李中建，金慧娟

(鄭州大學(xué)商學(xué)院，河南 鄭州 450001)

一、引 言

目前，中國經(jīng)濟(jì)逐漸步入由高速增長向中高速增長的“換擋期”，傳統(tǒng)要素驅(qū)動(dòng)下的發(fā)展模式在經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”下面臨重大挑戰(zhàn)，“三農(nóng)”問題更是現(xiàn)階段面臨的最突出經(jīng)濟(jì)發(fā)展問題之一，其核心癥結(jié)在于農(nóng)民收入水平的長期滯后。黨的十六大以來，中央連續(xù)11年的一號文件聚焦“三農(nóng)”問題，把農(nóng)村發(fā)展問題提上重要日程，折射出最高決策層重視農(nóng)業(yè)、體恤農(nóng)民、改善農(nóng)村生活、破解“三農(nóng)”問題的執(zhí)政理念。截至2013年全國大約有2．7億農(nóng)民工，月均收入2609元，占農(nóng)民人均收入的一半以上。因此，解決“三農(nóng)”問題最直接有效的措施就是提高農(nóng)民工收入，而農(nóng)民工人力資本的積累是增強(qiáng)其職業(yè)技能和提高收入水平的動(dòng)力源泉。但至今，我國人力資本水平尤其是“三農(nóng)”領(lǐng)域的人力資本水平仍然比較落后。隨著新型城鎮(zhèn)化和新型工業(yè)化的不斷推進(jìn)，如何提高農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移水平、促進(jìn)農(nóng)民工人力資本存量增加已成為解決“三農(nóng)”問題最迫切的難題。

20世紀(jì)60年代，美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家舒爾茨和貝克爾創(chuàng)立人力資本理論，開辟了勞動(dòng)力質(zhì)量對宏觀經(jīng)濟(jì)增長和個(gè)體收入影響研究的新思路?？v觀學(xué)術(shù)界關(guān)于中國人力資本投資的研究成果，主要側(cè)重于人力資本存量的估算方法、整體水平比較及與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系三個(gè)維度。目前，國內(nèi)從學(xué)理上對人力資本存量的估算方法日趨成熟和完善［1］［2］［3］，測算出的中國人力資本存量日益精確和更具參考性。但就整體水平而言，中國人力資本投資回報(bào)率普遍偏低，且明顯低于發(fā)達(dá)國家水平［4］［5］［6］。從經(jīng)濟(jì)增長的視角來看，已有大量研究成果表明人力資本投資是中國經(jīng)濟(jì)增長的重要?jiǎng)恿χ唬?］［8］［9］。從既有文獻(xiàn)來看，關(guān)于中國人力資本投資的研究成果已比較豐富，且關(guān)于何種人力資本投資類型更能提高農(nóng)民工人力資本存量及其回報(bào)率始終是研究熱點(diǎn)。然而，考察職業(yè)培訓(xùn)對農(nóng)民工收入影響的研究還有待進(jìn)一步深入，特別是討論職業(yè)培訓(xùn)對農(nóng)民工收入影響的研究更加欠缺。就現(xiàn)實(shí)而言，研究職業(yè)培訓(xùn)對農(nóng)民工收入的影響，對提高農(nóng)民工外出務(wù)工收入和制定轉(zhuǎn)型時(shí)期的社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策具有重要意義。

本文的研究目的是通過實(shí)證分析，檢驗(yàn)職業(yè)培訓(xùn)對農(nóng)民工收入影響的重要性。本文的主要?jiǎng)?chuàng)新點(diǎn)包括:一是運(yùn)用Heckman(1979)的樣本偏選擇計(jì)量調(diào)整法，對農(nóng)民工樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行勞動(dòng)參與決策Probit估計(jì)，有效降低實(shí)證偏差［10］;二是實(shí)證檢驗(yàn)職業(yè)培訓(xùn)對不同年齡的農(nóng)民工存在不同程度的影響，繼而探析存在差異的內(nèi)在原因。

二、模型設(shè)定與研究方法

(一)模型設(shè)定

明瑟(Mincer，1974)提出的Mincer收入方程是研究教育對人力資本投資回報(bào)率影響的經(jīng)典理論模型［11］，其基本形式如下:

