鄭雅潔

(北京大學(xué) 馬克思主義學(xué)院， 北京 100871)

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誰在進(jìn)城務(wù)工？
——我國(guó)農(nóng)民工自選擇現(xiàn)狀及性別與代際差異探析

鄭雅潔

(北京大學(xué) 馬克思主義學(xué)院， 北京 100871)

勞動(dòng)力的自選擇情況是勞動(dòng)力遷移研究的基礎(chǔ)性內(nèi)容，本文對(duì)我國(guó)農(nóng)民工自選擇現(xiàn)狀及性別和代際差異進(jìn)行了分析。理論模型的推導(dǎo)發(fā)現(xiàn)：當(dāng)遷入地的教育回報(bào)率較遷出地越高、遷移成本與移民受教育水平的負(fù)相關(guān)程度越高時(shí)，移民教育水平的正向選擇越可能出現(xiàn)；當(dāng)移民可觀測(cè)特征與不可觀測(cè)因素間的關(guān)聯(lián)性較強(qiáng)時(shí)，綜合能力的正選擇也越易出現(xiàn)。本文利用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查2013年數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)民工受教育程度進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述并測(cè)算教育回報(bào)率，初步發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工是正向自選擇的。基于反事實(shí)收入分布估算法的研究表明：我國(guó)農(nóng)民工，無論是就總體還是分性別而言，都是正向自選擇的，并且女性農(nóng)民工的正向自選擇程度高于男性；新老兩代農(nóng)民工也均為正向選擇，但新生代農(nóng)民工的正向自選擇程度有所下降。本文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)也驗(yàn)證了以上結(jié)論。

農(nóng)民工；自選擇；反事實(shí)收入；教育回報(bào)率；勞動(dòng)力遷移

一、引言

自改革開放以來，我國(guó)農(nóng)村居民向城市的遷移就一直在進(jìn)行，“民工潮”也成為當(dāng)代中國(guó)持續(xù)時(shí)間最長(zhǎng)、規(guī)模最大的人口遷移運(yùn)動(dòng)，這引起了國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)農(nóng)民工遷移行為、職業(yè)選擇、城市融入等問題的廣泛研究。但筆者認(rèn)為，要研究農(nóng)民工遷移，或者更寬泛地說，研究任何跨國(guó)或國(guó)內(nèi)地域間的勞動(dòng)力遷移，首先應(yīng)該關(guān)注勞動(dòng)力的自選擇情況，即哪些人在遷移，他們?cè)谶w出地處于什么位置，因?yàn)檫@不僅是研究勞動(dòng)力遷移的基礎(chǔ)性工作，更對(duì)分析移民遷移對(duì)遷入地和遷出地經(jīng)濟(jì)發(fā)展、收入分配產(chǎn)生的影響具有重要意義。如果移民是遷出地居民中受教育程度和技能水平較高的群體，則他們的流出會(huì)使得兩地收入差距增大，并會(huì)對(duì)遷出地的人力資本積累帶來挑戰(zhàn)；相反，若移民是負(fù)向選擇的，則會(huì)對(duì)遷入地本土低技能勞動(dòng)力帶來沖擊并造成遷入地收入差距擴(kuò)大。對(duì)這一自選擇情況的把握可以使我們及時(shí)采取有效的措施來降低其對(duì)遷入地和遷出地經(jīng)濟(jì)和社會(huì)產(chǎn)生的不利影響，并且對(duì)于不同代際的對(duì)比研究更可揭示移民群體自選擇情況的變化，有助于我們了解其變動(dòng)趨勢(shì)。但對(duì)移民自選擇情況的分析恰恰是研究中較容易被忽視的部分，目前較少有文獻(xiàn)對(duì)我國(guó)農(nóng)民工的自選擇情況進(jìn)行全面的分析，而這正是本文力圖解決的主要問題。

