一、引 言
研究劳动力短期流动及长期迁移的动机和原因是人力资本理论和劳动力迁移理论的核心内容之一。传统的人口迁移理论，如推拉理论、绝对收入假说和相对贫困论，以个人利益最大化为视角，认为不同地区、行业以及部门之间的绝对收入差距是促使劳动力流动的最主要原因( Lee，1966; Todaro，1969; Easterlin，1974) ，新人口迁移理论则倾向于探讨除收入差异之外诸多个体及家庭特征因素对个人流动决策的影响。在个体特征因素研究中，以往研究尤为关注各类型人力资本投资在决定个人劳动流动中的作用和地位。大量经验研究表明受过一定教育、具有特殊专长、年轻的劳动力是最易发生迁移的人群( Da Vanzo，1976; Stark，1982) 。主流的教育经济理论认为教育能提升个人获取迁移信息与实施劳动迁移的能力( Schwartz，1973) ，并促使高教育素质劳动力从低收入地区向高收入地区转移，形成“脑力外流”与低收入地区教育投资收益的外溢效应。
若依据上述理论观点，在中国当前农业与第二和第三产业之间、城乡之间以及小城镇和大城市之间存在较大平均收入差异的条件下，接受过更多教育的农村劳动力势必倾向于外出就业。基于此种观点，以往有不少研究利用中国的经验数据进行了验证。有研究发现教育确具有促进农村劳动力外出就业的显著作用( Zhao，1995; 石智雷等，2012) ，亦有部分经验研究发现教育对于中国农村劳动力外出就业的影响并不明显甚至显著为负( Hare，1999; Chen 等，2004) 。主流的迁移与人力资本理论观点在中国未获得完全的经验支持，充分说明中国农村劳动力向外流动的影响因素与动机的复杂性。
有学者认为与本地就业相比，农村劳动力外出就业不仅要面临较为恶劣的工作和生活环境，而且还要面临因城乡“制度分割”所带来的社保、医疗、子女抚养与教育等诸多困难与压力，承担“背井离乡”的心理成本，因此，向外流动实际上并不是农村劳动力的最优选择，只是个人在本地寻找非农工作失败后的一种次优选择( 宋洪远等，2002; Guang 等，2005) 。依照这一逻辑，在农村劳动力外出就业面临较大社会、制度与心理成本的条件下，如果教育能够帮助个人在本地寻求到与外出就业收入相差不大或相当的就业机会，那么个人就会倾向于在本地就业。也就是说，在个人持有本地就业偏好，且控制流动与不流动收入差异的情况下，教育对于农村劳动力外出就业很可能具有两方面的影响: 一是通过提升个人迁移能力而产生的正影响，二是通过提升个人本地就业能力而产生的负影响。当个人受教育水平较低、在本地劳动力市场就业不具有比较优势时，便会向更需要低教育素质劳动力的城市地区转移，此时教育便会产生促进农村劳动力向外流动的作用; 随个人受教育水平上升、在本地就业具有一定比较优势时，个人便会倾向于在本地就业，教育对农村劳动力外出就业的影响就会转为负影响。在这两种作用相反的影响下，教育与农村劳动力劳动迁移很可能不会呈现出以往研究常假定的线性关系，而是一种非线性关系。基于这一待检验假设，本文试图利用来自中国三省六县的农村入户调查数据，就当前影响中国农村劳动力外出就业的诸多经济和非经济因素进行回归分析，着重探讨和分析教育对于农村劳动力外出就业所可能具有的非线性影响。
二、数据、模型与方法
( 一) 数据来源
本文所采用的数据来自于国家社科基金“教育促进农村社会综合进步的状况及对策研究”课题组于 2009—2010 年在浙江、安徽和陕西三省六县十二村的入户调查数据。课题组以户为调查单位，调查对象包括户主及其配偶、长子女以及父母有关教育、就业、流动和收入等方面的信息。课题组最终共收集到 1587 份住户的有效问卷，包含有效个人样本 4503 人。
对于农村劳动力是本地还是外出就业，以往研究常以个人在某一时间段内是否发生一定地理距离的劳动流动行为作为标准进行判定。此种方法虽简单且在实际调查中易于操作，但在具体的数据分析中，很难用该标准来准确地判定一个在本地和外地间频繁流动的农村劳动力到底属于本地就业者还是外出就业者。为此，本文以个人收入来源作为标准，认为那些在过去三年内外出就业收入占总收入比重超过五成的个人为外出农村劳动力，剩余的则是非外出农村劳动力。上述定义中的“外出”又以个人是否离开本县为标准进行界定。统计描述显示样本中有 25. 6% 的人为外出就业者，外出就业者的平均受教育年限和月收入分别为 8. 9 年和 1190. 1 元，均高于本地就业的 7. 3 年和 867. 8 元。