其中，lnYi為個(gè)體工資Yi的自然對數(shù)，SCHi為個(gè)體i的受教育年限，EXPi為個(gè)體i的工作經(jīng)驗(yàn)?zāi)晗?，EXP2i為個(gè)體工作經(jīng)驗(yàn)?zāi)晗薜钠椒?，ei為隨機(jī)誤差項(xiàng)，α1、α2、α3分別為各變量的回歸系數(shù)。

方程(1)是Mincer收入方程的標(biāo)準(zhǔn)式，可以很好地反映教育水平和工作經(jīng)驗(yàn)對人力資本投資回報(bào)的影響，但無法體現(xiàn)職業(yè)培訓(xùn)在農(nóng)民工人力資本積累過程中的作用。本文在此基礎(chǔ)上引入職業(yè)培訓(xùn)并作為核心解釋變量，同時(shí)加入年齡、性別、技能證書等控制變量，并對相關(guān)變量進(jìn)行換算處理，將不確定因素的影響降到最低，建立的新方程式如下:

其中，被解釋變量Yi為農(nóng)民工個(gè)體小時(shí)工資的自然對數(shù);TR為虛擬變量，農(nóng)民工個(gè)體曾受過職業(yè)培訓(xùn)的取值為1，否則取值為0;SCHi為受教育年限;EXPi為農(nóng)民工個(gè)體的工作經(jīng)驗(yàn)，工作經(jīng)驗(yàn)的二次方EXP2i表示工作經(jīng)驗(yàn)收入回報(bào)呈遞減規(guī)律;Xi為年齡、性別及技能證書等控制變量的列變量;δ為各控制變量的回歸系數(shù)，δφ為其轉(zhuǎn)置。農(nóng)民工小時(shí)工資收入由月平均工資/(工作天數(shù)*每天工作小時(shí)數(shù))換算得到。受教育年限無直接數(shù)據(jù)，本文把未受過教育、小學(xué)、初中、高中、中專、職高及技校、大專分別相對應(yīng)的受教育年限界定為0、6、9、12、13、14和15年。工作經(jīng)驗(yàn)通過個(gè)體出生年份減去第一次參加工作年份得到。年齡、性別和技能證書有直接數(shù)據(jù)，其中性別(男性=1，女性=0)和技能證書(有技能證書=1，無技能證書=0)均采用虛擬變量表示。

本文重點(diǎn)關(guān)注的變量是TR和SCH，而EXP、CER、SEX、AGE等與農(nóng)民工收入有直接聯(lián)系的變量作為控制變量引入模型中。由表1可知，備選解釋變量EXP、CER、SEX及AGE與被解釋變量lnY之間均存在較顯著的正相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，我們也能看出TR與SCH、EXP、CER等解釋變量之間的線性相關(guān)性較小，從而可以較好地避免模型中可能出現(xiàn)的多重共線性問題。

(二)研究方法

本文求解模型的基本方法是多元回歸分析法。首先，對原始被解釋變量Y進(jìn)行對數(shù)處理，得到其對數(shù)指標(biāo)lnY，消除量綱和偏態(tài)對變量的影響。其次，若直接運(yùn)用最小二乘法對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，極有可能導(dǎo)致系數(shù)的有偏估計(jì)，造成回歸結(jié)果與修正后的偏差較大，即出現(xiàn)實(shí)證回歸中常見的選擇性偏誤問題。本文運(yùn)用Heckman(1979)提出的樣本出現(xiàn)有偏選擇情況下的計(jì)量調(diào)整方法，分兩步實(shí)現(xiàn)模型的回歸:第一步，以農(nóng)民工平均小時(shí)工資的自然對數(shù)為被解釋變量，對農(nóng)民工樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行勞動(dòng)參與決策Probit估計(jì)，確定影響農(nóng)民工收入的決定因素并得到逆米爾斯比率λ;第二步，用選擇性的農(nóng)民工樣本數(shù)據(jù)將λ帶入明瑟方程進(jìn)行OLS估計(jì)。

表1 變量相關(guān)性分析

三、數(shù)據(jù)來源及說明

本文使用數(shù)據(jù)均采自中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查數(shù)據(jù)庫在珠江三角洲九市對城市外來務(wù)工人員的調(diào)查結(jié)果，樣本量分配以外來人口在這些城市中的人口比例為依據(jù)，控制性別、行業(yè)和地區(qū)分布，共發(fā)放問卷1806份，回收有效問卷1766份。接受調(diào)查的個(gè)體為15－64歲的非全日制本科學(xué)歷及以下的打工者，排除了在校學(xué)生、家務(wù)勞動(dòng)者、退休人員和無勞動(dòng)能力者。

