論收入差距對(duì)中國鄉(xiāng)城遷移決策的影響

論收入差距對(duì)中國鄉(xiāng)城遷移決策的影響　　　一、導(dǎo)言
　　在新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的框架內(nèi)，收入差距在遷移決策中一直占有中心位置。按照劉易斯(Lewis)的二元經(jīng)濟(jì)模型，鄉(xiāng)城勞動(dòng)力遷移的動(dòng)機(jī)在于城市現(xiàn)代工業(yè)部門和傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)之間的收入差距，遷移是平衡城鄉(xiāng)收入的一種機(jī)制。在農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力全部轉(zhuǎn)移到城市工業(yè)部門之前，后者可以在略高于農(nóng)村生存收入的固定工資水平上得到它所需要的任何數(shù)量的勞動(dòng)力[1]。與劉易斯不同，托達(dá)羅(Todaro)將其模型建立在城市失業(yè)的前提上，他認(rèn)為遷移決策不僅取決于城鄉(xiāng)之間的工資差距，而且取決于遷移者能在城市現(xiàn)代部門找到工作的概率，所以遷移所平衡的只是勞動(dòng)者在城鄉(xiāng)之間的預(yù)期收入，而不是其實(shí)際收入[2]。
　　中國社會(huì)的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)在城鄉(xiāng)收入之間造成了很大的差距。在過去相當(dāng)長一段時(shí)期內(nèi)，中國由農(nóng)村向城市的遷移一直受到嚴(yán)格的限制。始于20世紀(jì)70年代末的經(jīng)濟(jì)改革深刻地影響了勞動(dòng)力的流動(dòng)。一方面，農(nóng)業(yè)改革極大地提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和農(nóng)產(chǎn)品的供給，從而逐漸導(dǎo)致了糧食市場的開放和配給制的消失，農(nóng)民由此得以在沒有城市戶籍的情況下進(jìn)入城市并長期留住城市。另一方面，家庭承包責(zé)任制使農(nóng)民能自由地選擇自己的經(jīng)營方式和職業(yè)。在巨大的城鄉(xiāng)收入差距的刺激下，大量的農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力開始向城市或非農(nóng)產(chǎn)業(yè)流動(dòng)。
　　相對(duì)于很多研究熱點(diǎn)而言，中國的遷移研究一直是比較落后的。筆者認(rèn)為這種落后至少表現(xiàn)在三個(gè)方面：(1)大部分研究仍停留在定性分析的階段，而沒有與國際學(xué)術(shù)界規(guī)范化的研究方式接軌。(2)遷移的課題在名義上常常不是以學(xué)術(shù)研究為目的，而是“為有關(guān)部門制定政策提供依據(jù)”�？陀^的結(jié)果就是許多遷移調(diào)查僅止于描述性分析，或者被納入某些其他的調(diào)查。(3)遷移研究的中心問題——收入和遷移的關(guān)系分析往往局限于不同群體人口（如遷移者和非遷移者）的靜態(tài)比較，而很少涉及二者之間的互動(dòng)關(guān)系。
　　本文從微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度出發(fā)，借助計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的工具，研究中國鄉(xiāng)城勞動(dòng)力的遷移決策及其收入的決定因素，并重點(diǎn)分析收入差距的作用和內(nèi)涵。
　　　　二、分析方法
