农民工汇率影响因素及账款动机研究

农民工汇率影响因素及账款动机研究

一、农民工汇率的动机自1978年中国实施改革开放以来，非农产业迅速发展，资源配置呈现出专业化和劳动力市场，导致了农村劳动力的大规模流动（蔡芳等人，2001）。在改革开放的初始阶段,由于乡镇企业的迅速发展,大量的农村剩余劳动力向当地非农产业转移为主。自从20世纪90年代初以来,城市经济和东部沿海等发达地区发展加快,农村劳动力的跨区域转移日趋活跃。2005年末全国流动人口为14735万人,其中跨省流动人口达4779万人(国家统计局,2006)。农村劳动力的大规模跨区域流动,已成为中国经济发展过程中令人瞩目的重要现象。伴随着农村劳动力的大规模转移,农民工所得收入已成为输出地重要的经济来源,在一些劳动力输出较多的中西部地区,农民工务工总收入甚至已经超过了当地的财政收入,成为支撑县域经济发展的重要资金来源(余荣华,2006)。和其它国家的移民相比,中国的农民工会将其收入的更大比例寄或带回家,农民工汇款占农村老家的家庭总收入的20%至50%(方华,2005)。根据国家统计局农调总队以及农业部全国农村固定观察点办公室的农村劳动力转移专项抽查数据,自20世纪90年代后期以来,农村转移劳动力的年人平均汇款量在3200元到4600元之间,占其打工收入的53%到72%,而年总汇款量则大约在2700亿元到5200亿元之间。大量的农民工汇款,缓解了农村地区的资金需求压力,已成为农村家庭用来支付教育费用、医药费用和日常生活花费的重要来源,对于输出地的经济发展也具有巨大的推动作用(程恩江,2006)。因此,对影响农民工汇款的因素和汇款动机进行实证分析,对于深入理解农民工的经济行为和汇款资金的流动及作用具有非常重要的意义。对于移民个人汇款动机的理论解释,一般可分为两类,即利他主义和利己主义,其中尤以第一类观点更为常见。按照利他主义的解释,移民汇款是出自于他们对老家其他家庭成员经济状况的关心(Becker,1974;Lucas和Stark,1985;Clark和Drinkwater,2001;Agarwal和Horowitz,,2002)。因此,汇款被看作移民履行其对老家家庭的责任和义务,从而汇款量会随其老家家庭收入的减少而增加。而从利己主义的观点来看,移民的汇款是用来向留在老家的其他家庭成员“购买”服务(如代替其照看土地、牲畜等财产或照顾其亲属等)或者保持其社会经济地位(如社会声望和家庭财产的继承等)(Cox,1987;Hoddinott,1994)。如果老家的家庭收入较高,则其提供这种服务或保持移民社会经济地位的机会成本也相应较高,从而可能会索要更高的价格。因此,移民汇款量可能会随着老家家庭其他成员收入的增加而增加。通过对比我们发现,如果移民汇款随着老家其他家庭成员收入的增加而减少,那么利他主义和利己主义的解释都可能与之相符;但如果汇款量随着老家其他家庭成员收入的增加而增加,那么利己主义解释则更为合理。近年来,中国学者也开始关注农民工的汇款行为。大多数研究(李强,2001;Cai,2003;都阳和朴之水,2003)都认为,由于受中国传统家庭伦理的影响,农民工汇款更多地表现为一种利他性的行为。李强(2001)发现,农民工的打工收入以及农民工年龄对汇款量具有显著的正向影响,不过作者对于农民工汇款的动机并没有进行较为严格的实证分析。Cai(2003)利用来自湖北省的有关调研数据研究发现,那些在过去一年中回过老家的农民工,与农村老家的联系更强,其汇款量也更大。因此,农民工汇款表现为农民工与其老家其他家庭成员之间的一种利他行为。都阳和朴之水(2003)利用中国西部地区四个贫困县农户调查数据的研究发现,本地收入较低的农民工家庭,其相应的汇款量较大,农民工的汇款行为与利他性假设相符。