農(nóng)民工匯率影響因素及賬款動(dòng)機(jī)研究

農(nóng)民工匯率影響因素及賬款動(dòng)機(jī)研究

一、農(nóng)民工匯率的動(dòng)機(jī)自1978年中國(guó)實(shí)施改革開放以來(lái)，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展，資源配置呈現(xiàn)出專業(yè)化和勞動(dòng)力市場(chǎng)，導(dǎo)致了農(nóng)村勞動(dòng)力的大規(guī)模流動(dòng)（蔡芳等人，2001）。在改革開放的初始階段,由于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的迅速發(fā)展,大量的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為主。自從20世紀(jì)90年代初以來(lái),城市經(jīng)濟(jì)和東部沿海等發(fā)達(dá)地區(qū)發(fā)展加快,農(nóng)村勞動(dòng)力的跨區(qū)域轉(zhuǎn)移日趨活躍。2005年末全國(guó)流動(dòng)人口為14735萬(wàn)人,其中跨省流動(dòng)人口達(dá)4779萬(wàn)人(國(guó)家統(tǒng)計(jì)局,2006)。農(nóng)村勞動(dòng)力的大規(guī)模跨區(qū)域流動(dòng),已成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中令人矚目的重要現(xiàn)象。伴隨著農(nóng)村勞動(dòng)力的大規(guī)模轉(zhuǎn)移,農(nóng)民工所得收入已成為輸出地重要的經(jīng)濟(jì)來(lái)源,在一些勞動(dòng)力輸出較多的中西部地區(qū),農(nóng)民工務(wù)工總收入甚至已經(jīng)超過(guò)了當(dāng)?shù)氐呢?cái)政收入,成為支撐縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要資金來(lái)源(余榮華,2006)。和其它國(guó)家的移民相比,中國(guó)的農(nóng)民工會(huì)將其收入的更大比例寄或帶回家,農(nóng)民工匯款占農(nóng)村老家的家庭總收入的20%至50%(方華,2005)。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)調(diào)總隊(duì)以及農(nóng)業(yè)部全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)辦公室的農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移專項(xiàng)抽查數(shù)據(jù),自20世紀(jì)90年代后期以來(lái),農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的年人平均匯款量在3200元到4600元之間,占其打工收入的53%到72%,而年總匯款量則大約在2700億元到5200億元之間。大量的農(nóng)民工匯款,緩解了農(nóng)村地區(qū)的資金需求壓力,已成為農(nóng)村家庭用來(lái)支付教育費(fèi)用、醫(yī)藥費(fèi)用和日常生活花費(fèi)的重要來(lái)源,對(duì)于輸出地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也具有巨大的推動(dòng)作用(程恩江,2006)。因此,對(duì)影響農(nóng)民工匯款的因素和匯款動(dòng)機(jī)進(jìn)行實(shí)證分析,對(duì)于深入理解農(nóng)民工的經(jīng)濟(jì)行為和匯款資金的流動(dòng)及作用具有非常重要的意義。對(duì)于移民個(gè)人匯款動(dòng)機(jī)的理論解釋,一般可分為兩類,即利他主義和利己主義,其中尤以第一類觀點(diǎn)更為常見。按照利他主義的解釋,移民匯款是出自于他們對(duì)老家其他家庭成員經(jīng)濟(jì)狀況的關(guān)心(Becker,1974;Lucas和Stark,1985;Clark和Drinkwater,2001;Agarwal和Horowitz,,2002)。因此,匯款被看作移民履行其對(duì)老家家庭的責(zé)任和義務(wù),從而匯款量會(huì)隨其老家家庭收入的減少而增加。而從利己主義的觀點(diǎn)來(lái)看,移民的匯款是用來(lái)向留在老家的其他家庭成員“購(gòu)買”服務(wù)(如代替其照看土地、牲畜等財(cái)產(chǎn)或照顧其親屬等)或者保持其社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位(如社會(huì)聲望和家庭財(cái)產(chǎn)的繼承等)(Cox,1987;Hoddinott,1994)。