韓軍輝，李 錦

(太原理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，太原030024)

自選擇、非農(nóng)就業(yè)城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)換及工資差距

韓軍輝，李 錦

(太原理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，太原030024)

基于2008年中國家庭收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù)，利用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型分析了農(nóng)民工進(jìn)城務(wù)工與本地務(wù)工的影響因素及其工資差距。結(jié)果表明:健康、婚姻、性別、受教育年限、年齡、城市親友數(shù)量以及人均耕地面積等因素對于農(nóng)民工就業(yè)區(qū)域選擇具有顯著影響。農(nóng)民工就業(yè)決策中的自我選擇對其收入有顯著影響，并且進(jìn)城務(wù)工與本地務(wù)工存在不同的工資決定機(jī)制。在控制自選擇偏誤后，進(jìn)城務(wù)工比本地務(wù)工能獲得更多工資，但其處理效應(yīng)較小。由于個體異質(zhì)性，本地務(wù)工的農(nóng)民工表現(xiàn)出較強(qiáng)的獲取收入能力，而進(jìn)城務(wù)工則體現(xiàn)出負(fù)向自選擇。

農(nóng)民工;工資差距;內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸;自選擇;異質(zhì)性

一、引言及文獻(xiàn)綜述

20世紀(jì)90年代以來，隨著工業(yè)化和城市化進(jìn)程的推進(jìn)，大量農(nóng)村勞動力涌向城市形成了規(guī)模空前的民工潮。與此同時，我們也應(yīng)看到，伴隨近年來產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移以及國家鼓勵政策的實(shí)施，農(nóng)村非農(nóng)經(jīng)濟(jì)和農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)熱潮正在興起。國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2010年在本地務(wù)工的農(nóng)民工數(shù)量約為8888萬人。此后，本地務(wù)工人數(shù)以年3.71%的平均增長率增至2013年的10284萬人，遠(yuǎn)大于外出農(nóng)民工2.01%的年平均增長率。從理論上講，由于長期固化的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，城鄉(xiāng)勞動力市場存在不同的工資決定機(jī)制。對于農(nóng)民工而言，是選擇本地務(wù)工還是進(jìn)城務(wù)工?與本地務(wù)工相比，進(jìn)城務(wù)工是否獲得更多收益?顯然，研究該問題對于合理引導(dǎo)勞動力流動進(jìn)而實(shí)現(xiàn)區(qū)域人力資源優(yōu)化配置具有重要意義。

本研究討論的核心議題為進(jìn)城務(wù)工與本地務(wù)工兩者之間的工資差距。為探究該問題，首先需要考慮的是自選擇，即農(nóng)民工就業(yè)選擇行為不是隨機(jī)的，而是根據(jù)個體稟賦在效應(yīng)最大化的框架下做出留守或進(jìn)城決策。Chiswick(1978)［1］等學(xué)者發(fā)現(xiàn)，與非遷移人口相比，遷移人口有著更加“陡峭”的年齡收入曲線。從自選擇角度來看，遷移人口可能具備更強(qiáng)的能力和上進(jìn)心，這會直接提高遷移人口的收入。因此，忽略自選擇偏誤可能導(dǎo)致過高估計結(jié)果。異質(zhì)性是需要考慮的第二個重要影響因素?，F(xiàn)實(shí)中，農(nóng)民工在可觀測和不可觀測特征方面并非同質(zhì)，比如新生代農(nóng)民工有著更高的文化水平，而第一代農(nóng)民工更加能夠吃苦耐勞。在目前文獻(xiàn)中，關(guān)于自選擇與異質(zhì)性的研究密不可分。比如，在考慮可觀測和不可觀測異質(zhì)性基礎(chǔ)上，Borjas(1987)較早地考察了遷移決策的內(nèi)生性對勞動力市場表現(xiàn)的影響;［2］邢春冰(2010)發(fā)現(xiàn)永久移民的自我正選擇效應(yīng)非常明顯，臨時移民的選擇效應(yīng)可忽略不計，［3］但該文獻(xiàn)只是對可觀測異質(zhì)性進(jìn)行了分析。在充分考慮不可觀測異質(zhì)性后，Wu(2010)的研究表明中國農(nóng)村外出勞動力相對于本地非農(nóng)就業(yè)勞動力屬于反向選擇。［4］

