勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)村老年人參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的影響

1、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)村老年人參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的影響但這需要扣從控制變但這并非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)白南生 李靖 陳晨 （中國(guó)人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院） 內(nèi)容摘要： 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)是農(nóng)村老人重要的一種自養(yǎng)方式， 研究表明成年子女的外出工作對(duì) 農(nóng)村老人勞動(dòng)供給行為具有雙重效應(yīng)， 直接效應(yīng)明顯即由老人繼續(xù)勞動(dòng)以彌補(bǔ)子女外出的影 響，從間接效應(yīng)看， 子女的轉(zhuǎn)移性收入支持減少了老人參加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的可能性， 除未婚子女的收入支持， 而照料孫輩對(duì)老人是否參加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)沒(méi)有替代效應(yīng)。 量看，研究的一個(gè)發(fā)現(xiàn)是現(xiàn)階段老人的非農(nóng)就業(yè)會(huì)降低其參加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可能性， 農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)收入效應(yīng)作用的結(jié)果。 關(guān)鍵詞： 人口遷移 農(nóng)村老人但現(xiàn)實(shí)狀一、引

2、言 人們?cè)?jīng)對(duì)農(nóng)村年輕勞動(dòng)力進(jìn)城務(wù)工對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可能帶來(lái)的影響表示過(guò)擔(dān)憂， 況并沒(méi)有惡化， Bai（ 2000）通過(guò)一個(gè)生產(chǎn)函數(shù)檢驗(yàn)得出結(jié)論認(rèn)為現(xiàn)階段勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè) 生產(chǎn)的負(fù)面影響并不顯著。 實(shí)際上， 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)大軍的一個(gè)重要的供給力量就是老年人， 與城 市老人的養(yǎng)老方式不同， 絕大多數(shù)農(nóng)村老人沒(méi)有退休金， 也沒(méi)有一定的儲(chǔ)蓄可以為他們的老 年生活提供保障， 很多農(nóng)村老人在晚年仍然參加勞動(dòng)以彌補(bǔ)成年子女外出所帶來(lái)的影響。 一 些研究認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移給農(nóng)村老年人的養(yǎng)老保障帶來(lái)了極大的負(fù)面影響， 繁重的農(nóng)業(yè)勞 動(dòng)損害了他們的身體健康， 與子女外出務(wù)工前相比， 留守老人的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)負(fù)擔(dān)和家務(wù)勞動(dòng)負(fù) 擔(dān)都

3、有了明顯的加重（杜鵬等， 2004 ；戴衛(wèi)東等， 2005），但是這些研究都沒(méi)有定量地分析 這一問(wèn)題。因?yàn)槟壳瓣P(guān)于農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老問(wèn)題的討論多數(shù)是從制度方面討論老年社會(huì)保障和養(yǎng) 老保險(xiǎn)存在的問(wèn)題和可行性（龐麗華等，2003），而沒(méi)有對(duì)最為普遍的養(yǎng)老方式自養(yǎng)給予足夠的關(guān)注。 龐麗華等 （2003）的一篇文章是不多地專門討論老年人勞動(dòng)供給的文獻(xiàn)，她認(rèn)為年齡和健康是最明顯的決定因素， 有子女外出的老人的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)參與率高于沒(méi)有子 女外出的老人， 但是經(jīng)濟(jì)因素 （如家庭人均收入） 的關(guān)系不大。 由于龐文的數(shù)據(jù)支撐是一次 并非針對(duì)農(nóng)村老人的多項(xiàng)內(nèi)容的家計(jì)調(diào)查， 這就制約了該文的變量設(shè)置， 如人均家庭收入由

