俞 玲，張海峰，姚先國(guó)

(1.浙江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310027；2.浙江大學(xué)公共管理學(xué)院，浙江 杭州 310058)

戶籍地影響農(nóng)民工工資嗎？
——基于杭州市外來農(nóng)民工問卷調(diào)查的實(shí)證研究

俞 玲1，張海峰2，姚先國(guó)2

(1.浙江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310027；2.浙江大學(xué)公共管理學(xué)院，浙江 杭州 310058)

本文基于農(nóng)民工戶口登記地差異，實(shí)證分析地域身份對(duì)農(nóng)民工工資的影響。研究結(jié)果表明，外來農(nóng)民工工資存在明顯的“地域效應(yīng)”，東部外來農(nóng)民工在工資報(bào)酬和工資歧視方面的優(yōu)勢(shì)十分明顯，戶籍地在工資條件分布的各分位數(shù)上對(duì)中部和西部外來農(nóng)民工工資均具有顯著的消極影響，工資歧視的“地域效應(yīng)”與工資分位數(shù)有關(guān)。因此，促進(jìn)城鄉(xiāng)勞動(dòng)者平等就業(yè)和農(nóng)民工城市融合，應(yīng)盡量消除地域身份對(duì)農(nóng)民工就業(yè)的不利影響。

工資差異；外來農(nóng)民工；地域效應(yīng)；戶籍歧視

改革開放以來，我國(guó)農(nóng)民工數(shù)量逐年增長(zhǎng)。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)顯示，2016年全國(guó)農(nóng)民工總量為28171萬人，占全國(guó)就業(yè)人數(shù)的比重達(dá)36.3%。農(nóng)民工就業(yè)問題直接關(guān)系到農(nóng)民收入增長(zhǎng)和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的進(jìn)程。然而，與城鎮(zhèn)職工相比，農(nóng)民工在職業(yè)選擇、工資報(bào)酬、勞動(dòng)保障和就業(yè)穩(wěn)定性等方面均處于顯著劣勢(shì)，基于戶籍制度的勞動(dòng)力市場(chǎng)分割和就業(yè)不平等狀況長(zhǎng)期存在[1][2][3][4][5]。

在農(nóng)民工工資不平等方面，已有文獻(xiàn)主要以人力資本理論和歧視理論為基礎(chǔ)，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對(duì)農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的工資差異進(jìn)行分解，實(shí)證分析人力資本和歧視對(duì)農(nóng)民工工資的影響。王美艷(2003)對(duì)農(nóng)村遷移勞動(dòng)力與城市本地勞動(dòng)力工資差距的分解結(jié)果顯示，歧視因素對(duì)工資差距起主導(dǎo)作用，76%的工資差距由歧視造成[6]。邢春冰(2008)的研究表明教育是造成農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工收入差距的最主要原因，僅10%的工資差異與歧視有關(guān)[7]。還有一些研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的工資差異隨工資分布而變化，在不同的收入分位點(diǎn)上，歧視和人力資本對(duì)工資差異的影響各不相同[8][9][10]。