在考慮自選擇以及異質(zhì)性的基礎(chǔ)上，如何估算遷移勞動力與留守勞動力兩者之間的工資差距?少數(shù)文獻(xiàn)對此進(jìn)行了研究。借鑒DFL分析框架，邢春冰(2010)通過構(gòu)建永久移民和臨時性移民的反事實(shí)收入，說明了自選擇對城鄉(xiāng)收入分配的影響。［3］寧光杰(2012)分別利用處理效應(yīng)模型和Heckman兩步法發(fā)現(xiàn)農(nóng)村外出勞動力存在負(fù)向選擇，留守勞動力的反事實(shí)收入明顯高于外出勞動力的現(xiàn)實(shí)收入。［5］

與本地務(wù)工相比，外出進(jìn)城務(wù)工是否獲得更多收益?結(jié)合研究文獻(xiàn)，本文將在考慮自選擇、異質(zhì)性基礎(chǔ)上通過構(gòu)建內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型對該問題進(jìn)行研究。具體來講，主要包括以下內(nèi)容:第一，分析農(nóng)民工選擇進(jìn)城就業(yè)或留守本地務(wù)工的影響因素。第二，探究進(jìn)城務(wù)工與本地務(wù)工的工資決定機(jī)制。第三，在考慮自選擇和異質(zhì)性(包括不可觀測特征)的基礎(chǔ)上比較進(jìn)城務(wù)工與留守本地務(wù)工的工資差距，并提出政策建議。

二、數(shù)據(jù)說明

本文所用數(shù)據(jù)來自2008年中國家庭收入調(diào)查(CHIP)。本輪調(diào)查包含農(nóng)村住戶、城鄉(xiāng)流動人口和城鎮(zhèn)住戶三個子樣本。2008年CHIP中的城鎮(zhèn)和農(nóng)村調(diào)查由國家統(tǒng)計局執(zhí)行，而城鄉(xiāng)流動人口的調(diào)查則是由北京師范大學(xué)以及澳大利亞國立大學(xué)的學(xué)者聯(lián)合組成的課題組共同完成，并得到國家統(tǒng)計局和德國勞動研究所的支持。CHIP調(diào)查數(shù)據(jù)包含家庭成員的年齡、性別、受教育年限、工作經(jīng)驗(yàn)、婚姻狀況、就業(yè)狀態(tài)以及家庭相關(guān)特征等豐富的信息。文中所用數(shù)據(jù)涉及城鄉(xiāng)流動人口和農(nóng)村住戶兩個子樣本。城鄉(xiāng)流動人口樣本包括在東部(上海、廣州、東莞、深圳、杭州、寧波、南京、無錫)、中部(合肥、蚌埠、武漢、鄭州、洛陽)和西部(重慶、成都)等15城市務(wù)工經(jīng)商的農(nóng)民工。我們將該部分農(nóng)民工稱之為進(jìn)城或遷移農(nóng)民工。而將農(nóng)村住戶子樣本中(在本縣內(nèi)農(nóng)村)從事非農(nóng)勞動的農(nóng)民工看作留守農(nóng)民工。之所以如此處理，主要是可以確定該部分留守農(nóng)民工所在的區(qū)域和省份，以便于整理數(shù)據(jù)。此外，還有大量在外省參與非農(nóng)就業(yè)的，但無法確定其所在的地區(qū)和省份?？傊?，本文從2008 年CHIP數(shù)據(jù)中甄選出從農(nóng)村進(jìn)城的遷移農(nóng)民工樣本和在本縣區(qū)域內(nèi)從事非農(nóng)勞動的留守農(nóng)民工樣本作為研究對象。為論述方便，后文中的留守農(nóng)民工特指在本縣內(nèi)農(nóng)村從事非農(nóng)勞動的農(nóng)民工。