4、 于包含老人的勞動(dòng)收入而產(chǎn)生內(nèi)生性， 而且另一個(gè)變量 “有無(wú)子女外出務(wù)工” 由于隨著勞動(dòng) 力市場(chǎng)的更加開(kāi)放以致幾乎每一位農(nóng)村老人都有子女在外務(wù)工而變得沒(méi)有實(shí)際意義。 參加農(nóng) 業(yè)生產(chǎn)性勞動(dòng)正是農(nóng)村老人自養(yǎng)的一個(gè)重要方式，因而對(duì)這樣行為的研究無(wú)疑是有意義的。 大多數(shù)農(nóng)村老人都同意自己的子女在外工作， 因?yàn)槿藗兤毡檎J(rèn)為年輕勞動(dòng)力外出務(wù)工對(duì)改善 家庭生活是有著積極效應(yīng)的， 那么現(xiàn)階段這樣的收入轉(zhuǎn)移規(guī)模是否已經(jīng)減少農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給的 效應(yīng)呢？二、模型與數(shù)據(jù) 參加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)實(shí)際上是老人獲取經(jīng)濟(jì)來(lái)源以實(shí)現(xiàn)自我養(yǎng)老的一個(gè)重要方式， 因而要將老 人的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)放在養(yǎng)老的視角來(lái)考察。 本文將通過(guò) Probit 模型來(lái)觀察

5、老年人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的 決定因素， 變量的選擇是根據(jù)我們農(nóng)村調(diào)查的實(shí)感和文獻(xiàn)整理所形成， 以下就是我們?cè)谵r(nóng)村 調(diào)查時(shí)所記錄下的老人們就農(nóng)活以及養(yǎng)老等問(wèn)題而表達(dá)的一些具有代表性的敘述： “自己能做時(shí)自己做，做不動(dòng)時(shí)就是兒子養(yǎng)” 。（年齡、健康） “老人如果一方去世，那剩下的一方生活就比較困難”。（婚姻狀況） “年青人出去打工，留下田地，老人又怕田荒了，種田活很重” 。（子女外出的影響） “媳婦想讓我?guī)『ⅲ?我想做事， 所以就有糾紛” ；“每個(gè)兒子每年給 300 元，有一個(gè)兒 子給 1300 元，因?yàn)樗『⒃谖疫@” 。（照顧孫輩）根據(jù)以上分析， 我們將年齡、 健康狀況、 婚姻狀況等個(gè)人特征作為控制

6、變量。 正如龐麗華等人文中所提到的個(gè)案訪談那樣，老人對(duì)工作的態(tài)度是“不工作就沒(méi)的吃”、“多干一點(diǎn)可以減輕孩子的負(fù)擔(dān)”，所以老人是否拿退休金和參加非農(nóng)勞動(dòng)也是十分重要的變量，我們將分別采用啞變量和實(shí)際金額進(jìn)行估計(jì)。成年子女外出工作對(duì)父母的勞動(dòng)會(huì)產(chǎn)生雙重影響，最直接的效應(yīng)就是子女外出務(wù)工后， 老人因無(wú)人接替他們而繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，勞動(dòng)負(fù)擔(dān)仍然較重， 這也是我們的實(shí)感。 另一方面子女外出務(wù)工帶來(lái)家庭收入的增加會(huì)改善老人們的生活，轉(zhuǎn)移性現(xiàn)金收入會(huì)較之前有所增加，那么這種收入轉(zhuǎn)移是否足以使老人愿意放棄農(nóng)業(yè)勞動(dòng)？ 一個(gè)被廣泛的引證的是李強(qiáng)的研 究，和國(guó)外相比，我國(guó)外出農(nóng)民工給家庭匯款的比例高，占農(nóng)民工總體

7、的75% （李強(qiáng)，2001 ）。12%由于但是另一個(gè)調(diào)查稱 60%的父母回答平時(shí)子女很少寄錢回家，因而生活費(fèi)用不夠用（戴衛(wèi)東、 孔慶洋，2005）,子女收入轉(zhuǎn)移對(duì)老人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給究竟有無(wú)影響是一個(gè)值得關(guān)注的問(wèn)題。 此外，成年子女外出工作還使下一代的照料成為更加突出的問(wèn)題，龐麗華等人調(diào)查表示 的老人稱不參加正式勞動(dòng)是因?yàn)橹粡氖掳ㄕ疹檶O輩的家務(wù)勞動(dòng)。在我們調(diào)查的地方，婦女外出參工率的增加，而能進(jìn)城隨父母在城市接受教育的農(nóng)村兒童據(jù)估計(jì)只有5%左右，老人們顯然增加了獨(dú)自留守孫子孫女的責(zé)任，少數(shù)成年子女因老人照顧孫輩如前所述會(huì)增加收入轉(zhuǎn)移，這在本研究中被視為轉(zhuǎn)移收入支持間接效應(yīng)，那么單就照料孫輩勞動(dòng)而

