中国农村劳动力外出就业选择与人力资本状况相关性

PAGEPAGE27研究领域：劳动经济学中国农村劳动力外出就业选择与人力资本状况相关性研究提要：本项研究依据的数据资料是“中国人力资本投资与城乡就业相关性研究”课题组（国家社科基金课题）在2002年7月至2003年1月对全国16省市进行的问卷调查。在对数据进行分析的基础上，使用选用logistic回归模型及MultinomialLogisticRegression估计模型，利用SPSS11.5统计软件，估计了中国农村劳动力不同就业阶段的外出就业行为与人力资本状况的相关性，并对估计结果进行了讨论，文章最后给出了相关的政策建议。关键词：人力资本外出就业logistic模型MultinomialLogisticRegression模型Abstract:Thedataforthisarticleisfromthequestionnaireswhichtheresearchgroupgotamong16provincesofChinafromJulyin2002toJanuaryin2003.Basedontheanalysisofthedata,usingLogisticRegressionmodelandMultinomialLogisticRegressionmodel,theauthorestimatestherelativitybetweentheoutforemploymentofrurallaborsandtheirhumancapitalconditionswithSPSS11.5software.Relativepolicesandsuggestionsaregivenafterdiscussionsontheestimatedresults.Keywords:Humancapital,Outforemployment,LogisticRegressionmodel,MultinomialLogisticRegressionmodel1．文献综述——外出行为影响因素分析在对农村劳动力的外出就业选择的研究中，人们关注的重点，多是对影响农村劳动力外出的因素进行考察，一部分研究对外出就业的后果进行了考察。“中国农村劳动力流动”课题组(1997)利用1994年四川省农调队有关资料，采用多因素分析模型，即因素分析法(factoranalysis)，对中国农村劳动力外出就业的决策行为及其影响因素进行了实证研究,分别建立了农村劳动力外出就业的家庭决策模型和劳动力外出就业个人特征模型。在农村劳动力外出就业的家庭决策模型中，引入了8个变量，包括①人均耕地面积，②家庭劳动力，③家庭外出劳动力人数，④乡镇企业从业人数，⑤劳动力人均收入，⑥家庭类型，⑦村外出人数，⑧村外出人员平均收入。在劳动力外出就业个人特征模型中，进一步引入了劳动力文化程度、年龄、婚姻状况、性别等4个变量。实证分析了在其它条件一定的情况下，影响家庭内部某一劳动力是否外出就业决策的因素，其中最重要的是劳动力素质；其次是外出就业的外部环境，这一结果表明，只要存在着城乡经济收入的不平衡,农村劳动力的流动就不可避免；第三是家庭的资源和经济条件，分析表明，劳动力在其家庭经济活动中，具有一定的分工差异，而这种分工的差异是家庭劳动力是否外出的一个重要影响因素。美国加州大学洛杉矶分校教授Donald.J.Treiman等人（张照新，宋洪远，2002）将父母受教育程度因素加以考虑，运用1996年的一个样本容量为6030个中国成人的抽样调查数据，对农村劳动力流动的决定性因素和后果进行了研究。他们发现，对于男性来说，父母受教育程度越高，其离开农村的机会就越大。如果某个人的父亲从事非农工作，或者他自己是中共党员，或者曾经在军队服役，或者读过高中，尤其是大专以上，他离开农村获得城市户口的机会就会增加。英国牛津大学JohnKnight和诺丁汉大学宋丽娜（张照新，宋洪远，2002）强调了务工者在进入非农产业就业时受到的种种限制,如不充分的信息、风险和交易成本以及需求方面的约束对农村劳动力外出决策的影响。而且通过对邯郸1000多个农户和700多个民工的调查资料的研究发现社会网络(social-network)在劳动力外出方面所起的作用。①与国外或城市移民不同,我国农村劳动力的外出决策更多的是建立在特定信息基础上。②社会网络在潜在外出者获得特定就业信息方面有更为重要的作用。但是与通过官方组织的介绍获得就业机会相比,通过家庭成员或亲戚介绍工作,外出成本提高2.5%；而通过朋友、同乡、或者从中介获取信息外出,外出成本要增加4%。③教育程度高的人有更多机会获得迁移地点的一般信息和特定信息。美国经济学家托达罗（迈克尔·P·托达罗，1992，中译本，第243页）曾提出了期望收入差额的概念。他将一般用于项目评估上的“收益———成本”分析法创造性地用于城乡人口迁移的个体决策分析上,提出城乡之间人口迁移的决策主要取决于城乡期望收入的差额。从而论述了预期收入对农村劳动力外出选择的影响。预期收入是按农村和城市工作之间的实际收入差别和一个新移民得到城市工作的可能性来衡量的。迁移决策是依赖于“预期的”，而不是现实的城市—农村的实际工资差额。托达罗模型的基本前提就是移民们考虑在农村和城市部门中他们能在各种劳动力市场获得就业的机会以及选择从迁移中使他们的预期收人最大化的机会。周其仁（1997）强调外部环境对于农民外出就业机会的巨大影响，认为农民的就业机会首先并不是由他们本人的就业意愿和劳动技能所能决定的。国家的经济发展策略和经济体制选择，外生地决定着农民就业空间的容量，从而深刻地影响着普通劳动者及其家庭的经济命运。广大研究者提出的城市政府对农村劳动力的限制政策构成劳动力外出选择的外部环境因素，是影响劳动力外出就业选择的重要因素。这些因素包括首先是从经济上卡民工的脖子，对其征收各种税费，人为地提高其劳动力成本；其次，政府利用职业歧视政策，把民工排斥在某些行业之外；再就是政府利用行政手段其中最常见的是户籍的限制，以此加大农村劳动力的外出直接成本、降低收入、降低就业概率从而达到限制农村劳动力进城，以缓解城市就业压力。蔡昉将这些政策称之为“保护性就业”政策，而且认为城市政府用限制劳动力流入的方法企图实行保护性就业造成巨大的效率损失，不仅限制了城乡劳动力的公平竞争，更导致用工企业的成本上升，利润下降，比如在上海，企业每年要替其所雇用的每名农民工交890元费用，约占民工工资的20%（北京大学中国经济研究中心城市劳动力市场课题组，1998），更严重的甚至会导致劳动力的流动减少。谭文兵，黄凌翔（2002）等从城乡生态系统的比较中推出农村劳动力外出就业的行为选择。认为城市生态系统和农村生态系统内在各构成要素之间相互作用、相互依存，都存在一个比例适当的问题，人口过多，必然会在生态系统内部产生一种对过剩人口的排斥力。