農民工匯率影響因素及賬款動機研究

農民工匯率影響因素及賬款動機研究

一、農民工匯率的動機自1978年中國實施改革開放以來，非農產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展，資源配置呈現(xiàn)出專業(yè)化和勞動力市場，導致了農村勞動力的大規(guī)模流動（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,大量的農村剩余勞動力向當?shù)胤寝r產(chǎn)業(yè)轉移為主。自從20世紀90年代初以來,城市經(jīng)濟和東部沿海等發(fā)達地區(qū)發(fā)展加快,農村勞動力的跨區(qū)域轉移日趨活躍。2005年末全國流動人口為14735萬人,其中跨省流動人口達4779萬人(國家統(tǒng)計局,2006)。農村勞動力的大規(guī)?？鐓^(qū)域流動,已成為中國經(jīng)濟發(fā)展過程中令人矚目的重要現(xiàn)象。伴隨著農村勞動力的大規(guī)模轉移,農民工所得收入已成為輸出地重要的經(jīng)濟來源,在一些勞動力輸出較多的中西部地區(qū),農民工務工總收入甚至已經(jīng)超過了當?shù)氐呢斦杖?成為支撐縣域經(jīng)濟發(fā)展的重要資金來源(余榮華,2006)。和其它國家的移民相比,中國的農民工會將其收入的更大比例寄或帶回家,農民工匯款占農村老家的家庭總收入的20%至50%(方華,2005)。根據(jù)國家統(tǒng)計局農調總隊以及農業(yè)部全國農村固定觀察點辦公室的農村勞動力轉移專項抽查數(shù)據(jù),自20世紀90年代后期以來,農村轉移勞動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。大量的農民工匯款,緩解了農村地區(qū)的資金需求壓力,已成為農村家庭用來支付教育費用、醫(yī)藥費用和日常生活花費的重要來源,對于輸出地的經(jīng)濟發(fā)展也具有巨大的推動作用(程恩江,2006)。因此,對影響農民工匯款的因素和匯款動機進行實證分析,對于深入理解農民工的經(jīng)濟行為和匯款資金的流動及作用具有非常重要的意義。對于移民個人匯款動機的理論解釋,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)濟狀況的關心(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任和義務,從而匯款量會隨其老家家庭收入的減少而增加。而從利己主義的觀點來看,移民的匯款是用來向留在老家的其他家庭成員“購買”服務(如代替其照看土地、牲畜等財產(chǎn)或照顧其親屬等)或者保持其社會經(jīng)濟地位(如社會聲望和家庭財產(chǎn)的繼承等)(Cox,1987;Hoddinott,1994)。如果老家的家庭收入較高,則其提供這種服務或保持移民社會經(jīng)濟地位的機會成本也相應較高,從而可能會索要更高的價格。因此,移民匯款量可能會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,中國學者也開始關注農民工的匯款行為。大多數(shù)研究(李強,2001;Cai,2003;都陽和樸之水,2003)都認為,由于受中國傳統(tǒng)家庭倫理的影響,農民工匯款更多地表現(xiàn)為一種利他性的行為。李強(2001)發(fā)現(xiàn),農民工的打工收入以及農民工年齡對匯款量具有顯著的正向影響,不過作者對于農民工匯款的動機并沒有進行較為嚴格的實證分析。Cai(2003)利用來自湖北省的有關調研數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),那些在過去一年中回過老家的農民工,與農村老家的聯(lián)系更強,其匯款量也更大。因此,農民工匯款表現(xiàn)為農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)四個貧困縣農戶調查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn),本地收入較低的農民工家庭,其相應的匯款量較大,農民工的匯款行為與利他性假設相符。Liu和Reilly(2004)利用1995年在山東省濟南市打工的男性農村流動勞動力調查數(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民工匯款動機進行檢驗。不過,該變量并沒有表現(xiàn)出統(tǒng)計上的顯著性,因此并沒有證明利他主義的存在。Zhang等(2003)利用農村住戶調查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),家庭所擁有財產(chǎn)數(shù)量對于農民工匯款有顯著的負向影響,這表明農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)對于單個農民工的匯款量具有顯著的負向影響,這說明農民工匯款也包含利己的意愿。