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原文信息:

Shu Cai, Albert Park, Winnie Yip, 2022, Migration and experienced utility of left-behindparents: evidence from rural China, Journal of Population Economics(2022)35:1225-1259.

原文链接:

https://doi.org/10.1007/s00148-022-00905-1

 

01

引言

 

移民者的初衷是希望通过移民、外出务工以增加收入和改善福祉。然而,移民对留守者福利的影响在理论层面和经验层面的研究都是不确定的。理论上讲,虽然移民汇款可能会改善留守家庭成员的经济状况,但这些成员的幸福感也可能由于工作负担的增加以及身心支持的减少而受到不利影响(Gibson et al., 2011)。与理论模糊性相呼应的是,现有研究关于成年子女迁移对留守父母福祉影响的实证研究也尚无定论。因此,作者认为量化移民非货币化层面的负效应、探究移民对家庭收入的影响、理解移民的全部福利影响以及制定适当的移民政策是非常重要的。该研究通过使用日间重构法(DRM)得到的留守父母们的日常时间安排和活动体验感受的主观评估的面板数据,实证检验了成年子女迁移对留守父母幸福感的影响,系统地探索了这种影响的作用机制。

 

研究背景

 

02

 

自1978年农业改革以来,中国经济发展迅速。随着农业部门生产效率的提高,越来越多的农村劳动力得以释放,从农村地区的农业生产部门转移到城市地区的非农业生产部门。中国于2001年底加入WTO后,这种移民增长趋势加速(Chan, 2013;Su et al., 2018),这刺激了沿海城市的工业发展,并为非熟练的劳动力提供了许多工作机会。

 

然而,2008的全球金融危机暂时扰乱了移民就业的增长,这场危机给包括中国在内的世界各国经济带来了巨大冲击。这场危机不仅减少了中国在出口导向型部门 (如制造业) 的就业,也减少了在非贸易商品部门 (如建筑业) 的就业 (Kong等人2009)。这些部门劳动力需求的减少导致了大量移民工人被裁员 (Giles等人2013)。在2009年1月的中国春节期间,许多农村地区外出务工人员大量返回家乡 (Johnson & Batson, 2009)。由于2009年政府开始出台刺激和复苏经济的计划,中国逐渐走出了就业增长的低迷期 (Giles et al. 2013)。移民目的地这一意外而又短暂的就业冲击为本文提供了一个独特的视角来研究成年子女迁移对其他家庭成员的影响。

 

尽管中国经历了大规模的农村向城市的人口流动,但在本文研究期间,由于户口制度和土地制度的特点,大多数农民工都离开了父母和子女。自20世纪80年代初,中国的户口制度逐步实施改革(Song, 2014),但流动儿童往往面临就读当地学校的障碍,父母的医疗保险往往只支持在原居住地的医院护理,流动人口缺乏获得所在地其他公共补贴和福利的机会。鉴于大城市的住房成本很高,农民工往往选择住在工地或其附近提供的宿舍,而非购房或租房举家搬迁。同时,农村土地归村集体所有,土地长期使用权归属于农户。然而,如果家庭离开村庄或不耕种土地,这些权利可能会被收回(Brandt 等,2002)。这会激励农村家庭会留下部分家庭成员耕种土地以保障家庭土地的使用权(Deininger et al., 2014; Giles & Mu, 2018; Ngai et al., 2019)。

 

因此,老人和儿童被留在农村是很常见的。然而,成年子女的离家务工可能会对年龄较大的父母产生不利影响,例如留守父母的身心由于长期缺乏来自子女的支持与关怀导致其总体幸福感可能会下降。鉴于人口的快速老龄化以及中国农村养老和医保提供的保障力度有待进一步提高,研究农村子女外出务工与留守父母幸福感之间的关系是十分必要的。

 

03 

数据来源与实证策略

 

3.1数据来源

 

3.1.1关键指标解读

U指数:衡量一个人在一天中处于不愉快状态的时间比例,如果负面情绪在一段经历中的评级严格高于其他所有积极情绪,则该经历将被归类为不愉快。虚拟变量,取值为0和1。

净影响:积极效用得分与消极效用得分的差值。

 

