劳动力流动、家庭收入与农村人力资本投入※——基于CFPS微观数据的实证研究

张安驰 樊士德

一、 问题提出

传统的劳动经济理论表明，劳动力在地区间、城乡间抑或部门间的流动将对人力资本产生一定影响。对于这一影响的论述占主导性的观点是：在微观层面，劳动力流动将有助于外流劳动力开拓视野、更新观念、改进工作方式和习惯等，进而提升自身的人力资本；在中观层面，劳动力流动调整了劳动力要素在区域间的禀赋分布，进而实现了人力资本在地区和空间上的进一步动态优化；在宏观层面，劳动力流动将在一定程度上通过微观个体人力资本的帕累托改进以及区域和空间上的配置效率优化，最终实现人力资本总量上的提升。笔者认为劳动力流动对人力资本的动态配置过程也是传统人口红利日趋式微背景下开发和培育新型人口红利的过程。

在国外，对劳动力流动给人力资本所带来的影响研究更多地聚焦国际间的劳动力流动。Miyagiwa(1991)、Haque(1995)等研究认为劳动力在国际间迁移会造成输出国的人力资本流失，从而会影响本国经济的发展。而与之不同的是，也有学者认为劳动力输入国的教育回报一般要高于劳动力输出国，国际间的移民将会提高输出国人力资本的预期收益，从而促进输出国的教育投资和人力资本水平(Stark，Christian & Alexia，1998)。再者，还有学者聚焦劳动力迁移的微观和宏观效应，并指出劳动力迁移能够提高迁移者自身的人力资本水平，外迁者的部分回流将增加输出国的人力资本总量(Beine，2001)。而在国内，白南生(2002)认为相较国际间的劳动力迁移，我国区际间的劳动力流动更为频繁，家庭中部分劳动力外流的形式占主体，并呈“候鸟式”抑或“钟摆式”的流动特征，换言之，并未实现户籍的根本转换。在此基础上，阮荣平等(2011)通过省际数据的实证研究认为人口流动对输出地的人力资本既有正向效应也有负向效应，主要受人口和劳动力转移规模、区域差距等因素的影响。

在笔者的研究视野中，对于劳动力流动对人力资本影响的研究存在以下不足：一是已有研究大多从宏观视角出发，而基于微观层面的思考并不多见；二是往往以劳动力存量为指标表示人力资本存量，而忽视劳动力素质变化的影响。三是已有研究一般基于政府层面和社会层面的外部人力资本投资，而基于自我造血能力视角，尤其是考虑劳动力流动对流出地本身教育投入意愿的研究还需补充。长期以来，外流劳动力在主观上有意降低或规避了诸多外流的货币化成本，进而造成对自身包括健康等人力资本与基本福利的侵害并导致外流净收益的“虚高”(樊士德，2013)，与此同时，欠发达地区劳动力外流，伴随着自身人力资本、物质资本和技术要素的外流，进而在一定程度上导致欠发达地区产出效应的“漏出”，最终给欠发达地区经济增长带来了较为明显的负向效应(樊士德，2011)，这也是目前地区间抑或城乡间人口和劳动力流动的典型特征。劳动力流动对欠发达地区产出和微观个体福利所可能带来的负向冲击，反过来，又会对农村人口和劳动力人力资本投入产生什么样的内在影响？对于不同收入的农村家庭又存在什么样的差异化特征？这构成了本文的逻辑出发点和落脚点。因此，本文从微观层面出发，聚焦劳动力流动对人力资本影响的微观机制和机理研究，实证检验在不同收入水平下劳动力外流对家庭人力资本投入的影响。

二、 研究设计

就劳动力流动如何影响农村欠发达地区人力资本投入的机理而言，主要体现在以下几个方面：一是我国外流劳动力中有大量的短期务工者，同时中国的传统文化特性决定了外流劳动力这一群体拥有强烈的乡土情结，工作性质和文化传统可能使他们会倾向于省吃俭用，将收入寄回老家，进而决定流出家庭拥有更多的资金投入教育，从而提升当地的人力资本水平；二是劳动力流动特别是优质劳动力带来的自身务工收入的提升和家庭收入来源的拓展，可能在流出地引发示范效应，导致当地人力资本预期回报率增加，从而提高了输出地的人力资本投资力度。但是随着城乡抑或区域间差距的缩小，劳动力流动规模增速将随之降低，劳动力流动对于人力资本投资的抑制效应可能会增强(阮荣平等，2011)。鉴于此，本文提出如下假设：