上述關于中國農民工匯款的研究所得到的結論并不一致,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民工匯款的重要因素,比如農民工是否全家外出、是否曾失業(yè)等。忽略上述因素可能會導致最終研究結果的偏差。(2)與所使用的調查樣本有關。上述關于中國農民工匯款的研究數(shù)據(jù)樣本數(shù)較少且調研時間均為上世紀90年代中期以前,但農民工匯款的外部環(huán)境近年來已經(jīng)發(fā)生了很大變化,尤其是與農民工匯款直接相關的金融服務已經(jīng)得到相當程度的改善,而高效的匯款服務通常會促使農民工將更多的收入?yún)R回家(程恩江,2006)。此外,隨著越來越多的上世紀80年代出生的農村年輕勞動力開始外出打工,農民工群體的構成和特征已經(jīng)發(fā)生了很大的變化。與第一代相比,新一代農民工的消費觀念和生活方式明顯不同,其匯款行為也有顯著差別。因此,以前關于中國農民工匯款的相關研究結論可能需要包含更多的重要變量并利用質量更高的最新數(shù)據(jù)進行重新驗證。我們于2006年春節(jié)對農民工匯款的情況進行了比較全面的調研,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量最好的農民工匯款數(shù)據(jù),這為我們進一步深入研究中國農民工匯款問題提供了可能。本文內容安排如下:第二部分構建一個簡單的解釋中國農民工的匯款行為的移民匯款理論模型來,并提出相應的檢驗假設;第三部分介紹實證模型及計量方法;第四部分說明本文使用的農民工匯款問卷調查數(shù)據(jù);第五部分為實證結果;第六部分為穩(wěn)健性檢驗,最后為結論部分。二、轉移勞動力和匯量由于城鄉(xiāng)分割的戶籍制度的存在以及對農村勞動力流動的限制政策尚未完全消除,中國農村的轉移勞動力往往在農村與城市之間鐘擺式地流動,而不是定居下來,農村轉移勞動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,認為農民工所關心的不僅僅是自己的效用,還要考慮到農村老家其他家庭成員的效用,即利他性假設。為簡單起見,我們假設轉移勞動力將匯款以外的收入全部用于自身消費。轉移勞動力的效用函數(shù)采用下列形式:其中:Um:轉移勞動力從自身消費所獲得的效用,;Im:轉移勞動力的收入;Ch:老家其他家庭成員的消費;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力的總匯款和除匯款之外的其它家庭收入所構成。我們假設農村老家的其他家庭成員將總收入全部用于消費。其中,老家家庭收到的總匯款等于該轉移勞動力的匯款與家庭其他轉移勞動力的匯款之和。其中:Ih:除匯款之外的其它家庭收入;Nm:不計該轉移勞動力在內的家庭總轉移勞動力數(shù);R0:其他轉移勞動力的平均匯款量。轉移勞動力會根據(jù)約束條件(2)式來最大化如(1)式所示的轉移勞動力效用。于是,關于匯款量R(R>0)的一階偏導條件為: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,等于由匯款所導致的轉移勞動力收入減少所帶來的轉移勞動力效用的減小量。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的假設:1.,即在其它變量保持不變的情況下,轉移勞動力的收入越高,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,該轉移勞動力的匯款量越大。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,該轉移勞動力的匯款量越小。4.,即在其它變量保持不變的情況下,轉移勞動力的利他傾向越強,其匯款量越大。在最后一個假設中,轉移勞動力的利他傾向實際上是不可觀測的,因此大多數(shù)文獻都使用移民與老家之間的聯(lián)系強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)系更強的農民工,其老家其他家庭成員的效用更為重要。這些農民工不僅關心老家其他家庭成員的感情,而且也關注他們的經(jīng)濟生活水平,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)系的強弱程度可能與轉移勞動力的個人和家庭情況、外出打工時間的長短以及外出打工地點的遠近等有關。