如果老家的家庭收入較高,則其提供這種服務(wù)或保持移民社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的機(jī)會(huì)成本也相應(yīng)較高,從而可能會(huì)索要更高的價(jià)格。因此,移民匯款量可能會(huì)隨著老家家庭其他成員收入的增加而增加。通過(guò)對(duì)比我們發(fā)現(xiàn),如果移民匯款隨著老家其他家庭成員收入的增加而減少,那么利他主義和利己主義的解釋都可能與之相符;但如果匯款量隨著老家其他家庭成員收入的增加而增加,那么利己主義解釋則更為合理。近年來(lái),中國(guó)學(xué)者也開始關(guān)注農(nóng)民工的匯款行為。大多數(shù)研究(李強(qiáng),2001;Cai,2003;都陽(yáng)和樸之水,2003)都認(rèn)為,由于受中國(guó)傳統(tǒng)家庭倫理的影響,農(nóng)民工匯款更多地表現(xiàn)為一種利他性的行為。李強(qiáng)(2001)發(fā)現(xiàn),農(nóng)民工的打工收入以及農(nóng)民工年齡對(duì)匯款量具有顯著的正向影響,不過(guò)作者對(duì)于農(nóng)民工匯款的動(dòng)機(jī)并沒有進(jìn)行較為嚴(yán)格的實(shí)證分析。Cai(2003)利用來(lái)自湖北省的有關(guān)調(diào)研數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),那些在過(guò)去一年中回過(guò)老家的農(nóng)民工,與農(nóng)村老家的聯(lián)系更強(qiáng),其匯款量也更大。因此,農(nóng)民工匯款表現(xiàn)為農(nóng)民工與其老家其他家庭成員之間的一種利他行為。都陽(yáng)和樸之水(2003)利用中國(guó)西部地區(qū)四個(gè)貧困縣農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn),本地收入較低的農(nóng)民工家庭,其相應(yīng)的匯款量較大,農(nóng)民工的匯款行為與利他性假設(shè)相符。Liu和Reilly(2004)利用1995年在山東省濟(jì)南市打工的男性農(nóng)村流動(dòng)勞動(dòng)力調(diào)查數(shù)據(jù),用家庭耕地面積作為家庭非匯款收入的代理變量對(duì)農(nóng)民工匯款動(dòng)機(jī)進(jìn)行檢驗(yàn)。不過(guò),該變量并沒有表現(xiàn)出統(tǒng)計(jì)上的顯著性,因此并沒有證明利他主義的存在。Zhang等(2003)利用農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),家庭所擁有財(cái)產(chǎn)數(shù)量對(duì)于農(nóng)民工匯款有顯著的負(fù)向影響,這表明農(nóng)民工匯款可能出自于利他性的考慮。不過(guò),家庭外出打工人數(shù)對(duì)于單個(gè)農(nóng)民工的匯款量具有顯著的負(fù)向影響,這說(shuō)明農(nóng)民工匯款也包含利己的意愿。上述關(guān)于中國(guó)農(nóng)民工匯款的研究所得到的結(jié)論并不一致,這可能是由于以下兩方面的原因:(1)上述研究沒有考慮到某些影響農(nóng)民工匯款的重要因素,比如農(nóng)民工是否全家外出、是否曾失業(yè)等。忽略上述因素可能會(huì)導(dǎo)致最終研究結(jié)果的偏差。(2)與所使用的調(diào)查樣本有關(guān)。上述關(guān)于中國(guó)農(nóng)民工匯款的研究數(shù)據(jù)樣本數(shù)較少且調(diào)研時(shí)間均為上世紀(jì)90年代中期以前,但農(nóng)民工匯款的外部環(huán)境近年來(lái)已經(jīng)發(fā)生了很大變化,尤其是與農(nóng)民工匯款直接相關(guān)的金融服務(wù)已經(jīng)得到相當(dāng)程度的改善,而高效的匯款服務(wù)通常會(huì)促使農(nóng)民工將更多的收入?yún)R回家(程恩江,2006)。此外,隨著越來(lái)越多的上世紀(jì)80年代出生的農(nóng)村年輕勞動(dòng)力開始外出打工,農(nóng)民工群體的構(gòu)成和特征已經(jīng)發(fā)生了很大的變化。與第一代相比,新一代農(nóng)民工的消費(fèi)觀念和生活方式明顯不同,其匯款行為也有顯著差別。因此,以前關(guān)于中國(guó)農(nóng)民工匯款的相關(guān)研究結(jié)論可能需要包含更多的重要變量并利用質(zhì)量更高的最新數(shù)據(jù)進(jìn)行重新驗(yàn)證。我們于2006年春節(jié)對(duì)農(nóng)民工匯款的情況進(jìn)行了比較全面的調(diào)研,其范圍涉及全國(guó)大部分省份,并回收了2009份有效問(wèn)卷,是迄今為止我們所見到的質(zhì)量最好的農(nóng)民工匯款數(shù)據(jù),這為我們進(jìn)一步深入研究中國(guó)農(nóng)民工匯款問(wèn)題提供了可能。