城市外來(lái)居民和城市居民的收入差距問(wèn)題研究,微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)論文我們國(guó)家改革開(kāi)放后幾十年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),獲得了舉世矚目的成就。在過(guò)去的30多年里,年均的增長(zhǎng)速度平均保持在兩位數(shù)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)過(guò)的同時(shí)伴隨著戶籍管制的放松和人口的流動(dòng),人口的流動(dòng)和聚集推動(dòng)了城鎮(zhèn)化的進(jìn)程。從2002年到2018年,我們國(guó)家的城鎮(zhèn)化率以平均每年1.35個(gè)百分點(diǎn)增長(zhǎng)。2020年,我們國(guó)家城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎貫?3.73%(國(guó)家統(tǒng)計(jì)局,2020)。新一屆提出要大力推進(jìn)城鎮(zhèn)化,所以這一數(shù)字還將繼續(xù)增加。城鎮(zhèn)化已經(jīng)發(fā)生并且將繼續(xù)推進(jìn)。與城鎮(zhèn)化同時(shí)發(fā)生的還有不斷拉大的收入差距。近年來(lái),收入分配不均的問(wèn)題引起了包括學(xué)者、和社會(huì)群眾在內(nèi)的廣泛關(guān)注。除了整個(gè)社會(huì)的收入差距,其構(gòu)造也是一個(gè)值得關(guān)注的問(wèn)題。在諸多的構(gòu)造性收入差距中,城市內(nèi)部尤其是城市內(nèi)部本地居民和外來(lái)居民的收入差距值得關(guān)注。二元性是我們國(guó)家城市勞動(dòng)力市場(chǎng)的一個(gè)顯著特征,本地城市戶口居民和外來(lái)農(nóng)業(yè)戶口居民共同構(gòu)成了整個(gè)城市勞動(dòng)力市場(chǎng)。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)民工調(diào)查監(jiān)測(cè)報(bào)告,2020年我們國(guó)家農(nóng)民工總量達(dá)2.63億。在改革開(kāi)放過(guò)去的30多年里,農(nóng)民工群體為城市化和整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展奉獻(xiàn)了自個(gè)的氣力(Chan,2018;Cooke,2018)。但農(nóng)村外來(lái)居民和城市居民在一樣的城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上卻擁有懸殊的境遇。已有的研究表示清楚由于存在職業(yè)分割(Knight,SongandJia,1999;MengandZhang,2001),農(nóng)民工大多數(shù)從事的是城市居民不愿意從事的低技術(shù)含量工作,因而收入也更低;同時(shí),農(nóng)民工的工作環(huán)境惡劣且收入沒(méi)有保障,工作流動(dòng)性也遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于城市居民(KnightandYueh,2004);由于城市高額的房租,農(nóng)民工在城市的寓居條件遠(yuǎn)不如其在農(nóng)村的老家(Zhao,1999);另外,由于我們國(guó)家的社會(huì)保障制度和戶籍掛鉤,所以身在城市的農(nóng)村外來(lái)居民不能享有和城市居民一樣的福利待遇(Li,2008)?？傮w而言,農(nóng)民工群體在城市處于被邊緣化的地位(Chan,1996;Wu,2004;Wongetal.,2007)。在城鎮(zhèn)化不斷推進(jìn)以及愈加注重城鎮(zhèn)化質(zhì)量的大背景下,城市內(nèi)部存在的由于戶籍身份差異所帶來(lái)的收入差距值得關(guān)注。