然而，現(xiàn)有絕大多數(shù)文獻(xiàn)僅從戶口性質(zhì)角度研究農(nóng)民工工資歧視，忽視戶口登記地的影響。根據(jù)我國(guó)現(xiàn)行的戶籍制度，勞動(dòng)者的戶籍身份通常包含戶口性質(zhì)和戶口登記地兩方面信息。在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)和改革開放初期，農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)戶口的區(qū)別從根本上決定了個(gè)人與國(guó)家的關(guān)系及個(gè)人獲得一系列政府提供的社會(huì)經(jīng)濟(jì)福利的資格，因而戶口性質(zhì)是影響勞動(dòng)力流動(dòng)和就業(yè)的關(guān)鍵因素。但隨著我國(guó)戶籍制度改革的深入，已有多個(gè)省市實(shí)行了城鄉(xiāng)統(tǒng)一的戶口登記制度，農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)戶口的差別已明顯減弱，并可能在城鄉(xiāng)一體化的推進(jìn)中逐漸消失。此外，從農(nóng)民工的構(gòu)成來看，目前外出農(nóng)民工占農(nóng)民工總數(shù)的比重超過60%*根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《2016年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》，2016年我國(guó)農(nóng)民工總量為28171萬人，其中在戶籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)地域外就業(yè)的外出農(nóng)民工16934萬人，占農(nóng)民工總量的60.1%。，對(duì)農(nóng)村外出就業(yè)者而言，最重要的是本地常住戶口，而不僅僅是非農(nóng)業(yè)戶口[11]。因此，專注于戶口性質(zhì)對(duì)農(nóng)民工就業(yè)的影響存在一定的片面性。章元和王昊(2011)根據(jù)戶口登記地區(qū)分本地勞動(dòng)力和外來勞動(dòng)力，并利用2005年1%抽樣人口調(diào)查的上海抽樣數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)外地農(nóng)民工工資受到明顯的地域歧視[3]。陳傳波和閻竣(2015)采用2012年流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)研究城城與鄉(xiāng)城流動(dòng)人口的收入差距，認(rèn)為戶籍歧視可能是由戶口所在地的差異而非城鄉(xiāng)戶口性質(zhì)差異導(dǎo)致的[12]。上述研究表明，戶籍地對(duì)農(nóng)民工工資具有一定的影響，但未采用具體的分解方法對(duì)戶籍地相關(guān)的工資歧視作深入解析，同時(shí)本地戶口和外地戶口的區(qū)分也比較籠統(tǒng)，未能很好地體現(xiàn)中國(guó)地域差異的多樣性。

我們認(rèn)為現(xiàn)行戶籍制度下外出就業(yè)農(nóng)民工具有雙重身份特征——統(tǒng)一的農(nóng)民身份和差別化的地域身份，前者由戶口性質(zhì)決定，后者與戶口登記地相關(guān)。戶籍地賦予外出就業(yè)農(nóng)民工特定的“地域標(biāo)簽”，具有一定的反映農(nóng)民工地域文化和風(fēng)俗習(xí)慣的信號(hào)功能。同時(shí)，勞動(dòng)力市場(chǎng)可能存在與戶籍地關(guān)聯(lián)的地域偏好，因而戶籍地對(duì)農(nóng)民工就業(yè)的影響不容忽視。此外，我國(guó)區(qū)域間人力資本分布不平等[13]，意味著不同輸出地的農(nóng)民工存在人力資本異質(zhì)性，而以往的研究大多基于農(nóng)民工人力資本同質(zhì)性假設(shè)，因此區(qū)分農(nóng)民工戶籍地也有利于更好地體現(xiàn)農(nóng)民工人力資本的異質(zhì)性特征。借鑒國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的分類方法，本文將農(nóng)民工按戶口登記地分為東部地區(qū)農(nóng)民工、中部地區(qū)農(nóng)民工和西部地區(qū)農(nóng)民工三類*國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《2016年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》調(diào)整農(nóng)民工輸出地的分類標(biāo)準(zhǔn)，將農(nóng)民工按輸出地分為東部地區(qū)農(nóng)民工、中部地區(qū)農(nóng)民工、西部地區(qū)農(nóng)民工和東北地區(qū)農(nóng)民工等四類。本文采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局以前的分類方法，將農(nóng)民工按輸出地分為東部、中部和西部農(nóng)民工三類。其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個(gè)省(市)，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南等8省，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆等12個(gè)省(市、自治區(qū))。，在此基礎(chǔ)上詳細(xì)考察戶籍地對(duì)城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上外來農(nóng)民工工資的影響，對(duì)理解農(nóng)民工人力資本的異質(zhì)性、認(rèn)清農(nóng)民工地域身份重要性、促進(jìn)農(nóng)民工平等就業(yè)和社會(huì)融合具有深遠(yuǎn)的現(xiàn)實(shí)意義。