在移民的自選擇問題領(lǐng)域，最早也是最為著名的研究是Borjas在1987年構(gòu)建的移民自選擇模型，該模型在Roy提出的自選擇問題的基礎(chǔ)上通過建立標(biāo)準(zhǔn)的數(shù)學(xué)分析框架得出結(jié)論[1]：若遷入地的收入分布較遷出地更為分散(即更為不平等)，則更可能出現(xiàn)移民的正選擇；反之，則更可能出現(xiàn)移民的負(fù)選擇[2]。隨后，一些學(xué)者在此基礎(chǔ)上展開了進(jìn)一步的研究。Chiquiar和Hanson運(yùn)用1990年墨西哥和美國(guó)的普查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，墨西哥遷至美國(guó)的移民群體普遍比非移民受教育程度高，利用反事實(shí)工資分布的估算發(fā)現(xiàn)移民群體也在收入分布中占據(jù)中上位置[3]。Orrenius和 Zavodny也利用墨西哥移民計(jì)劃的數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)墨西哥至美國(guó)的非法移民并非是負(fù)向選擇的，他們的教育水平處于樣本的中間位置[4]。但Moraga得出了不同的結(jié)論，他的論文驗(yàn)證了Borjas模型所預(yù)測(cè)的墨西哥至美國(guó)移民的負(fù)選擇性，作者認(rèn)為Chiquiar 等使用的數(shù)據(jù)低估了低技能移民的數(shù)量，且探討的是墨西哥至美國(guó)移民存量的情況，而其論文探討的是移民流量情況，而且Chiquiar 等對(duì)反事實(shí)收入的估計(jì)并未考慮潛在的不可觀測(cè)因素，而他的數(shù)據(jù)可以直接觀測(cè)到移民遷移前的收入，因而不用再去構(gòu)造反事實(shí)收入，且不會(huì)丟失不可觀測(cè)因素的影響[5]。在最近的研究中，一些學(xué)者開始逐漸擴(kuò)展對(duì)移民自選擇情況的研究范圍，Borjas突破了以往文獻(xiàn)局限于發(fā)展中國(guó)家向發(fā)達(dá)國(guó)家移民的問題，研究了發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)外移民的自選擇，發(fā)現(xiàn)丹麥的對(duì)外移民群體是正向選擇的[6]。Junge 則關(guān)注了夫妻雙方共同遷移情況下的自選擇，發(fā)現(xiàn)夫妻中主要賺錢者(無論男性還是女性)一方的正向自選擇要較個(gè)體遷移者更為明顯[7]。還有部分學(xué)者開始將視角對(duì)準(zhǔn)移民中的特定群體，如德國(guó)高技能勞動(dòng)力[8]、美國(guó)大學(xué)中打算畢業(yè)后留美的外籍博士生[9]。

由于城鄉(xiāng)遷移問題研究的普遍性，我國(guó)已有眾多學(xué)者對(duì)農(nóng)民工的特征進(jìn)行了研究，得出哪類農(nóng)村居民更易遷移，當(dāng)然，結(jié)論也不盡相同。盛來運(yùn)發(fā)現(xiàn)教育對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出有正向作用[10]，程名望和史清華也得出了相同的結(jié)論[11]。而趙耀輝發(fā)現(xiàn)受教育程度較高的農(nóng)村勞動(dòng)力傾向于首先選擇農(nóng)村本地的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，其次才是外出就業(yè)，最后是本地務(wù)農(nóng)，這說明外出者實(shí)際上是負(fù)向選擇的[12]，寧光杰也得出了類似的結(jié)論[13]。此外，黃寧陽和龔夢(mèng)發(fā)現(xiàn)教育水平對(duì)農(nóng)民工省內(nèi)遷移或跨省遷移的決策沒有顯著影響，即在外出農(nóng)民工中，省內(nèi)和省外遷移群體沒有明顯的自選擇性[14]，劉家強(qiáng)等也得出了相似的結(jié)論[15]。但以上學(xué)者的分析通常是基于農(nóng)村勞動(dòng)力外出與否的probit 或logit模型，將受教育程度作為解釋變量，通過參數(shù)的符號(hào)判斷農(nóng)民工的正向或負(fù)向選擇，通過這種方法僅可以得出教育對(duì)農(nóng)村居民外出與否的平均影響，我們應(yīng)根據(jù)農(nóng)民工與農(nóng)村居民收入分布的總體情況來進(jìn)行判斷?，F(xiàn)有研究進(jìn)行反事實(shí)收入分布計(jì)算的有邢春冰一文，該文較好地利用中國(guó)家庭收入項(xiàng)目(CHIP)2002年的數(shù)據(jù)考察了我國(guó)農(nóng)民工的自選擇情況[16]，但首先，其考察的是2002年的情況，距離現(xiàn)在已十四年之久，因此有必要對(duì)我國(guó)農(nóng)民工的自選擇情況重新進(jìn)行考察。其次，該文重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)了對(duì)永久移民的考察，即那些已經(jīng)由農(nóng)村戶口轉(zhuǎn)為城市戶口的人，該文發(fā)現(xiàn)，永久移民的正選擇效應(yīng)十分明顯，臨時(shí)移民的選擇效應(yīng)幾乎可以忽略。但永久移民的受教育程度、能力等與收入相關(guān)的因素很有可能在其到了遷入地獲得戶口的過程中或獲得戶口之后有較大提升，因此在計(jì)算反事實(shí)收入時(shí)可能會(huì)存在高估現(xiàn)象，且其穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明，若僅觀察近期(1998～2002年)取得城市戶口的樣本，則正向選擇效應(yīng)大大降低了，這說明對(duì)永久移民的正向選擇程度確實(shí)存在高估現(xiàn)象。最后，該文并未對(duì)農(nóng)民工自選擇的代際差異進(jìn)行分析，當(dāng)然這是由于該文的數(shù)據(jù)收集于2002年，新生代農(nóng)民工還較少，因此本文將利用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(Chinese general social survey, CGSS)2013年的數(shù)據(jù)，分析未獲得城市戶口的農(nóng)民工群體的自選擇情況，并區(qū)分新老兩代農(nóng)民工，分析代際自選擇差異。

