屈小博

（中國社會科學(xué)院 人口與勞動經(jīng)濟(jì)研究所，北京 100028）

一、引 言

盡管國內(nèi)外學(xué)者對于中國收入差距的程度和成因在一定范圍內(nèi)還存在爭議，但是比較一致的是，無論是低估還是高估，只是嚴(yán)重程度的差異，過去十年收入不平等和相對收入不平等的程度都明顯增加，已成為中國經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展的重要理論和現(xiàn)實(shí)問題（李實(shí)等，2009；徐舒，2010）。從經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)來看，勞動力遷移不僅是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的典型化特征，而且是中國勞動力市場的轉(zhuǎn)折性變化和結(jié)構(gòu)變化的主要來源（蔡昉，2010）?？疾斐擎?zhèn)本地與遷移勞動力在工資收入方面的差異，在相同條件下遷移勞動力能否獲得與城鎮(zhèn)本地勞動力相似的工資收入，成為理解整體收入不平等的一個重要視角，同時由于遷移勞動者主要以農(nóng)村外出勞動力為主，也成為理解城鄉(xiāng)收入差距的一個重要視角。

從理論上講，工資差距擴(kuò)大的來源可概括為兩個方面（Autor等，2005；Chi和Li，2008）：一是構(gòu)成效應(yīng)（Composition Effect），即可觀測的勞動者特征的構(gòu)成比重變化。構(gòu)成效應(yīng)也被稱為“貢獻(xiàn)效應(yīng)”（Endowment Effect），或者說能夠被勞動者特征變化所解釋的工資差異部分。二是結(jié)構(gòu)效應(yīng)（Structure/Price Effect），這種效應(yīng)由勞動者特征因素的回報變化（即勞動者特征因素的估計系數(shù)）所引起，反映勞動者特征的價格差異。結(jié)構(gòu)效應(yīng)也常被稱為“歧視效應(yīng)”（Discrimination Effect），或者說不能被勞動者特征變化所解釋的工資差異部分。①關(guān)于這兩種來源的表述，有的研究稱為“構(gòu)成效應(yīng)”和“價格效應(yīng)”，如姚先國和李曉華（2007）；有的研究稱為“構(gòu)成效應(yīng)”和“報酬效應(yīng)”，如徐舒（2010）。這只是表述上的差異，但含義是相同的，前者是指工資差距來源中能夠被可觀測的特征所解釋的合理部分，后者則是指不能被可觀測的特征所解釋、由其估計系數(shù)的差異所產(chǎn)生的市場歧視部分。那么，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力構(gòu)成特征與特征回報的變化對工資差距具有怎樣的影響呢？

有關(guān)中國收入不平等度量和變化的研究，Martin和Chen（2007）對不同時期的文獻(xiàn)進(jìn)行了詳細(xì)的歸納和綜述。有關(guān)收入差距的分解方法，萬廣華（2008）和郭繼強(qiáng)等（2011）從不同視角進(jìn)行了綜述與梳理。從實(shí)證研究角度看，對工資收入不平等進(jìn)行分解是國內(nèi)該領(lǐng)域研究的一個重點(diǎn)?，F(xiàn)有研究大多采用計量經(jīng)濟(jì)模型，估計不同群體（或相同群體不同時期）的工資差異，將其分解為可觀測的勞動力特征的影響，以此來探討工資收入差距的成因。常用的框架和方法有：基于線性回歸的Blinder-Oaxaca分解及Machado和Mata（2005）提出的基于分位數(shù)回歸的分解方法。例如，姚先國和李曉華（2007）利用Quantile JMP方法研究了總體工資收入不平等程度增加的構(gòu)成效應(yīng)與價格效應(yīng)。從研究內(nèi)容上看，探討性別工資差距的研究文獻(xiàn)最多，如Wang和Cai（2008）、葛玉好和曾湘泉（2011）等；也有學(xué)者考察行業(yè)工資差異（羅楚亮和李實(shí)，2007）、正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)群體的工資差異（屈小博，2012）以及本地人口與流動人口的工資差異（鄧曲恒，2007）。而關(guān)注中國遷移勞動力工資差距的研究文獻(xiàn)基本上都是針對平均工資差異進(jìn)行分析的。