一、數(shù)據(jù)來源和研究方法

(一)數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)來自浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)“省外農(nóng)民工留浙務(wù)工調(diào)查研究”課題組2012年在浙江省杭州市對(duì)外來就業(yè)農(nóng)民工的問卷調(diào)查。作為東部沿海發(fā)達(dá)城市，杭州吸引了大量外來農(nóng)村勞動(dòng)力務(wù)工經(jīng)商，因此對(duì)杭州的外來農(nóng)民工進(jìn)行調(diào)查研究具有較強(qiáng)的代表性。該調(diào)查涵蓋外來就業(yè)農(nóng)民工工作和生活狀況的各個(gè)方面，調(diào)查內(nèi)容主要包括：(1)基本狀況，如年齡、性別、戶口、文化程度、婚姻狀況、工作經(jīng)驗(yàn)和職業(yè)資格等個(gè)人情況，子女和配偶等基本情況；(2)就業(yè)生活狀況，如職業(yè)、勞動(dòng)時(shí)間、月收入、勞動(dòng)合同和社會(huì)保障、子女教育、醫(yī)療衛(wèi)生和居住狀況等；(3)社會(huì)參與狀況，如政治面貌、參加黨團(tuán)活動(dòng)情況等。調(diào)查數(shù)據(jù)主要通過兩種方式獲得：一是在杭州的下沙、蕭山和富陽的部分企業(yè)隨機(jī)選取外來農(nóng)民工；二是街頭隨機(jī)訪問。同時(shí)，我們也調(diào)查部分城鎮(zhèn)職工，以用于比較研究。剔除年齡在16～65周歲之外、具有雇主身份及存在變量遺漏的樣本，最終得到665個(gè)外來農(nóng)民工樣本和181個(gè)城鎮(zhèn)職工樣本。

(二)變量設(shè)定

首先，外來就業(yè)農(nóng)民工是指不具有杭州戶籍、但在杭州從事非農(nóng)工作的農(nóng)民工。根據(jù)戶口登記地，進(jìn)一步將外來就業(yè)農(nóng)民工分為東部外來農(nóng)民工、中部外來農(nóng)民工和西部外來農(nóng)民工三類，樣本量分別為157、358和150。

其次，工資方程的變量選擇和設(shè)定。由于農(nóng)民工普遍工作時(shí)間較長(zhǎng)，采用月工資測(cè)度農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的工資差異將產(chǎn)生一定的偏差，故選擇小時(shí)工資率作為工資變量并取對(duì)數(shù)。選取年齡、性別、婚姻狀況、受教育年限、職業(yè)年限、職業(yè)培訓(xùn)和技能等級(jí)等人力資本及個(gè)人特征變量作為工資方程的自變量。年齡指勞動(dòng)者的周歲年齡。受教育年限根據(jù)受調(diào)查者的文化程度折算，分別賦值6(小學(xué))、9(初中)、12(高中、中專)、14(大專)和16(本科)。職業(yè)年限指勞動(dòng)力從事當(dāng)前職業(yè)的年數(shù)。性別、婚姻狀況和職業(yè)培訓(xùn)均為虛擬變量，設(shè)定男性為1(女性為0)、已婚為1(其他為0)、受過專業(yè)技能培訓(xùn)為1(反之為0)。技能等級(jí)按無等級(jí)、初級(jí)技工、中級(jí)技工、高級(jí)技工、技師和高級(jí)技師等六類分別賦值為0、1、2、3、4和5。此外，考慮到工資收入與職業(yè)類型緊密相關(guān)，引入職業(yè)變量作為控制變量，設(shè)定單位負(fù)責(zé)人、專業(yè)技術(shù)人員和辦事人員等職業(yè)屬于白領(lǐng)(取值為1)，其他則為藍(lán)領(lǐng)(取值為0)。由于樣本數(shù)據(jù)主要來自高度競(jìng)爭(zhēng)的非國(guó)有部門及以制造業(yè)、批發(fā)零售業(yè)和服務(wù)業(yè)為主的競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)，本文未將勞動(dòng)者就業(yè)的行業(yè)和部門差異納入模型分析框架。表1報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(三)研究模型與方法選擇

