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摘 要：通过对农村人口转移家庭行为选择文献的梳理发现，农业转移人口家庭的土地流转和劳动力分工是家庭行为选择的重要解释变量。实证结果表明，农村外出务工家庭的收入结构与成员分工之间互为因果关系，村级特征变量对家庭行为的影响远不如预期那么明显，个体特征变量的影响也不显著，家庭特征变量却十分显著。由此说明：研究农业转移人口的行为选择问题，必须借助家庭这一微观单元，当然这也是为了寻找农业转移人口市民化（城市化）的微观证据，可以预见“村庄”特征变量系统的影响会日渐凸显。
关键词：农业人口转移家庭；行为选择；家庭收入；子女教育；土地流转
中图分类号： F318文献标志码： A 文章编号：16720539（2014）02005111
一、引言
中国近30多年的改革开放，尤其是近20多年来的社会主义市场经济发展，使中国农村大量人口脱农进城，由此也推动了城市和非农产业发展。时至今日，新生代进城和留在城市的趋势不可逆转。当然，学界和政界大都将二元户籍制度视为阻碍城市化进程有序、健康推进的关键因素，但我们此前的一项研究发现，城乡收入不平等和城市就业机会获取才是最为直接的诱因所在[1]。城市化就是城市社会生存权利的获取，国家层面则是利益再分配行动。2012年，中共十八大报告提及户籍改革，正当其时。如果要把“农业转移人口”真正变为享有平等社会权利的“城镇居民”并分享城市和中国经济发展成果，却还有很长的路要走（1）。农业劳动力转移家庭的主业渐渐脱离农业，典型事实是作为家庭主要收入来源的农业生产收入比重在下降。统计数据显示，在家庭收入构成中，非农就业的工资性收入占有较大比重，尤其是2006年-2011年的增长幅度最快，对农民家庭收入增长贡献最大。通过简单的数据分析发现，农村内部收入不平等恶化的主要原因是工资性收入的差异巨大，区域间的工资性收入差距在缩小。在城市化大背景下，作为流动人口主体的农业转移人口，其人口迁移模式日渐呈现出家庭化和年轻化趋势。
农业转移人口群体的形成具有明显的地区性（欠发达）和地域性（老乡社会）特点，农村劳动力“流动多”和“迁移少”两个差异，正是工业化和城市化的特殊性的重要体现。在此特殊背景下，农村外出打工人员的家庭行为具有特殊性，其收入获取和农业生产经营有别于纯粹耕作经营土地的农户家庭，但与城镇家庭相比，其收入水平仍然具有较大差距，在农村和城市二元结构特征下其家庭行为具有独特性。本文将通过农业人口转移家庭调查数据进行研究，目的在于揭示其行为差异，以期为农民家庭的行为作出尝试性解释，探究其家庭行为模式，为当前农村的改革提供依据，同时为城市化建设提纲献策。而在“十八大”以前的相关研究文献（地方政府及部门的官方文件、新闻媒体报道）惯用的一般词汇是“农民工”，而对于这一歧视性的称谓的辩证看待和学术伦理深度思考参见周靖祥（2010）和姚洋（2012）的研究文献[2-3]。
盛来远（2008）[4]研究发现，家庭收入对劳动力外出的影响呈倒“U”字形，在中等收入水平以前，劳动力外出的可能性与家庭收入成正比；收入达到一定水平后，家庭劳动力外出的可能性反而下降，最富的家庭和最穷的家庭一样具有相对较低（人力资本积累和社会资本拥有多寡决定）的外出可能性，这也能很好地解释中等收入家庭的流动积极性偏高的现象。虽然农业人口转移家庭行为在变迁，但是在留守农村从事农业和流入城市从事非农业的两重决策条件约束下，无论是留还是走，最终都是为实现家庭收入增加和消费改善的目标。而我们的调查也发现，以城、市和镇为中心，随着距离的扩大，农户平均收入水平呈现出明显的衰减规律——郊区收入明显高于远离城市的边远地区；与之对应的情况同样出现，郊区农民获取收入的渠道相对较多，贫穷地区农户收入获取机会的选择项较少，因为人力资本积累先天不足和社会关系（网络）缺乏致使外出意愿较低，这同时也给出成为“主流”的中间群体外出行为选择的经验观察和通俗解释（参见图1和图4）。
根据重庆市统计局的调查数据，2008年12月底前后重庆外出务工的778万农民工中，返乡比例约占46.1%，直接因金融危机影响而返乡的占外出务工总数的5%左右，国际金融危机并没有从根本上改变农民工外出务工的基本趋势（2）。截至2009年2月下旬，返乡农民工中90%又外出务工，其中53.1%选择到外省市务工，46.9%选择在重庆市内务工。返乡后未外出务工的35.9万人中，有11.6万人准备在家务农，7.4万人参加或准备参加培训，12.3万人有转移就业意愿但尚未找到岗位而在家，4.6万人有岗位并将陆续返岗。重庆市农村劳动力流动与国内其他地区一样：农村劳动力外出、回流和留城过程是分割的；在农村劳动力流动过程中，并未实现真正的迁移，而只是行业或者地域流向转变，这与城市化推进是相矛盾的。本研究基于重庆市农业人口转移家庭的微观调查数据，并借助村庄层面的扩散效应重点研究家庭行为，即突破以往样本选择局限于个人、家庭层面的视角局限，加入“村庄”这一变量进行探讨。我们将尝试着回答的问题是，农户家庭成员分工行为选择及影响家庭收入的内生机制是什么，接下来将研究聚焦2个主要问题：通过外出数量或比例模型检验找出主要的决定因素；其次是务工对家庭收入的影响程度分析。
二、“农民工”家庭行为研究的文献考察
我们知道，家庭是社会结构中最基本的单位，和谐家庭关系自然成为和谐社会建立的重要微观基础。农村家庭又是中国家庭的最主要组成部分，因此，农户或者农村家庭行为研究理应成为重点研究的对象[5-6]。这既是社会学研究的重点领域，当然也是经济学——发展经济学的重点开辟领域。20世纪80年代中期以后，国内学者针对农村劳动力流动的各种研究不断增多，并从不同视角探讨个体行为差异、家庭行为的变化及其与其他社会和经济变量之间的关系。已有大量文献考察农户行为和聚焦行为选择，现存研究虽然没有得到一致的结论，但对本文的研究具有重要的借鉴意义。在此文献回顾过程中，基于时点的考虑，对于此前研究梳理和评述的关键词仍然是“农民工”，以寻找早期的文献支持。 第一类比较具有代表性的分析是收入、职业流动选择和教育的关系，此类研究文献主要有张泓骏和施晓霞（2006）[7]的研究。他们认为，是否外出打工是一个内生的经济行为选择，他们通过估计农民工教育回报得出结论：小学教育对农民工收入影响不大，初中及以上教育的增收作用明显；在户家庭收入增长和劳动就业决策行为的动态关系方面有王春超（2008）[8]的研究。盛来运（2008）通过实证研究发现，绝对收入和相对收入对农村劳动力外出、回流和留城行为产生重要影响。
