劳动市场中的工资与工资关系研究

劳动市场中的工资与工资关系研究

一、关于劳动剩余说近年来，中国工人的工资达到了增长的水平。调查显示,仅2005—2009年全国农民工工资就上涨了65%,年均涨幅达13%。12010年工潮事件更是引发了新一轮猛烈的加薪潮。据称,当年农民工工资涨幅不低于20%。2令人困惑的是,在工资快速上涨的同时,缺工问题并没有明显缓解。究竟是什么因素引发农民工工资大幅上涨?为什么工资上涨未能有效缓解用工短缺问题?它是不是意味着剩余劳动力真的枯竭了?当前中国工业化正处于发展的十字路口,对这些问题的回答涉及对工业劳动力供给条件的判断,并对工业化政策的制定具有重要影响。对于上述问题,目前国内最有影响力的回答就是蔡昉提出的刘易斯拐点论。他认为,劳动供给从过剩转向短缺是工资上涨的根本原因。面对工业部门强劲的劳动需求,农民工供给开始捉襟见肘。一方面,连年的转移已使剩余劳动力存量下降;另一方面,人口再生产进入了“低出生率、低死亡率、低增长率”阶段,劳动人口的增长速度开始放缓,并低于非农产业劳动需求的增速。1上述观点引起了很大争论。很多人认为现在提刘易斯拐点还为时尚早,因为目前还没有谁能提供令人信服的证据来证明劳动剩余格局已经终结。在坚持劳动剩余判断的基础上,人们往往从临时性、结构性因素角度来解释工资上涨现象,比如,季节性供求矛盾、劳动力供求的信息不对称、流动成本上升等。这些解释符合某些经验常识,但经不起严密推敲:既然诱发工资上涨的是一些临时因素,那么它只会是一种暂时现象,而不会持续。但实践并非如此,自2004年以来,我国农民工工资上涨带有明显的趋势性,迄今也无衰减的势头。回过头来看,蔡昉也并没有直接否定劳动剩余格局,相反,在数篇文献中他都提及目前最多还有1.2亿的剩余劳动力。这样,就出现了一个奇怪的命题,那就是在不否定劳动剩余的前提下提出刘易斯拐点论。对此,蔡昉申明,自己对刘易斯拐点的定义是劳动供给增速开始慢于需求增速的时点,而不是传统意义上的剩余劳动力枯竭。2这等于向传统理论发出挑战,因为按古典教条,劳动剩余条件下的劳动供给应该是无限的,不可能出现供给满足不了需求的情形。那么,为什么会出现这种情形呢?蔡昉给出的解释是,虽然目前有1.2亿剩余劳动力,但一半以上都超过40岁,40岁以下的至多只有5200万,而可转移的恰是后者。问题是,即便按一年800万转移速度计算,5200万劳动力也足够6年转移之需。进一步,就是40岁以上的劳动力也并非不能转移,自“民工荒”之后很多企业已放宽招工的年龄限制。因此,至少目前劳动供给还不应成其为问题,但现实中这个问题已浮出水面近8年。对此,上述解释并不能自圆其说。本文试图阐释上述问题,其贡献在于:第一,为劳动剩余条件下的供给不足提供新的解释。在中国当前的特殊背景下,家庭分工很可能是制约劳动供给的一个重要因素,造成了大量劳动力的闲置。第二,指出劳动剩余条件下的工资上涨并不主要依赖于农业收入增长,而是转向劳动需求扩张。鉴于劳动供给对工资反应的非连续性,需求扩张会带来日益明显的工资压力。第三,指出劳动剩余经济可能会同时面临工资上涨与劳动供给不足。当工业劳动需求急速扩张时,由于工资微调不能带动劳动供给的微调,劳动力市场长期难以出清。这提醒我们,中国近年来出现的农民工工资上涨与用工短缺并存现象很可能源于劳动剩余条件下的供给不足,而非剩余劳动力枯竭,因而其不能作为刘易斯拐点到来的证据。二、从劳动力供给看,表现为工资养老金走势的“道德支撑体系”工资问题是发展经济学的核心问题。对于欠发达国家工业工资会不会上涨、为什么会上涨的问题,古典理论和新古典理论有着不同的理解。刘易斯认为,3欠发达国家农业部门滞留着大量的劳动力,由于边际生产率很低甚至为零,工资的边际法则失效,农业工资只能由制度力量来支付,即生存工资法则。对工业部门来说,只要支付比农业工资高一定比例的工资,比如30%,劳动力就会涌向工业部门,这就是劳动力无限供给的图景。它有两层内涵:首先,水平供给曲线意味着劳动剩余等于供给剩余;其次,工农业工资之间存在稳定的差额关系,农业工资的上涨压力会完全地传导给工业部门。拉尼斯和费景汉对刘易斯模型做了进一步拓展,4他们将劳动剩余分为两个阶段:一是零值剩余阶段;二是隐蔽性失业阶段。在后一阶段,边际生产力虽然仍小于制度工资,但已开始大于零,因此如果将隐蔽性失业劳动力强制抽离农业,就会危及农业产出并使贸易条件恶化,后者将引发工业工资上涨。但他们坚信,通过农业技术进步可以化解贸易条件恶化的隐患,从而消除工资压力。