H1：当农村家庭处于低收入水平时，劳动力流动对于农村欠发达地区家庭人力资本投入有显著的正向影响，正向影响包括当家庭有成员外出工作时，该家庭进行人力资本投入的概率与人力资本投入的力度都会增加。

H2：随着家庭收入的提高，劳动力流动对农村欠发达地区家庭人力资本投入的促进作用显著降低。具体表现为当家庭平均收入上升时，家庭成员外出工作对该家庭进行人力资本投入的概率以及人力资本投入的力度都会降低。

1. 模型设定与变量选择

考虑到微观农村家庭一般存在有人力资本投入和无人力资本投入两种状态，本文首先设定二元选择Probit模型，以具体研究劳动力流动对人力资本投资发生概率的影响：

(1)

在模型(1)中，Pr(Yi=1|Xi)为第i个农村家庭当年进行人力资本投入的概率，Yi表示第i个农村家庭是否在当年有人力资本投入，用虚拟变量Edui进行替代，若该家庭当年有教育投资，则Edui=1；反之Edui=0。核心解释变量LMi表示劳动力流动状况，其衡量指标为第i个农村家庭是否有劳动力外出打工，若有则LMi=1，否则取LMi=0；解释变量lnIi表示第i个农村家庭平均收入的自然对数；考虑到收入效应的非线性，为避免内生性问题加入家庭收入水平的平方项(lnIi)2。同时为了考察劳动力流动对输出地家庭人力资本投入的影响是否会随着家庭收入水平的变化而变化，本模型引入交叉项LMi*lnIi。

进一步根据本文的研究目标与CFPS2014年的数据特征，设置控制变量组X，其中包括：(1) 反映家庭其他收入来源的变量ln(Gi+1)和Sdi，其中ln(Gi+1)表示第i个农村家庭来自政府方面的额外收入(即接受政府补助金额)的自然对数，由于部分农村家庭Gi=0，故对变量进行加一取对数的数学处理；虚拟变量Sdi表示第i个农村家庭是否有来自社会方面的额外收入(即是否有接受社会捐助)的情况，若是则Sdi=1，否则取Sdi=0。(2) 反映家庭性质的控制变量Awi、Hi、Agei。其中虚拟变量Awi反映第i个农村家庭的工作性质，衡量指标为该家庭是否从事农业工作，若是则Awi=1，否则取Awi=0；虚拟变量Hi反映第i个农村家庭的生活水平，衡量指标为该家庭是否存在住房困难的情况，若是则Hi=1，否则取Hi=0；虚拟变量Agei反映第i个农村家庭的年龄结构，衡量指标为该家庭是有领取养老金的老年人，若是则Agei=1，否则取Agei=0。令prmi为省级个体效应，表示所有能够影响人力资本积累但观测不到且在时间上稳定的因素。α为变量待估系数。模型(1)研究的重点在于α1、α2，其中α1表示相对于没有成员外出打工的农村家庭，有家庭成员外出打工家庭是否进行人力资本投入的概率变化；α2为是否打工与家庭人均收入的交叉项系数，表示在给定收入水平下，家庭成员外出打工对农村家庭人力资本投入概率的影响。

为进一步考察劳动力流动对家庭人力资本投入具体水平的实际影响与作用机制，作为Probit离散模型的补充，以便同时从家庭人力资本投入的概率与人力资本投入的力度两个角度进行分析，并验证Probit模型回归结果的稳健性。本文构建以下的多元回归模型：

β5nXni=β50+β51ln(Gi+1)+β52Sdi+β53Awi+β54Hi+β55Agei

(2)

在模型(2)中被解释变量ln(Ei+1)表示第i个家庭的人力资本投入的自然对数，其衡量指标为该家庭当年教育支出的自然对数，由于部分农村家庭Ei=0，故对变量进行加1后取对数的数学处理。其余变量设定与模型(1)一致。β为变量待估系数，模型(2)研究的重点在于β1、β2，其中β1表示劳动力流动影响系数，表示相对于没有成员外出打工的农村家庭，有家庭成员外出打工家庭的人力资本投入变化率，根据假设预期β1应显著为正；β2为是否打工与家庭人均收入的交叉项系数，表示在给定收入水平下，外出打工对人力资本投入的影响。εi表示服从独立正态分布的随机误差项。