Liu和Reilly(2004)利用1995年在山东省济南市打工的男性农村流动劳动力调查数据,用家庭耕地面积作为家庭非汇款收入的代理变量对农民工汇款动机进行检验。不过,该变量并没有表现出统计上的显著性,因此并没有证明利他主义的存在。Zhang等(2003)利用农村住户调查数据研究发现,家庭所拥有财产数量对于农民工汇款有显著的负向影响,这表明农民工汇款可能出自于利他性的考虑。不过,家庭外出打工人数对于单个农民工的汇款量具有显著的负向影响,这说明农民工汇款也包含利己的意愿。上述关于中国农民工汇款的研究所得到的结论并不一致,这可能是由于以下两方面的原因:(1)上述研究没有考虑到某些影响农民工汇款的重要因素,比如农民工是否全家外出、是否曾失业等。忽略上述因素可能会导致最终研究结果的偏差。(2)与所使用的调查样本有关。上述关于中国农民工汇款的研究数据样本数较少且调研时间均为上世纪90年代中期以前,但农民工汇款的外部环境近年来已经发生了很大变化,尤其是与农民工汇款直接相关的金融服务已经得到相当程度的改善,而高效的汇款服务通常会促使农民工将更多的收入汇回家(程恩江,2006)。此外,随着越来越多的上世纪80年代出生的农村年轻劳动力开始外出打工,农民工群体的构成和特征已经发生了很大的变化。与第一代相比,新一代农民工的消费观念和生活方式明显不同,其汇款行为也有显著差别。因此,以前关于中国农民工汇款的相关研究结论可能需要包含更多的重要变量并利用质量更高的最新数据进行重新验证。我们于2006年春节对农民工汇款的情况进行了比较全面的调研,其范围涉及全国大部分省份,并回收了2009份有效问卷,是迄今为止我们所见到的质量最好的农民工汇款数据,这为我们进一步深入研究中国农民工汇款问题提供了可能。本文内容安排如下:第二部分构建一个简单的解释中国农民工的汇款行为的移民汇款理论模型来,并提出相应的检验假设;第三部分介绍实证模型及计量方法;第四部分说明本文使用的农民工汇款问卷调查数据;第五部分为实证结果;第六部分为稳健性检验,最后为结论部分。二、转移劳动力和汇量由于城乡分割的户籍制度的存在以及对农村劳动力流动的限制政策尚未完全消除,中国农村的转移劳动力往往在农村与城市之间钟摆式地流动,而不是定居下来,农村转移劳动力与其老家之间大都存在着紧密的联系,并向老家寄回大量的汇款(蔡昉等,2003)。因此,我们采用和Funkhouser(1995)类似的假定,认为农民工所关心的不仅仅是自己的效用,还要考虑到农村老家其他家庭成员的效用,即利他性假设。为简单起见,我们假设转移劳动力将汇款以外的收入全部用于自身消费。转移劳动力的效用函数采用下列形式:其中:Um:转移劳动力从自身消费所获得的效用,;Im:转移劳动力的收入;Ch:老家其他家庭成员的消费;β:老家其他家庭成员效用的相对重要性(0<β<1);R:汇款量。老家的家庭总收入由全家所有外出打工劳动力的总汇款和除汇款之外的其它家庭收入所构成。我们假设农村老家的其他家庭成员将总收入全部用于消费。其中,老家家庭收到的总汇款等于该转移劳动力的汇款与家庭其他转移劳动力的汇款之和。其中:Ih:除汇款之外的其它家庭收入;Nm:不计该转移劳动力在内的家庭总转移劳动力数;R0:其他转移劳动力的平均汇款量。转移劳动力会根据约束条件(2)式来最大化如(1)式所示的转移劳动力效用。于是,关于汇款量R(R>0)的一阶偏导条件为:也就是说,由汇款所引起的老家家庭总收入增加所带来的家庭其他成员效用的增加量,等于由汇款所导致的转移劳动力收入减少所带来的转移劳动力效用的减小量。由(3)式我们可以得到潜变量R:由隐函数定理,我们可以得到以下可检验的假设:1.,即在其它变量保持不变的情况下,转移劳动力的收入越高,其汇款量越大。