本文內(nèi)容安排如下:第二部分構(gòu)建一個(gè)簡(jiǎn)單的解釋中國(guó)農(nóng)民工的匯款行為的移民匯款理論模型來(lái),并提出相應(yīng)的檢驗(yàn)假設(shè);第三部分介紹實(shí)證模型及計(jì)量方法;第四部分說(shuō)明本文使用的農(nóng)民工匯款問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù);第五部分為實(shí)證結(jié)果;第六部分為穩(wěn)健性檢驗(yàn),最后為結(jié)論部分。二、轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力和匯量由于城鄉(xiāng)分割的戶籍制度的存在以及對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)的限制政策尚未完全消除,中國(guó)農(nóng)村的轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力往往在農(nóng)村與城市之間鐘擺式地流動(dòng),而不是定居下來(lái),農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力與其老家之間大都存在著緊密的聯(lián)系,并向老家寄回大量的匯款(蔡昉等,2003)。因此,我們采用和Funkhouser(1995)類似的假定,認(rèn)為農(nóng)民工所關(guān)心的不僅僅是自己的效用,還要考慮到農(nóng)村老家其他家庭成員的效用,即利他性假設(shè)。為簡(jiǎn)單起見,我們假設(shè)轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力將匯款以外的收入全部用于自身消費(fèi)。轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的效用函數(shù)采用下列形式:其中:Um:轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力從自身消費(fèi)所獲得的效用,;Im:轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的收入;Ch:老家其他家庭成員的消費(fèi);β:老家其他家庭成員效用的相對(duì)重要性(0<β<1);R:匯款量。老家的家庭總收入由全家所有外出打工勞動(dòng)力的總匯款和除匯款之外的其它家庭收入所構(gòu)成。我們假設(shè)農(nóng)村老家的其他家庭成員將總收入全部用于消費(fèi)。其中,老家家庭收到的總匯款等于該轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的匯款與家庭其他轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的匯款之和。其中:Ih:除匯款之外的其它家庭收入;Nm:不計(jì)該轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力在內(nèi)的家庭總轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力數(shù);R0:其他轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的平均匯款量。轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力會(huì)根據(jù)約束條件(2)式來(lái)最大化如(1)式所示的轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力效用。于是,關(guān)于匯款量R(R>0)的一階偏導(dǎo)條件為:也就是說(shuō),由匯款所引起的老家家庭總收入增加所帶來(lái)的家庭其他成員效用的增加量,等于由匯款所導(dǎo)致的轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力收入減少所帶來(lái)的轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力效用的減小量。由(3)式我們可以得到潛變量R:由隱函數(shù)定理,我們可以得到以下可檢驗(yàn)的假設(shè):1.,即在其它變量保持不變的情況下,轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的收入越高,其匯款量越大。2.,即在其它變量保持不變的情況下,老家除匯款之外的其它家庭收入越低,該轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的匯款量越大。