新生代農民工市民化對其工資收入的影響
——基于全國797份問卷調查數據的實證研究

劉洪銀

(1.天津農學院人文社會科學系， 天津 300384； 2.南開大學濱海開發研究院， 天津 300384)

2014年9月，國務院印發《關于進一步做好為農民工服務工作的意見》(簡稱《意見》)，其中要求，到2020年實現農民工工資穩定增長，引導約1億人在中西部地區就近城鎮化，努力實現1億左右農業轉移人口和其他常住人口在城鎮落戶。兩個“一億”工程是城鎮化中長期發展戰略的重點。城鎮化的目標是以質量提升實現農民工生產和生活方式的轉型，而不僅是落戶城市。兩個“一億”工程的核心是改善農民工生存發展質量，而收入增加是農民工市民化的基礎和保障。部分學者通過建立擴展的Mincer收入方程，研究新生代農民工工資收入增長的影響因素，結果表明，人力資本、社會資本、教育與工作崗位匹配度、就業差異性和勞動力市場分割等因素對新生代農民工工資收入水平產生影響[1-7]，但限于樣本來源的不同，研究結論存在一定差異性。部分學者從宏觀視域運用統計數據探討城市化與農民收入增長的關聯性，研究方法主要有線性回歸分析[8]和時間序列協整分析[9-12]，結果表明，城鎮化促進了農民收入增長，兩者存在強的因果關系。然而就新生代農民工個體而言，市民化對其工資收入水平產生怎樣的影響尚未有相關研究。本研究擬構建Mincer收入擴展方程，利用社會調查數據進行實證分析，從微觀視域探討新生代農民工市民化對其工資收入水平的影響，旨在為促進農民工市民化提供依據。

1 模型構建

美國經濟學家Mincer提出的工資方程已成為研究勞動力收入的經典模型。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；X為一系列代表人力資本變量(如受教育程度、工作經驗、年齡等)；α為待估計參數，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。

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指數型增長，因此Mincer對收入水平進行了對數轉換，擴大了收入方程的適應性?？梢詫㈦y以估算的人力資本投資的貨幣投入成本變為容易估算的教育水平和工作經驗等，還可以將影響工資收入水平的其他相關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是農民工工資收入水平；sch代表教育年限，exp代表工作經驗，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生影響的其他變量；ε是隨機擾動項。

本研究著重探討農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驗常規變量外，還引入市民化啞變量citizen和其他影響農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，本研究擬構建多個收入方程以比較目標變量(市民化)作用的穩定性。在收入方程中分別引入控制變量、exp2變量以及交叉變量。exp2表明工作經驗對收入增長貢獻存在1個極值，達到極值后收入隨經驗增長呈現指數型減少。引入交叉變量目的是減小人力資本變量(教育年限和打工經歷)與目標變量聯動作用對模型的擾動。本研究擬構建收入擴展方程(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 數據來源與變量選擇

2.1 數據來源

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

表1本研究調查樣本概況

2.2 變量選擇

本研究選擇如下14個變量構建工資擴展方程，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

選擇農民工月工資收入水平為因變量并作對數化處理，表示農民工工資收入狀況。用教育年限和打工時間衡量農民工人力資本水平。由于新生代農民工教育年限相對趨中，數值波動不大，為避免教育年限與常數及其他數值型變量出現多重共線性，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，基礎教育學歷(中小學教育)設為0，高等教育學歷(大專、本科及以上)設為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市民化的1組啞變量。戶籍市民化即農民工已落戶城市。準市民化是從城市公共服務和福利受益情況看，即農民工雖然沒有落戶城市，但享受住房保障、職業介紹和培訓公共服務，相當于享有城市市民主要公共服務和福利，可以看作農民工實現了準市民化。戶籍市民化組有效樣本128個，準市民化組有效樣本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。落戶城市是農民工市民化的標志，目前政策是只要落戶城市，就相應地享有城市居民的各種服務福利。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，將年齡數值變量轉換成包含“80后”與“90后”2個年齡段的屬性變量，“80后”農民工設為0，“90后”農民工設為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 實證結果及分析

為比較目標變量的作用效果和穩定性，根據公式(3)～(7)分別構建模型1～5。實證過程發現，如果保留截距，模型擬合優度不高。如果截距為0，即人力資本收入線經過原點，模型擬合優度和自變量顯著性均顯著提高。對于一般農民工而言，影響工資收入的體制性因素較少，農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項。但由于最低工資標準的存在，農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，本研究擬構建包含截距項的農民工工資擴展方程。