表1 變量定義和描述性統(tǒng)計

按照多數(shù)文獻(xiàn)思路，本文所用數(shù)據(jù)不包括年齡小于16歲和大于60歲的樣本。此外，刪除了相關(guān)變量的缺失值。主要變量見表1。這里需要指出的是，由于本文要分析農(nóng)民工進(jìn)城決策，因此需要將已經(jīng)實(shí)際進(jìn)城農(nóng)民工的部分信息還原到農(nóng)村。值得慶幸的是，家庭是否有學(xué)齡前兒童、耕地面積以及在城市生活的親戚朋友數(shù)量等信息為進(jìn)城農(nóng)民工和留守農(nóng)民工所共有。本文將利用以上變量作為農(nóng)民工進(jìn)城或留守決策的重要識別變量。

從表1可知，進(jìn)城農(nóng)民工月收入高于留守農(nóng)民工月收入。與留守農(nóng)民工相比，進(jìn)城農(nóng)民工的平均年齡要小11歲左右，而且受教育年限更長。其次，進(jìn)城農(nóng)民工的健康狀況略微優(yōu)于留守農(nóng)民工。大約90%的留守農(nóng)民工已經(jīng)結(jié)婚，遠(yuǎn)大于進(jìn)城農(nóng)民工62%的已婚率。但留守農(nóng)民工有著更多的工作經(jīng)驗(yàn)以及較低的學(xué)齡前兒童擁有率，這可能主要是由留守農(nóng)民工的年齡特征所決定。無論是進(jìn)城還是留守，男性勞動參與率均高于女性。將近20%的進(jìn)城農(nóng)民工和留守農(nóng)民工進(jìn)行自我經(jīng)營，由于在中國家庭收入調(diào)查中報告的自我經(jīng)營收入為凈收入，所以本文將其跟工資性收入做同樣處理。此外，表1顯示進(jìn)城農(nóng)民工有著更多的城市親友和較少的耕地。

三、計量模型及結(jié)果

(一)計量模型

假設(shè)農(nóng)民工根據(jù)自身稟賦和家庭特征進(jìn)行就業(yè)地點(diǎn)的選擇，即進(jìn)城還是留守。如果進(jìn)城，則按照城市勞動力市場工資決定機(jī)制獲得收入，而留守農(nóng)民工則對應(yīng)本地技能價格掙得收入。這里采用Maddala and Nelson(1975)提出的內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型進(jìn)行實(shí)證分析。［6］

首先考慮農(nóng)民工就業(yè)地點(diǎn)的選擇模型:

其中:變量Z包括影響農(nóng)民工收入的部分變量(健康狀況、婚姻狀態(tài)、性別、受教育年限)和年齡、城市親友數(shù)量、人均耕地面積和學(xué)齡前兒童等個體特征變量。ηi為不可觀測的隨機(jī)擾動項。I=1表示遷移進(jìn)城務(wù)工，I=0表示留守在本縣農(nóng)村從事非農(nóng)勞動。公式(1)的取值決定了農(nóng)民工就業(yè)地點(diǎn)，或者說是農(nóng)民工在城鄉(xiāng)之間選擇就業(yè)的轉(zhuǎn)換器。

其次建立收入決定方程。

就業(yè)地點(diǎn)的選擇決定了農(nóng)民工不同的工資方程進(jìn)而會直接影響收入。假設(shè)農(nóng)民工在本地和城市面臨不同的技能價格或回報率，因此具有不同的工資方程:

下標(biāo)u表示城市，下標(biāo)r表示農(nóng)村。公式(2)表示選擇進(jìn)城務(wù)工的農(nóng)民工收入方程，公式(3)表示留守農(nóng)民工的收入方程。方程中的yi代表月收入對數(shù)。Xi代表自變量向量，包括健康狀況、婚姻狀態(tài)、性別、受教育年限、地區(qū)虛擬變量、工作類型、工作經(jīng)驗(yàn)以及平方項。εi為隨機(jī)誤差項。