3.,即在其它變量保持不變的情況下,老家家庭外出打工的人數(shù)越多,該轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的匯款量越小。4.,即在其它變量保持不變的情況下,轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的利他傾向越強(qiáng),其匯款量越大。在最后一個(gè)假設(shè)中,轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的利他傾向?qū)嶋H上是不可觀測(cè)的,因此大多數(shù)文獻(xiàn)都使用移民與老家之間的聯(lián)系強(qiáng)弱來(lái)表示移民匯款的利他性程度。根據(jù)Cai(2003)的研究,那些與老家聯(lián)系更強(qiáng)的農(nóng)民工,其老家其他家庭成員的效用更為重要。這些農(nóng)民工不僅關(guān)心老家其他家庭成員的感情,而且也關(guān)注他們的經(jīng)濟(jì)生活水平,這種出自于利他主義的考慮使得其匯款量也更大。而這種聯(lián)系的強(qiáng)弱程度可能與轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的個(gè)人和家庭情況、外出打工時(shí)間的長(zhǎng)短以及外出打工地點(diǎn)的遠(yuǎn)近等有關(guān)。三、測(cè)量分析(一):農(nóng)民工的個(gè)人特征向量對(duì)就業(yè)促進(jìn)時(shí)間根據(jù)以前的類似研究(白南生等,2002;Cai,2003;都陽(yáng)等,2003;李強(qiáng),2001;Liu等,2004;Zhang等,2003)和第二部分的理論模型,我們可以得到如下形式的實(shí)證模型:其中:X1為農(nóng)民工的個(gè)人特征向量,X2為農(nóng)民工的家庭特征向量,X3為與打工相關(guān)的特征向量。在上述研究的基礎(chǔ)上,我們還加入了“是否全家外出打工”和“是否有失業(yè)經(jīng)歷”這兩個(gè)解釋變量。因此,我們所選擇的個(gè)人特征向量(X1)包括年齡、性別、婚姻狀況以及受教育程度;家庭特征向量(X2)包括家庭非勞動(dòng)力人口、家庭外出打工人數(shù)、家庭的非匯款年純收入以及家庭所擁有的耕地;與打工相關(guān)的變量(X3)包括年打工收入、是否全家外出打工、是否有失業(yè)經(jīng)歷、外出打工年限以及是否出省打工。以下為各特征解釋變量對(duì)農(nóng)民工匯款量的預(yù)期影響:1.家庭壓力農(nóng)民工的年齡越大,其家庭責(zé)任也越大。而且,年齡較大的農(nóng)民工的消費(fèi)觀念往往更加保守。因此,農(nóng)民工的年齡越大,其匯款量應(yīng)該越多。與未婚女性打工者相比較而言,已婚男性者在家庭中的地位更高,家庭責(zé)任也更大。他們不僅要負(fù)擔(dān)子女的生活、教育等費(fèi)用,還需要贍養(yǎng)父母(Cai,2003)。因此,已婚男性打工者的經(jīng)濟(jì)壓力相對(duì)更大,從而會(huì)寄更多的匯款回農(nóng)村老家。農(nóng)民工的受教育程度越高,就越可能獲取更高的打工收入,從而其匯款量就越大。不過(guò),如果我們?cè)诮忉屪兞恐锌刂屏宿r(nóng)民工打工收入對(duì)匯款量的影響,則受教育程度對(duì)匯款量的影響符號(hào)可能不確定。2.農(nóng)村家庭暴力使農(nóng)民工就業(yè)難農(nóng)民工老家家庭中的非勞動(dòng)力人口越多,則其匯款量就越高。由第二部分理論模型所推導(dǎo)出的結(jié)論,農(nóng)村老家家庭的非匯款年純收入越高,家庭中外出打工人數(shù)越多,則農(nóng)民工匯款量就會(huì)越少。自上世紀(jì)七十年代末以來(lái),中國(guó)農(nóng)村開始逐漸實(shí)行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制,農(nóng)民工雖然已經(jīng)在城市就業(yè),但往往無(wú)法獲得當(dāng)?shù)貞艨诤拖鄳?yīng)的社會(huì)保障,很難在遷入地定居下來(lái),從而使得他們無(wú)法切斷與農(nóng)村土地的關(guān)系(陶然和徐志剛,2005)。農(nóng)民工老家的耕地越多,所需要的農(nóng)業(yè)投入就越多,從而相應(yīng)地農(nóng)民工匯款量也就越高。3.農(nóng)民工外出執(zhí)勤對(duì)其與農(nóng)村舊家的聯(lián)系當(dāng)中國(guó)的農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移時(shí),由于受到戶籍制度和土地制度等各種因素的制約,大部分農(nóng)村勞動(dòng)力均為單獨(dú)外出打工,其家庭成員并沒有跟隨一起發(fā)生遷移。