從表3中模型1～5可以看出，計量模型雖然擬合優度偏低，但基本能夠通過計量經濟學檢驗，Durbin-Watson值趨近于2，模型整體基本穩定。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較大，教育水平的收益率為0.08～0.15(經驗值為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可以得出以下結論。

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，且作用系數為負，而準市民化始終在0.1水平下顯著。這一結果與前期假設不相符。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)和就業質量作為必要條件，沒有充分激發農民工勞動生產力提升的內在動力，雖然農民工落戶城市后享有市民權利，實現了社會公平，但沒有產生收入創造激勵效果，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)科畢業生，其戶籍市民化率(34.9%)是非本(專)科農民工(16.1%)的2倍多，畢業生城市落戶主要依據國家統一政策，而不看實際知識技能水平，這無助于畢業生收入增長。

3.2 戶籍市民化與教育年限交叉變量產生正向效應

戶籍市民化與教育年限交叉作用系數為正，表明相對于未市民化和準市民化而言，具有一定教育年限的農民工落戶城市后，有助于工資收入水平的提高。這可能由于接受過教育的農民工如果落戶城市，能夠發現和獲得更高收入的就業機會，收入水平高于未落戶狀態。如果優先將具有一定教育經歷或參與教育培訓并掌握一定勞動技能的農民工落戶城市， 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不顯著， 說明打工時長不一的農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。當控制了打工年限的平方后，打工年限系數躍升到0.066。打工年限平方的系數為-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為負向作用，工資水平下降，這與體制內就業者工資隨工齡增長的現象正好相反。

表3Mincer工資擴展方程回歸分析結果

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

3.3 就業變量對工資收入的影響

與預期結果不同的是，相對于體力型崗位，農民工技術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。說明從事技術工作的城市新生代農民工沒有被充分尊重，技術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定，作用系數為0.083。

3.4 個性變量的作用

性別變量作用系數在0.15～0.17之間(0.01水平下顯著)，男性農民工的工資收入作用效果高于女性；婚姻變量作用系數在0.06～0.08之間(0.01水平下顯著)，已婚農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民工收入水平?！?0后”新生代農民工變量作用系數為負，說明“90后”農民工打工經驗和勞動熟練程度不如“80后”，工資水平也低于“80后”。

4 結論與討論

新生代農民工落戶城市的工資收入作用效果不明顯，當納入城市落戶與教育年限產生聯動作用后，農民工落戶城市對工資收入產生反向作用，顯示當前的農民工落戶政策偏離了生產效率導向，沒有將人力資本(尤其是教育和技能)和就業質量作為必要條件，沒有產生勞動生產力提升激勵效果。教育與市民化產生聯動效應，具備一定教育培訓經歷的新生代農民工落戶城市有助于其工資增長，而擁有一定打工經驗的農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的未落戶農民工增加1百分點，農民工工資收入將增加0.1百分點。落戶城市不是農民工市民化的歸宿，提高勞動能力及其收入水平才是農民工市民化的題中之義。

當前的農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，給予未落戶農民工城市居民對等的城市福利待遇等。這僅是分配領域的市民化。按照生產決定分配原則，市民化工程不但應該著眼于城市社會分配公平，還應該關注社會生產效率的提高，為農民工城市生存和可持續發展奠定基礎。各地市民化政策應兼顧公平和效率原則，避免出現重社會公平、輕生產效率傾向。擬實施的城市居住證分類管理制度應充分考量教育年限、培訓時間、技能水平和工資收入水平等生產性指標，優先讓具有一定教育經歷或參與教育培訓的農民工落戶城市。政府的教育培訓政策不但需要關注未落戶農民工的短期培訓，還應有計劃地組織農民工參加學歷教育，提高農民工科學文化知識和道德素質，為農民工市民化和城市社會融合做好準備。

本研究所用數據是截面數據而不是時間序列數據，“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。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，這樣就出現選擇性偏差。即比較對象是不同群體的2種狀態而不是同一群體的2種狀態。群體間自身稟賦的差異會對研究結果產生影響，影響研究結論的準確性。農民工為城市經濟社會發展作出貢獻，理應獲得平等的城市居民權利。如果設計政策時考慮到城市福利分配對農民工人力資本積累的激勵功能，城市農民工市民化政策將產生事半功倍的效果。如果將享受社會保險和子女入學等福利待遇的農民工納入準市民化樣本，則模型不能通過計量經濟學檢驗。參加養老、醫療等社會保險是勞動合同法賦予公民的權利和義務，子女入學是《中華人民共和國義務教育法》規定的內容，這些

都屬于保健性因素，不會產生收入創造的激勵效果。

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