家庭財富對非農勞動力供給的影響分析

摘要：近些年來，我國經濟社會出現“勞動力供給不足”與“工資不斷上漲”并存的悖反現象。以劉易斯為代表的西方發展經濟學理論模型在解釋這一現象時失效。此外，這些理論都沒有考慮農戶家庭有一定的財富基礎，這與經濟現實不符。文章用農戶家庭具有財富基礎這一假設條件，對劉易斯模型進行修正，在此基礎上構建Logit計量經濟模型，用安徽等五省數據進行了橫截面檢驗，試圖說明家庭財富對勞動力供給的影響。

關鍵詞：家庭財富基礎;劉易斯模型;修正

一、 問題的提出

改革開放以來，我國經濟迅速發展，工業企業也隨之發展起來。工業部門主要是依靠注入資本，以及農村部門能夠源源不斷提供大量的剩余勞動力共同推進的。根據劉易斯勞動力供給理論，工業部門能夠在很低的工資水平下（略高于農業收入的工資水平），獲得無限供給的農村勞動力，只有當農村剩余勞動力枯竭的時候，才會出現工資上漲的局面。工資上漲與大量農村剩余勞動力是不可能并存的。

但我國經濟社會發展過程中出現了一個“悖反現象”，即農村剩余勞動力背景下“企業缺工”與“工資上漲”并存的局面。一方面，自2003年下半年以來，我國大部分地區陷入“民工荒”的局面。據相關資料調查統計，我國部分沿海地區，出現了“缺工”現象;主要勞務輸出省如江西等省市也加入到“缺工”的隊伍;甚至于連我國經濟最不發達的西部地區如甘肅等省市也對外宣稱“缺工”。另一方面，工資卻是不斷上漲的，一些學者如黃泰巖（2005）進行了說明。

以劉易斯為代表的傳統理論無法解釋這一悖反現象。因為它們都有一個共同的假定前提，即導致工資上漲的唯一原因是農村勞動剩余的消失。此外，現實經濟中，農戶家庭財富有了一定的積累，這對以往理論中假設農戶家庭的收入只夠維持基本生活，家庭沒有財富基礎也提出了挑戰。

因此，本文從農戶家庭有財富基礎這一現實條件出發，以劉易斯“二元經濟”理論模型為基礎，通過加入家庭財富基礎變量，修正劉易斯模型，在此基礎上，展開了家庭財富對非農勞動力供給的影響研究。

二、 理論模型的構建

1. 理論假說。理論假說：隨著農戶財富的不斷積累，農戶家庭預算軟化，在進行勞動供給決策時，工資水平相同的條件下，農戶家庭勞動供給減少，而閑暇不斷增加。

劉易斯模型關于農戶家庭財富等于零的假設顯然不符合我國經濟發展中的現實情況。改革開放以來，我國農戶家庭都已經積累了一定的財富。因此，本文從經濟現實出發，認為隨著農戶家庭收入的增加，農戶家庭財富的積累是一個逐步提高的過程。在此基礎上，修正了劉易斯模型中關于家庭財富等于零的假設前提，認為家庭財富應大于零，這更加符合目前我國農戶家庭的實際情況。

2. 劉易斯模型。在劉易斯模型中，勞動力供給數量是由工資水平決定的。假設工資為x，勞動力供給數量為y，a和b為參數系數，劉易斯模型設為，y=a+bx，工資是勞動力供給的唯一決定變量。工資上漲，勞動力供給增加;工資下降，勞動力供給下降。且該模型只是在農村剩余勞動力枯竭的情況下得出的這一結論。

圖1中P點是劉易斯模型的第一個拐點，在拐點之前，工業工資是一條平行于橫軸的直線，勞動力處于無限供給階段。此時，工業企業的工資水平定為Y2，在Y2，企業可從農村部門獲得無限供給的勞動力。AD1、AD2是勞動力需求曲線。當AD1移動到AD2時，工資水平維持在低水平Y2上。這說明在劉易斯拐點之前，勞動需求曲線無論怎樣移動，都不會改變現有的低水平工資，且在這一工資水平上，工業企業能夠獲得無限供給的勞動力。進一步地，AD2移動到AD3，AD3與勞動供給曲線AS相交于B點，此時工資從Y2漲到Y3。劉易斯拐點之后的勞動力供給曲線是一條向右上方傾斜的曲線。工業企業必須要通過提高工資以獲得所需的勞動力。

3. 修正的劉易斯模型。農戶家庭財富對勞動供給的影響，主要表現為：一是家庭財富與工資收入有著相同的邊際效用，因此將財富作為解釋變量加入到劉易斯模型中;二是家庭財富基礎與工資收入也存在一定的替代關系，將財富變量作為啞元變量加入到劉易斯模型中，修正后的勞動力供給模型為：

其中家庭財富w=1，代表家庭有財富基礎;w=0，代表家庭沒有財富基礎。x為工資收入。修正的劉易斯模型說明勞動力供給不僅受到工資水平的影響，而且受農戶家庭財富積累程度的影響。