　　本文的目的在于利用問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，探討城鄉(xiāng)收入差距在遷移決策中的作用。本文的分析方法大致可以分為兩部分：(1)收入差距對(duì)遷移決策的作用的估計(jì)；(2)收入差距來源的分解。
　�。ㄒ唬┦杖氩罹鄬�(duì)遷移決策的作用
　　為了分析收入差距對(duì)遷移的影響，必須在遷移決策方程的估計(jì)中引入城鄉(xiāng)收入差距。但在遷移調(diào)查中，我們只能觀察到遷移者和未遷移者當(dāng)前的工資水平，而無法觀察到遷移者在不遷移的條件下和未遷移者在遷移的條件下的工資水平。也就是說無法比較同一個(gè)人在遷移和不遷移兩種情況下的工資水平，從而計(jì)算其遷移前后的收入差距。因此我們只能用遷移者和非遷移者的當(dāng)前工資來估計(jì)城市和農(nóng)村的一般工資水平。但由于遷移的選擇性，遷移者不是均勻地分布在人群之中，遷移者本身可能具備某些與其工資水平相關(guān)的特征，有些特征可以通過調(diào)查觀察到（如年齡、受教育水平等），有些則無法觀察或測量（如個(gè)人性格等）。這些特征導(dǎo)致了樣本選擇的偏差(sample  selection  bias)，從而有可能導(dǎo)致工資水平估計(jì)中的偏差。例如，遷移者可能是那些有能力獲得較高工資的人，以他們當(dāng)前的工資為依據(jù)所估計(jì)的遷移者收入水平可能會(huì)偏高；反之亦然。因此，必須修正收入水平估計(jì)中因樣本的選擇性而導(dǎo)致的偏差。這種偏差通常用赫克曼(heckman)二階段法來修正[3]。
　　本文使用一種probit模型的結(jié)構(gòu)方程(structural  equation)來估計(jì)收入差距對(duì)遷移決策的作用。該方法常被用于收入差距的研究[4～6]。
　�。ǘ�）收入差距的來源
　　收入差距可能來源于各種因素，如遷移者和非遷移者在個(gè)人素質(zhì)上的差異，城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場上工資水平的差異，以及其他觀察不到的原因。奧薩卡(Oaxaca)提出了一種分析技術(shù)，能將工資差距分解為不同的來源[7]，稍后，瑞莫爾斯(Reimers)進(jìn)一步將選擇性偏差的修正引入了這種分解方法[8]。
　　　　三、實(shí)證分析結(jié)果
　　本文使用的數(shù)據(jù)來源于1991年在湖北省進(jìn)行的一次關(guān)于人口遷移和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的問卷調(diào)查，此項(xiàng)研究得到了國家社會(huì)科學(xué)基金的資助。
　　（一）數(shù)據(jù)
　　本次調(diào)查包括了湖北省6個(gè)市、縣的21個(gè)社區(qū)（6個(gè)城市居委會(huì)、7個(gè)鎮(zhèn)居委會(huì)和8個(gè)村委會(huì)）。在調(diào)查中使用了家庭戶和個(gè)人兩級(jí)問卷。我們?cè)诿繎糁须S機(jī)挑選了一個(gè)15歲以上的家庭成員回答了問卷。樣本的有效觀察值為2573戶家庭（或個(gè)人）。
　　需要說明的是：(1)調(diào)查采用的是“遷入法”，即對(duì)于遷移者來說，調(diào)查點(diǎn)是他們最后一次遷移的目的地。(2)在本文中，我們將鄉(xiāng)城遷移者定義為出生地為農(nóng)村，在調(diào)查時(shí)常住地為城鎮(zhèn)的暫住人口，也就是說本文所研究的是非戶口遷移。這是因?yàn)橛赊r(nóng)村向城鎮(zhèn)戶口的遷移意味著“農(nóng)轉(zhuǎn)非”，這種遷移受到了國家的嚴(yán)格限制，其遷移的動(dòng)因、決策及后果均不完全取決于個(gè)人因素，也不完全反映城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場的供求狀況，而且，這類遷移人口一般都與原居住地（農(nóng)村地區(qū)）沒有很大的聯(lián)系，所以我們?cè)诒疚闹胁挥懻撨@類遷移。(3)我們的調(diào)查只局限于湖北省，所以我們?nèi)サ袅藖碜允⊥獾倪w移者。(4)鑒于一部分遷移人口已在城市中居住多年，他們已經(jīng)完全融入了城市生活，和原居住地已沒有多少關(guān)系了，所以我們?nèi)サ袅?年前來到目的地的遷移者。
