戶籍地影響農民工工資嗎？
——基于杭州市外來農民工問卷調查的實證研究

俞 玲，張海峰，姚先國

(1.浙江大學經濟學院，浙江 杭州 310027；2.浙江大學公共管理學院，浙江 杭州 310058)

戶籍地影響農民工工資嗎？
——基于杭州市外來農民工問卷調查的實證研究

俞 玲1，張海峰2，姚先國2

(1.浙江大學經濟學院，浙江 杭州 310027；2.浙江大學公共管理學院，浙江 杭州 310058)

本文基于農民工戶口登記地差異，實證分析地域身份對農民工工資的影響。研究結果表明，外來農民工工資存在明顯的“地域效應”，東部外來農民工在工資報酬和工資歧視方面的優勢十分明顯，戶籍地在工資條件分布的各分位數上對中部和西部外來農民工工資均具有顯著的消極影響，工資歧視的“地域效應”與工資分位數有關。因此，促進城鄉勞動者平等就業和農民工城市融合，應盡量消除地域身份對農民工就業的不利影響。

工資差異；外來農民工；地域效應；戶籍歧視

改革開放以來，我國農民工數量逐年增長。國家統計局的數據顯示，2016年全國農民工總量為28171萬人，占全國就業人數的比重達36.3%。農民工就業問題直接關系到農民收入增長和城鄉統籌發展的進程。然而，與城鎮職工相比，農民工在職業選擇、工資報酬、勞動保障和就業穩定性等方面均處于顯著劣勢，基于戶籍制度的勞動力市場分割和就業不平等狀況長期存在[1][2][3][4][5]。

在農民工工資不平等方面，已有文獻主要以人力資本理論和歧視理論為基礎，利用計量經濟模型對農民工與城鎮職工的工資差異進行分解，實證分析人力資本和歧視對農民工工資的影響。王美艷(2003)對農村遷移勞動力與城市本地勞動力工資差距的分解結果顯示，歧視因素對工資差距起主導作用，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民工與城鎮職工收入差距的最主要原因，僅10%的工資差異與歧視有關[7]。還有一些研究發現農民工與城鎮職工的工資差異隨工資分布而變化，在不同的收入分位點上，歧視和人力資本對工資差異的影響各不相同[8][9][10]。

然而，現有絕大多數文獻僅從戶口性質角度研究農民工工資歧視，忽視戶口登記地的影響。根據我國現行的戶籍制度，勞動者的戶籍身份通常包含戶口性質和戶口登記地兩方面信息。在計劃經濟和改革開放初期，農業和非農業戶口的區別從根本上決定了個人與國家的關系及個人獲得一系列政府提供的社會經濟福利的資格，因而戶口性質是影響勞動力流動和就業的關鍵因素。但隨著我國戶籍制度改革的深入，已有多個省市實行了城鄉統一的戶口登記制度，農業和非農業戶口的差別已明顯減弱，并可能在城鄉一體化的推進中逐漸消失。此外，從農民工的構成來看，目前外出農民工占農民工總數的比重超過60%*根據國家統計局《2016年農民工監測調查報告》，2016年我國農民工總量為28171萬人，其中在戶籍所在鄉鎮地域外就業的外出農民工16934萬人，占農民工總量的60.1%。，對農村外出就業者而言，最重要的是本地常住戶口，而不僅僅是非農業戶口[11]。因此，專注于戶口性質對農民工就業的影響存在一定的片面性。章元和王昊(2011)根據戶口登記地區分本地勞動力和外來勞動力，并利用2005年1%抽樣人口調查的上海抽樣數據進行研究，發現外地農民工工資受到明顯的地域歧視[3]。陳傳波和閻竣(2015)采用2012年流動人口動態監測數據研究城城與鄉城流動人口的收入差距，認為戶籍歧視可能是由戶口所在地的差異而非城鄉戶口性質差異導致的[12]。上述研究表明，戶籍地對農民工工資具有一定的影響，但未采用具體的分解方法對戶籍地相關的工資歧視作深入解析，同時本地戶口和外地戶口的區分也比較籠統，未能很好地體現中國地域差異的多樣性。