1、文獻(xiàn)回首針對(duì)城市勞動(dòng)力市場(chǎng)外來(lái)居民和城市居民的收入差異問(wèn)題,不同的學(xué)者用不同層面的數(shù)據(jù)和分解方式方法對(duì)其進(jìn)行了研究。MengandZhang(2001)利用1995年上海居民和流動(dòng)人口調(diào)查及Brownetal.(1980)基于Oaxaca-Blinder分解擴(kuò)展的方式方法考察了城市居民和農(nóng)民工之間的收入差異。他們以為這種差異不能由各自群體的生產(chǎn)率差異解釋,而主要是由于職業(yè)的分割所導(dǎo)致。城市居民和農(nóng)民工之間的職業(yè)分割是由于城市勞動(dòng)力市場(chǎng)存在對(duì)外來(lái)民工的歧視。鄧曲恒(2007)利用中國(guó)社科院經(jīng)濟(jì)研究所收入分配課題組2002年城鎮(zhèn)住戶和暫住戶調(diào)查數(shù)據(jù)和MachadoandMata(2005)的條件分位數(shù)分解方式方法考察了城鎮(zhèn)居民和流動(dòng)人口的工資收入差距,以為60%的收入差異歸結(jié)于歧視。邢春冰(2008)利用2005年全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)和Oaxaca-Blinder分解考察了城鎮(zhèn)職工和城鎮(zhèn)農(nóng)民工的收入差距。發(fā)現(xiàn)這兩個(gè)群體的小時(shí)收入差距的90%能被勞動(dòng)者的個(gè)人特質(zhì)差異所解釋,且教育水平的差異是主要原因。Dmurgeretal.(2018)利用CHIP2002年數(shù)據(jù)和Brownetal.(1980)的方式方法,且考慮了分解中的途徑依靠(path-dependence)問(wèn)題。與MengandZhang(2001)的結(jié)論不同,Dmurgeretal.(2018)以為外來(lái)流動(dòng)居民和城市居民的收入差異更多的是來(lái)自于兩個(gè)群體之間不同的人口特征而不是就業(yè)部門(mén)的隔離或行業(yè)選擇。并且以為農(nóng)村流動(dòng)人口在私人部門(mén)和自雇職業(yè)中相比于城市居民有比擬優(yōu)勢(shì)。上述文獻(xiàn)得出的結(jié)論各有差異,由于所使用的數(shù)據(jù)、方式方法不盡一樣。就數(shù)據(jù)而言,既有地區(qū)層面的(如,MengandZhang,2001),也有全國(guó)層面的(如,鄧曲恒,2007;邢春冰,2008;Dmurgeretal.,2018);就所使用的分解方式方法而言,大多數(shù)為均值分解,鄧曲恒(2007)所使用的分位數(shù)分解也只是總分解(Aggregatedecomposition)。本文利用Firpoetal.(2007,2018)提出的再中心化影響函數(shù)(Recenterdinfluencefunction,RIF)無(wú)條件分位數(shù)回歸和基于RIF回歸的總分解以及構(gòu)成分解(Detaileddecomposi-tion)方式方法繼續(xù)考察城市勞動(dòng)力市場(chǎng)本地城市戶口居民和外來(lái)農(nóng)業(yè)戶口居民的收入差異問(wèn)題。所使用的數(shù)據(jù)為2008年中國(guó)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)(RUMiC)調(diào)查的中國(guó)城市住戶調(diào)查和城市流動(dòng)住戶調(diào)查。流動(dòng)住戶調(diào)查的抽樣框是基于工作地設(shè)計(jì)的,由于大量的農(nóng)民工寓居在工廠的集體宿舍、工地以及其他工作地。因而基于住地的抽樣會(huì)遺漏掉相當(dāng)多數(shù)量的流動(dòng)人口,而RUMiC基于工作地的抽樣框設(shè)計(jì)能獲得對(duì)農(nóng)民工群體更具代表性的樣本。