然而诸多研究发现,在一些欠发达国家(地区)的劳动剩余阶段,工资上涨现象非常普遍,而且很难归咎于贸易条件恶化。5就中国来说,近年来工业品特别是农业生产资料价格涨幅远超过农产品,贸易条件是在朝着有利于工业部门的方向发展,按上述模型,工资不仅不应上涨,反而应下降才对。面对大量的劳动剩余条件下工资上涨事实的挑战,拉尼斯和费景汉又调整了自己的观点。他们在后来的一本著作中指出,在商品化点之前,随农业生产率的提高,制度工资也会适度提高,这在最初的制度工资接近于生存工资时更突出。但由于边际生产率仍低于制度工资,这种提高只能算是一种道德妥协和施舍。不管怎样,它也会引起工业工资上涨。6这里,拉尼斯和费景汉又回到农业工资这个传统因素上,只不过,与刘易斯相比,他们认同农业工资上涨的道德合理性,并对引发的后果保持乐观。因为既然是一种妥协,工资上涨就不会很快,必然是缓慢的,至少会低于劳动生产率的增速,所以,不会对资本积累产生本质影响。但这个解释同样不完美,这里至少有两个反驳的证据:一是发展经济学史上著名的“中国台湾现象”。数据显示,在20世纪50年代末—70年代初,台湾在商品化点到来之前,工业工资年上涨率达到10%,超过了劳动生产率的上涨速度。更有意思的是,在商品化点到来之后,工资增速反而下降到不足7%。7这足以说明,劳动剩余阶段的工资上涨并不是缓慢进行的。二是今天中国大陆的工资上涨现象。农民工工资以每年10%甚至20%以上的速度增长,这肯定不是一种缓慢的增长。可见,在工资上涨过程中,除农业工资、贸易条件、劳动生产率外,必然还有其他因素的作用。尽管后来有人又添加了一些其他的外生因素,比如劳动管制、集体谈判等因素,8但它们的解释力非常有限,因为这些外生因素只能引起工资的间歇式调整。排除这些因素后就很容易推测,引发工资上涨的额外因素很可能与劳动力市场的另一个内生变量——劳动供给有关。而这一直是古典理论所不愿触及的,原因就在于劳动剩余条件下的无限供给是其立论的基本前提,任何工资上涨都不可能从供给不足的角度来寻求解释,除非剩余劳动力枯竭,但这后一种可能性不足以解释中国今天的现实。如果剩余劳动力真的枯竭了,那么,中国将结束二元结构而步入一体化时代,资源配置机制将转向新古典模式下的市场力量,价格机制将发挥柔性调节作用并使市场迅速出清,相应地,农民工工资上涨也应该使劳动力市场尽快恢复均衡,而不应出现用工短缺长期蔓延的现象。与古典理论相反,新古典理论强调在经济发展过程中,劳动供给始终是一个必须正视的问题:首先,按新古典传统,任何要素都是稀缺的,劳动不可能剩余。其次,农业劳动者的闲暇并非厌恶品,它会对收入产生替代作用。二者相结合,劳动供给曲线会非常缺乏弹性。9在需求层面,技术进步和资本积累会成为工资的两大助推剂;在供给层面,供给弹性对工资的影响不容忽视。10但与古典理论相比,新古典理论又走向另一个极端。它虽然意识到劳动供给不足问题以及由此引起的工资压力,但这是在否定劳动剩余的前提下进行的,这也是它饱受古典主义者批评的一个焦点。森等人指出,即便劳动是稀缺的,正的边际生产率也不能排除剩余劳动力存在的可能性。11可以说,劳动剩余是发展中国家面临的一个普遍现象。脱离这一实际,研究价值就要大打折扣。新古典理论同样不能解释今天中国的工资上涨现象,因为按它的预测,劳动始终是稀缺的,工资上涨会贯穿经济发展的全过程。但中国在改革开放后的十数年时间,农民工工资基本都是停滞的,只是近年来才步入上涨通道。综上所述,发展经济学传统理论并不能很好地解释发展中国家的工资现象,特别是今天中国农民工工资上涨现象。原因就在于它们过于简化了发展中国家的劳动供给问题:古典理论把劳动剩余与供给剩余天然地画上等号,忽视了劳动剩余条件下可能发生的供给不足问题;新古典理论正好相反,意识到供给不足问题,却将其归咎于劳动短缺,忽视了发展中国家劳动剩余的普遍事实。可以说,中国的农民工工资上涨现象是发展经济学史上的一个重大事件,它引起人们对劳动剩余条件下劳动供给问题的重新思考,并对发展经济学传统理论的微观基础提出巨大的挑战。要对农民工工资上涨现象做出合理解释,就必须在正视劳动剩余格局的基本前提下,结合中国当前的特殊国情,对传统理论特别是刘易斯模型的劳动供给理论及工资决定机制做出进一步修正。三、家庭劳动关系中的家庭效用这里首先要界定清楚劳动剩余的概念。我们遵循古典传统,强调劳动剩余的产出特征,即如果把一部分劳动力抽离农业部门后不会引起产出的下降,就称其为剩余劳动力。