在全部1766個(gè)樣本中，從外來務(wù)工人員的戶口性質(zhì)來看，農(nóng)業(yè)戶口有1392人，約占樣本總數(shù)的78.8%。從是否受過職業(yè)技能培訓(xùn)來看，受過技能培訓(xùn)的有434人，約占樣本總數(shù)的24.6%。從擁有技能證書的狀況來看，擁有技能證書的農(nóng)民工有627人，約占樣本總數(shù)的35.5%。從教育層次狀況來看，初中學(xué)歷所占比重約43%，在受教育層次中占比最高，而接受過職高及技校教育的僅為2h15%。就樣本整體而言，外出務(wù)工人員大多為農(nóng)村人口，具有受教育水平普遍較低、缺乏一技之長及企業(yè)對其培訓(xùn)度低等特點(diǎn)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文著重考察受教育年限和職業(yè)培訓(xùn)對1392個(gè)農(nóng)民工樣本(農(nóng)業(yè)戶口)收入差異的內(nèi)在作用機(jī)理。根據(jù)數(shù)據(jù)庫特點(diǎn)，我們認(rèn)為采取平均小時(shí)工資對數(shù)作為被解釋變量更加精準(zhǔn)，即月平均工資/(工作天數(shù)*每天工作小時(shí)數(shù))。在農(nóng)民工樣本中，平均每月工資收入為1566.8元，平均每天工作9.16小時(shí)，平均每月工作26.4天，平均每小時(shí)工資為6.95元。首先，以是否接受職業(yè)培訓(xùn)分為兩組，分析各變量在不同組別的分布情況。接受職業(yè)培訓(xùn)的農(nóng)民工占農(nóng)民工樣本的22.92%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于未接受職業(yè)培訓(xùn)77.08%的比例。其次，以農(nóng)民工年齡(就業(yè)年齡段內(nèi))分為青少年組(16－25歲)和中青年組(26－60歲)，分析各變量在不同組別的分布情況。其中，青少年組占農(nóng)民工樣本的50.39%，與中青年組占比基本持平(如表2所示)。

四、實(shí)證研究結(jié)果及分析

(一)總體回歸結(jié)果分析

在方程(2)的基礎(chǔ)上，本文首先剔除相關(guān)控制變量，運(yùn)用Stata12．0軟件分析受教育年限和職業(yè)培訓(xùn)對農(nóng)民工收入的影響，然后依次增加技能證書、年齡及性別等控制變量對模型進(jìn)行逐步回歸分析(結(jié)果如表3所示)。

表3 農(nóng)民工個(gè)體估計(jì)結(jié)果

由表3可知，模型1是以加入職業(yè)培訓(xùn)(虛擬變量)為重要解釋變量的典型明瑟收入方程，解釋變量包括職業(yè)培訓(xùn)、受教育年限及工作經(jīng)驗(yàn)。模型2加入了技能證書為控制變量，分析其對農(nóng)民工收入的影響。模型3則加入了技能證書、年齡及性別為控制變量，分析其對農(nóng)民工收入的影響。回歸結(jié)果顯示，加入技能證書、年齡及性別為控制變量，職業(yè)培訓(xùn)、受教育年限、工作經(jīng)驗(yàn)的回歸結(jié)果基本相同。因此，本文選擇以模型3為基準(zhǔn)進(jìn)一步分析明瑟收入方程。

回歸結(jié)果顯示，職業(yè)培訓(xùn)、受教育年限、工作經(jīng)驗(yàn)、技能證書、性別、年齡等是影響農(nóng)民工收入的重要因素。職業(yè)培訓(xùn)(TR)和受教育年限(SCH)的回歸結(jié)果均顯著為正，即參加過職業(yè)培訓(xùn)的農(nóng)民工比未參加職業(yè)培訓(xùn)的收入水平高。由于農(nóng)民工普遍受教育程度較低(初中水平及以下的占農(nóng)民工樣本的61．9%)，而職業(yè)培訓(xùn)能彌補(bǔ)其文化程度低的不足，提高農(nóng)民工的職業(yè)技能水平和創(chuàng)新能力可大幅度提升企業(yè)的收益率。然而，從回歸系數(shù)觀察可知，職業(yè)培訓(xùn)系數(shù)是受教育年限的近1．8倍，職業(yè)培訓(xùn)比受教育年限對農(nóng)民工收入影響更為顯著。