三、測量分析(一):農民工的個人特征向量對就業(yè)促進時間根據(jù)以前的類似研究(白南生等,2002;Cai,2003;都陽等,2003;李強,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證模型:其中:X1為農民工的個人特征向量,X2為農民工的家庭特征向量,X3為與打工相關的特征向量。在上述研究的基礎上,我們還加入了“是否全家外出打工”和“是否有失業(yè)經(jīng)歷”這兩個解釋變量。因此,我們所選擇的個人特征向量(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民工匯款量的預期影響:1.家庭壓力農民工的年齡越大,其家庭責任也越大。而且,年齡較大的農民工的消費觀念往往更加保守。因此,農民工的年齡越大,其匯款量應該越多。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,家庭責任也更大。他們不僅要負擔子女的生活、教育等費用,還需要贍養(yǎng)父母(Cai,2003)。因此,已婚男性打工者的經(jīng)濟壓力相對更大,從而會寄更多的匯款回農村老家。農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.農村家庭暴力使農民工就業(yè)難農民工老家家庭中的非勞動力人口越多,則其匯款量就越高。由第二部分理論模型所推導出的結論,農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,則農民工匯款量就會越少。自上世紀七十年代末以來,中國農村開始逐漸實行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制,農民工雖然已經(jīng)在城市就業(yè),但往往無法獲得當?shù)貞艨诤拖鄳纳鐣Ｕ?很難在遷入地定居下來,從而使得他們無法切斷與農村土地的關系(陶然和徐志剛,2005)。農民工老家的耕地越多,所需要的農業(yè)投入就越多,從而相應地農民工匯款量也就越高。3.農民工外出執(zhí)勤對其與農村舊家的聯(lián)系當中國的農村勞動力向城市轉移時,由于受到戶籍制度和土地制度等各種因素的制約,大部分農村勞動力均為單獨外出打工,其家庭成員并沒有跟隨一起發(fā)生遷移。根據(jù)國家統(tǒng)計局農調總隊(2005)的農村勞動力轉移專項抽樣調查,2004年舉家外出打工的農村轉移勞動力占全部轉移勞動力的23.8%。與單獨外出打工的農村勞動力相比較而言,舉家外出打工的農民工與農村老家的聯(lián)系更弱,從而其匯款量可能更少。農民工的失業(yè)會帶來其生活的不確定性和不安全感,所以農民工的失業(yè)經(jīng)歷也可能會導致其匯款量的減少。農民工外出打工的年限及打工地點的距離通常被用來代表農民工與農村老家的聯(lián)系強弱。如果農民工外出年限較短或者經(jīng)常季節(jié)性地回農村老家,他們通常與老家的聯(lián)系較為緊密,從而可能會寄回更多的匯款。反之,如果農民工外出打工時間較長,則其與老家的聯(lián)系可能相對較弱,從而會逐漸減少甚至停止匯款(Cai,2003)。類似地,農民工的打工地點越遠,其與老家的聯(lián)系可能越弱,從而匯款量越少(勞動部與國家統(tǒng)計局,2000)。(二)區(qū)間回歸模型正如下面第四部分中將具體說明的,我們用于實證分析的農民工匯款量數(shù)據(jù)并不是具體數(shù)值,而是有序區(qū)間數(shù)據(jù)。當對此類數(shù)據(jù)進行計量分析時,人們一般會采用以下兩種方法進行處理:(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行簡單的多元回歸。但利用區(qū)間中值進行OLS回歸并不能反映真實值在區(qū)間的不確定性分布,而且也會造成數(shù)據(jù)兩側的截尾問題。(2)將區(qū)間數(shù)據(jù)對應為有序離散數(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)。雖然這樣做的結果對模型以及各變量的統(tǒng)計顯著性影響不大,但由于信息利用的不充分,所得到的預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,而將區(qū)間數(shù)據(jù)對應為有序離散數(shù)據(jù)所得到的分類數(shù)據(jù)并不服從該假設。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方法得到。因為區(qū)間回歸模型假設類似經(jīng)典線性回歸假設,所以我們可以類似普通最小二乘法對上述極大似然估計所得到的系數(shù)β進行解釋。在本模型中,我們可以利用Stata9.0中的“intreg”命令進行區(qū)間回歸。該命令需要利用兩個變量來定義因變量,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,我們則假設處于該區(qū)間的觀察值等于區(qū)間下限。