2. 数据来源与统计

本文采用2014年的中国家庭追踪调查(CFPS)数据，该数据是一项全国性的综合社会跟踪调查项目，涵盖社会、经济、人口、教育和健康等内容，调查对象为全国27个省份、直辖市、自治区中满足项目访问条件的家户和样本家户中满足项目访问条件的家庭成员。CFPS2014年家庭问卷数据库中共调查家庭13946户。鉴于本文研究农村劳动力流动对人力资本投入的影响，故选择其中农村家庭为研究对象。在剔除相关变量缺失的样本后，得到本文最终研究的全样本数为6234个，各变量的描述性统计如表1所示。

表1 计量模型中各变量的描述性统计

注：各变量的描述性指标均利用STATA13.1软件统计得到。

三、 实证研究与结果分析

1. 劳动力流出对农村家庭人力资本投入概率的影响

根据国家统计局公布的数据，2016年全国农村居民人均可支配收入为12363元，全国农村居民人均可支配收入高于12363元的省级单位有上海、浙江、北京、天津、江苏、福建、广东、山东、辽宁、湖北十个省市。本文在实证中将此十个省市归为高收入地区组，其余省市区归为低收入地区组，以便更加全面地体现不同收入地区间劳动力流动对人力资本投入影响的分效应。实证部分使用STATA13.1软件进行回归。

首先，考察劳动力流动对农村欠发达地区家庭人力资本投入概率的影响，Probit模型的回归结果如表2所示。

表2 Probit模型的偏效应估计结果

注：(1) 回归系数代表偏效应。(2) 括号内为white异方差稳健标准差。(3) *、**、***分别表示在10%,5%,1%的水平上显著。

从全样本来看在一定收入水平下，有家庭成员外出打工的农村家庭进行人力资本投入的概率显著高于没有家庭成员外出打工的农村家庭。经计算，当家庭人均收入达到或高于临界值6969元(约为7000元)时，劳动力流动将不会提高家庭进行人力资本投入的概率。家庭人均收入的系数显著为正、家庭人均收入平方项的系数显著为负说明家庭人均收入对家庭是否进行人力资本投入概率的影响呈现先增大后减少的倒U形关系。考察控制变量的影响发现，从事农业工作的农村家庭比从事非农工作的农村家庭进行人力资本投入的概率多出12%，生活水平较差(有住房困难)的农村家庭比生活水平较好(无住房困难)的农村家庭进行人力资本投入的概率高出11.5%，年龄结构偏老化的农村家庭(家庭中有领取养老金的老年人)比年龄结构较年轻的农村家庭进行人力资本投入的概率低8.1%。

从分地区来看，劳动力流动对于农村家庭进行人力资本投入的概率影响在高收入地区与低收入地区同样存在临界值，且和全样本回归结果的方向保持一致，说明实证结果较为稳健。高收入地区概率变化的回归系数略高于低收入地区。就收入而言，无论高收入地区还是低收入地区在收入对人力资本投入概率的影响亦存在倒U形关系，表现为家庭人均收入的系数显著为正，家庭人均收入平方项的系数显著为负说明家庭人均收入对家庭是否进行人力资本投入概率的影响呈现先增大后减少的趋势。高收入地区中从事农业工作的农村家庭比从事非农工作的农村家庭进行人力资本投入的概率多出15.4%，比低收入地区高出5.6%。高收入地区中生活水平较差(有住房困难)的农村家庭比生活水平较好(无住房困难)的农村家庭进行人力资本投入的概率多出19.3%，比低收入地区高出10.5%。高收入地区中年龄结构偏老化的农村家庭(家庭中有领取养老金的老年人)比年龄结构较年轻的农村家庭进行人力资本投入的概率降低11.3%，低收入地区为6.6%。分地区而言，高收入地区农村家庭比低收入地区农村家庭在家庭进行人力资本投资的概率方面，变量前系数符号与全样本保持一致且显著，高收入地区所有系数皆高于低收入地区。

2. 劳动力流出对农村家庭人力资本投入力度的影响

进一步考察劳动力流动对农村欠发达地区家庭人力资本投入力度的影响，OLS模型的回归结果如表3所示：

表3 OLS模型的估计结果

注：(1) 括号内为white异方差稳健标准差。(2) *、**、***分别表示在10%,5%,1%的水平上显著。

从全样本来看，在一定收入水平下没有家庭成员外出打工的农村家庭，其人力资本投入力度比有家庭成员外出打工的农村家庭显著要低。经计算当农村家庭处于低收入水平时，劳动力流动将会显著刺激家庭加大人力资本投入，当家庭人均收入达到或高于26178元时，劳动力流动将不会增加甚至较少原生家庭的人力资本投入水平。家庭人均收入的系数显著为正，家庭人均收入平方项的系数显著为负说明家庭人均收入对家庭人力资本投入绝对数的影响同样呈现倒U型关系。考察其余控制变量，工作性质前的系数为正且显著，说明农村家庭中从事农业工作的家庭比从事非农工作的家庭进行人力资本投入要多；生活水平前的系数为正且显著，说明生活水平较差(有住房困难)的家庭比生活水平较好(无住房困难)的家庭进行了更多的人力资本投入；年龄结构前的系数为负且显著，说明年龄结构偏老化的家庭(家庭中有领取养老金的老年人)比年龄结构较年轻的家庭进行了更少的人力资本投入。