表 1 列出了具有不同教育水平的农村劳动力在本地和外地就业的比例。根据该表，随着教育水平的上升，农村外出劳动力在各自不同教育水平人口中所占比重呈现简单线性递减的变化，这符合主流观点的一般预期，但由于表 1 未控制其他变量，教育与农村劳动力外出就业可能性之间是否存在非线性关系仍需在控制了更多变量的回归模型中得到进一步的检验。【表1】
( 二) 模型、方法与变量
劳动力流动变量属于无序的两分类别变量( Dichotomous Variable) ，取值为 0 和 1，0 表示本地就业，1 表示外出就业，因此本文采用两分逻辑回归方法( Dichotomous Logistic Regression) 进行分析，所构建的农村劳动力流动选择模型如下:【1】
模型因变量为个人外出就业与本地就业概率比的对数值，各自变量回归系数 βi表示该自变量每变化 1 单位，外出就业与本地就业概率比会变化( eβi－ 1) × 100% 。教育变量是本研究考察的重点。本研究所构建的模型将个人受教育年限的一次项与二次项同时纳入模型进行回归，用以检视教育对于农村劳动力外出就业是否具有之前预期的非线性影响。此外，模型还将个人受教育年限拆分为义务教育年限和义务后教育年限，并纳入职业技术教育与培训变量，用以考察不同教育层次和不同教育类型对农村劳动力外出就业的影响是否具有差别。
根据 Borjas( 1987) 所提出的比较优势理论，潜在的劳动力迁移者会以自身条件( 如受教育水平、工作经验和性别等) 作为出发点比较迁移与不迁移的收入差异。根据这一理论，本研究假定农村劳动力在进行是否外出的决策时，会将自己当前收入水平与其他具有相似教育程度、工作经验且同性别的外出就业者收入水平相对比，并以此预期收入差异作为自己劳动迁移的重要决策依据。为获得这一预期收入差异，本研究先利用明瑟收入方程，以个人受教育水平、工作经验及二次项、性别与实际的迁移选择( 本地还是外出就业) 作为自变量，以个人月平均收入对数值作为因变量进行回归，再利用回归方程，分别预测出样本中所有本地就业者若外出就业所可能获得的月平均收入水平，以及外出就业者若在本地就业所可能获得的月平均收入水平。根据这两个预测收入，本研究构造出如下预期收入差异变量: ( 1) 当个体为本地就业者时，预期收入差异 = 外出就业预测收入 － 本地就业实际收入;( 2) 当个体为外出就业者时，预期收入差异 = 本地就业预测收入 － 外地就业实际收入。
本研究亦将农村劳动力从业类型分为三类: 一是没有任何非农业收入的纯农业从业者; 二是没有任何农业收入，从事务工、自营工商业或其他非农业生产活动的纯非农从业者; 三是同时拥有农业和非农业收入来源的混合从业者。
除上述变量外，模型还控制了其他一些有关个体特征( 如性别、年龄和就业类型) 、家庭背景变量( 如家庭人口规模、父母受教育年限和家庭收入水平) ，以及地区虚拟变量。表 2 列出了所有自变量的定义及均值。【表2 略】
三、计量模型的估计结果
表 3 列出了农村劳动力流动两分逻辑模型的系数估计结果和各项模型整体与拟合优度检验结果。如表 3 所示，农村劳动力流动决策模型整体在 0. 01 的水平上通过了对数自然比检验; 各项类拟合优度( Pseudo R2) 结果显示，McFadden's 调整 R2为0. 223，Cox-Snell R2为0. 238，Nagelkerke R2达到0. 347。模型估计结果的预测精准度接近 80% ，这表明流动决策模型所得到的预测结果与样本中农村劳动力实际选择之间有较高的匹配度。【表3 略】
依据表 3 中系数估计结果，个人受教育年限一次项对于农村劳动力选择外出还是本地就业的概率比值在 0. 1 水平上有显著正影响，但受教育年限的二次项则在 0. 01 水平上显著为负。这一结果意味着农村劳动力的外出就业倾向会先随着受教育年限的增加而上升，而后在受教育年限达到一定值后开始不断下降，农村劳动力的外出就业倾向与其受教育年限之间呈显著的倒 U 型的非线性关系。