另外一個需要說明的問題是:我們的問卷調查結果表明,沒有寄或帶錢回家的農村轉移勞動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村轉移勞動力是否會匯款,從而不需要采用其它類似文獻中的Heckman兩步驟估計來處理。在接下來的計量分析中,我們將不考慮這部分樣本,這樣做并不會對結論產(chǎn)生較大的影響。四、數(shù)據(jù)收集(一)問卷編制和調研過程本文數(shù)據(jù)來自北京大學光華管理學院與國務院發(fā)展研究中心發(fā)展戰(zhàn)略部于2006年春節(jié)所組織的關于農村轉移勞動力的問卷調查,所調查內容為全國2005年的有關情況。為了更好地研究農民工匯款問題,我們將本次問卷的調查對象定義為“在縣外就業(yè)且在外打工時間當年超過6個月的農村勞動力”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%。本次調查遵循隨機抽樣的原則,樣本涉及全國31個省市自治區(qū)。但考慮到農村勞動力流動的特點,我們分別追加了農村勞動力輸出大省湖北省和農村勞動力主要輸入地廣東省的樣本各200個(包含在總共2500份問卷中)。具體的實施方案是,2006年我們在北京各高校招募210名暑期回家的農村大學生作為調研員,每位調研員完成10份問卷的任務。另外,我們還分別在武漢和廣州的高校各招募了20名暑期回家的大學生,每人同樣完成10份問卷的調研任務。這種樣本的獲取方式有效地保證了我們對農民工匯款進行深入分析的可行性。我們的問卷內容主要為:農村轉移勞動力的個人特征、包括家庭非匯款純收入等在內的家庭信息、以及農村轉移勞動力的年收入和年匯款量等與打工相關的信息。在我們的全部樣本中,縣外省內轉移的農村勞動力占27%,省外轉移的農村勞動力占73%。廣東、福建和浙江等東部沿海省份的農村勞動力以省內轉移為主,而湖北、湖南、四川、河南和江西等中西部省份以跨省轉移為主③。此外,我們的問卷調查區(qū)別于其它類似問卷調查的一個重要特點是,問卷中有關收入、匯款以及費用的問題并不是采用讓被調查者直接填寫具體數(shù)值的辦法,而是采用讓被調查者選擇數(shù)值區(qū)間的方式。我們之所以這樣做,是為了使得被調查者更愿意填寫該項以及避免被調查者填寫問卷時的隨意性,以使得他們關于收入、匯款以及費用的回答更加接近真實,從而減少由度量誤差所帶來的偏差(Juster和Smith,1997)。(二)農民工的客戶匯率根據(jù)我們的問卷調查結果,各組農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。農民工的匯款量占其打工收入的平均比例為40%,大部分農民工的這一比例介于10%和70%之間,這表明農民工會將其收入的相當一部分寄回老家。農民工匯款量占其農村老家家庭收入的平均比例達53%,大部分農民工的這一比例介于30%和90%之間,這表明農村轉移勞動力的匯款已成為其農村老家的主要收入來源。(三)農民工外出執(zhí)勤的匯率量農民工匯款不僅與個人特征及農村老家的家庭特征相關,也與其打工情況有關。由表3我們可知,外出打工的農民工較為年輕(28.52歲),一半左右的農民工已婚,大部分都具有初中以上文化程度,其中男性的比例為63%。農民工的家庭人口和勞動力較多,而耕地相對較少。農民工的年打工收入為11790元,接近20%的農民工舉家外出打工,約1/3的農民工曾有過失業(yè)的經(jīng)歷。上述特征與國家統(tǒng)計局農調總隊(2005)的全國抽樣調查結果基本相同。與單獨外出打工的農民工相比,舉家外出打工的農民工與農村老家的聯(lián)系更弱,從而其匯款量可能更少。根據(jù)我們的問卷調查,單獨外出打工的農民工的匯款量(4456元)比舉家外出打工的農民工的匯款量(4880元)更少。為了進一步研究單獨外出打工的農民工與全家外出打工的農民工的匯款行為,我們分別列出了這兩類匯款影響因素的描述性統(tǒng)計。由表3我們可以看出,與單獨外出打工的農民工相比,全家外出打工的農民工年齡更大,文化程度更低,男性及已婚的比例也更大。全家外出打工的農民工老家家庭的人口及勞動力更少,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,全家外出打工的農民工打工收入更高,外出打工經(jīng)驗更多,而且打工地點距離老家更遠。五、農民工客戶開戶的實證分析由于單獨外出打工的農民工與全家外出打工的農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民工匯款、單獨外出打工的農民工匯款和全家一起外出打工的農民工匯款進行實證分析,結果如表4所示。1.農民工的教育程度在全部樣本以及全家一起外出的農民工樣本中,農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,對家庭的責任也增強,因此寄往老家的錢也相應增加。