8、言，是否與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)具有替代效應(yīng)呢？本文數(shù)據(jù)為2006年4月份在安徽省樅陽(yáng)縣三個(gè)村調(diào)查所得，老年人定義為50歲以上（盡管這并不符合人口標(biāo)準(zhǔn)，但可以考察到受成年子女外出影響最大的人群），共計(jì)獲得有效樣本304個(gè)，其中50 60歲的老人113人，60- 70歲的老人113人，70歲以上的老人 78人。 老人們中有22.7%從事非農(nóng)工作，僅有4.6%的被調(diào)查農(nóng)戶可以拿到退休金。成年子女外出、 子女轉(zhuǎn)移性收入支持、是否照顧孫輩是本文最關(guān)鍵的三個(gè)變量。（1）由于幾乎每一個(gè)家庭都有子女外出務(wù)工，所以本文采用了是否有兒子常年住在一起或在本村作為變量來(lái)考察成年子 女外出務(wù)工的直接影響，由于我們調(diào)查的地區(qū)是外

9、出務(wù)工較集中的地方，僅有35.5%的老人家庭有兒子常年住在一起或住在村中附近，這就意味著有近2/3的老人家庭缺乏兒子的照顧；（2）子女轉(zhuǎn)移性收入支持變量，我們的調(diào)查是子女轉(zhuǎn)移性收入支持1997元，其中已婚子女收入支持1142元；（3）照顧孫輩變量，有 45.7%的老人擔(dān)負(fù)著照料孫輩的家務(wù)勞動(dòng)。表1變量的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值變量解釋是否從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng).7006579.458725011參加，0不參加年齡63.394748.4764545097婚姻狀況.7532895.4318076011老伴健在，0喪偶健康狀況1.559211.6963702131健康2中等3身體差是否拿退休金.04

10、60526.2099447011拿退休金0不拿退休金退休金收入399.40792160.962018000非農(nóng)工作啞變量.2277228.4200565011從事非農(nóng)工作，0不從 事非農(nóng)工作非農(nóng)工作收入1489.0436083.421080000有無(wú)兒子在身邊.3552632.4793821011有兒子在身邊，0無(wú)兒 子在身邊子女轉(zhuǎn)移性收入（不 含未婚子女的）1142.3031839.42015000子女轉(zhuǎn)移性收入（包 括未婚子女的）1997.53536.206028000是否照顧孫輩.4572368.4989893011照顧孫輩0不照顧孫輩三、結(jié)果分析1個(gè)人基本特征的影響年齡、健康、婚姻狀況

11、等個(gè)人特征因素影響顯著。 5060 歲的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參工率為 90.3% ， 6070 歲老人的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)參工率為 77.9% ， 70 歲老人的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)參工率為 29.5%，呈現(xiàn)出 隨著年齡增加而不斷退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)的趨勢(shì)。 老人是否參加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)還與老伴是否健在密 切相關(guān)， 因?yàn)楫?dāng)一方過(guò)世后， 老人的養(yǎng)老方式會(huì)發(fā)生比較大的變化， 兒子們擔(dān)負(fù)起責(zé)任的可 能性顯著增強(qiáng)。2退休金與非農(nóng)工作的影響 退休金資格的獲得與非農(nóng)工作的參與將會(huì)降低老年人參加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的可能性， 拿退休金 的 14 戶家庭戶均年退休金收入 8672 元，這在農(nóng)村是一筆十分可觀的收入， 收入效應(yīng)較為明 顯，僅有 4 戶從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，與總

12、體 70% 的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率要低了很多，當(dāng)然這與拿退休 金的一方 （主要是男性） 長(zhǎng)期不從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)因而退休后也很難重新種田也是有關(guān)的。 但是 當(dāng)前農(nóng)村拿退休金的人口還是太少了。 而從事非農(nóng)工作對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)供給的影響則要復(fù)雜 一些。 69 戶從事非農(nóng)工作的家庭，僅 18%的家庭不從事農(nóng)業(yè)工作，但 68%的該類老人年齡 在 5060 歲，較總體樣本 37% 要年輕很多，所以當(dāng)控制住年齡等變量后，參加非農(nóng)工作會(huì) 降低他們參加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的可能性。 但是這種效應(yīng)不是收入效應(yīng)所帶來(lái)的， 以非農(nóng)收入作為自 變量帶入模型計(jì)算統(tǒng)計(jì)性上并不顯著。這些家庭從事非農(nóng)工作戶均收入 6538 元，但除去三 戶收入分別達(dá)

