全 磊，陳玉萍，丁士軍，吳海濤

(1.中南財經(jīng)政法大學工商管理學院，湖北 武漢 430073；2.中南財經(jīng)政法大學公共管理學院，湖北 武漢 430073)

一、引 言

2014年，李克強總理在《政府工作報告》中明確提出“三個1億人”的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，而首要的“1億人”就是在2020年實現(xiàn)約1億農(nóng)民工的市民化。2017年，我國人口城鎮(zhèn)化率達58.52%，城鎮(zhèn)常住人口為8.1億(包括約2.87億農(nóng)民工，占全國總人口的20.65%)。作為新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的落腳點，農(nóng)民工群體獲得自由進城就業(yè)和居住的權利，但社會經(jīng)濟地位還有待進一步提高。作為衡量社會經(jīng)濟地位的重要指標，農(nóng)民工收入水平始終是學界和政府關注的焦點。

回顧有關農(nóng)民工收入決定的文獻發(fā)現(xiàn)，在研究內(nèi)容上主要集中于兩個方面：一是宏觀因素對農(nóng)民工收入的影響，如區(qū)域差異、行業(yè)差異等[1]；二是微觀因素對農(nóng)民工收入的影響， 如家庭特征、人力資本等[2][3]。然而，微觀視角下農(nóng)民工收入決定的相關研究并不深入，許多學者僅關注單一要素對農(nóng)民工收入的影響。在研究方法上，絕大多數(shù)學者采用最小二乘法(OLS)、兩階段最小二乘法(2SLS)和固定效應模型(FEM)[1][2][3][4]，部分學者采用條件分位數(shù)回歸(CQR)[5][6]，研究表明提高受教育水平和非農(nóng)就業(yè)均有利于增加農(nóng)民工收入，且隨著收入層次的提升，邊際貢獻均有所變化。

盡管現(xiàn)有研究就教育和就業(yè)行業(yè)對農(nóng)民工收入的影響做了深入細致的討論，并在一些基本判斷方面得出較為一致的結論，但在研究內(nèi)容和方法上還有進一步拓展的空間。首先，從研究內(nèi)容看，已有研究多是農(nóng)民工個體研究，針對農(nóng)民工家庭收入的研究較少，而家庭作為勞動力配置的重要決策單元，迫切需要得到關注。絕大多數(shù)研究是對收入的總體性研究，深化的結構性研究較為稀缺，而對結構性收入的考察，有利于探析教育和就業(yè)行業(yè)的收入效應途徑和機理。研究數(shù)據(jù)較為陳舊，現(xiàn)有文獻的研究數(shù)據(jù)截至2015年，基于2015年之后數(shù)據(jù)的研究有待更新和擴充。其次，從研究方法看，已有研究忽視教育與就業(yè)行業(yè)之間的相互影響，使研究結果可能出現(xiàn)偏誤。雖然條件分位數(shù)回歸能描述所有條件分位點上解釋變量對被解釋變量的不同邊際效應，但條件于教育的0.1分位指的是在不同教育水平中10%以內(nèi)的最低收入群體，并不是整體中的最低收入群體，而政策制定者往往更關注后者。

基于已有研究存在的上述不足，本文的創(chuàng)新主要體現(xiàn)在以下四個方面。第一，視角比較新穎。與以往研究不同，本文專門探討基礎教育和就業(yè)行業(yè)對未完全匯合農(nóng)民工家庭收入的影響。在新型城鎮(zhèn)化的過渡階段，尚未在務工地完全匯合的農(nóng)民工家庭占大多數(shù)，正處于市民化的邊緣，也是最需要政策扶持的群體。第二，進一步深化現(xiàn)有學者的研究。從收入來源和結構分解的視角，探析基礎教育和就業(yè)行業(yè)對未完全匯合農(nóng)民工家庭收入的影響路徑和機理。第三，在時間維度上銜接現(xiàn)有研究?；?016年的調研數(shù)據(jù)做實證分析，對現(xiàn)有研究進行時間維度上的推進。第四，關注基礎教育和就業(yè)行業(yè)對家庭收入無條件分布的影響。采用無條件分位數(shù)回歸(UQR)測算基礎教育和就業(yè)行業(yè)的收入效應，并高度關注基礎教育與就業(yè)行業(yè)的相互影響，利用“義務教育法的實施”作為“基礎教育”的工具變量，進一步采用無條件內(nèi)生分位數(shù)處理效應模型(UQTE)考察基礎教育的邊際貢獻。