對于某一特定農(nóng)民工，我們無法同時觀測到y(tǒng)ui和yri。此時如果運(yùn)用最小二乘法(OLS)，則會由于 εi與 ηi的相關(guān)性而得出有偏估計。Lee (1978)、Maddala(1983)等學(xué)者進(jìn)一步假設(shè)存在一個向量均值為0、方差為σ的正態(tài)分布，其協(xié)方差矩陣具有如下形式:［7～8］

σ2η表示就業(yè)地點(diǎn)選擇方程中的隨機(jī)誤差項的方差，這里假設(shè)σ2η=1。σ2u、σ2r分別表示公式(2)和公式(3)中隨機(jī)誤差項的方差。σuη、σrη分別表示εui、εri和ηi之間的協(xié)方差。假設(shè)εi與ηi之間存在一定相關(guān)性，在考慮樣本選擇性條件下，公式(2)和公式(3)中隨機(jī)誤差項的期望值具有如下形式:

其中:f(．)表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布密度函數(shù)，F(xiàn)(．)表示相應(yīng)的正態(tài)分布函數(shù)。如果 σuη和σrη的估計值在統(tǒng)計意義上顯著，那么就說明農(nóng)民工就業(yè)地點(diǎn)選擇決策與其收入相關(guān)或者說自我選擇的因素不可忽視。按照 Lokshin and Sajaia(2004)的思路，上面的(1)～(3)式可以使用完全信息極大似然法(FIML)進(jìn)行估計。［9］FIML的優(yōu)勢在于可以同時對選擇方程和收入方程進(jìn)行估計，并改進(jìn)了運(yùn)算效率。在以上假設(shè)下，(1)～(3)式的對數(shù)似然函數(shù)可以寫成:

公式(6)中的φji=

ρu表示ηi與εui之間的相關(guān)系數(shù)，ρr表示ηi與εri之間的相關(guān)系數(shù)。

(二)條件期望、處理效應(yīng)分析

通過以上內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型，可以估算農(nóng)民工的實(shí)際收入期望值和反事實(shí)收入期望值，進(jìn)一步用來分析進(jìn)城務(wù)工和本地務(wù)工兩者之間的工資差距。具體來說有以下四種收入期望:

公式(7)表示進(jìn)城就業(yè)農(nóng)民工的實(shí)際收入期望值，為方便起見，這里用A表示;公式(8)表示一種反事實(shí)狀態(tài)，即假設(shè)進(jìn)城農(nóng)民工留守在本地農(nóng)村務(wù)工的收入期望值，用B表示;公式(9)表示留守農(nóng)民工的實(shí)際收入期望值，用C表示;公式(10)表示另一種反事實(shí)狀態(tài)，即假設(shè)留守農(nóng)民工進(jìn)城務(wù)工的收入期望值，用D表示。以上四種收入期望能夠使得進(jìn)城農(nóng)民工和留守農(nóng)民工在城鄉(xiāng)之間順利轉(zhuǎn)換。更進(jìn)一步，根據(jù)Heckman et al.(2001)的思路，［10］這里可以將TT=A －B表示為克服自我選擇偏誤后的處理效應(yīng)，或者說是對于進(jìn)城農(nóng)民工來說，自己進(jìn)城務(wù)工能夠比在本地務(wù)工多獲得的收入;同理，將TU=DC表示為留守農(nóng)民工的反事實(shí)收入與留守農(nóng)民工實(shí)際收入的差異，或者說是假設(shè)留守農(nóng)民工進(jìn)城務(wù)工能夠比自身在本地務(wù)工多獲得的收入。而將BHu=A－D和BHr=C－B看作是由于農(nóng)民工異質(zhì)性導(dǎo)致的工資效應(yīng)，即在同樣的工資決定機(jī)制中，由于可觀測特征和不可觀測特征異質(zhì)性引起的收入差異。