　　我們將所有居住在農(nóng)村的人視為非遷移者。最后，我們的樣本包括1353個(gè)有效觀察值，其中384個(gè)目前居住在城鎮(zhèn)的鄉(xiāng)城遷移者，969個(gè)居住在農(nóng)村的非遷移者。
　　如前所述，我們有兩類方程：遷移決策方程和收入方程。前者的被解釋變量為一虛擬變量，遷移者取值為1，非遷移者取值為0。后者的被解釋變量為個(gè)人月平均收入的對(duì)數(shù)值。至于解釋變量，在遷移決策方程中，我們引入年齡、文化程度、家庭人口數(shù)、兄弟姊妹個(gè)數(shù)、是否長子（女）、遷移前的婚姻狀況和家中耕地面積；在收入方程中我們引入年齡、文化程度、家中耕地面積和所在地（鄉(xiāng)、鎮(zhèn)）的人均收入。
　�。ǘ�）遷移決策的決定因素
　　我們首先估計(jì)probit約簡方程，該方程包括遷移決策方程和收入方程的所有解釋變量，表2中的回歸5和回歸6為估計(jì)的結(jié)果。藉此約簡方程，我們可分別計(jì)算樣本城市和農(nóng)村的逆米爾比率。然后，我們分別估計(jì)城市和農(nóng)村的收入方程，并代入逆米爾比率以修正樣本選擇性偏差。表1為收入方程的估計(jì)結(jié)果。
　　我們首先看男性移民的情況。從回歸1中可見，收入和年齡的關(guān)系呈倒U形曲線，這與其他同類研究的結(jié)果相符[9]。即收入首先隨著年齡的增長而上升，經(jīng)過一個(gè)臨界值后，收入就開始隨年齡的增長而下降了。根據(jù)系數(shù)值，這個(gè)臨界值大約在40～42歲左右。這個(gè)結(jié)果可以從兩方面來解釋：一方面，年齡可反映一種人力資本積累的水平。其中包括經(jīng)驗(yàn)的積累和人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的建立，從這個(gè)意義上來說，年齡越大，積累越豐富[10]；另一方面，由于大多數(shù)鄉(xiāng)城暫時(shí)性遷移人口從事的是體力勞動(dòng)，青年人顯然又比老年人占有優(yōu)勢�；貧w結(jié)果證實(shí)了文化程度對(duì)收入的正向作用，隨著文化程度的上升，其對(duì)收入的作用增強(qiáng)。居住地人均收入代表地區(qū)發(fā)展水平，該變量對(duì)收入起著顯著的正向作用。
　　回歸3為女性移民的情況，從中可見，年齡對(duì)女性遷移者的收入的作用不顯著。在文化程度中，僅有“高中及以上”對(duì)收入有顯著的正向影響。這可能是因?yàn)閶D女在城市勞動(dòng)力市場中具有較大的選擇余地，她們的收入與年齡和文化程度的關(guān)系不大。例如年齡較大或文化程度較低的婦女可以從事諸如鐘點(diǎn)工、保姆之類的家庭服務(wù)業(yè)，其收入也不見得低。另外，如托達(dá)羅所言，她們可以“開辦一些小店鋪”經(jīng)營“手工食品和工藝品”[11]。
　　　　表1　城鄉(xiāng)收入方程的估計(jì)
　　被解釋變量：個(gè)人月收入的對(duì)數(shù)值
　　附圖
　　說明：括號(hào)內(nèi)為t驗(yàn)檢值。“…”表示數(shù)字的絕對(duì)值不足0.001。***、**和*分別表示結(jié)果在1%、5%和10%的水平下顯著。