第二类是农户迁移与收入关系研究。陈晓红和胡琴芳（2008）[9]从迁移理论、意愿调查以及计量分析等不同视角探讨如何研究影响农户迁移的因素，实证结果与之前关于乡——城迁移的真实意愿及影响因素研究吻合[10-13]。这些研究都将有利于政府采取有针对性的政策措施，推进城镇化。国外比较具有代表性的研究也较多，如Lee （2008） [14]通过对Harris and Todaro （1970） [15]的“两部门”模型进行扩展对农村劳动力迁移行为进行动态均衡和福利效应分析，并预测城市部门与农村部门的劳动力流动与城乡收入流动的同步性。
农业劳动力转移家庭的外出行为是我们重点关注的内容，但是留守农村和农业的家庭成员的农业生产行为也是我们重点关注的内容。其原因是，农户家庭的土地经营意愿和行为选择是城市化和移民的主要表征内容。对于这方面的研究，开展较早的是张林秀和徐晓明（1996）[16]，他们运用农户经济学理论分析不同政策环境下的农业生产和土地经营行为以及农户行为对国家政策执行效果的影响，指出价格调整在影响粮食供给方面并不是最有效的手段。马小勇（2006）[17]认为，由于中国农村的正规风险规避机制基本处于缺失状态，因此生产经营中的保守行为是农民规避风险的主要方式，并导致了农业经营的低效率。宁满秀（2007）[18]以预期效用理论为基础，从农户生产行为的视角对农业保险制度的环境经济效应给出一个理论分析框架，从而有助于理解农业保险制度下农户生产行为的变化。上述文献已分析了各类影响因素对农户家庭生产行为的影响，但是却对农业人口转移家庭成员如何做出从事农业生产和流动方面的选择做出合理解释的研究相对较少。因此，对此展开深度调查研究尤为必要，基于调查数据的经验分析，还能够为理解这一问题提供实证证据，我们还将纳入土地流转意愿和行为选择分析内容，以寻找城市化的微观证据。
从以往对农村家庭行为的理论和经验研究中可以发现，对农村外出劳动力家庭行为的分析已经有了雏形，而且在行为分析总结中还得到了农业人口转移家庭收入是最主要的决策变量，这也是其他行为发生和演变的基础。已有文献对本文开展研究具有很好的借鉴意义，但也存在一定不足，主要是：（1）对于农业人口转移家庭行为的特殊性和复杂性以及社会归因缺乏系统研究；（2）对于不同收入水平的农业人口转移家庭行为异质性缺乏必要的探讨，家庭行为的各种选择策略目前仍存在于一个混沌空间，不确定性条件下流动行为被动接受而没有上升为主动选择的过程中，各种动力机制和作用逻辑还很模糊；（3）缺乏在农业人口转移家庭行为决策和身份变革，也未在真正转化为“城市人”方面提出有针对性的解决办法。实际上，农业转移人口或者农业人口转移家庭过去、当前和未来一段时期内，都将是城市化进程推进和实现的主要力量，探讨他们的行为发生和决定变量事实上是为如何体现社会公平和创建和谐社会提供依据，上述各种行为其实都是围绕我们研究问题的展开所进行的铺垫，纵观已有文献我们还发现，借助村庄变量的分析还很少，本文也将在此力求有所涉及。
三、研究变量设置、计量方法与模型
（一）数据来源及变量定义
本研究的数据来自重庆市政府资助课题“农民工问题实证研究”和英国政府资助项目“统筹城乡劳动力市场中农民工社会保障问题研究”的农村调查数据，课题组于2008年6月-2008年12月组织了36人的调研队伍，采取家庭入户面访的方式，对重庆市33个区县的3421户农业人口转移家庭进行典型调查。本文从农业人口转移家庭行为角度从调查样本中进行收入构成、地区分布和是否有土地流转行为三个维度随机筛选出738个样本（考虑到可得数据完备性再抽样），详细人员组织和时间安排在此不做详述。（3）数据质量简要说明：在我们调研过程中，受访家庭中青壮年劳力已外出打工，采访对象多是老人和妇女，受教育程度往往较低；本次调查得到的数据基本上是调查人员通过向农户询问而记录获得的，各种数据虽然具有一定的主观性，但我们认为，这些数据仍能较真实反映农业人口转移家庭行为的概况。变量分为三个层次：（1）家庭变量，（2）农业转移人口个人变量，（3）村级变量。
反映家庭人口特征的变量有家庭总人口、家庭外出务工和劳动力总人数、子女数目和老人赡养。家庭总人口数代表家庭规模的影响；家庭劳动力人数（16岁-59岁）可以提供家庭劳动力资源配置的信息；外出务工人员比例是家庭劳动力资源配置行为的被解释变量；其他家庭变量还包括收入水平、土地经营和新农合参与行为。
反映农民工的变量选择有：性别、年龄、婚姻、子女受教育的选择，以及外出务工时间和工作与闲暇的选择。为了统一，特将有多个打工者的农业人口转移家庭选择收入最高者对样本奇异进行控制。
为了解村庄的“示范效应”对农业人口转移家庭行为的影响，以及村庄发展及规模对外出的影响，对村庄特征进行控制。总体规模方面的变量有村总人口、承包人口、耕地面积以及村庄的经济发展水平。本研究重点控制了离县城的距离。因为这个距离既可以反映外出打工的就地转移和县外务工的选择以及县域经济辐射的情况。实证检验过程中控制村级变量来观察其对农业人口转移家庭行为的影响，也是为了解农业人口转移家庭决策的“学习能力”。
（二）计量模型设计与方法
农户经济模型的一般形式是一个效用最大化的经济问题，其中一个重要条件就是收入约束，需要给出农业生产和非农生产的收入函数（Yang and Mark，2002） [19]。以往的效用一般假定由休闲和消费确定（Lee，1998） [20]，当然也有探讨农户夫妇时间分配（Matshe and Young，2004） [21]，更有用收入最大化来代替效用最大化（Jolliffe，2004） [22]，有关农户家庭收入函数假定更深入的探讨参见Taylo & Adelman（2003）[23]，而我们的理论基础是农业转移人口家庭的收入最大化行为假设。家庭收入结构具有特殊性，包含了从事农业生产的农业收益和务工收益，而且这部分农村家庭的特殊性还在于前者远远小于后者，外出务工是其家庭的主要收入来源和增收的重要途径。在前述分析基础上，这一部分我们建立了一组计量模型，更加严谨地检验农业人口转移家庭收入的影响因素和经济因素与非经济因素对农业人口转移家庭行为的影响，并且用上面设置的变量数据估计参数。已有研究对非农收入函数进行大量研究[24-28]，采取的基本做法是确定影响农户非农收入的因素，然后建立直接或对数回归分析模型。接下来，我们将借助上述分析对农民工家庭的收入方程进行估计，重点分析家庭成员外出行为。 为此，对农业人口转移家庭收入决定的估计方程设计如下：
Cou依次表示农业转移人口个人信息、家庭信息和村庄信息集；income是农业人口转移家庭总收入。对此模型估计采用OLS估计，原因是误差量包含的是模型所未考虑到的变量，但对于影响农业人口转移家庭收入和行为的因素，我们所考察的是无数多个村庄中很小部分农业人口转移家庭样本。因此，我们有理由相信残差和解释变量之间是相互独立的，满足残差项正态分布的要求。此方法在以往横截面数据收入决定方程估计的文献中被普遍应用，而且本研究涉及的家庭收入水平及构成具有特殊性，更多地受家庭行为的影响。
