２００8．2 农业经济导刊
JOURNAL OF AGRICULTURAL ECONOMICS
一、引言
农业劳动力向非农产业和城镇转移，是世界各
国工业化、城镇化的普遍趋势，也是农业现代化的
必然要求。 在工业化和城镇化加快推进的阶段，中
国为数众多的农村富余劳动力转移出来。他们分布
在国民经济各个行业，为城市创造了财富，为农村
增加了收入，为城乡发展注入了活力，成为工业带
动农业、城市带动农村、发达地区带动落后地区的
有效形式， 是推动中国经济社会发展的重要力量。
随着改革的深入，制度、信息、交通等影响劳动力流
动的阻力越来越小，人们又回过头反思劳动力流动
对农村社区的影响，一个普遍的担忧就是成年子女
外出打工会使“空巢”老人的规模不断扩大，那些本
该退出生产的老人被迫继续承担繁重的劳动（庞丽
华等，2003；杜鹏等，2004；戴卫东等，2005），以致于
有媒体惊呼，“农民伯伯”要改称“农民爷爷”了。
农业生产对体能要求较高，上年纪的人退出劳
动供给可以被视为其福利状况改善的一个显示性
指标。 如果继续从事体力劳动他们很可能导致受
伤，增加引发各种健康问题的可能性，从而会显著
降低老人晚年的福利状况（JohnnGiles、牧人，2005）。
养老金被认为是影响劳动者退休的重要因素
（Samwick,,1998），但是，由于中国农村养老金覆盖
率低，人们经常认为，农村老人参与农业劳动是因
为他们已经形成了习惯。Benjaminnetnal.,（2000）却发
现有较多财富的农村居民在 55岁以后的劳动供给
明显递减，正是由于可交换资产或者可流通财富的
缺乏限制了大多数农村老人的退休。与城市老人的
养老方式不同， 现在绝大多数农村老人没有退休
金， 在他们年轻时也没有能够积累起物质财富，可
以为他们的老年生活提供保障，所以，很多农村老
人在晚年不得不仍然参与劳动， 很少能够停止劳
动，享受退休生活。 尽管农村留守老人问题越来越
受到关注，但专门讨论农村老人劳动参与的文献并
不多，庞丽华等（2003）的论文是其中为数不多而具
有代表性的一篇，他们认为，年龄和健康是最明显
的决定因素，有子女外出的老人的农业生产劳动参
与率高于没有子女外出的老人，但是，他们没有考
虑子女转移收入的影响。人们对于子女汇款给父母
这种转移收入的规模与作用存在着争议。有学者认
为，人口流动对社会文化的影响可能是弱化了父权
的影响，年轻劳动力转移到城镇，与父母不生活在
一起的越来越多，可能导致一些年轻人道德观念缺
失，使得老人不得不通过延长劳动供给年龄、增加
子女外出务工、转移收入与
农村老人农业劳动供给
———基于安徽省劳动力输出集中地三个村的研究
白南生 李 靖 陈 晨
内容提要：农业生产对体能要求较高，成年子女外出务工最直接的影响就是加重了农村老人的农业
劳动负担，降低了农村老人晚年的福利水平，但是，子女外出务工带来的转移收入也会改善农村老人的福
利。 本文对劳务输出集中地三个村的调查研究表明，现阶段外出子女的现金转移的间接效应可以使老人
农业参与率下降，这里面要扣除未婚子女的收入转移，但是，子女外出务工的直接效应使老人农业参与率
增加的幅度更大。 将二者综合起来考虑，子女外出务工使农村老人农业参与率上升 个百分点。 此外，
照料孙子孙女对老人农业生产劳动的替代效应并不显著。
关键词：劳动力转移 /转移收入 /劳动参与 /老人福利
*
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储蓄来养老（张玉林，2005）。 另一个被广泛引证的
文献是李强（2001）的一项研究，研究表明，中国外
出农民工中，有 75％会往老家汇款，这一比例与国
外同类人群相比要高。 在实地调查中笔者发现，大
多数农村老人对自己的子女在外务工经商是持赞
成态度的，可能的原因是，人们普遍认为成年子女
外出务工对改善家庭生活是有积极效应的，这就意
味着，成年子女外出务工收入的增加也可能会通过
收入转移使他们的父母退出农业劳动，从而达到福
利的改善。
本研究关注的是农村老人的福利状况，以老人
是否退出农业生产劳动为代表性指标，退出则代表
