職業流動與農民工群體的內部收入差距

中圖分類號：F241 文獻標識碼：A 文章編號：1671-816X（2025）05-0082-10

DOI： 10.13842/j.cnki.issn1671-816X.2025.05.007

一、研究背景

改革開放以來，中國經濟持續增長，人民生活水平明顯改善，收入差距也在不斷擴大，收入分配不合理、不公平現象日益突出，極大影響了社會的公平正義與和諧穩定，并將對經濟的發展造成不利影響[1]。但是，近年來農民工群體內部在所從事的職業、技術水平以及消費水平等方面出現了明顯差異[2-3]，這使農民工群體內部收入差距拉大，并呈現群體內部分化的趨勢[4-5]。

勞動力流動使勞動者在不同部門和地區之間得以重新配置，促進勞動力市場的競爭性，縮小收入差距。職業流動是勞動力流動的一種形式，是市場經濟的重要體現，也是提升勞動力人力資本的重要手段。始于改革開放初期的農民工向城市非農行業的轉移大潮顯著改善了農村居民的收入水平和家庭生活[6]。隨著地區及城鄉流動的制度約束的減弱，目前我國勞動力流動問題突出體現在職業流動問題上，而且我國農民工的職業流動率有高于城市從業人員職業流動率的趨勢［7]。

鑒于此，論文在新發展階段下，分析我國農民工群體的內部收入差距問題，以及職業流動對其影響。論文與已有研究相比有三點不同：一是研究內容不同，目前大多數研究著眼于地區和城鄉之間的收入差距，文章以農民工群體為研究對象，分析群體內部的收入差距及其形成原因。二是研究數據不同，現有的關于收人差距的研究多使用宏觀數據進行分析，缺乏對個體異質性的考慮，該論文則使用微觀數據分析影響群體內部收入差距的因素。三是研究視角不同，已有研究多從技術變遷、勞動力市場分割等宏觀視角分析收入差距產生的原因，該論文則從個體職業流動的微觀視角分析導致群體內收入產生差距的原因。

二、文獻綜述

中國農民的城鄉流動和職業變遷是當代中國最為重要的社會和經濟現象之一。學術界對職業流動與收入的關系進行了較為豐富的研究，但不論是理論還是實證研究，都并未就兩者之間的關系達成統一的結論。

工作搜尋理論認為只有當新崗位能夠帶來高工資時，職業流動才會發生，所以職業流動會促進收入增加[8]。目前我國農民工職業轉換的機會成本較低[9，從事非農行業的農民將職業流動作為實現工資和收人增長的重要手段之一[7.10]。學者們將職業流動按照流動意愿劃分為主動流動和被動流動[11-12]，白南生指出主動發生的職業流動提升工資收入的效應更為明顯[11]。Campbell認為主動的職業流動是著眼于長期來看，職業流動對整個生命周期內的收入水平是有正向影響的，在其樣本考察期內，職業流動將工資收人提高了10% ，其中有 1/4 是由向上的流動所導致的，1/6是由于流動到較高工資增長率的工作[13]，被動的流動則往往會降低收入水平[14]。

轉換者一停留者模型認為，基于個人的內在特征，生產率較高的勞動者職業流動率較低，生產率較低的勞動者會頻繁換工作，頻繁的工作轉換會導致生產率的進一步降低，從而降低個體的工資收入，所以職業流動不利于收人增長。農民工的就業崗位多集中在低端勞動力市場，具有一定的同質性，缺乏向上流動的渠道，使得其工作變換更多地體現為同階層的橫向流動，從而無法顯著地提高其收入水平和社會地位[15]。由此可見，從人力資本角度來看，職業流動是提升低學歷勞動者收入水平的重要渠道，人力資本則對低學歷勞動者的收入水平沒有影響；高學歷勞動者的情況則與之相反[16]。此外也有學者認為，職業流動對低學歷者的影響以消極效應為主。低學歷群體轉換工作的次數與收入呈U型模式，低學歷青年初次的工作往往是低端的職業，通過職業流動，甚至以降低收入追求自身的發展，隨著年限增長和技能提升，后期收人有增大的趨勢[17-18]。