2.,即在其它变量保持不变的情况下,老家除汇款之外的其它家庭收入越低,该转移劳动力的汇款量越大。3.,即在其它变量保持不变的情况下,老家家庭外出打工的人数越多,该转移劳动力的汇款量越小。4.,即在其它变量保持不变的情况下,转移劳动力的利他倾向越强,其汇款量越大。在最后一个假设中,转移劳动力的利他倾向实际上是不可观测的,因此大多数文献都使用移民与老家之间的联系强弱来表示移民汇款的利他性程度。根据Cai(2003)的研究,那些与老家联系更强的农民工,其老家其他家庭成员的效用更为重要。这些农民工不仅关心老家其他家庭成员的感情,而且也关注他们的经济生活水平,这种出自于利他主义的考虑使得其汇款量也更大。而这种联系的强弱程度可能与转移劳动力的个人和家庭情况、外出打工时间的长短以及外出打工地点的远近等有关。三、测量分析(一):农民工的个人特征向量对就业促进时间根据以前的类似研究(白南生等,2002;Cai,2003;都阳等,2003;李强,2001;Liu等,2004;Zhang等,2003)和第二部分的理论模型,我们可以得到如下形式的实证模型:其中:X1为农民工的个人特征向量,X2为农民工的家庭特征向量,X3为与打工相关的特征向量。在上述研究的基础上,我们还加入了“是否全家外出打工”和“是否有失业经历”这两个解释变量。因此,我们所选择的个人特征向量(X1)包括年龄、性别、婚姻状况以及受教育程度;家庭特征向量(X2)包括家庭非劳动力人口、家庭外出打工人数、家庭的非汇款年纯收入以及家庭所拥有的耕地;与打工相关的变量(X3)包括年打工收入、是否全家外出打工、是否有失业经历、外出打工年限以及是否出省打工。以下为各特征解释变量对农民工汇款量的预期影响:1.家庭压力农民工的年龄越大,其家庭责任也越大。而且,年龄较大的农民工的消费观念往往更加保守。因此,农民工的年龄越大,其汇款量应该越多。与未婚女性打工者相比较而言,已婚男性者在家庭中的地位更高,家庭责任也更大。他们不仅要负担子女的生活、教育等费用,还需要赡养父母(Cai,2003)。因此,已婚男性打工者的经济压力相对更大,从而会寄更多的汇款回农村老家。农民工的受教育程度越高,就越可能获取更高的打工收入,从而其汇款量就越大。不过,如果我们在解释变量中控制了农民工打工收入对汇款量的影响,则受教育程度对汇款量的影响符号可能不确定。2.农村家庭暴力使农民工就业难农民工老家家庭中的非劳动力人口越多,则其汇款量就越高。由第二部分理论模型所推导出的结论,农村老家家庭的非汇款年纯收入越高,家庭中外出打工人数越多,则农民工汇款量就会越少。自上世纪七十年代末以来,中国农村开始逐渐实行家庭联产承包责任制,农民工虽然已经在城市就业,但往往无法获得当地户口和相应的社会保障,很难在迁入地定居下来,从而使得他们无法切断与农村土地的关系(陶然和徐志刚,2005)。农民工老家的耕地越多,所需要的农业投入就越多,从而相应地农民工汇款量也就越高。3.农民工外出执勤对其与农村旧家的联系当中国的农村劳动力向城市转移时,由于受到户籍制度和土地制度等各种因素的制约,大部分农村劳动力均为单独外出打工,其家庭成员并没有跟随一起发生迁移。根据国家统计局农调总队(2005)的农村劳动力转移专项抽样调查,2004年举家外出打工的农村转移劳动力占全部转移劳动力的23.8%。与单独外出打工的农村劳动力相比较而言,举家外出打工的农民工与农村老家的联系更弱,从而其汇款量可能更少。农民工的失业会带来其生活的不确定性和不安全感,所以农民工的失业经历也可能会导致其汇款量的减少。农民工外出打工的年限及打工地点的距离通常被用来代表农民工与农村老家的联系强弱。如果农民工外出年限较短或者经常季节性地回农村老家,他们通常与老家的联系较为紧密,从而可能会寄回更多的汇款。