了财富效应导致老人福利改善。成年子女外出务工
由于替代效应会使其父母增加农业劳动供给，但同
时，转移收入又会产生收入效应减少老人的农业劳
动供给，因此，在本研究中加入了子女转移收入这
一重要变量，综合分析农村老人参与农业生产劳动
与否的决定因素。本文关注的背景是劳动力输出集
中的地区，因为那里出现的替代效应和收入效应会
表现得更加明显。现阶段家庭内部赡养费是否已经
显著影响农业劳动的供给？ 综合考虑到替代效应，
子女外出务工经商对老人在农业劳动方面福利的
影响是恶化还是改善？
二、模型与数据
（一）变量选择与研究假说
本文通过 Probit 模型来观察老人参与农业劳
动的决定因素，并计算各变量的影响程度。 变量根
据笔者农村调查的实感和文献整理来选择，笔者将
年龄、健康状况、婚姻状况、经济状况等个人特征作
为控制变量。 正如庞丽华等（2003）提到的个案访
谈，老人对工作的态度是“不工作就没的吃”、“多干
一点可以减轻孩子的负担”，所以，老人是否有退休
金和是否参与非农劳动是十分重要的变量，笔者将
分别采用虚拟变量和实际金额进行拟合。
笔者认为，成年子女外出工作对父母的农业生
产劳动会产生双重影响。一方面，子女外出务工后，
老人因无人接替而继续从事农业生产，劳动负担仍
然较重。庞丽华等（2003）用“有无子女外出务工”变
量来研究成年子女外出对老人的影响，但是，由于
劳动力市场的开放，且笔者关注的是劳务输出集中
的地区， 几乎每一个家庭都有劳动力在外务工，因
而这一变量变得没有实际意义，因此，笔者采用“是
否还有子女未外出”来代表这一变量。另一方面，子
女外出务工也有可能减少老人的农业劳动参与率，
因为家庭收入的增加会改善老人们的生活， 那么，
这种收入转移是否足以使老人愿意放弃农业劳动？
根据笔者的调查实感，已婚子女和未婚子女的收入
转移的效应是存在差异的，因为已婚子女的转移收
入具有赡养性质， 而未婚子女的转移收入则没有，
所以分别采用“所有子女转移收入”和“已婚子女转
移收入”这两个指标来表现这种收入转移。此外，成
年子女外出工作还使下一代的照料成为更加突出
的问题，庞丽华等（2003）的调查表示，12％的老人
表示，不参与正式劳动是因为只从事包括照料孙辈
在内的家务劳动。 在笔者调查的地方，妇女外出务
工经商的比率不断提高，而能进城随父母在城市接
受教育的农村儿童只有 5％左右，老人们增加了照
顾留守孙子孙女的责任。在笔者所调查的安徽省枞
阳县金社中学，现有在校学生 769人，其中，双亲在
外打工的“留守学生”有 245人，占在校学生总数的
1/3，这些留守学生的 70％受祖父辈监护，所以，本
文增加虚拟变量“是否照料孙辈”来估计老人们是
否因为照顾孙辈增加了劳动强度从而减少参与农
业生产劳动的概率， 即二者之间是否存在替代效
应。 笔者对关键变量提出需要验证的三个假说：
假说 1：子女外出务工带给老人的转移收入会
减少老人农业劳动的参与率，即模型中该变量（“所
有子女转移收入”或“已婚子女转移收入”）参数为
负；
假说 2：已婚子女和未婚子女的转移收入产生
的作用是有差异的，即模型中“已婚子女转移收入”
参数的绝对值比“所有子女转移收入”更大；
假说 3：为留守的孙辈提供照料家务劳动对老
人参与农业生产劳动具有替代效应，即模型中“是
否照料孙辈”的参数符号为负。
为验证上述三个假说，本文构建了四个模型：
P（Y=1｜X）=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+
β5X5+β6X6+β7aX7a （1）
P（Y=1｜X）=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+
β5X5+β6X6+β7X7 （2）
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P（Y=1｜X）=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4aX4a+
β5aX5a+β6X6+β7aX7a （3）