(三)計量結(jié)果

運(yùn)用Stata 12.0軟件對內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型方程進(jìn)行估計。假設(shè)農(nóng)民工進(jìn)城決策取決于自我選擇，而并非隨機(jī)分配。因此，在估算農(nóng)民工進(jìn)城就業(yè)的收入效應(yīng)時應(yīng)該考慮由于自我選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性。表2的估計結(jié)果證明了這一點(diǎn)。結(jié) 果 顯 示，ρu= －0.1767，ρr= －0.1221，并且均在0.05統(tǒng)計水平上顯著，這說明農(nóng)民工就業(yè)中的自我選擇對其月工資收入有顯著影響。最后一行中的LR檢驗(yàn)表明就業(yè)選擇方程和收入決定方程之間具有較好的聯(lián)立性。這一結(jié)果同時表明，如果直接利用虛擬變量方法估計進(jìn)城收入效應(yīng)將會得出有偏結(jié)果。

表2中第4列為就業(yè)地點(diǎn)的選擇方程。報告顯示，健康狀況越好，越有可能進(jìn)城務(wù)工。未婚者比已婚者更有可能進(jìn)城務(wù)工。性別回歸系數(shù)為正，意味著男性外出務(wù)工的可能性大于女性。隨著年齡的增加，農(nóng)民工進(jìn)城就業(yè)的可能性在降低。受教育年限回歸系數(shù)為正，且在0.05水平上顯著，這說明文化水平越高，越有可能進(jìn)城務(wù)工。此外，人均耕地面積越多，越不可能進(jìn)城務(wù)工。城市親友數(shù)量對進(jìn)城務(wù)工具有正向影響，且在0.01水平上高度顯著。虛擬變量學(xué)齡前兒童的回歸系數(shù)為負(fù)，但不顯著。這一結(jié)果需要進(jìn)一步研究。從表2第2列留守農(nóng)民工收入方程看出，身體健康狀態(tài)對留守農(nóng)民工月收入對數(shù)的影響為正，但不顯著。而該變量在進(jìn)城農(nóng)民工收入方程中的回歸系數(shù)為0.05，并且在0.01水平上高度顯著。相對于未婚者，已婚者身份對留守農(nóng)民工收入的影響不顯著，但在第3列進(jìn)城農(nóng)民工收入方程中的回歸系數(shù)顯著。這說明婚姻能夠?qū)M(jìn)城農(nóng)民工產(chǎn)生溢酬效應(yīng)。報告進(jìn)一步顯示，留守農(nóng)民工中存在更大的性別收入差距。此外，教育回報率在兩個方程中分別在0.05和0.01水平上顯著，而且進(jìn)城務(wù)工勞動者的回報率稍微高于留守農(nóng)民工。工作經(jīng)驗(yàn)對留守農(nóng)民工收入的影響要大于進(jìn)城就業(yè)的農(nóng)民工。工作類型變量的回歸結(jié)果表明，無論是進(jìn)城還是留守農(nóng)村，自我經(jīng)營將會對其增加收入有促進(jìn)作用。從總體上看，進(jìn)城農(nóng)民工收入方程和留守農(nóng)民工收入方程的回歸系數(shù)明顯不同，這說明兩種收入決定機(jī)制存在差異，單純地使用最小二乘法或處理效應(yīng)模型難以對工資方程進(jìn)行準(zhǔn)確估計。