农业转移人口家庭行为选择方面包含外出务工和土地流转内外两种决策行为内容，除外出务工采用务工人员比例来表示且为连续型变量外，我们的计量方程的设定和估计类似于上述收入影响方程；行为选择的被解释变量是“0”和“1”离散型变量，对具这类特点的变量的计量分析普遍应用的是logit或probit模型（Weiler，1989）[29]，这两种模型的应用范围都是在因变量为类型变量的情况下；对家庭行为的估计，我们采用logistic回归模型中的probit模型，通式如下：
四、实证结果及分析
（一）农业人口转移家庭收入差异及其影响因素
这里的收入包括两部分，即家庭农业经营收入和外出务工的工资性收入。这两块对农业人口转移家庭收入贡献巨大。统计发现，两者在家庭收入中占90%以上，与农业人口转移家庭的兼业特征吻合。对模型的估计采取逐步引入变量，迭代过程和参数估计值分别参见表2。从表2的参数估计结果可以看出，在控制村级解释变量影响后，农业补贴（PAlanD）对农业人口转移家庭收入的影响显著为正；其他四个变量统计不显著，但这并非村级经济发展状况（EcostatueCoun）对家庭收入无影响，这里我们并未考虑“二次项”的影响，土地流转行为等不显著；反过来我们认为，农业人口转移家庭收入更多地受家庭自身行为的影响，“村”级层面的影响具有不确定性特征，这也证实了村庄内的家庭是相互独立的“微观”单元。
在模型1中，除农业补贴显著外，变量家庭中的耕地面积（HoshL）的回归系数也显著为正，回归系数为0.188，并在1%的置信水平下显著。这说明，农业人口转移家庭收入与土地承包面积有显著的正向依存关系，这与高梦滔、姚洋（2006）[30]研究所认为的土地对农户收入的差距没有显著影响的结论有不一致的地方，原因是我们选择样本群体的特殊性，只是针对具有外出务工成员的农村家庭。在模型2中，在控制村级特征的情况下，家庭外出务工人员比例变量（Lfrate）回归系数为正并在1%的置信水平下显著，但是与方程1相比，控制家庭外出务工行为的村级农业补贴影响系数提高了0.001，村级土地流转行为（RLTrate）的符号由正变为负，但仍不显著。在模型3中，农业转移人口的个人外出务工时间（DayNA）的回归系数显著为正。在模型4中，在家务农时间（DayaA）显著为负，此时截距项在所有模型中数值最大并且显著。在模型5中，家庭土地转包（RentL）在控制村级特征的情况下，变量回归系数为正且显著。在控制村级变量后，农业转移人口个人行为对家庭的收入影响显著，村级特征变量变得不太显著，但可以认为村庄行为可以通过影响农业人口转移家庭行为而间接地影响农业人口转移家庭收入水平。事实上，上述回归结果并不能完全告诉我们村庄特征变量中只有农业补贴一项对于农业人口转移家庭收入水平具有正效应。其原因在于，选择的代理变量虽然避免度量误差的非系统性局限，也并不会导致OLS回归结果有偏，但是经济学和社会学中的很多研究都发现，村庄行为影响并非显性的，潜意识的成分更高，比如意识、观念转变等，而且这种影响不是直接的，农村家庭的学习具有长期性和习惯性被动跟风特征，我们观察到的变量对农业人口转移家庭收入具有影响时，可能只是反映了这些家庭具有相似的特征，比如外出打工的动机强烈，只要有机会就跟进；家庭承包土地经营也类似，农业补贴增加其种地动机就强烈。但是我们却无法观察或度量这些特征，这些遗漏变量可能会造成农业人口转移家庭行为的内生性。当然，家庭层面务工收入和外出务工可能互为因果关系，即农业收入越高的家庭越不愿意外出务工，这也会引起内生性问题，可行的解决方法是通过引进联立方程组解决。在此，遵循的假设是农业人口转移家庭收入主要受非农就业行为决定，反过来“收入”又成为劳动力流动决策的基本决定变量（Zhu，2002；Taylor et al.，2003） [31-32]。从实证结果中可以看出，家庭土地经营行为和外出务工行为同理论分析的预期一致，特别是外出务工行为对农业人口转移家庭收入影响尤为明显。这表明，外出务工可以在很大程度上提高农业人口转移家庭的边际生产力，从而达到增加家庭收入的效果。村级农业补贴的影响这里虽然只是报告了直接的影响程度，它还可能间接地刺激家庭对农业的投入。近年来，政府对农业进行了积极的财政政策支持，虽然支农资金总量少，但短期内会对增加农业人口转移家庭的农业经营收入起积极拉动作用。从促进农民家庭增收的机制上看，农业基本建设投资能够对农民经营性收入产生积极作用，在农村实施的农村税费、农业补贴等一系列减轻农民负担、促进农业生产的政策措施，对农业人口转移家庭经营性收入的增加其短期效应显著。
（二）农业人口转移家庭的外出行为和家庭劳动力分工
本研究立足于“家庭”决策，以家庭为范本，考察家庭成员分工的影响因素，表3报告是根据前述计量模型进行参数估计的结果。由于农业人口转移家庭的经营土地和农业收入都具有相对稳定性，务工收入具有复杂多变性，行为方程的估计我们仍然都控制了村一级的变量。从结果来看，与前述农业人口转移家庭收入的影响因素回归结果有很大不同，村级特征变量影响都较为显著。村土地“流转”比重变量（RLTrate）显著为正，并且在1%置信水平下显著，这也说明土地流转行为和外部务工行为是同步的，并且这一同步性还体现为村一级；离城市的距离（Distown）在1%置信水平下显著为负，系数为-0.002，这与前面家庭收入的回归结果有不一致的地方，可以解释为偏远农村的外出务工行为不明显；村经济状况（EcostatueCoun）影响显著为正，由于这是一个逆变量，即说明经济发展相对落后的村更愿意外出，这也不否定发展良好的村家庭成员不愿意外出务工，是一相对概念。这里的实证结果也证实了我们前面的推测，村庄层面的的农业人口转移家庭行为影响更为显著。正如劳动力外出受家庭的影响一样，家庭劳动力流动也受所在村庄的影响。家庭作为村庄的微观组成单位，其生产经营行为（包括外出行为）不可能不受群体行为和社会经济条件的影响。作为家庭或个人在做流动迁移决定时，进行比较的是其所在村庄的经济状况。 从家庭因素和个人特征来看，决定家庭成员分工和劳动力对外流动的影响变量作用表述如下：首先是模型6中的家庭收入（Yincome），10%显著水平下为正（0.041），这与前面的农业人口转移家庭收入与外出呈正相关关系一致，同时也证实了家庭收入和外出行为的因果关系；模型7和模型8分别是对收入影响因素计量模型分开估计的结果。家庭成员外出务工收入（YincomeLF），在1%置信水平下显著高于总收入的影响系数，达到0.058，家庭农业经营收入影响在1%置信水平下却显著为负，系数达到-0.111。调查过程中也发现，当农业经营和外出务工行为冲突时，即“以农为主业”的家庭更不愿意外出。模型9考察了大于60岁的家庭成员（HosNA60）的影响，这主要是家庭老人赡养和家庭负担的替代变量，结果显示其影响为正，这与我们预期相反，可以解释为此类家庭“老人”扮演双重身份，在需要赡养的同时可能更多地照顾和照看家庭。模型10是自己经营土地（HoshL）的影响，是农业转移人口自身兼业行为选择的主要表征变量，但是统计上不显著，说明土地家庭对劳动力外出务工的影响机制和内在机理还有待进一步的考察。模型11是农业转移人口年龄的估计结果（AgeLF，如果出现多人务工现象，其年龄则选择收入较高一人），结果表现为显著的正向影响。随着年龄的增大，外出务工的家庭扩散效应会明显增强，这与杨竹、陈鹏（2009）[33]的研究结果一致，即随着出生时代的推移，农业转移人口外出就业动机中的个人发展型的非经济动因会增强，然而他们的主要坚持则是认为农业转移人口群体的观念意识的变化与其建立在“库存知识”基础上的思想关注焦点和考虑主题的变化有密切关系，这将会对既有的社会结构产生重要影响。