從研究視角上看，工資差距在收入分布上的差異是學(xué)者關(guān)注的另一個重點(diǎn)。工資差距在工資分布頂端較大的現(xiàn)象在研究文獻(xiàn)中被稱為“天花板效應(yīng)”（Glass Ceiling），在工資分布末端較大的現(xiàn)象則被稱為“黏地板效應(yīng)”（Sticky Floor）。一些研究（如Albrecht等，2003；Arulampalam等，2007）指出，“天花板效應(yīng)”在大多數(shù)發(fā)達(dá)國家普遍存在，而“黏地板效應(yīng)”只在少數(shù)國家存在。Kee（2006）研究發(fā)現(xiàn)，在澳大利亞只有私人部門存在較強(qiáng)的“天花板效應(yīng)”，并且可觀測的工資差距主要是由性別工資差距所導(dǎo)致的。針對發(fā)展中國家的相關(guān)研究較少，如Pham和Reilly（2007）指出，還沒有明確的證據(jù)表明越南是存在“天花板效應(yīng)”還是“黏地板效應(yīng)”。

對一個特定勞動群體而言，我們最關(guān)心的不是這個群體的平均工資比其他群體低多少，而是與具有同等條件的其他群體相比工資差距有多大？此外，解決工資差距問題，政府也不可能對每一位勞動者給予相同數(shù)量的補(bǔ)助，而是應(yīng)根據(jù)其在工資分布上所處的不同位置進(jìn)行區(qū)別對待，最受歧視或工資差距最大的勞動群體應(yīng)當(dāng)是政府優(yōu)先考慮的對象。從縮小收入差距、調(diào)節(jié)收入分配的角度來看，收入分配政策、勞動力市場政策等應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注市場價格差異造成的結(jié)構(gòu)效應(yīng)變化，而不僅僅是勞動者構(gòu)成比例的變化。為此，本文的研究目的是考察在工資分布的不同位置，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的工資差距及其來源的變化情況。

二、模型與估計方法

根據(jù)本文的研究目的——分析在工資分布的不同位置，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的工資差距及其來源，我們首先需要考慮的一個關(guān)鍵問題是，分離出城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力工資差距來源中的“構(gòu)成效應(yīng)”與“結(jié)構(gòu)效應(yīng)”，即城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的市場特征差異和這些特征的回報差異（估計系數(shù)），然后估計城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力在不同分位數(shù)上的工資差距及其來源變化情況。常用的Blinder-Oaxaca分解適用于測量收入均值的工資差距，對于其他統(tǒng)計特征如分位數(shù)的分解則不適用。為此，我們采用Firpo等（2011）提出的反事實(shí)理論框架和分解估計方法，構(gòu)造反事實(shí)收入分布函數(shù)來研究不同解釋變量對收入分布的影響。分解過程主要包括兩步：第一步，假設(shè)工資收入的條件分布為：

與DiNardo等（1996）的研究框架類似，工資差距的總體變化可以分解為兩個方面，即由勞動者特征引起的變化和由勞動者特征回報引起的變化。具體地，以v（Y）表示工資在一個分位數(shù)上的分布，則城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力在該分位數(shù)上的工資差距v（YL）－v（YM）可以分解為兩部分。我們首先構(gòu)建一個反事實(shí)工資YC，其構(gòu)建原理是：如果遷移勞動力與城鎮(zhèn)本地勞動力具有相同的可觀測特征，則他們在勞動力市場上獲得相同的工資收入。這樣，總體工資差距可以分解為：

其中，右邊第一項(xiàng)v（YL）－v（YC）表示構(gòu)成效應(yīng)，即由可觀測特征所解釋的差異；第二項(xiàng)v（YC）－v（YM）表示結(jié)構(gòu)效應(yīng)，即歧視性的工資差異。根據(jù)DiNardo等（1996）和Firpo等（2011），反事實(shí)工資YC可以由重設(shè)權(quán)重得到。重設(shè)權(quán)重的因素可以定義如下：

其中，p（X）表示一個勞動者具有城鎮(zhèn)本地勞動者特征X的概率，p表示本地勞動者在全樣本中所占的比例。重設(shè)權(quán)重數(shù)據(jù)ψYi可被視為反事實(shí)工資YC的真實(shí)化。需要指出的是，這一步的Firpo－Fortin－Lemieux分解是半?yún)?shù)形式的，因?yàn)槲覀儗べY分布沒有假設(shè)任何的函數(shù)形式，而僅僅是對重設(shè)權(quán)重的因素進(jìn)行了logit或probit設(shè)定。我們通過200次重復(fù)抽樣獲得分解估計的自抽樣標(biāo)準(zhǔn)差。