綜上所述，職業流動對農民工收人的影響方向是不定的，不同類型的職業流動具有不同的收入效應；同一類型的職業流動所帶來的收人效應也會因性別、年齡和工作階段的差異而不同[1.19-21]。馬瑞等認為職業流動與收入變化的關系本質而言是一個實證問題，在不同的職業生涯階段會表現出不同的關系[22]。

三、理論框架

當前，包括中國在內的發展中國家，居民勞動收入占總收入的比重很高，勞動力市場在收入分配當中起到極為關鍵的作用，而且總的收入差距在很大程度上取決于勞動收入的差距[23]，對固定資產收益、投資收入等其他收入來源較少的農民工群體而言，勞動力收人更是占其總收人的93% [24]。論文所研究的農民工群體內部收入差距問題主要體現為工資收入差距。在研究收入差距之前需要厘清影響勞動者收入的因素，勞動經濟學分析勞動者工資收入決定的理論主要有三個：一是新古典經濟理論，二是勞動力市場分割理論，三是職業流動理論。

新古典經濟學理論認為當勞動力市場是完全競爭市場時，不同勞動者之間的工資差異就完全取決于個人異質性。程名望等給出了表現勞動力個體異質性的四個方面的內容，即物質資本、金融資本、人力資本和社會資本[25]。勞動者對這些資本的擁有量決定了其在勞動力市場所面臨的要素價格，進而也導致了不同勞動者之間工資收入的差距。勞動力市場分割理論重點強調制度性和社會性因素在勞動者工資形成中的決定作用。從實證研究的結論來看，新古典經濟學理論和勞動力市場分割理論通常是同時發揮著作用，以性別工資的差異為例，一部分學者認為兩性之間的工資差異由兩性在生理功能上的差異所導致，因為不同的生理特點導致了不同的職業選擇，進而導致性別工資差異；另一部分學者認為，兩性之間的工資差異是由于市場存在的性別歧視所導致的，從而使得具有完全無差異的勞動生產率的男性和女性出現工資差異［26]。

職業流動理論認為，勞動者可憑職業流動選擇與自身稟賦相匹配的職業，進而獲得更高工資收入。學術界對職業流動影響收入有如下四種解釋：去留模型、人力資本模型、工作搜尋模型和職業匹配模型。去留模型認為是否換工作是個人偏好，有些勞動者天生就喜歡換工作，這種傾向是由個體潛在特質決定的，不會隨時間變化而消失，這使得高生產率的勞動者會避免職業流動，而低生產率的勞動者則會經歷較高水平的職業流動[27]。人力資本模型則強調，職業流動過程中專用性人力資本的不可轉移性會導致換工作后專用性人力資本的損失，而對其工資收入造成不利影響，但如果專用性人力資本具有一定程度的可轉移性，職業流動對收入的影響又會變得更為復雜［28-29]。工作搜尋模型著眼于勞動力供給雙方所存在的信息不對稱問題，勞動者通過頻繁地搜尋工作，可以獲得與更多工作崗位進行匹配的機會，同時隨著搜尋經驗的增加，勞動者對崗位和市場的了解也更加深刻，從而提高工資收入[8]。職業匹配模型認為隨著勞動者工作時間的延長，勞動力與崗位的匹配信息就會被各企業和用人單位所熟悉，與勞動力相關的生產率信息也得以披露，工資水平也會隨之進行調整[30]。

從已有的工資收入決定的理論來看，決定勞動者收入的因素包括兩部分：一是勞動者自身的個體特征、資源稟賦和稟賦回報系數；二是勞動者本身職業流動情況。通過分析影響收入決定因素，我們可以進一步得到影響收入差距的因素。圖1直觀展示了收入決定和收入差距之間的邏輯關系。其中，決定收入的因素對收入差距起著擴大和縮小兩種作用。如果勞動力市場不是完全競爭的，由歧視、制度和非正式規則所形成的市場分割就會擴大處在不同市場之間勞動者的收入差距。論文所涉及的要素流動主要指勞動力的職業流動，如果勞動者可以自由地選擇職業流動，則可以促進勞動者對勞動力市場相關信息的了解，同時獲得與其能力更加匹配的工作，縮小收入差距。一旦職業流動受到市場分割等非個體自選擇因素的影響，便會加劇勞動者之間的收入差距。此外，職業流動還可能增加勞動者收入的不穩定性，從而加劇收入差距[31]。要素稟賦主要包括勞動者的個體特征、物資資本、金融資本、人力資本及社會資本，當勞動力的稟賦回報系數相同時，勞動力市場處于完全競爭狀態，此時勞動者可以自由流動，進而縮小勞動者之間的收入差距；反之，則會擴大勞動者之間的收入差距[32]。