一般而言，农业人口转移家庭劳动力数量是关键决定变量，这个指标反映家庭规模和结构，劳动力数量多，意味着家庭富裕劳动力多、家庭负担轻，家庭共议更容易做出让多余劳动力外出务工的决定。这里我们将此信息融入了被解释变量，但对家庭收入状况进行了多维度考察。从绝对收入水平来讲，已有研究指出，贫困家庭和低收入家庭出于致富的强烈动机（都阳和朴之水，2003）[34]，愿意安排家庭成员外出打工，而富裕家庭则可能做出相反的选择，但估计结果并非如此。这也充分反映了家庭收入追求在农业转移人口外出行为选择过程中的驱动力因素。村庄方面影响值得关注的是，很可能贫困地区农村资金市场发育迟缓，农业利润率低和借贷缺失，导致农民家庭缺少资本扶持和风险转移机制而长期得不到改造，农民家庭为积累发展资本，需要依靠外出打工，外出行为动机强烈。由于本文未做严格分类研究，因此难以做出肯定的判断，但是如果考虑了家庭经营耕地面积的交互影响，这一答案自然会非常明确，但是由于本文的家庭经营土地面积变量不显著，还需做进一步的收入研究。可以推测的是，对于以种地为主业的农民家庭来说，经营的耕地面积越多，占用的劳动力就多，家庭劳动力外出的可能性就小，理论概括则是承包土地拥有束缚农业劳动力转移；反之，经营规模越小，家庭富裕劳动力相对较多，家庭有劳力外出的可能性就大，这也是农户家庭理性和适应性选择的必然结果。随着城镇化的发展，农村土地经营方式的转变和农村土地流转的推进，必然会加快农民向城镇流动和迁移，流出来、留下来的市民化进程将会加快。
（三）农民工家庭子女教育和土地流转行为决定因素
根据二元选择模型，我们估计了3个方程，解释变量的选取考虑了研究目的、相关文献和农民工家庭经济和村庄教育的特征，用村里初中和高中在读人数占人口的比例反映村里人的观念认识和乡村行为对家庭教育的影响，结果不显著。变量主要包括家庭收入、务工人员年龄、家庭人口年龄结构、务工收入等，同时，村庄到县城的距离以及村庄经济发展状况这两个变量作为控制变量也被引入到模型中，进而探讨家庭土地流转行为选择。
家庭土地流转行为方程的估计结果显示，到县城的距离（Distown）对土地流转的可能性的影响为正，在5%置信水平下系数为0.012。值得注意的是，16岁以下家庭成员数量变量（HosNB16）影响在5%置信水平下显著为负，其他变量不显著。这一结果表明，在农业转移人口家庭土地流转行为决策中，非农收入、总收入以及村庄经济发展情况等变量的影响都不确定。可以肯定的是，离县城较远的农村土地流转行为普遍，但仍存在一个“临界值”，跨越这一拐点土地流转行为和动机可能会减弱，对此还需要做进一步的研究。土地流转与农业生产经营是互斥的，劳动力外出务工增多，对土地经营需求自然会降低，但是否流转甚至流转规模的决策却与家庭行为和土地制度设置密切相关。于洪彦等（2008）[35]研究认为，制度变迁与农户经营行为具有互为使动的关系，农户对于制度制约不仅仅是被动的遵从，而是在经营行为中进行能动的反应。在社会转型中，农户的经营行为一方面是出于生存动机的驱动，另一方面则是发展和公平性方面的诉求，制度变迁同时也需要满足两方面的要求：能够提高农户配置资源的合理性，能够满足农户的制度公平性预期。如果认识到这一点，在进一步促进农业转移人口家庭土地流转改革过程中，就应该利用、改造既有制度的合理部分，来完成农村土地流转的制度设计，农民工家庭的特殊性决定了改革的渐进性和长期性，通过相关的土地政策设计，城市融入门槛降低使更多农业转移人口家庭逐渐地、完全地迁入（融入）城市。
五、结论及启示
本文重点考察了“农业人口转移家庭”及其家庭成员分工行为选择，意在指出关注此类家庭行为的重要性，也是试图找寻农业转移人口市民化的微观证据。当然，由于我们调查数据的局限，如果进一步考察家庭人力资本、社会资本及乡村公共服务将会有更多发现。接下来的工作是借助其他机构微观调查数据展开进一步论述。借助重庆市农业人口转移家庭抽样调查样本数据进行实证检验发现：农业人口转移家庭收入差异形成的主要影响因素是家庭自身（发展能力）特征，另外我们试图借助村级层面的数据去检验其对家庭收入差异的影响，结果只有农业补贴的影响较为显著。由此我们推知家庭成员分工对农业人口转移家庭收入的影响十分明显，劳动力丰裕的家庭如果外出务工人员多，家庭收入自然相对较高，务工收入占家庭总收入的比重也非常高，反过来家庭总收入提高促进外出务工人员的比例提高。进而我们认为，务工收入和外出务工比例在“家庭”这一层面互为因果关系，主要缘于家庭成员内部的分工。
本文的其他一些发现也值得关注。农村土地生产经营收入与家庭外出务工人员比例存在负相关关系，即农业收入越高的家庭越不愿意外出务工；农业转移人口子女教育行为决策与60岁以上家庭成员呈正相关关系。这些都凸显了土地对农业人口转移家庭行为决策影响的显著性，农业人口转移家庭子女教育的“留守”行为特征也十分典型。
由于本文使用的是重庆农业人口转移家庭的样本，因而对于同样的发现在国内其他地区是否仍然成立目前我们不得而知，仅是提供基于重庆样本的考察。另外，考察维度是家庭层面，而且属于“农民转移人口”的范畴，因此难免在方法上面临难题：农业转移人口及其家庭是否同质，内生制度影响方向和程度有多高，以及农业人口转移家庭行为的区域性文化差异的影响如何等一系列问题。由于研究数据收集、样本选择地区分布的局限，这些问题都有待做进一步的深入研究。
注释：
（1）十八大报告首次以“农业转移人口”替代“农民工”称呼，将其看作与城镇原住民一样的城镇“常住人口”，指出要“加快改革户籍制度，有序推进农业转移人口市民化，努力实现城镇基本公共服务常住人口全覆盖”，全域城市化目的是为体制外的群体分享到“共享城市化利益”，具体参见：2012年11月10日《新京报 》刊发的社论《让“农业转移人口”共享城市化利益》。