基于中國(guó)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)(RUMiC)數(shù)據(jù)更具代表性的樣本以及更為先進(jìn)的計(jì)量方式方法,本文試圖對(duì)城市外來(lái)居民和城市居民的收入差距問(wèn)題研究提供補(bǔ)充。2、數(shù)據(jù)及描繪敘述性統(tǒng)計(jì)2.1數(shù)據(jù)本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自德國(guó)勞動(dòng)研究所(InstitutefortheStudyofLabor,IZA)提供的中國(guó)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)調(diào)查數(shù)據(jù)(Rural-UrbanMigrationinChina,RUMiC)。RUMiC由城市住戶調(diào)查、農(nóng)村住戶調(diào)查、流動(dòng)住戶調(diào)查三部分組成,抽樣地的選擇主要基于能否為主要的流動(dòng)人口流出和流入地。城市調(diào)查覆蓋中國(guó)9個(gè)省的15個(gè)城市,流動(dòng)住戶調(diào)查除上述9省15市之外又包括另外4個(gè)市。RUMiC的流動(dòng)住戶調(diào)查抽樣框設(shè)計(jì)是基于工作地而非住地,因而所收集的流動(dòng)人口數(shù)據(jù)較基于住地的抽樣調(diào)查更具有代表性。收集的信息包括個(gè)體層面的家庭構(gòu)成、成年人教育水平、成年人就業(yè)狀況以及家庭層面的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、家庭收入、家庭資產(chǎn)、住房條件、農(nóng)村老家的情況等。這些信息有助于研究流動(dòng)人口遷移狀況及其影響。本文研究城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上外來(lái)居民和城市居民的收入差異,所以使用的是RUMiC2008年的城市住戶調(diào)查和流動(dòng)住戶調(diào)查的個(gè)體數(shù)據(jù)。在初始樣本中,城市居民樣本個(gè)體總數(shù)為14697、流動(dòng)居民樣本個(gè)體總數(shù)為8446。研究所需變量包括:人口統(tǒng)計(jì)特征變量如年齡、性別、民族、教育水平、婚姻狀況;自評(píng)健康變量;工作信息變量如培訓(xùn)、職業(yè)、行業(yè)、月收入、周工作時(shí)間(小時(shí))。保存年齡在16~60歲之間的樣本,同時(shí)刪除月收入為零或缺失、周工作時(shí)間為零或缺失的樣本。最后,為了把關(guān)注點(diǎn)放在本地城市戶口居民和擁有農(nóng)業(yè)戶口的外來(lái)居民以及非農(nóng)就業(yè)上,再刪除掉擁有其他城市戶口和本地農(nóng)業(yè)戶口的樣本,以及從事農(nóng)、林、牧、漁、水利生產(chǎn)或的樣本。最后剩下11008個(gè)樣本,華而不實(shí)城市居民樣本5796個(gè)、外來(lái)農(nóng)業(yè)戶口居民樣本5212個(gè)。2.2描繪敘述性統(tǒng)計(jì)表1為分外來(lái)居民樣本和城市居民樣本的描繪敘述性統(tǒng)計(jì)。比擬兩組樣本的人口特征,發(fā)現(xiàn)外來(lái)居民更年輕,其平均年齡為31歲,而城市居民的平均年齡為40歲。外來(lái)居民中男性的比例略微多些,在婚的比例要低于城市居民,只要62%的人在婚;而城市居民在婚的比例為84%。民族構(gòu)成無(wú)顯著差異。比擬教育程度,發(fā)現(xiàn)外來(lái)居民的教育程度低于城市居民。在高中教育程度這一類,外來(lái)居民和城市居民的比例相差無(wú)幾,但在高中教育程度以上和下面存在明顯的差異:更多的外來(lái)居民分布在高中下面的教育程度上,而城市居民更多的分布在高中以上的教育程度。