P（Y=1｜X）=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4aX4a+
β5aX5a+β6X6+β7X7 （4）
（1）～（4） 式中：X1为年龄；X2为婚姻状况；X3
为健康状况：X4为是否有退休金；X4a为退休金收
入：X5为是否参加非农劳动；X5a为非农劳动收入；
X6为是否有成年子女未外出；X7为已婚子女转移
收入；X7a为所有子女转移收入。
（二）数据说明
本文数据为 2006年 4月份在安徽省枞阳县三
个村调查所得。 枞阳县地处安徽省中南部，县域面
积 1808 平方公里，人口 97 万，其中，农业人口 86
万人， 农村劳动力 44万人。 由于农业比较效益低
下，人多地少的矛盾突出，越来越多的农民跳出“农
门”，现有 25万农村劳动力外出务工。近几年来，全
县劳务输出人数每年以 5％的速度递增，农户户均
人外出务工， 举家外出的农户数量占农产总数
的 6％；女性外出务工人数发展速度较快，约占外
出务工总人数的 40％。 枞阳县外出务工人员遍及
全国各地，其中，出省打工的农民占 75％以上，在
地域分布上以长江三角洲、珠江三角洲、京津唐、辽
中南等地区为主。 模型中变量的统计指标见表 1。
本研究中的老人定义为 50岁以上， 这主要是
由研究目标所决定的，尽管这并不符合人口统计标
准，但这样做可以考察到受成年子女外出影响最大
的人群。本次调查共计获得有效样本 304个，其中，
50～59岁的老人 113人，60～69岁的老人 113人，
70岁以上的老人 78人。 健康状况由老人自评，分
三个等级。成年子女外出务工、子女转移收入、是否
照料孙辈是本文最关心的三个关键变量。①笔者的
样本中几乎每个家庭都有子女在外务工经商，这与
笔者所选样本区域———枞阳县作为劳务输出大县
的特征是紧密相关的，所以，本文采用“是否有成年
子女未外出”作为变量来考察成年子女外出务工的
直接影响，有 ％的老人称还有子女在身边（住
在一起或住在本村）。 ②外出子女给父母的转移收
入，户均近 2000元，其中，来自已婚子女的为 1142
元。子女没有给赡养费的占 ％，子女给父母的
转移收入在 1～1000 元的占 ％， 在 1001～
5000 元的占 ％ ， 在 5001～10000 元的占
％，10000元以上的占 ％。 转移收入中来自
外出务工子女的比重达到了 91％，其中，已婚子女
给予的转移收入中来自外出务工经商子女的比例
为 ％。 ③照料孙辈采取虚拟变量，有 ％的
老人担负着照料孙辈的家务劳动。
本文首先对子女转移收入（所有子女转移收
入、已婚子女转移收入和未婚子女转移收入）和老
人是否参与农业生产劳动进行了内生性检验，然后
通过四个自变量有差异的模型来估计各自变量对
老人参与农业生产劳动概率的影响程度。为更加准
确地衡量老人是否有退休金和老人是否参与非农
劳动产生的影响，本文分别以是否获得退休金（或
参与非农劳动）作为虚拟变量和实际收入金额作为
表 1 变量的统计指标
变量 均值 标准差 最小值 最大值 变量解释
是否从事农业劳动 ％％％％％％％ ％％％％％％0 ％％％％1 参与 =1，不参与 =0
年龄 ％％％％％％ ％％％％％50 ％％ 97
婚姻状况 ％％％％％％％ ％％％％％％0 ％％％％1 配偶健在 =1，丧偶 =0
健康状况 ％％％％％％％％ ％％％％％％1 ％％％％3 健康 =1，中等 =2，身体差 =3
是否有退休金 ％％％％％％％％ ％％％％％％0 ％％％ ％1 有退休金 =1，没有退休金 =0
退休金收入 ％％％ ％％％％％％％0 ％％％％18000
是否参与非农劳动 ％％％％％％％％％ ％％％％％％ 0 ％％％％1 参与非农劳动 =1，不参与非农劳动 =0
非农劳动收入 ％％％％％％％ ％％％％％％％0 ％％％％80000
是否有成年子女未外出 ％％％％％％％％ ％％％％％％ 0 ％％％％1 有成年子女未外出 =1，无成年子女未外出 =0
已婚子女转移收入 ％％％％％％ ％％％％％％％％0 ％％％％15000