（2）重庆的市情是“省的构架、市的体制”，可以概括为“四大”：大城市、大农村、大库区、大山区。到2007年底，户籍人口3200万，常住人口2800万，农村户籍人口达2358万。重庆人多地少，人均耕地面积仅1.05亩，按人均可耕种土地5亩计算，重庆富余农村劳动力近1000万人。在农村劳动力富余而土地等农业资源占有严重不足、劳动生产率低下的特殊市情下，伴随改革开放和工业化、城镇化进程，农村劳动力转移比重位居全国第一。重庆既是农民工输出大市，也是农民工就业大市，农民工逐步成为了一支新兴劳动大军和庞大社会群体。
关键词：农业人口转移家庭；行为选择；家庭收入；子女教育；土地流转
中图分类号： F318文献标志码： A 文章编号：16720539（2014）02005111
一、引言
中国近30多年的改革开放，尤其是近20多年来的社会主义市场经济发展，使中国农村大量人口脱农进城，由此也推动了城市和非农产业发展。时至今日，新生代进城和留在城市的趋势不可逆转。当然，学界和政界大都将二元户籍制度视为阻碍城市化进程有序、健康推进的关键因素，但我们此前的一项研究发现，城乡收入不平等和城市就业机会获取才是最为直接的诱因所在[1]。城市化就是城市社会生存权利的获取，国家层面则是利益再分配行动。2012年，中共十八大报告提及户籍改革，正当其时。如果要把“农业转移人口”真正变为享有平等社会权利的“城镇居民”并分享城市和中国经济发展成果，却还有很长的路要走（1）。农业劳动力转移家庭的主业渐渐脱离农业，典型事实是作为家庭主要收入来源的农业生产收入比重在下降。统计数据显示，在家庭收入构成中，非农就业的工资性收入占有较大比重，尤其是2006年-2011年的增长幅度最快，对农民家庭收入增长贡献最大。通过简单的数据分析发现，农村内部收入不平等恶化的主要原因是工资性收入的差异巨大，区域间的工资性收入差距在缩小。在城市化大背景下，作为流动人口主体的农业转移人口，其人口迁移模式日渐呈现出家庭化和年轻化趋势。
农业转移人口群体的形成具有明显的地区性（欠发达）和地域性（老乡社会）特点，农村劳动力“流动多”和“迁移少”两个差异，正是工业化和城市化的特殊性的重要体现。在此特殊背景下，农村外出打工人员的家庭行为具有特殊性，其收入获取和农业生产经营有别于纯粹耕作经营土地的农户家庭，但与城镇家庭相比，其收入水平仍然具有较大差距，在农村和城市二元结构特征下其家庭行为具有独特性。本文将通过农业人口转移家庭调查数据进行研究，目的在于揭示其行为差异，以期为农民家庭的行为作出尝试性解释，探究其家庭行为模式，为当前农村的改革提供依据，同时为城市化建设提纲献策。而在“十八大”以前的相关研究文献（地方政府及部门的官方文件、新闻媒体报道）惯用的一般词汇是“农民工”，而对于这一歧视性的称谓的辩证看待和学术伦理深度思考参见周靖祥（2010）和姚洋（2012）的研究文献[2-3]。
盛来远（2008）[4]研究发现，家庭收入对劳动力外出的影响呈倒“U”字形，在中等收入水平以前，劳动力外出的可能性与家庭收入成正比；收入达到一定水平后，家庭劳动力外出的可能性反而下降，最富的家庭和最穷的家庭一样具有相对较低（人力资本积累和社会资本拥有多寡决定）的外出可能性，这也能很好地解释中等收入家庭的流动积极性偏高的现象。虽然农业人口转移家庭行为在变迁，但是在留守农村从事农业和流入城市从事非农业的两重决策条件约束下，无论是留还是走，最终都是为实现家庭收入增加和消费改善的目标。而我们的调查也发现，以城、市和镇为中心，随着距离的扩大，农户平均收入水平呈现出明显的衰减规律——郊区收入明显高于远离城市的边远地区；与之对应的情况同样出现，郊区农民获取收入的渠道相对较多，贫穷地区农户收入获取机会的选择项较少，因为人力资本积累先天不足和社会关系（网络）缺乏致使外出意愿较低，这同时也给出成为“主流”的中间群体外出行为选择的经验观察和通俗解释（参见图1和图4）。
根据重庆市统计局的调查数据，2008年12月底前后重庆外出务工的778万农民工中，返乡比例约占46.1%，直接因金融危机影响而返乡的占外出务工总数的5%左右，国际金融危机并没有从根本上改变农民工外出务工的基本趋势（2）。截至2009年2月下旬，返乡农民工中90%又外出务工，其中53.1%选择到外省市务工，46.9%选择在重庆市内务工。返乡后未外出务工的35.9万人中，有11.6万人准备在家务农，7.4万人参加或准备参加培训，12.3万人有转移就业意愿但尚未找到岗位而在家，4.6万人有岗位并将陆续返岗。重庆市农村劳动力流动与国内其他地区一样：农村劳动力外出、回流和留城过程是分割的；在农村劳动力流动过程中，并未实现真正的迁移，而只是行业或者地域流向转变，这与城市化推进是相矛盾的。本研究基于重庆市农业人口转移家庭的微观调查数据，并借助村庄层面的扩散效应重点研究家庭行为，即突破以往样本选择局限于个人、家庭层面的视角局限，加入“村庄”这一变量进行探讨。我们将尝试着回答的问题是，农户家庭成员分工行为选择及影响家庭收入的内生机制是什么，接下来将研究聚焦2个主要问题：通过外出数量或比例模型检验找出主要的决定因素；其次是务工对家庭收入的影响程度分析。
二、“农民工”家庭行为研究的文献考察
我们知道，家庭是社会结构中最基本的单位，和谐家庭关系自然成为和谐社会建立的重要微观基础。农村家庭又是中国家庭的最主要组成部分，因此，农户或者农村家庭行为研究理应成为重点研究的对象[5-6]。这既是社会学研究的重点领域，当然也是经济学——发展经济学的重点开辟领域。20世纪80年代中期以后，国内学者针对农村劳动力流动的各种研究不断增多，并从不同视角探讨个体行为差异、家庭行为的变化及其与其他社会和经济变量之间的关系。已有大量文献考察农户行为和聚焦行为选择，现存研究虽然没有得到一致的结论，但对本文的研究具有重要的借鉴意义。在此文献回顾过程中，基于时点的考虑，对于此前研究梳理和评述的关键词仍然是“农民工”，以寻找早期的文献支持。 第一类比较具有代表性的分析是收入、职业流动选择和教育的关系，此类研究文献主要有张泓骏和施晓霞（2006）[7]的研究。他们认为，是否外出打工是一个内生的经济行为选择，他们通过估计农民工教育回报得出结论：小学教育对农民工收入影响不大，初中及以上教育的增收作用明显；在户家庭收入增长和劳动就业决策行为的动态关系方面有王春超（2008）[8]的研究。盛来运（2008）通过实证研究发现，绝对收入和相对收入对农村劳动力外出、回流和留城行为产生重要影响。
第二类是农户迁移与收入关系研究。陈晓红和胡琴芳（2008）[9]从迁移理论、意愿调查以及计量分析等不同视角探讨如何研究影响农户迁移的因素，实证结果与之前关于乡——城迁移的真实意愿及影响因素研究吻合[10-13]。这些研究都将有利于政府采取有针对性的政策措施，推进城镇化。国外比较具有代表性的研究也较多，如Lee （2008） [14]通过对Harris and Todaro （1970） [15]的“两部门”模型进行扩展对农村劳动力迁移行为进行动态均衡和福利效应分析，并预测城市部门与农村部门的劳动力流动与城乡收入流动的同步性。