(二)按年齡分組的回歸結(jié)果分析

為考察職業(yè)培訓(xùn)對不同年齡段農(nóng)民工收入的影響差異，本文將全體農(nóng)民工樣本分為青少年組(16－25歲)和中青年組(26－60歲)，分別對模型做進(jìn)一步回歸分析(結(jié)果如表4所示)。

表4 按年齡分組的回歸結(jié)果

表4回歸結(jié)果中給出的估計(jì)值和P值表明，農(nóng)民工的各人力資本特征對不同年齡段有不同程度的影響。模型4、5整體都非常顯著，職業(yè)培訓(xùn)對青少年組和中青年組均具有正面影響，且在統(tǒng)計(jì)上都為正顯著。青少年組的職業(yè)培訓(xùn)系數(shù)(即職業(yè)培訓(xùn)回報(bào)率)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，而中青年組職業(yè)培訓(xùn)回報(bào)率則通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。青少年組的職業(yè)培訓(xùn)的收入回報(bào)率為12．04%，而中青年組的職業(yè)培訓(xùn)的收入回報(bào)率為8．51%，青少年組職業(yè)培訓(xùn)的收入回報(bào)率比中青年組高近42%。其他各變量對不同年齡段農(nóng)民工收入存在不同程度影響。與中青年組相比，青少年組職業(yè)培訓(xùn)的收入回報(bào)率更高，這也正是企業(yè)更愿意培訓(xùn)年輕員工的重要原因，因此職業(yè)培訓(xùn)是企業(yè)采取提高人力資本投資回報(bào)率的有效措施之一。

本文認(rèn)為職業(yè)培訓(xùn)對青少年組和中青年組的農(nóng)民工收入水平造成差異的原因主要包括農(nóng)民工自身稟賦、人力資本存量和社會資本三個(gè)方面。

首先，從農(nóng)民工自身稟賦角度看，青少年組大多為剛輟學(xué)的年輕群體，90．87%的農(nóng)民工為未婚群體，為典型的新生代農(nóng)民工。對居住場所、社會保障及公共服務(wù)有更高的要求，具有追求經(jīng)濟(jì)、身份和社會交往等目標(biāo)。他們處于城市次級勞動(dòng)力市場和社會的弱勢邊緣地位，對工作的積極性比較高，具有膽大、自信、創(chuàng)造力豐富及接受新知識和新技能較強(qiáng)的特質(zhì)。對他們而言，職業(yè)培訓(xùn)能提高其自身技能，是支持其向更高層次流動(dòng)的階梯，他們更迫切地需要企業(yè)能提供職業(yè)培訓(xùn)的機(jī)會，企業(yè)也愿意投入更大的人力資本培訓(xùn)更年輕的農(nóng)民工。而對中青年組來說，80．34%的農(nóng)民工為已婚群體，其生活壓力相對偏大。雖然他們具有一定的社會工作經(jīng)驗(yàn)及操作實(shí)踐技能，但學(xué)習(xí)新技能的能力及意愿隨著年齡的增大而減弱，在一定程度上降低了企業(yè)對中青年組農(nóng)民工進(jìn)行職業(yè)培訓(xùn)的意愿。

其次，從人力資本存量角度看，就受教育年限而言，青少年組平均受教育年限高于中青年組。從技能、工作經(jīng)驗(yàn)及資歷等方面考慮，青少年組的新生代農(nóng)民工則遜色于中青年組的農(nóng)民工。相對于中青年組的農(nóng)民工而言，青少年組的新生代農(nóng)民工具有受教育程度高、職業(yè)期望值高、物質(zhì)與精神享受需求高等特征，接受新事物、新技能、新理念的能力較強(qiáng)?；诮?jīng)濟(jì)快速發(fā)展，青少年組的新生代農(nóng)民工更能適應(yīng)我國多變的經(jīng)濟(jì)形勢，人力資本存量更偏重于新生代農(nóng)民工的接受新事物快、技術(shù)革新能力強(qiáng)及家庭支持等因素。