上述人口特征及教育程度狀況與以往的實(shí)證數(shù)據(jù)相符:流動(dòng)到城市的農(nóng)村人口更多的是年輕且未婚的男性勞動(dòng)力,由于城鄉(xiāng)間宏大的收入差距,他們來(lái)到城市尋求生活的希望(Zhao,2005;Li,2008;邢春冰,2008)。RUMiC數(shù)據(jù)包含個(gè)體具體的職業(yè)與行業(yè)信息,在本文考察的這11008個(gè)樣本中,我們發(fā)現(xiàn)外來(lái)居民和城市居民的職業(yè)和行業(yè)分布也存在顯著差異。就職業(yè)而言,外來(lái)居民更多地集中在商業(yè)、服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)或運(yùn)輸設(shè)備操作上,這兩類職業(yè)占了所有外來(lái)居民職業(yè)分布的93%;而城市居民的職業(yè)類型分布愈加豐富,在專業(yè)技術(shù)人員、商業(yè)或服務(wù)業(yè)、生產(chǎn)或運(yùn)輸設(shè)備操作以及單位負(fù)責(zé)人都有所牽涉。就行業(yè)而言,外來(lái)居民更多的分布在批發(fā)零售業(yè)、制造業(yè)、住宿餐飲業(yè)和建筑業(yè)。與職業(yè)分布一樣,城市居民在行業(yè)的分布上也愈加多元。比擬表1外來(lái)居民和城市居民的工作時(shí)間以及收入,發(fā)現(xiàn)城市居民平均每周工作44個(gè)小時(shí),而外來(lái)居民平均每周工作63個(gè)小時(shí),外來(lái)居民多出19個(gè)小時(shí);城市居民平均月收入為2303元,而外來(lái)居民的平均月收入為1655元,低39%?？紤]到外來(lái)居民更長(zhǎng)的工作時(shí)間以及更少的月收入,在小時(shí)收入上他們的差異要更大。如表1所示,城市居民的小時(shí)平均收入為15元,而外來(lái)居民的小時(shí)平均收入僅為7元,相差114%。圖1為外來(lái)居民和城市居民月收入以及小時(shí)收入的分布,我們看到外來(lái)居民和城市居民的收入分布明顯偏離了對(duì)方。小時(shí)收入分布的偏離愈加明顯,由于外來(lái)居民工作更長(zhǎng)的時(shí)間,拉低了其小時(shí)收入。3、最小二乘估計(jì)及分位數(shù)回歸結(jié)果外來(lái)居民和城市居民明顯的收入差異即可能源于兩個(gè)群體不同的個(gè)人特征,可以能來(lái)自于城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上對(duì)外來(lái)農(nóng)村居民的歧視。在收入分布的不同分位點(diǎn)上,個(gè)人特征和歧視性的收入決定機(jī)制兩者所解釋的比例各占多少?兩者所解釋的比例在收入分布上又是怎樣變化的?3.1最小二乘估計(jì)結(jié)果首先考察城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上外來(lái)居民的收入歧視待遇。這種歧視反映為兩個(gè)群體之間不同的要素回報(bào)率。表2前兩列為外來(lái)居民樣本和城市居民樣本各自的OLS回歸結(jié)果。比照各教育程度啞變量系數(shù)發(fā)現(xiàn),對(duì)于初中教育程度,外來(lái)居民的教育回報(bào)率要高于城市居民,城市居民為10%,外來(lái)居民為16%。這與Dmurgeretal.(2018)的發(fā)現(xiàn)有類似之處。他們用CHIP2002年數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)身在城市的農(nóng)村流動(dòng)人口在私人部門(mén)和自雇職業(yè)中相比于城市居民有比擬優(yōu)勢(shì)。而這些就業(yè)類型聚集了大量低教育程度的勞動(dòng)者。