勞動力遷移對社會階層流動影響的實(shí)證分析

路 蘭，高齊圣，劉瑞超

（青島大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266061）

0 引言

社會的活力在于社會的流動性，即社會各個階層之間有著良好的互動性，特別是社會底層有機(jī)會、有通道向上變遷。然而目前這種流動性卻面臨著很大的挑戰(zhàn)，出現(xiàn)了所謂“社會階層固化”的現(xiàn)象。它嚴(yán)重妨礙了社會主義公平公正的實(shí)現(xiàn)，也遏制了社會發(fā)展的活力，必須在社會建設(shè)和治理中，著重予以化解。

以往有關(guān)勞動力流動與縮小貧富差距的研究中，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為勞動力流動具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用，還有部分學(xué)者認(rèn)為勞動力流動抬升了城鎮(zhèn)已有勞動力的工資，無助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。傳統(tǒng)的勞動力遷移理論都是根據(jù)城鄉(xiāng)工資差距或收入差距來解釋勞動力遷移的。人們之所以想要移動，就是因?yàn)槌鞘欣锏膶?shí)際收入高于農(nóng)村收入，且社會資源、教育資源等都要優(yōu)于農(nóng)村，否則沒有必要離開家鄉(xiāng)。貧富差距是一切差異的基礎(chǔ)，只要盡快使大部分人富裕起來，就能為破除階層固化，促進(jìn)社會流動，奠定堅(jiān)實(shí)的物質(zhì)前提。

總體而言，現(xiàn)有的文獻(xiàn)中，關(guān)于遷移對社會階層流動影響的研究還沒有展開。本文在考慮個體異質(zhì)性的基礎(chǔ)上，分析勞動力遷移對其自身社會階層流動的影響作用，證實(shí)了遷移行為對其自身的社會階層流動具有正向的促進(jìn)作用。隨后，從不同收入組、不同年齡段分別討論了在考慮異質(zhì)性的情況下，遷移行為對勞動者社會階層流動的影響。

1 變量及描述性統(tǒng)計(jì)信息

本文使用的數(shù)據(jù)是中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2013年數(shù)據(jù)以及《中國統(tǒng)計(jì)年鑒（2013）》的相關(guān)數(shù)據(jù)。本文選取的主要變量及其統(tǒng)計(jì)量見下文表1。依據(jù)常住地、居住地點(diǎn)等信息，判別被調(diào)查者是否流動。原始數(shù)據(jù)中，去除無效及不可用數(shù)據(jù)，剩余樣本為2176個。

本文的被解釋變量是個人社會地位流動，這里采用社會階層流動主觀感知作為被解釋變量。人們在評價自身地位時，往往從自身所處環(huán)境出發(fā)，對社會進(jìn)行“有選擇”的比較。鑒于此，本文結(jié)合CGSS2013問卷中的題目，通過選擇題“與同齡人相比，您本人的社會經(jīng)濟(jì)地位是怎樣的？”以及“與三年前相比，您的社會經(jīng)濟(jì)地位是如何變化了？”分別進(jìn)行橫向和縱向測量。與同齡人相比您感覺您的社會地位是：1=較高；2=持平；3=較低；4=不好判斷。與三年前相比您感覺您的社會地位是：1=上升；2=持平；3=下降；4=不好判斷。

本文的主要解釋變量是勞動力遷移。遷移行為對于勞動者本身甚至其子代的收入、受教育程度、就業(yè)等各方面都具有很大的影響，從而促使勞動者本身或是其子代的社會階層流動。根據(jù)CGSS2013問卷中的問題“你是哪一年來到本地（本區(qū)/縣/縣級市）居住的？”以及“您出生時母親的主要居住地是哪里？”等信息來判別被調(diào)查者是否有過遷移行為。如果被調(diào)查者現(xiàn)居住地與其出生地不同，則認(rèn)為該人進(jìn)行了遷移，Migri=1；反之，則表示沒有遷移，Migri=0。