本文主要包括以下內(nèi)容：第一部分為引言；第二部分為理論模型，該部分基于Borjas的勞動(dòng)力自選擇模型，修改遷移成本的設(shè)定，得出勞動(dòng)力教育和綜合能力正負(fù)自選擇出現(xiàn)的條件，為實(shí)證分析提供理論依據(jù)；第三部分利用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查2013年數(shù)據(jù)，進(jìn)行受教育程度的統(tǒng)計(jì)描述和明瑟(Mincer)個(gè)人教育回報(bào)率的測(cè)算，初步估計(jì)農(nóng)民工的自選擇情況；第四部分對(duì)農(nóng)民工反事實(shí)收入分布進(jìn)行估計(jì)并與農(nóng)村居民的收入分布進(jìn)行對(duì)比，得到農(nóng)民工自選擇情況的最終結(jié)論，以上的自選擇情況分析均是基于農(nóng)民工總體和分性別農(nóng)民工進(jìn)行的；第五部分將區(qū)分新老兩代農(nóng)民工，以揭示我國(guó)農(nóng)民工自選擇的代際變化；第六部分為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，利用不同的核函數(shù)及收入代理變量重新估計(jì)農(nóng)民工的自選擇情況；最后一部分為結(jié)論。

二、農(nóng)民工自選擇的理論模型

假定遷移成本為C，則居民是否遷移取決于I是否大于0。

I=lnw1-ln(w0+C)=lnw1-ln(w0(1+π))=lnw1-lnw0-ln(1+π)≈lnw1-

lnw0-π=(μ1-μ0)+(δ1-δ0)μs+(δ1-δ0)εs+(ε1-ε0)-π

Pr(ε1-ε0-επ+(δ1-δ0+δπ)εs>-[(μ1-μ0-μπ)+(δ1-δ0+δπ)μs]=

1-Φ[-((μ1-μ0-μπ)+(δ1-δ0+δπ)μs)/σv]

令v=(ε1-ε0-επ)+(δ1-δ0+δπ)εs，z=-[(μ1-μ0-μπ)+(δ1-δ0+δπ)μs]/σv，則上式可簡(jiǎn)化為：

則移民平均受教育程度為：

當(dāng)遷移成本為常數(shù)時(shí)，該導(dǎo)數(shù)大于0小于1，說明當(dāng)遷出地居民的平均受教育水平提高一年，移民的平均受教育水平同樣有所提高，但提高幅度小于一年。當(dāng)遷移成本與教育水平負(fù)相關(guān)時(shí)，則無法根據(jù)以上公式得到準(zhǔn)確的結(jié)論。我們將在下文利用調(diào)查數(shù)據(jù)判斷移民群體的教育水平與遷出地居民相比提高的幅度。

三、農(nóng)民工自選擇情況的初步驗(yàn)證

(一)受教育情況的統(tǒng)計(jì)性描述

在本部分，我們將利用CGSS 2013年數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)民工自選擇情況進(jìn)行初步驗(yàn)證。CGSS是由中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心開展的全國(guó)綜合性調(diào)查項(xiàng)目③，該調(diào)查收集了我國(guó)各地區(qū)個(gè)人、家庭、社區(qū)層次的社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。2013年CGSS數(shù)據(jù)涵蓋了除新疆、西藏、海南之外的28個(gè)省份，總樣本量為11438人，勞動(dòng)年齡人口(16～60歲)8540人。刪除正在上學(xué)的樣本及其他關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本后，共獲得有效勞動(dòng)年齡人口8211人，其中城市本地人口3214人，農(nóng)村人口3273人，城鄉(xiāng)遷移農(nóng)民工1724人。表1是包括農(nóng)民工、農(nóng)村居民、城市居民三個(gè)群體在內(nèi)的總體及分性別可觀測(cè)技能特征及收入情況的均值表。