在全部樣本以及單獨外出的農民工樣本中,男性已婚者的匯款量顯著高于其它類型農民工匯款,反映了男性已婚者對于農村老家家庭的責任更大,可能需要通過匯款來獲得他人照顧其家庭的“服務”。這與都陽和樸之水(2003)及Liu和Reilly(2004)的研究結果正好相反,說明農民工匯款不僅存在利他性,也可能包含利己的匯款動機。在全部樣本以及單獨外出的農民工樣本中,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。在控制了農民工年打工收入的情況下,相對于小學及以下受教育程度的農民工而言,接受過大專以上教育的農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,農民工更能適應城市生活,在城市立足的可能性更大,從而減少了與農村老家的聯(lián)系。Zhang等(2003)也得到類似的結果。不過有趣的是,當我們考察全家一起外出的農民工匯款時發(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。這可能是因為在全家一起外出的農民工中,大專文化程度以下者難以在城市定居下來,與農村老家的聯(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更大的家庭責任。2.農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民工樣本中,在假定其它因素不變的情況下,家庭中非勞動力人口數(shù)與外出打工勞動力數(shù)量對年匯款量的影響均不顯著。當我們考察單獨外出的農民工匯款時發(fā)現(xiàn),家庭中外出打工勞動力的數(shù)量對年匯款量具有顯著的負向影響,即外出打工勞動力越多,則單個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,單個打工者的家庭責任被分擔,從而減少其匯款量。該發(fā)現(xiàn)支持了利他的觀點。與我們的期望不一致的是,農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。而按照利他性動機的觀點,農民工的年匯款量應該隨農村老家的家庭非匯款純收入的增加而減少。根據(jù)李強(2003)對農民工外出影響因素的調查結果,除了經(jīng)濟收入方面的原因外,“外出見世面”和“農村缺乏更好的發(fā)展機會”分別為農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民工數(shù)量的不斷增加,他們更希望融入當?shù)爻鞘兄髁魃鐣?其消費觀念和生活方式也明顯與第一代農民工不同。因此,農民工的整體經(jīng)濟行為已發(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。在全部樣本中,農民工老家的家庭耕地數(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。由于中國農村土地流轉制度的限制,農村勞動力外出后不能荒田或者自由租賃給其他農戶耕種,其外出后土地基本上由自己家人或親戚朋友幫助耕種,而農民工則通過匯款的形式為這類“服務”付費。根據(jù)我們的問卷調查,外出后土地由家人或親戚朋友耕種的比例接近90%。3.農民工外出工作經(jīng)歷對年匯量的影響農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)量具有顯著的負向影響。在假定其它因素不變的情況下,全家外出的農民工比單獨外出的農民工的匯款量平均少509元。這可能是因為小孩也會跟隨大人一起外出,所以小孩不需要老家其他親屬的照顧,相應地減少了與老家的聯(lián)系,從而減少了匯款量。農民工是否有失業(yè)經(jīng)歷對年匯款數(shù)量具有顯著的負向影響。這是因為如果農民工在當年有過失業(yè)經(jīng)歷,就會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。這是因為中國的二元戶籍制度等因素的制約使得農民工很少在城市定居下來,基本上為“候鳥式”的遷移,所以農民工與老家的聯(lián)系并不會因為外出打工時間的長短和距離而改變。六、農民工匯率的區(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)進行分析。為了與上述兩種方法進行對照以及保證研究結論的穩(wěn)健性,下面我們將分別利用這兩種方法對中國農民工匯款的影響因素進行分析。1.我們假設處于區(qū)間內的農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),我們假設處于該區(qū)間的觀察值等于區(qū)間下限。