13、到 4 萬(wàn)以上的異常值家庭后，戶均收入為 4411元，這樣的戶均而非人均收入 是不足以讓 50 多歲的農(nóng)村老人停止勞動(dòng)的。通過(guò)代表同一經(jīng)濟(jì)特征的兩個(gè)變量的顯著性來(lái) 看，非農(nóng)工作的收入效應(yīng)并不明顯， 也就是說(shuō)參與非農(nóng)工作的老人不參加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的原因并 不是收入高到讓他們?cè)敢夥艞夀r(nóng)業(yè)勞動(dòng)， 而是因?yàn)闀r(shí)間精力、 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)技能生疏等原因讓他 們（他們的主要工作類別是打小工、開(kāi)小店、村干部、打鐵等）減少了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給。 3勞動(dòng)力外出的直接影響兒子作為農(nóng)村家庭的主要?jiǎng)趧?dòng)力， 當(dāng)所有的兒子都外出時(shí)， 會(huì)增加了老人參加農(nóng)業(yè)勞動(dòng) 的可能性， 這時(shí)老人的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)參與率為 77.6% 。而當(dāng)有一個(gè)兒子與老人住在一起或

14、住在本 村時(shí)，老人的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)參與率為 56.5% 。調(diào)查中較為形象的描述是“兒子全權(quán)負(fù)責(zé)，我和兒 子一起生活，收入和開(kāi)支基本上不掌管，不需要我干事” ，而當(dāng)兒子外出工作時(shí)，老人必須 自己擔(dān)當(dāng)決策者， “去年小兒子在家?guī)臀覀儼烟锓N著，給幾百斤稻，今年就不行了，他們出 去了，我們自己得種”，口糧保證也是一個(gè)重要的考慮?，F(xiàn)金轉(zhuǎn)移支持的收入效應(yīng)的確 應(yīng)當(dāng)指出的是， 子女現(xiàn)金轉(zhuǎn)移性收入支 本文以所有子女的轉(zhuǎn)移性支持作為 經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)的核對(duì)我們發(fā)現(xiàn)其中有多 最大值達(dá)到了 28000 元，這顯然超過(guò)老4勞動(dòng)力外出的間接影響。在勞動(dòng)力外出對(duì)老人的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)負(fù)擔(dān)的間接緩解效應(yīng)中，存在， 但照料孫輩卻沒(méi)有相應(yīng)地減輕農(nóng)

15、業(yè)勞動(dòng)負(fù)擔(dān)。 持的間接效應(yīng)發(fā)揮作用應(yīng)當(dāng)剔除未婚子女的轉(zhuǎn)移性收入。 自變量進(jìn)行估計(jì)， 結(jié)果在模型二和模型四中都不顯著。 位家庭子女收入的年現(xiàn)金轉(zhuǎn)移數(shù)額過(guò)大， 超過(guò)萬(wàn)元， 人養(yǎng)老的正常所需，而這些過(guò)高的轉(zhuǎn)移性收入通常為未婚子女所為，這些收入對(duì)老人來(lái)說(shuō)， 顯然是代為儲(chǔ)蓄在將來(lái)還需拿出來(lái)用于婚事， 只能視為暫時(shí)性收入。 當(dāng)我們剔除了未婚子女 的收入轉(zhuǎn)移后， 子女的轉(zhuǎn)移性收入支持就體現(xiàn)出影響來(lái)了， 支持越大確實(shí)會(huì)降低老人從事農(nóng) 業(yè)生產(chǎn)的可能性。當(dāng)然，從系數(shù)值來(lái)看，已婚子女的轉(zhuǎn)移支持的收入效應(yīng)還是很小的。照顧孫輩這一啞變量在估計(jì)中沒(méi)有出現(xiàn)我們的預(yù)期， 這一變量在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的， 不 照顧孫輩的老人有 7