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)調(diào)總隊(duì)(2005)的農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移專項(xiàng)抽樣調(diào)查,2004年舉家外出打工的農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力占全部轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的23.8%。與單獨(dú)外出打工的農(nóng)村勞動(dòng)力相比較而言,舉家外出打工的農(nóng)民工與農(nóng)村老家的聯(lián)系更弱,從而其匯款量可能更少。農(nóng)民工的失業(yè)會(huì)帶來(lái)其生活的不確定性和不安全感,所以農(nóng)民工的失業(yè)經(jīng)歷也可能會(huì)導(dǎo)致其匯款量的減少。農(nóng)民工外出打工的年限及打工地點(diǎn)的距離通常被用來(lái)代表農(nóng)民工與農(nóng)村老家的聯(lián)系強(qiáng)弱。如果農(nóng)民工外出年限較短或者經(jīng)常季節(jié)性地回農(nóng)村老家,他們通常與老家的聯(lián)系較為緊密,從而可能會(huì)寄回更多的匯款。反之,如果農(nóng)民工外出打工時(shí)間較長(zhǎng),則其與老家的聯(lián)系可能相對(duì)較弱,從而會(huì)逐漸減少甚至停止匯款(Cai,2003)。類似地,農(nóng)民工的打工地點(diǎn)越遠(yuǎn),其與老家的聯(lián)系可能越弱,從而匯款量越少(勞動(dòng)部與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局,2000)。(二)區(qū)間回歸模型正如下面第四部分中將具體說(shuō)明的,我們用于實(shí)證分析的農(nóng)民工匯款量數(shù)據(jù)并不是具體數(shù)值,而是有序區(qū)間數(shù)據(jù)。當(dāng)對(duì)此類數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析時(shí),人們一般會(huì)采用以下兩種方法進(jìn)行處理:(1)將數(shù)據(jù)的區(qū)間中值作為因變量利用普通最小二乘法進(jìn)行簡(jiǎn)單的多元回歸。但利用區(qū)間中值進(jìn)行OLS回歸并不能反映真實(shí)值在區(qū)間的不確定性分布,而且也會(huì)造成數(shù)據(jù)兩側(cè)的截尾問(wèn)題。(2)將區(qū)間數(shù)據(jù)對(duì)應(yīng)為有序離散數(shù)據(jù),即按照區(qū)間從小到大的順序分別編號(hào),然后利用有序概率模型來(lái)處理此類有序離散數(shù)據(jù)。雖然這樣做的結(jié)果對(duì)模型以及各變量的統(tǒng)計(jì)顯著性影響不大,但由于信息利用的不充分,所得到的預(yù)測(cè)值只能反映各類區(qū)間出現(xiàn)的概率。有序概率模型要求樣本數(shù)據(jù)服從比例比數(shù)假設(shè),而將區(qū)間數(shù)據(jù)對(duì)應(yīng)為有序離散數(shù)據(jù)所得到的分類數(shù)據(jù)并不服從該假設(shè)。對(duì)于此類有序區(qū)間數(shù)據(jù),我們可以利用更適合的區(qū)間回歸模型來(lái)處理(Stewart,1983;Wooldridge,2002)。與未知門檻值的有序概率模型相比,我們不需要估計(jì)區(qū)間回歸模型的門檻值,回歸系數(shù)也可以通過(guò)極大似然估計(jì)方法得到。因?yàn)閰^(qū)間回歸模型假設(shè)類似經(jīng)典線性回歸假設(shè),所以我們可以類似普通最小二乘法對(duì)上述極大似然估計(jì)所得到的系數(shù)β進(jìn)行解釋。在本模型中,我們可以利用Stata9.0中的“intreg”命令進(jìn)行區(qū)間回歸。該命令需要利用兩個(gè)變量來(lái)定義因變量,即分別代表因變量的區(qū)間下限和區(qū)間上限。因此,如果匯款量處于閉區(qū)間,則因變量的樣本值分別取該區(qū)間的上限和下限;如果匯款量處于大于15000元的開區(qū)間,我們令該區(qū)間的下限為15000元,其上限為+∞。對(duì)于農(nóng)民工的年打工收入和家庭年非匯款收入,如果處于閉區(qū)間,我們假設(shè)其等于該區(qū)間的中位數(shù);如果處于開區(qū)間,我們則假設(shè)處于該區(qū)間的觀察值等于區(qū)間下限。另外一個(gè)需要說(shuō)明的問(wèn)題是:我們的問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果表明,沒有寄或帶錢回家的農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力占全部樣本的比例不到1%。