行的人力资本投资。劳动者在第二阶段的人力资本水平，是他们的受教育时间及其学习能力的一个增函数（设为线性形式）。其中，假设每个劳动者把他们用于教育上的时间转化为生产技能的能力是不同的，即个人具有不同的学习能力ait，并假设ait在区间［0，1］之间均匀分布。
接受教育是实现迁移的一个必要条件，但不是充分条件。即，受教育的劳动者面对着迁移的不确定性，他们有p的概率可以实现迁移，有1-p的概率不能实现迁移。同时，将未受过教育的人的迁移概率设定为0。
在可能实现迁移的情况下，农民会比较农业部门和非农部门的人力资本回报率，从而做出是否进行教育投资的决策。若受教育者的预期收入高于未受教育者的预期收入，为简便起见，这里未考虑收入的跨期贴现问题，同时假定农民是风险中性的。）即在满足（1）式的条件下，接受教育就会成为理性投资者的选择：
（1-e）ht+（1-p）（1+ai）ht+p(1+wai)ht＞2ht（1）
直接化简后，该式等价于
ai＞e1+p(w-1)（2）
令e1+p(w-1)≡aE，aE为农民是否选择接受教育的临界学习能力。也就是说，当个人的学习能力大于aE时，他（她）就会选择对教育进行投资；相反，个人的学习能力小于aE时，教育投资就不会被选择；而当个人的学习能力等于aE的时候，是否进行教育投资对投资者来说是无差异的。由于每个人的学习能力被设定为是有差异的，且在区间［0，1］均匀分布，因此，aE的值越小，选择对教育进行投资的个人就越多。
在封闭经济中，农民不能从农业转移到非农产业，其受教育者的比重为
pF=1-aF=1-e。aF为不存在非农转移时的个人学习能力的临界值。
af=e ，由必要的政府投入给出。大于该临界学习能力的人所占的比重即为受教育劳动力所占的比重。
）在部门开放的条件下，农民可以自由地由农业向非农产业转移，其受教育劳动力的比重为：
pE=(1-p)(1-aE)aE+(1-p)(1-aE)（3）
如果pE＞pF，即劳动力的非农转移增加了农村受教育者所占的比重，说明部门开放条件下的人力资本水平将高于封闭条件下的人力资本水平，劳动力的迁移为迁出地带来了有利的影响。这一条件等价于：
p＜w+e-2w-1（4）
令w+e-2w-1≡pc，pc为劳动力非农转移能够增加农村受教育者比重时的临界迁移概率。
当p＜pc时，影响同样是有利的。亦即，劳动力非农转移增加了受教育者的比重，提高了人力资本水平。pc是w关于的凹函数：
αpcαw1-e(w-1)2＞0
α2pcαw2-2(1-e)(w-1)3＜0（5）
可以看出，随着非农产业人力资本回报率的增加，迁移可能性的临界值逐渐增大，迁移的可能性也就随之增大。农村劳动力转移的规模迅速扩大，后扩大速度逐渐趋缓。同时，在劳动力转移变得有害之前，农村能够承受相对高的迁移率。
由（2）式进一步可得：
αaEαp=-we［1+p(w-1)］2＜0（6）
（6）式显示，随着迁移率的提高，个人学习能力的临界值减小，选择对教育进行投资的人数就会增加。说明迁移率在一定程度上提高了接受教育者的比例，从而促进了农村居民人力资本的深化。
三、劳动力非农迁移对农村人力资本积累影响的经验考察
1．非农迁移与农村劳动力受教育程度的变化：中国的经验数据
依据《2006中国农村住户调查年鉴》提供的数据，可以绘制出1985~2005年农村非农从业人员比重（X）变化和农村劳动力高中及其以上文化程度人数比重（Y）变化相关关系的散点图（图1）。该图显示，从1985年到2005年，农村非农从业者比重由18.1%提高到40.5%，21年间增长了22.4个百分点。同期，高中及其以上文化程度劳动者的比重由7.25%上升为13.80%，提高6.55个百分点；数据来源：国家统计局农村经济社会调查司：《2006中国农村住户调查年鉴》，中国统计出版社。）若以农村劳动力的平均受教育年数计，2005年比1985年提高了2.26年；同期的文盲率则下降了21个百分点。数据来源：根据国家统计局农村经济社会调查司《2006中国农村住户调查年鉴》表2—2计算得出，中国统计出版社。）
图1 . 1985~2005年中国农村劳动力高中及其以上文化
程度人数的比例与非农从业人员比重关系的散点图
2．非农迁移率与农村劳动力受教育水平的格兰杰因果关系检验
按照计量经济学理论，高度相关的两个变量并不意味着它们之间就存在因果关系，一般使用最小二乘法进行因果检验。为了避免“伪回归”，需要先对时间序列进行单位根检验，以判断其平稳性。只有随机变量是平稳的时间序列，才能进行格兰杰因果关系检验。下面，通过判断各随机变量时间序列是否平稳的扩展的单位根检验（ADF）方法，对农村非农从业人员比重与农村居民家庭劳动力高中及其以上文化程度人数比例的时间序列进行因果关系检验。
Granger 因果检验的结果对滞后阶数的选取十分敏感。模型对滞后阶数的选取不同会影响检验的结果，滞后变量过多又会降低估计的无偏性。经过试验，滞后期为2时，根据SC和AIC准则ADF检验结果，在5%的显著水平上，X和Y经过1次差分后成为平稳序列。这两个序列均为1阶单整。这样，在变量X和Y之间存在协整关系，可以进行格兰杰因果检验。
