成年子女外出务工对农村老年人农业劳动参与率的影响

1、子女外出务工、转移收入与农村老年人农业劳动供给基于安徽省劳动力输出集中地三个村的研究李 靖（05级博士生）内容摘要：农业生产对体能要求较高，成年子女外出务工最直接的影响就是加重了老人的农业劳动负担，降低了农村老年人晚年的福利状况，但是子女外出务工带来的转移性收入支持也会改善老人的福利。本文根据对劳务输出集中地三个村的调查研究表明，现阶段外出子女的现金转移的间接效应可以使老人农业参与率下降，这里面要扣除未婚子女的收入转移，但是子女外出务工的直接效应使老人农业参与率增加的幅度更大。二者综合考虑，农村老年人因子女外出务工使农业参与率上升5.8个百分点。此外，照料孙子孙女对老人是否参加农业生产劳动的替

2、代效应并不显著，老人的福利状况就农业劳动方面而言在现阶段是恶化了的。关键词：劳动力转移转移收入 劳动参与老年人福利一、引言随着改革的深入，劳动力流动的阻力越来越小，人们又回过头反思劳动力流动对农村社区的影响，一个普遍的担忧就是成年子女外出打工会使空巢老人的规模不断扩大，那些本该退出的老人被迫继续承担繁重的劳动（庞丽华等，2003；杜鹏等，2004；戴卫东等，2005）。因为农业生产对体能要求较高，上年纪的人继续从事体力劳动很可能导致受伤，增加引发各种健康问题的可能性，从而会显著降低老年人晚年的福利状况（Jonh Giles、牧人，2005）。养老金被认为是影响劳动者退休的重要因素（Andrew

3、，1998），但是由于我国农村养老金覆盖率低，人们经常认为农村老年人参加农业劳动是因为他们已经形成了习惯。Benjamin et al.（2000）发现有较多财富的农村居民在55岁以后的劳动供给明显递减，正是由于可交换资产或者可流通财富的缺乏限制了大多数农村老人的退休。与城市老人的养老方式不同，现在绝大多数的农村老人没有退休金，在他们年轻时也没有能够积累起的物质财富可以为他们的老年生活提供保障，所以很多农村老人在晚年不得不仍然参加劳动，很少能够停止劳动享受退休生活。专门讨论农村老年人劳动参与的文献并不多，庞丽华等（2003）是其中有代表性的一篇，她认为年龄和健康是最明显的决定因素，有子女外出的

4、老人的农业生产劳动参与率高于没有子女外出的老人，但是她没有考虑子女转移性收入的影响。在田野调查中，我们发现大多数农村老人对自己的子女在外务工经商是持赞成态度的，一个很可能的原因是人们普遍认为成年子女外出务工对改善家庭生活是有着积极效应的，一项被广泛引证的李强的研究表明，和国外相比，我国外出农民工给家庭汇款的比例高，占农民工总体的75%（李强，2001）。这就意味着，成年子女外出务工收入的增加也可能会通过收入转移使他们的父母退出农业劳动达到福利的改善。但人口流动对社会文化的影响也可能是弱化了父权的影响，年轻劳动力转移到城镇，与父母不生活在一起的越来越多，可能导致一些年轻人道德观念缺失，使得老年人

5、不得不通过延长劳动供给年龄，增加储蓄来养老（张玉林，2005）。本文的创新之处在于综合考察成年子女外出务工对其父母参加农业生产影响的替代效应和收入效应，此外本文关注的背景是劳动力输出集中地区，那里出现的直接和间接效应就会表现的更加明显。现阶段的家庭内部赡养转移性收入是否已经达到影响农业劳动供给的规模？综合考虑到替代效应，子女外出务工经商对老人在农业劳务方面的福利影响是恶化还是得到了改善？二、模型与数据（一）变量的选择与研究假说本文将通过Probit模型来观察老年人农业劳动参与的决定因素，再通过LMP模型估计显著性变量的影响程度。变量的选择是根据我们农村调查的实感和文献整理所选择，我们将年龄、健

6、康状况、婚姻状况、经济状况等个人特征作为控制变量。正如庞丽华等人文中所提到的个案访谈那样，老人对工作的态度是“不工作就没的吃”、“多干一点可以减轻孩子的负担”，所以老人是否拿退休金和参加非农劳动也是十分重要的变量，我们将分别采用哑变量和实际金额进行拟合。我们认为成年子女外出工作对父母的劳动会产生双重影响。最直接的效应就是子女外出务工后，老人因无人接替他们而继续从事农业生产，劳动负担仍然较重。庞丽华等人（2000）用“有无子女外出务工”变量来研究成年子女外出对老年人的影响，但是由于随着劳动力市场的更加开放，我们关注的又是劳务输出集中的地区，几乎每一位农村老人都有子女在外务工，这就使得这一变量变得