因此,我們并不需要首先判斷農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力是否會(huì)匯款,從而不需要采用其它類似文獻(xiàn)中的Heckman兩步驟估計(jì)來(lái)處理。在接下來(lái)的計(jì)量分析中,我們將不考慮這部分樣本,這樣做并不會(huì)對(duì)結(jié)論產(chǎn)生較大的影響。四、數(shù)據(jù)收集(一)問(wèn)卷編制和調(diào)研過(guò)程本文數(shù)據(jù)來(lái)自北京大學(xué)光華管理學(xué)院與國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心發(fā)展戰(zhàn)略部于2006年春節(jié)所組織的關(guān)于農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的問(wèn)卷調(diào)查,所調(diào)查內(nèi)容為全國(guó)2005年的有關(guān)情況。為了更好地研究農(nóng)民工匯款問(wèn)題,我們將本次問(wèn)卷的調(diào)查對(duì)象定義為“在縣外就業(yè)且在外打工時(shí)間當(dāng)年超過(guò)6個(gè)月的農(nóng)村勞動(dòng)力”②。我們共發(fā)放2500份問(wèn)卷,回收2118份,問(wèn)卷回收率為84.72%;其中有效問(wèn)卷2009份,問(wèn)卷有效率為94.85%。本次調(diào)查遵循隨機(jī)抽樣的原則,樣本涉及全國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)。但考慮到農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)的特點(diǎn),我們分別追加了農(nóng)村勞動(dòng)力輸出大省湖北省和農(nóng)村勞動(dòng)力主要輸入地廣東省的樣本各200個(gè)(包含在總共2500份問(wèn)卷中)。具體的實(shí)施方案是,2006年我們?cè)诒本└鞲咝Ｕ心?10名暑期回家的農(nóng)村大學(xué)生作為調(diào)研員,每位調(diào)研員完成10份問(wèn)卷的任務(wù)。另外,我們還分別在武漢和廣州的高校各招募了20名暑期回家的大學(xué)生,每人同樣完成10份問(wèn)卷的調(diào)研任務(wù)。這種樣本的獲取方式有效地保證了我們對(duì)農(nóng)民工匯款進(jìn)行深入分析的可行性。我們的問(wèn)卷內(nèi)容主要為:農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的個(gè)人特征、包括家庭非匯款純收入等在內(nèi)的家庭信息、以及農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的年收入和年匯款量等與打工相關(guān)的信息。在我們的全部樣本中,縣外省內(nèi)轉(zhuǎn)移的農(nóng)村勞動(dòng)力占27%,省外轉(zhuǎn)移的農(nóng)村勞動(dòng)力占73%。廣東、福建和浙江等東部沿海省份的農(nóng)村勞動(dòng)力以省內(nèi)轉(zhuǎn)移為主,而湖北、湖南、四川、河南和江西等中西部省份以跨省轉(zhuǎn)移為主③。此外,我們的問(wèn)卷調(diào)查區(qū)別于其它類似問(wèn)卷調(diào)查的一個(gè)重要特點(diǎn)是,問(wèn)卷中有關(guān)收入、匯款以及費(fèi)用的問(wèn)題并不是采用讓被調(diào)查者直接填寫具體數(shù)值的辦法,而是采用讓被調(diào)查者選擇數(shù)值區(qū)間的方式。我們之所以這樣做,是為了使得被調(diào)查者更愿意填寫該項(xiàng)以及避免被調(diào)查者填寫問(wèn)卷時(shí)的隨意性,以使得他們關(guān)于收入、匯款以及費(fèi)用的回答更加接近真實(shí),從而減少由度量誤差所帶來(lái)的偏差(Juster和Smith,1997)。(二)農(nóng)民工的客戶匯率根據(jù)我們的問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果,各組農(nóng)民工匯款量所占比例分布如圖1所示。從圖中我們可以看出,大部分農(nóng)民工的匯款量介于2000元和8000元之間,問(wèn)卷樣本的匯款均值為4538元①。農(nóng)民工的匯款量占其打工收入的平均比例為40%,大部分農(nóng)民工的這一比例介于10%和70%之間,這表明農(nóng)民工會(huì)將其收入的相當(dāng)一部分寄回老家。