劉洪銀

(1.天津農(nóng)學(xué)院人文社會科學(xué)系， 天津 300384； 2.南開大學(xué)濱海開發(fā)研究院， 天津 300384)

2014年9月，國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于進一步做好為農(nóng)民工服務(wù)工作的意見》(簡稱《意見》)，其中要求，到2020年實現(xiàn)農(nóng)民工工資穩(wěn)定增長，引導(dǎo)約1億人在中西部地區(qū)就近城鎮(zhèn)化，努力實現(xiàn)1億左右農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口和其他常住人口在城鎮(zhèn)落戶。兩個“一億”工程是城鎮(zhèn)化中長期發(fā)展戰(zhàn)略的重點。城鎮(zhèn)化的目標(biāo)是以質(zhì)量提升實現(xiàn)農(nóng)民工生產(chǎn)和生活方式的轉(zhuǎn)型，而不僅是落戶城市。兩個“一億”工程的核心是改善農(nóng)民工生存發(fā)展質(zhì)量，而收入增加是農(nóng)民工市民化的基礎(chǔ)和保障。部分學(xué)者通過建立擴展的Mincer收入方程，研究新生代農(nóng)民工工資收入增長的影響因素，結(jié)果表明，人力資本、社會資本、教育與工作崗位匹配度、就業(yè)差異性和勞動力市場分割等因素對新生代農(nóng)民工工資收入水平產(chǎn)生影響[1-7]，但限于樣本來源的不同，研究結(jié)論存在一定差異性。部分學(xué)者從宏觀視域運用統(tǒng)計數(shù)據(jù)探討城市化與農(nóng)民收入增長的關(guān)聯(lián)性，研究方法主要有線性回歸分析[8]和時間序列協(xié)整分析[9-12]，結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化促進了農(nóng)民收入增長，兩者存在強的因果關(guān)系。然而就新生代農(nóng)民工個體而言，市民化對其工資收入水平產(chǎn)生怎樣的影響尚未有相關(guān)研究。本研究擬構(gòu)建Mincer收入擴展方程，利用社會調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證分析，從微觀視域探討新生代農(nóng)民工市民化對其工資收入水平的影響，旨在為促進農(nóng)民工市民化提供依據(jù)。

1 模型構(gòu)建

美國經(jīng)濟學(xué)家Mincer提出的工資方程已成為研究勞動力收入的經(jīng)典模型。Mincer方程認為，勞動者的工資收入完全由人力資本及其他個體特征決定[7]。在實證研究中，Mincer工資方程通常表示為：

ln(Y)=αX′+μ。

(1)

式中：lnY為個人收入的對數(shù)；X為一系列代表人力資本變量(如受教育程度、工作經(jīng)驗、年齡等)；α為待估計參數(shù)，表示人力資本投資報酬率；μ為隨機擾動項，滿足期望值為0的假設(shè)。

Mincer認為，隨著人力資本投入增加，收入在人力資本各因素邊際上呈現(xiàn)指數(shù)型增長，因此Mincer對收入水平進行了對數(shù)轉(zhuǎn)換，擴大了收入方程的適應(yīng)性?？梢詫㈦y以估算的人力資本投資的貨幣投入成本變?yōu)槿菀坠浪愕慕逃胶凸ぷ鹘?jīng)驗等，還可以將影響工資收入水平的其他相關(guān)因素作為控制變量納入方程中，形成擴展的Mincer方程。Mincer方程拓展為：

ln(y)=f(sch,exp,X,ε)。

(2)

式中：y是農(nóng)民工工資收入水平；sch代表教育年限，exp代表工作經(jīng)驗，兩者代表人力資本水平；X代表人力資本之外對工資收入水平產(chǎn)生影響的其他變量；ε是隨機擾動項。