反之,如果农民工外出打工时间较长,则其与老家的联系可能相对较弱,从而会逐渐减少甚至停止汇款(Cai,2003)。类似地,农民工的打工地点越远,其与老家的联系可能越弱,从而汇款量越少(劳动部与国家统计局,2000)。(二)区间回归模型正如下面第四部分中将具体说明的,我们用于实证分析的农民工汇款量数据并不是具体数值,而是有序区间数据。当对此类数据进行计量分析时,人们一般会采用以下两种方法进行处理:(1)将数据的区间中值作为因变量利用普通最小二乘法进行简单的多元回归。但利用区间中值进行OLS回归并不能反映真实值在区间的不确定性分布,而且也会造成数据两侧的截尾问题。(2)将区间数据对应为有序离散数据,即按照区间从小到大的顺序分别编号,然后利用有序概率模型来处理此类有序离散数据。虽然这样做的结果对模型以及各变量的统计显著性影响不大,但由于信息利用的不充分,所得到的预测值只能反映各类区间出现的概率。有序概率模型要求样本数据服从比例比数假设,而将区间数据对应为有序离散数据所得到的分类数据并不服从该假设。对于此类有序区间数据,我们可以利用更适合的区间回归模型来处理(Stewart,1983;Wooldridge,2002)。与未知门槛值的有序概率模型相比,我们不需要估计区间回归模型的门槛值,回归系数也可以通过极大似然估计方法得到。因为区间回归模型假设类似经典线性回归假设,所以我们可以类似普通最小二乘法对上述极大似然估计所得到的系数β进行解释。在本模型中,我们可以利用Stata9.0中的“intreg”命令进行区间回归。该命令需要利用两个变量来定义因变量,即分别代表因变量的区间下限和区间上限。因此,如果汇款量处于闭区间,则因变量的样本值分别取该区间的上限和下限;如果汇款量处于大于15000元的开区间,我们令该区间的下限为15000元,其上限为+∞。对于农民工的年打工收入和家庭年非汇款收入,如果处于闭区间,我们假设其等于该区间的中位数;如果处于开区间,我们则假设处于该区间的观察值等于区间下限。另外一个需要说明的问题是:我们的问卷调查结果表明,没有寄或带钱回家的农村转移劳动力占全部样本的比例不到1%。因此,我们并不需要首先判断农村转移劳动力是否会汇款,从而不需要采用其它类似文献中的Heckman两步骤估计来处理。在接下来的计量分析中,我们将不考虑这部分样本,这样做并不会对结论产生较大的影响。四、数据收集(一)问卷编制和调研过程本文数据来自北京大学光华管理学院与国务院发展研究中心发展战略部于2006年春节所组织的关于农村转移劳动力的问卷调查,所调查内容为全国2005年的有关情况。为了更好地研究农民工汇款问题,我们将本次问卷的调查对象定义为“在县外就业且在外打工时间当年超过6个月的农村劳动力”②。我们共发放2500份问卷,回收2118份,问卷回收率为84.72%;其中有效问卷2009份,问卷有效率为94.85%。本次调查遵循随机抽样的原则,样本涉及全国31个省市自治区。但考虑到农村劳动力流动的特点,我们分别追加了农村劳动力输出大省湖北省和农村劳动力主要输入地广东省的样本各200个(包含在总共2500份问卷中)。具体的实施方案是,2006年我们在北京各高校招募210名暑期回家的农村大学生作为调研员,每位调研员完成10份问卷的任务。另外,我们还分别在武汉和广州的高校各招募了20名暑期回家的大学生,每人同样完成10份问卷的调研任务。这种样本的获取方式有效地保证了我们对农民工汇款进行深入分析的可行性。我们的问卷内容主要为:农村转移劳动力的个人特征、包括家庭非汇款纯收入等在内的家庭信息、以及农村转移劳动力的年收入和年汇款量等与打工相关的信息。