中国的现实是70%的人口在农村，大大超出了目前农村经济、生活水平下的人口承载力，本文作者估计1999年中国农村劳动力的剩余规模为13772.4万人（侯风云，2004中国农村劳动力剩余规模估计及外流规模影响因素的实证分析，《中国农村经济》，第3期），这一规模占农村总人口的15%左右，对农业生态系统构成了一种强大的压力，并不断地影响着农业生态系统的良性运转。而由于城市化的不断加速，城市建设的迅速发展，文化、交通、生活等设施不断完善，城市的人口承载力有不断提高的趋势，城市生态系统所受到的压力相对要小。因此无论是由于农业生态系统自身运行的规律性所产生的排斥力，还是人类所具有的追求更好生活环境的内在动力，都决定了农村剩余人口流向城市，这实际上也是人口城市化的生态学动力。在性别变量对于劳动力外出就业的影响分析中，中国人口信息研究中心娄彬彬通过在安徽、四川两省的调查发现，外出妇女呈现低龄化倾向，29岁以下的占近90%；文化程度低，外出女性的受教育程度绝大多数为小学、初中文化，但与未外出女性相比，其文化程度相对要高；外出动因复杂，尽管初次外出的主要原因是为了获得较高的经济收入，但也有很多女性外出是“为了增长才干”或“为了更好的前途”，还有一些女性外出是为了“逃避不幸的婚姻”或是“还债”。对于我国学者在分析农村劳动力外出动机时，往往用“家庭策略”来解释性别差异的现象。蔡昉（1997）讨论了迁移距离对外出就业选择的影响。在济南市打工的外地劳动力中，外省流入的只占6.7%，而且这部分人只有30.4%事先找好了工作，较之本省流动劳动力低了43.6个百分点。美国的一项研究表明，美国国内地区的迁移距离每增加1英里所造成的迁移成本，需要5美元的预期收入差别才能予以补偿。另一项研究（MamermeshandRess，1993）也十分有趣,在其他因素不变的条件下，对一个想要迁移到瑞典的北欧国家居民来说，到迁移目的地的距离每增加1倍，他选择迁移到该地区的可能性就降低50%。该研究表明，在劳动力市场上，对于寻找合适的就业机会者来说，谁的人力资本和社会资源更具有优势，谁获得的机会越多，谁选择的范围就越广泛，从而最可能突破距离的障碍。这里的所谓人力资本和社会资源主要包括获取和理解信息的能力，更为广泛的社会关系，较强的承担风险能力，以及对于各种职业的适应性等。赵耀辉（1997）在讨论教育在中国农村劳动力流动中的作用时，涉及到了家庭拥有的耕地面积、教育和家庭中学龄前儿童的数量对劳动力流动的影响，土地拥有量对外出的影响在统计上是显著的。土地比较少的家庭劳动力外出概率比较大。如果把家庭人均占有耕地减少一亩，该户劳动力外出的概率就增加4.6个百分点。因为土地是影响家庭农业收入的重要因素，减少土地对外出的影响应该来自农业的预期收入的降低。文化程度对外出的影响很小，这是出乎意料之外的。同没有受过正规教育的人相比，受过小学和初中教育的人的外出概率比较高,但是高出不多(分别为20%和24%,5%的显著度)。高中文化程度的人与没上过学的相比，外出的概率差不多(差别在统计上不显著)。我们在对农村劳动力素质对外出流动的解释中发现，初中毕业生人数与外出规模正相关，但相关系数不大，仅为0.254，而高中毕业生人数则与外出打工规模呈负相关（侯风云，2004中国农村劳动力剩余规模估计及外流规模影响因素的实证分析，《中国农村经济》，第3期）。赵耀辉的数据显示，家庭中学龄前儿童的数量对外出的影响不显著。这可能是由于儿童的祖父母帮助抚养的原因。住户访谈的资料显示，儿童的父亲一般不会因为家里有年幼的孩子而放弃外出，如果家里有老人帮助，很多母亲也不会因为孩子而不外出。父母亲把孩子带出去的情况虽然有，但是不普遍。另外，蔡昉（1997）曾就济南市的抽样调查对农民工的就业理性行为进行过探讨，进一步论证了组织化程度对农村劳动力外出选择的影响，认为农民工的社会资源对于外出找工作具有重要作用。李实（2001）利用1996年山西省10个村的调查数据对农村妇女劳动力的外出打工行为进行了经验分析。结果证实在影响女性劳动力外出打工的因素中，年龄是一个主要的解释因素，农村妇女外出打工者大多是年轻人。同时，文化程度也是不可忽视的因素，因为较高的文化程度更加有助于增加她们的外出打工机会。轧谭深（张照全新，宋洪远僵，2002概）通过分析裂女性外出的校动机以及在形不同家庭的距角色期待的炸差异，对于妖“啄家庭策略腊”社和口“捎家庭成员利震益一致性译”形假设和判断陈提出了质疑怖。她通过对避四川省和湖趣南省200劣位回流人员铲的访谈发现乒，有2/3牢的外出劳动落力第一次外迎出的动机是源为了自己，浑性别之间没犯有差异。但白在外出是否蜜得到家庭的抄支持问题上故，不被支持悄的主要是女竟性。也就是斑说，女性的挡个人独立意猴识在外出动撒机中占有相海当大的比重背，这至少对嫂“鼓家庭策略猫”部的判断提出裳了质疑。对矮于钓“挡家庭成员利姐益一致性越”挪假设，谭深想认为，家庭炮女性的角色然期待取决于戚家庭的经济爱状况和家庭杠成员之间的泻感情联系。网当两者处于咐最佳状态时躁，父母往往网从女儿的角骄度考虑。但除如果感情联演系较好而家鼻庭经济状况故不好时，女担儿就要为家粗庭作出席“古牺牲献”属；如果感情映联系不好，潮外出就成为泥逃避的借口棉。女性一旦阀结婚，她的宇角色和责任姑就基本定型兵，丈夫对她洗外出的支持吹几乎完全是涉从家庭考虑香的，女性外年出的动机中舍为自己的成民分也就大大为下降。如果待女性还存在旧为自己的动意机，就会引销发家庭冲突贷。因此翠“筝家庭成员利伴益高度一致蚀”向的假设可能议被推翻。纲层国家统计局布农村社会经明济调查总队腾社区处（2爱000）的杯资料显示，涂农村劳动力猜外出就业的狗性别和年龄疗变量特征为缓，农村剩余撞劳动力转移宫仍以男性、言轻壮年劳动源力为主。在恢1999年沉转移的农村昏剩余劳动力象中，男劳动脂力所占比重目达67.齐1%；18废岁以下的比姻重为5.末5%，18预—水40岁的比上重为77.蚊4%，4班0岁以上的吩比重为16撒.8%。碎劳动力的文躺化素质特征峡为，当年转备移农村劳动蜂力的文化素脏质又有提高殿，而且流动柜劳动力文化督素质的高低篮与流向地的惕发达程度成证正比。19俊99年转移那的农村剩余扑劳动力中,论文盲或半文山盲占1.赏6%，与上肺年持平；小丝学程度占1需9.1%按，比上年下四降1.5棍个百分点；残初中文化程更度的占62亲.9%，浊比上年下降展1.1个百阁分点；高中眼及高中以上贞文化程度的捐已经达到1齿6.4%此，比上年增铅加0.4背个百分点；障受过专业技若能培训的占娘28.2胜%，比上年兼略有减少。烂阳俊雄（1纺998）考寻察了农村转猾移劳动力的艇人力资本状惠况及转移劳绪动力的人力乔资本状况对趟就业结构的艇影响：（1半）转移劳动盘力以男劳力岁、整劳力为报主。在当年联由农业向非氏农行业上转盯移的劳动力砍中，男劳动肃力占70.软2%，女劳膝动力仅占2勿9.8%；使整劳动力占澡94.5%剩，半劳动力勒占5.5%塞，说明农村善劳动力向非捉农行业转移范仍然具有明浅显的体力型品特征。（２唱）转移劳动状力的文化素灾质高于平均纸水平。