首先，建立外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工工資決定的線性回歸模型，通過普通最小二乘法分別估計(jì)外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的工資方程，然后采用經(jīng)典的Oaxaca-Blinder方法[14][15]，得到條件均值意義上的外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工工資差異及其分解結(jié)果。具體的工資方程為：

ln(Wi)=a+Zi′β+ui(i=1,…,n)

(1)

其中，Wi為第i個(gè)工人的小時(shí)工資率，Zi′為影響工資的因素向量，β是系數(shù)向量，ui為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。以城鎮(zhèn)職工的工資結(jié)構(gòu)為基準(zhǔn)，外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工工資差異的Oaxaca-Blinder分解結(jié)果可表示為：

(2)

其次，由于線性回歸模型僅關(guān)注因變量的條件均值，無法反映因變量條件分布的完整信息，故我們構(gòu)建分位數(shù)回歸模型[16]，對(duì)外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的工資方程分別進(jìn)行分位數(shù)回歸，并考察工資分布不同水平下戶籍地和人力資本對(duì)工資的影響。具體的分位數(shù)回歸模型為：

Q(p)(yi|xi)=a(p)+xi′β(p)+εi(p)(i=1,…,n)

(3)

其中，0

最后，在分位數(shù)回歸的基礎(chǔ)上，我們采用Melly(2006)的方法[17]，對(duì)條件分布意義上的外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工工資差異進(jìn)行分位數(shù)分解，構(gòu)造反事實(shí)分布函數(shù)F(y*|Xr,bu)。其中，Xr為影響外來農(nóng)民工工資的變量分布，bu為影響城鎮(zhèn)職工工資的變量在各分位數(shù)上的回歸系數(shù)，y*為反事實(shí)工資并表示采用城鎮(zhèn)職工的回歸系數(shù)估計(jì)的外來農(nóng)民工工資分布。τ分位數(shù)上外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工工資差異的分位數(shù)分解結(jié)果為：

(4)

等式(4)的左邊表示分位數(shù)上外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的工資差異，右邊第一項(xiàng)是特征效應(yīng)，表示τ分位數(shù)上個(gè)體特征差異產(chǎn)生的工資差異；第二項(xiàng)是系數(shù)效應(yīng)，代表τ分位數(shù)上對(duì)外來農(nóng)民工的戶籍歧視造成的工資差異。借助此方法，我們可對(duì)不同分位數(shù)上的外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工工資差異及戶籍地效應(yīng)進(jìn)行比較分析。需要說明的是，Oaxaca-Blinder分解和分位數(shù)分解均存在指數(shù)基準(zhǔn)問題，本文統(tǒng)一采用城鎮(zhèn)職工的工資結(jié)構(gòu)作為基準(zhǔn)進(jìn)行工資差異分解，指數(shù)基準(zhǔn)選擇不同可能改變具體的結(jié)果數(shù)值，但不會(huì)影響基本的實(shí)證研究結(jié)論。

二、實(shí)證研究結(jié)果及分析

(一)OLS回歸與條件均值的工資差異分解結(jié)果

表2是城鎮(zhèn)職工和外來農(nóng)民工對(duì)數(shù)小時(shí)工資的OLS回歸結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)教育和職業(yè)年限對(duì)城鎮(zhèn)職工和外來農(nóng)民工工資均具有顯著的積極作用，且教育和職業(yè)年限的回報(bào)率比較接近，說明保持職業(yè)的連續(xù)性和穩(wěn)定性可在一定程度上彌補(bǔ)勞動(dòng)力文化程度的不足，增加勞動(dòng)者工資收入。但城鎮(zhèn)職工在教育和職業(yè)年限上的回報(bào)率均大大高于外來農(nóng)民工，意味著提高受教育程度和積累職業(yè)經(jīng)驗(yàn)對(duì)城鎮(zhèn)職工更為有利。將戶籍地變量納入外來農(nóng)民工工資方程后，我們發(fā)現(xiàn)戶籍地對(duì)外來農(nóng)民工工資存在顯著影響，中、西部外來農(nóng)民工的工資明顯低于東部外來農(nóng)民工，同時(shí)中部外來農(nóng)民工工資低于西部外來農(nóng)民工。