它可以是刘易斯意义上的零值劳动力,也可以是拉尼斯和费景汉定义的隐蔽性失业劳动力。对后者,按森的原理,12只要在把他们抽离农业部门后余下的劳动力能同比例提高劳动强度,就能保证劳动投入和农业产出不变。我们以家庭为单位进行分析。假设在一个劳动剩余经济里,一个典型农户的时间禀赋为T,家庭要决定将其中的h部分配置于农村,余下T-h用于外出务工。留守时间可以用于农业生产,也可以从事家庭劳动,比如照顾子女或老人,甚至用于闲逛等纯消费型活动。对于劳动剩余条件下的农业工资,古典理论认为,它只能取决于不变制度工资,但这是以雇佣制为基础的,而中国农业部门实行统分结合的双层经营模式,以家庭为基本生产单元,更接近于自耕农模式,农业工资实际上取决于家庭的人均产出。13而在劳动剩余假设下,不论家庭如何配置时间,农业产出是不变的,所以家庭总的农业收入恒定,令其为A。按贝克尔理解,14家庭效用取决于这两类时间生产或消费的“物品”所带来的效用。就务工时间来说,它是一种生产型活动,生产的“物品”是工资收入,令工业工资为w,务工收入为(T-h)w。就留守时间来说,生产的“物品”有二:一是因维系农业产出而获得的收入A;二是家庭劳动带来的效用(因留守农村而得以兼顾家务劳动),可以表示为h的函数。对于农业收入,与务工收入一样,都属于货币收入,对效用的贡献没有差异,因此可合并为总收入I=(T-h)w+A。这样,家庭总效用U取决于I和h。家庭的最优时间配置模型为:Max:U(I,h)I=(T-h)w+As.t.:0≤h≤T令拉格朗日乘子为λ,利用Kuhn-Tucker条件,构建拉格朗日函数:Z=U((T-h)w+A,h)+λ(T-h)根据h的边际条件、非负约束和互补松弛条件,得到:∂Z∂h=−wU∂Ζ∂h=-wU´I+U′h−λ≤0‚h≥0‚h∂Z∂h=0(1)´Ι+U′h-λ≤0‚h≥0‚h∂Ζ∂h=0(1)再根据λ的边际条件、非负约束和互补松弛条件,得到:∂Z∂λ=T−h≥0‚λ≥0‚λ∂Z∂λ=0(2)∂Ζ∂λ=Τ-h≥0‚λ≥0‚λ∂Ζ∂λ=0(2)对于家庭收入的效用,比较容易处理,不失一般性,令U′I>0、U″I<0。关键是对家庭劳动的效用处理,不同的处理会带来迥异的结果。(一)收入的活动含家庭劳动效果刘易斯—拉尼斯—费模型暗含一个重要假设,那就是只有收入才能带来效用,将时间配置于任何不能带来收入的活动(含家庭劳动)都不会带来益处。在这种情形下,将U′h=0、λ≥0、U′I>0、w>0带入(1)式的边际条件,可以看出:∂Z∂h<0∂Ζ∂h<0,再带入(1)式的互补松弛条件,可得:h=0。这说明,家庭会把所有剩余时间配置于工业部门,并形成古典意义上的劳动无限供给格局。(二)非均衡点条件贝克尔家庭经济学认为,家庭劳动是内部劳动分工的结果,它与赚取工资的雇佣劳动一样也会对家庭效用做出贡献,因此边际效用大于零。从(1)式的边际条件可以看出,λ≥-wU′I+U′h,由于w>0、U′I>0、U′h>0,无法保证λ大于零,不等式条件h≤T失去约束力,h的均衡解变为内点解,它根据效用函数的极值条件求解,并满足:w=U′h/U′I。对应于上述条件,在图1中,均衡点位于无差异曲线与预算线的切点处。当工业工资上涨时,预算线绕A点做顺时针旋转,无差异曲线与预算线的切点向左上方移动,表明家庭配置于农村的时间减少,提供给工业部门的时间增加。由于劳动供给随工资上涨而增加,供给曲线(如S所示)缺乏弹性。这时,劳动需求扩张会引起工资上涨,工资上涨引起供给扩张,供求很快恢复均衡。(三)家庭时间禀赋调整在刘易斯传统和贝克尔传统之间,我们更倾向于后者。刘易斯传统忽视任何非市场型时间配置的效用可能,这个假设过于绝对,从而招致诸多批评,15它也不符合中国今天的现实。诚然,在经济发展的早期,农民生活极度困顿,对收入的渴望胜过一切,忽视非市场型时间配置的效用假设有一定道理,但就今天的中国而言,这一假设越来越脱离实际:首先,多年的农村劳动力转移以及近年来的农业制度创新已经使农民生活得到较大改善,积累了一定的经济基础,他们开始具备考虑收入以外其他因素的条件,比如,适当享受一些闲暇。其次,多年的劳动力转移使留守劳动力减少,家庭分工的难题开始凸显,这倒逼很多劳动力在工作和家庭之间做出取舍。实践中很多农村劳动力闲赋,就是缘于照顾家庭的需要,这表明非市场型时间配置的边际效用开始凸显,并对劳动供给产生影响。在这一点上,贝克尔传统具有解释上的相对优势。但我们也不能照搬贝克尔传统来分析现在中国所面临的问题。