我們認為現行戶籍制度下外出就業農民工具有雙重身份特征——統一的農民身份和差別化的地域身份，前者由戶口性質決定，后者與戶口登記地相關。戶籍地賦予外出就業農民工特定的“地域標簽”，具有一定的反映農民工地域文化和風俗習慣的信號功能。同時，勞動力市場可能存在與戶籍地關聯的地域偏好，因而戶籍地對農民工就業的影響不容忽視。此外，我國區域間人力資本分布不平等[13]，意味著不同輸出地的農民工存在人力資本異質性，而以往的研究大多基于農民工人力資本同質性假設，因此區分農民工戶籍地也有利于更好地體現農民工人力資本的異質性特征。借鑒國家統計局的分類方法，本文將農民工按戶口登記地分為東部地區農民工、中部地區農民工和西部地區農民工三類*國家統計局《2016年農民工監測調查報告》調整農民工輸出地的分類標準，將農民工按輸出地分為東部地區農民工、中部地區農民工、西部地區農民工和東北地區農民工等四類。本文采用國家統計局以前的分類方法，將農民工按輸出地分為東部、中部和西部農民工三類。其中，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個省(市)，中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南等8省，西部地區包括內蒙古、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個省(市、自治區)。，在此基礎上詳細考察戶籍地對城市勞動力市場上外來農民工工資的影響，對理解農民工人力資本的異質性、認清農民工地域身份重要性、促進農民工平等就業和社會融合具有深遠的現實意義。

一、數據來源和研究方法

(一)數據說明

本文數據來自浙江財經大學“省外農民工留浙務工調查研究”課題組2012年在浙江省杭州市對外來就業農民工的問卷調查。作為東部沿海發達城市，杭州吸引了大量外來農村勞動力務工經商，因此對杭州的外來農民工進行調查研究具有較強的代表性。該調查涵蓋外來就業農民工工作和生活狀況的各個方面，調查內容主要包括：(1)基本狀況，如年齡、性別、戶口、文化程度、婚姻狀況、工作經驗和職業資格等個人情況，子女和配偶等基本情況；(2)就業生活狀況，如職業、勞動時間、月收入、勞動合同和社會保障、子女教育、醫療衛生和居住狀況等；(3)社會參與狀況，如政治面貌、參加黨團活動情況等。調查數據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隨機選取外來農民工；二是街頭隨機訪問。同時，我們也調查部分城鎮職工，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個外來農民工樣本和181個城鎮職工樣本。

(二)變量設定

首先，外來就業農民工是指不具有杭州戶籍、但在杭州從事非農工作的農民工。根據戶口登記地，進一步將外來就業農民工分為東部外來農民工、中部外來農民工和西部外來農民工三類，樣本量分別為157、358和150。

其次，工資方程的變量選擇和設定。由于農民工普遍工作時間較長，采用月工資測度農民工與城鎮職工的工資差異將產生一定的偏差，故選擇小時工資率作為工資變量并取對數。選取年齡、性別、婚姻狀況、受教育年限、職業年限、職業培訓和技能等級等人力資本及個人特征變量作為工資方程的自變量。年齡指勞動者的周歲年齡。受教育年限根據受調查者的文化程度折算，分別賦值6(小學)、9(初中)、12(高中、中專)、14(大專)和16(本科)。職業年限指勞動力從事當前職業的年數。性別、婚姻狀況和職業培訓均為虛擬變量，設定男性為1(女性為0)、已婚為1(其他為0)、受過專業技能培訓為1(反之為0)。技能等級按無等級、初級技工、中級技工、高級技工、技師和高級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類型緊密相關，引入職業變量作為控制變量，設定單位負責人、專業技術人員和辦事人員等職業屬于白領(取值為1)，其他則為藍領(取值為0)。由于樣本數據主要來自高度競爭的非國有部門及以制造業、批發零售業和服務業為主的競爭行業，本文未將勞動者就業的行業和部門差異納入模型分析框架。表1報告了主要變量的描述性統計結果。