表1 不同群體的可觀測(cè)技能特征及收入均值表

通過表1可以看出，不論是對(duì)于總體還是分性別的農(nóng)民工而言，其平均年齡和已婚占比都要小于農(nóng)村居民，相對(duì)而言是一個(gè)更年輕的群體，且農(nóng)民工的男性占比要高出農(nóng)村居民1.19個(gè)百分點(diǎn)，這說明目前仍是男性居民外出打工人數(shù)更多。此外，兩個(gè)群體的受教育程度差異顯著，從平均受教育年限來看，農(nóng)民工總體高于農(nóng)村居民2.15年，男性農(nóng)民工比男性農(nóng)村居民多接受1.75年的教育，而女性的數(shù)據(jù)為2.49年，由此可以看出，在受教育水平方面，雖然各類別農(nóng)民工都表現(xiàn)出正選擇現(xiàn)象，但女性農(nóng)民工的正選擇是最為顯著的。各群體受教育程度占比情況可通過圖1的直方圖和正態(tài)擬合線直觀地體現(xiàn)。對(duì)于總體及男性而言，處于小學(xué)及以下和初中水平的農(nóng)村居民占比都要高于農(nóng)民工；到了高中及以后階段，各個(gè)教育程度的農(nóng)民工占比都要高于農(nóng)村居民。對(duì)于女性而言，接受小學(xué)及以下階段教育的農(nóng)村居民占比高于農(nóng)民工，接受初中及之后階段教育的農(nóng)村居民占比均要小于農(nóng)民工，因而都存在教育的正選擇。但同時(shí)從表1中我們也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工的受教育水平與城市居民相比仍有較大差距，農(nóng)民工總體、男性和女性農(nóng)民工與同類別城市居民相比，受教育年限分別低2.72、2.47和2.94年。另外，表1顯示，無論對(duì)于農(nóng)民工群體，還是農(nóng)村居民，抑或是城市居民，男性的受教育程度無一例外是高于女性的，其中農(nóng)村居民間的差距最大，為1.70年；城市居民間差距最小，為0.49年，由此可見，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)不僅居民受教育程度最低，而且性別差異最大。最后，觀察有收入樣本的對(duì)數(shù)月均收入可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工群體的對(duì)數(shù)月均收入要高于農(nóng)村居民，但要低于城市居民，這點(diǎn)對(duì)于男性女性樣本同樣成立，但這并不能成為我們判斷農(nóng)民工正向選擇的證據(jù)，因?yàn)槌鞘信c農(nóng)村的技能價(jià)格并不相同，兩者不具有直接可比性，所以我們需要計(jì)算農(nóng)民工按照農(nóng)村地區(qū)的技能價(jià)格獲得收入時(shí)的收入分布情況(即反事實(shí)收入)，再將其與農(nóng)村居民的收入分布進(jìn)行對(duì)比。

圖1　農(nóng)民工與農(nóng)村居民各階段受教育情況對(duì)比圖(總體及分性別)

(二)教育回報(bào)率的估算

在計(jì)算反事實(shí)收入分布之前，我們可以利用兩地的教育回報(bào)率對(duì)農(nóng)民工的自選擇情況進(jìn)行初步推測(cè)。按照前文理論模型的推導(dǎo)結(jié)果，如果農(nóng)村的教育回報(bào)率較城市低，則更可能出現(xiàn)農(nóng)民工受教育程度的正選擇，同時(shí)，若農(nóng)民工不可觀測(cè)因素與可觀測(cè)因素間的關(guān)聯(lián)性較強(qiáng)，則同樣可能出現(xiàn)農(nóng)民工綜合能力的正選擇。以勞動(dòng)力月均收入的對(duì)數(shù)作為因變量，我們?cè)贛incer經(jīng)典工資方程的基礎(chǔ)上加入性別、婚姻狀況、地區(qū)(位于我國(guó)東部、中部或西部省份)進(jìn)行估計(jì)，分別計(jì)算出農(nóng)民工、農(nóng)村居民和城市居民的總體和分性別的教育回報(bào)率，具體模型如下：

ln(mw)=?0+?1male+?2married+?3edu+?4exp+?5expsq+?6region+ε

其中，mw為勞動(dòng)力的月均收入；male為性別虛擬變量，若男性則取值為1，女性為0；married為婚姻狀況虛擬變量，若已婚則取值為1，未婚為0；edu為教育程度變量，本文將分別利用教育年限(eduyear)和教育水平(edulevel)作為教育程度的代理變量，教育年限即為勞動(dòng)力接受教育的年數(shù)，教育水平則為多分類變量，以小學(xué)及以下為基準(zhǔn)組，設(shè)置初中、高中(包括中專)、大學(xué)?？苹虼髮W(xué)本科、研究生及以上四個(gè)組別。exp和expsq分別代表勞動(dòng)力的工作經(jīng)驗(yàn)和經(jīng)驗(yàn)的平方，假定勞動(dòng)力6歲入學(xué)，學(xué)業(yè)完成后開始工作，則勞動(dòng)力的工作經(jīng)驗(yàn)等于年齡減去6再減去受教育年限；region為地區(qū)變量，以西部地區(qū)為基準(zhǔn)組，設(shè)置中部和東部地區(qū)兩個(gè)虛擬變量⑤。模型的回歸結(jié)果見表2(篇幅所限，僅列示教育回報(bào)率的相關(guān)結(jié)果，其他參數(shù)省略)。