　　從遷移者與非遷移者的比較來看，我們可以注意到，無論是對(duì)男性還是對(duì)女性，教育對(duì)非遷移者的收入的作用都要高于對(duì)遷移者的作用。這說明在我們的結(jié)果中，相對(duì)于城市而言，教育在農(nóng)村地區(qū)具有較高的回報(bào)率。這可能是因?yàn)榇蠖鄶?shù)鄉(xiāng)城暫時(shí)性遷移者在城市中只能從事一些低層次、低報(bào)酬的工作，這顯然降低了教育的作用。相反，對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者來說。如舒爾茨(Schultz)所指出：“較高的教育水平有利于學(xué)習(xí)和使用某些現(xiàn)代技術(shù)”[12]。而且文化程度高的農(nóng)民更有可能從事家庭非農(nóng)業(yè)經(jīng)營或進(jìn)入鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，這些非農(nóng)業(yè)活動(dòng)能顯著地提高他們的收入。這個(gè)結(jié)論也得到了其他一些實(shí)證研究的證實(shí)[13]。
　　利用收入方程，我們可以計(jì)算每個(gè)觀察值的城市收入和農(nóng)村收入，進(jìn)而計(jì)算每人的城鄉(xiāng)工資差距，并納入結(jié)構(gòu)方程以研究收入差距對(duì)遷移決策的影響。表2中的回歸7和回歸8為結(jié)構(gòu)方程的估計(jì)結(jié)果。從中可見，無論對(duì)于男性還是對(duì)于女性，遷移概率和年齡都呈倒U形曲線。文化程度僅能提高男性的遷移概率，對(duì)于女性的遷移決策不起作用。文化程度是決定遷移預(yù)期收益最重要的因素之一。一方面，文化程度越高，克服遷移障礙的能力越強(qiáng)，遷移成本也就越低。另一方面，在其他條件都相同的情況下，文化程度較高的勞動(dòng)者更容易在城市中找到工作。一般來說，男性在遷移中處于“主動(dòng)”地位[14]，因此他們的文化程度對(duì)遷移過程的影響較大：文化程度既直接作用于收入（見表1）；又通過提高遷移概率而間接作用于收入（或者說提高預(yù)期收入）。然而對(duì)女性來說，由于她們?cè)谶w移中時(shí)常處于“從屬”地位，如投親靠友，隨遷家屬等，她們的遷移決策可能更取決她們的配偶等人的遷移行為。此外，如前所述，婦女在非正規(guī)部門的具有優(yōu)勢，她們的就業(yè)可能不太依賴于文化程度。因此，對(duì)于給定的收入差距，文化程度對(duì)女性的遷移概率作用不大。此外，土地的短缺對(duì)勞動(dòng)力外遷構(gòu)成一種推力�；橐鰧�(duì)流動(dòng)有很強(qiáng)的負(fù)作用：家庭的建立，以及隨之而來的子女的撫養(yǎng)，意味著穩(wěn)定生活的開始，這無疑提高了遷移的成本。家庭規(guī)模對(duì)女性的遷移起正向作用，而對(duì)男性的遷移不起作用。這似乎說明婦女的流動(dòng)更受家庭的羈絆。
　　　　表2　遷移決策方程的估計(jì)
　　被解釋變量：遷移者＝1，非遷移者＝0
　　附圖
　　說明：括號(hào)內(nèi)為t驗(yàn)檢值�！啊�”表示數(shù)字的絕對(duì)值不足0.001。***、**和*分別表示結(jié)果在1%、5%和10%的水平下顯著。
　　最后，我們的結(jié)果證實(shí)了收入差距在遷移決策中的重要作用：無論對(duì)于男性還是對(duì)于女性，該變量的回歸系數(shù)都顯著為正。這就是說城鄉(xiāng)收入差距越大，農(nóng)村勞動(dòng)力向城市遷移的傾向就越強(qiáng)。
　�。ㄈ�）遷移概率對(duì)收入差距變化的回應(yīng)
　　上節(jié)的估計(jì)結(jié)果可以用來模擬某些政策的效用。在此，我們重點(diǎn)討論城鄉(xiāng)收入差距的縮小對(duì)于相對(duì)工資和遷移概率的影響。收入差距的縮小可能來自兩種情況：一是農(nóng)村收入的上升；二是城市收入的下降。前者意味著鄉(xiāng)城遷移的機(jī)會(huì)成本的提高。按照托達(dá)羅的觀點(diǎn)[15]，通過農(nóng)村和農(nóng)業(yè)的發(fā)展來降低鄉(xiāng)城人口流動(dòng)的經(jīng)濟(jì)刺激，是解決城市失業(yè)問題的關(guān)鍵。至于后一種情況，由于工資的剛性，城市收入的絕對(duì)水平一般是不會(huì)下降的。然而，在中國的一些城市中，有些部門以各種名目向進(jìn)城的農(nóng)民征收一些附加費(fèi)用[16]，實(shí)際上相當(dāng)于壓低了鄉(xiāng)城遷移者的收入。在此我們作兩種模擬：農(nóng)村收入上升10%和城市收入下降10%。前者是保持城市工資不變，將表1農(nóng)村收入方程中的常數(shù)項(xiàng)提高10%；后者正好相反，保持農(nóng)村工資不變，將城市收入方程中的常數(shù)項(xiàng)提高10%。