農(nóng)民工匯款量占其農(nóng)村老家家庭收入的平均比例達(dá)53%,大部分農(nóng)民工的這一比例介于30%和90%之間,這表明農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的匯款已成為其農(nóng)村老家的主要收入來(lái)源。(三)農(nóng)民工外出執(zhí)勤的匯率量農(nóng)民工匯款不僅與個(gè)人特征及農(nóng)村老家的家庭特征相關(guān),也與其打工情況有關(guān)。由表3我們可知,外出打工的農(nóng)民工較為年輕(28.52歲),一半左右的農(nóng)民工已婚,大部分都具有初中以上文化程度,其中男性的比例為63%。農(nóng)民工的家庭人口和勞動(dòng)力較多,而耕地相對(duì)較少。農(nóng)民工的年打工收入為11790元,接近20%的農(nóng)民工舉家外出打工,約1/3的農(nóng)民工曾有過(guò)失業(yè)的經(jīng)歷。上述特征與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)調(diào)總隊(duì)(2005)的全國(guó)抽樣調(diào)查結(jié)果基本相同。與單獨(dú)外出打工的農(nóng)民工相比,舉家外出打工的農(nóng)民工與農(nóng)村老家的聯(lián)系更弱,從而其匯款量可能更少。根據(jù)我們的問(wèn)卷調(diào)查,單獨(dú)外出打工的農(nóng)民工的匯款量(4456元)比舉家外出打工的農(nóng)民工的匯款量(4880元)更少。為了進(jìn)一步研究單獨(dú)外出打工的農(nóng)民工與全家外出打工的農(nóng)民工的匯款行為,我們分別列出了這兩類匯款影響因素的描述性統(tǒng)計(jì)。由表3我們可以看出,與單獨(dú)外出打工的農(nóng)民工相比,全家外出打工的農(nóng)民工年齡更大,文化程度更低,男性及已婚的比例也更大。全家外出打工的農(nóng)民工老家家庭的人口及勞動(dòng)力更少,非匯款收入和耕地也更少,而家庭外出打工人數(shù)更多。另外,全家外出打工的農(nóng)民工打工收入更高,外出打工經(jīng)驗(yàn)更多,而且打工地點(diǎn)距離老家更遠(yuǎn)。五、農(nóng)民工客戶開戶的實(shí)證分析由于單獨(dú)外出打工的農(nóng)民工與全家外出打工的農(nóng)民工的匯款行為顯著不同,因此,下面我們將分別對(duì)包括全部樣本的農(nóng)民工匯款、單獨(dú)外出打工的農(nóng)民工匯款和全家一起外出打工的農(nóng)民工匯款進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)果如表4所示。1.農(nóng)民工的教育程度在全部樣本以及全家一起外出的農(nóng)民工樣本中,農(nóng)民工的年齡對(duì)年匯款數(shù)量具有顯著的正向影響。這表明,隨著年齡的增大,對(duì)家庭的責(zé)任也增強(qiáng),因此寄往老家的錢也相應(yīng)增加。在全部樣本以及單獨(dú)外出的農(nóng)民工樣本中,男性已婚者的匯款量顯著高于其它類型農(nóng)民工匯款,反映了男性已婚者對(duì)于農(nóng)村老家家庭的責(zé)任更大,可能需要通過(guò)匯款來(lái)獲得他人照顧其家庭的“服務(wù)”。這與都陽(yáng)和樸之水(2003)及Liu和Reilly(2004)的研究結(jié)果正好相反,說(shuō)明農(nóng)民工匯款不僅存在利他性,也可能包含利己的匯款動(dòng)機(jī)。在全部樣本以及單獨(dú)外出的農(nóng)民工樣本中,初中文化程度以上者隨著受教育程度的增加,其匯款逐漸減少。在假定其它因素不變的情況下,農(nóng)民工的受教育程度因素中除了“大專及以上”對(duì)年匯款量具有顯著的負(fù)向影響外,其它受教育程度因素對(duì)年匯款量的影響并不顯著。在控制了農(nóng)民工年打工收入的情況下,相對(duì)于小學(xué)及以下受教育程度的農(nóng)民工而言,接受過(guò)大專以上教育的農(nóng)民工平均匯款量分別少976元和1239元。對(duì)此一種可能的解釋是,隨著受教育程度的增加,農(nóng)民工更能適應(yīng)城市生活,在城市立足的可能性更大,從而減少了與農(nóng)村老家的聯(lián)系。Zhang等(2003)也得到類似的結(jié)果。不過(guò)有趣的是,當(dāng)我們考察全家一起外出的農(nóng)民工匯款時(shí)發(fā)現(xiàn),大專文化程度以下者隨著受教育程度的增加,其匯款量逐漸增加。在假定其它因素不變的情況下,“初中文化程度”對(duì)年匯款量有顯著的正向影響。這可能是因?yàn)樵谌乙黄鹜獬龅霓r(nóng)民工中,大專文化程度以下者難以在城市定居下來(lái),與農(nóng)村老家的聯(lián)系仍然很緊密,而其中受教育程度較高者被賦予更高的家庭期望和承擔(dān)更大的家庭責(zé)任。2.