四、變量、數據與描述性分析

（一）變量選擇與說明

論文將農民工年工資收入的對數作為因變量，并使用面板分位數回歸方法估計出農民工在不同收入分位點的收入方程。如果某一解釋變量在低分位點的回歸方程中顯著為正，但在高分位點的回歸方程中不顯著，則這一變量即可以縮小群體內的收入差距；如果某一解釋變量在低分位點和高分位點的回歸方程中均顯著為正，但低分位點的邊際影響要大于高分位點的邊際影響，則這一變量也可以縮小群體內部的收入差距[25.33]。

圖1收入決定與收入差距關系邏輯圖

論文自變量分為兩大類：一是要素稟賦變量；二是要素流動變量。要素稟賦包括個體特征和資源稟賦，其中個體特征包括性別和年齡，資源稟賦包括農民工的人力資本和社會資本。人力資本分別使用受教育程度、是否擁有職業/技術證書和工作年限測量；社會資本使用“農民工在當地關系密切并可以獲得支持和幫助的朋友數量”測量。要素流動使用根據個體的工作史計算所得的職業流動次數（或工作轉換的次數）測量，職業流動次數一方面可以衡量勞動者所在勞動力市場的發育程度，另一方面也可以代表勞動者本身對職業流動的偏好。考慮到農民工群體內部存在可能造成市場分割的因素，論文的控制變量還包含了勞動者所在企業的所有制類型，以及勞動者所在職業的職業階層①[34-35]。此外，為了控制地區因素對不同地區農民工工資的影響，論文還加入了由東中西地區所表示的地區虛擬變量。變量的名稱、含義及取值見表1所示。

（二）數據來源與描述統計結果

數據來自于中山大學社會科學調查中心主持的中國勞動力動態追蹤調查（ChinaLaborDy-namicSurvey，CLDS）2012年個體問卷數據和2014年個體問卷的追蹤數據。CLDS于2012年展開第一次全國性調查，樣本覆蓋中國29個省市（港澳臺、西藏、海南除外），調查對象為樣本家庭中的全部勞動力（年齡15至64歲的家庭成員）。該調查采用多階段、多層次與勞動力規模成比例的概率抽樣方法。

表1變量介紹

注：東中西地區的劃分如下：其中東部地區有北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南;中部地區有山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南;西部地區有四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和廣西

在進行描述性分析之前，對數據進行如下清理：研究對象為農民工，在樣本中保留出生時戶口類型為農業戶口的受訪者。有的樣本出生時戶口類型為農業戶口、當前的戶口類型為城市戶口，鑒于戶口所具備的身份象征，依舊將此類個體視為農民工。在追蹤樣本中，2012年有1031人從農業戶口改為城市戶口，2014年增加了71人，該戶口的樣本數占總樣本數的比例由2012年的11% 增加到2014年的 12% 。為避免創業人群導致農民工群體內部收入差距較大的現象，論文只保留工作類型為雇員的樣本。為了考察農民工群體內部收人差距的情況，剔除了沒有參加工作的樣本。由于改革開放前后的勞動力市場具有顯著的差異，為了保證樣本均是在改革開放后參加工作，刪除了初次工作時間在1978年之前的樣本。

從表2可知，樣本中收入均值為33155.21元，與2014年農民工監測調查報告顯示的人均收入34368元較為接近①。年齡的均值為41.24歲，說明外出務工以中年為主。是否換工作、職業證書數和企業屬性呈現出標準差大于方差的情形，說明樣本在這三個變量的取值較為分散。以是否換工作為例，因為樣本本身具有自選擇性，一些樣本偏好換工作，而另外一部分樣本厭惡換工作，是否換工作變量在樣本中的分布就不是隨機的，職業證書數目與企業屬性具有相似情況。

表2描述性統計分析

五、實證分析

（一）模型設定與實證估計策略

論文使用式（1）所示的方程對個體年工資收入對數進行估計，其中lninci表示 i 個體在t年的年工資收入的對數，changei為衡量i個體職業流動的變量， X 為解釋變量，包括性別、年齡、受教育程度、工作年限、有無職業證書、朋友數、職業階層和企業屬性。其中 u_i 為個體不隨時間變化的特征， ε_it 為隨機誤差項。