　　我們用城市和農(nóng)村收入的幾何平均值之比（城鄉(xiāng)相對(duì)收入）來衡量總體的收入差距。至于遷移概率，參考Perloff的工作[18]，我們使用兩種方法來衡量整個(gè)群體的遷移概率。第一種方法是計(jì)算所有人的遷移概率的算術(shù)平均值（以下簡稱平均值）；第二種方法是計(jì)算遷移概率大于50%的人的比重（以下簡稱50%標(biāo)準(zhǔn)）。我們先根據(jù)上節(jié)的估計(jì)結(jié)果，計(jì)算出的城市和農(nóng)村當(dāng)前的相對(duì)收入、平均遷移概率和遷移概率大于50%的人的比重，將這些值取為初始狀態(tài)。然后我們通過變動(dòng)城市或農(nóng)村的收入，利用表1和表2的回歸結(jié)果，模擬出以上三個(gè)統(tǒng)計(jì)量相對(duì)于初始值的變化。
　　表3為模擬結(jié)果。由于城市收入一般高于農(nóng)村收入，所以城市收入下降10%對(duì)相對(duì)收入的縮減作用顯然要大于農(nóng)村收入上升10%的作用。對(duì)于男性來說，如果農(nóng)村收入上升10%，城鄉(xiāng)收入比將下降21.5%；平均概率將下降4.9個(gè)百分點(diǎn)；遷移概率大于50%的人的比重下降4.1個(gè)百分點(diǎn)。如果城市收入下降10%，同樣是對(duì)男性，城鄉(xiāng)收入比將下降30.1%；平均概率和遷移概率大于50%的人的比重將分別下降7.1和6.7個(gè)百分點(diǎn)。女性的結(jié)果同男性類似。與男性相比較，女性的城鄉(xiāng)相對(duì)收入對(duì)農(nóng)村收入的上升的反映要遠(yuǎn)遠(yuǎn)弱于男性，但對(duì)城市收入的下降的反映則要強(qiáng)于男性。此外，從遷移概率來看，對(duì)于城市工資的下降，男性和女性的反映大致相同；但對(duì)于農(nóng)村工資的上升，男性的反映則大大強(qiáng)于女性。
　　　　表3　農(nóng)村工資上升或城市工資下降對(duì)相對(duì)收入和遷移概率的影響
　　附圖
　　說明：括號(hào)系模擬值相對(duì)于第一行初始水平變化的百分比，負(fù)值表示下降。
　�。ㄋ模┦杖氩罹鄟碓吹姆纸�
　　表4為男性和女性的平均收入差距及其來源的分解。結(jié)果表明，按照模型的估計(jì)，男性和女性城市和農(nóng)村的收入的幾何平均值分別為207元、104元和154元、77元。男性和女性的城鄉(xiāng)收入的比率均為1.99。然而，當(dāng)我們除去樣本選擇性偏差之后，男性的城鄉(xiāng)相對(duì)收入為1.78，而女性為2.02，也就是說女性的城鄉(xiāng)收入差距比男性大。這個(gè)結(jié)果可以解釋為什么在我們的樣本中男性和女性在遷移率方面差別不大——因?yàn)榕�性鄉(xiāng)城遷移的回報(bào)率高于男性，所以女性具有比男性更強(qiáng)的遷移動(dòng)機(jī)。
