農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)工資決定的代際差異研究

摘要：本文基于中國家庭健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）2006年的成人調(diào)查數(shù)據(jù)，對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)工資決定影響因素的代際差異進行了實證分析。研究結(jié)果表明：年齡、受教育年限、性別、是否為家庭農(nóng)業(yè)主要負責(zé)人等變量對第一代農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)參與的概率有著顯著的影響，而對于新生代農(nóng)村勞動力，其參與非農(nóng)就業(yè)的概率只與反映人力資本水平的受教育年限變量顯著相關(guān)。非農(nóng)就業(yè)經(jīng)驗對第一代農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)工資性收入存在負影響，對于新生代農(nóng)村勞動力，受教育年限對工資性收入的影響顯著為正，且工資性收入存在性別上的差異。

關(guān)鍵詞：非農(nóng)就業(yè)；工資決定；代際差異

作者簡介：劉美玲，女，山東膠州人，安徽財經(jīng)大學(xué)商學(xué)院教師，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)。

中圖分類號：F323文獻標(biāo)識碼：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（s）.2011.10.13文章編號：1672-3309（2011）10-53-03

一、引言

現(xiàn)階段中國農(nóng)村勞動力參與非農(nóng)就業(yè)的主體快速轉(zhuǎn)換，具體表現(xiàn)為改革開放早期外出務(wù)工的農(nóng)村勞動力逐步退出非農(nóng)就業(yè)市場，與此同時，改革開放之后出生的新生代農(nóng)村勞動力大量進入城市，逐漸成為非農(nóng)勞動力就業(yè)市場上的供給主體。農(nóng)村勞動力代際間的分化和差異日益引起政府和學(xué)者的重視，2010年中共中央、國務(wù)院在《關(guān)于加大統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展力度、進一步夯實農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展基礎(chǔ)的若干意見》（中央一號文件）中明確指出要“著力解決新生代農(nóng)民工問題”。在此背景下，深入剖析兩代勞動力在就業(yè)市場上所表現(xiàn)出的差異對于政府制定農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的相關(guān)政策有著極為重要的意義。

目前，國內(nèi)關(guān)于農(nóng)村勞動力代際差異的研究集中在對于兩代農(nóng)村勞動力的個體特征、社會經(jīng)濟特征、就業(yè)狀況等差異的比較上（杜書云等，2008；黃祖輝等，2008；周可等，2009），分析了兩代農(nóng)村勞動力的特征及流動動因和擇業(yè)期望的代際差異。兩代農(nóng)村勞動力在非農(nóng)就業(yè)的工資性收入決定上是否存在代際差異？本文通過實證研究試圖回答上述問題。需要指出的是，本文研究過程中所指的 “第一代農(nóng)村勞動力”和“新生代農(nóng)村勞動力”以1978年為界，由于本文使用的是CHNS2006年的調(diào)查數(shù)據(jù)，所以下文的分析中，“新生代農(nóng)村勞動力”為年齡在28歲及以下的農(nóng)村勞動力，而“第一代農(nóng)村勞動力”為年齡在29歲及以上的農(nóng)村勞動力。

二、數(shù)據(jù)來源及樣本描述

本文采用的是由美國北卡來羅那大學(xué)Chapel Hill分校和中國疾病與預(yù)防控制中心于2006年所做的中國健康與營養(yǎng)調(diào)查的數(shù)據(jù)（CHNS）。研究選取農(nóng)村調(diào)查點中戶籍類型為農(nóng)業(yè)戶口，年齡在16—60歲之間的農(nóng)村勞動力作為研究對象，在剔除了有關(guān)缺省觀測值后，得到有效樣本2768個，其中非農(nóng)就業(yè)勞動力為858人。有關(guān)樣本的描述性統(tǒng)計見表1。

由表1可以看出，首先在受教育程度方面，新生代農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)勞動力的平均受教育年限為9.43年，高于第一代農(nóng)村非農(nóng)勞動力8.13的受教育年限。其次，新生代農(nóng)村非農(nóng)勞動力的平均工資為每月824.26元，低于第一代非農(nóng)就業(yè)勞動力的885.31元，這可能是由于樣本中的農(nóng)村年輕勞動力正處于職業(yè)發(fā)展的初期，導(dǎo)致其工資水平低于第一代的非農(nóng)就業(yè)勞動力。再次，新生代農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)勞動力中，男性勞動力的比重為54%，比第一代農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)勞動力低12個百分點，這說明在新生代農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)勞動力中，大量年輕女性勞動力參與非農(nóng)就業(yè)，性別比例較第一代農(nóng)村非農(nóng)勞動力相比更加平衡。

三、實證分析方法

考慮到可能存在樣本選擇問題，本文在對非農(nóng)就業(yè)工資性收入的決定因素及代際差異的分析中使用了Heckman選擇模型（Heckman Selection Model）。該模型是通過兩階段的估計得以實現(xiàn)的，第一階段利用Probit模型估計一個非農(nóng)就業(yè)參與方程：

對于參與非農(nóng)就業(yè)的勞動力，Pi=1，而沒有參與非農(nóng)就業(yè)的勞動力，Pi=0，P*為Pi的潛變量，Zi是非農(nóng)就業(yè)參與方程的解釋變量，?琢是有待估計的參數(shù)，?著i為隨機擾動項，其服從正態(tài)分布。根據(jù)上式估計可以獲得逆米爾斯比率（Inverse Mills Ratio）?姿，我們將其作為第二階段估計中的變量以糾正樣本的偏差。