农业劳动力转移家庭的外出行为是我们重点关注的内容，但是留守农村和农业的家庭成员的农业生产行为也是我们重点关注的内容。其原因是，农户家庭的土地经营意愿和行为选择是城市化和移民的主要表征内容。对于这方面的研究，开展较早的是张林秀和徐晓明（1996）[16]，他们运用农户经济学理论分析不同政策环境下的农业生产和土地经营行为以及农户行为对国家政策执行效果的影响，指出价格调整在影响粮食供给方面并不是最有效的手段。马小勇（2006）[17]认为，由于中国农村的正规风险规避机制基本处于缺失状态，因此生产经营中的保守行为是农民规避风险的主要方式，并导致了农业经营的低效率。宁满秀（2007）[18]以预期效用理论为基础，从农户生产行为的视角对农业保险制度的环境经济效应给出一个理论分析框架，从而有助于理解农业保险制度下农户生产行为的变化。上述文献已分析了各类影响因素对农户家庭生产行为的影响，但是却对农业人口转移家庭成员如何做出从事农业生产和流动方面的选择做出合理解释的研究相对较少。因此，对此展开深度调查研究尤为必要，基于调查数据的经验分析，还能够为理解这一问题提供实证证据，我们还将纳入土地流转意愿和行为选择分析内容，以寻找城市化的微观证据。
从以往对农村家庭行为的理论和经验研究中可以发现，对农村外出劳动力家庭行为的分析已经有了雏形，而且在行为分析总结中还得到了农业人口转移家庭收入是最主要的决策变量，这也是其他行为发生和演变的基础。已有文献对本文开展研究具有很好的借鉴意义，但也存在一定不足，主要是：（1）对于农业人口转移家庭行为的特殊性和复杂性以及社会归因缺乏系统研究；（2）对于不同收入水平的农业人口转移家庭行为异质性缺乏必要的探讨，家庭行为的各种选择策略目前仍存在于一个混沌空间，不确定性条件下流动行为被动接受而没有上升为主动选择的过程中，各种动力机制和作用逻辑还很模糊；（3）缺乏在农业人口转移家庭行为决策和身份变革，也未在真正转化为“城市人”方面提出有针对性的解决办法。实际上，农业转移人口或者农业人口转移家庭过去、当前和未来一段时期内，都将是城市化进程推进和实现的主要力量，探讨他们的行为发生和决定变量事实上是为如何体现社会公平和创建和谐社会提供依据，上述各种行为其实都是围绕我们研究问题的展开所进行的铺垫，纵观已有文献我们还发现，借助村庄变量的分析还很少，本文也将在此力求有所涉及。
三、研究变量设置、计量方法与模型
（一）数据来源及变量定义
本研究的数据来自重庆市政府资助课题“农民工问题实证研究”和英国政府资助项目“统筹城乡劳动力市场中农民工社会保障问题研究”的农村调查数据，课题组于2008年6月-2008年12月组织了36人的调研队伍，采取家庭入户面访的方式，对重庆市33个区县的3421户农业人口转移家庭进行典型调查。本文从农业人口转移家庭行为角度从调查样本中进行收入构成、地区分布和是否有土地流转行为三个维度随机筛选出738个样本（考虑到可得数据完备性再抽样），详细人员组织和时间安排在此不做详述。（3）数据质量简要说明：在我们调研过程中，受访家庭中青壮年劳力已外出打工，采访对象多是老人和妇女，受教育程度往往较低；本次调查得到的数据基本上是调查人员通过向农户询问而记录获得的，各种数据虽然具有一定的主观性，但我们认为，这些数据仍能较真实反映农业人口转移家庭行为的概况。变量分为三个层次：（1）家庭变量，（2）农业转移人口个人变量，（3）村级变量。
反映家庭人口特征的变量有家庭总人口、家庭外出务工和劳动力总人数、子女数目和老人赡养。家庭总人口数代表家庭规模的影响；家庭劳动力人数（16岁-59岁）可以提供家庭劳动力资源配置的信息；外出务工人员比例是家庭劳动力资源配置行为的被解释变量；其他家庭变量还包括收入水平、土地经营和新农合参与行为。
反映农民工的变量选择有：性别、年龄、婚姻、子女受教育的选择，以及外出务工时间和工作与闲暇的选择。为了统一，特将有多个打工者的农业人口转移家庭选择收入最高者对样本奇异进行控制。
为了解村庄的“示范效应”对农业人口转移家庭行为的影响，以及村庄发展及规模对外出的影响，对村庄特征进行控制。总体规模方面的变量有村总人口、承包人口、耕地面积以及村庄的经济发展水平。本研究重点控制了离县城的距离。因为这个距离既可以反映外出打工的就地转移和县外务工的选择以及县域经济辐射的情况。实证检验过程中控制村级变量来观察其对农业人口转移家庭行为的影响，也是为了解农业人口转移家庭决策的“学习能力”。
（二）计量模型设计与方法
农户经济模型的一般形式是一个效用最大化的经济问题，其中一个重要条件就是收入约束，需要给出农业生产和非农生产的收入函数（Yang and Mark，2002） [19]。以往的效用一般假定由休闲和消费确定（Lee，1998） [20]，当然也有探讨农户夫妇时间分配（Matshe and Young，2004） [21]，更有用收入最大化来代替效用最大化（Jolliffe，2004） [22]，有关农户家庭收入函数假定更深入的探讨参见Taylo & Adelman（2003）[23]，而我们的理论基础是农业转移人口家庭的收入最大化行为假设。家庭收入结构具有特殊性，包含了从事农业生产的农业收益和务工收益，而且这部分农村家庭的特殊性还在于前者远远小于后者，外出务工是其家庭的主要收入来源和增收的重要途径。在前述分析基础上，这一部分我们建立了一组计量模型，更加严谨地检验农业人口转移家庭收入的影响因素和经济因素与非经济因素对农业人口转移家庭行为的影响，并且用上面设置的变量数据估计参数。已有研究对非农收入函数进行大量研究[24-28]，采取的基本做法是确定影响农户非农收入的因素，然后建立直接或对数回归分析模型。接下来，我们将借助上述分析对农民工家庭的收入方程进行估计，重点分析家庭成员外出行为。 为此，对农业人口转移家庭收入决定的估计方程设计如下：
Cou依次表示农业转移人口个人信息、家庭信息和村庄信息集；income是农业人口转移家庭总收入。对此模型估计采用OLS估计，原因是误差量包含的是模型所未考虑到的变量，但对于影响农业人口转移家庭收入和行为的因素，我们所考察的是无数多个村庄中很小部分农业人口转移家庭样本。因此，我们有理由相信残差和解释变量之间是相互独立的，满足残差项正态分布的要求。此方法在以往横截面数据收入决定方程估计的文献中被普遍应用，而且本研究涉及的家庭收入水平及构成具有特殊性，更多地受家庭行为的影响。
农业转移人口家庭行为选择方面包含外出务工和土地流转内外两种决策行为内容，除外出务工采用务工人员比例来表示且为连续型变量外，我们的计量方程的设定和估计类似于上述收入影响方程；行为选择的被解释变量是“0”和“1”离散型变量，对具这类特点的变量的计量分析普遍应用的是logit或probit模型（Weiler，1989）[29]，这两种模型的应用范围都是在因变量为类型变量的情况下；对家庭行为的估计，我们采用logistic回归模型中的probit模型，通式如下：