表2 外來農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工工資方程的回歸結(jié)果

注：*** 、*** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差。

為進(jìn)一步探究戶籍地對(duì)外來農(nóng)民工工資的影響，我們分別對(duì)東、中和西部外來農(nóng)民工的工資方程進(jìn)行OLS回歸，在此基礎(chǔ)上得到這三類農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的工資差異及Oaxaca-Blinder分解結(jié)果。為直觀起見，系數(shù)效應(yīng)和特征效應(yīng)均采用百分比表示(見表3所示)。在不考慮戶籍地差異的情況下，系數(shù)效應(yīng)約占外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工工資差異的10%，反映對(duì)外來農(nóng)民工農(nóng)民身份和地域身份的“總的”工資歧視狀況。分戶籍地來看，外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工工資差異的地域特征十分明顯：東部外來農(nóng)民工工資水平最高，因而與城鎮(zhèn)職工的工資差異最小；中部和西部外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的工資差異較大，大約是東部外來農(nóng)民工的兩倍多；西部外來農(nóng)民工與中部外來農(nóng)民工工資水平則比較接近，前者略高于后者。造成上述特征的主要原因可歸結(jié)為兩個(gè)方面：一是外來農(nóng)民工人力資本存在地域性差異，東部外來農(nóng)民工人力資本明顯高于中部和西部外來農(nóng)民工。以平均受教育年限和職業(yè)年限為例，樣本數(shù)據(jù)顯示，東部外來農(nóng)民工平均受教育年限為11.8年，比中部和西部外來農(nóng)民工分別高1.2和1.3年；東部外來農(nóng)民工平均職業(yè)年限為5.0年，比中部和西部外來農(nóng)民工分別多0.9和0.7年。二是外來農(nóng)民工工資歧視程度存在地域性差異，中部和西部外來農(nóng)民工受工資歧視的程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于東部外來農(nóng)民工，表明勞動(dòng)力市場(chǎng)存在與戶籍地相關(guān)的農(nóng)民工工資歧視。

表3 城鎮(zhèn)職工與外來農(nóng)民工工資差異的Oaxaca-Blinder分解

(二)分位數(shù)回歸與條件分布的工資差異分解結(jié)果

首先，對(duì)外來農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工的工資方程分別進(jìn)行分位數(shù)回歸。表4、5分別報(bào)告了外來農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工工資方程在0.15、0.25、0.50、0.75和0.95分位數(shù)上的回歸結(jié)果。為更清楚地顯示分位數(shù)回歸系數(shù)隨分位數(shù)不同的變化情況，我們分別繪制了教育和職業(yè)年限的回歸系數(shù)圖(如圖1、2所示)。

表4 外來農(nóng)民工工資方程的分位數(shù)回歸結(jié)果

注：*** 、*** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差。限于篇幅，表中省略了部分變量。

教育在各分位數(shù)上對(duì)外來農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工工資均具有顯著積極的作用。外來農(nóng)民工的教育回報(bào)率在0.15～0.75之間基本穩(wěn)定，在0.75分位數(shù)之上開始迅速上升。城鎮(zhèn)職工的情況與此非常類似，在0.40以下的低分位數(shù)上教育的回報(bào)率比較穩(wěn)定，但在0.40分位數(shù)以上的工資分布區(qū)間大大提高，說明提高受教育程度對(duì)高工資者更為有利。同時(shí)，城鎮(zhèn)職工在各分位數(shù)上的教育回報(bào)率均大大高于外來農(nóng)民工，差距隨工資分布分位數(shù)的上升呈擴(kuò)大趨勢(shì)，在0.95分位數(shù)上城鎮(zhèn)職工的教育回報(bào)率約為外來農(nóng)民工的2.5倍，因此提高受教育程度對(duì)城鎮(zhèn)職工工資增長(zhǎng)更為有利。