所有子女转移收入 ％％％％％ ％％％％％％％％0 ％％％％％28000
是否照料孙辈 ％％％％％％％％ ％％％％％％0 ％％％％％1 照料孙辈 =1，不照料孙辈 =0
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自变量进行了计算。 在模型一和模型二中，退休金
和非农劳动表示为虚拟变量， 模型三和模型四中，
退休金和非农劳动以实际收入金额作为指标。为检
验“已婚子女转移收入”与“所有子女转移收入”对
老人参与农业生产劳动概率影响的差异性，模型一
和模型三中，以“已婚子女转移收入”作为自变量，
模型二和模型四中，以“所有子女转移收入”作为自
变量。
三、实证结果分析
（一）模型的内生性检验
老人是否参与农业生产劳动，显示了身体健康
状况等人口学特征，可能与子女的转移收入存在内
生性问题。如果赡养费取决于老人是否参与农业生
产劳动，则转移收入更多地是起补缺作用，反之则
是取决于自身的经济实力，这就充分显示了就业和
收入能力提高带来的溢出效应。 笔者选择“子女平
均受教育程度”作为工具变量，因为成年子女的受
教育程度越高，其经济收入就可能越高，进而转移
收入也随之增加。 笔者分别给文盲、小学、初中、高
中、大专及其以上的学历赋值 0～4。 通过计算，确
认“子女平均受教育程度”与“所有子女转移收入”、
“已婚子女转移收入”和“未婚子女转移收入”具有
一定的相关性， 相关系数分别为 、 和
。 为了检验在控制内生性前后三类转移收入
变量的回归系数是否具有差别，笔者运用 Hausman
检验，结果二者不具有显著性差异，因此，可以判定
模型不存在内生性问题，即老人是否参与农业生产
劳动不影响子女的转移收入。 总体而言，赡养费的
多少主要取决于子女自身的经济实力，而不仅仅起
着补缺的作用。
（二）控制变量的影响
模型的估计结果见表 2。
表 2 农村老人劳动参与的 Probit回归结果
自变量 模型一 模型二 模型三 模型四
常数项 *** **** n *** ***
n nnnnnnnnnn（） （） （） （）
年龄 *** *** *** ***
nnnnnnnnnnnnn（） （） （） （）
婚姻状况 *** *** ** **
nnnnnnnnnnnnn（） （） （） （）
是否有成年子女未外出 ** *** *** ***
nnnnnnnnnnnn（） （） （） （）
健康状况 ** ** n ** **
nnnnnnnnnnnn（） （） （） （）
是否有退休金 *** ***
nnnnnnnnnnnnn（） （）
退休金收入 *** ***
（） （）
是否参与非农劳动 ** **
nnnnnnnnnnnnn（） （）
非农劳动收入 -06
n nnnnnnnnnnn（） （）
已婚子女转移收入 *** **
n n（） （）
所有子女转移收入
nnnnnnnnnnnnn（） （）
是否照料孙辈
nnnnnnnnnnnn（） （） （） （）
注：括号内数值表示 t值；***、**分别表示估计系数在 1％、5％显著性水平下显著。
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年龄、健康、婚姻状况等个人特征因素影响显
著。 50～59岁的老人参与农业生产劳动的比例为
％，60～69岁老人参与农业生产劳动的比例为
％，70岁以上老人参与农业生产劳动的比例为
％，呈现出随着老人年龄增加而退出农业生产
劳动的趋势。老人是否参与农业生产还与配偶是否
健在密切相关，当配偶过世后，子女们担负起责任
的可能性显著增强。
退休金资格的获得和非农劳动的参与将会降
低老人参与农业劳动的可能性。 有退休金的 14户
家庭仅有 4户从事农业劳动，与总体老人参与农业
生产劳动的比例 70％要低了很多，当然，这与有退
休金的一方（主要是男性）长期不从事农业生产，退
休后也很难重新种田也是有关的。 14户家庭户均
年退休金收入 8672元， 这在农村是一笔十分可观
的收入，退休金对降低老人参与农业生产劳动比例
的影响是十分明显的。 但是，当前农村能有到退休