本文擬利用2016年的調查數(shù)據(jù)，研究基礎教育和就業(yè)行業(yè)對未完全匯合農(nóng)民工家庭收入的邊際貢獻、作用機理和路徑，對理解新型城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)律、提高農(nóng)民工家庭社會經(jīng)濟地位具有重要意義，為政府制定扶持農(nóng)民工家庭發(fā)展政策提供理論上的有力支持。

二、數(shù)據(jù)來源和統(tǒng)計性描述

(一)數(shù)據(jù)來源與說明

本文數(shù)據(jù)來源于課題組2017年8～10月組織的農(nóng)民工家庭生計調查，調查內(nèi)容為2016年農(nóng)民工家庭生計狀況。作為我國東部沿海省份和中部內(nèi)陸省份的代表，廣東和湖北的經(jīng)濟發(fā)展水平分別位列全國首位和中上游，2017年末城鎮(zhèn)化率分別為69.85%和59.3%，均高于全國平均水平，匯集大量進城打工的農(nóng)民工家庭，比較適合開展進城農(nóng)民工家庭生計狀況的調查研究。課題組選取廣東省的珠海市、佛山市和湖北省的武漢市、襄陽市作為調查地，根據(jù)隨機抽樣原則，從這四個城市中選擇受訪家庭，共發(fā)放問卷972份，回收有效問卷950份，有效問卷率為97.74%。

本文的研究對象是未完全匯合農(nóng)民工家庭，首先需對農(nóng)民工家庭的類型進行界定。鑒于農(nóng)民工家庭形式的多樣性和復雜性，我們以調查時點為界、以家庭經(jīng)濟人口(包括所有在經(jīng)濟上緊密相連、共同做出重要收支決策的親屬)為核心，按家庭成員在務工地的匯合狀態(tài)，將農(nóng)民工家庭劃分為未匯合、半?yún)R合和完全匯合三種類型。未匯合農(nóng)民工家庭指家庭成員獨自一人在務工地打工，未與任何家庭成員一起在務工地生活；半?yún)R合農(nóng)民工家庭指部分家庭成員一起在務工地打工生活；完全匯合農(nóng)民工家庭指所有家庭成員共同在務工地打工生活。未匯合和半?yún)R合農(nóng)民工家庭統(tǒng)稱為未完全匯合農(nóng)民工家庭。上述對核心概念的界定，既借鑒已有研究的智慧[7][8]，也加入我們自己的理論思考。根據(jù)這一定義，調查得到的未完全匯合農(nóng)民工家庭共計642戶、1605個勞動力。

(二)統(tǒng)計性描述

1.家庭勞動力受教育水平和就業(yè)行業(yè)

我國的基礎教育指初中及初中以前的所有教育形態(tài)，因此將“初中”作為劃分勞動力是否完成基礎教育的界點。表1顯示，在未完全匯合農(nóng)民工家庭的勞動力中，近一半的勞動力文化水平在初中以下，未完成基礎教育。另外，家庭勞動力在服務業(yè)行業(yè)就業(yè)的比例最高，其次為制造業(yè)和建筑業(yè)。

表1 未完全匯合農(nóng)民工家庭勞動力受教育水平和就業(yè)行業(yè) 單位：%

2.家庭收入水平和結構

家庭收入指2016年家庭純收入，借鑒已有學者的劃分方法[9]，我們將家庭收入劃分為農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、打工經(jīng)商收入、轉移性收入和財產(chǎn)性收入。收入一般是符合正態(tài)分布的[10]，選擇以25%、50%和75%分位數(shù)作為臨界點，將家庭收入分為低收入組、中低收入組、中高收入組和高收入組。表2顯示，未完全匯合農(nóng)民工家庭已出現(xiàn)比較明顯的收入分層，高收入組的平均收入是低收入組的4.75倍。各收入組中打工經(jīng)商收入的比重最高，成為家庭收入的主要來源，也是增收的關鍵路徑。隨著收入層次的提高，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和轉移性收入逐漸減少，財產(chǎn)性收入逐漸增加。

