勞動力轉移對農(nóng)村老年人參與農(nóng)業(yè)勞動的影響

1、勞動力轉移對農(nóng)村老年人參與農(nóng)業(yè)勞動的影響但這需要扣從控制變但這并非農(nóng)業(yè)勞動白南生 李靖 陳晨 （中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院） 內(nèi)容摘要： 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動是農(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 農(nóng)村老人勞動供給行為具有雙重效應， 直接效應明顯即由老人繼續(xù)勞動以彌補子女外出的影 響，從間接效應看， 子女的轉移性收入支持減少了老人參加農(nóng)業(yè)勞動的可能性， 除未婚子女的收入支持， 而照料孫輩對老人是否參加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動沒有替代效應。 量看，研究的一個發(fā)現(xiàn)是現(xiàn)階段老人的非農(nóng)就業(yè)會降低其參加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可能性， 農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)收入效應作用的結果。 關鍵詞： 人口遷移 農(nóng)村老人但現(xiàn)實狀一、引

2、言 人們曾經(jīng)對農(nóng)村年輕勞動力進城務工對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可能帶來的影響表示過擔憂， 況并沒有惡化， Bai（ 2000）通過一個生產(chǎn)函數(shù)檢驗得出結論認為現(xiàn)階段勞動力轉移對農(nóng)業(yè) 生產(chǎn)的負面影響并不顯著。 實際上， 農(nóng)業(yè)勞動大軍的一個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)村老人沒有退休金， 也沒有一定的儲蓄可以為他們的老 年生活提供保障， 很多農(nóng)村老人在晚年仍然參加勞動以彌補成年子女外出所帶來的影響。 一 些研究認為農(nóng)村勞動力轉移給農(nóng)村老年人的養(yǎng)老保障帶來了極大的負面影響， 繁重的農(nóng)業(yè)勞 動損害了他們的身體健康， 與子女外出務工前相比， 留守老人的農(nóng)業(yè)勞動負擔和家務勞動負 擔都

3、有了明顯的加重（杜鵬等， 2004 ；戴衛(wèi)東等， 2005），但是這些研究都沒有定量地分析 這一問題。因為目前關于農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老問題的討論多數(shù)是從制度方面討論老年社會保障和養(yǎng) 老保險存在的問題和可行性（龐麗華等，2003），而沒有對最為普遍的養(yǎng)老方式自養(yǎng)給予足夠的關注。 龐麗華等 （2003）的一篇文章是不多地專門討論老年人勞動供給的文獻，她認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)勞動參與率高于沒有子 女外出的老人， 但是經(jīng)濟因素 （如家庭人均收入） 的關系不大。 由于龐文的數(shù)據(jù)支撐是一次 并非針對農(nóng)村老人的多項內(nèi)容的家計調(diào)查， 這就制約了該文的變量設置， 如人均家庭收入由

4、 于包含老人的勞動收入而產(chǎn)生內(nèi)生性， 而且另一個變量 “有無子女外出務工” 由于隨著勞動 力市場的更加開放以致幾乎每一位農(nóng)村老人都有子女在外務工而變得沒有實際意義。 參加農(nóng) 業(yè)生產(chǎn)性勞動正是農(nóng)村老人自養(yǎng)的一個重要方式，因而對這樣行為的研究無疑是有意義的。 大多數(shù)農(nóng)村老人都同意自己的子女在外工作， 因為人們普遍認為年輕勞動力外出務工對改善 家庭生活是有著積極效應的， 那么現(xiàn)階段這樣的收入轉移規(guī)模是否已經(jīng)減少農(nóng)業(yè)勞動供給的 效應呢？二、模型與數(shù)據(jù) 參加農(nóng)業(yè)勞動實際上是老人獲取經(jīng)濟來源以實現(xiàn)自我養(yǎng)老的一個重要方式， 因而要將老 人的農(nóng)業(yè)勞動放在養(yǎng)老的視角來考察。 本文將通過 Probit 模型來觀察