第二階段是運用普通最小二乘法（OLS）對工資決定方程進行估計，并將?姿作為估計方程的一個變量來控制樣本選擇偏誤。

Yi=?茁Xi+?濁?姿i+?啄i

其中Yi是非農(nóng)就業(yè)勞動力的工資收入，Xi為非農(nóng)就業(yè)工資決定的影響因素，?茁和?濁是待估參數(shù)，?啄i為服從正態(tài)分布的隨機擾動項。若逆米爾斯比率?姿的系數(shù)?濁顯著，則說明模型存在選擇性偏誤；反之，則表明不存在選擇性偏誤，應(yīng)采用OLS方法直接加以估計。

四、計量分析結(jié)果

（一）非農(nóng)就業(yè)參與方程估計結(jié)果

表2是利用Probit模型估計的非農(nóng)就業(yè)參與方程，從表2的估計結(jié)果可以看出，對于全部的農(nóng)村勞動力以及第一代農(nóng)村勞動力而言，年齡對其選擇是否從事非農(nóng)工作有顯著的正影響，反映了隨著年齡的增加，非農(nóng)就業(yè)參與的概率隨之上升，但是由于年齡的平方項系數(shù)為負，上升的速度是下降的。可能的解釋是，對于第一代農(nóng)村勞動力而言，一方面隨著年齡的上升，所積累的非農(nóng)就業(yè)經(jīng)驗不斷增加，從而其非農(nóng)就業(yè)參與概率呈上升趨勢；但是另一方面，由于其所從事的多為初級工作，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)驗對于其非農(nóng)就業(yè)參與率的影響隨年齡的上升是不斷下降的。對于新生代農(nóng)村勞動力，非農(nóng)就業(yè)參與受年齡的影響并不顯著。

受教育年限對于所有農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)參與起到了顯著的促進作用，但是受教育年限對于新生代農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)參與決策的影響更大，說明較高的受教育程度使得年輕一代農(nóng)村勞動力更加傾向于參與非農(nóng)就業(yè)，向往體面的城市工作，追求更好的生活環(huán)境和質(zhì)量。是否是家庭農(nóng)業(yè)主要負責(zé)人對于第一代農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)參與決策影響顯著為負，主要原因可能是作為家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的中堅力量，其放棄農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外出打工的機會成本較其他農(nóng)村勞動力高，這在一定程度上降低了其參與非農(nóng)就業(yè)的概率。而是否為家庭農(nóng)業(yè)主要負責(zé)人對于新生代農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)參與決策影響并不顯著，可能的解釋是對于年輕的農(nóng)村勞動力而言他們大多缺乏農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗，很少是家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要負責(zé)人。兩代農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)參與受性別的影響也存在顯著的差異，對于第一代農(nóng)村勞動力而言，女性的非農(nóng)就業(yè)參與概率顯著低于男性，然而新生代農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)參與決策受性別的影響不顯著，說明年輕女性勞動力參與非農(nóng)就業(yè)的概率日益提升。婚姻狀況對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)參與的影響則并不顯著。

（二）工資決定方程的Heckman模型估計結(jié)果

在Probit模型估計基礎(chǔ)上，本文利用Heckman選擇模型對于工資決定方程進行估計，在工資決定方程中，被解釋變量為月工資收入的對數(shù)值，解釋變量包括非農(nóng)就業(yè)經(jīng)驗、是否在婚、受教育年限、性別等，估計結(jié)果見表3。

由回歸結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)，逆米爾斯比率的系數(shù)在統(tǒng)計上顯著，說明存在樣本選擇問題，本文在估計中使用Heckman模型是合適的。對于第一代農(nóng)村勞動力，受教育年限、非農(nóng)就業(yè)經(jīng)驗等人力資本變量在統(tǒng)計上顯著為負，可能的原因在于第一代農(nóng)村勞動力大多從事初級工作，導(dǎo)致受教育年限和非農(nóng)就業(yè)經(jīng)驗對于其工資收入的影響極為有限。對于新生代農(nóng)村勞動力而言，受教育程度對于其工資收入有顯著的正影響，新生代農(nóng)村勞動力所受的教育在一定程度上獲得了回報，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)驗對于新生代農(nóng)村勞動力的影響為正，但是不顯著，說明對于新生代農(nóng)村勞動力而言，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)驗的增加在一定程度上有助于其提高工資水平。性別對于新生代農(nóng)村勞動力的影響顯著為正，反映了新生代農(nóng)村勞動的工資收入可能存在性別差異。

五、結(jié)論

綜上所述：（1）年齡、受教育年限、性別、是否為家庭農(nóng)業(yè)主要負責(zé)人等變量對第一代農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)參與的概率有著顯著的影響，而對于新生代農(nóng)村勞動力，其參與非農(nóng)就業(yè)的概率只與反映人力資本水平的受教育年限變量顯著相關(guān)。（2）非農(nóng)就業(yè)經(jīng)驗對第一代農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)工資性收入存在負影響，主要原因可能是由于大多數(shù)第一代農(nóng)村勞動力基本上從事初級工作，無論其非農(nóng)就業(yè)經(jīng)驗多少，其工資性收入的變化不大。對于新生代農(nóng)村勞動力，受教育年限對工資性收入的影響顯著為正，且工資性收入存在性別上的差異。農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)參與及工資收入決定的代際差異產(chǎn)生的主要原因是什么？就業(yè)地區(qū)、職業(yè)選擇的差異性等是否是代際差異產(chǎn)生的主要原因？這是筆者進一步研究的方向。

（責(zé)任編輯：云馨）

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