表2 未完全匯合農(nóng)民工家庭收入水平和結構

3.基礎教育、就業(yè)行業(yè)與家庭收入的交互分析

表3顯示，隨著家庭收入層次的提高，有初中畢業(yè)勞動力的家庭戶數(shù)逐漸增多，無初中畢業(yè)勞動力的家庭戶數(shù)逐漸減少，家庭在非農(nóng)行業(yè)配置勞動力的比例整體上呈遞增趨勢。這僅是交互分析的結果，還不能精確測度基礎教育和就業(yè)行業(yè)對家庭收入的影響。下文將運用計量經(jīng)濟模型實證分析基礎教育和就業(yè)行業(yè)對家庭收入的邊際貢獻。

表3 基礎教育、就業(yè)行業(yè)與家庭收入的交互分類

三、模型建立和實證分析

(一)研究方法

1.UQR估計

本文采用Fripo、Fortin和Lemieux提出的無條件分位數(shù)回歸(UQR)[11]，估計各影響因素的單位平移變換對農(nóng)民工家庭收入無條件分布分位數(shù)上的邊際影響。

UQR假設各影響因素是外生的，定義式如下：

(1)

其中，RIF(qτ,y,Fy)是FY的τ_分位數(shù)對應的再中心化影響函數(shù)，qτ表示Y的無條件分位數(shù)。

2.UQTE估計

我們采用Fr?lich和Melly提出的無條件內(nèi)生分位數(shù)處理效應模型(UQTE)[12]，進一步估計基礎教育對各收入組農(nóng)民工家庭的邊際貢獻。

依據(jù)可持續(xù)生計框架[13]，作為農(nóng)民工家庭的人力資本和生計策略，受教育水平與就業(yè)行業(yè)之間存在相互影響，導致受教育水平的系數(shù)估計出現(xiàn)嚴重偏差。為緩解教育變量的內(nèi)生性問題，受已有文獻的啟發(fā)[14]，本文擬利用“義務教育法的實施”(Z)作為“家庭有無勞動力初中畢業(yè)”(D)的工具變量。由于鄂粵兩省均在1987年實施義務教育法，《義務教育法》規(guī)定6～15歲是相應的義務教育階段，則受義務教育法影響的臨界年份為1987-15=1972年，家庭有成員在1972年以后出生，則Z=1，否則Z=0。

Y0和Y1分別表示“家庭無勞動力初中畢業(yè)(D=0)”和“家庭有勞動力初中畢業(yè)(D=1)”的收入水平，F(xiàn)r?lich和Melly(2014)采用再賦權分位點回歸算法，估計政策遵從者的分位點處理效應：

Δτ|c=qτ(Y1|c)-qτ(Y0|c)

(2)

其中，qτ(Yd|c)是政策遵從者Yd的τ分位，Δτ|c被定義為無條件分位數(shù)處理效應。

(二)模型建立和變量設置

基于經(jīng)典的明瑟收入決定方程[15]，本文采用半對數(shù)模型，擴展并建立無條件分位數(shù)計量方程：

(3)

其中，被解釋變量lnYi,qτ表示第i個未完全匯合農(nóng)民工家庭在無條件分布分位點上的家庭純收入對數(shù)；解釋變量HC、EI和CV分別表示人力資本、就業(yè)行業(yè)和控制變量；β是半彈性系數(shù)，表示解釋變量變化一單位引致的被解釋變量變化的百分比；εi,q是隨機誤差項。每一組解釋變量都設置系列細化變量(見表4所示)。

表4 變量設置及統(tǒng)計性描述分析

注：對健康狀況的評價，調查問卷給出“非常好”“比較好”“一般”“比較差”和“非常差”五個選項，運用李克特(Likert)五點量表尺度進行測量，分別賦值為5、4、3、2和1，代表健康狀況逐漸有序下降。不完全家庭指不存在完整夫妻關系的家庭，即夫妻雙方離異或一方喪偶，經(jīng)濟上完全獨立或一方與子女生活；完全家庭指存在完整夫妻關系的家庭，主要包括核心家庭、直系家庭和擴展家庭。

(三)回歸結果及分析

本文數(shù)據(jù)為截面數(shù)據(jù)，不存在序列相關性，僅需檢驗多重共線性和異方差性。檢驗結果顯示，所有解釋變量的方差膨脹因子均小于2，懷特檢驗中nR2對應的P值為0.01，表明僅存在異方差性?；貧w分析時采用聚類穩(wěn)健標準差消除異方差問題的影響，最小二乘法(OLS)和無條件分位數(shù)回歸(UQR)的結果如表5所示。