表2 三個(gè)群體的教育回報(bào)率估計(jì)結(jié)果

通過表2可以看出，無論是對(duì)農(nóng)民工總體而言，還是對(duì)分性別的農(nóng)民工群體來說，在以受教育年限作為教育水平代理變量的模型1中，農(nóng)村居民的教育回報(bào)率無論與在城市工作的農(nóng)民工群體還是城市勞動(dòng)力市場(chǎng)總體相比都是較低的，更不必說與城市本地居民相比了。在以不同教育階段作為教育水平代理變量的模型2中，雖然在個(gè)別受教育階段農(nóng)村的教育回報(bào)率高于城市勞動(dòng)力市場(chǎng)，如農(nóng)村勞動(dòng)力與城市勞動(dòng)力在大?；虮究齐A段回報(bào)率的對(duì)比中及農(nóng)村女性勞動(dòng)力與城市女性勞動(dòng)力在大?；虮究齐A段回報(bào)率的對(duì)比中，但總體而言，農(nóng)村的教育回報(bào)率是低于城市的。而且，模型2中部分階段城市勞動(dòng)力較低的教育回報(bào)率也與其較高的教育水平有關(guān)，模型2是以小學(xué)及以下水平(未上過學(xué))為參照組，而城市居民中僅接受過小學(xué)及以下教育的人數(shù)較少，其工資水平的代表性不高，因而可能會(huì)出現(xiàn)教育回報(bào)率估計(jì)不準(zhǔn)確的情況?？偟膩碚f，農(nóng)村的教育回報(bào)率低于城市，根據(jù)第二部分的模型分析，若遷入地教育回報(bào)率較遷出地越高，勞動(dòng)力正選擇的可能性就越高，因此可以推斷，我國(guó)農(nóng)民工極有可能是正選擇的，但這還需要我們利用反事實(shí)收入分布估算法進(jìn)行驗(yàn)證。

四、基于反事實(shí)收入分布估算法的農(nóng)民工自選擇情況

在這一部分我們將進(jìn)行反事實(shí)收入分布的估算，以判斷農(nóng)民工的自選擇情況。本文使用的反事實(shí)收入分布估算基于Leibbrandt的方法，該方法是對(duì)DiNardo、Fortin 和Lemieux的半?yún)?shù)估計(jì)方法的延伸和擴(kuò)展[18]，其基本原理是根據(jù)農(nóng)民工的可觀測(cè)特征對(duì)農(nóng)村居民的收入分布重新賦予權(quán)重，以計(jì)算出按農(nóng)村地區(qū)的技能回報(bào)率(或價(jià)格)計(jì)算的、在城市工作的農(nóng)民工的收入分布[19]。現(xiàn)假定基于一系列可觀測(cè)技能特征x的r地區(qū)的技能價(jià)格的條件密度函數(shù)為fr(w|x)，這些可觀測(cè)技能特征x的密度函數(shù)為g(x|i)⑥，其中i代表城市或農(nóng)村，因此在城市工作的農(nóng)民工群體的條件收入分布函數(shù)為：

hurban(w)=∫furban(w|x)g(x|i=urban)dx

農(nóng)村居民的條件收入分布函數(shù)為：

hrural(w)=∫frural(w|x)g(x|i=rural)dx

農(nóng)民工若未遷移，按農(nóng)村地區(qū)技能價(jià)格獲得的反事實(shí)收入分布函數(shù)為：

但由于農(nóng)民工的反事實(shí)收入分布情況無法直接觀測(cè)到，根據(jù)DiNardo、Fortin 和 Lemieus的方法[19]，可以將其改寫為：

=∫frural(w|x)g(x|i=rural)θdx

圖2　農(nóng)民工反事實(shí)收入分布與農(nóng)村居民事實(shí)收入分布對(duì)比及差值圖(總體)

圖2(a)中的實(shí)線和虛線分別代表農(nóng)村居民事實(shí)月均收入對(duì)數(shù)分布和農(nóng)民工反事實(shí)月均收入對(duì)數(shù)分布的核密度估計(jì)?？梢钥闯觯r(nóng)民工的收入分布在農(nóng)村居民收入分布的右側(cè)，且在農(nóng)村居民的收入分布達(dá)到密度最高的峰值以前，農(nóng)民工各個(gè)收入水平的密度均低于農(nóng)村居民；在達(dá)到峰值以后，農(nóng)民工各收入水平的密度均高于農(nóng)村居民。而且，農(nóng)民工反事實(shí)收入的峰值出現(xiàn)的比農(nóng)村居民要晚且密度更大，意味著峰值的收入水平更高，且位于峰值點(diǎn)及更高收入水平的占比更大，這些都表明我國(guó)農(nóng)民工是正向選擇的。進(jìn)一步的，我們將農(nóng)民工反事實(shí)收入與農(nóng)村居民事實(shí)收入的差值分布描繪在圖2(b)中，圖中的豎線為農(nóng)村居民的中位數(shù)收入，如果農(nóng)民工反事實(shí)收入與農(nóng)村居民事實(shí)收入的正差值大多出現(xiàn)在中位數(shù)線的左側(cè)，則證明若農(nóng)民工在農(nóng)村工作，其收入大多處于農(nóng)村居民收入的較低水平，意味著農(nóng)民工的負(fù)向選擇；若正差值大多出現(xiàn)在中位數(shù)線的右側(cè)，意味著若農(nóng)民工在農(nóng)村工作，其獲得的收入大多位于農(nóng)村居民收入分布的中上位置，則為正向選擇?？梢钥闯觯r(nóng)民工反事實(shí)收入與農(nóng)村居民收入的正差值出現(xiàn)在中位數(shù)線的右側(cè)，因而與圖2(a)得出的結(jié)論一致，我國(guó)農(nóng)民工是正向選擇的。