贝克尔传统有一个重要的假设前提,那就是,家庭时间可无限分割。这一点与中国当今的现实有很大出入。中国的劳动力转移是在城乡分割的制度体系下进行的,它使劳动力转移带有“移而不迁”的特征,就业从农村向城市、从本地向外地的转移并没有带来家庭居住地的同步转移,二者的空间分离很明显。这时家庭的时间配置不再充满柔性,不再像贝克尔描述的可以无限细分地调整时间配置,恰恰相反,只能以人头为单位来调整时间禀赋在地域上的分配结构。对个人,家庭只能决定他是外出务工还是留守农村,很少能兼而有之。16基于这种选择的无奈,许多人被迫留守农村。假设一个劳动力的时间禀赋为1,家庭只能以1的整数倍来调整时间配置,比如当有5个劳动力时,总时间禀赋为5,它只能选择将或0或1或2或3或4或5的时间配置于农村,并将余下的时间用于务工。这种离散约束条件在图1的上半部分表现为对应于1、2、3、4、5处的垂线,我们称其为分割线。当工资较低时,比如位于预算线AB所示的位置时,按贝克尔传统,均衡点位于无差异曲线U1和AB的切点E1,并将h1时间配置于农村,但这个切点不在任何一条分割线上,不满足时间有限分割的约束条件,因此不可实施。家庭只能从E1左右两侧的分割线4和5中选择一条作为次优选择。选择的结果依AB线斜率的大小而定:如果它低于某一临界值,AB线非常平缓,相对于左分割线4,右分割线5(与AB的交点A)离U1更近,选它能带来更大效用。家庭选择5,表明不配置任何劳动力于工业部门。道理很简单,AB线斜率低,说明工业工资缺乏足够吸引力,既然时间只能有限分割,家庭干脆不让任何劳动力出去务工。相反,如果AB线斜率达到一定临界值时,选左分割线4能带来更大效用,家庭选择之,并派出第1个劳动力外出务工,由此获得效用U1′。AB线斜率的临界值对应于一个工资临界值,比如w1,当工资小于w1时,劳动供给为0,供给曲线如图1的O′S1所示。当工资大于w1时,劳动供给将跃升到1。这里w1充当保留工资,它在相当程度上取决于农业工资。若工资进一步提高并使均衡点落入分割线3和4之间的区域时,如果均衡点不在分割线上,家庭只能从左右两个分割线中选择一条作为次优选择。类似地,当工资低于某一临界值(如w2)时,预算线相对平缓,右分割线4离最优效用曲线更近,家庭选择之,仍只派出1个务工劳动力。所以,当工资介于w1、w2之间时,劳动供给固定于1处,并表现为一段垂线,如图中S2S3所示。相反,当工资高于w2时,家庭选择左分割线,并派出第2个务工劳动力。依次类推,家庭的劳动供给曲线将呈递进的离散分布形态,如图中曲线O′S1S2S3S4S5S6S7S8S9S10所示,其特点有二:第一,与新古典理论刻画的正斜率曲线不同,工资上涨并不能随时刺激劳动供给,在一定区间内,即便工资上涨也不会导致供给增加,只有在达到一定阈值后,劳动供给才会跳入下一区间。第二,随劳动力转移的推进,要家庭把留守劳动力抽离出来作为工业劳动力新的源泉,付出的工资代价将不断增加,且增幅不断扩大。比如,要使劳动供给从1增加到2,工资只需从w1上升到w2;而要从3增加到4,工资必须从w3上升到w4。显然,w4-w3>w2-w1。究其原因,就在于无差异曲线越往顶部越陡峭,随家庭配置于工业部门的时间增加,贝克尔均衡点愈发向顶部移动,最优无差异曲线也愈发陡峭,这时右分割线与最优无差异曲线更近,只有工资以更大的幅度上涨,预算线才会旋转到足够的角度让家庭选择左分割线,并增派务工劳动力。将所有农户的劳动供给曲线加总,就可以得到总劳动供给曲线。令经济中有N个农户,加总劳动供给曲线形状仍如O′S1S2S3S4S5S6S7S8S9S10所示,它与家庭劳动供给曲线的唯一区别是,分割线变为N、2N、3N、4N、5N。17这种特殊的劳动供给曲线形态使工业工资的主导力量呈演进的特征:在劳动力转移的初期,工资主要围绕w1做小幅波动,而作为最初的保留工资,w1主要取决于农业工资,所以,农业工资是工业工资上涨的主要力量。相对而言,劳动需求对工资的影响还比较小。图1中,当劳动需求从D1扩张到D2时,工资只需从w1上升到w2,供给就从N上升到2N,不仅能满足需求,还有一定的剩余。但随劳动力转移的推进,需求的影响会日益凸显,比如当劳动需求从D3扩张到D4时,工资就会出现较大幅度的上涨,它先从w3涨至w4,诱发劳动供给从3N增加到4N,但此时供给仍小于w4所对应的劳动需求水平,于是企业之间就有限的劳动供给展开争夺,推动工资继续上涨,直至w*,供求关系才恢复均衡。