論文使用分位數回歸方法估計職業流動對收入的影響。其中 表示 P 分位數時常數項的估計系數， 表示包括職業流動和其他控制變量在內的解釋變量在 p 分位數時的估計系數。因使用了兩期面板數據，故在計量中使用Koenker和Hallock于1978提出的面板數據分位數回歸方法對參數進行估計[36]。

（二）內生性問題處理

勞動者在是否換工作的決策上并沒完全隨機，一些職業流動可能是為了獲得更好福利和更優質工作條件，而另一些則可能是為了改善自身所處的不利經濟地位。因此，職業流動的決策具有高度選擇性，直接比較樣本在職業流動結果上的差異，會使估計結果存在偏差。因此論文使用Heckman（1979）樣本選擇模型的兩步法思路，解決因樣本自選擇所導致的內生性問題。具體將通過以下步驟完成估計：首先，利用全部樣本建立選擇模型，即使用面板logit模型估計出樣本換工作的概率，并據此計算出逆米爾斯比率（In-verseMillsRatio，IMR）；其次，將得到的逆米爾斯比率作為控制變量加入到估計收入方程的面板分位數回歸方程（1）中，來排除選擇性偏誤。

兩階段法能否矯正選擇性偏差的關鍵在于找到一個行之有效的排除限定變量，該變量能顯著影響是否換工作的決策，但對工資收人無顯著影響。論文以“找工作時找人幫忙的人數”作為第二階段選擇模型的排除限定變量。樣本能獲得的求職信息多，在很大程度上會影響勞動者的流動傾向和意愿，但并不會對組織內部收人分配過程產生直接影響，因此是一個較為理想的排除限定變量[37]。逆米爾斯比率之所以可以識別選擇性偏差，是因為逆米爾斯比率是控制變量和排除限定變量的非線性函數，在控制逆米爾斯率的情況下進行估計，就可以得到無偏的估計，否則出現誤差項與職業流動變量相關，從而導致估計偏誤。

（三）實證分析結果

論文先使用面板Logit模型得出換工作概率的估計值①，估計結果見表3第一列。在此基礎上，根據面板logit模型的估計結果計算逆米爾斯比率，并在估計年工資收入方程中將其作為控制變量。此外，在估計工資收入方程的過程中，還加人了年齡和換工作次數的平方項，以分析收入與年齡、收入與職業流動之間可能存在的非線性關系。由于初入職時缺乏相應的專用性人力資本，且工作經驗較為缺乏，故而，年齡小的群體收入水平偏低；當年齡較高時，會出現人力資本損耗現象，進而勞動者的工資也開始降低。

在表3中，第1列為Heckman兩階段的第一階段估計樣本職業流動概率的估計結果；第2列為未控制自選擇效應，且未使用分位數回歸所得面板固定效應的估計結果，第3列至第5列依次為10分位數、50分位數和90分位數的固定效應分位數回歸的估計結果。結果表明：換工作次數在50分位點顯著，換工作次數及其平方項的估計系數在50分位點均顯著，在90分位點均不顯著，在10分位點的估計方程中可以找到換工作次數的一個極值點，極小值點為8.36次②。由此說明，換工作次數在0到8.36之間時，換工作次數對工資收入的影響是負向的；當換工作次數大于8.36次時，隨換工作次數的增加工資收入水平逐步提高。樣本中有超過 98% 的樣本換工作次數小于等于8.36次。因此，職業流動降低了低收人群體的工資收入，但是對高收入群體的工資收入影響不顯著。換言之，職業流動可以擴大農民工群體內部的收入差距。從第2列固定效應模型的結果可以看出，換工作次數及其平方項均不顯著，第3列和第4列中逆米爾斯率的估計系數均顯著，這意味著樣本自選擇會對估計的結果造成影響。