本文還分別就男性和女性農(nóng)民工的自選擇情況進(jìn)行了分析(圖3)，可以看出，無論是男性還是女性農(nóng)民工，其反事實(shí)收入分布核密度曲線都在農(nóng)村居民收入分布線的右側(cè)，且差值圖顯示，收入正差值均出現(xiàn)在農(nóng)村居民收入中位數(shù)線的右側(cè)，因而說明都存在正向選擇，但正向選擇程度有所不同。與男性農(nóng)民工相比，女性農(nóng)民工的反事實(shí)收入分布核密度估計(jì)線偏離農(nóng)村居民收入分布的程度更大，證明女性農(nóng)民工的正向選擇更為明顯。進(jìn)一步計(jì)算男性和女性農(nóng)民工的自選擇程度，自選擇程度即為農(nóng)民工反事實(shí)月收入對(duì)數(shù)均值與農(nóng)村居民月收入對(duì)數(shù)均值之差。男性農(nóng)民工的反事實(shí)月收入對(duì)數(shù)均值為7.23，男性農(nóng)村居民的月收入對(duì)數(shù)均值為7，因而自選擇程度為0.23。同理女性農(nóng)民工的自選擇程度為6.76與6.37之差，為0.39，因此可以證實(shí)，女性農(nóng)民工的正向選擇程度確實(shí)要高于男性。

圖3　農(nóng)民工反事實(shí)收入分布與農(nóng)村居民事實(shí)收入分布對(duì)比及差值圖(分性別)

五、新老兩代農(nóng)民工自選擇情況對(duì)比

與改革開放的進(jìn)程相伴而行，我國(guó)農(nóng)民工的鄉(xiāng)城遷移行為至今進(jìn)行了三十多年，現(xiàn)如今，新生代農(nóng)民工⑦已經(jīng)登上了歷史舞臺(tái)并逐漸發(fā)揮著越來越重要的作用。成長(zhǎng)環(huán)境、受教育程度的不同導(dǎo)致兩代農(nóng)民工在遷移行為、觀念、職業(yè)規(guī)劃等方面存在較大差異，這也得到了社會(huì)媒體的關(guān)注與報(bào)道和眾多學(xué)者研究的支持。與父輩相比，較高的受教育程度、較少的務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)、較高的城市融入意愿等決定了新一代農(nóng)村居民更高比重的遷移，兩代遷移行為的差異使得我們有必要對(duì)新老兩代農(nóng)民工的自選擇情況進(jìn)行比較。運(yùn)用CGSS2013年的數(shù)據(jù)，我們將勞動(dòng)年齡人口樣本按出生年份進(jìn)行分類，出生于1978年以前的為老一代，1978年及以后的為新一代，由于訪問年份為2013年，所以老一代樣本的年齡分布為36～60歲，新一代為16～35歲。刪除了正在上學(xué)的樣本及其他關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本后共獲得的8211個(gè)有效勞動(dòng)年齡人口中，老一代勞動(dòng)人口有5742人，占全部樣本的69.93%；新一代勞動(dòng)人口有2469人，占30.07%。表3是包括農(nóng)民工、農(nóng)村居民、城市居民三個(gè)群體在內(nèi)新老兩代勞動(dòng)人口的可觀測(cè)技能特征及收入情況均值表。

表3 兩代人口不同群體的可觀測(cè)技能特征及收入均值表

通過表3可以看出，無論對(duì)于老一代還是新一代農(nóng)民工，其受教育程度都與農(nóng)村居民差異明顯。具體來說，對(duì)于老一代農(nóng)民工而言，處于小學(xué)及以下水平的農(nóng)村居民占比要高于農(nóng)民工；到了初中及以后階段，各教育程度的農(nóng)民工占比都高于農(nóng)村居民。而對(duì)于新一代農(nóng)民工而言，受高中及以上教育的農(nóng)民工占比要高于農(nóng)村居民。從平均受教育年限來看，老一代農(nóng)民工群體高于農(nóng)村居民1.70年，新一代農(nóng)民工群體高于農(nóng)村居民1.87年，因而粗略來看，新一代農(nóng)民工教育水平的正向選擇更為明顯，但相差不大。同樣，與城市居民相比，兩個(gè)農(nóng)民工群體的受教育水平仍然較低，分別比城市居民低2.96年和2.99年。從有收入的樣本來看，農(nóng)民工月均收入的對(duì)數(shù)都要高于農(nóng)村居民，低于城市居民，但新生代農(nóng)民工與城市居民的月均收入差距在縮小。