其他的解釋變量包括社會經(jīng)濟(jì)特征、人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息以及個人健康狀況。社會地位是一個多維的測度指標(biāo)，現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究維度較為單一，或是從經(jīng)濟(jì)地位進(jìn)行分析，或是從社會地位進(jìn)行分析。本文從社會地位和經(jīng)濟(jì)地位兩個維度來選取與社會階層流動相關(guān)的影響因素。社會經(jīng)濟(jì)特征主要包括家庭年均收入、個人財(cái)富狀況以及社會網(wǎng)絡(luò)。其中根據(jù)有關(guān)財(cái)富研究的相關(guān)結(jié)論，中國財(cái)富不平等情況80%來自于房地產(chǎn)。鑒于此，本文選擇了擁有住房情況對個人財(cái)富進(jìn)行測度。根據(jù)CGSS2013問卷中的題目“您現(xiàn)在這座房子的產(chǎn)權(quán)（部分或全部產(chǎn)權(quán)）屬于誰？”來確定個人是否擁有房產(chǎn)，有房產(chǎn)=1，沒有房產(chǎn)=0。社會網(wǎng)絡(luò)衡量的是個人的社交能力。這里采用兩個方面的數(shù)據(jù)進(jìn)行測量，一個是被調(diào)查者與鄰居進(jìn)行社交娛樂活動的頻繁程度，二是與其他朋友進(jìn)行社交娛樂活動的頻繁程度。本文假定被調(diào)查者與鄰居及其他朋友進(jìn)行的社交娛樂活動越頻繁，則其社會網(wǎng)絡(luò)越發(fā)達(dá)。經(jīng)虛擬化處理后，分為兩組，每年社交娛樂活動的次數(shù)低于12次的為社交網(wǎng)絡(luò)弱組，其他為社交網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)組，弱組=0，強(qiáng)組=1。人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息包括性別、年齡、受教育年限等；個人健康狀況的測度采用的是健康自評結(jié)果，即“您覺得您目前的身體健康狀況如何？”，健康=1，不健康=0。因此，本文選擇的主要變量及其基本統(tǒng)計(jì)特征如表1所示。

2 計(jì)量模型設(shè)定

2.1 估計(jì)方法與計(jì)量模型

本文的被解釋變量社會階層流動感知是一個4項(xiàng)有序選擇變量，由于有序變量相鄰選項(xiàng)之間的距離存在不可比性，因而直接采用普通最小二乘法有欠妥當(dāng)，本文選擇的是Ordered Probit模型進(jìn)行分析。

表1 主要變量含義及基本統(tǒng)計(jì)特征

在使用平均處理效應(yīng)方法時，條件期望獨(dú)立假設(shè)是平均處理效應(yīng)研究中常用的重要假設(shè)，這一假設(shè)在本文的含義在于：遷移是非強(qiáng)制性的，個體可以自行決定是否遷移，因此是否遷移與其預(yù)期的社會地位有關(guān)。Soci為個人自感的社會經(jīng)濟(jì)地位；Migri為個人是否遷移的虛擬變量，遷移=1，未遷移=0。在平均處理效應(yīng)的分析框架下，就遷移而言，個體i的社會經(jīng)濟(jì)地位存在兩種潛在的結(jié)果(Soc1i，Soc0i)，Soc1i表示遷移后的社會經(jīng)濟(jì)地位，Soc0i表示遷移前的社會經(jīng)濟(jì)地位。這樣(Soc1i-Soc0i)為處理效應(yīng)，即個體i遷移給社會經(jīng)濟(jì)地位帶來的凈影響，然而任何個體只可能遷移或未遷移這兩種狀態(tài)之一，或是遷移，即Migri=1，或是未遷移Migri=0。將觀察到的Soci與Migri聯(lián)系起來，Soci表示如下：

上式假設(shè)在控制了一些與社會經(jīng)濟(jì)地位有關(guān)的解釋變量Xi后，遷移與否與潛在的社會經(jīng)濟(jì)地位無關(guān)，即是否遷移是通過Xi與潛在社會經(jīng)濟(jì)地位相聯(lián)系。這一假設(shè)比傳統(tǒng)的外生性要求要弱。而根據(jù)李雪松等（2004）和Heckman等（2006）的思路，可以用兩階段法處理此類問題。第一階段由Probit模型或logit模型估計(jì)個體遷移的概率傾向得分，第二階段將傾向得分作為局部工具變量。