第二步，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力工資差異來源中的構(gòu)成效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)可以進(jìn)一步分解為每一個解釋變量（影響因素）的貢獻(xiàn)程度。Machado和Mata（2005）的分解也是同樣的目的，但是他們的方法限定回歸分析是建立在因變量Y與自變量X之間的條件因果關(guān)系上的。而通常更多關(guān)注的是X對Y的非條件影響。例如，學(xué)者更感興趣的是每增加一年教育對不同特征人群工資的影響（非條件效應(yīng)），而不是只對特定人群產(chǎn)生的作用（條件效應(yīng)）。因此，條件分位數(shù)回歸不能回答因變量Y非條件統(tǒng)計屬性的變化和反應(yīng)。很多文獻(xiàn)使用的Koenker和Bassett（1978）提出的分位數(shù)回歸事實(shí)上是條件分位數(shù)回歸，而Firpo等（2009）提出的RIF方法則是非條件分位數(shù)回歸，這種方法能夠使學(xué)者獲得非條件分位數(shù)邊際效應(yīng)。RIF是一個函數(shù)，E［RIF（Y；ν）｜X＝x］。RIF回歸通常假設(shè)為線性回歸模型：

其中，系數(shù)β代表在工資的qτ分位數(shù)上解釋變量X統(tǒng)計分布的邊際效應(yīng)。與OLS回歸相比，RIF回歸不僅具有良好的非條件屬性，而且對qτ分位數(shù)上的任何統(tǒng)計分布都適用，而不僅僅是對均值，因而更具一般性。因此，RIF回歸有助于將城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的工資差距在qτ分位數(shù)上分解為每一個解釋變量的貢獻(xiàn)。

Firpo－Fortin－Lemieux分解依賴于RIF非條件分位數(shù)估計，對于每一個時間點(diǎn)（2001年、2005年和2010年），RIF非條件分位數(shù)回歸可以得到城鎮(zhèn)本地勞動力、城鎮(zhèn)遷移勞動力以及反事實(shí)工資的分布，估計模型設(shè)定為：

其中，k＝L、M、C，分別代表城鎮(zhèn)本地勞動力、城鎮(zhèn)遷移勞動力以及反事實(shí)勞動力；RIF（Yk；）表示qτ分位數(shù)上的RIF估計表示非條件分位數(shù)邊際效應(yīng)的估計值。由此，解釋變量X引起的城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力在qτ分位數(shù)上的工資差距變化可以分解為：

三、數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計描述

本文的數(shù)據(jù)來自中國城市勞動力抽樣調(diào)查（CULS）。中國城市勞動力抽樣調(diào)查于2001年、2005年和2010年開展了三輪。CULS調(diào)查采用了“國際勞工組織”對就業(yè)的定義，在就業(yè)者的工作單位類型、勞動合同、社會保障、工作身份、工作地點(diǎn)、工作單位人數(shù)等指標(biāo)上有更為系統(tǒng)的測量。每一輪調(diào)查都區(qū)分城鎮(zhèn)本地居民和遷移人口樣本，本地和遷移家庭樣本是利用國家統(tǒng)計局在相應(yīng)城市的人口樣本框、使用多階段整群概率抽樣方法選取的。其中，第一輪調(diào)查包括上海、武漢、沈陽、福州和西安5個城市；第二輪調(diào)查除包括以上5個大城市外，對于遷移勞動力還調(diào)查了大慶、無錫、宜昌、本溪、珠海、寶雞和深圳7個中等城市；第三輪調(diào)查包括上海、武漢、沈陽、福州、西安和廣州6個城市。為了縱向觀察和保持一致性，本文選取了三輪調(diào)查中都出現(xiàn)的城市，即上海、武漢、沈陽、福州和西安，每一輪調(diào)查都包含相應(yīng)的權(quán)重數(shù)據(jù)。

需要說明的是，CULS調(diào)查采用的是多階段整群概率抽樣，權(quán)重數(shù)據(jù)是根據(jù)每一輪調(diào)查最相鄰年份的國家統(tǒng)計局人口普查數(shù)據(jù)計算的，如第一輪調(diào)查的遷移樣本權(quán)重＝（2000年城市遷移人口）/（第一輪調(diào)查城市遷移樣本數(shù)），第三輪調(diào)查的權(quán)重變量計算還考慮了城市抽樣時街道和社區(qū)的人口差異。中國城市勞動力抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)的基本樣本結(jié)構(gòu)為：第一輪調(diào)查了本地家庭3 498戶、本地個人8 109人，遷移個人2 998人；第二輪調(diào)查了本地家庭2 505戶、本地個人7 451人，遷移家庭2 512戶、遷移個人5 618人；第三輪調(diào)查了本地家庭4 273戶、本地個人12 335人，遷移家庭3 637戶、遷移個人8 094人。