從人力資本看，基礎教育、健康狀況和工作經(jīng)驗的系數(shù)均顯著，表明人力資本是影響未完全匯合農(nóng)民工家庭收入水平的重要因素。首先，無論均值效應還是各無條件分位點上，基礎教育的邊際貢獻均在1%的水平上顯著為正，隨著收入層次的提高，邊際貢獻呈現(xiàn)遞減規(guī)律。具體來說，有勞動力初中畢業(yè)的家庭比無勞動力初中畢業(yè)的家庭的收入平均高出32.77%。基礎教育的邊際貢獻在低分位點(Q25)為46.56%、中等分位點(Q50)降至30.19%、高分位點(Q75)進一步降至26.89%。其次，健康狀況的系數(shù)顯著為正，工作經(jīng)驗僅在中等和高分位點(Q50、Q75)具有顯著影響，且二者的邊際貢獻明顯低于基礎教育。由此可知，雖然健康狀況和工作經(jīng)驗影響未完全匯合農(nóng)民工家庭收入，但重要程度相對較低。

從就業(yè)行業(yè)看，未完全匯合農(nóng)民工家庭增加在制造業(yè)、建筑業(yè)和服務業(yè)的勞動力配置比例均能顯著提高家庭收入水平，三個行業(yè)變量在低分位點(Q25)的邊際貢獻高于在中等和高分位點(Q50、Q75)的邊際貢獻，同一收入組內(nèi)三個行業(yè)變量的邊際貢獻也表現(xiàn)較大差異。具體來說，未完全匯合農(nóng)民工家庭在制造業(yè)、建筑業(yè)和服務業(yè)的勞動力配置每增加1%，家庭收入水平平均提高0.50%、0.46%和0.40%。在中等和低分位點(Q25、Q50)，制造業(yè)的邊際貢獻最高，分別達到1.04%和0.58%；在高分位點(Q75)，建筑業(yè)的邊際貢獻最高(達0.36%)。

表5 家庭總收入OLS和UQR回歸結果(N=642)

注：*、** 和*** 分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著，括號內(nèi)為標準誤；參考Brandt等的做法[16]，利用地區(qū)價格平減指數(shù)，將收入進行省際購買力差異調整，基數(shù)為2002年全國價格指數(shù)。下表同此。

從家庭特征看，與完全家庭相比，不完全家庭的收入水平顯著偏低，因此維護未完全匯合家庭的完整性有利于家庭收入水平的提高。家庭規(guī)模越大、人口撫養(yǎng)比越高，家庭收入水平越低，因此適度調控農(nóng)村生育政策，既有助于控制農(nóng)民工家庭規(guī)模，又保證家庭勞動力數(shù)量，從而有利于家庭收入增長。戶主性別的系數(shù)顯著為正，表明戶主為男性的家庭具有較高的收入水平，意味著男性作為“一家之主”，既是農(nóng)村傳統(tǒng)文化的體現(xiàn)，也是家庭經(jīng)濟理性行為的結果。

從打工省份看，相對于湖北，在廣東打工的農(nóng)民工家庭擁有更高的收入水平，尤其在中等和高分位點(Q50、Q75)表現(xiàn)得更為明顯?？赡艿脑蛟谟冢阂皇菑V東省經(jīng)濟發(fā)達，勞動力市場歧視少，就業(yè)機會多，收入增長空間更大；二是伴隨我國城鎮(zhèn)化步伐的加快，農(nóng)民工家庭選擇打工省份的束縛越來越少，不僅依靠人力資本積累獲得經(jīng)濟收入，也分享到經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長帶來的紅利。

接下來，采用兩階段最小二乘法(2SLS)和無條件內(nèi)生分位數(shù)處理效應模型(UQTE)緩解教育變量的內(nèi)生性問題(估計結果如表6所示)?；A教育的邊際貢獻顯著為正，隨著收入層次的提高，邊際貢獻呈現(xiàn)遞減規(guī)律，這與上文的分析結果一致。值得注意的是，當某種因素對低收入群體的邊際貢獻大于對中等及更高收入群體的邊際貢獻時，該因素往往具有縮小收入差距的作用[17]。因此，基礎教育既有利于未完全匯合農(nóng)民工家庭收入水平的提高，也有利于縮小高低收入群體間的差距，從一定意義上來說，是對我國實施義務教育法的一種肯定。

UQTE在3個無條件分位點上的估計值均低于2SLS的估計值(1.0790)、高于OLS的估計值(0.3277)，表明OLS對基礎教育的邊際貢獻可能存在一定程度的低估，而2SLS對基礎教育的邊際貢獻可能存在一定程度的高估。