综上所述,我们可以得到两个理论命题:命题1:源于家庭分工和时间有限分割的限制,随着劳动供给的增加以及留守劳动力的减少,农业劳动力的保留工资渐次提高,且幅度不断扩大。命题2:基于特殊的劳动供给形态,劳动剩余条件下的工业工资并不简单地取决于农业收入,工资上涨动力逐渐转向工业劳动需求扩张。四、研究样本与数据来源我们以内蒙古、甘肃两省(区)为例来检验上述命题。之所以选择这两个省(区)主要是出于两点考虑。首先是数据的可得性。1999—2005年,国家统计局先后对内蒙古、甘肃两省(区)15个县1500个农户进行追踪调查,获得了详实的家庭经济信息,可为本研究提供支撑。该调查从内蒙古和甘肃各抽取8个县、800个农户和7个县、700个农户。基期调查于1999—2000年进行,其后每隔一年进行一次追踪调查,直至2005年。其次是数据的代表性。本文试图考察劳动剩余条件下的劳动供给及工资机制问题,劳动剩余是研究的前提。内蒙古和甘肃都是传统的农业省份,农业剩余劳动力充足,且劳动力转移一直在持续进行中。(一)农业劳动力对粮食产出的影响如前所述,古典意义上的劳动剩余条件是指把一部分劳动力抽离农业部门后不会影响农业产出,这提供了判断劳动剩余条件的基本法则。进一步,不管是刘易斯意义上的零值劳动力,还是拉尼斯—费定义的隐蔽性失业劳动力,劳动剩余条件都有一个共同特征:劳动负荷轻、具备进一步提高劳动强度的空间。这一特征又为我们提供了判断劳动剩余条件的辅助标准。表1显示,1999—2002年农业劳动力的劳动负荷不足5个月,2003—2004年可能受支农政策的激励,劳动投入有所恢复,但也只有5.11个月和5.16个月。一般认为,农业劳动力的年劳动负荷应达到270个工作日。18依此标准,即便在劳动负荷最重的2004年,劳动力的闲赋程度也高达43%。就是说,一年挤出43%的时间用于务工也丝毫不会影响农业产出。即便与城镇劳动力相比,农业劳动力的闲赋也是很明显的。扣除双休日及法定节假日,城镇劳动力的年工作负荷为251天,依此标准,2004年农业劳动力的闲赋程度也高达38.3%。表2显示,粮食产量与农业劳动力间的关系并不紧密。1999—2001年,户均农业劳动力从1.69人降为1.58人,粮食产量从2691公斤降为2573公斤。2002年农业劳动力继续减少至1.44人,但粮食产量并没有继续下降,而是小幅回升。2003年农业劳动力数量小幅增加,粮食产量出现了更大幅度的上涨,比上年增加了7.6%。2004年,可能受工业劳动需求急速扩张的影响,务农人数再次下滑,降至1.31人,户均粮食产量却继续上涨,比上年增加10.5%。总的来看,1999—2004年,务农人数减少了22.5%,但粮食产量不仅没有减少,反而增加了15.5%。进一步,我们计算每户粮食产出与农业劳动力数量间的皮尔逊相关系数,再计算各户的平均值,结果发现只有0.15,说明二者的相关性很弱。为进一步强化对劳动剩余格局的判断,我们利用这6年的面板数据检验农业劳动力数量对粮食产出的具体影响。估算结果如表3所示。表3第2列显示,当未引入控制变量时,农业劳动力数量并没有对粮食产出产生正的作用,反而有一定负影响。当引入控制变量后,系数变得不显著,说明农业劳动力数量对农业产出的影响并不明显。从分省情况来看,两省(区)劳动力的影响均不显著。可见,我们对劳动剩余格局的判断是稳健的。(二)家庭成员来年不愿外出劳务的比例,是一个行为既然劳动剩余条件确立,我们将从两个维度检验劳动供给是否符合命题1的预测:一是家庭分工是否制约劳动供给、时间是否有限分割;二是随劳动力转移的推进,让留守劳动力加入到产业工人队伍中工资是否要不断上涨,涨幅是否递增。从表4可以看出,1999—2002年户均外出务工人数稳定增加,从0.81人增至1.16人,2003—2004年增速放缓,分别为1.23人和1.29人。另外,相对于外出务工人员来说,留守劳动力的务工时间很少。1999—2002年一直少于1个月,2003—2004年虽有所增加,但也只略高于1个月。这说明家庭时间有限分割假设是成立的:当留守农村时,尽管也可以打零工,但主要时间并不能提供给工业部门,外出务工才是工业劳动供给的主要形式。因此家庭在决定某一劳动力的去留问题时,实际上是在对时间做类似于零一分割的处理。下面我们来看家庭分工对劳动供给的制约。如果这种制约确实存在,那么可以合理推测:当留守劳动力较多时,家庭劳动可以更多地由其他成员来承担,非市场型劳动对收入的替代作用就会比较强,劳动供给意愿也比较强;相反,如果留守劳动力少,家庭劳动无人承担,劳动供给意愿就会比较弱。