通過比較10分位數和90分位數方程中估計系數的取值大小及顯著性差異，可得到各解釋變量與收入差距之間的關系。具體而言，除職業流動外，受教育程度、有無職業證書和工作經驗可縮小農民工群體內部收入差距。受教育程度取值為2時，在10分位點時顯著提高年工資收入，但是在90分位點時對年工資收人無顯著影響。受教育程度是通用性人力資本的代表，即通過教育提升勞動力的認知和實踐能力可以縮小群體內部差異化。有無職業證書可代表勞動者專用性人力資本的強弱，在低分位點，有職業證書的人群比無職業證書的人群收入水平更高，因此獲得職業證書會縮小農民工群體內部收入差距。工作年限變量在10分位點的回歸方程中估計系數不顯著，在90分位點的估計方程中系數顯著為正，即工作年限會擴大農民工群體內部收入差距。導致這種現象的原因是高收入階層獲取收人的方式受年齡增加的影響較弱。換言之，高收人群體的工資收入不會因年齡增長所導致的體質衰減而降低。

表3固定效應模型與面板分位數回歸的結果

注：*、**、 *** 分別表示估計系數在 10% 、 5% 和 1% 的水平上顯著，其中括號內的數值為估計系數的標準誤。下表中的含義與此相同，不再重復注釋

社會資本在10分位點的估計系數為正值，當社會資本的取值為1時，在90分位點的估計系數也為正值且大于對應10分位點的取值，意味著社會資本較低的低收入和高收入群體，社會資本會擴大其收入差距。當社會資本取值為2時，在10分位點的社會資本系數顯著為正，但在90分位點的估計系數不顯著，這意味著對中等社會資本的群體而言，社會資本可以縮小低收入和高收入群體間的收入差距。之所以在高收入群體出現社會資本抑制工資收人水平提高的現象，主要是因為對農民工群體而言，當其已經獲得一定社會經濟地位時，因受到制度等非市場因素的限制，再想獲得更高水平的職業和社會地位較為困難，而且農民工群體的社會資本同質性較強，缺少信息橋。農民工群體中率先步人高收人階層的人也可能會成為其他低收入階層農民工的社會資本。

（四）異質性分析

首先，按“是否轉過戶口”對樣本進行劃分。因為戶籍在當下的中國是一種身份象征，會影響到戶籍擁有者的職業選擇范圍。從農村戶口轉為城市戶口的樣本本身就意味著其獲取收入的能力較強，因而有必要對樣本進行細分，再分別對兩類樣本進行面板分位數回歸，估計的結果如表4所示。從出生到現在未發生戶口變化的樣本在低分位點職業流動的影響不顯著，但是在高分位點的影響則為負，這意味著職業流動縮小了收入差距。對于由農村戶口轉為城市戶口的樣本在低分位點的估計方程中，職業流動顯著降低了工資收入，但是在高分位點的回歸方程中系數不顯著，這意味著職業流動擴大了收入差距。

其次，按務工所在區域對樣本進行劃分。由于東中西部地區工資收入水平存在顯著差異，但在面板分位數回歸模型中使用了固定效應模型，所以不隨時間變化的變量（受訪者性別和務工地點）無法在回歸方程中體現。表5為按務工所在區域劃分樣本后所得的估計結果，其中東部地區樣本在低分位點和高分位點時，換工作次數及其平方項對工資收人的影響系數均顯著，可計算出低分位點和高分位點回歸方程中的極值點分別為6.13次和17.18次，由于將近 95% 的樣本職業流動次數為5，所以隨著職業流動次數的增加，東部地區低收入和高收入群體的收入差距縮小。中部地區和西部地區樣本在低分位點和高分位點時，職業流動變量的影響均不顯著。因此，職業流動對中西部地區農民工群體收入差距的影響不顯著。

最后，按照受訪對象的性別對樣本進行劃分。所得結果如表6所示。女性樣本中換工作次數變量在10分位點的回歸方程中不顯著，在90分位點時的邊際影響為0.0957；男性樣本中換工作次數變量在低分位點的估計系數不顯著，在高分位點的估計系數顯著，邊際影響為一0.0446，由此可知，在男性樣本中職業流動會縮小收入差距，在女性樣本中職業流動會擴大收入差距。