本文選取的是三輪調(diào)查中的城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力16－60歲樣本。遷移勞動力根據(jù)是否具有本地城市戶籍來判斷，包括農(nóng)村遷移勞動力和城市之間的遷移勞動力。工資＝上個月工作的實(shí)際收入＋不按月發(fā)放的獎金、補(bǔ)貼/過去一年的實(shí)際工作月份。表1給出了2001年、2005年和2010年城鎮(zhèn)本地勞動力和遷移勞動力的工資差距情況。從縱向來看，2001－2005年這兩類群體的工資增長非常緩慢，而2005－2010年則增長了一倍，這與2004年全國出現(xiàn)“民工荒”現(xiàn)象后城鎮(zhèn)工資快速上漲的情況相符。例如，根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，外出農(nóng)民工2001年的平均工資為644元，2005年為821元，2010年則上升為1 690元。①數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局農(nóng)村司組織編制的《中國農(nóng)村住戶調(diào)查統(tǒng)計年鑒》和《農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》。從橫向來看，遷移勞動力樣本中的工資差距要大于城鎮(zhèn)本地勞動力，這是因?yàn)镃ULS調(diào)查的是5個省會城市中有相對穩(wěn)定住所的樣本戶，其中遷移樣本戶中既有正規(guī)受雇者，又有自營雇主和非正規(guī)就業(yè)者，因而遷移勞動力的工資分布更離散些。

表1 城鎮(zhèn)本地勞動力與遷移勞動力的工資差距情況

表1還顯示，無論是從基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)還是對數(shù)離差均值來看，2001－2010年，全部勞動力樣本的工資差距呈現(xiàn)逐漸增加的變化趨勢，但增幅有所減緩。收入最高的10%與最低的10%之間的絕對差距之比2001年為5．20，2005年增至5．24，2010年則增加為5．42。相比較而言，城鎮(zhèn)遷移勞動力的工資差距比城鎮(zhèn)本地勞動力增加得更為明顯，收入最高的10%與最低的10%之間的絕對差距之比2001年為5．15，2005年增至5．31，2010年則增加為5．47。全部勞動力樣本工資差距的變化趨勢與遷移勞動力相同。

圖1給出了2001－2010年城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力在不同分位數(shù)上的平均收入差距?？梢钥闯觯袊擎?zhèn)勞動力市場上本地與遷移勞動力的工資差距存在不對稱現(xiàn)象，工資差距在收入分布10分位數(shù)上較大，在90分位數(shù)上則較小。這提供了城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的工資差距存在“黏地板效應(yīng)”的證據(jù)。

圖1 2001－2010年城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力在不同分位數(shù)上的平均工資差距情況

表2給出了城鎮(zhèn)勞動力樣本按性別、受教育程度、行業(yè)、職業(yè)、單位所有制類型以及城市等不同統(tǒng)計特征分類的工資狀況?？梢钥吹剑撼擎?zhèn)本地與遷移的男性勞動力的絕對工資差距從2001年的1．05上升到2005年的1．09，到2010年進(jìn)一步上升為1．08。2001－2010年，相對于初中及以下學(xué)歷勞動力，城鎮(zhèn)本地與遷移的高中學(xué)歷勞動力的絕對工資差距呈現(xiàn)逐漸減小的趨勢，而對于大專和大學(xué)及以上學(xué)歷勞動力，兩者的工資差距則呈現(xiàn)增加的趨勢，這說明勞動力的市場價格越來越能夠反映人力資本的高低。從行業(yè)特征來看，從事制造業(yè)、建筑業(yè)和低端服務(wù)業(yè)的城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的絕對工資差距逐漸減小，而在高端服務(wù)業(yè)中則呈現(xiàn)先減小后增加的U形變化趨勢。從職業(yè)特征來看，城鎮(zhèn)本地與遷移的專業(yè)技術(shù)勞動力的絕對工資差距整體上要大于其他職業(yè)類別，2005年兩者的收入比為1．11，2010年為1．13；在管理人員中，2001年和2005年兩者的絕對工資比相近，2010年則增加到1．08；在生產(chǎn)工人和體力勞動者中，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的工資比2001年為1．03，2005年和2010年則分別為1．04和1．05；在服務(wù)行業(yè)人員中，兩者的絕對工資比2001年為1．04，2005年減小為0．96，2010年為1．01。從單位所有制類型來看，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的絕對工資差距在國有單位中2001年為1．13，2005年為1．17，2010年為1．20，在集體企業(yè)中呈現(xiàn)出相同的變化趨勢；在私有或私營及合資或外資企業(yè)中，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的絕對工資差距也存在相同的變化趨勢。但城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力在國有和集體單位中的工資差距要大于在私有或私營及合資或外資企業(yè)中，這可能是因?yàn)槭艿街贫确指畹挠绊?，國有和集體單位對遷移勞動力有更多的歧視。這與Dong和Bowles（2002）、Maurer-Fazio和Hughes（2002）的研究結(jié)果一致。表2結(jié)果還顯示，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的絕對工資比在不同地區(qū)之間也存在不同變化。