表5为具有不同留守劳动力人数的家庭,被调查者表示来年不愿外出务工的比例。对那些没有留守劳动力的家庭成员来说,不愿外出务工的比例最高,1999年为23.8%,2004年进一步上升到29.4%。有1个留守劳动力的家庭成员不愿外出务工的比例要低得多,1999年为19.3%,2004年为23.5%。对有2个留守劳动力的来说,比例进一步降低,1999年和2004年分别为17.2%和21.9%。对于有3个或3个以上留守劳动力的来说,不愿外出的比例较有2个留守劳动力的又有所降低,但对有3个、4个或5个留守劳动力家庭的人员来说,不愿外出务工的比例并无明显差异,这可能与留守劳动力过多、家庭劳动(或闲暇)饱和并失去对收入的替代作用有关。这些数据能大致反映家庭分工对劳动供给的制约。实践中,一些劳动力虽然有更多机会外出务工,但受家庭制约,劳动供给意愿并不高。一个典型例子就是18—25岁的青年劳动力,他们往往是企业青睐的对象,务工机会比较多,外出务工的意愿也很高,1999—2004年的平均比例达86.3%,但对那些父母生活主要靠子女照顾的家庭来说,该比例只有77.4%。如果劳动供给曲线真的像命题1描述的那样是递进的阶梯状形态,那么,随劳动力转移的推进(即留守劳动力减少),让留守劳动力加入到劳动供给大军所需付出的工资成本将越来越高,对此可以通过保留工资来反映。由于问卷直接询问了农民外出务工所要求的最低月工资,因此数据是现成的。从表6可以看出两点趋势:第一,随家庭留守人数减少,保留工资不断增加,且幅度不断扩大。以1999年为例,对家庭有4个留守劳动力的人员来说,只要提供314元的月工资,就愿意加入到劳动供给大军中,但对有3个留守劳动力的人员来说,保留工资达到330元,提高了16元。依次类推,有2个留守劳动力的比有3个留守劳动力的高29元;有1个留守劳动力的比有2个留守劳动力的高47元。第二,2003—2004年,各档留守劳动力的保留工资均比以前明显提高,特别是家庭留守劳动力较少的人员,提高幅度更明显。以2004年为例,家庭有1个留守劳动力的人员的保留工资提高到522元,比1999年提高28.6%,而有5个留守劳动力的只比1999年提高12.9%。相应地,两类人员保留工资的差距也从1999年的87元扩大到2004年的162元。造成这一状况的主要原因是,随农村改革的推进以及经济条件的改善,家庭劳动(或闲暇)对收入的替代作用增强。我们可以用回归方程来进一步检验留守人员保留工资的变化情况:lnw¯¯¯it=α0+∑j=14φjGoupj,it+γzit+ui+λt+εit(3)lnw¯it=α0+∑j=14φjGoupj,it+γzit+ui+λt+εit(3)式中,i为截面单元,即各档留守劳动力;t为时间序列,即各年份。被解释变量lnw¯¯¯lnw¯为留守劳动力保留工资的对数。为比较各档留守劳动力之间的保留工资差距,我们以家庭有5个及以上留守劳动力的为基准组,设置4个分组哑元变量Goup1-Goup4,对家庭有4个留守劳动力的人员,Goup4取1,其余均取零;对有3个留守劳动力的人员,Goup3取1,其余均取零。依次类推。这样,系数φj就反映了与基准组相比各档留守劳动力在保留工资上的变化特征。z为其他一些可能影响保留工资的控制变量,主要有三类:一是务农收入。二是转移成本特别是城市生活成本。由于留守劳动力并未外出务工,对转移成本的感知主要来自其他家庭成员、亲友或乡邻的转述,我们用本村外出务工人员转移成本的平均值来代替。在这些成本中,最大的三项开销是食品支出、衣着支出、交通通讯费。三是禀赋变量,如年龄、婚姻、工作经验、培训经历、技术等级等。它们在一定程度上反映了人力资本状况,并对保留工资产生影响。为控制其他不可观察因素的影响以及随时间推移保留工资的自发变化趋势,我们分别引入截面效应ui和时间效应λt,因此模型是双效应模型。从表7最后一列可以看出,当引入控制变量后,Goup4的系数不显著,说明对家庭有4个留守劳动力的人员来说,保留工资与有5个留守劳动力的没有区别。从其余各哑元变量的系数看,有3个留守劳动力的保留工资比有5个(或4个)留守劳动力的略高2.1%;有2个留守劳动力的保留工资比有5个留守劳动力的高11.5%,相应地,比有3个留守劳动力的要高9.4%;有1个留守劳动力的比有5个留守劳动力的高27.6%,或者说,比有2个留守劳动力的高16.1%。可见,随留守劳动力的减少,保留工资不断增加,而且增幅不断扩大。