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年中國實(shí)施改革開放以來，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，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,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年末全國流動(dòng)人口為14735萬人,其中跨省流動(dòng)人口達(dá)4779萬人(國家統(tǒng)計(jì)局,2006)。農(nóng)村勞動(dòng)力的大規(guī)?？鐓^(qū)域流動(dòng),已成為中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過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)展的重要資金來源(余榮華,2006)。和其它國家的移民相比,中國的農(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)國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)調(diào)總隊(duì)以及農(nóng)業(yè)部全國農(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,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)的重要來源,對于輸出地的經(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)來看,移民的匯款是用來向留在老家的其他家庭成員“購買”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。通過對比我們發(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,中國學(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;都陽和樸之水,2003)都認(rèn)為,由于受中國傳統(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)民工年齡對匯款量具有顯著的正向影響,不過作者對于農(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),那些在過去一年中回過老家的農(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。都陽和樸之水(2003)利用中國西部地區(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農(nóng)民工匯款動(dòng)機(jī)進(jìn)行檢驗(yàn)。不過,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,家庭外出打工人數(shù)對于單個(gè)農(nóng)民工的匯款量具有顯著的負(fù)向影響,這說明農(nóng)民工匯款也包含利己的意愿。上述關(guān)于中國農(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,其范圍涉及全國大部分省份,并回收了2009份有效問卷,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)一步深入研究中國農(nóng)民工匯款問題提供了可能。本文內(nèi)容安排如下:第二部分構(gòu)建一個(gè)簡單的解釋中國農(nóng)民工的匯款行為的移民匯款理論模型來,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;第四部分說明本文使用的農(nóng)民工匯款問卷調(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農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)的限制政策尚未完全消除,中國農(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,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,由匯款所引起的老家家庭總收入增加所帶來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)間的長短以及外出打工地點(diǎn)的遠(yuǎn)近等有關(guān)。三、測量分析(一):農(nóng)民工的個(gè)人特征向量對就業(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,如果我們在解釋變量中控制了農(nóng)民工打工收入對匯款量的影響,則受教育程度對匯款量的影響符號可能不確定。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,中國農(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,從而使得他們無法切斷與農(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)勤對其與農(nóng)村舊家的聯(lián)系當(dāng)中國的農(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,則其與老家的聯(lián)系可能相對較弱,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)的截尾問題。(2)將區(qū)間數(shù)據(jù)對應(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,然后利用有序概率模型來處理此類有序離散數(shù)據(jù)。雖然這樣做的結(jié)果對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)需要說明的問題是:我們的問卷調(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)來處理。在接下來的計(jì)量分析中,我們將不考慮這部分樣本,這樣做并不會(huì)對結(jié)論產(chǎn)生較大的影響。四、數(shù)據(jù)收集(一)問卷編制和調(diào)研過程本文數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)光華管理學(xué)院與國務(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)力的問卷調(diào)查,所調(diào)查內(nèi)容為全國2005年的有關(guān)情況。為了更好地研究農(nóng)民工匯款問題,我們將本次問卷的調(diào)查對象定義為“在縣外就業(yè)且在外打工時(shí)間當(dāng)年超過6個(gè)月的農(nóng)村勞動(dòng)力”②。我們共發(fā)放2500份問卷,回收2118份,問卷回收率為84.72%;其中有效問卷2009份,問卷有效率為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份問卷中)。具體的實(shí)施方案是,2006年我們在北京各高校招募210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農(nóng)民工匯款進(jìn)行深入分析的可行性。我們的問卷內(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,我們的問卷調(diào)查區(qū)別于其它類似問卷調(diào)查的一個(gè)重要特點(diǎn)是,問卷中有關(guān)收入、匯款以及費(fèi)用的問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的偏差(Juster和Smith,1997)。(二)農(nóng)民工的客戶匯率根據(jù)我們的問卷調(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)民工曾有過失業(yè)的經(jīng)歷。上述特征與國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)調(diào)總隊(duì)(2005)的全國抽樣調(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于農(nóng)村老家家庭的責(zé)任更大,可能需要通過匯款來獲得他人照顧其家庭的“服務(wù)”。這與都陽和樸之水(2003)及Liu和Reilly(2004)的研究結(jié)果正好相反,說明農(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,相對于小學(xué)及以下受教育程度的農(nóng)民工而言,接受過大專以上教育的農(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,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解釋。由于中國農(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)民工則通過匯款的形式為這類“服務(wù)”付費(fèi)。根據(jù)我們的問卷調(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)歷對年匯量的影響農(nóng)民工的年打工收入對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)年有過失業(yè)經(jīng)歷,就會(huì)使得他們對未來的打工收入產(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于年匯款量的影響并不顯著。這是因?yàn)橹袊亩獞艏贫鹊纫蛩氐闹萍s使得農(nóng)民工很少在城市定居下來,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曾提到,人們還經(jīng)常利用簡單多元回歸模型和有序概率模型對區(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中國農(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。