本研究著重探討農(nóng)民工市民化對工資收入的影響，在Mincer收入方程中除引入教育年限和工作經(jīng)驗常規(guī)變量外，還引入市民化啞變量citizen和其他影響農(nóng)民工工資收入水平的一系列控制變量，形成Mincer收入擴展方程。為減輕多重共線性影響，本研究擬構(gòu)建多個收入方程以比較目標(biāo)變量(市民化)作用的穩(wěn)定性。在收入方程中分別引入控制變量、exp2變量以及交叉變量。exp2表明工作經(jīng)驗對收入增長貢獻存在1個極值，達到極值后收入隨經(jīng)驗增長呈現(xiàn)指數(shù)型減少。引入交叉變量目的是減小人力資本變量(教育年限和打工經(jīng)歷)與目標(biāo)變量聯(lián)動作用對模型的擾動。本研究擬構(gòu)建收入擴展方程(3)～(7)如下：

ln(y)=α0+α1sch+α2exp+α3citizen+ε；

(3)

ln(y)=α0+α1sch+α2exp+α3citizen+∑αiX+ε；

(4)

ln(y)=α0+α1sch+α2exp+α3citizen+α4exp2+∑αiX+ε；

(5)

ln(y)=α0+α1sch+α2exp+α3citizen+α4citizen×exp+∑αiX+ε；

(6)

ln(y)=α0+α1sch+α2exp+α3citizen+α4citizen×sch+∑αiX+ε。

(7)

2 數(shù)據(jù)來源與變量選擇

2.1 數(shù)據(jù)來源

本調(diào)查于2013年1—3月進行，調(diào)查對象為“80后”和“90后”的新生代農(nóng)民工。由于縣級以下小城鎮(zhèn)進入門檻較低，農(nóng)民工市民化已無障礙，本研究僅對地級市及以上區(qū)域打工的農(nóng)民工進行調(diào)查。調(diào)查地區(qū)遍布東部、中部、西部20余省(市)的地級及以上城市，共發(fā)放問卷1 400份，回收有效問卷797份，其中，東部、中部、西部地區(qū)回收有效問卷數(shù)分別為642、47、108份。觀測值的概況描述如表1所示。

表1本研究調(diào)查樣本概況

2.2 變量選擇

本研究選擇如下14個變量構(gòu)建工資擴展方程，按照變量分類依次引入到收入方程中。如表2所示。

表2變量選擇

選擇農(nóng)民工月工資收入水平為因變量并作對數(shù)化處理，表示農(nóng)民工工資收入狀況。用教育年限和打工時間衡量農(nóng)民工人力資本水平。由于新生代農(nóng)民工教育年限相對趨中，數(shù)值波動不大，為避免教育年限與常數(shù)及其他數(shù)值型變量出現(xiàn)多重共線性，回歸分析中用教育水平替代教育年限。教育水平是屬性變量，基礎(chǔ)教育學(xué)歷(中小學(xué)教育)設(shè)為0，高等教育學(xué)歷(大專、本科及以上)設(shè)為1。市民化變量是以未市民化為參照組，包括戶籍市民化和準(zhǔn)市民化的1組啞變量。戶籍市民化即農(nóng)民工已落戶城市。準(zhǔn)市民化是從城市公共服務(wù)和福利受益情況看，即農(nóng)民工雖然沒有落戶城市，但享受住房保障、職業(yè)介紹和培訓(xùn)公共服務(wù)，相當(dāng)于享有城市市民主要公共服務(wù)和福利，可以看作農(nóng)民工實現(xiàn)了準(zhǔn)市民化。戶籍市民化組有效樣本128個，準(zhǔn)市民化組有效樣本57個，未市民化組有效樣本612個。選擇戶籍市民化與教育年限、打工年限的乘積。落戶城市是農(nóng)民工市民化的標(biāo)志，目前政策是只要落戶城市，就相應(yīng)地享有城市居民的各種服務(wù)福利。戶籍市民化是完整意義上的市民化(本研究沒有考慮城市各級居住證政策)。崗位類型是以體力型崗位為參照組，包括技術(shù)型崗位、管理型崗位的一組啞變量。個性變量包括年齡、性別、婚姻。為避免多重共線性，將年齡數(shù)值變量轉(zhuǎn)換成包含“80后”與“90后”2個年齡段的屬性變量，“80后”農(nóng)民工設(shè)為0，“90后”農(nóng)民工設(shè)為1。性別、婚姻為屬性變量，男性為1，女性為0；已婚為1，未婚為0。

3 實證結(jié)果及分析

為比較目標(biāo)變量的作用效果和穩(wěn)定性，根據(jù)公式(3)～(7)分別構(gòu)建模型1～5。實證過程發(fā)現(xiàn)，如果保留截距，模型擬合優(yōu)度不高。如果截距為0，即人力資本收入線經(jīng)過原點，模型擬合優(yōu)度和自變量顯著性均顯著提高。對于一般農(nóng)民工而言，影響工資收入的體制性因素較少，農(nóng)民工一般實行計件工資，收入水平主要由勞動貢獻量決定，回歸分析可以去掉常數(shù)項。但由于最低工資標(biāo)準(zhǔn)的存在，農(nóng)民工工資受到制度性因素的影響，回歸方程中需保留截距。鑒于此，本研究擬構(gòu)建包含截距項的農(nóng)民工工資擴展方程。