正是由于留守劳动力的保留工资随留守人数的减少而不断递增,工业部门要将留守劳动力持续地抽出来作为产业工人的新补给,就必须以工资的不断上涨为代价。但反过来,工资上涨并不能随时刺激劳动供给,只有当工资达到新的保留工资所要求的水平时,才能使新一批留守劳动力加入到劳动供给大军中。在这种情况下,劳动供给曲线必将呈现命题1描述的递进的阶梯状分布:在劳动力转移的初期,由于保留工资上涨慢,工资只需小幅增加即可获得新的劳动供给;但随转移的推进,工资涨幅只有不断扩大,才能维系供给的周期性增长。19五、劳动需求对工资的响应为比较农业收入和劳动需求对工资的影响,我们设置如下模型。lnwit=β0+β1lnrit+β2lnyit+∑j=15δjDjlnrit+∑j=15τjDjlnyit+σZit+ui+λt+eit(4)lnwit=β0+β1lnrit+β2lnyit+∑j=15δjDjlnrit+∑j=15τjDjlnyit+σΖit+ui+λt+eit(4)被解释变量lnw为农民工月工资(折算为1999年可比水平)的对数。数据显示,1999—2002年农民工工资上涨比较缓慢,一直徘徊在352—387元之间。自2003年起,出现稍快上涨,当年达413元。2004年增速进一步提升,平均工资达447元。解释变量lnr为务农收入(折算为1999年可比水平)的对数。计算表明,1999年月务农收入为163元,此后两年出现小幅波折。2002年小幅增加,达到181元。2003—2004年,随农村改革试点的推进,务农收入较快上升,分别达到217元和248元。为识别务农收入对工业工资影响的变动趋势,我们以1999年为基期,设置五个哑元变量D1—D5:2000年,D1取1,其余均取零;2001年,D2取1,其余均取零;依次类推。再构建交叉变量Dlnr。这样,各年务农收入的影响就反映在系数β1+δj上,其中β1为1999年的影响,δj为与1999年的差异。lny为工业劳动需求。由于很难直接测算它,需要找一个替代变量。考虑到短期内工业就业弹性不会发生根本性的变化,而劳动需求又是一种引致性需求,20可以用务工所在地非农产业增加值来间接反映当地的劳动需求状况。基于同样的原理,为识别劳动需求对工业工资影响的变化趋势,我们再构建时间哑元变量与劳动需求的交叉变量Dlny。这样,基期(1999年)劳动需求对工业工资的影响就体现在系数β2上,其余各年的影响体现为β2+τj。Z为其他一些可能影响工资的控制变量,包括四类:第一类,转移成本,我们用城市生活成本来代替。第二类,个人禀赋变量,如前所述,主要有年龄、婚姻、工作经验、培训经历、技术等级等。21第三类,务工企业的特征变量,如行业属性和用工关系的规范性。行业属性主要是为了消除行业工资差距的影响。从结果看,外出农民工主要集中在建筑业、制造业、采矿业、电力煤气及水的生产供应业、批发零售、住宿餐饮、交通运输仓储及邮电通讯业等行业。引入用工关系的规范性主要是考虑到企业对最低工资等政策的遵守情况会对工资产生重要影响。22由于很难直接度量,我们用农民工联系务工企业的渠道做替代变量,并分四种情况:中介渠道、政府组织、亲友介绍、其他。一般而言,通过前两个渠道联系的企业的用工关系要比亲友介绍的企业规范。第四类,务工所在地的特征,包括平均工资水平、最低工资标准、政府对经济的控制力。由于政府主要是通过国有企业来影响经济的,我们用国有经济比重来度量政府控制力。最后还引入基于地级市的哑元变量,以吸纳资源禀赋、技术特征等地区遗漏变量的影响。表8最后一列显示,当引入控制变量后,从lnr的系数看,1999年工业工资对农业收入的反应弹性为0.122。D1lnr的系数表明,2000年该弹性比1999年减少0.070,降为0.052。从D3lnr、D4lnr的系数看,2002—2003年工资弹性比1999年增加0.033和0.050,分别达到0.155和0.172。但是到2004年,由于D5lnr的系数不显著,工资弹性又回落至1999年的水平,只有0.122。可见,农业收入对工资的影响一直小于刘易斯模型的预测,按刘易斯工资假说,工业工资对农业收入的反应弹性应该为1。这说明刘易斯工资假说并不成立。再来看劳动需求的影响。lny的系数不显著,说明1999年劳动需求尚未对工资产生影响。D1lny、D3lny的系数不显著,说明2000年、2002年这一状况仍在持续。D2lny的系数为负,说明2001年劳动需求对工资有反向影响,这与常理相悖,好在系数很小几乎可忽略。