在我们的全部样本中,县外省内转移的农村劳动力占27%,省外转移的农村劳动力占73%。广东、福建和浙江等东部沿海省份的农村劳动力以省内转移为主,而湖北、湖南、四川、河南和江西等中西部省份以跨省转移为主③。此外,我们的问卷调查区别于其它类似问卷调查的一个重要特点是,问卷中有关收入、汇款以及费用的问题并不是采用让被调查者直接填写具体数值的办法,而是采用让被调查者选择数值区间的方式。我们之所以这样做,是为了使得被调查者更愿意填写该项以及避免被调查者填写问卷时的随意性,以使得他们关于收入、汇款以及费用的回答更加接近真实,从而减少由度量误差所带来的偏差(Juster和Smith,1997)。(二)农民工的客户汇率根据我们的问卷调查结果,各组农民工汇款量所占比例分布如图1所示。从图中我们可以看出,大部分农民工的汇款量介于2000元和8000元之间,问卷样本的汇款均值为4538元①。农民工的汇款量占其打工收入的平均比例为40%,大部分农民工的这一比例介于10%和70%之间,这表明农民工会将其收入的相当一部分寄回老家。农民工汇款量占其农村老家家庭收入的平均比例达53%,大部分农民工的这一比例介于30%和90%之间,这表明农村转移劳动力的汇款已成为其农村老家的主要收入来源。(三)农民工外出执勤的汇率量农民工汇款不仅与个人特征及农村老家的家庭特征相关,也与其打工情况有关。由表3我们可知,外出打工的农民工较为年轻(28.52岁),一半左右的农民工已婚,大部分都具有初中以上文化程度,其中男性的比例为63%。农民工的家庭人口和劳动力较多,而耕地相对较少。农民工的年打工收入为11790元,接近20%的农民工举家外出打工,约1/3的农民工曾有过失业的经历。上述特征与国家统计局农调总队(2005)的全国抽样调查结果基本相同。与单独外出打工的农民工相比,举家外出打工的农民工与农村老家的联系更弱,从而其汇款量可能更少。根据我们的问卷调查,单独外出打工的农民工的汇款量(4456元)比举家外出打工的农民工的汇款量(4880元)更少。为了进一步研究单独外出打工的农民工与全家外出打工的农民工的汇款行为,我们分别列出了这两类汇款影响因素的描述性统计。由表3我们可以看出,与单独外出打工的农民工相比,全家外出打工的农民工年龄更大,文化程度更低,男性及已婚的比例也更大。全家外出打工的农民工老家家庭的人口及劳动力更少,非汇款收入和耕地也更少,而家庭外出打工人数更多。另外,全家外出打工的农民工打工收入更高,外出打工经验更多,而且打工地点距离老家更远。五、农民工客户开户的实证分析由于单独外出打工的农民工与全家外出打工的农民工的汇款行为显著不同,因此,下面我们将分别对包括全部样本的农民工汇款、单独外出打工的农民工汇款和全家一起外出打工的农民工汇款进行实证分析,结果如表4所示。1.农民工的教育程度在全部样本以及全家一起外出的农民工样本中,农民工的年龄对年汇款数量具有显著的正向影响。这表明,随着年龄的增大,对家庭的责任也增强,因此寄往老家的钱也相应增加。在全部样本以及单独外出的农民工样本中,男性已婚者的汇款量显著高于其它类型农民工汇款,反映了男性已婚者对于农村老家家庭的责任更大,可能需要通过汇款来获得他人照顾其家庭的“服务”。这与都阳和朴之水(2003)及Liu和Reilly(2004)的研究结果正好相反,说明农民工汇款不仅存在利他性,也可能包含利己的汇款动机。在全部样本以及单独外出的农民工样本中,初中文化程度以上者随着受教育程度的增加,其汇款逐渐减少。在假定其它因素不变的情况下,农民工的受教育程度因素中除了“大专及以上”对年汇款量具有显著的负向影响外,其它受教育程度因素对年汇款量的影响并不显著。在控制了农民工年打工收入的情况下,相对于小学及以下受教育程度的农民工而言,接受过大专以上教育的农民工平均汇款量分别少976元和1239元。