四、实证结果及分析
（一）农业人口转移家庭收入差异及其影响因素
这里的收入包括两部分，即家庭农业经营收入和外出务工的工资性收入。这两块对农业人口转移家庭收入贡献巨大。统计发现，两者在家庭收入中占90%以上，与农业人口转移家庭的兼业特征吻合。对模型的估计采取逐步引入变量，迭代过程和参数估计值分别参见表2。从表2的参数估计结果可以看出，在控制村级解释变量影响后，农业补贴（PAlanD）对农业人口转移家庭收入的影响显著为正；其他四个变量统计不显著，但这并非村级经济发展状况（EcostatueCoun）对家庭收入无影响，这里我们并未考虑“二次项”的影响，土地流转行为等不显著；反过来我们认为，农业人口转移家庭收入更多地受家庭自身行为的影响，“村”级层面的影响具有不确定性特征，这也证实了村庄内的家庭是相互独立的“微观”单元。
在模型1中，除农业补贴显著外，变量家庭中的耕地面积（HoshL）的回归系数也显著为正，回归系数为0.188，并在1%的置信水平下显著。这说明，农业人口转移家庭收入与土地承包面积有显著的正向依存关系，这与高梦滔、姚洋（2006）[30]研究所认为的土地对农户收入的差距没有显著影响的结论有不一致的地方，原因是我们选择样本群体的特殊性，只是针对具有外出务工成员的农村家庭。在模型2中，在控制村级特征的情况下，家庭外出务工人员比例变量（Lfrate）回归系数为正并在1%的置信水平下显著，但是与方程1相比，控制家庭外出务工行为的村级农业补贴影响系数提高了0.001，村级土地流转行为（RLTrate）的符号由正变为负，但仍不显著。在模型3中，农业转移人口的个人外出务工时间（DayNA）的回归系数显著为正。在模型4中，在家务农时间（DayaA）显著为负，此时截距项在所有模型中数值最大并且显著。在模型5中，家庭土地转包（RentL）在控制村级特征的情况下，变量回归系数为正且显著。在控制村级变量后，农业转移人口个人行为对家庭的收入影响显著，村级特征变量变得不太显著，但可以认为村庄行为可以通过影响农业人口转移家庭行为而间接地影响农业人口转移家庭收入水平。事实上，上述回归结果并不能完全告诉我们村庄特征变量中只有农业补贴一项对于农业人口转移家庭收入水平具有正效应。其原因在于，选择的代理变量虽然避免度量误差的非系统性局限，也并不会导致OLS回归结果有偏，但是经济学和社会学中的很多研究都发现，村庄行为影响并非显性的，潜意识的成分更高，比如意识、观念转变等，而且这种影响不是直接的，农村家庭的学习具有长期性和习惯性被动跟风特征，我们观察到的变量对农业人口转移家庭收入具有影响时，可能只是反映了这些家庭具有相似的特征，比如外出打工的动机强烈，只要有机会就跟进；家庭承包土地经营也类似，农业补贴增加其种地动机就强烈。但是我们却无法观察或度量这些特征，这些遗漏变量可能会造成农业人口转移家庭行为的内生性。当然，家庭层面务工收入和外出务工可能互为因果关系，即农业收入越高的家庭越不愿意外出务工，这也会引起内生性问题，可行的解决方法是通过引进联立方程组解决。在此，遵循的假设是农业人口转移家庭收入主要受非农就业行为决定，反过来“收入”又成为劳动力流动决策的基本决定变量（Zhu，2002；Taylor et al.，2003） [31-32]。从实证结果中可以看出，家庭土地经营行为和外出务工行为同理论分析的预期一致，特别是外出务工行为对农业人口转移家庭收入影响尤为明显。这表明，外出务工可以在很大程度上提高农业人口转移家庭的边际生产力，从而达到增加家庭收入的效果。村级农业补贴的影响这里虽然只是报告了直接的影响程度，它还可能间接地刺激家庭对农业的投入。近年来，政府对农业进行了积极的财政政策支持，虽然支农资金总量少，但短期内会对增加农业人口转移家庭的农业经营收入起积极拉动作用。从促进农民家庭增收的机制上看，农业基本建设投资能够对农民经营性收入产生积极作用，在农村实施的农村税费、农业补贴等一系列减轻农民负担、促进农业生产的政策措施，对农业人口转移家庭经营性收入的增加其短期效应显著。
（二）农业人口转移家庭的外出行为和家庭劳动力分工
本研究立足于“家庭”决策，以家庭为范本，考察家庭成员分工的影响因素，表3报告是根据前述计量模型进行参数估计的结果。由于农业人口转移家庭的经营土地和农业收入都具有相对稳定性，务工收入具有复杂多变性，行为方程的估计我们仍然都控制了村一级的变量。从结果来看，与前述农业人口转移家庭收入的影响因素回归结果有很大不同，村级特征变量影响都较为显著。村土地“流转”比重变量（RLTrate）显著为正，并且在1%置信水平下显著，这也说明土地流转行为和外部务工行为是同步的，并且这一同步性还体现为村一级；离城市的距离（Distown）在1%置信水平下显著为负，系数为-0.002，这与前面家庭收入的回归结果有不一致的地方，可以解释为偏远农村的外出务工行为不明显；村经济状况（EcostatueCoun）影响显著为正，由于这是一个逆变量，即说明经济发展相对落后的村更愿意外出，这也不否定发展良好的村家庭成员不愿意外出务工，是一相对概念。这里的实证结果也证实了我们前面的推测，村庄层面的的农业人口转移家庭行为影响更为显著。正如劳动力外出受家庭的影响一样，家庭劳动力流动也受所在村庄的影响。家庭作为村庄的微观组成单位，其生产经营行为（包括外出行为）不可能不受群体行为和社会经济条件的影响。作为家庭或个人在做流动迁移决定时，进行比较的是其所在村庄的经济状况。 从家庭因素和个人特征来看，决定家庭成员分工和劳动力对外流动的影响变量作用表述如下：首先是模型6中的家庭收入（Yincome），10%显著水平下为正（0.041），这与前面的农业人口转移家庭收入与外出呈正相关关系一致，同时也证实了家庭收入和外出行为的因果关系；模型7和模型8分别是对收入影响因素计量模型分开估计的结果。家庭成员外出务工收入（YincomeLF），在1%置信水平下显著高于总收入的影响系数，达到0.058，家庭农业经营收入影响在1%置信水平下却显著为负，系数达到-0.111。调查过程中也发现，当农业经营和外出务工行为冲突时，即“以农为主业”的家庭更不愿意外出。模型9考察了大于60岁的家庭成员（HosNA60）的影响，这主要是家庭老人赡养和家庭负担的替代变量，结果显示其影响为正，这与我们预期相反，可以解释为此类家庭“老人”扮演双重身份，在需要赡养的同时可能更多地照顾和照看家庭。模型10是自己经营土地（HoshL）的影响，是农业转移人口自身兼业行为选择的主要表征变量，但是统计上不显著，说明土地家庭对劳动力外出务工的影响机制和内在机理还有待进一步的考察。模型11是农业转移人口年龄的估计结果（AgeLF，如果出现多人务工现象，其年龄则选择收入较高一人），结果表现为显著的正向影响。随着年龄的增大，外出务工的家庭扩散效应会明显增强，这与杨竹、陈鹏（2009）[33]的研究结果一致，即随着出生时代的推移，农业转移人口外出就业动机中的个人发展型的非经济动因会增强，然而他们的主要坚持则是认为农业转移人口群体的观念意识的变化与其建立在“库存知识”基础上的思想关注焦点和考虑主题的变化有密切关系，这将会对既有的社会结构产生重要影响。