表1 主要變量的描述性統計

(三)研究模型與方法選擇

首先，建立外來農民工與城鎮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外來農民工與城鎮職工的工資方程，然后采用經典的Oaxaca-Blinder方法[14][15]，得到條件均值意義上的外來農民工與城鎮職工工資差異及其分解結果。具體的工資方程為：

ln(Wi)=a+Zi′β+ui(i=1,…,n)

(1)

其中，Wi為第i個工人的小時工資率，Zi′為影響工資的因素向量，β是系數向量，ui為隨機擾動項。以城鎮職工的工資結構為基準，外來農民工與城鎮職工工資差異的Oaxaca-Blinder分解結果可表示為：

(2)

其次，由于線性回歸模型僅關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，故我們構建分位數回歸模型[16]，對外來農民工與城鎮職工的工資方程分別進行分位數回歸，并考察工資分布不同水平下戶籍地和人力資本對工資的影響。具體的分位數回歸模型為：

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

(3)

其中，0

最后，在分位數回歸的基礎上，我們采用Melly(2006)的方法[17]，對條件分布意義上的外來農民工與城鎮職工工資差異進行分位數分解，構造反事實分布函數F(y*|Xr,bu)。其中，Xr為影響外來農民工工資的變量分布，bu為影響城鎮職工工資的變量在各分位數上的回歸系數，y*為反事實工資并表示采用城鎮職工的回歸系數估計的外來農民工工資分布。τ分位數上外來農民工與城鎮職工工資差異的分位數分解結果為：

(4)

等式(4)的左邊表示分位數上外來農民工與城鎮職工的工資差異，右邊第一項是特征效應，表示τ分位數上個體特征差異產生的工資差異；第二項是系數效應，代表τ分位數上對外來農民工的戶籍歧視造成的工資差異。借助此方法，我們可對不同分位數上的外來農民工與城鎮職工工資差異及戶籍地效應進行比較分析。需要說明的是，Oaxaca-Blinder分解和分位數分解均存在指數基準問題，本文統一采用城鎮職工的工資結構作為基準進行工資差異分解，指數基準選擇不同可能改變具體的結果數值，但不會影響基本的實證研究結論。

二、實證研究結果及分析

(一)OLS回歸與條件均值的工資差異分解結果

表2是城鎮職工和外來農民工對數小時工資的OLS回歸結果。我們發現教育和職業年限對城鎮職工和外來農民工工資均具有顯著的積極作用，且教育和職業年限的回報率比較接近，說明保持職業的連續性和穩定性可在一定程度上彌補勞動力文化程度的不足，增加勞動者工資收入。但城鎮職工在教育和職業年限上的回報率均大大高于外來農民工，意味著提高受教育程度和積累職業經驗對城鎮職工更為有利。將戶籍地變量納入外來農民工工資方程后，我們發現戶籍地對外來農民工工資存在顯著影響，中、西部外來農民工的工資明顯低于東部外來農民工，同時中部外來農民工工資低于西部外來農民工。

表2 外來農民工和城鎮職工工資方程的回歸結果

注：*** 、*** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著；括號內數值為標準差。

為進一步探究戶籍地對外來農民工工資的影響，我們分別對東、中和西部外來農民工的工資方程進行OLS回歸，在此基礎上得到這三類農民工與城鎮職工的工資差異及Oaxaca-Blinder分解結果。為直觀起見，系數效應和特征效應均采用百分比表示(見表3所示)。在不考慮戶籍地差異的情況下，系數效應約占外來農民工與城鎮職工工資差異的10%，反映對外來農民工農民身份和地域身份的“總的”工資歧視狀況。分戶籍地來看，外來農民工與城鎮職工工資差異的地域特征十分明顯：東部外來農民工工資水平最高，因而與城鎮職工的工資差異最小；中部和西部外來農民工與城鎮職工的工資差異較大，大約是東部外來農民工的兩倍多；西部外來農民工與中部外來農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為兩個方面：一是外來農民工人力資本存在地域性差異，東部外來農民工人力資本明顯高于中部和西部外來農民工。以平均受教育年限和職業年限為例，樣本數據顯示，東部外來農民工平均受教育年限為11.8年，比中部和西部外來農民工分別高1.2和1.3年；東部外來農民工平均職業年限為5.0年，比中部和西部外來農民工分別多0.9和0.7年。二是外來農民工工資歧視程度存在地域性差異，中部和西部外來農民工受工資歧視的程度遠遠高于東部外來農民工，表明勞動力市場存在與戶籍地相關的農民工工資歧視。