调查捷资料表明，绘当年转移劳驶动力的文化寸程度指数为擦8.72年云，比农村劳继动力的文化矛程度指数高睬0.55年抢。从具有不腿同文化程度朴的劳动力分筐布来看，在因转移劳动力禁中，文盲或短半文盲仅占祥2.4%，困小学文化程尤度占25.腊2%，初中息文化程度占跨57.1%贫，高中文化岗程度占14裂.3%，中渐专程度及以次上占1.0徐%，具有初漫中以上文化赠程度的劳动察力占72.片4%，转移尚劳动力明显哥具有较高文阳化素质。（闪３）转移劳免动力中有较生多人受过专虑业培训。在鹰当年转移的鄙劳动力中，颤接受过专业搞培训的劳动那力占25.谱5%，比农菊村中受过专捉业培训的劳寄动力所占比踩重高10个卖百分点。具胡备小学以上烟文化水平对拣转移劳动力益的就业产生漠重大影响。嗓转移劳动力案的文化程度晨是否小学毕们业对劳动力获就业产生很也大影响，就费业结构差异出较大。当转脱移劳动力文治化程度在小渣学以下时，艇他们的就业乳受到一定的滔限制，当劳集动力文化程岁度在小学以吉上时，不同煤文化程度指轰数分组的劳临动力就业结音构基本相似窑，说明转移分劳动力比较踢能够适应各罩个行业对劳抱动力文化程阳度的需求，各劳动力就业氏选择的空间虚较大。就转肾移到不同行盟业中的劳动负力文化状况薪进行了分析句。从按劳动愿力文化程度录分组的转移戒劳动力的行科业分布情况画看，转移到事工业行业的奖劳动力一般铅需具备小学盯以上文化程慈度；建筑业捏较易接纳低塑文化素质的蕉劳动力；低过文化素质劳忽动力较易进迁入交通运输亏邮电业和社军会服务业；循转移到商业雾饮食业的劳默动力具有一真定的文化水扫平。雾从回流状况幼上看，国家去统计局农村房社会经济调朋查总队社区桃处（200迫0）资料显穗示出，近几亚年，农村劳扔动力在流动洋过程中返回留的比重逐年押降低，由1懂996年的桂1.6%衰下降为19以99年的0胸.5%，淘如果扣除返腿回到本地仍泡然从事二三观产业部分，报返回劳动力戴的比重则更热低。返回的炸比例降低，炊说明转移劳池动力的目的恨性增强，稳寄定性提高。培刘建进（张头照新，宋洪屈远，200茅2）通过国礼家统计局抽模样调查数据伐发现，20师00年外出奥劳动力回流程仅为转移劳院动力的2.般31%，比研1999年惹的2.44骆%又有所下叙降。受过专搏业培训劳动买力的回流比扬例低于未受甩专业培训劳抹动力的回流东比例。这可扰能意味着回玩流劳动力的增主体不是为露了回乡创业赏主动回流的显，而更多是银被迫或失业予而回流的。杨外出就业后稍接受过专门扰的培训对于姿农村劳动力办长期在外就硬业起着重要霞的影响。卷以上我们就置中国农村劳骡动力流动的拣影响因素进农行文献总结醒。一方面研慨究者对一个左因素或多个驳因素，使用拳不同的方法罩对影响中国垫农村劳动力变就业的因素瓦进行了考察炊；另一方面漠对农村外出趟劳动力的人搬力资本状况迟的一个因素男或多个因素进进行了考察狐。从文献部必分看，大部腹分研究没有称将劳动力的痰外出就业行蛾为当作一个玩过程，一个捎连续的过程吴来研究。而弦且有些研究每哥“巴大多停留在闷对农村劳动却力外出意向咽和外出原因已的直接询问模和分析上,骡没有根据农者户及劳动力节所拥有的客脉观经济和社向会条件对外陷出就业的影次响进行实证扔分析渠”优（钻“叠中国农村劳轮动力流动然”缎课题组，1议997）。旧我们认为，底农村劳动力坚的外出就业妻选择包括两知个阶段：第投一阶段，农膏村劳动力的宋第一次就业浴选择即在外听出就业与在护家就业之间嫁选择。第二肺阶段，农村害劳动力的第串二次就业选翼择，该阶段踢分为两个方静面：一是农塘村劳动力中滴没有外出的扑劳动力进一辈步的就业意资愿即外出意柏愿，是外出干还是继续留该在当地就业绣？二是已经逃在外工作的书劳动力的回续家就业意愿伯：是留下来缺还是回家？淋在以往的文驰献中，我们忙发现对第一垃阶段关注的屋较多，而对棚第二阶段的窃研究则关注雷较少。在第搂一方面的分慨析中，多是各就已经外出索的劳动力与月不外出的劳振动力选择行挽为进行分析崇，由于许多沉尚未外出但兽有外出意愿讲的劳动力已冶经构成了农伴村潜在剩余挥劳动力，因央此分析这一彻部分劳动力偏可能的外出暂意愿的影响再因素对于进撇一步了解农生村劳动力的眯就业行为具权有重要意义阔。关于第二溉阶段，外出肠劳动力的回昨流已经构成箭了农村劳动季力就业行为恒的一个重要减组成部分，曲需要加以关字注。我们在式本文的研究肺中，将对这岂两个阶段分计别考察。考咏察涉及的因男变量是中国压农村劳动力苦就业行为，款在这里我们扶不只是考察许影响农村劳栗动力外出选乐择的因素，罪而且从各个扮角度全面考舟察农村劳动柔力的外出就想业行为包括辛外出行为，馒外出就业区痒域选择、外螺出意愿、外休出后的进一燥步就业选择劳等，在同一撤项研究中从社不同角度对辅中国农村劳辟动力的就业畏行为进行实侮证分析。在瘦该项研究中葱，考察所涉征及的自变量尘是人力资本袜各要素和其呜它特征变量脾。在这些自桂变量中，有本些变量与文允献中涉及的旁变量相同，布例如教育水想平、工龄、丝性别、婚姻心状况等，但棵有些变量则蚕有明显差异色，如培训状碰况、健康状粥况、劳均耕水地面积、是扇否家庭中的稳最主要劳动捞力、家庭中伶是否有外出风劳动力等。查我们的研究逝重点在于考援察农村劳动让力的人力资凡本状况对于胀外出就业行溉为的影响，循因此不论在炸哪一过程的东就业选择都结要综合考察普人力资本各高要素对就业丸行为的影响渡，而对于其裁它影响因素贪，则视本项撞研究在不同础方面的侧重捞点而有所区乔别。本项研少究主要着眼椒于在现行制捧度下的劳动线力个人特征开变量，而对流于其它环境悬变量则关注置较少。润2．数据分六析搬在本节中我虏们专门就农强村人力资本兰状况对于农歇村劳动力外嗓出就业行为励的影响进行荣研究，使用胜的数据分为朝三部分：第慌一部分数据联取自植“坡农村劳动力馆外出打工意浸愿调查钟”阿，调查对象饶是现在仍在使农村就业的背劳动力，主料要考察该部崇分劳动力外驼出就业意愿找的影响因素缴，即研究他剂们外出打工竿的意愿与相熄关的人力资晓本状况的关晌系；第二部体分数据主要降由以下两项芒调查数据合氏并而成，一估是炕“戏农村劳动力跳外出打工意辣愿调查败”臣，二是伙“赚农村劳动力浑外出就业收死益与人力资者本状况调查吩”虾，后者的调岗查对象是已慌经外出（乡略外）就业的逮劳动力，在顺这里，将第础一部分数据塞的所有样本牺当作未选择吵外出就业的阻样本，将第悼二部分数据税的所有样本哨当作选择外株出就业的样剧本，将二者匙放在一起，侄一是考察外聚出与否与人半力资本状况恐及相关变量戒的关系；二缠是考察外出拘（包括意愿及外出）的区妥域选择与人雹力资本及其丑它相关变量既的关系；第拖三部分数据捷来源于度“减农村劳动力形外出就业收匆益与人力资疫本状况调查肚”陆考察已经选狼择外出劳动丧力的进一步劳就业选择：航是留在城市殃还是回农村纸就业，侧重叛于考察外出鼠农村劳动力妈的进一步就极业选择与人兴力资本状况银及某些制度里性因素的相抓关性。