最后，從社會資本角度看，隨著勞動(dòng)力市場競爭的日益激烈，大多數(shù)企業(yè)越來越傾向招收年輕、肯吃苦的年輕工作者，一些服務(wù)行業(yè)及生產(chǎn)制造行業(yè)對工作者的年齡、性別和技能提出更高的要求。相對來說，青少年組比中青年組農(nóng)民工有更多的機(jī)會接受企業(yè)提供的職業(yè)培訓(xùn)。職業(yè)培訓(xùn)能提高新生代農(nóng)民工的崗位技能和生產(chǎn)效率，促使其從原來的臨時(shí)性、輔助性工作崗位上升到核心崗位，增強(qiáng)其就業(yè)穩(wěn)定性和勞動(dòng)報(bào)酬的增長，實(shí)現(xiàn)職業(yè)地位的提升。

五、結(jié)論與政策建議

本文以珠江三角洲九市外來務(wù)工人員中農(nóng)民工為研究對象，從人力資本投資類型及年齡等方面詳細(xì)探討對農(nóng)民工收入的影響。職業(yè)培訓(xùn)增強(qiáng)農(nóng)民工的素質(zhì)、技能能力及創(chuàng)新能力，提高企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，對農(nóng)民工收入最為顯著。隨著農(nóng)民工受教育程度的提高，其收入回報(bào)率都有顯著的增長。工作經(jīng)驗(yàn)與農(nóng)民工收入水平呈倒“U”型關(guān)系。獲得技能證書的農(nóng)民工更容易找到工作，其對農(nóng)民工收入水平的影響也比較顯著。由于我國勞動(dòng)力市場存在性別歧視，設(shè)定的性別(SEX)虛擬變量(男=1，女=0)也顯著，表明企業(yè)選擇用工時(shí)更加偏重于男性。為更加明確職業(yè)培訓(xùn)對不同年齡段農(nóng)民工收入的影響，我們以不同年齡段進(jìn)行分組實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn)，職業(yè)培訓(xùn)對青少年組的新生代農(nóng)民工收入的影響更為顯著。

本文的實(shí)證研究主要得出兩點(diǎn)結(jié)論:一是在農(nóng)民工收入結(jié)構(gòu)上，受教育程度發(fā)揮著基礎(chǔ)和先導(dǎo)作用，職業(yè)培訓(xùn)則是影響農(nóng)民工收入水平的關(guān)鍵因素;二是職業(yè)培訓(xùn)對青少年和中青年農(nóng)民工收入均具有顯著影響，且對青少年組的新生代農(nóng)民工收入影響更為顯著。青少年組的農(nóng)民工為剛進(jìn)入社會的新生代農(nóng)民工，對經(jīng)濟(jì)水平、社會地位、社會交往及個(gè)人價(jià)值實(shí)現(xiàn)等有著強(qiáng)烈的渴望，企業(yè)提供職業(yè)培訓(xùn)的直接目標(biāo)是培訓(xùn)滿足企業(yè)所需的技能型勞動(dòng)者，使青少年組的農(nóng)民工逐漸從原來的臨時(shí)性、輔助性工作崗位轉(zhuǎn)移到核心崗位，激發(fā)新生代農(nóng)民工的就業(yè)熱情，增強(qiáng)其就業(yè)穩(wěn)定性和勞動(dòng)報(bào)酬的增長。就現(xiàn)實(shí)而言，有些企業(yè)并不情愿招聘剛畢業(yè)的新生代農(nóng)民工，而更愿意雇傭經(jīng)驗(yàn)豐富的中青年農(nóng)民工群體。但企業(yè)培訓(xùn)更加年輕的新生代農(nóng)民工能提升企業(yè)收益率空間，促進(jìn)農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性及企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民工和企業(yè)的“雙贏”。因此，企業(yè)應(yīng)加大對新生代農(nóng)民工人力資本投入，滿足新生代農(nóng)民工向上流動(dòng)的愿望。