表6 2SLS和UQTE回歸結果(N=642)

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.全分位數(shù)回歸

本文采用全分位數(shù)回歸展示解釋變量在全部無條件分位點上的邊際貢獻及變化趨勢。在圖1中，縱軸代表對應解釋變量的無條件分位數(shù)回歸系數(shù)，橫軸代表無條件分位數(shù)，最小和最大分位數(shù)分別取值0.05和0.95，圖形步長0.05。第一張圖的虛線表示2SLS和OLS的回歸系數(shù)，實曲線和陰影分別表示UQTE的回歸系數(shù)和置信帶。其余圖形的實直線和虛線分別表示OLS的回歸系數(shù)和置信帶，實曲線和陰影分別表示UQR的回歸系數(shù)和置信帶。

由圖1可知，基礎教育在所有分位點的UQTE回歸系數(shù)均為正且高于OLS回歸系數(shù)、低于2SLS回歸系數(shù)，呈遞減趨勢。三個就業(yè)行業(yè)的UQR回歸系數(shù)在所有分位點均為正，雖有一定波動，但總體上在低分位點的回歸系數(shù)高于高分位點的回歸系數(shù)。健康狀況和戶主性別的UQR回歸系數(shù)均為正且呈遞減趨勢。家庭類型、家庭規(guī)模和人口撫養(yǎng)比的UQR回歸系數(shù)均為負且對低分位點的負面影響更大。工作經(jīng)驗和打工省份的UQR回歸系數(shù)在低分位點數(shù)值較小，在其他分位點的趨勢平穩(wěn)。由此可見，全分位數(shù)回歸得到的基本結論與上文的分析結果保持一致，表明上文的分位點選擇具有代表性，主要發(fā)現(xiàn)是穩(wěn)健的。

圖1 解釋變量全分位數(shù)回歸系數(shù)及變化趨勢

2.傾向得分匹配

本文采用傾向得分匹配估計義務教育法實施對未完全匯合農(nóng)民工家庭收入的處理效應，將“受義務教育影響戶”設置為處理組，“未受義務教育影響戶”設置為控制組，平衡性檢驗結果顯示匹配效果較好。進一步采用近鄰匹配法、核匹配法和半徑匹配法獲得義務教育法的平均處理效應，結果表明義務教育法的實施使“受義務教育影響戶”的總收入水平提高33.71%～35.54%。

表7 義務教育法實施對未完全匯合農(nóng)民工家庭收入影響的傾向得分匹配結果

四、基于收入結構分解的進一步分析

上文分析基礎教育和就業(yè)行業(yè)等因素對未完全匯合農(nóng)民工家庭總收入水平的影響，而對家庭結構性收入的進一步分析，有助于探析諸因素對家庭收入水平的影響機理和作用路徑。采用同樣的計量方程結構，分別對未完全匯合農(nóng)民工家庭4種收入來源建立計量模型，被解釋變量分別是農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、打工經(jīng)商收入、轉移性收入和財產(chǎn)性收入的對數(shù)(結果見表8所示)。

表8顯示，在4個結構性收入模型中，僅有打工省份的系數(shù)均顯著，表明打工省份對家庭收入的影響是全面的，它通過各種收入來源對總收入水平產(chǎn)生影響。其他變量僅在部分模型中顯著，表明其對家庭收入的影響是結構性的，僅通過部分收入來源對總收入水平產(chǎn)生影響。解釋變量在4個模型中的系數(shù)符號并不一致，表明同一因素對不同收入來源的影響存在差異，對某種收入來源具有促進作用時，卻可能對另外某種收入來源產(chǎn)生抑制作用。

從人力資本看，基礎教育對打工經(jīng)商收入的影響顯著為正、對農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的影響顯著為負、對轉移性收入和財產(chǎn)性收入沒有顯著影響，表明基礎教育主要通過促進打工經(jīng)商收入提高家庭總收入水平，由于打工經(jīng)商收入是家庭收入的主要來源，因此基礎教育對提高家庭總收入水平發(fā)揮至關重要的作用；完成基礎教育的家庭更易于脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，選擇更“有利可圖”的非農(nóng)工作營生，有利于整個家庭資源配置的改進。健康狀況主要通過農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和打工經(jīng)商收入來提高家庭總收入水平，表明健康狀況對提高農(nóng)民工家庭勞動性收入發(fā)揮關鍵作用。工作經(jīng)驗主要通過打工經(jīng)商收入和轉移性收入提高中等及高分位點(Q50、Q75)的家庭收入，表明低端工作的經(jīng)驗積累對提高農(nóng)民工家庭收入的作用十分有限。

