实证分析结果及其解读

1.农村劳动力整体的非农劳动供给实证分析结果和解读

对湖北省农村劳动力非农劳动供给的影响因素的估计结果如表4-2 所示。回归结果表明农村劳动力的非农劳动时间反向变动于工资，其小时工资增加1%，周工作小时数降低6个单位，并且在1%的水平上显著；户主对劳动者的劳动供给的影响为正，但在统计上不显著；已婚的劳动者比未婚的劳动者周工作小时数多0.33 小时，统计上并不显著；农村劳动力群体中是党员的比非党员的周工作小时少4.72小时，相比较来说，党员群体的劳动者的工作或者收入情况比非党员群体的劳动者的好，不需要付出更多的劳动供给就能达到最低必需支出的目标；健康状况变量的影响符合实际，相较于那些健康状况较差的劳动者，健康状况较好的劳动者提供更多的劳动供给，该结论等同于秦立建等人的研究（2012）；受教育程度变量的作用为负向的，可能是当劳动者受教育程度提高，这样更能满足那些工资高、环境好的工作的门槛，这样的工作条件下他们不需要较长的工作时间就可以达到一定的收入水平，然而这在统计上不显著。年龄变量的作用符合倒U 形的性质，也即随着年龄增长，劳动者的劳动供给同向变动，当劳动者的劳动供给增加到一个峰值后开始下降；相较于在党政机关团体、事业单位、国有及国有控股、集体企业中的劳动者，在个体、私营企业等的劳动者的劳动供给会更多一些，毕竟国有、集体企业、事业单位等的待遇更好一些，工作较短的时间就能达到较高的收入水平，反而在私营、个体等企业中需要付出更多的劳动供给才能达到同样的收入水平。

表4-2　农村劳动力非农劳动供给的估计结果

续表

注：括号为t 值。

2.农村劳动力不同性别间的劳动供给实证分析结果和解读

本章除了研究最低必需支出限制下的农村劳动力整体的劳动供给行为，还对不同性别的农民工群体进行了分析。为了更深入了解农村劳动力不同性别间的劳动供给的区别，本文将劳动力群体分为男性和女性群体，分别为697 人和383 人，对这两个群体分别进行回归估计。对男性群体的估计结果如表4-2 第3 列所示，对女性群体的估计结果如表4-2第4 列所示。结果显示两个群体的非农劳动供给时间反向变动于月工资收入，小时工资增加1%，男性农村劳动力群体的周工作小时减少6.46个单位，女性农村劳动力群体的周工作小时减少4.84个单位，男性农村劳动力群体的劳动供给和工资之间的变动关系更加敏感，相比较来说，女性农村劳动力群体的求职工作意向更倾向于稳定型的，工资的变动对其劳动供给的影响相比男性群体来说较小；是否为党员，对男性和女性农村劳动力群体的影响都为负，党员群体的劳动者的工作或者收入情况，不需要工作较长的时间就能达到一定的水平；对于男性农村劳动力群体来说，健康状况对其劳动供给的影响为正，对女性农村劳动力群体来说，健康状况对其影响也为正，但在统计上不显著；对于男性群体来说，年龄变量符合倒U 形的预期，也就是说，随着年龄的增加，劳动供给增加，当年龄增加到一定值之后，年龄的增加伴随着劳动供给减少；对于女性群体来说，能够在国有或者集体等企业工作，其待遇相对就较高，工作较短的时间就能达到一定的收入水平，所以单位或者企业所有制对女性农村劳动力的劳动供给的影响为负向的，对于男性农村劳动力来说，单位或者企业所有制对女性农村劳动力的劳动供给的影响也为负向的，但在统计上不显著。

3.门槛模型下的农村劳动力的劳动供给实证分析结果和解读

对于低收入水平下的农村劳动力群体来说，其群体内部也会因为差异性使得内部不同的群体在劳动力市场中所处的层次不一样，相对应的劳动供给也不同。相对来说，受教育程度较高的劳动者发现、识别和获得较好的就业机会的能力更大一些，或者说更好的工作对劳动者的素质要求也更高，而受教育程度较高的劳动者，其自身的素质相对来说也更高，那么是否在一定程度上表明不同教育水平的农村劳动力，其所处的劳动力市场层次不同，劳动力供给行为不同，也即受教育程度这个变量会使得农村劳动力的非农劳动供给存在非线性变化的情况，也就是说，受教育程度是否存在一定值，受教育程度在这个值之上和这个值之下农村劳动力群体的非农劳动供给行为不同，本研究在这方面也进行了相应的分析研究。(www.xing528.com)