表5 城鎮(zhèn)職工工資方程的分位數(shù)回歸結(jié)果

注：*** 、*** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差。限于篇幅，表中省略了部分變量。

圖1 城鎮(zhèn)職工教育和職業(yè)年限的分位數(shù)回歸系數(shù)

圖2 外來農(nóng)民工教育和職業(yè)年限的分位數(shù)回歸系數(shù)

職業(yè)年限在各分位數(shù)上對(duì)外來農(nóng)民工工資具有顯著的正影響，并隨工資分布的變化呈現(xiàn)“兩頭大、中間小”的特征，說明增加職業(yè)經(jīng)驗(yàn)對(duì)最高工資和最低工資的外來農(nóng)民工比較有利。城鎮(zhèn)職工職業(yè)年限的回報(bào)率在工資分布的低分位數(shù)上最高，之后隨分位數(shù)的上升有所下降，在0.95分位數(shù)上職業(yè)年限對(duì)城鎮(zhèn)職工工資沒有顯著影響?？傮w來看，城鎮(zhèn)職工在各分位數(shù)上的職業(yè)年限回報(bào)均高于外來農(nóng)民工，但隨著分位數(shù)的上升，兩者的差距趨于縮小，表明保持就業(yè)的穩(wěn)定性和連續(xù)性不僅可增加外出農(nóng)民工收入，而且有利于縮小外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的工資差異。

其次，在外來農(nóng)民工工資方程中加入戶籍地變量并以東部地區(qū)作為參照組進(jìn)行分位數(shù)回歸。結(jié)果顯示，戶籍地變量在各分位數(shù)上對(duì)外來農(nóng)民工工資具有顯著影響。圖3報(bào)告了戶籍地變量的分位數(shù)回歸估計(jì)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)中部和西部變量的分位數(shù)回歸系數(shù)均為負(fù)值，且變化趨勢(shì)基本一致。與東部外來農(nóng)民工相比，中部和西部外來農(nóng)民工在整個(gè)工資分布區(qū)間均存在地域身份劣勢(shì)，且“地域標(biāo)簽”對(duì)工資條件分布最頂端的外來農(nóng)民工最為不利。

圖3 戶籍地的分位數(shù)回歸系數(shù)

再次，對(duì)外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工工資差異進(jìn)行分位數(shù)分解。表6報(bào)告了工資分布在0.15、0.25、0.50、0.75和0.95分位數(shù)上的分解結(jié)果，發(fā)現(xiàn)工資總差異隨著工資分布分位數(shù)的上升而顯著上升，特征效應(yīng)對(duì)工資差異的解釋力隨工資分布分位數(shù)的上升而顯著減弱，但系數(shù)效應(yīng)對(duì)工資差異的解釋力則不斷增強(qiáng)，表明高收入外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的工資差距較大，工資越高，外來農(nóng)民工受到工資歧視的程度越高。對(duì)0.40分位數(shù)以下的外來農(nóng)民工而言，盡管工資水平較低，但他們享受了一定的工資溢價(jià)，這可能與政府實(shí)行的最低工資制度有關(guān)，也可能是這些外來農(nóng)民工在低端職業(yè)得到了一定的補(bǔ)償性工資。

表6 外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工工資差異的分位數(shù)分解

最后，對(duì)不同戶籍地外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工工資差異分別進(jìn)行分位數(shù)分解并予以比較分析(如圖4所示)。