当个人受教育年限达到 5. 1 年时*，农村劳动力外出就业的可能性达到峰值。为更好地表明农村劳动力流动倾向与受教育年限的关系，图 1 绘制出了外出与本地就业预期概率与受教育年限之间的变化趋势。如该图所示，个人受教育年限由 0 上升至 5. 1 年，农村劳动力外出就业的概率由 0. 117 上升至 0. 137，本地就业的概率由 0. 887 下降至 0. 867，仅变化 2 个百分点，可见即便低层级教育对于促进农村外出就业可能性具有显著的正效应，但影响亦很小。表 3 中的模型 2 将个人受教育年限划分为义务教育与后义务教育两个阶段进行回归，其估计结果显示义务教育年限的增加对农村劳动力选择外出与本地就业的影响并不显著，但义务后教育的增加却能显著提升农村劳动力选择本地就业的可能性，义务后教育年限每增加 1 年，农村劳动力外出就业的概率下降约 11%。由此可见，教育对于农村劳动力的流动具有两种不同方向的作用，促进农村劳动力向外流动的只是小学低层级教育，而初中及以上教育则会提高个人选择本地就业的可能性。是否接受过职业技术教育对于农村劳动力在外出与本地就业之间的选择无显著差异。由于本研究所采用的受教育年限变量本身包含了个人接受正式职业技术教育年限，因此该变量影响不显著表明普通教育和职业教育对于农村劳动力流动选择的影响无显著差别。非正式的职业技术培训变量对农村劳动力流动的影响亦无显著影响。有研究表明接受过职业技术教育与培训的农村劳动力更有可能成为混合与非农从业者，而农村劳动力的流动选择又通常与其农业、非农和混合从业选择存在较高的关联度，相较于纯农业从业者，混合与纯非农从业者更倾向于选择外出就业。因此，在控制个人从业类型的条件下，职业技术培训对农民外出就业的影响便变得不再显著。【图1】
虽然地区间收入差异素来被视为导致劳动力迁移的重要因素，但在以往国内研究中，个体对本地与外出就业的预期收入差异并未在探讨农村劳动力流动动机与原因的模型中得到足够的重视，该变量在多数研究中未得到合理的界定与控制，这可能会导致其他非经济因素( 包括教育) 对劳动力流动决策影响的偏估。本文模型就农村劳动力对于外出就业和本地就业的预期收入差异进行了控制，发现该变量对农村劳动力外出就业的可能性具有显著的正影响，农村劳动力预期外出就业的收入每高出本地就业收入 1 千元，其外出就业的概率将上升约 20%*。这一经验结果与 Borjas( 1987) 所提出的比较优势理论观点相一致。
在家庭背景变量中，农村劳动力流动选择仅会受到家庭规模的影响，估计结果表明家庭人口越多，农村劳动力外出就业相对于本地就业的概率比值就越大。虽然新劳动迁移理论认为研究个体迁移应以家庭利益为视角，关注个体迁移行为与家庭禀赋( 例如家庭收入与父母亲受教育程度) 之间的关系，但本研究的估计结果显示，无论是代表家庭经济资本的家庭收入水平，还是代表家庭人力资本的父母亲受教育程度，它们对于农村劳动力流动选择均无显著影响。
性别和年龄对农村劳动力流动决策影响的估计结果与以往研究相似。男性农村劳动力选择外出就业相对于本地就业的概率比要比女性显著高出 57%，且年龄越小越倾向于向外流动。也就是说，男性的年轻劳动力是当前农村地区外出就业倾向最高的人群。
与陕西农村地区相比，浙江和安徽农村地区的劳动人口更倾向于选择本地就业而非外出就业。
陕西农村地区劳动力选择外出就业相对于本地就业的概率比分别是浙江与安徽地区劳动力的 1. 26倍和 1. 52 倍。这可能是因为与西部地区相比，东部与中部地区经济相对发达，本地非农就业机会较多，所以中东部农村劳动力更倾向于选择在本地就业。
四、简要结论与启示
在当前中国农村社会显著进步、农村人口就业与收入来源日趋多元化的背景下，农村劳动力向外流动的影响因素与动机亦日趋复杂。基于中国三省六县入户调查数据，本文运用两分逻辑回归方法就教育对当前农村劳动力在本地和外出就业之间的选择行为的影响作用进行了实证研究。本研究发现在控制农村劳动力外出和本地就业预期收入差异、个人特征及家庭特征等变量的条件下，教育对于农民外出就业可能性呈现非线性影响。当个人教育水平较低时，教育的影响以提升个人实施迁移能力、促进农民外出就业为主，但随个人教育水平增加，教育的影响则转变为以促进个人在本地就业为主，对农民外出就业具有负影响。
根据劳动迁移理论和主流的教育经济学理论，地区间收入差异是导致劳动迁移最为重要的原因，而教育作为一种重要的人力资本投资形式，其收益附着于人身，会随着个人迁移而产生外溢效应，因此在城乡间和地区间存在收入差距，并且教育对于农村劳动力外流倾向只具有单调的线性影响的条件下，经济落后地区地方政府对于本地农村教育的财政投入势必缺乏足够的动力，因为对教育投入越多，本地农村人口向经济发达地区流动的倾向性就越强，而教育投资收益的外溢效应也就越严重。然而，根据本文的研究发现，随农村教育发展，农村具有高中及以上教育水平的人口越来越多时，农村劳动力将越来越倾向于在本地就业。在这一形式下，经济落后地区地方政府加大对农村教育( 特别是义务后教育) 的投入并不一定会导致更多的教育收益外溢。相反，在本地经济能提供较好的就业和创业机会的条件下，发展农村教育能有效抑制劳动力外流，促进农村劳动力在本地就业，有利于农村地区人力资本的累积与发展。