此外，通過第二部分的理論模型可以得出，若遷移成本為常數(shù)，當(dāng)遷出地居民的平均受教育水平提高1年，移民的平均受教育水平同樣會(huì)提高，但提高幅度小于1年。通過新老兩代的對(duì)比發(fā)現(xiàn)，新生代農(nóng)村居民比老一代受教育年限提高了2.34年，而新一代農(nóng)民工比老一代農(nóng)民工的受教育年限提高了2.50年，這從側(cè)面證明了遷移成本為常數(shù)的假定是不符合實(shí)際的，這就為我們?cè)谀Ｐ椭袑⑦w移成本修改為隨個(gè)體異質(zhì)性而變動(dòng)的合理性提供了進(jìn)一步證明。隨后，我們同樣對(duì)兩代樣本的教育回報(bào)率進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)新老兩代農(nóng)村居民的教育回報(bào)率均低于城市勞動(dòng)力(篇幅所限，結(jié)果不再列示)，即同樣支持正向選擇的結(jié)論。進(jìn)一步的，我們對(duì)兩代農(nóng)民工進(jìn)行反事實(shí)收入分布的估計(jì)，結(jié)果見圖4。

圖4　農(nóng)民工反事實(shí)收入分布與農(nóng)村居民事實(shí)收入分布對(duì)比及差值圖(分代際)

通過圖4可以發(fā)現(xiàn)，無論對(duì)于新一代還是老一代農(nóng)民工而言，其反事實(shí)收入分布的核密度曲線都在農(nóng)村居民收入分布的右側(cè)，正的收入差值也大部分位于農(nóng)村居民收入中位數(shù)線的右側(cè)，因而都存在正向選擇。就自選擇程度而言，老一代農(nóng)民工的核密度曲線偏離農(nóng)村居民的程度更大，而新生代兩條曲線重合比例較大，計(jì)算表明，老一代農(nóng)民工的自選擇程度為0.32，新一代農(nóng)民工為0.17，因此，總體來說，老一代農(nóng)民工的正向選擇是更為明顯的。這與兩代農(nóng)民工的遷移動(dòng)機(jī)有很大關(guān)系，對(duì)于老一代農(nóng)民工而言，其遷移很大程度上是家庭決策的結(jié)果。出于整個(gè)家庭效用最大化的動(dòng)機(jī)，農(nóng)村家庭會(huì)選擇受教育程度較高、能力較強(qiáng)的成員外出，從而有更大的概率在城市找到工作或者賺取更高的工資，增加家庭收入，因而首先存在家庭成員間的挑選，農(nóng)民工群體的正向選擇就較為顯著。而對(duì)于新生代而言，其對(duì)土地的依賴與聯(lián)系較其父輩已大大降低，務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)很少，對(duì)城市生活有較強(qiáng)的向往和融入意愿，因而這一輩的遷移動(dòng)機(jī)已經(jīng)不再是增加家庭收入，而更多的出于個(gè)人職業(yè)發(fā)展的考慮，因此較多的年輕人會(huì)選擇外出，也較少會(huì)存在家庭成員間的挑選與取舍，遷移者的正向選擇就會(huì)削弱。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為充分驗(yàn)證本文結(jié)論，本部分將分別使用Gaussian核函數(shù)代替Epanechnikov核函數(shù)、小時(shí)工資對(duì)數(shù)代替月均工資對(duì)數(shù)來進(jìn)行農(nóng)民工自選擇情況的驗(yàn)證。圖5(a)、(b)分別為Gaussian核函數(shù)和使用小時(shí)工資對(duì)數(shù)作為收入的新代理變量估計(jì)出的農(nóng)民工反事實(shí)收入核密度估計(jì)線及其與農(nóng)村居民收入的對(duì)比，可以看出，在兩種不同的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，農(nóng)民工的收入線均位于農(nóng)村居民的右側(cè)，且差值圖(已省略)也顯示，農(nóng)民工的反事實(shí)收入與農(nóng)村居民收入的正差值均出現(xiàn)在中位數(shù)線的右側(cè)，這都證明我國(guó)農(nóng)民工存在明顯的正向選擇。由此，我們有較充分的理由相信，我國(guó)農(nóng)民工是正向自選擇的。

圖5　農(nóng)民工反事實(shí)收入分布與農(nóng)村居民事實(shí)收入分布對(duì)比圖(穩(wěn)健性檢驗(yàn))