圖4 外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工工資差異的分位數(shù)分解

我們發(fā)現(xiàn)東部外來農(nóng)民工在整個(gè)工資分布的分位數(shù)區(qū)間的工資差異均明顯小于其他的外來農(nóng)民工，其“地域優(yōu)勢(shì)”突出，這一結(jié)果與前文OLS回歸的結(jié)論相一致。分位數(shù)分解的結(jié)果表明，特征效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)的變化趨勢(shì)不存在明顯的戶籍地差異，即對(duì)東、部和西部外來農(nóng)民工而言，在工資分布的低分位數(shù)上，特征效應(yīng)對(duì)工資差異的解釋力超過系數(shù)效應(yīng)，但隨著工資分布分位數(shù)的上升，特征效應(yīng)不斷減弱。進(jìn)一步的比較分析發(fā)現(xiàn)，在工資歧視程度上，東部外來農(nóng)民工并不具有單一的絕對(duì)優(yōu)勢(shì)地位，東、中和西部外來農(nóng)民工分別在低、中、高三個(gè)工資分布區(qū)間占據(jù)“地域優(yōu)勢(shì)”。具體來說，在工資分布的0.45分位數(shù)以下的低分位數(shù)區(qū)間，東部外來農(nóng)民工工資的溢價(jià)優(yōu)勢(shì)最大；在工資分布的0.46～0.70之間，中部外來農(nóng)民工工資歧視程度最低；在工資分布的0.70分位數(shù)以上的高分位數(shù)區(qū)間，工資歧視程度最低的是西部外來農(nóng)民工。在人力資本和歧視的作用下，外來農(nóng)民工內(nèi)部存在“壞”工作和“好”工作之間的就業(yè)隔離，前者對(duì)應(yīng)于低工資，后者主要表現(xiàn)為高工資。結(jié)合勞動(dòng)力市場(chǎng)的具體情況，我們嘗試對(duì)東、中和西部外來農(nóng)民工在工資分布區(qū)間的歧視特征進(jìn)行解釋。首先，低端勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)農(nóng)民工知識(shí)和技能的要求較低，除人力資本外，與農(nóng)民工地域身份相關(guān)聯(lián)的文化、風(fēng)俗習(xí)慣及生產(chǎn)率差異對(duì)雇傭決策也非常重要，雇主可能基于對(duì)中、西部外來農(nóng)民工的統(tǒng)計(jì)性歧視，愿意給予東部外來農(nóng)民工更高的工資溢價(jià)，以吸引其就業(yè)。其次，“好”工作對(duì)知識(shí)和技能的要求較高，只有較高人力資本的外來農(nóng)民工才有資格參與競(jìng)爭(zhēng)，與低端勞動(dòng)力市場(chǎng)不同的是，勞動(dòng)者人力資本和個(gè)人特征能較好地反映其真實(shí)生產(chǎn)率，對(duì)農(nóng)民工地域身份的統(tǒng)計(jì)性歧視不再必要。在此情況下，不同戶籍地外來農(nóng)民工之所以存在工資歧視程度的差別，可能的原因是保持不同戶籍地外來農(nóng)民工相對(duì)工資的穩(wěn)定性，從而維持勞動(dòng)力市場(chǎng)的穩(wěn)固狀態(tài)。樣本數(shù)據(jù)顯示，在工資分布的0.50、0.75、和0.95分位數(shù)上，中部-東部外來農(nóng)民工工資比率與西部-東部外來農(nóng)民工工資比率均相等(分別為94%、92%和90%)。