3.1.2数据来源

①中国农村居民生活与健康调查:山东省2个,四川省1个,安徽省1个(共4个县)。

②2003年-2009年《中国劳动统计年鉴》。

 

3.2实证策略

 

3.2.1基准回归策略

对上式进行一阶差分得:

 

3.2.2工具变量策略

对上式进行一阶差分得:

这里,shock为工具变量。

 

实证结果

04

 

4.1基准回归结果

如表10所示,OLS的估计系数接近于零,在统计上不显著。然而,这可能是由于反向因果和遗漏变量导致的估计偏误。例如,如果孩子在父母沮丧或不快乐时不愿意迁移,则家庭中迁移人口比例的变化可能是父母经验效用变化的结果,而不是原因(反向因果)。由于遗变量,它也可能有偏差,例如Giles 和 Mu (2007) 发现年长父母更健康的成年子女更有可能迁移。关于体验效用与其他变量之间的关系,DRM问卷类型的系数表明,留守父母的体验效用在晚上高于上午或下午,这与Kahneman(2004a)等人的发现一致。

 

4.2工具变量

表3报告了使用 IV 的估计结果。第一栏展示了第一阶段的估计结果,特定村庄的迁移目的地就业冲击与迁移的成年子女比例的变化呈正相关。F统计量为16.2,表明不存在弱工具变量问题。该表的其余部分报告了第二阶段估计的结果。第(5)栏中的系数表明,成年子女的移民比例每增加10%,导致沮丧时间的比例增加了3.2个百分点。无论是标准t值检验还是AKM推断,结果表明该效应在5%水平上显著不等于零。第(4)栏报告了净影响的估计结果,当迁移的成年子女比例增加10%时,留守父母的净影响得分会降低0.043。在基于标准t值检验的10% 水平上,估计值具有统计学意义,在基于AKM推断的10% 水平上,估计值接近显著。第(2)和(3)列显示出成年子女的移民比例对负面情绪影响较大,对积极情绪的影响微不足道。这表明,当更多成年子女迁移时,对U指数的积极影响和对净影响的总体负面影响主要是由更多的负面情绪驱动的。

 

4.3稳健性检验

首先,文章进一步控制了一组变量以说明家庭组成的变化,包括:非成年子女数量的变化、孙子数量的变化、父母数量的变化以及家庭规模的变化,回归结果比表3中报告的基准结果更强。其次,使用在两次调查中组成恒定的家庭的子样本(进一步严格控制),回归结果与基准结果相似。最后,文章排除了任何一年都没有成年子女的父母样本,结果与基准估计值相似。

 

最后,文章分别从“收入效应、替代效应、悲伤效应”三个方面进行了机制检验。

 

05 

结论

 

在这项研究中,文章利用全球金融危机导致的移民目的地就业冲击暴露的外生变化来确定成年子女移民对留守父母福祉的影响。IV估计结果表明,随着越来越多的成年子女迁移,父母所经历的整体效用下降。考虑到家庭组成变化和解释变量衡量的方式不同,实证结果仍然稳健。此外,在理论模型的指导下,文章利用DRM调查中可用的详细数据研究了收入效应、替代效应和悲伤效应的相对重要性。实证结果表明,随着更多成年子女迁移,留守父母的汇款和收入增加,但这些影响在统计上并不显著。同时,收入对时间分配和经验效用的影响相对较小。当更多的成年子女迁移时,留守父母将更多时间花在工作上,而更少时间花在社交活动上。文章的经验证据表明成年子女的迁移会降低父母在特定活动中的效用,这可能是因为缺少子女对他们的身心关怀和支持。

 

推文简介

徐玉卿,湖南大学经济与贸易学院

 

Abstract 

This paper examines the impact of children’s migration on the well-being of left-behind parents using panel data on experienced utility measured by the Day Reconstruction Method. Exploiting exogenous variation in exposure to employment shocks at migration destinations for identification, we find that left-behind parents experience lower utility when their adult children migrate. This is partly due to increased working time and less time spent in social activities, and partly due to reduced utility within activity type. The latter effect is consistent with the finding of less physical care and psychological support from children who have migrated. These negative effects dominate the possible benefits of greater income associated with children’s migration.

 

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