（1）未考慮異質(zhì)性的模型

其中,i表示不同的個體（i=1，2，…，n），Soci表示被調(diào)查者的社會經(jīng)濟(jì)地位自評值，Migri表示被調(diào)查者是否有過遷移，Xi表示解釋變量向量，比如受教育年限、收入、財(cái)富、身體狀況及與親戚朋友的互動情況等。βi為遷移對社會階層流動的影響力，γi為系數(shù)向量。

（2）考慮異質(zhì)性的模型

假設(shè)人們根據(jù)下述選擇規(guī)則來決定是否遷移：

其中，Migri*為隱藏變量，代表遷移的凈收益，Zi是可觀測到的變量向量（Zi可能包含部分Xi）。Pi(Zi)表示遷移的概率，它可用概率模型或邏輯模型估計(jì)出來。ui表示個體i在選擇遷移過程中未被觀測到的異質(zhì)性。為了不失一般性，假設(shè)ui在[0,1]區(qū)間上服從均勻分布，對于個體i來說，是否遷移完全取決于觀測到的異質(zhì)性Pi(Zi)與未被觀測到的異質(zhì)性μi之間的比值。則考慮異質(zhì)性的模型如下：

模型中加入了控制異質(zhì)性的遷移概率Pi(Zi)與其他控制變量Xi的交互項(xiàng)，與實(shí)際更加相符。

2.2 遷移概率的計(jì)算

本文采用Logit模型計(jì)算勞動力的遷移概率，其中被解釋變量為Migri，表示i是否遷移。若遷移，則Migri=1；否則Migri=0。關(guān)于勞動力遷移的選擇性問題，人力資本遷移理論提出了受過良好教育、有外出經(jīng)驗(yàn)、有移民網(wǎng)絡(luò)并與親戚朋友有聯(lián)系的勞動力更易發(fā)生遷移行為等一些列可檢驗(yàn)的微觀假設(shè)。根據(jù)CGSS以及《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的相關(guān)數(shù)據(jù)，本文選擇的解釋變量Z主要包括受教育年限（edu）、年齡（age）、遷移地的吸引力（lnqindex）。其中遷移地的吸引力采用的是遷移地的實(shí)際收入水平來刻畫的，定義為遷移地城鎮(zhèn)居民的收入與當(dāng)?shù)鼐用裣M(fèi)價格指數(shù)的比值。相關(guān)指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)信息如表2所示。模型如下：

表2 與遷移有關(guān)的主要變量含義及基本統(tǒng)計(jì)特征

表3 Logit回歸結(jié)果

由表3的回歸結(jié)果可知，受教育年限（edu）、年齡（age）、遷移地的吸引力（lnqindex）對個人遷移的影響都是非常顯著的。其中，受教育年限與遷移呈正向關(guān)系，隨著受教育年限的增加，遷移概率是上升的，且上升幅度不大，只有4.4%。年齡與遷移是呈負(fù)向關(guān)系的，即隨著年齡的增長，遷移概率是下降的，但是下降的幅度并不大，只有2.6%。而遷移地的吸引力對遷移的影響是非常明顯的，吸引力越大，則遷移概率越大，并且吸引力每增加一個單位，則遷移概率會提升197.8%。這說明年齡對于個人來講并不是決定是否遷移的關(guān)鍵因素，如果遷移地的吸引力足夠大，不管是青年人還是中年人甚至是老年人都有可能會選擇遷移。但由于個人客觀環(huán)境的影響，年齡越大，決定遷移的成本就會越高，所以隨著年齡的增大遷移概率是在下降的。

根據(jù)上述模型可以求出每個人的遷移概率Pi(Zi)，對比分析一下遷移群體與非遷移群體的遷移概率值，如果兩組群體的遷移概率存在顯著差異，則說明遷移對不同個體來講具有明顯的異質(zhì)性，因此后續(xù)進(jìn)行社會地位流動分析時考慮個體異質(zhì)性是必要的，反之則不必要。

表4 遷移群體與非遷移群體的遷移概率差異性分析

根據(jù)表4，本文將遷移群體與非遷移群體的遷移概率進(jìn)行了t檢驗(yàn)。通過檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，遠(yuǎn)小于0.05，因此需要拒絕原假設(shè)，也就是說兩組人群的遷移概率具有明顯的差異。