表4由戶口類型是否變動劃分樣本后的面板分位數估計結果

注：表格展示結果的估計方程為式（1），篇幅所限只展示職業流動相關變量的估計結果。表9和表10與此類似，不再注釋

表5由務工所在地區劃分樣本后的面板分位數估計結果

六、結論與政策建議

論文從職業流動的視角分析了農民工群體內部收入差距形成的原因。實證結果表明：（1）職業流動對低收入和高收入群體收入差距的影響存在顯著差異。從面板分位數回歸可知，不論是全樣本估計結果還是分地區、分性別分別進行回歸之后的結果，均表明職業流動在低分位點和高分位點對因變量的影響有差異。這說明職業流動對收入差距的影響方向是不定的，最終的影響效果取決于水平效應與波動效應的相對大小。（2）職業流動對不同性別和不同地區收入差距的影響效果有差異。男性農民工群體的職業流動會縮小群體內部的收入差距，女性農民工群體的職業流動則會擴大群體內部收入差距。與男性相比，女性所從事的職業多集中于家政服務業，其職業流動更多體現為盲目和被動的職業流動，所以并未對其工資收人有正向影響。就地區差異而言，東部地區農民工職業流動能縮小群體內差距，中西部地區的情況則與之相反。一方面是因為東部地區農民工的平均工資收入高于中西部地區，進行職業流動時會更加謹慎；另一方面東部地區勞動力市場較為健全，有較為順暢的職業流動途徑，所以東部地區的職業流動會起到縮小群體內部收入差距的作用。（3）工作年限會擴大群體內部收入差距。工作年限通常能代表勞動者資歷和專用性人力資本水平，當勞動者獲得一定工作年限后其收入決定機制就與初入職者的收入決定機制有所差異，所以工作年限變量會擴大群體內部收入差距。若這種依靠年限決定工資的制度固化，會抑制高工齡的工作和學習動機，也會打擊新人職者的工作動力，不利于企業長遠發展。

政府可以從三個方面對農民工群體內部存在的盲目流動對其收入所造成的不利影響進行干預：一是增加農民職業培訓，提升人力資本水平。如果勞動者沒有相應的技術本領和學習能力，其職業流動更多地體現為盲目和被動流動，并不利于其工資收入水平的提升。當具備一定專業技能時，在換工作時會更加謹慎，同時與之前相比，在新的企業當中也具有更強的工資談判能力。二是構建科學且有針對性的就業服務體系和農民自己的組織。社會資本可以提升低收人群體的工資收人水平，建立統一的針對農民工的信息公示平臺，并用農民工群體最便捷的方式將信息發布出去，從而降低農民工群體內部所存在的工作不匹配和盲目換工作的現象。農民工內部這一自組織的形成，可以替代諸如依靠社會資本等非正規方式渠道，使得農民工能夠更公平、更便捷地獲得就業信息。農民工內部還存在低收入群體將高收入群體作為社會資本來源的情況，從而可能對高收入群體的收入水平帶來不利影響，通過這一組織的建立，該情況也將有所緩解。三是建立完善的且有差異的農民工就業促進政策。之所以職業流動對工資收入的影響在東中西部地區存在顯著差異，主要是因為不同地區的勞動力市場發育程度以及經濟發展程度差異所導致的，應該對這一宏觀制度層面的差異進行約束。

表6由性別劃分樣本后的面板分位數估計結果

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Occupation mobility and income gap among migrant workers

FAN Linfeng

（InstituteofEconomics，HenanAcademy ofSocial Science，Zhengzhou 45l464，Chinc

Abstract：BasedonthepaneldatafromtheChinaLabor-forceDynamicSurveyin2Ol2and2O14，itanalyzedthecharacteristics ofocupationalmobilityandincomegapamong migrantworkersandexplored thefactors influencing incomegapwiththepanel quantileregressionmodel.Itfound thatmigrantworkers'occupationalmobilitycontributes to widening theincomegapofmigrant workers.Amongthiueningfactosgeducatonlevel，ossessonofaoupatioalcertificatendocialitale positiveimpactonreducing the income gapamong migrant workers，whereas working years tend to widentheincome gap.Fur theranalysisshowssignificantgenderandregionalheterogeneitySpecifically，thoccupationalmobilityoffemalemgrantworkerstend towidentheincomegap.Regardingregionaldiferences，migrantworkers'occupationalmobilityinthecentralandeast ernregionhelpstonarowtheincomegap.Incontrast，inthecentralandwesterregion，ithasnoignificantimpactontheincome gap.

Keywords：Migrant workers；Occupation mobility；Wage income；Income gap

（編輯：赫雪俠）