七、結(jié)論

本文通過理論模型的推導(dǎo)和實(shí)證分析得出了農(nóng)民工是正向自選擇的結(jié)論，且這個(gè)結(jié)論對(duì)于男性和女性農(nóng)民工、新老兩代農(nóng)民工都是成立的，也通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。而且，與男性相比，女性農(nóng)民工的正向自選擇程度更高、更為明顯；與老一代相比，新生代農(nóng)民工的正向選擇程度有所削弱。

該結(jié)論有助于我們更好地把握當(dāng)前我國(guó)哪些人在進(jìn)行鄉(xiāng)城遷移，結(jié)論是遷移人群并非是農(nóng)村居民中的一個(gè)隨機(jī)樣本，若他們留在農(nóng)村，其收入將分布于農(nóng)村地區(qū)收入的中上層，因此是受教育程度較高、能力較強(qiáng)的人群在進(jìn)行遷移，這是我們進(jìn)一步分析農(nóng)民工遷移對(duì)城市及農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)、社會(huì)發(fā)展影響的基礎(chǔ)。該結(jié)論也帶給我們一些啟示。首先，雖然與國(guó)際遷移中移民正選擇帶來的遷出地“智力外流”的擔(dān)憂相比，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)向城市的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與流動(dòng)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)律所致，但在此過程中，農(nóng)村地區(qū)不應(yīng)只是被動(dòng)地接受高技能勞動(dòng)力外流，政府應(yīng)通過推動(dòng)土地制度改革、鼓勵(lì)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新等來促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高和規(guī)?；?jīng)營(yíng)，發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，從而在推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的同時(shí)推動(dòng)農(nóng)村地區(qū)的繁榮發(fā)展。其次，由于是正向選擇，農(nóng)民工流入到城市，留在農(nóng)村的是受教育程度較低、收入位于中下水平的人群，這會(huì)使得城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，即便遷移者的匯款在一定程度上縮小了該差距。因此政府應(yīng)提高對(duì)農(nóng)村地區(qū)貧困化、留鄉(xiāng)人口公共服務(wù)等問題的關(guān)注，健全貧困人口的監(jiān)測(cè)和扶貧管理體系，開展對(duì)留鄉(xiāng)人員的技能培訓(xùn)，提高其人力資本水平。最后，與老一代相比，新生代正向自選擇程度下降既是由于其較高的外出概率，也是由于其受教育水平的普遍提高，這體現(xiàn)出我國(guó)在推進(jìn)農(nóng)村地區(qū)教育水平提高方面取得了顯著成效。女性農(nóng)民工體現(xiàn)出比男性更高的正選擇程度，這一方面是家庭性別分工的結(jié)果，另一方面則體現(xiàn)出農(nóng)村女性較低的受教育水平，因而政府在提高農(nóng)村居民整體教育水平的同時(shí)，也應(yīng)注重教育的公平性，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村女性教育和技能培訓(xùn)的關(guān)注和投入，提升她們的人力資本水平。

注釋：

①此處假定遷入地和遷出地當(dāng)前的收入分配情況與移民群體受教育水平的高低無關(guān)，這也是一個(gè)合理的假定。

②若要真正進(jìn)行農(nóng)民工綜合能力自選擇情況的全面考察，必須了解農(nóng)民工在遷移前在農(nóng)村地區(qū)的收入，而且一旦知道了該收入，即可不用進(jìn)行反事實(shí)收入的估算，但目前沒有相關(guān)的調(diào)查數(shù)據(jù)。

③本部分?jǐn)?shù)據(jù)來自中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心主持的《中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查CGSS》項(xiàng)目，作者感謝此機(jī)構(gòu)及其人員提供數(shù)據(jù)協(xié)助，本文內(nèi)容由作者自行負(fù)責(zé)。

④此處僅將從未結(jié)婚算作未婚，在婚、同居、離婚、喪偶等均歸為已婚。

⑤此處東中西部的劃分為：東部省份包括遼寧、河北、北京、天津、山東、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、海南；中部省份包括黑龍江、吉林、山西、江西、安徽、河南、湖北、湖南；西部省份包括內(nèi)蒙古、新疆、西藏、青海、寧夏、甘肅、陜西、重慶、四川、貴州、廣西、云南。

⑥注意，這里的可觀測(cè)因素的密度函數(shù)僅針對(duì)有收入的群體，沒有收入的人群沒有計(jì)算在內(nèi)。

⑦本文將新生代農(nóng)民工定義為出生于1978年及以后的農(nóng)民工，當(dāng)然也有部分學(xué)者使用1980年作為新老兩代農(nóng)民工的出生年份分割點(diǎn)，但這兩種劃分方式差別不大，且筆者已驗(yàn)證若使用1980年作為劃分依據(jù)，本文的結(jié)論將不會(huì)改變。

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(責(zé)任編輯：易會(huì)文)

2016-04-23

鄭雅潔(1989— )，女，山東濰坊人，北京大學(xué)馬克思主義學(xué)院博士生。

F304.6

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1003-5230(2016)05-0136-12