　　如前所述，收入差距可以有三個(gè)來源，從這三個(gè)來源來看，男性和女性的差別很明顯。對(duì)于男性來說，遷移者和非遷移者個(gè)人特征上的差異對(duì)收入差距的貢獻(xiàn)(39.3%)高于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場工資差別的貢獻(xiàn)(27.6%)。這就是說他們?cè)诔鞘袆趧?dòng)力市場上的收入在很大程度上取決于他們的個(gè)人素質(zhì)（如文化程度）。這可能是因?yàn)榈退刭|(zhì)的男性勞動(dòng)力在城市中只能從事低層次、低報(bào)酬的體力勞動(dòng)，其收入只是略高于他在農(nóng)村的收入。但如果他具備一定的素質(zhì)，他就可望獲得較高的收入。對(duì)于女性勞動(dòng)力來說，其收入差距主要由城鄉(xiāng)的工資差別(65.2%)決定，她們的個(gè)人素質(zhì)對(duì)收入差異的影響相對(duì)較小(22.1%)。換句話說，任何一個(gè)普通的女性勞動(dòng)力，只要遷移到城市，她就有可能獲得遠(yuǎn)高于農(nóng)村收入的報(bào)酬，而她們的個(gè)人素質(zhì)對(duì)她們?cè)诔鞘械氖杖氲淖饔帽容^有限。這可能是因?yàn)橐环矫嫦喈?dāng)一部分婦女在農(nóng)村以從事家務(wù)勞動(dòng)為主，其貨幣化的收入很低；而在城市則正好相反，婦女一般都會(huì)從事一些有報(bào)酬的工作，因而其城市收入會(huì)遠(yuǎn)高于農(nóng)村收入。另一方面，婦女在城市非正規(guī)勞動(dòng)力市場上具有較多的選擇，她們的收入水平對(duì)其自身的人力資本積累（如年齡、文化程度）的依賴較低。
　　　　表4　收入差距來源的分解
　　附圖
　　　　五、結(jié)論
　　本文介紹了一種分析遷移概率和收入的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。我們的結(jié)果證實(shí)了城鄉(xiāng)收入差距在中國農(nóng)村向城市的遷移過程中的正向作用：無論對(duì)于男性還是對(duì)于女性，收入差距越大，遷移概率越強(qiáng)。這個(gè)結(jié)果說明，在不受限制的條件下，城鄉(xiāng)人口遷移將進(jìn)一步擴(kuò)大。由于中國的農(nóng)村（或者說農(nóng)業(yè)）相對(duì)收入一直在較低的水平上徘徊，城鄉(xiāng)收入差距在短期內(nèi)不會(huì)有根本性的改變，因此中國政府也就不可能完全放松對(duì)鄉(xiāng)城遷移的控制。
　　通過模擬收入差距和遷移概率對(duì)城鄉(xiāng)收入變化的反映，我們發(fā)現(xiàn)，女性的城鄉(xiāng)相對(duì)收入對(duì)農(nóng)村收入的上升的反映要遠(yuǎn)遠(yuǎn)弱于男性，但對(duì)城市收入的下降的反映則要強(qiáng)于男性。男性和女性的遷移概率對(duì)城市工資的下降的反映大致相同；但對(duì)于農(nóng)村工資的上升，男性遷移概率的反映則大大強(qiáng)于女性。總體上來說，農(nóng)村的收入水平的提高能顯著抑制男性勞動(dòng)力的遷移傾向；反之，城市工資水平的下降則會(huì)顯著降低女性遷移者的相對(duì)收入。
　　在修正了樣本選擇性偏差之后，女性勞動(dòng)者的城鄉(xiāng)收入差距要大于男性的城鄉(xiāng)收入差距，也就是說，對(duì)于女性而言，其鄉(xiāng)城遷移的收益更大。這個(gè)結(jié)果解釋了中國婦女在鄉(xiāng)城遷移中所占的重要地位。男性的收入差距主要決定于遷移者和非遷移者在素質(zhì)上的差異；而在女性的收入差距中，城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場上的工資差別占主導(dǎo)地位。
　　此外，我們的結(jié)果還表明教育對(duì)非遷移者的收入的作用高于對(duì)遷移者的作用，也就是說教育在農(nóng)村地區(qū)具有較高的回報(bào)率。這個(gè)結(jié)果證實(shí)了舒爾茨的觀點(diǎn)：人力資本投資是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的主要源泉[19]。
　　收稿日期：2002-02-27
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