三、結(jié) 語

本文利用2012年杭州外來就業(yè)農(nóng)民工問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，通過將外來農(nóng)民工按戶籍地分為東部、中部和西部外來農(nóng)民工三類，對(duì)戶籍地影響農(nóng)民工工資和歧視問題進(jìn)行實(shí)證研究。首先，OLS回歸和Oaxaca-Blinder分解的結(jié)果顯示，外來農(nóng)民工工資存在明顯的“地域效應(yīng)”，東部外來農(nóng)民工工資大大高于中部和西部外來農(nóng)民工，而城市勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)農(nóng)民工的排斥和歧視也以中部和西部外來農(nóng)民工為主。其次，分位數(shù)回歸和分位數(shù)分解結(jié)果表明，戶籍地在工資條件分布的各分位數(shù)上對(duì)外來農(nóng)民工工資均具有顯著影響，東部外來農(nóng)民工在工資分布的各分位數(shù)上均居優(yōu)勢(shì)地位。不同戶籍地外來農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的工資差異隨工資分布分位數(shù)的上升而不斷上升，這一結(jié)論同樣適用于工資歧視程度。低工資外來農(nóng)民工獲得了一定的工資溢價(jià)，高工資外來農(nóng)民工則承受較高程度的工資歧視。工資歧視的“地域效應(yīng)”與工資分位數(shù)有關(guān)。東、中和西部外來農(nóng)民工分別在低、中和高分位數(shù)區(qū)間處于相對(duì)優(yōu)勢(shì)地位。最后，不同戶籍地外來農(nóng)民工存在明顯的人力資本異質(zhì)性，東部外來農(nóng)民工人力資本存量顯著高于中部和西部外來農(nóng)民工，這是導(dǎo)致其工資高于中部和西部外來農(nóng)民工的最重要原因。

本文的研究表明在大量農(nóng)村勞動(dòng)力外出就業(yè)的背景下，反映農(nóng)民工地域身份的戶籍地對(duì)農(nóng)民工工資水平和工資歧視存在重要影響。因此，改善農(nóng)民工低工資狀況、真正實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)勞動(dòng)者平等就業(yè)和農(nóng)民工城市融合，不能單純依賴農(nóng)民工戶口性質(zhì)的轉(zhuǎn)變，還應(yīng)努力消除地域身份對(duì)農(nóng)民工就業(yè)的不利影響。一方面，繼續(xù)完善勞動(dòng)力市場(chǎng)機(jī)制，努力消除對(duì)中部和西部地區(qū)農(nóng)民工的地域偏見；另一方面，加強(qiáng)改進(jìn)中西部地區(qū)農(nóng)村的教育質(zhì)量，努力縮小中西部地區(qū)農(nóng)民工和東部地區(qū)農(nóng)民工的人力資本差距。此外，對(duì)流入地的政府而言，通過為外來農(nóng)民工創(chuàng)造良好的就業(yè)和生活環(huán)境，促進(jìn)農(nóng)民工就業(yè)的穩(wěn)定性和連續(xù)性，無疑是一項(xiàng)有利于農(nóng)民工增加收入和城市獲得穩(wěn)定勞動(dòng)力來源的“雙贏”之舉。

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DoestheHouseholdRegistrationRegionAffecttheWageofMigrantWorkers? ——EvidencefromHangzhou

YU Ling1，ZHANG Haifeng2，YAO Xianguo2

(1.School of Economics，Zhejiang University，Hangzhou 310027，China；2.School of Public Administration，Zhejiang University，Hangzhou 310058，China)

By dividing migrant workers into three categories—migrant workers from the eastern region, migrant workers from the middle region and migrant workers from the western region—this paper conducts an empirical study about the impact of household registration region on the wage of migrant workers. The results show that migrant workers from the eastern region obviously enjoy advantages in wage and wage discrimination, while migrant workers from the central and western regions are obviously discriminated. Migrant workers from the central and western regions are paid lower in all the quantile intervals, but the “regional effect” of wage discrimination is related to the quantile of wage distribution. Therefore, we must try hard to eliminate the adverse effects of the “regional effect” on the employment of migrant workers in order to promote urban integration of migrant workers and equal employment of urban and rural workers.

Wage Differential；Migrant Workers；Regional Effect；Huji Discrimination

2016-07-20

俞玲(1978-)，女，浙江嵊州人，浙江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生，浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師；張海峰(1979-)，男，浙江諸暨人，浙江大學(xué)公共管理學(xué)院副教授；姚先國(guó)(1953-)，男，湖南華容人，浙江大學(xué)公共管理學(xué)院教授。

F246

A

1004-4892(2017)12-0003-09

(責(zé)任編輯:化木)