白该研究所需番的全部数据录均来自课题涝组在200态2年盘7月至20首03年1月情对全国15笼个省市自治埋区进行的典该型调研，样翻本范围既有案沿海发达地迹区，也有内拒地较不发达半的地区，样舞本分布较多枕的省份为山塌东省，江西缴省，河北省抹，甘肃省，励河南省，浙礼江省，四川贷省，重庆市术等。砍锣在该项研究毁中，害第一部分数洽据取自题目适为船“锐农村劳动力予外出打工意么愿调查菊”立的样本，该告项调查的对职象是仍在农喝村从业的劳滩动力，收回吵有效样本4朝858个，注调查涉及的残就业选择变货量为是否愿炎意外出打工萄（外出意愿悦）、外出打脖工选择的区鼓域、外出的饼目的、外出筋打工愿意接劳受的收入、林未外出的原彩因；影响变湾量既涉及有曲关人力资本沙变量，如年轧龄、教育年详限、健康状丝况、培训状在况等，同时然也涉及了其匆它的可能引肥起劳动力外张出就业选择柳的其它因素围，如性别、悲婚姻状况、臂家庭劳动力匪数量、家庭康已经外出劳肆动力数量、括本人在家庭冒中是否为主情力、本人在枕家庭中的位员置（是父亲孙、母亲还是子子女）、劳局动均耕地面下积、当地年紫收入（务农忠收入和其它栗收入）、农司闲时间等。讯相关变量说疯明及样本分兵布情况见表哈2-1伴表2-1犁：抛“见农村劳动力扯外出打工意迈愿调查天”须具体变量说汁明及样本分嘉布：嫩优变量依恭定义念燕冻冶均编码呈甚%雕煮样本枕数蛮一、就业选亿择变量：穴是否愿意外确出：堤哑击否数壮德懂歼勾0总续30.朱83%降寺1霸498冰穷目是处泡额休诊据1纷嚼69.指17%烘录市云3360药愿意外出的碑区域：群命讨乡外县秃内卵运箩县恭0针以29.6木%允14闸38刑辉壤省内县机外驼勒必码齐1速尺28.94虎%稀140截6疫沫谢省外缎膝淹怖袖挠2纵厨41.预46%优2题014午外出的目的硬：套使牢收入辽据翅更够没1保示55.惹93%军27细17功促来改变生谱活方式喇览紧丹2融扩16厦.28%兵豪791袍臭够进一步投发展演工涉拍3鲁斯1淘8.46%运肥897族说这其它户夏切刚片侧4抬徐5.收48%政26组6薪没摔复杂目屡的木卧坟露然5游庙3.85僵%垮187警外出愿意接辱受的月收入停：歌2查00-50碑0元秧杂犹传1俯努俊24.38巴%手1118射5塞01-10贫00元穿什拒桃2冻科勒59.21倡%昆2715嚷1院001-1升500元骆拖炕片3崇贤定10.88们%挤499河1501-霜2000元阿穿稻壳扭4萌闲纠16.30盯%葡526话未外出的原乔因：埋歪没愿机会剪炮蒸锣乔1涂草屋31.胞00%胀150夕6华押不肯了解而担心疑皆冈第萄2正规1昆2.06%达5砖86滔栗收丸入低策子尤究收3个它尘6.3旦0%慧306画谅家聪庭牵挂泄修涝绵煮4突逗金20.7煌1%裤1006偿没人种地喉坏牲压防5耽需衡6.9匙6%面338缘怕被城里人全歧视够码抱挤6窃企1衔.30%凑屈63陪以上复杂原挖因（两个原狱因及以上）怠7荷肥罩10.7浮7%街523泡其它原因相筒更册文7翅痕剥7.9毒6%那530乐二、人力资胶本变量：请年龄：仁拥筹16-笔34岁旬谱圆电凤1必殊61.勿40%稀2血983仗轮矩35-荷49岁糟劝螺养芝2搭糕30.逝51%倡1讲482套夜炕50岁膝以上洁壶笼覆3船抛婚8.09%免剃393辱教育水平：邪额碍小学及驾以下锯那反尺0猛野21式.59%顺俩1049拉苗价初中夜怪谊灭翻晨1倘亡57.8允8%惧28亦12宋续跨高中及龄以上泰怎旗洲2季恐26乘.53%丘称997苦技能培训：昏是否接受过析某种专业技介能培训盒由就没有饼晓菊惠橡览0童津69.6填0%祸338果1轨军州接受职级驻竿填免1穴组30痒.40%盲1冠477增治蓝粘培训内容：该漆球农业科技辉家倡逼雁虽1油2片0.51%央这303烘者蓄法制虾幼苏透绑岩2苹同2.98哗%诸44愿灰堆扫盲灌祝联消应魄3筑库0部骗0俩锐反工业技能眯专棕俩堡以4租钞21.5瓶1%撒303感嫂事就业技能当漏湖叨充钳5仰勉42.32茎%摆625衬食混其它劈秘挺迅面咬6幼瓶6.0灿3%放89备贪返两种以上培担训陕组与求0演装7.6楼5%然仍113鬼健康状况：方秩获很好坊嫌迈坏衫导款3虫泉64.18小%四3风118嘴经裙一般讨巡加慰佣夹2宅烫32.2搭6%凯步1567称航抖较差清晒点铃国早1僻们3.29庸%往毅160丝雄帜经常生欢病脱泉影汗质0饰0浮.27%敏弊斜13初三、其它相廉关变量：长性别：蔑全煎女性皱戚点倾再朵0维呀20.8指5%维蝇1013微巾蛾男性夕确认带茫拜1访呀79.1烦5%急潜3845鸭婚姻状况：锹水未婚根惜篇牧决要0御结42.负88%笨辰208昆3野盼已婚哥锄雪愚贞瑞1豆筑57.林12%孔姥277捧5筹家庭中是否杨有外出劳动涌力：灶这没有范胆甩铃盘酿0咸召42.飞14%吴自2047尸购有扯惧海迅窃震1求质57前.86%定塞281垫8牧是否主力：脖枪否席孝程刃厕桥0业存17.养91%逮转融870劈刺是冶届拨趟朵誉1乱栗82.楚08%庭猜39袋88含劳均耕地面唇积：郊绕1亩以禁下弄同毯寄渗1座果29.11塞%印滔1414炒喝1-3耍亩绪葬肾杜舞2虹集55笑.25%眠优268第4薯仙3亩以缴上麻巩截惕谎3透竟15摸.64%主姐760衡农闲时间：袖秒10天姜以下祥鲁企芦斯1厕京0.80%命笨患39锁足11-削50天补略抱奋溉2腰光7.1坦6%诱午348考钓51-庙100天疼闻增胜脖3皱碗18.贝16%销烤882告瓜100配-150天铺败甜禾老坏4州65状.40%何旨317五7跑少151蝶-200天百以上弦亚恢吊5摧该8.48%亏浩航412堤当地年收入董（锹指每一劳动璃力年末弯务农收入和偿其它收入）霜：举2床00-29杜99元政旗做扫但0永42.0练5%打杂稍2043刚3拐000-5场999元悼滤株均罚1抢31.4亲5%初锯1盼528驳6捏000元以哥上故挑拉筐2锤1标8.71%阶委死9怕09颤其余刷缺省值半招复理粱3缴7.讽78%番无3涉78妇在风“寺农村劳动力摄外出打工意恼愿调查爸”统中，我们发垄现，大量的益农村劳动力气虽然没有外狼出行为，但洽69%的劳裤动力还是愿盯意选择外出私就业，说明歇农村存在着推大量的潜在农剩余劳动力我，而且从意誉愿外出的目泰的看，55邀.93%的浮劳动力选择吧外出是为了晌增加收入，忆这说明用收落入差额做为摆衡量农村劳胀动力的剩余高程度是有现炕实依据的此（侯风云，蠢2004c妇）马。如果外出旱打工，近6详0%的农村宝劳动力愿意符选择在省内她就业，选择旁外出到省外曲的就业比例角为41%。储从被调查者煤接受培训的盯状况看，接按受过培训的穿劳动力仅为陆30.40速%，近70璃%的劳动力陡没有接受过头技能培训，灾可见农村劳道动力的技能投培训状况不宏佳。但是从室农村劳动力余的我“桐农闲时间驰”适看，70%愿以上的劳动勤力农闲时间总在100天散以上，可见沉，大量外出棍劳动力如果骄没有在农业威外做工，则原可能在一年淹有大量空闲忠。如果在这异些空闲时间店中进行专业孙技能培训，趣不仅会增进敞他们的人力碗资本存量，纲而且会提升岩原有的人力队资本，因为嗓人力资本的姨一个重要特伯性是在使用谈中升值，在期闲置中贬值缸。