3 實(shí)證結(jié)果

表5給出了模型（1）和模型（2）的回歸分析結(jié)果。需要說明的是，Odered probit方法的參數(shù)估計(jì)結(jié)果可以用來分析變量影響的方向、大小和顯著性，但是缺乏直接的解釋力。表6在表5的基礎(chǔ)上給出了主要解釋變量對于社會階層流動的邊際效應(yīng)。下頁表7和表8分別給出了不同收入水平下、不同年齡段的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。

表5 模型（1）與模型（2）的回歸結(jié)果

表6 邊際效應(yīng)

3.1 遷移對社會階層流動的影響分析

表5是根據(jù)模型（1）和模型（2）分別進(jìn)行的回歸分析。表中模型G（0）和L（0）是沒有考慮異質(zhì)性的，回歸結(jié)果表明，遷移對于勞動者的社會地位流動具有正向的促進(jìn)作用。模型G（1）和L（1）考慮了個體的遷移異質(zhì)性，即用遷移概率pscore代替了原有的二元選擇變量遷移Migr，但是沒有考慮交互項(xiàng)。模型G（2）是考慮交互項(xiàng)的異質(zhì)性模型。無論是模型G（1）還是G（2），遷移概率都是顯著的，說明遷移概率對社會地位的流動是具有顯著影響的，且穩(wěn)健性較好。考察其他解釋變量還可以看到，所有模型中社會地位的流動與收入是呈“U”型關(guān)系的，即隨著收入的增加，個人潛在的社會地位流動受阻，但到達(dá)了某一個臨界值后，個人潛在社會地位又開始大幅度上升。其次，在模型G（0）和G（1）中是否擁有住房對社會地位的自評結(jié)果也有很顯著的影響，并且是負(fù)向的；在與自己進(jìn)行縱向?qū)Ρ鹊哪Ｐ蚅（0）中變量ownhouse卻是不顯著的。這說明擁有住房的人相對于沒有住房的人來說潛在社會地位自評結(jié)果要低。這與現(xiàn)實(shí)情況是相符的，對于大部分的中低層收入的家庭來說，基本上都是貸款買房，還款金額占據(jù)了家庭月收入的30%。所以相對于同齡人來講，沒有買房或是不需要買房的人要比已經(jīng)買房的人的經(jīng)濟(jì)壓力小很多。由此可見，收入對個人社會地位流動的影響是很大的。

為了更加直接具體的解釋遷移與社會地位流動的不同影響，表6補(bǔ)充計(jì)算了遷移對社會地位流動的邊際效應(yīng)，進(jìn)一步比較遷移對社會地位流動的影響程度。

3.2 考慮個體異質(zhì)性時，勞動力遷移對社會階層流動的收入等級差異影響

本文中按照家庭人均收入的上、下四分位數(shù)將樣本劃分為低收入、中等收入、高收入三個等級。將收入按照從低到高進(jìn)行排序，按照上下四分位進(jìn)行劃分，低于下四分位數(shù)的為低收入群體，高于上四分位數(shù)的為高收入群體，其余的為中等收入群體。通過表7的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對于中高收入人群來說，是否擁有住房對個人的社會地位流動性具有顯著影響，尤其是對于中等收入人群影響是最大的。中等收入人群對于房貸的壓力明顯要大于高收入群體，這也是在常理之中的。但對于遷移概率來說，不論是低收入、中等收入還是高收入人群，遷移概率對于社會地位流動都有著顯著影響，而且影響力度很大。尤其是低收入人群，遷移對于其社會經(jīng)濟(jì)地位的影響力度是最大的，都要明顯大于中等收入和高收入人群。