从D4lny、D5lny的系数看,2003年劳动需求开始对工资产生影响,但系数只有0.132。2004年需求影响迅速攀升,工资对劳动需求的反应弹性达到0.404,大大超过了它对农业收入的反应弹性。这就说明,工资的主导力量开始从农业收入转向劳动需求力量。六、从家庭经济状况看我们可以利用内蒙古、甘肃两省(区)的比较分析来进一步检验上述命题。进入新世纪以来,内蒙古在煤炭、气田等资源型产业的带动下连续8年创造全国第一的经济增速,工业化成就斐然。相对而言,甘肃省的工业化速度则要慢得多。1999—2000年内蒙古第二产业增速一直快于甘肃,此后差距又迅速扩大,2001年内蒙古第二产业增速达到16.5%,甘肃只有10.8%。2002—2003年,内蒙古连续两年都接近28%,而甘肃均徘徊在12%左右。2004年内蒙古增速进一步猛增至34.9%,甘肃仅停留在13.2%。这种差异为我们提供了比较的基础。我们可以合理地推测,由于工业化的快速推进,相对于甘肃来说,内蒙古的工业劳动需求以及劳动力转移都经历了一个更快的加速周期,剩余劳动力更快地被工业部门吸纳,留守劳动力也加速减少,相应地,他们在家庭内部劳动分工中承担的角色越来越不可替代,因此,劳动供给意愿会更快地下降。表9显示,1999年内蒙古户均留守劳动力为1.62人,2001年之后快速下降,2004年只剩1.2人,并且已出现15%左右的无劳动力留守的空巢家庭。相对而言,甘肃留守劳动力减少趋势要平缓一些,1999年为1.76人,2004年仍有1.44人。空巢家庭的比例也要低一些。这使内蒙古家庭更容易降低劳动供给意愿,比如,1999年内蒙古留守劳动力中因家庭原因不愿外出的占19.1%,2004年该比例升至28.5%,5年时间增加了9.4个百分点。相对而言,甘肃的变化要平缓得多。1999年留守劳动力中因家庭原因不愿外出的比重为15.7%,到2004年也只有18.9%。可见,内蒙古劳动供给意愿的下降趋势要比甘肃明显得多。但劳动供给要真正减少,还有一个前提条件,那就是家庭经济状况的好转。按贝克尔家庭经济学的推论,当家庭经济状况较好时,工资收入的边际效用较小,在边际原则下才会放弃雇佣劳动机会。同时,也只有经济状况好转,在面对雇佣劳动机会的诱惑时,劳动者才有勇气拒绝这些机会。对于家庭经济状况的制约,我们很难直接度量,但从外出务工者的汇款情况可以窥见一斑。当经济困难时,家庭对务工汇款有着强烈的依赖;当经济宽裕时,依赖性会减少。表9显示,1999年内蒙古外出务工劳动力平均将60.4%的打工收入汇回家,自2002年起该比例加速下降,到2004年降为45.6%,比1999年减少了14.8个百分点。1999年甘肃农民工汇款比例为58.4%,经过一定反复,2004年仍高达52.8%,只比1999年降低了5.6个百分点。这在一定程度上反映了内蒙古农户的经济状况要好于甘肃农户,它对劳动供给决策的制约作用也弱于甘肃,相应地,其加速下降的劳动供给意愿也更容易演变为劳动供给收缩的事实。为检验上述推测是否正确,我们用模型(3)来考察内蒙古、甘肃两省(区)留守劳动力保留工资的变化情况并进行比较。回归结果如表10所示。表10第3列为引入控制变量后的内蒙古的情况,Goup4的系数不显著,说明家庭有4个留守劳动力的留守人员的保留工资与有5个及以上留守劳动力的没有区别。从其余各哑元变量的系数看,有3个留守劳动力的保留工资比有5个(或4个)的高4.6%;有2个留守劳动力的比有5个的高15%,相应地,比有3个的高10.4%;有1个留守劳动力的比有5个的高33.9%,或者,比有2个的高18.9%。第5列反映了引入控制变量后甘肃的情况,Goup4、Goup3的系数均不显著,说明对家庭有4个或3个留守劳动力的人员来说,保留工资与有5个及以上留守劳动力的无区别。所以,相对于内蒙古来说,甘肃省劳动供给曲线的初始部分(工资上涨平缓的部分)更修长。从其余哑元变量的系数看,家庭有2个留守劳动力的人员的保留工资比有5个(或4个或3个)的高3%;有1个留守劳动力的比有5个留守劳动力的高11.6%,相应地,比有2个留守劳动力的高8.6%。相对而言,上述增幅都远小于内蒙古,说明甘肃省劳动供给从一个较低水平跳转至较高水平时所需的工资增幅没有内蒙古剧烈,因此劳动供给曲线是以一个更平和的幅度递进的。从命题2可以合理地推测,既然内蒙古的劳动供给曲线带有更明显的递进特征,那么,相对于甘肃来说,在工业工资的上涨动力中,劳动需求的影响会更快地凸显出来,而农业收入的影响