利用计量软件Eviews5.0，对各变量滞后阶数的选取根据AIC和SC准则，Granger 因果检验结果见表1。
表1.Granger因果关系检验结果
原假设观测量F统计量显著性水平
Y不是引起X变化的原因；
X不是引起Y变化的原因18
2.323180.13721
2.878150.09229
结果表明，当滞后期为2时，对于原假设 “X不是引起Y变化的原因”，F统计值达到了足够大，通过了显著性检验，所以有理由拒绝原假设。也就是在10%的置信度下，非农从业人员比重的增加是农村居民家庭劳动力高中及其以上文化程度的人数比例提高的格兰杰原因。这说明，农村劳动力的非农转移在一定程度上对农村居民受教育程度的提高做出了贡献，换言之，劳动力的非农转移促进了农村居民人力资本的提高。
3．对选择性迁移成为农村劳动力受教育程度提高原因的分析
由于非农产业的要素回报率较高，因此，迁移者可以比未迁移者获得更高的收入。当较高的文化技能成为劳动力实现跨部门“套利”的必要条件时，必然会刺激农村居民家庭对其成员进行教育投资的需求的增长。其直接表现是，越来越多的农村居民子女由乡村学校转入城市学校，接受较高质量和更高层次的教育；间接表现为农村居民家庭生育率的显著下降，1996~1997年，农村育龄妇女生育率分别高于城市、镇育龄妇女生育率18个千分点和15个千分点，到2004~2005年，前者与后二者的生育率差距分别缩小为13.6个千分点和7.3个千分点。数据来源：国家统计局人口与就业统计司，2006：《中国人口统计年鉴》，中国统计出版社。）因为，生育率与对子女的教育投资之间存在着一种逆向关系，当经济发展进入一定阶段后，对子女质量的需求替代了对其数量的需求（Becker，Murphy，Tamura，1990）。
非农迁移可以通过两种途径增加农村居民家庭的收入：（1）迁移者收入的一部分以汇款的形式返回农村家庭。李强（2001）的一项研究显示，中国外出农民工的汇款比例高于其他国家。都阳和Albert Park（2006）通过对中国西部地区四个贫困县所作的农户调查研究表明，迁移收入的转移能有效增加家庭收入。（2）大量劳动力的非农转移，使农村人均经营的土地规模增加，经营土地的劳动和资本投入比例也获得改善，农业生产的收入可因此增加。1990年，农村居民家庭人均纯收入中来自农业生产的收入是344.6元，2005年提高到1097.7元。农民家庭收入的增长，有利于其提高对教育的支付能力（图2）。
图2. 1985~2005年农村居民文教娱乐用品及服务支出占生活消费支出的比重变化趋势图
数据来源：国家统计局农村社会经济调查司：《2006中国农村住户调查年鉴》2-32，中国统计出版社。
还应当注意到，向非农部门的转移，意味着劳动力由低学习率部门进入到高学习率部门，迁移本身能够通过“干中学”提高劳动者的人力资本水平。迁移者实际能力的改变又会在无形中影响到留在农村的家庭成员的观念和能力，间接改善他们的从业素质。由于本文仅以教育程度衡量劳动者的人力资本水平，因此，通过“干中学”所获得的实际能力的增长在本文所选取的衡量劳动者人力资本水平的相关数据中未得到体现。）
四、结论及进一步讨论的问题
在将人力资本积累率作为外生变量的现有文献中，农村地区人力资本的浅化，是较高文化水平劳动力非农迁移的自然结论。事实上，选择性迁移在很大程度上同时决定着农村居民家庭的人力资本投资决策。如果将人力资本积累率处理为迁移过程的内生变量，那么，选择性迁移会在跨部门套利动机的驱使下提高对人力资本投资的需求，同时也有利于提高向人的质量投资的能力，因而可能出现农村地区人力资本深化的结果。劳动力持续和大规模非农迁移以来，中国农村居民平均受教育程度不断提高的经验统计数据，在一定程度上支持了本文所提出的假说。
实现农村从业者人力资本的深化，是劳动力非农化过程中农业和农村发展政策具有决定性意义的目标选择。试图阻止农村地区人力资本流失的政策努力，在极大程度上可能导致农民家庭人力资本投资动机的泯灭而出现事与愿违的结果。因此，适当的政策选择是，进一步消除阻碍农村劳动力流动的各种制度性障碍，建立和健全城乡统一的劳动力就业市场；同时，增加面向农村居民的教育和培训机会的供给，使农村劳动力逐步具备与城市劳动力在相同市场竞争高收入就业机会的能力。
本文尚未解决的问题是：第一，高素质劳动力的非农迁移对农村地区人力资本的影响是双重的：引致人力资本投资增加的正效应和减少人力资本存量的负效应。选择性迁移条件下，滞留于农村的劳动力的人力资本深化需要满足一定的条件。与此相关的问题是，农村劳动力的最优迁移概率和最优人力资本积累率的确定。第二，劳动力非农迁移的双重效应，对目前中国滞留于农业部门劳动力的人力资本水平的综合影响是什么，如何确定中国农村劳动力的最优迁移概率和最优人力资本积累率。这些问题的回答，是我们下一步研究工作的任务。
参考文献
1．Huff