一般而言，农业人口转移家庭劳动力数量是关键决定变量，这个指标反映家庭规模和结构，劳动力数量多，意味着家庭富裕劳动力多、家庭负担轻，家庭共议更容易做出让多余劳动力外出务工的决定。这里我们将此信息融入了被解释变量，但对家庭收入状况进行了多维度考察。从绝对收入水平来讲，已有研究指出，贫困家庭和低收入家庭出于致富的强烈动机（都阳和朴之水，2003）[34]，愿意安排家庭成员外出打工，而富裕家庭则可能做出相反的选择，但估计结果并非如此。这也充分反映了家庭收入追求在农业转移人口外出行为选择过程中的驱动力因素。村庄方面影响值得关注的是，很可能贫困地区农村资金市场发育迟缓，农业利润率低和借贷缺失，导致农民家庭缺少资本扶持和风险转移机制而长期得不到改造，农民家庭为积累发展资本，需要依靠外出打工，外出行为动机强烈。由于本文未做严格分类研究，因此难以做出肯定的判断，但是如果考虑了家庭经营耕地面积的交互影响，这一答案自然会非常明确，但是由于本文的家庭经营土地面积变量不显著，还需做进一步的收入研究。可以推测的是，对于以种地为主业的农民家庭来说，经营的耕地面积越多，占用的劳动力就多，家庭劳动力外出的可能性就小，理论概括则是承包土地拥有束缚农业劳动力转移；反之，经营规模越小，家庭富裕劳动力相对较多，家庭有劳力外出的可能性就大，这也是农户家庭理性和适应性选择的必然结果。随着城镇化的发展，农村土地经营方式的转变和农村土地流转的推进，必然会加快农民向城镇流动和迁移，流出来、留下来的市民化进程将会加快。
（三）农民工家庭子女教育和土地流转行为决定因素
根据二元选择模型，我们估计了3个方程，解释变量的选取考虑了研究目的、相关文献和农民工家庭经济和村庄教育的特征，用村里初中和高中在读人数占人口的比例反映村里人的观念认识和乡村行为对家庭教育的影响，结果不显著。变量主要包括家庭收入、务工人员年龄、家庭人口年龄结构、务工收入等，同时，村庄到县城的距离以及村庄经济发展状况这两个变量作为控制变量也被引入到模型中，进而探讨家庭土地流转行为选择。
家庭土地流转行为方程的估计结果显示，到县城的距离（Distown）对土地流转的可能性的影响为正，在5%置信水平下系数为0.012。值得注意的是，16岁以下家庭成员数量变量（HosNB16）影响在5%置信水平下显著为负，其他变量不显著。这一结果表明，在农业转移人口家庭土地流转行为决策中，非农收入、总收入以及村庄经济发展情况等变量的影响都不确定。可以肯定的是，离县城较远的农村土地流转行为普遍，但仍存在一个“临界值”，跨越这一拐点土地流转行为和动机可能会减弱，对此还需要做进一步的研究。土地流转与农业生产经营是互斥的，劳动力外出务工增多，对土地经营需求自然会降低，但是否流转甚至流转规模的决策却与家庭行为和土地制度设置密切相关。于洪彦等（2008）[35]研究认为，制度变迁与农户经营行为具有互为使动的关系，农户对于制度制约不仅仅是被动的遵从，而是在经营行为中进行能动的反应。在社会转型中，农户的经营行为一方面是出于生存动机的驱动，另一方面则是发展和公平性方面的诉求，制度变迁同时也需要满足两方面的要求：能够提高农户配置资源的合理性，能够满足农户的制度公平性预期。如果认识到这一点，在进一步促进农业转移人口家庭土地流转改革过程中，就应该利用、改造既有制度的合理部分，来完成农村土地流转的制度设计，农民工家庭的特殊性决定了改革的渐进性和长期性，通过相关的土地政策设计，城市融入门槛降低使更多农业转移人口家庭逐渐地、完全地迁入（融入）城市。
五、结论及启示
本文重点考察了“农业人口转移家庭”及其家庭成员分工行为选择，意在指出关注此类家庭行为的重要性，也是试图找寻农业转移人口市民化的微观证据。当然，由于我们调查数据的局限，如果进一步考察家庭人力资本、社会资本及乡村公共服务将会有更多发现。接下来的工作是借助其他机构微观调查数据展开进一步论述。借助重庆市农业人口转移家庭抽样调查样本数据进行实证检验发现：农业人口转移家庭收入差异形成的主要影响因素是家庭自身（发展能力）特征，另外我们试图借助村级层面的数据去检验其对家庭收入差异的影响，结果只有农业补贴的影响较为显著。由此我们推知家庭成员分工对农业人口转移家庭收入的影响十分明显，劳动力丰裕的家庭如果外出务工人员多，家庭收入自然相对较高，务工收入占家庭总收入的比重也非常高，反过来家庭总收入提高促进外出务工人员的比例提高。进而我们认为，务工收入和外出务工比例在“家庭”这一层面互为因果关系，主要缘于家庭成员内部的分工。
本文的其他一些发现也值得关注。农村土地生产经营收入与家庭外出务工人员比例存在负相关关系，即农业收入越高的家庭越不愿意外出务工；农业转移人口子女教育行为决策与60岁以上家庭成员呈正相关关系。这些都凸显了土地对农业人口转移家庭行为决策影响的显著性，农业人口转移家庭子女教育的“留守”行为特征也十分典型。
由于本文使用的是重庆农业人口转移家庭的样本，因而对于同样的发现在国内其他地区是否仍然成立目前我们不得而知，仅是提供基于重庆样本的考察。另外，考察维度是家庭层面，而且属于“农民转移人口”的范畴，因此难免在方法上面临难题：农业转移人口及其家庭是否同质，内生制度影响方向和程度有多高，以及农业人口转移家庭行为的区域性文化差异的影响如何等一系列问题。由于研究数据收集、样本选择地区分布的局限，这些问题都有待做进一步的深入研究。
注释：
（1）十八大报告首次以“农业转移人口”替代“农民工”称呼，将其看作与城镇原住民一样的城镇“常住人口”，指出要“加快改革户籍制度，有序推进农业转移人口市民化，努力实现城镇基本公共服务常住人口全覆盖”，全域城市化目的是为体制外的群体分享到“共享城市化利益”，具体参见：2012年11月10日《新京报 》刊发的社论《让“农业转移人口”共享城市化利益》。
（2）重庆的市情是“省的构架、市的体制”，可以概括为“四大”：大城市、大农村、大库区、大山区。到2007年底，户籍人口3200万，常住人口2800万，农村户籍人口达2358万。重庆人多地少，人均耕地面积仅1.05亩，按人均可耕种土地5亩计算，重庆富余农村劳动力近1000万人。在农村劳动力富余而土地等农业资源占有严重不足、劳动生产率低下的特殊市情下，伴随改革开放和工业化、城镇化进程，农村劳动力转移比重位居全国第一。重庆既是农民工输出大市，也是农民工就业大市，农民工逐步成为了一支新兴劳动大军和庞大社会群体。