黑在这些未外喂出的劳动力锦中，绝大部口分是家庭收柱入的主力，绕但由于他们割没有机会到宣外面(30点%样本)以琴及不了解外著面的情况而必担心外出会随有风险（1群2%样本）帖，所以不能牵外出赚取更厘高的收入，税这可能会影握响农民收入功的提高。在押该项调查中无，82%的白样本是家庭隶的主力，年删收入在30甜00元以下尖的样本高达爪42%，证比明农村劳动股力在家收入倍严重偏低，赤而且没有外筹出机会，大从量的家庭主基要劳动力滞蝇留家中，僚“为享受清闲姨”厌。件本项研究中弟使用的第二椒部分数据取故自第一部分尊数据与第三犹部分数据之肃和，即将第巧一部分数据都中的有关变式量和第三部弓分数据（农珍村外出劳动腔力收益与人堪力资本状况肯调查）中的跨有关变量进蹈行合并，主新要考察相关巷变量对外出虹与否及外出锋区域选择的陶影响。关于泻第一部分数介据的情况我牢们已给出，氧第三部分数旗据的基本情葬况已在唉“再农村劳动力惧外出就业收哀入与人力资剂本状况相关宋性研究片”糟（参见侯风败云，200狭4a）耐中给出，因典此在这里，葱第二部分数藏据和第三部诱分数据我们麻不再做总结差和分析。另撑外相关数据粗的一些说明真在识“自中国农村劳粉动力收入与站人力资本状备况相关性研斑究荐”她中也做过相卵应的叙述吊（参见侯风僻云，200启4b）胶。触3．变量跪选择、模型垂设定及估计伏结果良Kangq疑ingZ何hang岭和寺DonD遥eVore袭tz喇（2002浓）在森“菠人力资本投幼资和流动：焰一个中国的武多阶段模型尝。工”哲中尼构建了一个烧中国劳动力怨流动的多阶扩段复合模型你，慨提出了一个朝人力资本从案出生国向外昆流动的复合恒模型，介绍怠了人力资本脑不同阶段的泉流动选择行稼为。背我们依据这系一复合模型疼构成，结合看中国农村劳养动力的就业捎选择行为和碧过程，对农局村劳动力的庄就业行为进照行具体考察抵，得出以下思阶段的就业流选择过程。协而且在兼不同阶段，疤我们给予关绘注的重点不将同：藏第一阶段，自农村劳动力无选择外出就墨业，还是在伶家就业；对侨于事实外出沾和意愿外出菜劳动力，则签选择就业区烤域。伍第二阶段，锐对于选择在色家的农村劳六动力的进一振步选择是继林续留在家中讲，还是准备炸外出；对于帖已经外出劳奸动力的进一赤步选择是回牌乡还是留下虎。束我们依据理烛论及相关的墓经验判断，渡对各变量之膝间的关系做刘以下两层次联假设：亲第一层次假即设：脆（1）外出界打工比在农慰村就业有更碧高的收益；牢（2）在外急打工比在农兽村就业需要奸有更高的成眯本和训练费嘱用；虑（3）在外拐打工比在农毅村就业更容事易使个体人百力资本存量祥增加。鸣第二层次假松设：脖婚姻状况对富于劳动力的幼外出行为有遣很大影响，萝结婚使外出友就业的概率疑下降；侧年龄对于劳包动力外出就降业的影响很波大，年龄越芳小，外出概榜率越大；庸教育对于外盘出就业的影困响是正的，缝教育水平越焰高，越容易接选择外出就鲜业；童劳均耕地越夸多，越不易钞选择外出就捏业；贯外出前如果艺接受技能培至训，可能的愁外出概率就觉大；帝身体健康状否况好的劳动阅力，外出概拒率大；道在家收入多肝，外出概率妖小，回乡可沈能性增大；病外出收入多摄，则回乡就比业概率小。己模型的使用咱依据于我们虚所要估计的袭问题的性质杨。本章所讨枪论的是具有楼二分类和多韵分类因变量括的模型，因雄此我们将采恩用logi跨stic回厉归模型进行巴估计。不同狮阶段所估计挥的内容和涉望及的变量不酷同，因此需性要针对不同责阶段的性质殖进行模型和趴变量的设计化，并对此进粱行估计。徐3.1第另一时期就业莲选择：模型兴设定及影响趋因素估计贸第一时期的顷就业选择行凡为包括两个烂方面的内容湿，一是外出兄与否；二是底外出意愿和跪外出事实中干的区域选择宜。颜就第一方面坑而言，主要锦对影响农村完劳动力外出成与否的因素畜进行考察，煌所需要估计士的内容包括昨人力资本状骤况对外出就尚业选择（外旷出就业与否各）的影响以忌及其它相关馋变量对外出党就业选择的寸影响。在这占里我们选用部logis叔tic贱回归模型进借行估计。羡logis练tic连回归模型探屿索影响因变损量的因素数，薄研究在某一定定条件下个误体呈现某种沉状态的概率匠；良比较在不同肤自变量取值幸组合下个体眉呈现某种状劈态的相对可留能性等（团田考聪落,决曾庆少,片王润华等骑索1995）宵。然从我们所估异计内容的性想质看，因变怠量是一个二圾元选择变量识，即坐“运外出齿”诱还是织“伸不外出插”雅，自变量则桑是人力资本闯各要素及其脉它相关变量牙，因此可以边使用log港istic滑回归模型进芒行估计。通井过对各种要要素的分类和绘筛选，引入她影响农村劳漏动力外出还倾是不外出的梅因素分为人潜力资本变量货，包括教育榆年限、工龄俗、身体健康愿状况、培训帜状况；个人捏特征变量，丢包括性别和稳婚姻状况；耻其它相关变炊量，劳均耕糊地、在家收亚入。挨模型的具体巾形式及相关厌的估计变量歌如下：（1）迟表3-1腿模型（1）此变量说明绒农村劳动力持外出就业的菌概率届样本的受教誓育年限（年米）尼样本的工作赛年限（年）妻如果样本接穗受过培训，疏则为1，否镇则为0。齿如果是男性瞧则为1，否族则为0。驾如果样本处太于已婚，则走为1，未婚轻，则为0。异在家一年农渴业收入和其静它收入总和横的对数值（蛇元）啄样本拥有的绸劳均耕地面般Logis驾t雅ic洁回归是一种请针对定性数辞据的分析方葡法，因此需摔要对连续型镰变量和多分柄类变量进行切特殊处理。篮在吨本项研究中汇，教育年限忆、工龄、收输入及劳均耕技地面积等都亚是连续型变趁量，但我们峰的棋分析样本量净很大俭,拥因此使用连际续型变量一蜡般不会出现她空单元（Z井eroC丙ellC时ount）践和过离散(矮Over-停dispe膜rsion垃)等问题档,划也背不会导致估努计系数的标引准误过大问敬题，并且优无点在于不会漠损失统计信朗息。所以我风们叛没有对连续距变量进行特槐殊处理，而俘是以原始数高据进入。身扮体健康状况振是多分类变涝量，因此需铃要对数据进屋行处理。蔬在这里我们夕对身体健康疑状况进行离魔差编码慰(ind蜜icato盈r歉腹codin刑g)由引入皇虚拟变量。瞒其中身体健毅康状况分为怒：很好、一很般、较差、参经常生病，梯这是一个四衬分变量，对扰此引入3个茂虚拟变量，轰并进行狡离差编码别。援表3-2堤身体健康状像况的臭离差编码挡身体健康状堪况红D增1中四D涌2站块D越3锄很好虎威烤1牙洗0毕帐0即一般冷拒眉0嚷枯1星水0约较差隶罗贼0椅介0笼娘1刻经常生病醉婶0张览0第烫0炉我们将滨“疫农村劳动力卵外出就业收峡益与人力资原本状况调查罢”展和秒“牢农村劳动力妙外出打工意密愿调查歪”挡两部分数据热进行合并作妨为我们估计豆模型（8.国1）的样本魔基础。前一做部分数据代延表选择外出搅的农村劳动本力样本，后洞一部分数据搁代表不选择但外出的农村拔劳动力样本县。我们使用伐SPSS1吩1.5软件刺进行估计，缘其中渔logis排tic抗模型是总用极大似然肠估计法进行私估计的。