16、1.2% 參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，需要照顧孫輩的 69.6%參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，留守子女的 照料家務(wù)與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)勞動(dòng)之間沒(méi)有替代效應(yīng)， 可以說(shuō)隨著留守兒童的大量出現(xiàn)， 老人們不會(huì) 專門從事照料活動(dòng)， 而是身上的勞動(dòng)負(fù)擔(dān)會(huì)更重了。 當(dāng)然， 也有另外一種可能就是老人減少 種植面積而不是完全地退出農(nóng)業(yè)勞動(dòng)。但是數(shù)據(jù)并不十分有利， 115 戶既需照顧孫輩又種田的老人種植面積在 2畝以下、2畝至5畝、5畝以上的分別占 47.0%、42.6%和 10.4%, 99 戶不需照顧孫輩的種田老人種植面積的比例分別為43.5%、42.4%和14.1%,二者種植面積并沒(méi)有什么明顯的差異，不存在顯著差異是否是因?yàn)槌邪恋孛娣e受限制呢，

17、這些還需今后研究中進(jìn)一步確認(rèn)。模型2農(nóng)村老人勞動(dòng)參與的Probit回歸結(jié)果自變量模型一模型二模型三模型四年齡-.0998451 -.0985344 -.09013 -.0896025 (-6.91 )(-6.83)(-6.89)(-6.82)婚姻狀況.5868115.5828493.5262971*.5305948 *(2.67)(2.66)(2.46)(2.47)有無(wú)兒子在身邊-.5448815 -.4952958 *-.5584244 -.5126202 *(-2.75)(-2.54)(-2.84)(-2.65)健康狀況-.3234108 *-.3027339 八-.3116911*-.2

18、892795 *(-2.38)(-2.22)(-2.34)(-2.17)是否拿退休金-1.218432 -1.137512 (-2.97)(-2.81 )退休金收入-.0001015 -.0000957 (-2.77)(-2.63)非農(nóng)工作啞變量-.5935415 *-.5339955 *(-2.28)(-2.10)非農(nóng)工作收入-.0000102-8.33e-06(-0.67)(-0.55)子女轉(zhuǎn)移性收入（不-.0001186 -.0001111*含未婚子女的）(-2.72)(-2.54)子女轉(zhuǎn)移性收入（包-.0000316-.0000279括未婚子女的）(-1.24)(-1.07)是否照顧孫

19、輩.0120759-.0323285.0053828 (0.03)-.0359255(0.06)(-0.18)(-0.20)_cons7.639773 7.409139 *6.90785 6.733897 (7.04)(6.80)(7.01)(6.75)四、結(jié)論對(duì)于農(nóng)村老人的重要自養(yǎng)方式之一的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)，年齡、健康、婚姻狀況等個(gè)人特征對(duì)老人產(chǎn)生了較為顯著的影響。經(jīng)濟(jì)狀況中具有退休金資格和參加非農(nóng)工作會(huì)降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn) 勞動(dòng)的可能性，但是非階段老人的非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)的替代效應(yīng)并非非農(nóng)就業(yè)發(fā)揮收 入效應(yīng)所致。成年子女的外出工作對(duì)老人的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)供給具有雙重效應(yīng)，從直接效應(yīng)來(lái)看，的確增加了農(nóng)村

20、老人勞動(dòng)供給，從間接效應(yīng)看，子女的轉(zhuǎn)移性收入支持減少了老人參加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的可能性，但這需要扣除未婚子女的收入支持，照料孫輩對(duì)老人是否參加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)沒(méi)有影響，這就意味著這二者并沒(méi)有替代效應(yīng)。參考文獻(xiàn)：1Nansheng Bai. The Effect of Labor Migration on Agriculture: An Empirical Study， Loraine A.West and Yaohui Zhao,eds. Rural Labor Flows in China ，Berkeley: Institute of East Asian Studies, University California, 2000.2 龐麗華、 Scott Rozelle、Alan de Brauw （2003），中國(guó)農(nóng)村老人的勞動(dòng)供給研究，經(jīng)濟(jì)學(xué) （季刊）第 2 卷第 3 期： 721-7303 戴衛(wèi)東、孔慶洋，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障的雙重效應(yīng)分析基于安徽省 農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)狀況的調(diào)查，中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)2005（ 1）：40-504 杜鵬等，農(nóng)村子女外出務(wù)工對(duì)留守老人的影響，人口研究，2004（ 6）： 44-525 李強(qiáng)，中國(guó)外出農(nóng)民工及