分地区来看，劳动力流动对于农村家庭进行人力资本投入绝对数的变化影响在高收入地区与低收入地区同样存在临界值，且和全样本回归结果的方向保持一致。就收入而言，无论高收入地区还是低收入地区在收入对家庭人力资本投入额的影响亦存在倒U形关系，表现为家庭人均收入的系数显著为正、家庭人均收入平方项的系数显著为负，这说明家庭人均收入对家庭是否进行人力资本投入绝对数的影响呈现先增大后减少的趋势。对于各控制变量而言，高收入地区与低收入地区各变量前系数符号与全样本保持一致且显著，高收入地区比低收入地区更易受相关变量影响。

3. 回归结果分析

综合两个模型的回归结果来看，随着农村地区收入水平的提高，农村家庭劳动力流动对人力资本投入存在着三个阶段的影响过程：第一阶段是指当农村地区家庭人均收入低于6969元(约为7000元)时，劳动力流动将会显著地提高外流劳动力家庭进行人力资本投入的概率与绝对水平。原因可能是当农村地区处于相对贫困的发展阶段时，农村家庭进行人力资本投入本身就处于一个从无到有的起步阶段。同时城乡间交通与信息传递不畅限制了农村家庭的选择，经济发展的落差较大使得外出劳动力尤其是高学历劳动力对当地有着更强的示范效应，使得很多农村家庭坚信读书是唯一改变命运的机会，回归结果表明生活水平差(有住房困难)的农村家庭比生活水平好(无住房困难)的农村家庭进行人力资本投入的概率多出11.5%，投入的绝对水平也要更高进一步佐证了这一点，说明农村家庭在处于相对贫穷的收入水平下时进行人力资本投入的概率与绝对值都会提高。

第二阶段是指当农村地区家庭人均收入高于7000元而低于27000元(实际值为26179元)时，一方面劳动力流出将不会增加甚至减少农村家庭进行人力资本投入的概率，另一方面对于有人力资本投入的家庭，人力资本投入的力度仍然会显著提高。这可能是因为农村家庭在生活相对宽裕后对于人力资本投入的动力在减弱，同时由于农村家庭在拥有了更多的资本与信息渠道后，对于流入地的具体情况与就业机会有了更加多元的认识，回归结果中从事非农业工作的农村家庭比从事农业工作的农村家庭进行教育投入的概率减少12%，投入的绝对水平也更低说明了农村劳动力的就业选择变多使得其进行人力资本投入的概率下降。但是对于农村地区仍然选择进行人力资本投入的家庭，更加富裕的生活水平可以支撑其进一步加大人力资本投入。总体而言，农村家庭人均收入第二阶段人力资本投入概率与绝对水平的相向结果是由农村家庭更加富裕的生活与更多的工作选择机会两方面所导致。

第三阶段是指当家庭人均收入达到或高于27000元时，劳动力流动将不会增加甚至减少农村家庭的人力资本投入概率与投入的绝对水平。这可能是由于此时农村家庭的生活已经相对富裕，人力资本投入达到阶段饱和，农村劳动力有更优的经济实力与信息渠道去决定自身的发展方向，所以，在此时劳动力流动对农村家庭人力资本投入概率与投入绝对水平的影响甚至会呈现下降的趋势。作为我国农村人均可支配收入最高的上海，2016年农村人均可支配收入为25520元，说明我国农村居民的收入水平与发展阶段与农村家庭人均收入第三阶段的目标水平还有一定差距。

4. 稳健性检验

上文在Probit与OLS模型回归中通过使用white异方差稳健标准差的方法检验回归的稳健性，同时Probit和OLS模型回归结果分别是显著且符号相同的，这亦从侧面说明了回归结果的可靠性。本节进一步考虑到模型中来自同一省份的不同农村家庭可能存在相关性，为了考察模型回归结果的稳健性，本文使用聚类稳健标准差对模型结果进行了检验，检验结果如表4、表5所示：