對(duì)于高中及以上教育程度,城市居民的教育回報(bào)率都要高于同等教育程度的外來(lái)居民。以本科及以上教育程度為例,相對(duì)于基準(zhǔn)組(小學(xué)及下面),擁有本科及以上教育程度的城市居民,其小時(shí)收入高出80%,而外來(lái)居民本科及以上教育程度只高出51.9%。外來(lái)居民和城市居民不同的教育回報(bào)率,講明存在不同的收入決定機(jī)制,即存在歧視。更直接的方式方法是看外來(lái)居民身份能否對(duì)收入有負(fù)向影響,表2最后一列為混合回歸的結(jié)果。外來(lái)居民變量系數(shù)為負(fù)的0.213,且在1%的水平上顯著,講明在控制其他變量后,外來(lái)居民小時(shí)收入比城市居民低21.3%。這意味著在城市勞動(dòng)力市場(chǎng)存在對(duì)外來(lái)居民的歧視行為,這種歧視行為帶來(lái)了低收入。表2的OLS回歸結(jié)果只是在均值上的解釋,均值回歸可能掩蓋了很多信息。下面我們通過(guò)分位數(shù)回歸的方式方法,看看在整個(gè)收入分布上外來(lái)居民所遭遇的歧視及其變化。3.2分位數(shù)回歸結(jié)果為了和RIF無(wú)條件分位數(shù)回歸結(jié)果做比擬,本文也報(bào)告了傳統(tǒng)的條件分位數(shù)回歸結(jié)果,表3為分位數(shù)回歸的結(jié)果。通過(guò)橫向比擬各列外來(lái)居民啞變量系數(shù),發(fā)現(xiàn)無(wú)論RIF無(wú)條件分位數(shù)回歸,還是條件分位數(shù)回歸,外來(lái)居民變量系數(shù)都為負(fù)且在1%的水平下顯著。這講明在整個(gè)收入分布上,外來(lái)居民始終遭遇收入上的歧視待遇。在整個(gè)收入分布上,這種歧視帶來(lái)的對(duì)收入的負(fù)向影響是怎樣變化的呢?在10分位點(diǎn)上,外來(lái)居民的無(wú)條件小時(shí)收入比城市居民低15.4%;在50分位點(diǎn)上,外來(lái)居民的無(wú)條件小時(shí)收入比城市居民低24.3%;在90分位點(diǎn)上,外來(lái)居民的無(wú)條件小時(shí)收入比城市居民低18.2%。無(wú)條件分位數(shù)回歸的外來(lái)居民系數(shù)絕對(duì)值呈現(xiàn)先增后減的趨勢(shì)。于此相對(duì)應(yīng),條件分位數(shù)回歸的外來(lái)居民系數(shù)絕對(duì)值呈現(xiàn)不斷增加的趨勢(shì)。表3的結(jié)果講明無(wú)條件分位數(shù)回歸和條件分位數(shù)回歸所估計(jì)的系數(shù)存在差異。圖2展示了條件分位數(shù)回歸和無(wú)條件分位數(shù)回歸在更多分位點(diǎn)上外來(lái)居民啞變量的系數(shù)估計(jì)值。正如表4估計(jì)結(jié)果所呈現(xiàn)的,無(wú)條件分位數(shù)回歸估計(jì)的外來(lái)居民啞變量系數(shù)在整個(gè)分布上呈U型,即外來(lái)居民的身份對(duì)收入的負(fù)向影響在收入分布的兩端要小于收入分布的中間部分。對(duì)于條件分位數(shù)回歸而言,外來(lái)居民啞變量的估計(jì)系數(shù)在整個(gè)收入分布上單調(diào)下降,且在80分位點(diǎn)以上部分迅速下降。條件分位數(shù)回歸所估計(jì)的外來(lái)居民啞變量系數(shù)為:華而不實(shí),loghwage為對(duì)數(shù)小時(shí)收入,Migrant為外來(lái)居民啞變量。條件分?jǐn)?shù)回歸估計(jì)的外來(lái)居民啞變量系數(shù)從收入分布的低端到高端單調(diào)下降,講明在保持人口特征、教育程度、職業(yè)、行業(yè)等要素一樣的情況下,高收入的城市外來(lái)居民面臨愈加具有歧視性的收入決定機(jī)制。無(wú)條件分位數(shù)回歸系數(shù)考察的是在沒(méi)有保持控制變量不變的情況下,外來(lái)居民身份對(duì)收入的影響。