農(nóng)民工的家庭非但不依賴土地在全部樣本以及全家一起外出的農(nóng)民工樣本中,在假定其它因素不變的情況下,家庭中非勞動(dòng)力人口數(shù)與外出打工勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)年匯款量的影響均不顯著。當(dāng)我們考察單獨(dú)外出的農(nóng)民工匯款時(shí)發(fā)現(xiàn),家庭中外出打工勞動(dòng)力的數(shù)量對(duì)年匯款量具有顯著的負(fù)向影響,即外出打工勞動(dòng)力越多,則單個(gè)外出打工者的匯款量越少。該發(fā)現(xiàn)表明隨著家庭中外出打工者的增加,單個(gè)打工者的家庭責(zé)任被分擔(dān),從而減少其匯款量。該發(fā)現(xiàn)支持了利他的觀點(diǎn)。與我們的期望不一致的是,農(nóng)民工老家的家庭非匯款年純收入對(duì)年匯款量具有顯著的正向影響,即家庭非匯款純收入越高匯款量越大。而按照利他性動(dòng)機(jī)的觀點(diǎn),農(nóng)民工的年匯款量應(yīng)該隨農(nóng)村老家的家庭非匯款純收入的增加而減少。根據(jù)李強(qiáng)(2003)對(duì)農(nóng)民工外出影響因素的調(diào)查結(jié)果,除了經(jīng)濟(jì)收入方面的原因外,“外出見世面”和“農(nóng)村缺乏更好的發(fā)展機(jī)會(huì)”分別為農(nóng)民工外出的重要拉力和推力因素。尤其近年來(lái)隨著第二代農(nóng)民工數(shù)量的不斷增加,他們更希望融入當(dāng)?shù)爻鞘兄髁魃鐣?huì),其消費(fèi)觀念和生活方式也明顯與第一代農(nóng)民工不同。因此,農(nóng)民工的整體經(jīng)濟(jì)行為已發(fā)生了很大的變化,他們外出打工的目的可能并不完全是為了寄更多的錢回家。該發(fā)現(xiàn)支持了利己的觀點(diǎn)。在全部樣本中,農(nóng)民工老家的家庭耕地?cái)?shù)量對(duì)年匯款量具有顯著的正向影響。這也可以類似地由利己主義來(lái)解釋。由于中國(guó)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)制度的限制,農(nóng)村勞動(dòng)力外出后不能荒田或者自由租賃給其他農(nóng)戶耕種,其外出后土地基本上由自己家人或親戚朋友幫助耕種,而農(nóng)民工則通過(guò)匯款的形式為這類“服務(wù)”付費(fèi)。根據(jù)我們的問(wèn)卷調(diào)查,外出后土地由家人或親戚朋友耕種的比例接近90%。3.農(nóng)民工外出工作經(jīng)歷對(duì)年匯量的影響農(nóng)民工的年打工收入對(duì)其年匯款量具有顯著的正向影響。在假定其它因素不變的情況下,農(nóng)民工的打工收入每增加100元,其匯款量增加約30元。是否全家外出對(duì)年匯款數(shù)量具有顯著的負(fù)向影響。在假定其它因素不變的情況下,全家外出的農(nóng)民工比單獨(dú)外出的農(nóng)民工的匯款量平均少509元。這可能是因?yàn)樾『⒁矔?huì)跟隨大人一起外出,所以小孩不需要老家其他親屬的照顧,相應(yīng)地減少了與老家的聯(lián)系,從而減少了匯款量。農(nóng)民工是否有失業(yè)經(jīng)歷對(duì)年匯款數(shù)量具有顯著的負(fù)向影響。這是因?yàn)槿绻r(nóng)民工在當(dāng)年有過(guò)失業(yè)經(jīng)歷,就會(huì)使得他們對(duì)未來(lái)的打工收入產(chǎn)生更大的不確定性,從而減少其匯款額。在假定其它因素不變的情況下,農(nóng)民工外出打工的年限和距離對(duì)于年匯款量的影響并不顯著。這是因?yàn)橹袊?guó)的二元戶籍制度等因素的制約使得農(nóng)民工很少在城市定居下來(lái),基本上為“候鳥式”的遷移,所以農(nóng)民工與老家的聯(lián)系并不會(huì)因?yàn)橥獬龃蚬r(shí)間的長(zhǎng)短和距離而改變。六、農(nóng)民工匯率的區(qū)間回歸模型前面我們?cè)岬?人們還經(jīng)常利用簡(jiǎn)單多元回歸模型和有序概率模型對(duì)區(qū)間數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。為了與上述兩種方法進(jìn)行對(duì)照以及保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性,下面我們將分別利用這兩種方法對(duì)中國(guó)農(nóng)民工匯款的影響因素進(jìn)行分析。1.我們假設(shè)處于區(qū)間內(nèi)的農(nóng)民工匯款量的平均值等于區(qū)間的中位數(shù):即對(duì)于處于閉區(qū)間的數(shù)據(jù),我們假設(shè)其等于該區(qū)間的中位數(shù);而對(duì)于處于開區(qū)間的數(shù)據(jù),我們假設(shè)處于該區(qū)間的觀察值等于區(qū)間下限。