7、没有实际意义，我们采用“是否还有子女未外出”来代表这一变量。另一方面，子女外出务工也有可能减少老人的农业劳动参与率，因为带来家庭收入的增加会改善老人们的生活，那么这种收入转移是否足以使老人愿意放弃农业劳动？我们假设已婚子女和未婚子女的收入转移的效应是存在差异的，所以采用两个指标来表现这种转移性现金收入，分别为“所有子女转移性收入支持”和“已婚子女转移性收入支持”。此外，成年子女外出工作还使下一代的照料成为更加突出的问题，庞丽华等人调查表示12%的老人称不参加正式劳动是因为只从事包括照顾孙辈的家务劳动。在我们调查的地方，由于妇女外出参工率的增加，而能进城随父母在城市接受教育的农村儿童据估计只有5

8、%左右，老人们显然增加了照顾留守孙子孙女的责任，所以增加虚拟变量“是否照料孙辈”以估计是否与农业生产劳动具有替代效应。我们对关键变量提出需要验证的三个假设：假设1：子女外出务工带给老人的转移性收入支持规模已达到减少老人农业劳动参与率的规模，也就是说模型中该变量（“所有子女转移性收入支持”或“已婚子女转移性收入支持”）参数是负号；假设2：已婚子女和未婚子女的转移性收入的作用是有差异的，也就是说模型中“已婚子女转移性收入支持”参数的显著性要比“所有子女转移性收入支持”更强；假设3：为留守的孙辈提供照料性的家务劳动对老人参加农业生产劳动具有替代效应，也就是说模型中“是否照料孙辈”的参数符号是负的。（

9、二）数据的说明本文数据为2006年4月份在安徽省枞阳县三个村调查所得。老年人定义为50岁以上（尽管这并不符合人口标准，但可以考察到受成年子女外出影响最大的人群），共计获得有效样本304户，其中5059岁的老人113人，6069岁的老人113人，70岁以上的老人78人。成年子女的外出务工、子女转移性收入支持、是否照顾孙辈是本文最关心的三个关键变量。（1）枞阳县农村有25万人外出务工，可以说是能外出的劳动力差不多都已经出去了，我们的样本中几乎每一个家庭都有子女在外务工经商，所以本文采用了是否有儿子常年住在一起或在本村作为变量来考察成年子女外出务工的直接影响，也仅有35.5%的老人称还有子女在身边（

10、住在一起或住在本村）。（2）外出子女给父母转移性收入支持规模，从均值来看，平均每户从子女处获得的转移性收入接近2000元，其中来自已婚子女的为1142元，从比例来看，子女没有给赡养费的占28.18%，在1-1000元之间的占25.77%，在1001-5000元之间的占36.08%，在5001-10000元之间的占5.50%，10000元以上的占4.47%。转移性收入中来自外出务工子女的比重给人的印象是十分深刻的，占到了91%，即使是已婚子女，这一比例也达到84.5%。（3）照顾孙辈采取虚拟变量，有45.7%的老人担负着照料孙辈的家务劳动。表1变量的统计指标变量均值标准差最小值最大值变量解释是否

11、从事农业劳动.700658.458725011参加，0不参加年龄63.394748.4764545097婚姻状况.7532895.4318076011老伴健在，0丧偶健康状况1.559211.6963702131健康2中等3身体差是否拿退休金.0460526.2099447011拿退休金0不拿退休金退休金收入399.40792160.962018000非农工作哑变量.2277228.4200565011从事非农工作，0不从事非农工作非农工作收入1489.0436083.421080000有无儿子在身边.3552632.4793821011有儿子在身边，0无儿子在身边子女转移性收入（不含未婚子女

12、的）1142.3031839.42015000子女转移性收入（包括未婚子女的）1997.53536.206028000是否照顾孙辈.4572368.4989893011照顾孙辈0不照顾孙辈三、实证结果分析（一）控制变量的影响年龄、健康、婚姻状况等个人特征因素影响显著。5059岁的农业劳动参工率为90.3%，6069岁老人的农业生产参工率为77.9%，70岁老人的农业生产参工率为29.5%，呈现出随着年龄增加而退出农业生产劳动的趋势。老人是否参加农业生产还与老伴是否健在密切相关，因为当一方过世后，老人的养老方式会发生比较大的变化，儿子们担负起责任的可能性显著增强。退休金资格的获得与非农工作的参与