表3 城鎮職工與外來農民工工資差異的Oaxaca-Blinder分解

(二)分位數回歸與條件分布的工資差異分解結果

首先，對外來農民工和城鎮職工的工資方程分別進行分位數回歸。表4、5分別報告了外來農民工和城鎮職工工資方程在0.15、0.25、0.50、0.75和0.95分位數上的回歸結果。為更清楚地顯示分位數回歸系數隨分位數不同的變化情況，我們分別繪制了教育和職業年限的回歸系數圖(如圖1、2所示)。

表4 外來農民工工資方程的分位數回歸結果

注：*** 、*** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著；括號內數值為標準差。限于篇幅，表中省略了部分變量。

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

表5 城鎮職工工資方程的分位數回歸結果

注：*** 、*** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著；括號內數值為標準差。限于篇幅，表中省略了部分變量。

圖1 城鎮職工教育和職業年限的分位數回歸系數

圖2 外來農民工教育和職業年限的分位數回歸系數

職業年限在各分位數上對外來農民工工資具有顯著的正影響，并隨工資分布的變化呈現“兩頭大、中間小”的特征，說明增加職業經驗對最高工資和最低工資的外來農民工比較有利。城鎮職工職業年限的回報率在工資分布的低分位數上最高，之后隨分位數的上升有所下降，在0.95分位數上職業年限對城鎮職工工資沒有顯著影響。總體來看，城鎮職工在各分位數上的職業年限回報均高于外來農民工，但隨著分位數的上升，兩者的差距趨于縮小，表明保持就業的穩定性和連續性不僅可增加外出農民工收入，而且有利于縮小外來農民工與城鎮職工的工資差異。

其次，在外來農民工工資方程中加入戶籍地變量并以東部地區作為參照組進行分位數回歸。結果顯示，戶籍地變量在各分位數上對外來農民工工資具有顯著影響。圖3報告了戶籍地變量的分位數回歸估計系數，發現中部和西部變量的分位數回歸系數均為負值，且變化趨勢基本一致。與東部外來農民工相比，中部和西部外來農民工在整個工資分布區間均存在地域身份劣勢，且“地域標簽”對工資條件分布最頂端的外來農民工最為不利。

圖3 戶籍地的分位數回歸系數

再次，對外來農民工與城鎮職工工資差異進行分位數分解。表6報告了工資分布在0.15、0.25、0.50、0.75和0.95分位數上的分解結果，發現工資總差異隨著工資分布分位數的上升而顯著上升，特征效應對工資差異的解釋力隨工資分布分位數的上升而顯著減弱，但系數效應對工資差異的解釋力則不斷增強，表明高收入外來農民工與城鎮職工的工資差距較大，工資越高，外來農民工受到工資歧視的程度越高。對0.40分位數以下的外來農民工而言，盡管工資水平較低，但他們享受了一定的工資溢價，這可能與政府實行的最低工資制度有關，也可能是這些外來農民工在低端職業得到了一定的補償性工資。