圖2說明在財富等于零時，勞動力供給曲線AB是完全彈性的，是一條水平線。只要工業部門能夠支付比農業部門略高的工資收入，工業部門就能夠獲得無限的勞動力供給。在這一階段，修正的勞動力供給曲線與劉易斯勞動力供給曲線并沒有什么不同。本文將所有的研究焦點都放在了由B點引發的向右上方傾斜的曲線。當財富值等于1時，勞動力最優供給決策點是E點……。假設財富是可以無限分割且連續的，可得到一條向右上方傾斜的勞動力供給曲線。勞動力供給曲線AS曲線由圖中較粗的黑色曲線表示。在AB段，財富為零時，供給曲線是水平的，固定的低水平工資可以獲得無限勞動力供給;在BC段，財富大于零時，勞動力供給曲線是一條向右上方傾斜的曲線。財富等于1時，在工資水平不變的前提下，勞動力愿意供給的勞動是E點表示的勞動力數量，但此時工業部門需要的勞動力數量由D點表示，勞動力供給小于勞動力需求，工業部門面臨工資上漲和勞動力供給短缺的壓力。隨著財富積累的進一步增加，勞動供給與勞動需求的缺口越來越大。這說明農戶家庭財富基礎影響勞動力供給曲線，這是對勞動力過剩背景下工資持續上漲且勞動供給短缺現象的一種有力解釋。

三、 實證分析

1. 數據來源與說明。本文以湖南、四川、山東、河南、甘肅五省的數據來檢驗本文提出的理論假說。數據的可獲得性，是我們選取這五個省相關數據的主要原因。進一步地，這五個省囊括了我國東、中、西部三個地區，且這五個省都是我國農業剩余勞動力集中地，用這五個省的調查數據對該理論假說進行實證分析，并試圖說明我國經濟運行中出現的實際問題，具有一定的代表性和較強的合理性。

考慮到數據的獲得性等方面的問題，用2012年調查組獲得的2011年的被調查農戶的數據作為本文的數據來源。在這份調查問卷中，設置了“2011年是否在鄉外務工經商”這樣一個開關性問題。這一問題反映了我國農村非農勞動力供給狀況。“是”意味著有非農勞動力供給;“否”意味著沒有非農勞動力供給。

2. 模型設定與變量選取。

（1）模型設定。Logit模型用指數涵義定義如下：

上式的右邊是一個圖形與正態分布相似的分布函數。在上式中，如果fi取大的正值，pi的值接近于1;如果fi取大的負值，pi的值接近于0。Logit模型能夠比較準確的分析和反映二元離散選擇問題，解決了線性概率模型不能保證pi的取值一定在0和1之間的問題。

本文在此利用調查組第二輪調查獲得的數據，構建以下基于橫截面數據的Logit回歸模型。

其中，下標i代表被調查農戶。

被解釋變量y為二元離散選擇變量，凡是對“2011年是否在鄉外務工經商”回答“是”的，y取1;凡是對“2011年是否在鄉外務工經商”回答“否”的，y取0。

解釋變量包涵在函數yi中，其中，INC為被調查對象的收入，這里的收入是指被調查對象的全年工資收入，包括工資、獎金、補貼等，在此將收入變量取為對數主要是為了減少變量之間的共線性;WEAL為被調查對象的貧富程度，本文將之設定為一個啞元變量。調查數據中，對農戶家庭的經濟基礎情況進行了調查，調查組將農戶家庭經濟基礎劃分為：赤貧、較窮、一般、較富、非常富有。本文將家庭經濟基礎赤貧、較窮以及一般的農戶家庭視作貧窮，將家庭經濟基礎較富及非常富有的農戶家庭視作富有。將家庭經濟基礎富有的賦值為1，即WEAL=1;將家庭經濟基礎貧窮的賦值為0，即WEAL=0。LN（INCi）·WEALi是農戶家庭收入的對數與財富基礎狀況的乘積，作為農戶家庭是否做出務工決策的一個解釋變量，最主要是為了考察這兩個變量之間的交互影響。

Z為控制變量，是影響勞動力是否出外打工的其它因素。其中，控制性變量有AGE，AGE代表年齡，是啞元變量，將年齡分為五組：18歲～30歲、31歲～40歲、41歲～50歲、51歲～60歲、61及以上，依次賦值為1，2，3，4，5。這主要是根據每一年齡段勞動力務工的活躍程度不同劃分的;GEN代表性別，是啞元變量，男性賦值為1，女性賦值為0;EDU代表受教育程度，也是啞元變量，將被調查勞動力的受教育程度劃分為沒上過學、小學文化、初中文化、高中及以上，依次賦值為0，1，2，3;不同年齡組的勞動力，由于活躍程度不同，務工的意愿也存在差別;性別的不同，對勞動力供給可能有影響，這是因為男女適合不同類型的崗位;受教育水平差異，這也可能對農戶家庭勞動力供給產生一定的影響，這主要體現在受教育水平比較高的勞動力更容易找到工作，當然由于目前我國農村教育脫節，也有可能對勞動力非農供給造成負效應。