從就業(yè)行業(yè)看，三種就業(yè)行業(yè)對打工經(jīng)商收入的影響均顯著為正、對轉移性收入的影響均為負，表明就業(yè)行業(yè)主要通過促進打工經(jīng)商收入來提高農(nóng)民工家庭總收入水平。我國農(nóng)村的轉移性支付傾向于補貼那些依附于農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶，無論糧食直補、良種補貼還是農(nóng)機具購置補貼，大多圍繞農(nóng)業(yè)資本投入展開，對以外出打工或非農(nóng)經(jīng)營為主要營生的農(nóng)民工家庭來說，他們不再是轉移性支付的獲益者。

從家庭特征看，不完全家庭和人口撫養(yǎng)比高的農(nóng)民工家庭的打工經(jīng)商收入和財產(chǎn)性收入顯著偏低，僅轉移性收入顯著偏高并起到救助和調節(jié)收入差距的作用。家庭規(guī)模和戶主性別對農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、打工經(jīng)商收入和財產(chǎn)性收入的影響截然相反。

打工省份對未完全匯合農(nóng)民工家庭的收入水平產(chǎn)生全面影響。打工省份對農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和轉移性收入的影響顯著為負，對打工經(jīng)商收入和財產(chǎn)性收入的影響顯著為正，表明在廣東省打工雖然農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和轉移性收入相對較低，但獲得較高的打工經(jīng)商收入和財產(chǎn)性收入，這也是未完全匯合農(nóng)民工家庭偏好去廣東省打工的主要原因。

表9顯示，基礎教育僅通過農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和打工經(jīng)商收入對農(nóng)民工家庭總收入水平產(chǎn)生影響，相對于中等和高分位點(Q50、Q75)，基礎教育更有助于在低分位點(Q25)獲得更高的打工經(jīng)商收入。

表9 結構性收入UQTE回歸結果(N=642)

五、主要結論與政策啟示

本文利用2016年鄂粵兩省農(nóng)民工家庭的調查數(shù)據(jù)，從總收入和結構性收入雙重視角，運用UQR和UQTE方法，研究基礎教育和就業(yè)行業(yè)對未完全匯合農(nóng)民工家庭收入的影響機理和作用路徑。研究結果發(fā)現(xiàn)，就總收入水平看，基礎教育和就業(yè)行業(yè)在各無條件分位點上的邊際貢獻顯著為正，在低分位點的邊際貢獻大于中等及高分位點的邊際貢獻，二者在提高未完全匯合農(nóng)民工家庭收入的同時起到縮小收入差距的作用；就結構性收入看，只有打工省份對未完全匯合農(nóng)民工家庭收入的影響是全面的，其他變量的影響是結構性的。另外，同一變量在對某種收入來源具有促進作用時，卻可能對其他某種收入來源產(chǎn)生抑制作用?；A教育和就業(yè)行業(yè)主要通過促進打工經(jīng)商收入來提高農(nóng)民工家庭總收入水平，接受過基礎教育的家庭更易于脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，雖然損失了轉移性收入，但總體上有利于整個家庭資源配置的改進。

基于上述的實證結果，我們可得到以下的政策啟示：第一，政府需加強農(nóng)村基礎教育投入力度，提高教育質量，適時將農(nóng)村義務教育年限從9年延長至12年，促進農(nóng)民工人力資本的積累，增加中高端工作的獲取機會；第二，以新型城鎮(zhèn)化建設為契機，因地制宜地發(fā)展本地產(chǎn)業(yè)，為未完全匯合農(nóng)民工家庭非農(nóng)就業(yè)創(chuàng)造條件，提高其打工經(jīng)商收入；第三，改革涉農(nóng)補貼制度，將農(nóng)民工就業(yè)創(chuàng)業(yè)投入納入補貼范圍，形成多樣化的補貼方式，為未完全匯合農(nóng)民工家庭的轉移性收入創(chuàng)造新的增長點；第四，完善相關法律法規(guī)，維護農(nóng)戶房屋等資產(chǎn)產(chǎn)權，扶持發(fā)展“民宿經(jīng)濟”，使未完全匯合農(nóng)民工家庭獲得更多的財產(chǎn)性收入。