表4 Probit模型的偏效应估计结果(稳健性检验)

注：(1) 回归系数代表偏效应。(2) 括号内为聚类稳健标准差。(3) *、**、***分别表示在10%,5%,1%的水平上显著。

表5 OLS模型的估计结果(稳健性检验)

续表

注：(1) 括号内为聚类稳健标准差。(2) *、**、***分别表示在10%,5%,1%的水平上显著。

对比表2、表3的回归结果与表4、表5的检验结果可知，检验结果与回归结果系数完全一致且显著。这说明在存在组内相关和异方差的情况下，聚类稳健标准差对组内相关和异方差保持稳健，回归结果较为可靠。

四、 主要结论与政策建议

本文采用2014年中国家庭追踪调查(CFPS)数据，分析了在不同收入水平下劳动力流动对农村家庭人力资本投入的内在影响。研究结果发现，就全样本来看，农村家庭人均收入水平在7000元左右与26000元左右存在两个阶段“门槛”，当农村家庭人均收入水平低于7000元左右时，劳动力流出将会显著地提高农村家庭进行人力资本投入的概率与投入力度。当农村家庭人均收入水平介于7000元左右与26000元左右之间时，劳动力流出将会减少农村家庭进行人力资本投入的概率，但有人力资本投资的家庭仍会显著提高家庭人力资本投入的力度。当农村家庭人均收入水平高于26000元左右时，劳动力流出将会显著地降低农村家庭进行人力资本投入的概率与投入力度。同时本文通过分析生活水平与工作性质等反映农村家庭工作性质的控制变量的系数，研究表明农村家庭生活的宽裕程度与农村劳动力就业选择种类的多少是造成农村家庭进行人力资本投入概率与投入力度变化的原因。分地区而言，农村中高收入地区劳动力流动对农村家庭人力资本投入的边际影响比低收入地区更为明显。

基于上述结论，可以得到以下政策内涵：(1) 不同层级的政府与社会组织需要重视对农村地区的教育投入和人力资本投入，为劳动力流动和人力资本提升搭建平台、提供资金等各类要素支撑。在这一过程中，既不能无视城乡间和地区间劳动力流动的经济事实，也不能忽视农村微观个体的主观能动性与实际需求，而应充分考察该农村地区家庭的收入水平与发展阶段，因地制宜，对症下药。其理论依据在于劳动力流动不仅会影响农村家庭进行人力资本投入的概率与力度，影响的效果也会随着农村家庭收入水平的变化而改变。(2) 对于相对贫困的农村地区应该侧重通过精准扶贫、加大交通和基础教育等基础设施的投入等手段加大扶助力度，同时促进外在帮扶与农村家庭自我造血机制相融合，为贫困家庭进行人力资本投资提供条件，实现相互间的激励相容。(3) 对于相对富裕的农村地区，应引导成立并发展农村新型产业，同时进一步完善基础教育与职业教育，让农村地区劳动力拥有更多的选择权。与此同时，通过对不同发展阶段农村家庭进行有针对性的政策引导与帮扶，实现家庭收入和人力资本投入的良性互动，进而使城乡居民的发展能够更加的平衡、充分，让农村地区人民能够真正共享丰富多彩的美好生活。

1. Beine M., Fréderic D., and Hillel R., Brain Drain and Economic Growth: Theory and Evidence.JournalofDevelopmentEconomics, 2001, 64(1): 275-289.

2. Haque, N. U., and Kim, S., Human Capital Flight. Impact of Migration on Income and Growth.StaffPapers-InternationalMonetaryFund, 1995, 42(3): 577-607.

3. Miyagiwa, K., Scale Economies in Education and the Brain Drain Problem.InternationalEconomicReview, 1991, 32(3): 743-759.

4. Stark, O., Christian, H., and Alexia, P., Human Capital Depletion, Human Capital Formation, and Migration: A Blessing or a “Curse”?EconomicsLetters, 1998, 60(3): 363-367.

5. 白南生、宋洪远著：《回乡，还是进城？》，中国财政经济出版社2002年版。

6. 樊士德著：《劳动力流动、经济增长与区域协调发展研究》，经济科学出版社2013年版。

7. 樊士德：《劳动力流动对欠发达地区产出效应的测算》，《中国农村经济》2011年第8期。

8. 阮荣平、刘力、郑风田：《劳动力流动对输出地人力资本影响研究》，《中国人口科学》2011年第1期。