13、将会降低老年人参加农业劳动的可能性，拿退休金的14户家庭户均年退休金收入8672元，这在农村是一笔十分可观的收入，收入效应较为明显，仅有4户从事农业劳动，与总体70%的农业劳动参与率要低了很多，当然这与拿退休金的一方（主要是男性）长期不从事农业生产因而退休后也很难重新种田也是有关的。但是当前农村拿退休金的人口还是太少了。而从事非农工作对农业生产劳动供给的影响则要复杂一些。69户从事非农工作的家庭，仅18%的家庭不从事农业工作，但该类人群年龄分布在5059岁之间的占68%，这比样本平均水平要年轻很多。所以控制住年龄等变量后，参加非农工作会降低他们参加农业劳动的可能性。但是这种效应并不是收入效应所

14、带来的，以非农收入作为自变量带入模型计算，统计上并不显著。这些家庭从事非农工作户均收入6538元，除去三户收入分别达到4万以上的异常值家庭后，户均收入为4411元，这样的户均而非人均收入是不足以让一个50多岁的劳动力停止农业工作的。通过代表同一经济特征的两个变量的显著性来看，非农工作的收入效应并不明显，也就是说参与非农工作的老人不参加农业劳动的原因并不是收入高到让他们愿意放弃农业劳动，而是因为时间精力等原因让他们（主要工作类别是打小工、开小店、村干部、打铁等）减少了农业劳动供给。（二）劳动力外出的直接影响儿子作为农村家庭的主要劳动力，当所有的儿子都外出务工时，会增加了老人参加农业劳动的可能性，

15、这时老人的农业生产参与率为77.6%，而当有一个儿子与老人住在一起或住在本村时，老人的农业生产参与率下降为56.5%。调查中较为形象的描述是“儿子全权负责，我和儿子一起生活，收入和开支基本上不掌管，不需要我干事”，而当儿子外出工作时，老人必须自己担当决策者，“去年小儿子在家帮我们把田种着，给几百斤稻，今年就不行了，他们出去了，我们自己得种”，口粮保证也是一个重要的考虑。 （三）劳动力外出的间接影响在劳动力外出对老人的农业劳动负担的间接缓解效应中，现金转移支持的收入效应的确存在，但照料孙辈却没有相应地减轻农业劳动负担。应当指出的是，子女现金转移性收入支持的间接效应发挥作用应当剔除未婚子女的转移性

16、收入。运算结果证实了我们的假设，即未婚子女与已婚子女的转移性收入的作用是存在差异性的。本文以所有子女的转移性支持作为自变量进行估计，结果在模型一和模型三中都不显著。未婚子女虽然数量不多，但带给老人的现金数额却很大，以我们的调查为例，最大值甚至达到了28000元，这显然超过老人养老的正常所需，而这些过高的转移性收入通常为未婚子女所为，这些收入对老人来说，显然是表2 农村老人劳动参与的Probit回归结果自变量模型一模型二模型三模型四年龄-.0985344（-6.83）-.0998451（-6.91）-.0896025（-6.82）-.09013（-6.89）婚姻状况.5828493（2.66）.

17、5868115（2.67）.5305948（2.47）.5262971（2.46）有无儿子在身边-.4952958（-2.54）-.5448815（-2.75）-.5126202（-2.65）-.5584244（-2.84）健康状况-.3027339（-2.22）-.3234108（-2.38）-.2892795（-2.17）-.3116911（-2.34）是否拿退休金-1.137512（-2.81）-1.218432（-2.97）退休金收入-.0000957（-2.63）-.0001015（-2.77）非农工作哑变量-.5339955（-2.10）-.5935415（-2.28）非农工作收入

18、-8.33e-06（-0.55）-.0000102（-0.67）子女转移性收入（不含未婚子女的）-.0001186（-2.72）-.0001111（-2.54）子女转移性收入（包括未婚子女的）-.0000316（-1.24）-.0000279（-1.07）是否照顾孙辈-.0323285（-0.18）.0120759（0.06）-.0359255（-0.20）.0053828（0.03）截距项7.409139（6.80）7.639773（7.04）6.733897（6.75）6.90785（7.01）代为储蓄，在将来还需拿出来用于婚事，只能视为暂时性收入。当我们剔除了未婚子女的收入转移后，子女的