我齐们默认强迫宏引入法（E负nter时）信,即所有自自变量强制进够入回归方程壳，棕容模型（1）思估计结果耗为：赞（2）脾下面将通过良模型相检验和号Cox&脱Snel丛lRS异quare带以及类Nagel奔kerke豆RSq炉uare领来检验样本线方程（2）磁的显著性及尖拟合的优劣赛。脖表3-3效缸模型系数的隐综合检验（欠Omnib袄usTe蹦stso抗fMod葱elCo醋effic熟ients王）活坑扯Chi-s碧quare龙df复Sig.予Step废1缸Step太1185.勇906延10没.000呜陶B揭lock迫1185.驾906殖10咏.000杏伏Model惰1185.避906腹10偶.000煌模型扯检验是回归锯模型的显著槐性检验。目固的检验是全舞体自变量与闯因变量的线醉性关系是否惯显著，是否倒可以用线性桌模型拟合。榴零假设H潮0舍是各系数同侦时为零，全刚体自变量与您因变量的线途性关系不显横著。在该项娇检验中，模财型窄值显著性概灵率为0（吃Sig栗）远远小于堪5%的显著阶性水平（参记见陆表3-2，熄则应拒绝外零事假设粱。独因此该模型箩中的所有回目归系数不同逝时为坟零刮，众全体自变量广与因变量的侮线性关系显期著。摸帮表3-4著弟模型总体参域数表（Mo乘delS玉ummar狡y）抬Step欠-2Lo蹦glik敲eliho侨od蝇Cox&东Snel央lRS乏quare驰Nagel灌kerke旁RSq惹uare链1浮6606.冻322盈.163劫.236扑Cox&跌Snel锤lRS遵quare待以及到Nagel矿kerke芽RSq名uare索检验是回归耽方程的拟合勉优度检验。杰Cox&饥Snel妇lRS碗quare占与一般线性懂回归分析中虏的R胜2栏有相似之处岸，也是方程笋对被解释变悬量变差解释欲程度的反映啄。疾Nag安elker宁keR尸Squar赠e炮是修正的演Cox&厘Snel经lRS趟quare枕，也反映了选方程对被解添释变量变差替解释的程度叼。一般情况彻是，脖Nagel沾kerke条RSq僚uare齿的取值范围米在0-1之咽间，越接近混于1，说明螺方程的拟合穿度越高。越袄接近于零，晚说明方程的刷拟合优度太泉低，但由于淹本项研究是投大样本，一柱般情况下，呀该值都偏小召，本结果（姐参见表适3-3）溜已经相当不警错。栽表3-5已回归系数及提显著性检验稼用表耻买B而S.E.暴Wald像df斤Sig.稳Exp(B什)佩95.0%行C.I.破forE薪XP(B)还丙势国后无臣修Lower盆Upper东Step燃1(a)拒教育年限抬.087鹰.017练26.41车6肌1鞠.000央1.091莲1.055恩1.128随但工龄据-.024桃.005钢24.99凭5像1飘.000扬.976占.967种.985墙恒很好为说1捏-.705通.452缘2.425疲1针.119养.494巴.204偷1.200紧蜡一般为芝1途-.428意.453门.894牺1谋.344穗.652胆.268速1.584搂筑较差为响1裁-1.40脊9辉.500洋7.938助1祝.005斧.244谨.092档.651陆植性别标-.852柿.066者166.7屠36态1曾.000忆.427冠.375手.485容绕婚否案.251惭.087殊8.374暗1枣.004供1.286代1.084蹈1.524拆期出前培训计-.076婶.069手1.201帅1絮.273偿.927辛.809怨1.062枪梦劳均耕地袄.062俱.016垮14.82屡7娇1携.000织1.064剖1.031桑1.098测芦在家对数回-1.02拾8占.039仍692.6讯24凳1刮.000约.358久.331筒.386桌巾Const激ant育7.287辅.555县172.4悠53侮1奴.000牙1461.揉399辆潮鸡在进行参数械显著性检验姨时，即判断嘉一个自变量芬是否应该包穴含在模型中闸，可以使用板Wald统粗计量来检验侮。评表储3-4给出猾了隆结果（2）买中各自变量沈估计系数详登细信息，根罪据Wald窗统计量检验股标准Wald检验统计量是回归系数的显著性检验统计量。SPSS给出了各解释变量的Wald的统计值和对应的概率р值。如果概率р值小于给定的显著性水平α，则应拒绝零假设，认为该解释变量的回归系数与零有显著差异，该解释变量与之间的线性关系显著，应保留在方程中；反之如果概率р值大于给定的显著性水平α，则不应拒绝零假设，该解释变量与之间的线性关系不显著，不应保留的方程中。除了р值检验外，也可以采用以下检验方法：在=0.05时自由度为1的分布的临界值为3.841，如果Wald值大于3.841，则拒绝原假设，表明该系数在95%的置信度上统计显著。飘，教育年限驾、工龄、性地别、婚姻状茅况、劳动均液耕地和眨“怪在家收入对斯数泽”挨等，在统计锅上是显著的购Wald检验统计量是回归系数的显著性检验统计量。SPSS给出了各解释变量的Wald的统计值和对应的概率р值。如果概率р值小于给定的显著性水平α，则应拒绝零假设，认为该解释变量的回归系数与零有显著差异，该解释变量与之间的线性关系显著，应保留在方程中；反之如果概率р值大于给定的显著性水平α，则不应拒绝零假设，该解释变量与之间的线性关系不显著，不应保留的方程中。除了р值检验外，也可以采用以下检验方法：在=0.05时自由度为1的分布的临界值为3.841，如果Wald值大于3.841，则拒绝原假设，表明该系数在95%的置信度上统计显著。貌对就业选择奴行为的第二粘方面而言，脾主要对影响近农村劳动力榆外出区域的别因素进行考社察。背我们采用了鸦多元选择赠Logis抛tic免回归模型，券即请Multi骆nomia越lLog宗istic约Regr冒essio齿n号模型，柿来估计人力牙资本变量及原性别和婚姻嫩状况变量对考农村劳动力驶外出区域选辜择的影响，滋其中主要考旷察人力资本纳各变量对于凭劳动力外出轧区域选择的愧影响。在我鸡们的调查中本，列举了4嘴项选择，分渔别为乡外县指内、省内县赵外，省外和体国外，但由挡于样本的选续择范围主要协集中在乡外决县内、省内击县外，省外枕，而对于国溉外的选择样痕本极少，因勾此我们取乡泡外县内、省娃内县外，省猎外三个选择滴作为考察的搭因变量选择详，对人力资剩本各变量的遇影响状况进个行估计。卸样本的三种舌就业选择记垄作：乡外县究内=1，省揭内县外=2桑，省外=3但。衣在SPSS炭数据文件中牧，建立相应敬的因变量外枝出选择区域迁和其它相关铺变量数据文玻件。羞SPSS1脉1.5麦中的取Multi步nomia潮lLog缠istic呼Regr张essio包n翅模型在运行圾时会自动将抓各分类变量炉中的最后一瞒类折(伪数值最大者里)味作为参考类槐别。并依但据上述叙述铅，结合研究既问题，建立别农村劳动村箱外出区域选刑择的模型：(3)诞其中：纪、踩智、循、按墨、块、临骗、肺的定义与模墙型（8.1妇）相同，可丑参考表3-选1。对身体点健康状况的苏定义也同模债型（1）相熄同，可参考息8.3-2判。服为样本为样训本是否参加向外出的虚拟照变量，外出脑为1，否则因为0。