表2 內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型估計結(jié)果

根據(jù)公式(7)～(10)，表3報告了四種情況下的收入期望以及處理效應(yīng)和異質(zhì)效應(yīng)。從橫向來看，該表反映了克服自我選擇偏誤后的處理效應(yīng)。從縱向來看，該表反映了異質(zhì)性對獲取收入的影響。報告顯示，進(jìn)城農(nóng)民工的收入期望值(A)為7.499574;反事實(shí)分析表明，如果進(jìn)城農(nóng)民工在本地農(nóng)村務(wù)工，其收入期望值(B)為6.430428;而實(shí)際留守農(nóng)民工的收入期望值(C) 為6.786159;另一種反事實(shí)狀態(tài)，即假設(shè)留守農(nóng)民工進(jìn)城務(wù)工的收入期望值(D)為7.686196。通過簡單比較，似乎得出進(jìn)城務(wù)工比留守農(nóng)村可多獲得收入0.713415(A－C)。因?yàn)闆]有考慮其他因素尤其是不可觀測異質(zhì)性對工資收入的影響，其實(shí)這一結(jié)論是有偏的。表3最后1行給出了在考慮異質(zhì)性情況下的工資收入差異。其中，BHu=－0.186622(A－D)表示實(shí)際進(jìn)城務(wù)工與留守農(nóng)民工反事實(shí)工資之間的差異，或者說是假設(shè)留守農(nóng)民工進(jìn)城將會獲得比實(shí)際進(jìn)城農(nóng)民工更多的收入。而在反事實(shí)狀態(tài)(B)情況下，BHr=－0.355731(B－C)表明實(shí)際進(jìn)城的農(nóng)民工如果留守在農(nóng)村務(wù)工將會獲得比實(shí)際留守農(nóng)民工更少的收入。這說明由于某些不可觀測特征，在本地務(wù)工的農(nóng)民工無論其選擇遷移或留守均能獲得較高收入。從表1的描述性統(tǒng)計可以看出，留守農(nóng)民工多為第一代農(nóng)民工，其平均年齡為41歲左右。與進(jìn)城農(nóng)民工相比，留守農(nóng)民工雖然文化程度較低，但有著更為豐富的工作經(jīng)驗(yàn)，且自我經(jīng)營者相對較多。更為重要的是第一代農(nóng)民工有著吃苦耐勞的精神，這或許是影響留守農(nóng)民工收入的重要因素。

表3 條件期望、處理效應(yīng)分析

在控制自我選擇因素后，從最后1列結(jié)果可知，進(jìn)城農(nóng)民工的處理效應(yīng)(1.069146)大于留守農(nóng)民工的處理效應(yīng)(0.900037)。這一結(jié)果表明，對于留守農(nóng)民工和進(jìn)城農(nóng)民工而言，選擇進(jìn)城務(wù)工的確能獲得比留守農(nóng)村更高的工資。在克服異質(zhì)性和自選擇后，進(jìn)城務(wù)工能夠比本地務(wù)工多獲得的工資為 0.169109(TT－TU或 BHu－BHt)，遠(yuǎn)低于0.713415(A－C)，這說明如果采用簡單對比會對結(jié)果造成過高估計。需要注意的是，如果我們將遷移成本考慮在內(nèi)，那么進(jìn)城務(wù)工的收益可能會有所降低，這或許是近年來大量農(nóng)民工返鄉(xiāng)的重要原因。表3同時表明，假設(shè)實(shí)際進(jìn)城農(nóng)民工留守農(nóng)村，其工資收入將低于實(shí)際留守在農(nóng)村的農(nóng)民工。這說明實(shí)際留守農(nóng)民工存在正向自我選擇;而進(jìn)城就業(yè)的農(nóng)民工則存在負(fù)向自選擇，該結(jié)果與Wu(2010)和寧光杰(2012)得出的結(jié)論類似。［4～5］進(jìn)城農(nóng)民工之所以出現(xiàn)負(fù)向選擇，我們認(rèn)為主要是由于以下原因造成:一是在工作經(jīng)驗(yàn)以及吃苦耐勞等方面，進(jìn)城農(nóng)民工(更接近新生代農(nóng)民工)遠(yuǎn)不及留守農(nóng)民工。二是由于城鄉(xiāng)分割制度，進(jìn)城農(nóng)民工在城鎮(zhèn)勞動力市場上處于不利地位，這也直接影響了收入水平。新生代農(nóng)民工進(jìn)城多是為了體驗(yàn)城市生活或?qū)で笞陨戆l(fā)展，這可能是年輕農(nóng)民工進(jìn)城務(wù)工的主要動機(jī)。

四、結(jié)論

本文利用 2008年中國家庭收入調(diào)查(CHIP)中的城鄉(xiāng)流動人口和農(nóng)村住戶兩個子樣本分析進(jìn)城務(wù)工與本地務(wù)工兩者之間的工資差距。基于自我選擇和異質(zhì)性的假設(shè)，將農(nóng)民工行為分為兩個步驟:首先假設(shè)農(nóng)民工做出就業(yè)地點(diǎn)選擇決策，即進(jìn)城務(wù)工還是留守在農(nóng)村從事非農(nóng)勞動;其次在做出就業(yè)選擇決策后，農(nóng)民工將面臨城市和農(nóng)村勞動力市場兩種不同的收入決定機(jī)制。為此，運(yùn)用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型進(jìn)行實(shí)證分析并得出以下結(jié)論:

第一，健康狀態(tài)越好，越有可能進(jìn)城務(wù)工。相對于已婚女性，單身男性外出可能性更大。隨著年齡的增加，外出務(wù)工的可能性逐漸降低。受教育年限越多，外出務(wù)工的概率越高。城市親友數(shù)量對進(jìn)城務(wù)工起到顯著的拉動作用，而人均耕地面積對進(jìn)城務(wù)工具有制約作用。

第二，內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型具有較好的聯(lián)立性，農(nóng)民工就業(yè)過程中的自我選擇對其收入有顯著影響，并且進(jìn)城務(wù)工與留守本地務(wù)工存在不同的工資決定機(jī)制。在城市勞動力市場中，教育回報率更高，而且存在較低的性別收入差距。健康、婚姻狀況對進(jìn)城務(wù)工收入有重要影響，而對留守農(nóng)民工無統(tǒng)計意義上的顯著作用。

第三，自我選擇和異質(zhì)性因素對農(nóng)民工收入有重要影響。相對于留守農(nóng)民工，進(jìn)城農(nóng)民工(更接近新生代農(nóng)民工)表現(xiàn)出負(fù)向自選擇，而留守農(nóng)民工的就業(yè)選擇表現(xiàn)為正向自選擇。在克服異質(zhì)性和自選擇后，進(jìn)城務(wù)工能夠比本地務(wù)工獲得更多工資，如果將遷移成本考慮在內(nèi)，進(jìn)城務(wù)工的收益可能會有所降低。

針對以上結(jié)論，提出以下政策建議。首先，進(jìn)一步加強(qiáng)進(jìn)城農(nóng)民工尤其是青年農(nóng)民工的職業(yè)培訓(xùn)，提高其參與城市勞動力市場的能力;同時應(yīng)逐步廢除城鄉(xiāng)市場藩籬，為進(jìn)城農(nóng)民工提供更多市場機(jī)會以增加收入水平。其次，在健全社會保障制度基礎(chǔ)上，進(jìn)一步深化農(nóng)村土地制度改革，促使有意愿、更有能力的農(nóng)民進(jìn)城。最后，加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)的軟環(huán)境建設(shè)，為吸引青年農(nóng)民在本地創(chuàng)業(yè)營造良好經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境。

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責(zé)任編輯、校對:李品秀

Self-selection，Switch of Non－agricultural Employment between Urban－rural Areas and the Wage Differences

HAN Jun-hui，LI Jin
(School of Economics and Management，Taiyuan University of Science and Technology，Taiyuan 030024，China)

Based on the CHIP data in 2008，an endogenous switching model is developed to analyze the factors for migrant workers to work in urban areas and local areas，and the wage differences．The results indicate that variables such as health，marriage status，gender，education，age，number of relatives and friends in cities，and per capita arable land all significantly impact the regional choice of migrant workers to work．The study finds out that self－selection，as one of the employment decisions，has significant effects on the income of migrant workers．Meanwhile，the wage decision mechanisms are different for them to work in urban and local areas．By controlling the biased error of self－selection，migrant workers have higher income to work in urban areas than in the local areas，but the treatment effect is small．Due to the heterogeneity of individuals，migrant workers who work in local areas have stronger capabilities to get income，while negative self－selection can be found in migrant workers who work in urban ares．a(chǎn)pp:addword:migration．

Migrant Worker;Wage Difference;Endogenous Switching Regression;Self－Selection;Heterogeneity

F241

A

1674－4543(2015)04－0047－07

2015－03－12

國家社會科學(xué)基金青年項目“代際傳遞視角下城鄉(xiāng)青年收入差距問題研究”(13CRK031)

韓軍輝(1976－)，男，河北石家莊人，太原理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，博士，研究方向?yàn)檗r(nóng)村人口經(jīng)濟(jì);李 錦(1978－)，女，遼寧盤錦人，太原理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師，博士，研究方向?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)。