对此一种可能的解释是,随着受教育程度的增加,农民工更能适应城市生活,在城市立足的可能性更大,从而减少了与农村老家的联系。Zhang等(2003)也得到类似的结果。不过有趣的是,当我们考察全家一起外出的农民工汇款时发现,大专文化程度以下者随着受教育程度的增加,其汇款量逐渐增加。在假定其它因素不变的情况下,“初中文化程度”对年汇款量有显著的正向影响。这可能是因为在全家一起外出的农民工中,大专文化程度以下者难以在城市定居下来,与农村老家的联系仍然很紧密,而其中受教育程度较高者被赋予更高的家庭期望和承担更大的家庭责任。2.农民工的家庭非但不依赖土地在全部样本以及全家一起外出的农民工样本中,在假定其它因素不变的情况下,家庭中非劳动力人口数与外出打工劳动力数量对年汇款量的影响均不显著。当我们考察单独外出的农民工汇款时发现,家庭中外出打工劳动力的数量对年汇款量具有显著的负向影响,即外出打工劳动力越多,则单个外出打工者的汇款量越少。该发现表明随着家庭中外出打工者的增加,单个打工者的家庭责任被分担,从而减少其汇款量。该发现支持了利他的观点。与我们的期望不一致的是,农民工老家的家庭非汇款年纯收入对年汇款量具有显著的正向影响,即家庭非汇款纯收入越高汇款量越大。而按照利他性动机的观点,农民工的年汇款量应该随农村老家的家庭非汇款纯收入的增加而减少。根据李强(2003)对农民工外出影响因素的调查结果,除了经济收入方面的原因外,“外出见世面”和“农村缺乏更好的发展机会”分别为农民工外出的重要拉力和推力因素。尤其近年来随着第二代农民工数量的不断增加,他们更希望融入当地城市主流社会,其消费观念和生活方式也明显与第一代农民工不同。因此,农民工的整体经济行为已发生了很大的变化,他们外出打工的目的可能并不完全是为了寄更多的钱回家。该发现支持了利己的观点。在全部样本中,农民工老家的家庭耕地数量对年汇款量具有显著的正向影响。这也可以类似地由利己主义来解释。由于中国农村土地流转制度的限制,农村劳动力外出后不能荒田或者自由租赁给其他农户耕种,其外出后土地基本上由自己家人或亲戚朋友帮助耕种,而农民工则通过汇款的形式为这类“服务”付费。根据我们的问卷调查,外出后土地由家人或亲戚朋友耕种的比例接近90%。3.农民工外出工作经历对年汇量的影响农民工的年打工收入对其年汇款量具有显著的正向影响。在假定其它因素不变的情况下,农民工的打工收入每增加100元,其汇款量增加约30元。是否全家外出对年汇款数量具有显著的负向影响。在假定其它因素不变的情况下,全家外出的农民工比单独外出的农民工的汇款量平均少509元。这可能是因为小孩也会跟随大人一起外出,所以小孩不需要老家其他亲属的照顾,相应地减少了与老家的联系,从而减少了汇款量。农民工是否有失业经历对年汇款数量具有显著的负向影响。这是因为如果农民工在当年有过失业经历,就会使得他们对未来的打工收入产生更大的不确定性,从而减少其汇款额。在假定其它因素不变的情况下,农民工外出打工的年限和距离对于年汇款量的影响并不显著。这是因为中国的二元户籍制度等因素的制约使得农民工很少在城市定居下来,基本上为“候鸟式”的迁移,所以农民工与老家的联系并不会因为外出打工时间的长短和距离而改变。六、农民工汇率的区间回归模型前面我们曾提到,人们还经常利用简单多元回归模型和有序概率模型对区间数据进行分析。为了与上述两种方法进行对照以及保证研究结论的稳健性,下面我们将分别利用这两种方法对中国农民工汇款的影响因素进行分析。1.我们假设处于区间内的农民工汇款量的平均值等于区间的中位数:即对于处于闭区间的数据,我们假设其等于该区间的中位数;而对于处于开区间的数据,我们假设处于该区间的观察值等于区间下限。