能该模型假设卷一个选择对还另一个选择史的机会比对苦数是其它特嘱征变量的线墓性函数，这码些机会比只春在下面的系慰数限制下依慎赖其它两个违方程的机会正比，即各概程率的和必须辆是1。因为劫最后一个类冈别（第邪类）被作为盛参考类，所碰以只需估计凤J-1个方需程。练多项朗Logis蛾tic劝回归实际上朱是二分剪Logis脊tic塑回归的扩展乐,伸在解释的结秩果上同二分要Logis姜tic烫回归几乎完帐全一样。根肺据所建模型溜中的系数可悔估计出农村业劳动力外出应选择区域的缓影响因素。良我们利用咸SPSS1芒1.5明中的炉Multi京nomia笨lLog踏istic不Regr叔essio维n镇估计模型，技将不同影响苍因素对农村鲜劳动力外出糟就业区域选突择概率的影归响进行估计婆，使用的第课二部分数据啄的具体构成顶描述见表择8侄.3-6，唇估计结果由搂表3-7给革出。最减表3-6导样本构成描矮述尸爪N甚Margi寨nalP钢ercen押tage丢（不同样本群的百分比）纲区域选择暂1.00祖1696租25.4%缺箱2.00劈1995铸29.9%散摘3.00驱2975坡44.6%锣性别鞋.00病1708惰25.6%长搬1.00灰4958守74.4%尖婚否艳.00婶2992阶44.9%淹闯1.00书3674未55.1%夹出前培训裂.00欠4695袋70.4%术泛1贩.00论1971研29.6%仔很好为确1随.00卵2480梅37.2%松楚1.00盒4186侧62.8%正一般为生1沾.00功4399边66.0%耍些1.00惊2267妨34.0%巨较差为淡1转.00输6476陕97.1%滤群1.00袍190穗2.9%榆外出与否夏.00秃4858奖72.9%窄挣1.00货1808岗27.1%榴Valid彼（有效样本绿）某6666煌100.0芹%甩Missi秆ng星（缺省值）耀582悔格Total娘（样本总数术）制7248拍伤Subpo宫pulat巴ion磁623边2(a)被劣表3-7颤福参数估计spss11.5运行MultinomialLogisticRegression时，对虚拟变量重新赋值。跃：越永（丛Param恩eter园Estim尤spss11.5运行MultinomialLogisticRegression时，对虚拟变量重新赋值。秆区域选择墓(a)尤叔B有Std.蠢Error丝Wald埋df浅Sig.菊Exp(B箭)存95%C疮onfid蓝ence游Inter融valf常orEx想p(B)暖俘茂慎吨顿纽床相Lower精Boun声d低Upper灶Boun扛d茅1.00帝Inter匆cept祝.555询1.629蛾.116源1雨.733呜养破副彼教育年限筑-.076矮.017贴19.39店7妈1无.000太.927盯.896话.959柜踏劳均耕地执-.065经.018偏12.82牛8碧1羊.000发.937灿.905绢.971练炼工龄贿.032带.005封45.86沉3站1豆.000洒1.033员1.023锈1.042纹屋在家对数贡.101信.040府6.560粪1荐.010秃1.107册1.024每1.196乡素[绳性别模=.00]刷.805霞.075庆114.3窜07驼1功.000注2.236忍1.929丰2.592蕉阳[撕性别状=1.00灶]绿0(b)斧.敞.崭0众.炮.羞.都.孝且[拉婚否恒=.00]康-.221蓬.093忙5.712该1泥.017称.801屡.668简.961碑犯[引婚否喉=1.00荣]妄0(b)废.丈.炸0希.贡.式.毁.岗耍[笛出前培训种=.00]驳.260液.074嗽12.31材9缘1趋.000际1.297搏1.122具1.500茅恼[晕出前培训刑=1.00费]剧0(b)终.队.苗0驳.晋.康.秧.赢醋[父很好为唐1=.00西]顶-.997寿.786寻1.609咱1钓.205眨.369影.079包1.723零控[已很好为艘1=1.0积0]侮0(b)驰.渐.登0登.舅.膜.够.袄羊[颗一般为装1=.00探]馆-1.21页9票.787蛋2.402主1弃.121链.295傲.063激1.381益兼[关一般为填1=1.0件0]料0(b)项.赔.循0印.现.徐.号.炸谎[判较差为毕1=.00输]扭-1.45母1葬.805疤3.244乖1给.072闯.234构.048声1.136炊坏[堆较差为狠1=1.0尼0]睡0(b)迹.结.株0壤.朗.歼.冶.怀猛[碗外出与否添=.00]贼.991绕.087羽129.6文16羡1倚.000焦2.695逆2.272据3.196原宏[敞外出与否共=1.00级]亏0(b)纲.隶.内0萍.纯.怕.汇.窑2.00劈Inter珠cept吐-1.33汪1倍.969将1.890滋1端.169中涂疼踏徒教育年限弟-.020夫.016逝1.470科1梢.225竹.980姜.949应1.012奉驻劳均耕地辉-.036眼.016容5.175疑1蒸.023针.965欠.936绑.995抹鬼工龄锈.013钥.005杏7.605窃1眨.006阵1.013么1.004摸1.022悄爷在家对数哑.047丢.037析1.639征1云.200育1.048研.975防1.126透哑[莫性别何=.00]别.477重.0浓70靠46.97挠0核1赞.000掩1.611霜1.406用1.847顶暂[践性别堡=1.00胡]屯0(b)开.保.尖0陷.射.劣.稻.疾障[闷婚否乖=.00]咸-.158辉.083摄3.589撕1丑.058蝇.854茎.725两1.005梯妹[否婚否比=1.00氏]路0(b)衡.灯.爬0湿.锯.骆.花.造台[冰出前培训练=.00]台-.097嫁.065摸2.238议1耻.135蒜.908左.800能1.030描岂[存出前培训腰=1.00弯]伴0(b)浊.咳.骆0丛.避.臂.伸.符获[镇很好为拳1=.00景]骨.36锁1衔.442理.666魂1岸.415娘1.434阔.603熊3.412己讽[幼很好为芝1=1.0咱0]黎0(b)耕.婆.岸0生.匀.苍.载.肯挪[哀一般为袜1=.00归]池.409蒜.443闹.853记1寿.356岁1.506嚷.632乌3.589样炼[扇一般为亏1=1.0瞒0]栏0(b)抵.者.哀0亏.经.篮.雅.车垒[帮较差为慰1=.00救]缝.200虏.479两.174夺1畜.676门1.221林.478蔽3.121钢饭[嫌较差为宪1=1.0薄0]雕0(b)吉.贞.侦0造.液.副.绕.原占[渡外出与否困=.00殿]杠.148宣.070悔4.458乒1件.035细1.159娱1.011烛1.329助纲[带外出与否傲=1.00拳]辫0(b)若.笔.醒0虏.朝.牺.脖.成由治表3-7知建，羞估计结果共刺有两套息Logis故tic府回归系数档,艺分别针对鼻“建乡外县内唐”胶和素“数县外省内外”扬。薄从Wald唇值看，第一今套回归系数晚中，教育年掘限、工龄、有性别、婚姻扬状况、劳均宿耕地、在家妹收入对数、揭外出前是否溜接受培训、悲是否外出等男，在统计上黑是显著的；昨而身体健康醒状况的系数备则在统计上帅不显著。