5、老年人農(nóng)業(yè)勞動參與的 決定因素， 變量的選擇是根據(jù)我們農(nóng)村調(diào)查的實感和文獻整理所形成， 以下就是我們在農(nóng)村 調(diào)查時所記錄下的老人們就農(nóng)活以及養(yǎng)老等問題而表達的一些具有代表性的敘述： “自己能做時自己做，做不動時就是兒子養(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” ；“每個兒子每年給 300 元，有一個兒 子給 1300 元，因為他小孩在我這” 。（照顧孫輩）根據(jù)以上分析， 我們將年齡、 健康狀況、 婚姻狀況等個人特征作為控制

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

7、的75% （李強，2001 ）。12%由于但是另一個調(diào)查稱 60%的父母回答平時子女很少寄錢回家，因而生活費用不夠用（戴衛(wèi)東、 孔慶洋，2005）,子女收入轉移對老人農(nóng)業(yè)勞動供給究竟有無影響是一個值得關注的問題。 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題，龐麗華等人調(diào)查表示 的老人稱不參加正式勞動是因為只從事包括照顧孫輩的家務勞動。在我們調(diào)查的地方，婦女外出參工率的增加，而能進城隨父母在城市接受教育的農(nóng)村兒童據(jù)估計只有5%左右，老人們顯然增加了獨自留守孫子孫女的責任，少數(shù)成年子女因老人照顧孫輩如前所述會增加收入轉移，這在本研究中被視為轉移收入支持間接效應，那么單就照料孫輩勞動而

8、言，是否與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動具有替代效應呢？本文數(shù)據(jù)為2006年4月份在安徽省樅陽縣三個村調(diào)查所得，老年人定義為50歲以上（盡管這并不符合人口標準，但可以考察到受成年子女外出影響最大的人群），共計獲得有效樣本304個，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、 子女轉移性收入支持、是否照顧孫輩是本文最關鍵的三個變量。（1）由于幾乎每一個家庭都有子女外出務工，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考察成年子 女外出務工的直接影響，由于我們調(diào)查的地區(qū)是外

9、出務工較集中的地方，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）子女轉移性收入支持變量，我們的調(diào)查是子女轉移性收入支持1997元，其中已婚子女收入支持1142元；（3）照顧孫輩變量，有 45.7%的老人擔負著照料孫輩的家務勞動。表1變量的統(tǒng)計指標變量均值標準差最小值最大值變量解釋是否從事農(nóng)業(yè)勞動.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有無兒子在身邊.3552632.4793821011有兒子在身邊，0無兒 子在身邊子女轉移性收入（不 含未婚子女的）1142.3031839.42015000子女轉移性收入（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、結果分析1個人基本特征的影響年齡、健康、婚姻狀況

11、等個人特征因素影響顯著。 5060 歲的農(nóng)業(yè)勞動參工率為 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)勞動的趨勢。 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， 因為當一方過世后， 老人的養(yǎng)老方式會發(fā)生比較大的變化， 兒子們擔負起責任的可 能性顯著增強。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)工作的參與將會降低老年人參加農(nóng)業(yè)勞動的可能性， 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， 收入效應較為明 顯，僅有 4 戶從事農(nóng)業(yè)勞動，與總

12、體 70% 的農(nóng)業(yè)勞動參與率要低了很多，當然這與拿退休 金的一方 （主要是男性） 長期不從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)因而退休后也很難重新種田也是有關的。 但是 當前農(nóng)村拿退休金的人口還是太少了。 而從事非農(nóng)工作對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動供給的影響則要復雜 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，所以當控制住年齡等變量后，參加非農(nóng)工作會 降低他們參加農(nóng)業(yè)勞動的可能性。 但是這種效應不是收入效應所帶來的， 以非農(nóng)收入作為自 變量帶入模型計算統(tǒng)計性上并不顯著。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

13、到 4 萬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)村老人停止勞動的。通過代表同一經(jīng)濟特征的兩個變量的顯著性來 看，非農(nóng)工作的收入效應并不明顯， 也就是說參與非農(nóng)工作的老人不參加農(nóng)業(yè)勞動的原因并 不是收入高到讓他們愿意放棄農(nóng)業(yè)勞動， 而是因為時間精力、 農(nóng)業(yè)勞動技能生疏等原因讓他 們（他們的主要工作類別是打小工、開小店、村干部、打鐵等）減少了農(nóng)業(yè)勞動供給。 3勞動力外出的直接影響兒子作為農(nóng)村家庭的主要勞動力， 當所有的兒子都外出時， 會增加了老人參加農(nóng)業(yè)勞動 的可能性， 這時老人的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)參與率為 77.6% 。而當有一個兒子與老人住在一起或