金的人口还是很少。而参与非农劳动对老人参与农
业生产劳动的影响则要复杂一些，69 户参与非农
劳动的家庭中，仅 18％的家庭不参与农业劳动，但
该类家庭中老人年龄分布在 50～59 岁之间的占
68％，比样本平均水平要年轻很多。所以，控制年龄
等变量后，参与非农劳动会降低老人参与农业劳动
的可能性。 但是，这种效应并不是收入效应所带来
的，以非农收入作为自变量带入模型计算，结果统
计上并不显著。这些家庭参与非农劳动的户均收入
6538元， 除去 3户收入分别达到 4万元以上的异
常值家庭后，户均收入为 4411元，这样的户均而非
人均收入是不足以让一个 50多岁的老人停止农业
劳动的。从代表同一经济特征的两个变量（“是否参
与非农劳动”和“非农劳动收入”）的显著性来看，非
农劳动的收入效应并不明显，即参与非农工作的老
人不参与农业劳动的原因并不是收入足够高，而是
因为时间、精力等原因让他们（其主要工作类别是
打小工、开小店、当村干部、打铁等）减少了农业劳
动供给。
（三）劳动力外出的直接影响
儿子是农村家庭的主要劳动力，当所有的儿子
都外出务工时， 老人参与农业劳动的可能性会增
加，这时，老人参与农业劳动生产的比例为 ％；
而当有一个儿子与老人住在一起或住在本村时，老
人参与农业生产劳动的比例下降到 ％。调查中
得到的较为形象的描述是，“儿子全权负责，我和儿
子一起生活，收入和开支基本上不掌管，不需要我
干事”；而当儿子外出工作时，老人必须自己担当决
策者，“去年小儿子在家帮我把田种着， 给几百斤
稻，今年就不行了，他们出去了，我们自己得种”，口
粮保证也是是否参与农业劳动的一个重要的考虑
因素。
（四）劳动力外出的间接影响
在劳动力外出对老人的农业劳动负担的间接
缓解效应中，转移收入的收入效应的确存在，但照
料孙辈却没有相应地减轻他们的农业劳动负担。运
算结果还证实了笔者在文中所提出的假设，即未婚
子女与已婚子女的转移收入的作用是存在差异的。
本文以所有子女的转移收入作为自变量进行估计，
结果在模型一和模型三中都不显著。未婚子女虽然
数量不多， 但带给老人的转移收入金额却很大，以
笔者的调查为例， 最大值甚至达到了 28000元，这
显然超过老人养老的正常所需，而这些过高的转移
收入通常为未婚子女所为， 这些收入对老人来说，
显然是代为储蓄，在将来还需拿出来用于子女的婚
事，只能视为暂时性收入。 当笔者剔除了未婚子女
的转移收入后， 子女转移收入的影响就体现出来
了，转移收入支持的增加确实会降低老人参与农业
生产劳动的可能性。尽管单个外出子女的转移收入
支持并不一定就比留在本地就业子女的经济支持
大（在每个家庭内部，赡养费几乎是平摊的，并不因
经济状况的差异而差异）， 但由于劳动力转移规模
非常之大，304位老人来自已婚子女的转移收入中
有 ％来自于外出工作的子女，笔者可以肯定劳
动力外出带来的汇款对于减轻农村老人的农业劳
动负担是有贡献的。
照料孙辈这一哑变量在估计中没有出现笔者
所预期的情况，这一变量在统计上不显著。 不照料
孙辈的老人中有 ％参与农业生产劳动，需要照
料孙辈的老人中有 ％参与农业生产，照料孙辈
和参与农业劳动之间没有替代效应，随着留守儿童
的大量出现，老人不会专门照料孙辈，只是身上的
劳动负担会更重了。当然，也有另外一种可能，就是
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老人减少种植面积而不是完全地退出农业劳动。但
是， 数据并不能支撑这样的观点，115位既需照料
孙辈又种田的老人种植面积在 2亩以下、2～5亩、
5亩以上的分别占 ％、％和 ％，99户不
需照料孙辈而种田的老人如上种植面积的比例分
别为 ％、％和 ％， 两类人群在农业劳
动量上并没有明显差异。
（五）劳动力外出的总效应
由于 Probit 模型的系数不能直接用于表示成
年子女外出给老人是否参与农业劳动所带来的边
际效应，故笔者将上述模型二的估计结果带入 LPM
模型（线性概率模型），得到：
Y=++-
+
“是否有成年子女未外出”变量系数值为 ，
“已婚子女转移收入”的系数值为 ，分别