在郑第二套回归迫系数中，只誉有性别、劳扭均耕地、摸“饮是否外出栗”肆等变量在统聚计上是显著务的，而教育医年限、在家甩收入对数、懒婚姻状况、胁外出前是否罚接受培训等禾都从第一套仙中的统计显损著变为不显回著，身体健剃康状况的系怎数仍然不显释著。王第一套回归呆系数的显著隙性水平明显妙高于第二套屑回归系数的创显著性水平跪，表明在窜“姿县外省内遣”领和说“判省外桐”扯选择就业的予差异性要小伙于孙“豆乡外县内庆”瞎的和团“耀省外条”龙选择就业的埋差异性水平箭。这一结果执与我们的经旅验判断基本爆一致，人们编选择在纠“航乡外县内掠”黎就业，与选矛择本地工作灶的差别不大尸，但与选择盼省外就业相鲁比，差别就历大得多。相雷反在吨“极县外省内刮”订就业与省外稼相比，虽然挤离家较近，技但与痕“捕乡外县内蠢”烤相比，又远圣得多，而且食通常是离家澡舍业，其就咏业性质与省协外有很多相拐似之处。葵表3-8赠含有截距和罚各变量模型谅的似然比检拒验（卸Likel梢ihood遍Rati沃oTes外ts刘）搞Effec相t现-2Lo灌gLik着eliho块odof叹Redu烫cedM烧odel糟Chi-S按quare改df顽Sig.暑Inter椒cept税13457茂.061(利a)司.000村0爹.庸教育年限招13477畏.093迟20.03赚2隐2知.000撒劳均耕地娃13471候.468报14.40战7齿2期.001培工龄信13503个.379形46.31石8歉2涛.000魄在家对数痛13463阶.741渠6.68屿0纪2浑.035忠性别宫13579剖.788欣122.7谈27务2盘.000所婚否痕13463拆.892厨6.831殃2使.033为出前培训意13478梯.931北21.87姿0贡2千.000吨很好为议1望13460曾.880誉3.819诊2衡.148亩一般为锐1斯13462俘.769柔5.708院2道.058凝较差为核1蛙13462丸.908嫂5.847吧2文.054妖外出与否趋13602掘.126清145.0泛65耗2柴.000艳L委ogist论ic回归模舟型在进行参辅数显著性检禁验时，也可团以通过似然拼比检验在统计学中已经证明，在大样本中，如果两个模型有嵌套关系，那么两个模型之间的对数似然值乘以-2的结果（简称为）之差近似服从分布，这一检验统计量称为似然比（简称L.R.）。举例说明，一个模型中中含有自变量，另一个模型包含中所有的除外的自变量，即可以说嵌套于。如果进行似然比检验的话，其中为我们设定模型的最大似然函数的对数，为省略模型（省略了）的最大似然函数的对数值，服从自由度为省略自变量数目的分布。举例说明：含有全部自变量的模型的值为（表8.3-7中）13457.061，不含教育年限的模型的值为13477.093，可得关于教育年限的=13477.093-13457.061=20.032，其显著性概率为0，低于5%的显著性水平。竹（篇likeh贤o泪odra炉tiot灶est教）进行。似适然比检验零通过比较包栽含与不包含饭某一个或几铲个待检验观哗察因素的两波个模型的对铸数似然函数现值的变化来很在统计学中已经证明，在大样本中，如果两个模型有嵌套关系，那么两个模型之间的对数似然值乘以-2的结果（简称为）之差近似服从分布，这一检验统计量称为似然比（简称L.R.）。举例说明，一个模型中中含有自变量，另一个模型包含中所有的除外的自变量，即可以说嵌套于。如果进行似然比检验的话，其中为我们设定模型的最大似然函数的对数，为省略模型（省略了）的最大似然函数的对数值，服从自由度为省略自变量数目的分布。举例说明：含有全部自变量的模型的值为（表8.3-7中）13457.061，不含教育年限的模型的值为13477.093，可得关于教育年限的=13477.093-13457.061=20.032，其显著性概率为0，低于5%的显著性水平。骨表3-9俱模型拟合信泥息（斤Model隔Fitt依ingI滔nform榴ation钓）陈Model杠（模型）阳-2Lo逆gLik右eliho忍od加Chi-S姓quare税df铸Sig.巩Inter申cept趁Only兰14092蔑.986腊稻芦蔽Final悠1点3457.宪061假635.9矮25芦22熟.000开通过论模型货可以检验样景本方程整体孕的显著性。嫂由表8.3绍-9可知圾，杰模型胜值岸显著性概率馅为0（铅Sig庆）远远小于喂5%的显著延性水平冬，则应拒绝照零秋假设振。插因此该模型岸中的所有回武归系数不同愈时为去零秋，龙全体自变量感与因变量的煌线性关系显鞠著。届3.2第酿二时期就业袖选择：模型卵选择及影响某因素估计顶对农村劳动画力第二阶段执就业行为影急响因素的分狂析包括两部征分内容：一芹是对在第一组阶段选择在揉家就业的劳益动力的进一辨步就业行为兵进行考察，堵即对影响在春家劳动力愿冤意还是不愿挽意外出工作粒的因素进行集估计，二是选对已经外出本的劳动力幅进一步就业居选择进行考销察，即对肢“餐打工还是回帅家霉”甲的影响因素匆进行估计枯。匆3.2-1睁农村就业眯劳动力的进预一步就业选蝶择：模型设阔定及影响因补素估计祸关于这一部草分内容的估蛙计我们利用厉“皮农村劳动力勤就业意愿调雹查太”辜数据进行，埋需要估计的愚内容是：对水影响在家劳至动力外出工洽作意愿的因助素进行估计胆，从经验估饥计，影响劳牵动力选择外伴出还是不外树出的因素很锅多，其中人逝力资本因素摆是最为重要被的因素，包掉括教育年限葬、工龄、健寨康状况、培沿训状况等，较以及影响劳广动力外出工旺作意愿的其借它变量，主席要有性别、糕婚姻状况、舰家庭中是否葬有外出劳动留力、是否家雀庭中的主要测劳动力、劳考均耕地面积胁、农闲时间浩、当地年收浸入等。盯在这里，因度变量是一个脾二分类变量锈，即仍在农辉村就业的劳蚂动力的进一随步就业选择桂意愿，是准弯备外出还是艇愿意继续在炕农村就业。碌自变量是影特响其做选择案的人力资本田变量和其它恨相关变量。匪由于因变量极是一个二分椅类变量，因渐此我们仍然晓使用log寒istic仗回归模型进派行估计。只地是这里的估晕计变量与模扒型幕（1）相比鲜有所增加，隔增加的变量申为：家庭中县是否有外出午劳动力，样开本是不是家滔庭中的主要也劳动力，农该闲时间等。辅因此我们对纳模型蹈盆进行扩充，蜂得到以下模牢型：赛影响外出工充作意愿估计聋所使用的模择型具体形式游及相关估计之变量如下：凶(4灌)苗其中，伶、窜伞、治、医精、锣、百的定义与模卡型（1）相纤同，可参考绿表3-1。库对身体健康茫状况的定义扇也同模型（遭1）相同，娱可参考3-是2。剩表3-10逗模型(立4)变量说轰明绒农村劳动力黑愿意外出的踏概率舍如果家庭中痕拥有外出劳价动力则为1带，否则为0刊。匹如果样本是虚家庭中主要设劳动力则为蹄1，否则为热0。眨一年中的农炒闲时间（天国）芝在家时一年趁农业收入和切其它收入总进和的对数值会（元）锐外出愿意接碍受的年收入欢的对数值（成元）设利用夹“借农村劳动力