圖2所示70分位點(diǎn)后外來(lái)居民啞變量系數(shù)絕對(duì)值開(kāi)場(chǎng)變小,講明固然面臨不利的收入決定機(jī)制,但外來(lái)居民的身份最終對(duì)收入的負(fù)向影響沒(méi)有收入分布中間部分的大。通過(guò)比擬條件分位數(shù)回歸和無(wú)條件分位數(shù)回歸的結(jié)果,我們發(fā)現(xiàn)這兩種分位數(shù)回歸所得到的結(jié)果可能存在差異。對(duì)它們的使用取決于所研究的問(wèn)題是考察無(wú)條件邊際影響還是條件邊際影響。4、RIF回歸分解結(jié)果表2和表3的估計(jì)結(jié)果講明在城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上存在對(duì)外來(lái)居民的歧視行為。同時(shí)表1的描繪敘述性統(tǒng)計(jì)和職業(yè)、行業(yè)分布的差異又表示清楚外來(lái)農(nóng)村居民和城市本地居民存在著個(gè)人特質(zhì)和就業(yè)類型的要素差異。本文利用RIF回歸分解的方式方法定量考察造成外來(lái)居民和城市居民收入差異的個(gè)人特質(zhì)差異部分(要素效應(yīng))以及收入決定機(jī)制差異部分(構(gòu)造效應(yīng))。表4為總分解的估計(jì)結(jié)果。在10分位點(diǎn)上,要素效應(yīng)系數(shù)為0.45,且在1%的水平下顯著,講明外來(lái)居民和城市居民在要素分布上的差異增加了他們之間的收入差異;構(gòu)造效應(yīng)系數(shù)為負(fù)的0.0903,講明不同的收入決定機(jī)制降低了收入差異。在50分位點(diǎn)上,外來(lái)居民和城市居民的收入差異有82%(0.483/0.59)來(lái)自于各自群體不同的要素分布,余下18%的收入差異由不同的收入構(gòu)造所解釋。最后,在90分位點(diǎn)上,由不同的要素分布解釋的收入差異占52%,而由不同的收入構(gòu)造解釋的差異部分增加到48%。在這3個(gè)分位點(diǎn)上,城市居民的RIF值都要比外來(lái)居民的RIF值大,且這種差距在高分位點(diǎn)上愈加明顯。圖3為在整個(gè)收入分布上構(gòu)造效應(yīng)和要素效應(yīng)在外來(lái)居民和城市居民收入差距中的奉獻(xiàn)比例。在收入分布的20分位點(diǎn)之前,構(gòu)造效應(yīng)為負(fù)。對(duì)處于這一部分收入的人群,收入決定機(jī)制反而有利于外來(lái)居民。在收入分布的20分位點(diǎn)之后,要素效應(yīng)和構(gòu)造效應(yīng)都為正,表示清楚對(duì)處于這部分收入分布上的人群,要素分布和收入決定機(jī)制的差異共同造成收入差異。另外一點(diǎn)值得注意的是,隨著收入的增加,要素效應(yīng)對(duì)收入差距的解釋比例逐步下降,而構(gòu)造效應(yīng)對(duì)收入差距的解釋比例逐步增大。這講明對(duì)于高收入的外來(lái)居民其所面臨的收入決定機(jī)制愈加不利。表5為構(gòu)成分解的估計(jì)結(jié)果,反映各組變量對(duì)要素效應(yīng)和構(gòu)造效應(yīng)各自的奉獻(xiàn)。本文把解釋變量劃分為人口特征、人力資本、職業(yè)/行業(yè)。對(duì)于要素效應(yīng)而言,各分位點(diǎn)的人力資本和職業(yè)/行業(yè)系數(shù)顯著,且它們的差異解釋了絕大部分的要素效應(yīng)所造成的收入差異;對(duì)于構(gòu)造效應(yīng)而言,人口特征和人力資本的差異解釋了大部分的構(gòu)造效應(yīng)造成的收入效應(yīng)。高分位點(diǎn)上無(wú)顯著影響構(gòu)造效應(yīng)的變量。5、總結(jié)與啟示本文利用2008年中國(guó)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)(RUMiC)數(shù)據(jù),并基于無(wú)