針對上述分析，本文提出三方面的政策建議:第一，喚醒新生代農(nóng)民工對基礎(chǔ)義務(wù)教育的重視。2006年6月29日修訂通過最新的《中華人民共和國義務(wù)教育法》，2006年9月1日起施行國家九年義務(wù)教育，經(jīng)過2年的過渡期后，于2008年秋季在全國范圍內(nèi)實(shí)施名副其實(shí)的義務(wù)教育。但不少農(nóng)村地區(qū)的青少年仍過早輟學(xué)，主要原因是農(nóng)民工對基礎(chǔ)義務(wù)教育的重視不夠，不少農(nóng)民工認(rèn)為上學(xué)無用，不如盡早務(wù)工賺錢養(yǎng)家。因此，政府應(yīng)加大宣傳基礎(chǔ)義務(wù)教育的重要性，保證每個(gè)農(nóng)村青少年接受最起碼的義務(wù)教育，提高新生代農(nóng)民工的整體文化素質(zhì)，為我國未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展奠定堅(jiān)實(shí)的文化基礎(chǔ)。第二，倡導(dǎo)企業(yè)對新生代農(nóng)民工的人力資本投入，創(chuàng)造更多的職業(yè)培訓(xùn)機(jī)會。職業(yè)培訓(xùn)對農(nóng)民工生產(chǎn)效率提高有著不容忽視的作用。通過職業(yè)培訓(xùn)，企業(yè)不僅可以大幅度提升生產(chǎn)效率，而且能提高新生代農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性、增加工資收入、增強(qiáng)就業(yè)競爭力及實(shí)現(xiàn)職業(yè)地位的提升，從而實(shí)現(xiàn)企業(yè)和農(nóng)民工的“雙贏”格局。因此，企業(yè)應(yīng)加大對新生代農(nóng)民工職業(yè)培訓(xùn)的力度。第三，搭建職業(yè)培訓(xùn)多元化、開放式平臺。政府應(yīng)加強(qiáng)對農(nóng)民工的職業(yè)培訓(xùn)和就業(yè)指導(dǎo)，農(nóng)民工流入地政府針對地方企業(yè)特點(diǎn)，開設(shè)具有無門檻、全免費(fèi)、實(shí)用性強(qiáng)及豐富多樣化的職業(yè)培訓(xùn)課程，不僅為他們提供培訓(xùn)機(jī)會和就業(yè)指導(dǎo)，還幫助其職業(yè)發(fā)展提供良好的職業(yè)規(guī)劃。更為重要的是，為農(nóng)民工搭建社交網(wǎng)絡(luò)平臺，擴(kuò)大其職業(yè)交往的社會范圍，擺脫原有的交往“內(nèi)卷化”模式(只限于同鄉(xiāng)、同層次的交往)，為其職業(yè)發(fā)展和融入就業(yè)城市提供社會資本支持，這也有助于社會持續(xù)安定。

［1］錢雪亞，王秋實(shí)，劉輝．中國人力資本水平再估算:1995－2005［J］．統(tǒng)計(jì)研究，2008，(12):4－10．

［2］雷輝．我國資本存量測算及投資效率的研究［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2009，(6):75－83．

［3］焦斌龍，焦志明．中國人力資本存量估算:1997－2007［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2010，(9):27－33．

［4］Raymond Byron，Evelyn Manaloto．Returns to education in China ［J］．Economic Development and Cultural Change，1990，(7):783－796．

［5］John Knight，Lina Song．The determinants of urban income inequality in China ［J］．Oxford Bulletin of Economics and Statistics，1991，(5):123－154．

［6］Emily N．Johnson，Gregory C．Chow．Rates of return to schooling in China［J］．Pacific Economics Review，1997，(23):101 －113．

［7］楊建芳，龔六堂，張慶華．人力資本的形成及其對經(jīng)濟(jì)增長的影響［J］．管理世界，2006，(5):10－34．

［8］歐陽峣，劉智勇．發(fā)展中大國人力資本綜合優(yōu)勢與經(jīng)濟(jì)增長——基于異質(zhì)性與適應(yīng)性視角的研究［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2010，(11):26－35．

［9］嚴(yán)成樑．資本投入對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響——基于拓展的MRW框架的分析［J］．?dāng)?shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2011，(6):4－20．

［10］Heckman，James J．Sample selection bias as a specification error［J］．Economitrica，1979，147(1):153 －162．

［11］Mincer J．Schooling，Experience and Earnings［M］．New York:Columbia University Press for the National Bureau of Economic Research，1974．