表6 外來農民工與城鎮職工工資差異的分位數分解

最后，對不同戶籍地外來農民工與城鎮職工工資差異分別進行分位數分解并予以比較分析(如圖4所示)。

圖4 外來農民工與城鎮職工工資差異的分位數分解

我們發現東部外來農民工在整個工資分布的分位數區間的工資差異均明顯小于其他的外來農民工，其“地域優勢”突出，這一結果與前文OLS回歸的結論相一致。分位數分解的結果表明，特征效應和系數效應的變化趨勢不存在明顯的戶籍地差異，即對東、部和西部外來農民工而言，在工資分布的低分位數上，特征效應對工資差異的解釋力超過系數效應，但隨著工資分布分位數的上升，特征效應不斷減弱。進一步的比較分析發現，在工資歧視程度上，東部外來農民工并不具有單一的絕對優勢地位，東、中和西部外來農民工分別在低、中、高三個工資分布區間占據“地域優勢”。具體來說，在工資分布的0.45分位數以下的低分位數區間，東部外來農民工工資的溢價優勢最大；在工資分布的0.46～0.70之間，中部外來農民工工資歧視程度最低；在工資分布的0.70分位數以上的高分位數區間，工資歧視程度最低的是西部外來農民工。在人力資本和歧視的作用下，外來農民工內部存在“壞”工作和“好”工作之間的就業隔離，前者對應于低工資，后者主要表現為高工資。結合勞動力市場的具體情況，我們嘗試對東、中和西部外來農民工在工資分布區間的歧視特征進行解釋。首先，低端勞動力市場對農民工知識和技能的要求較低，除人力資本外，與農民工地域身份相關聯的文化、風俗習慣及生產率差異對雇傭決策也非常重要，雇主可能基于對中、西部外來農民工的統計性歧視，愿意給予東部外來農民工更高的工資溢價，以吸引其就業。其次，“好”工作對知識和技能的要求較高，只有較高人力資本的外來農民工才有資格參與競爭，與低端勞動力市場不同的是，勞動者人力資本和個人特征能較好地反映其真實生產率，對農民工地域身份的統計性歧視不再必要。在此情況下，不同戶籍地外來農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民工相對工資的穩定性，從而維持勞動力市場的穩固狀態。樣本數據顯示，在工資分布的0.50、0.75、和0.95分位數上，中部-東部外來農民工工資比率與西部-東部外來農民工工資比率均相等(分別為94%、92%和90%)。

三、結 語

本文利用2012年杭州外來就業農民工問卷調查數據，通過將外來農民工按戶籍地分為東部、中部和西部外來農民工三類，對戶籍地影響農民工工資和歧視問題進行實證研究。首先，OLS回歸和Oaxaca-Blinder分解的結果顯示，外來農民工工資存在明顯的“地域效應”，東部外來農民工工資大大高于中部和西部外來農民工，而城市勞動力市場對農民工的排斥和歧視也以中部和西部外來農民工為主。其次，分位數回歸和分位數分解結果表明，戶籍地在工資條件分布的各分位數上對外來農民工工資均具有顯著影響，東部外來農民工在工資分布的各分位數上均居優勢地位。不同戶籍地外來農民工與城鎮職工的工資差異隨工資分布分位數的上升而不斷上升，這一結論同樣適用于工資歧視程度。低工資外來農民工獲得了一定的工資溢價，高工資外來農民工則承受較高程度的工資歧視。工資歧視的“地域效應”與工資分位數有關。東、中和西部外來農民工分別在低、中和高分位數區間處于相對優勢地位。最后，不同戶籍地外來農民工存在明顯的人力資本異質性，東部外來農民工人力資本存量顯著高于中部和西部外來農民工，這是導致其工資高于中部和西部外來農民工的最重要原因。

本文的研究表明在大量農村勞動力外出就業的背景下，反映農民工地域身份的戶籍地對農民工工資水平和工資歧視存在重要影響。因此，改善農民工低工資狀況、真正實現城鄉勞動者平等就業和農民工城市融合，不能單純依賴農民工戶口性質的轉變，還應努力消除地域身份對農民工就業的不利影響。一方面，繼續完善勞動力市場機制，努力消除對中部和西部地區農民工的地域偏見；另一方面，加強改進中西部地區農村的教育質量，努力縮小中西部地區農民工和東部地區農民工的人力資本差距。此外，對流入地的政府而言，通過為外來農民工創造良好的就業和生活環境，促進農民工就業的穩定性和連續性，無疑是一項有利于農民工增加收入和城市獲得穩定勞動力來源的“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，浙江大學經濟學院博士生，浙江財經大學經濟學院講師；張海峰(1979-)，男，浙江諸暨人，浙江大學公共管理學院副教授；姚先國(1953-)，男，湖南華容人，浙江大學公共管理學院教授。

F246

A

1004-4892(2017)12-0003-09

(責任編輯:化木)