表7 按收入劃分的回歸結(jié)果

3.3 考慮個體異質(zhì)性時，勞動力遷移對社會階層流動的年齡差異影響

本文對回歸模型中年齡進(jìn)行了分組，通過描述統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)，被調(diào)查者的年齡分布在17～79歲之間，其均值為40。根據(jù)不同階段的特點(diǎn)，按照年齡將樣本分為以下幾個：17≤age≤25，26≤age≤40，41≤age≤60，age＞60。表8結(jié)果表明，對于17≤age≤25及age＞60年齡段，所有的變量對其社會經(jīng)濟(jì)地位自感結(jié)果影響都不顯著，17～25歲處于求學(xué)階段，這個年齡段的學(xué)生基本上都是高中生和大學(xué)生，身邊的朋友也都是學(xué)生，所以個體間基本上不存在異質(zhì)性。對于大于60歲的群體，根據(jù)我國相關(guān)的勞動法規(guī)定，大于60歲的群體基本上是退休人員，對于高年齡段的人來說一般不會再去考慮遷移，這也是很符合常理的。從結(jié)果中可以看到，遷移對于26～60歲之間的群體影響是顯著的，尤其是41～60歲這個年齡段。26～40歲這個年齡段的人基本上都是年輕人，基本上都處于一個事業(yè)的拼搏期，對生活充滿了期望，認(rèn)為通過自己的努力一定可以達(dá)到一個理想的地位，所以個人異質(zhì)性對于社會經(jīng)濟(jì)地位的自評具有顯著的影響，除了性別其他控制因素皆不顯著。但是等到了41～60歲這個年齡段可以發(fā)現(xiàn)，所有的控制變量對社會經(jīng)濟(jì)地位的影響都是顯著的，包括遷移概率也是非常顯著的。中年危機(jī)期一般高發(fā)在40～50歲，這一人生階段可能經(jīng)歷的事業(yè)、家庭、健康等各種關(guān)卡和危機(jī)，導(dǎo)致遷移概率對中年人的影響較其他年齡段大。

表8 按年齡段劃分的回歸結(jié)果

4 結(jié)論與建議

本文從實(shí)證的角度探討了勞動力遷移對其社會階層流動的影響。區(qū)別于現(xiàn)有文獻(xiàn)，從勞動力遷移的角度，考察了個體遷移的異質(zhì)性，將未考慮異質(zhì)性與帶有異質(zhì)性的模型進(jìn)行了比較分析。得出如下結(jié)論：

（1）通過對遷移群體與未遷移群體的遷移概率進(jìn)行差異性分析可知，遷移群體與未遷移群體的遷移概率是具有明顯差異的，所以遷移是具有異質(zhì)性的，在分析勞動力遷移對社會階層流動的影響時，考慮異質(zhì)性是很有必要的。

（2）無論模型中是否考慮異質(zhì)性，遷移概率對社會階層流動的影響都是顯著的，具有正向促進(jìn)作用，且具有很好的穩(wěn)健性。同時發(fā)現(xiàn)，收入、是否擁有住房對社會階層流動均具有顯著的負(fù)向作用。然而是否擁有住房又與勞動者的收入是直接掛鉤的，所以說收入對社會階層流動的影響是非常重要的。結(jié)果表明：考慮異質(zhì)性的模型中，收入與社會階層的流動呈“U”型關(guān)系的，即隨著收入的增加，個人社會地位的流動反而是受阻的，但到達(dá)了某一個臨界值后，社會地位流動速度開始大幅度上升。

（3）從不同的收入組以及年齡段考慮：不同收入組中遷移概率對社會階層流動均具有明顯的正向促進(jìn)作用，尤其是對于低收入組人群，遷移對于其社會地位流動的影響力度是最大的，都要明顯大于中等收入和高收入人群。對于不同年齡段人群來說，遷移對于26～60歲之間的群體影響是顯著的，尤其是41～60歲這個年齡段。

上述結(jié)論的政策含義在于：這些經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)可以為政府進(jìn)一步推進(jìn)城市化和緩解階層固化提供可靠地政策依據(jù)。政府部門應(yīng)采取恰當(dāng)措施減少戶籍歧視、增加就業(yè)培訓(xùn)等，使流動人口盡快融入城市。尤其是在我國不斷加快的新型城鎮(zhèn)化建設(shè)中，勞動者的自由擴(kuò)大了，改變身份的機(jī)遇出現(xiàn)了，上升的通道也打開了，社會地位的改變也就有了實(shí)現(xiàn)的可能性。因此，優(yōu)化經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間格局，避免少數(shù)城市過分擁擠，勞動力市場過度競爭。這可以為勞動者在不同的地區(qū)提供更多的、多樣的就業(yè)機(jī)會，同時應(yīng)對選擇遷移而就業(yè)難者提供職業(yè)培訓(xùn)，因?yàn)檫w移也許是其改善自身狀況的唯一途徑。