從表3中模型1～5可以看出，計量模型雖然擬合優(yōu)度偏低，但基本能夠通過計量經(jīng)濟學(xué)檢驗，Durbin-Watson值趨近于2，模型整體基本穩(wěn)定。從人力資本投資收益率看，教育水平與打工年限2個變量計量檢驗顯著且作用系數(shù)較大，教育水平的收益率為0.08～0.15(經(jīng)驗值為0.05～0.06)，打工年限為 0.024。從人力資本之外的自變量模擬系數(shù)可以得出以下結(jié)論。

3.1 市民化變量作用效果具有不確定性

戶籍市民化只有在控制了教育交叉變量后作用效果才顯著，且作用系數(shù)為負，而準(zhǔn)市民化始終在0.1水平下顯著。這一結(jié)果與前期假設(shè)不相符。究其原因，戶籍市民化政策沒有將人力資本(尤其是教育和技能)和就業(yè)質(zhì)量作為必要條件，沒有充分激發(fā)農(nóng)民工勞動生產(chǎn)力提升的內(nèi)在動力，雖然農(nóng)民工落戶城市后享有市民權(quán)利，實現(xiàn)了社會公平，但沒有產(chǎn)生收入創(chuàng)造激勵效果，反而因落戶問題解決后更偏向于選擇低強度、低收入的舒適性工作。戶籍市民化128個樣本中包含了73個本(專)科畢業(yè)生，其戶籍市民化率(34.9%)是非本(專)科農(nóng)民工(16.1%)的2倍多，畢業(yè)生城市落戶主要依據(jù)國家統(tǒng)一政策，而不看實際知識技能水平，這無助于畢業(yè)生收入增長。

3.2 戶籍市民化與教育年限交叉變量產(chǎn)生正向效應(yīng)

戶籍市民化與教育年限交叉作用系數(shù)為正，表明相對于未市民化和準(zhǔn)市民化而言，具有一定教育年限的農(nóng)民工落戶城市后，有助于工資收入水平的提高。這可能由于接受過教育的農(nóng)民工如果落戶城市，能夠發(fā)現(xiàn)和獲得更高收入的就業(yè)機會，收入水平高于未落戶狀態(tài)。如果優(yōu)先將具有一定教育經(jīng)歷或參與教育培訓(xùn)并掌握一定勞動技能的農(nóng)民工落戶城市， 將促進其工資收入的增長。而戶籍市民化與打工年限交叉作用系數(shù)不顯著， 說明打工時長不一的農(nóng)民工市民化后對工資收入作用不明顯。與教育年限不同，打工年限的報酬率呈倒“U”形變化。當(dāng)控制了打工年限的平方后，打工年限系數(shù)躍升到0.066。打工年限平方的系數(shù)為-0.003，表明超過一個極值后，打工年限對工資增長的影響由正向作用變?yōu)樨撓蜃饔茫べY水平下降，這與體制內(nèi)就業(yè)者工資隨工齡增長的現(xiàn)象正好相反。

表3Mincer工資擴展方程回歸分析結(jié)果

注：“***”“**”“*”分別表示回歸結(jié)果在0.01、0.05、0.1水平顯著。

3.3 就業(yè)變量對工資收入的影響

與預(yù)期結(jié)果不同的是，相對于體力型崗位，農(nóng)民工技術(shù)型崗位的工資收入作用不顯著，而管理型崗位在0.05～0.1水平下顯著。說明從事技術(shù)工作的城市新生代農(nóng)民工沒有被充分尊重，技術(shù)勞動的收入分配能力較低。而管理型工作的工資收入作用效果明顯且相對穩(wěn)定，作用系數(shù)為0.083。