表2 城鎮(zhèn)勞動力按不同統(tǒng)計特征分類的工資狀況

續(xù)表2 城鎮(zhèn)勞動力按不同統(tǒng)計特征分類的工資狀況

四、估計結(jié)果與分析

基于式（4）得到的2001年、2005年和2010年城鎮(zhèn)本地勞動力和遷移勞動力的非條件分位數(shù)回歸結(jié)果分別見表3、表4和表5。從中可以看到：

第一，無論是城鎮(zhèn)本地勞動力還是遷移勞動力都存在顯著的性別工資差距，并且工資分布兩端的差距大于中間位置。

第二，無論是城鎮(zhèn)本地勞動力還是遷移勞動力，在工資分布的不同位置，受教育程度越高，對工資收入的影響越大，即大專受教育程度的回報在工資分布的不同位置高于高中受教育程度，大學(xué)及以上受教育程度的回報高于大專和高中受教育程度。

第三，在工資分布的末端（10分位數(shù)），2001年城鎮(zhèn)本地勞動力和遷移勞動力樣本中制造業(yè)的回歸系數(shù)都為負(fù)，2005年城鎮(zhèn)本地勞動力樣本中的回歸系數(shù)仍為負(fù)，2010年變?yōu)檎?，說明制造業(yè)中的回報超過了其他行業(yè)，而2005年遷移勞動力樣本中制造業(yè)的回歸系數(shù)為正，2010年也為正。這與制造業(yè)行業(yè)尤其是農(nóng)民工工資快速上漲的現(xiàn)實(shí)相符。在工資分布的頂端（90分位數(shù)），制造業(yè)的系數(shù)均為正，這可能是因?yàn)橹圃鞓I(yè)工資較高的勞動者中技能或受教育程度較高的所占比例較大。建筑行業(yè)、低端服務(wù)業(yè)的回報特征與制造業(yè)基本相似，可能因?yàn)樗鼈兌际莿趧用芗托袠I(yè)且遷移勞動力所占比重較高。而高端服務(wù)業(yè)的回歸系數(shù)在工資分布較高位置明顯大于其他行業(yè)，這與我們的理論預(yù)期一致。

第四，專業(yè)技術(shù)人員的回歸系數(shù)大于其他職業(yè)類別，并且無論是城鎮(zhèn)本地勞動力還是遷移勞動力，專業(yè)技術(shù)人員的回報隨收入的增加而增加。這說明在產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，技能偏向型技術(shù)進(jìn)步在更大程度上提高了教育的邊際收益率。管理人員在城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力樣本中的回歸系數(shù)也為正，但是在工資分布的不同位置，管理人員的回報并不呈現(xiàn)單調(diào)遞增趨勢。這說明管理不僅與受教育程度有關(guān)，可能更受一些不可觀測因素的影響。體力勞動者在2001年的回歸系數(shù)為正，在2005年和2010年的回歸系數(shù)為負(fù)，小于服務(wù)業(yè)從業(yè)人員。這與經(jīng)濟(jì)增長過程中服務(wù)業(yè)的增長快于第一、第二產(chǎn)業(yè)有關(guān)，同時也與勞動力市場的轉(zhuǎn)變有關(guān)。