3. 實證結果。本文用橫截面Logit模型檢驗了農戶家庭財富基礎如何影響勞動家庭供給決策的。通過逐步加入控制變量，說明農戶家庭財富基礎對勞動力供給的影響效應。通過加入控制變量年齡、受教育水平以及性別，得出回歸結果，見表1。

表1中四個回歸方程LN（INCi）·WEALi的系數都是負數，這說明財富增加，勞動非農供給概率會減少，這主要是因為財富增加之后，勞動力供給對工資變化的反應會變得遲緩，即勞動供給曲線變得更加平緩。此時增加工資水平，以促進勞動力非農供給的效果與沒有財富基礎的家庭相比要小的多。財富這一虛擬變量通過反作用于工資，進而減少非農勞動供給的概率。具體來看，回歸方程（1）中，沒有加入任何控制變量，收入對數的系數為+0.197，并在5%顯著水平上顯著，這說明收入的增加會引起勞動供給概率增加。WEAL*LN（INC）的系數為-0.011 8，且在10%顯著水平顯著，這說明財富的增加使得勞動力對工資變動變的遲緩，勞動供給概率下降。財富WEAL的系數是+0.243，這跟我們的預期相反，主要可能是由于：第一，數據來源的局限性，本文只采用了安徽等五省的數據，數據缺乏全面性;第二，雖然所調查的家庭有一定的財富基礎，但這個財富積累的程度，還不足以使家庭減少非農勞動力供給。

進一步地，我們在（1）中逐步加入控制變量，以期給予本文所提出的假說一個更好的解釋。從這三個加入控制變量的回歸方程來看，LN（INCi）·WEALi的系數仍然都為負數，且這三個系數分別在5%、10%、5%的顯著水平下顯著，這說明加入控制變量之后，財富的增加通過工資反作用于勞動供給，仍然會降低非農勞動力供給的概率。

無論是否加入控制變量，收入對數的系數都為正數，這說明收入與勞動供給呈同方向變化，收入增加，會降低非農勞動力供給的概率;無論是否加入變量收入對數與財富變量的交叉項都是負數，并且在顯著性水平下顯著，這一結果符合我們的預期，并證實了本文中提到的假說。這說明，當財富增加時，勞動供給曲線變得相對平坦，對工資變動的反應變得遲緩。這在一定程度上也就能夠解釋為什么我國出現的“民工荒”為何不能通過“提高工資”而得到解決。在（4）中財富變量的系數是負數，這跟本文的預期不符，可能是目前這個財富基礎積累的程度還不足以使勞動力減少勞動而增加閑暇。年齡這一控制變量的系數為負，說明年齡增加，會降低非農勞動力的供給概率，這主要是因為年輕人更加具有活力，在就業選擇中范圍更大，而老人，可能更愿意留守在家鄉務農。受教育程度的系數是負數，這主要是因為我國農村教育存在脫節，一部分受過教育的并不能直接轉化為生產力;性別的系數是正數，這說明男性比女性務工的人員更多，也就是說增加男性勞動力，會增加非農勞動力供給的概率。

綜上，上述實證結果大致與本文的預期一致，與本文的理論假說也基本一致。隨著農戶家庭財富的增加，農戶家庭預算約束軟化，在工資水平不變的前提下，農戶為獲得效用最大化，就會改變勞動供給決策，這個過程一直持續到新的預算曲線與新的無差異曲線相切的切點上。

四、 主要結論

本文從家庭財富動態變化這一視角出發，修正了劉易斯模型。通過建立Logit模型，對安徽等五省調查數據進行截面數據檢驗，分析了家庭財富變化對農村剩余勞動力務工決策的影響。主要結論有：

1. 農戶家庭財富積累對農戶的勞動力供給有較大影響。這種影響關系主要是通過影響農戶家庭預算約束，進而影響農戶家庭勞動供給決策的。

2. 根據我們的理論基礎、建模過程和最后的實證分析，可以認為工資收入水平是影響農村剩余勞動力供給的重要因素，但不是唯一因素，家庭勞動力供給還受家庭整體財富、年齡、性別等變量的影響。

3. 雖然我們獲得可信的實證結論，但是這些結論是建立在嚴格的模型基礎之上的，很難考慮到不同地區農村剩余勞動力特質，也很難考慮到中國勞動力所具有的吃苦耐勞的性質。這需要我們進一步研究與探索。

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作者簡介：趙燕（1985-），女，漢族，江蘇省泰州市人，中國人民大學經濟學博士，中國華融資產管理股份有限公司博士后工作站、中國社會科學院金融所博士后流動站博士。

收稿日期：2017-05-14。