3.4 個性變量的作用

性別變量作用系數(shù)在0.15～0.17之間(0.01水平下顯著)，男性農(nóng)民工的工資收入作用效果高于女性；婚姻變量作用系數(shù)在0.06～0.08之間(0.01水平下顯著)，已婚農(nóng)民工工資收入作用效果高于未婚者，夫妻雙方共同決策提高了農(nóng)民工收入水平?！?0后”新生代農(nóng)民工變量作用系數(shù)為負，說明“90后”農(nóng)民工打工經(jīng)驗和勞動熟練程度不如“80后”，工資水平也低于“80后”。

4 結(jié)論與討論

新生代農(nóng)民工落戶城市的工資收入作用效果不明顯，當(dāng)納入城市落戶與教育年限產(chǎn)生聯(lián)動作用后，農(nóng)民工落戶城市對工資收入產(chǎn)生反向作用，顯示當(dāng)前的農(nóng)民工落戶政策偏離了生產(chǎn)效率導(dǎo)向，沒有將人力資本(尤其是教育和技能)和就業(yè)質(zhì)量作為必要條件，沒有產(chǎn)生勞動生產(chǎn)力提升激勵效果。教育與市民化產(chǎn)生聯(lián)動效應(yīng)，具備一定教育培訓(xùn)經(jīng)歷的新生代農(nóng)民工落戶城市有助于其工資增長，而擁有一定打工經(jīng)驗的農(nóng)民工落戶城市對其工資收入影響效果不明顯。

享受城市福利和公共服務(wù)的未落戶農(nóng)民工增加1百分點，農(nóng)民工工資收入將增加0.1百分點。落戶城市不是農(nóng)民工市民化的歸宿，提高勞動能力及其收入水平才是農(nóng)民工市民化的題中之義。

當(dāng)前的農(nóng)民工市民化政策遵循了民生原則，如將擁有合法住所、一定打工和社會保險繳納年限作為落戶城市的基本條件，給予未落戶農(nóng)民工城市居民對等的城市福利待遇等。這僅是分配領(lǐng)域的市民化。按照生產(chǎn)決定分配原則，市民化工程不但應(yīng)該著眼于城市社會分配公平，還應(yīng)該關(guān)注社會生產(chǎn)效率的提高，為農(nóng)民工城市生存和可持續(xù)發(fā)展奠定基礎(chǔ)。各地市民化政策應(yīng)兼顧公平和效率原則，避免出現(xiàn)重社會公平、輕生產(chǎn)效率傾向。擬實施的城市居住證分類管理制度應(yīng)充分考量教育年限、培訓(xùn)時間、技能水平和工資收入水平等生產(chǎn)性指標(biāo)，優(yōu)先讓具有一定教育經(jīng)歷或參與教育培訓(xùn)的農(nóng)民工落戶城市。政府的教育培訓(xùn)政策不但需要關(guān)注未落戶農(nóng)民工的短期培訓(xùn)，還應(yīng)有計劃地組織農(nóng)民工參加學(xué)歷教育，提高農(nóng)民工科學(xué)文化知識和道德素質(zhì)，為農(nóng)民工市民化和城市社會融合做好準(zhǔn)備。

本研究所用數(shù)據(jù)是截面數(shù)據(jù)而不是時間序列數(shù)據(jù)，“工資增長”的實際含義是樣本間工資差別，“工資增長”概念僅表示特定樣本工資水平相對于比較樣本的狀態(tài)。研究中用已市民化樣本與未市民化樣本作比較，由于2種樣本分屬于2個總體，這樣就出現(xiàn)選擇性偏差。即比較對象是不同群體的2種狀態(tài)而不是同一群體的2種狀態(tài)。群體間自身稟賦的差異會對研究結(jié)果產(chǎn)生影響，影響研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。農(nóng)民工為城市經(jīng)濟社會發(fā)展作出貢獻，理應(yīng)獲得平等的城市居民權(quán)利。如果設(shè)計政策時考慮到城市福利分配對農(nóng)民工人力資本積累的激勵功能，城市農(nóng)民工市民化政策將產(chǎn)生事半功倍的效果。如果將享受社會保險和子女入學(xué)等福利待遇的農(nóng)民工納入準(zhǔn)市民化樣本，則模型不能通過計量經(jīng)濟學(xué)檢驗。參加養(yǎng)老、醫(yī)療等社會保險是勞動合同法賦予公民的權(quán)利和義務(wù)，子女入學(xué)是《中華人民共和國義務(wù)教育法》規(guī)定的內(nèi)容，這些

都屬于保健性因素，不會產(chǎn)生收入創(chuàng)造的激勵效果。

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