第五，相對于私營企業(yè)，2001－2010年國有企業(yè)和集體企業(yè)的回歸系數(shù)在低分位數(shù)上為正，在50分位數(shù)及高分位數(shù)上則為負(fù)，表明私營企業(yè)中的低收入勞動群體可能受到更多不可觀測的市場歧視。外資和合資企業(yè)的回歸系數(shù)整體上大于其他類型企業(yè)，說明這類企業(yè)中工資決定的市場化程度更高，而事實(shí)上在中國外向型經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中，市場化程度較高、勞動力流動最大的也是這類企業(yè)。

表3 城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的非條件分位數(shù)回歸結(jié)果（2001年）

表4 城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的非條件分位數(shù)回歸結(jié)果（2005年）

續(xù)表4 城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的非條件分位數(shù)回歸結(jié)果（2005年）

在上述估計結(jié)果的基礎(chǔ)上，我們可以基于式（6）在工資分布的不同位置分解出構(gòu)成效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)。城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的工資差異在不同分位數(shù)上的分解匯總結(jié)果見表6。從中可以看到：第一，在工資分布的不同分位數(shù)上，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力工資差距的構(gòu)成效應(yīng)呈現(xiàn)逐漸減弱的趨勢，而結(jié)構(gòu)效應(yīng)則呈現(xiàn)逐漸增加的趨勢。其中，2001年構(gòu)成效應(yīng)的均值為0．111，結(jié)構(gòu)效應(yīng)的均值為0．066，2005年和2010年構(gòu)成效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)的均值分別為0．105、0．124和0．083、0．153。第二，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的工資差距存在不對稱現(xiàn)象，工資差距來源中的構(gòu)成效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)變化趨勢主要由工資分布末端的差異所決定。構(gòu)成效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)在10分位數(shù)和30分位數(shù)上呈現(xiàn)遞減與遞增的趨勢。這與基于不同數(shù)據(jù)來源的相關(guān)研究（徐舒，2010；葛玉好和曾湘泉，2011）的結(jié)果一致，收入差距的拉大主要是由高收入勞動者與低收入勞動者之間的收入差距擴(kuò)大引起的，但同時城鎮(zhèn)本地與遷移低收入者之間的收入差距也呈現(xiàn)增大趨勢。第三，2001－2010年，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的工資差距在收入分布的頂端呈現(xiàn)減小的趨勢，可能的原因是可觀測特征（如受教育程度）的差別在兩類勞動群體中縮小，并且工資分布頂端的結(jié)構(gòu)效應(yīng)也較小。

表6 城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的工資差異在不同分位數(shù)上的分解

五、結(jié)論與討論

本文利用包含遷移勞動力樣本的2001年、2005年和2010年中國城鎮(zhèn)勞動力抽樣調(diào)查（CULS）數(shù)據(jù)，考察了城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力在收入分布不同位置上的工資差距。研究發(fā)現(xiàn)：第一，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的總體工資差距及其來源（構(gòu)成效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)）存在不對稱現(xiàn)象。收入分布末端的工資差距較大，符合“黏地板效應(yīng)”，并且工資差距來源中的結(jié)構(gòu)效應(yīng)顯著大于構(gòu)成效應(yīng)。第二，2001－2010年，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力工資差距的構(gòu)成效應(yīng)呈現(xiàn)逐漸減弱的趨勢，而不能被可觀測特征所解釋的結(jié)構(gòu)效應(yīng)則呈現(xiàn)逐漸增加趨勢。第三，“黏地板效應(yīng)”與低收入遷移勞動力群體的一些特征相聯(lián)系，如從事低端服務(wù)行業(yè)和體力勞動、主要在非國有企業(yè)中就業(yè)等。第四，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的工資差距在收入分布頂端較小，原因是可觀測特征（如受教育程度）的差別較小，并且由歧視所導(dǎo)致的結(jié)構(gòu)效應(yīng)也較小。

本文研究結(jié)果表明，城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的工資差距問題在高收入群體中并不嚴(yán)重，而是主要存在于低收入群體中，從而具有明顯的“黏地板效應(yīng)”。因此，政府更應(yīng)關(guān)注城鎮(zhèn)遷移的低收入群體，重點(diǎn)解決城鎮(zhèn)本地與遷移的低收入群體的工資差距問題。本文研究結(jié)果還顯示，在城鎮(zhèn)本地與遷移勞動力的工資差距來源中，勞動者特征的構(gòu)成效應(yīng)在逐漸減弱，結(jié)構(gòu)效應(yīng)（回報效應(yīng)）則在增強(qiáng)。這表明，雖然提高受教育程度能夠增加高素質(zhì)勞動者的比重，但不能縮小總體工資差距。

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