19、转移性收入支持的影响就体现出来了，收入转移支持增加确实会降低老人从事农业生产的可能性。尽管单个外出子女的收入支持并不一定就比留在本地就业子女的经济支持大（在每个家庭内部，赡养费几乎是平摊的，而并不因经济状况的差异而差异），但由于劳动力转移规模非常之大，304户老人来自已婚子女的转移性收入支持中有84.5%来自于外出工作的子女，我们可以肯定劳动力外出带来的汇款对于减少农村老人的农业劳动负担是有贡献的。照顾孙辈这一哑变量在估计中没有出现我们预期的情况，这一变量在统计上是不显著的。不照顾孙辈的老人有71.2%参与农业生产，需要照顾孙辈的69.6%参与农业生产，留守子女的照料家务与农业劳动劳动之间没有

20、替代效应，可以说随着留守儿童的大量出现，老人们不会专门从事照料孙辈的家务劳动，而是身上的劳动负担会更重了。当然，也有另外一种可能就是老人减少种植面积而不是完全地退出农业劳动。但是数据并不能支撑这样的观点，115户既需照顾孙辈又种田的老人种植面积在2亩以下、2亩至5亩、5亩以上的分别占47.0%、42.6%和10.4%，99户不需照顾孙辈的种田老人种植面积的比例分别为43.5%、42.4%和14.1%，两类人群在农业劳动量上并没有什么明显的差异。（四）成年子女外出影响的总效应由于Probit模型的系数值不能直接判断成年子女外出给老人参加劳动可能性所带来的边际效应，我们通过将上述模型中显著的变量带

21、入计算LPM模型获得系数，并将变量均值带入模型中来估计现阶段直接效应和间接效应的规模大小。我们将“有无儿子在身边”这一变量赋值为身边有一个子女值0，参照项为没有子女在身边，该系数值为0.13，子女转移性收入（不包括未婚子女的）的系数值为-0.000027，分别乘以两个变量的均值，其直接效应分别为8.4%和-3.1%，后者再乘以来自外出子女支持的比例，得到其间接效应为-2.6%。我们可以得出判断是，现阶段成年子女外出务工所带来的转移收入的效应已经显现，但与其带来的直接效应相比，仍然迫使老年人农业劳动供给提高了5.6个百分点。要抵消外出对老人福利的负面影响，已婚子女的转移性收入支持需要提高到（老人

22、）户均3100元，也就是说需要在现有转移收入规模基础上再增加70%。四、简短的结论老年人参加农业生产劳动存在诸多影响因素：（1）年龄、健康、婚姻状况等个人特征对老人产生了较为显著的影响；（2）经济状况中具有退休金资格和参加非农工作会降低农业生产劳动的可能性，但是现阶段老人的非农就业对农业生产劳动的替代效应并非非农就业的收入效应发挥作用所致。眼下占主流地位的社会保障概念和制度，是西方现代化进程中由早发达国家所创造的，它是对于工业社会正规经济中的就业者，在遇到生病、失业、退休等风险时，通过立法让人人享有公平的社会保护。这种社会保障的主体政策是缴费型的社会保险，政府负担费用的社会救助作为它的补充。而

23、农业属于非正规经济，在其中工作的劳动者的个人和家庭资产很少，且收入水平低下又很不稳定，并不具备工业社会保障的基本前提，因而缴费型社会保障制度与他们基本无缘。但是当代农民中从事非农生产或兼业的比例已大大增加，参加养老保险的经济剩余已成为可能，应当创造条件让农民享受到社会保险之利。（3）成年子女的外出工作对农村老人劳动供给行为具有双重效应，直接效应明显即由老人继续劳动以弥补子女外出的影响，现阶段子女外出务工的直接效应使老人农业参与率增加8.4%，从间接效应看，外出子女的转移性收入支持减少了老人参加农业劳动的可能性，使老人农业参与率下降2.6%，但这需要扣除未婚子女的收入支持，因为后者被老人视为暂时性收入。将二者综合考虑，农村老年人因子女外出务工使农业参与率上升5.8个百分点。此外照料孙子孙女对老人是否参加农业生产劳动的替代效应并不显著。可以说，在劳务集中地区，老年人在劳动方面的福利是受到了负面影响，要抵消这一负面影响，转移性收