14、住在本 村時，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“兒子全權負責，我和兒 子一起生活，收入和開支基本上不掌管，不需要我干事” ，而當兒子外出工作時，老人必須 自己擔當決策者， “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”，口糧保證也是一個重要的考慮?，F(xiàn)金轉移支持的收入效應的確 應當指出的是， 子女現(xiàn)金轉移性收入支 本文以所有子女的轉移性支持作為 經(jīng)過對數(shù)據(jù)的核對我們發(fā)現(xiàn)其中有多 最大值達到了 28000 元，這顯然超過老4勞動力外出的間接影響。在勞動力外出對老人的農(nóng)業(yè)勞動負擔的間接緩解效應中，存在， 但照料孫輩卻沒有相應地減輕農(nóng)

15、業(yè)勞動負擔。 持的間接效應發(fā)揮作用應當剔除未婚子女的轉移性收入。 自變量進行估計， 結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)金轉移數(shù)額過大， 超過萬元， 人養(yǎng)老的正常所需，而這些過高的轉移性收入通常為未婚子女所為，這些收入對老人來說， 顯然是代為儲蓄在將來還需拿出來用于婚事， 只能視為暫時性收入。 當我們剔除了未婚子女 的收入轉移后， 子女的轉移性收入支持就體現(xiàn)出影響來了， 支持越大確實會降低老人從事農(nóng) 業(yè)生產(chǎn)的可能性。當然，從系數(shù)值來看，已婚子女的轉移支持的收入效應還是很小的。照顧孫輩這一啞變量在估計中沒有出現(xiàn)我們的預期， 這一變量在統(tǒng)計上是不顯著的， 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 照料家務與農(nóng)業(yè)勞動勞動之間沒有替代效應， 可以說隨著留守兒童的大量出現(xiàn)， 老人們不會 專門從事照料活動， 而是身上的勞動負擔會更重了。 當然， 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。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%,二者種植面積并沒有什么明顯的差異，不存在顯著差異是否是因為承包土地面積受限制呢，

17、這些還需今后研究中進一步確認。模型2農(nóng)村老人勞動參與的Probit回歸結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)子女轉移性收入（不-.0001186 -.0001111*含未婚子女的）(-2.72)(-2.54)子女轉移性收入（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、結論對于農(nóng)村老人的重要自養(yǎng)方式之一的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動，年齡、健康、婚姻狀況等個人特征對老人產(chǎn)生了較為顯著的影響。經(jīng)濟狀況中具有退休金資格和參加非農(nóng)工作會降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn) 勞動的可能性，但是非階段老人的非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動的替代效應并非非農(nóng)就業(yè)發(fā)揮收 入效應所致。成年子女的外出工作對老人的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動供給具有雙重效應，從直接效應來看，的確增加了農(nóng)村

20、老人勞動供給，從間接效應看，子女的轉移性收入支持減少了老人參加農(nóng)業(yè)勞動的可能性，但這需要扣除未婚子女的收入支持，照料孫輩對老人是否參加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動沒有影響，這就意味著這二者并沒有替代效應。參考文獻：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），中國農(nóng)村老人的勞動供給研究，經(jīng)濟學 （季刊）第 2 卷第 3 期： 721-7303 戴衛(wèi)東、孔慶洋，農(nóng)村勞動力轉移就業(yè)對農(nóng)村養(yǎng)老保障的雙重效應分析基于安徽省 農(nóng)村勞動力轉移就業(yè)狀況的調(diào)查，中國農(nóng)村經(jīng)濟2005（ 1）：40-504 杜鵬等，農(nóng)村子女外出務工對留守老人的影響，人口研究，2004（ 6）： 44-525 李強，中國外出農(nóng)民工及