不同受教育程度的农村劳动力的不同的劳动供给属于结构变化问题，可以采用门槛模型来解决这类问题。国外一些学者（Chan，1993；Hansen，1996、1999、2000）较早对结构变化或者非线性问题进行关注，并提出门槛模型的思想，也在数学方面证明并且给出了相关的解决方法，随后用到实证分析中。结构变化或者非线性问题是指变量之间的关系变化受另外一个核心变量或者说门槛变量的影响，当核心变量高于某个值时，也就是门槛值时，变量之间存在一种变化关系，当核心变量低于该门槛值时，变量之间存在另外一种变化关系。门槛值的寻找主要是利用计算机依据遍历的思想来寻找，也即首先计算出核心变量的不同分位点，然后选择其中一个分位点为门槛值来进行回归，并构造检验统计量，然后在剩下所有分位点处都进行回归分析并得到对应的检验统计量，根据模拟抽样等方法计算出相应的临界值来检验核心变量是否存在门槛值。而本章关于湖北省农村劳动力的非农劳动供给的影响因素的门槛模型的回归就是基于上述的思想。具体模型如下：

以上两个公式可以组合起来写成如下形式：

模型中y 指因变量周工作小时数；x 指一系列自变量，包括年龄、性别、受正规教育的年限、是否为户主、婚姻、是否为党员、健康状况、单位或企业所有制；q 是门槛变量，本研究中门槛变量指受正规教育的年限，r 是指存在的门槛值，θ′1和θ′2分别是指在门槛值之下和在门槛值之上自变量和因变量之间的不同变动关系，具体指不同自变量的系数；I 是指示变量，也即当符合条件时，该变量为1，当不符合条件时，该变量为0；e 是指随机扰动项。

门槛值的估计结果如表4-3 所示。受正规教育的年限的门槛值是9，在统计上也显著，也就是说受正规教育的年限低于9年时不同因素对劳动者劳动供给的影响和受正规教育的年限高于9年时不同因素对劳动者劳动供给的影响不同。

表4-3　门槛值估计结果

基于门槛模型的农村劳动力非农劳动供给的估计结果如表4-2 第5列和第6 列所示，第5 列表示受正规教育年限低于9年时的回归结果，第6 列表示受正规教育年限高于9年时的回归结果。当受正规教育年限高于9年或者低于9年，月工资收入和工作时间之间的关系都是负向的，并且在1%的水平上显著，受正规教育年限在9年之上的农村劳动力群体的劳动供给和工资之间的变动关系比受正规教育在9年之下的群体的要敏感些，相对来说，受教育程度越高，其工作地位也越高，工资收入也越高，那么达到一定的收入水平需要更少的时间就可以；是否为党员这个变量对于受教育程度在门槛值之上的群体的影响都是负向的；在党政机关团体、事业单位、国有及国有控股、集体等企业中的劳动者相对来说工资较高，工作条件较好，所以单位或企业所有制对受正规教育年限在9年之上的劳动力群体的劳动供给的影响为负，对于受正规教育年限在9年之下的劳动力群体来说，其更多的是在私营、个体等企业中，一定程度上从事的是工资低、环境差、易替代的工作，只要有相应的工作机会，这一类群体的劳动者都会把握住，都会提供更多的劳动供给，所以单位或企业所有制对受正规教育年限在9年之下的劳动力群体的影响不大。

实证结果显示，在最低必需支出限制条件下的不同群体的劳动供给行为不同，总体、男性和女性以及受教育程度在门槛值之上和门槛值之下的农村劳动力的劳动供给反向变动于其工资，男性群体比女性群体的劳动供给和工资之间的变动关系要更敏感一些，受教育程度在门槛值之上的群体比门槛值之下的群体的劳动供给和工资之间的变动关系要敏感一些；党员群体的劳动者所获得工作条件可能更好，不需要工作更长的时间就能获得一定的收入水平；健康状况较好的劳动者会增加其劳动供给；年龄对劳动者的劳动供给符合生命周期模型，随着年龄的增长，劳动者的劳动供给先增加，达到峰值后再减少；在国有或者集体等企业中工作的付出较少的劳动供给就能获得相应的收入水平。以上证明了处于次级劳动力市场中的劳动者的劳动供给与工资收入之间的反向变动关系，同时也对农村男性和女性劳动力群体的非农劳动供给以及受教育程度不同的农村劳动力群体的非农劳动供给进行了研究，对以往的研究进行了补充和深化。