乘以两个变量的均值，前者得出已婚子女外出对父
母参加农业劳动概率的直接效应为 ％， 后者得
出已婚子女转移收入对父母参加农业劳动概率的
间接效应为 ％，这一数值再乘以已婚子女转移
收入中来自外出务工子女的比例（％），就得到
其间接效应为 ％。笔者可以得出判断，现阶段成
年子女外出务工所带来的转移收入的效应已经显
现，但与其带来的直接效应相比，成年子女外出务工
使老人参与农业劳动的比例提高了 个百分点。
要抵消子女外出务工对老人福利的负面影响， 已婚
子女的转移收入需要提高到产均 3100元，即需要在
现有转移收入规模的基础上再增加 70％。
四、结论
本研究定量分析了影响农村老人参与农业生
产劳动的诸多因素：①年龄、健康、婚姻状况等个人
特征对老人参与农业劳动产生了较为显著的影响；
②经济状况中具有退休金资格和参与非农劳动会
降低老人参与农业生产劳动的可能性，但是，现阶
段老人的非农就业对农业生产劳动的替代效应并
非非农就业的收入效应发挥作用所致；③成年子女
外出工作对农村老人农业劳动供给行为具有双重
效应，成年子女外出务工由于替代效应会使其父母
的农业劳动供给增加，但同时，转移收入又会产生
收入效应使老人的农业劳动供给减少，这一增一减
两个效应在劳动力输出集中地不同的农户家庭中
表现各异，但从总体而言，影响都极为显著。
现阶段成年子女外出务工对老人劳动福利状
况的影响为负效应。现阶段子女外出务工导致的替
代效应使老人农业劳动参与率增加 个百分点，
从间接效应看，外出务工子女的转移收入降低了老
人参与农业劳动的可能性，但这需要扣除未婚子女
的转移收入，因为后者被老人视为暂时性收入。 外
出务工已婚子女的转移收入使老人参与农业生产
劳动的概率下降 个百分点， 将二者综合考虑，
农村老人因子女外出务工其农业劳动参与率上升
个百分点。此外，照料孙辈对老人是否参与农业
生产劳动的替代效应并不显著。 综合来说，在劳务
输出集中地区，老人在劳动方面福利受到的影响是
负的。
参考文献：
[1]Samwick,,Andrew,A., :,New,Evidence,on,Pensions,,Social,
Security and the Timing of of Retirement, Journal of Public Eco－
nomics,,Vol.,70(2),,,207-236,,1998.,
[2]Benjamin,,Dwayne;,Brandt,,Loren,and,Rozelle,,Scott:,Ag-
ing, Well-being and Social Security in Rural North China, Popu－
lation and Development Review,,Vol,26,,89-116,,2000.,
[3]庞丽华、Scott,Rozelle、Alan,de,Brauw：《中国农村老人的
劳动供给研究》，《经济学（季刊）》2003年第 3期。
[4]杜鹏等：《农村子女外出务工对留守老人的影响》，《人
口研究》2004年第 6期。
[5]戴卫东、孔庆洋：《农村劳动力转移就业对农村养老保
障的双重效应分析———基于安徽省农村劳动力转移就业状
况的调查》，《中国农村经济》2005年第 1期。
[6]John,Giles、牧人：《农村传统养老机制与成年子女外出
劳动就业》，《中国劳动经济学》2005年第 4期。
[7]张玉林：《“离土”时代的农村家庭———“民工潮”如何
解构乡土中国》，香港中文大学中国研究文库，2005年。
[8]李强：《中国外出农民工及其汇款之研究》，《社会学研
究》2001年第 4期。
*本研究受教育部哲学社会科学研究重大课题攻
关项目“农村劳动力转移就业的社会政策研究”和国
家社会科学基金重大项目中标课题“城市化进程中的
农民工问题研究”（批准号：05&ZD041）资助。
作者单位：白南生，李靖，陈晨，中国人民大学农业
与农村发展学院。
原载《中国农村经济》（京），～52
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