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1、城市外來居民和城市居民的收入差距問題研究 我國改革開放后幾十年的經濟增長,取得了舉世矚目的成就。在過去的 30 多年里,年均 GDP 的增長速度平均保持在兩位數。經濟發(fā)展過程的同時伴隨著戶籍管制的放松和人口的流動,人口的流動和聚集推動了城鎮(zhèn)化的進程。從 2002 年到 2011 年,我國的城鎮(zhèn)化率以平均每年 1. 35 個百分點增長。2013 年,我國城鎮(zhèn)人口占總人口比重為 53. 73%( 國家統(tǒng)計局,2014) 。新一屆政府提出要大力推進城鎮(zhèn)化,所以這一數字還將繼續(xù)增加。城鎮(zhèn)化已經發(fā)生并且將繼續(xù)推進。與城鎮(zhèn)化同時發(fā)生的還有不斷拉大的收入差距。近年來,收入分配不均的問題引起了包括學者、政府和
2、社會大眾在內的廣泛關注。除了整個社會的收入差距,其結構也是一個值得關注的問題。在眾多的結構性收入差距中,城市內部尤其是城市內部本地居民和外來居民的收入差距值得關注。二元;性是我國城市勞動力市場的一個顯著特征,本地城市戶口居民和外來農業(yè)戶口居民共同構成了整個城市勞動力市場。據國家統(tǒng)計局農民工調查監(jiān)測報告,2012 年我國農民工總量達 2. 63 億。在改革開放過去的 30 多年里,農民工群體為城市化和整體經濟的發(fā)展貢獻了自己的力量( Chan,2010; Cooke,2011) 。但農村外來居民和城市居民在相同的城市勞動力市場上卻擁有迥異的境遇。已有的研究表明由于存在職業(yè)分割( Knight,S
3、ong and Jia,1999; Meng and Zhang,2001) ,農民工大多數從事的是城市居民不愿意從事的低技術含量工作,因此收入也更低; 同時,農民工的工作環(huán)境惡劣且收入沒有保障,工作流動性也遠遠高于城市居民( Knight and Yueh,2004) ; 由于城市高額的房租,農民工在城市的居住條件遠不如其在農村的老家( Zhao,1999) ; 另外,由于我國的社會保障制度和戶籍掛鉤,所以身在城市的農村外來居民不能享有和城市居民相同的福利待遇( Li,2008) ?？傮w而言,農民工群體在城市處于被邊緣化的地位( Chan,1996; Wu,2004; Wong et al.
4、 ,2007) 。在城鎮(zhèn)化不斷推進以及更加注重城鎮(zhèn)化質量的大背景下,城市內部存在的由于戶籍身份差異所帶來的收入差距值得關注。1、 文獻回顧針對城市勞動力市場外來居民和城市居民的收入差異問題,不同的學者用不同層面的數據和分解方法對其進行了研究。Meng and Zhang( 2001) 利用 1995 年上海居民和流動人口調查及 Brown etal. ( 1980) 基于 Oaxaca-Blinder 分解擴展的方法考察了城市居民和農民工之間的收入差異。他們認為這種差異不能由各自群體的生產率差異解釋,而主要是由于職業(yè)的分割所導致。城市居民和農民工之間的職業(yè)分割是因為城市勞動力市場存在對外來民工
5、的歧視。鄧曲恒( 2007) 利用中國社科院經濟研究所收入分配課題組2002 年城鎮(zhèn)住戶和暫住戶調查數據和 Machado and Mata( 2005) 的條件分位數分解方法考察了城鎮(zhèn)居民和流動人口的工資收入差距,認為 60% 的收入差異歸結于歧視。邢春冰( 2008) 利用 2005 年全國人口普查數據和 Oaxaca-Blinder 分解考察了城鎮(zhèn)職工和城鎮(zhèn)農民工的收入差距。發(fā)現這兩個群體的小時收入差距的 90%能被勞動者的個人特質差異所解釋,且教育水平的差異是主要原因。Démurger et al. ( 2009) 利用 CHIP2002 年數據和 Brown et al
6、. ( 1980) 的方法,且考慮了分解中的路徑依賴( path-dependence) 問題。與 Meng and Zhang( 2001) 的結論不同,Démurger et al.( 2009) 認為外來流動居民和城市居民的收入差異更多的是來自于兩個群體之間不同的人口特征而不是就業(yè)部門的隔離或行業(yè)選擇。并且認為農村流動人口在私人部門和自雇職業(yè)中相比于城市居民有比較優(yōu)勢。上述文獻得出的結論各有差異,因為所使用的數據、方法不盡相同。就數據而言,既有地區(qū)層面的( 如,Meng and Zhang,2001) ,也有全國層面的( 如,鄧曲恒,2007; 邢春冰,2008; D&ea
7、cute;murger et al. ,2009) ; 就所使用的分解方法而言,大多數為均值分解,鄧曲恒( 2007) 所使用的分位數分解也只是總分解( Aggregate decomposition) 。本文利用 Firpo et al. ( 2007,2009) 提出的再中心化影響函數( Recenterdinfluence function,RIF) 無條件分位數回歸和基于 RIF 回歸的總分解以及構成分解( Detailed decomposi-tion) 方法繼續(xù)考察城市勞動力市場本地城市戶口居民和外來農業(yè)戶口居民的收入差異問題。所使用的數據為 2008 年中國城鄉(xiāng)勞動力流動( RU
8、MiC) 調查的中國城市住戶調查和城市流動住戶調查。流動住戶調查的抽樣框是基于工作地設計的,因為大量的農民工居住在工廠的集體宿舍、工地以及其他工作地。因此基于住地的抽樣會遺漏掉相當多數量的流動人口,而 RUMiC 基于工作地的抽樣框設計能獲得對農民工群體更具代表性的樣本?；谥袊青l(xiāng)勞動力流動( RUMiC) 數據更具代表性的樣本以及更為先進的計量方法,本文試圖對城市外來居民和城市居民的收入差距問題研究提供補充。2、 數據及描述性統(tǒng)計2. 1 數據本文使用的數據來自德國勞動研究所( Institute for the Study of Labor,IZA) 提供的中國城鄉(xiāng)勞動力流動調查數據(
9、Rural-Urban Migration in China,RUMiC) 。RUMiC 由城市住戶調查、農村住戶調查、流動住戶調查三部分組成,抽樣地的選擇主要基于是否為主要的流動人口流出和流入地。城市調查覆蓋中國9 個省的15 個城市,流動住戶調查除上述9 省15 市之外又包括另外4 個市。RUMiC 的流動住戶調查抽樣框設計是基于工作地而非住地,因此所收集的流動人口數據較基于住地的抽樣調查更具有代表性。收集的信息包括個體層面的家庭構成、成年人教育水平、成年人就業(yè)狀況以及家庭層面的社會網絡、家庭收入、家庭資產、住房條件、農村老家的情況等。這些信息有助于研究流動人口遷移狀況及其影響。本文研究城
10、市勞動力市場上外來居民和城市居民的收入差異,所以使用的是 RUMiC 2008 年的城市住戶調查和流動住戶調查的個體數據。在初始樣本中,城市居民樣本個體總數為 14697、流動居民樣本個體總數為 8446。研究所需變量包括: 人口統(tǒng)計特征變量如年齡、性別、民族、教育水平、婚姻狀況; 自評健康變量; 工作信息變量如培訓、職業(yè)、行業(yè)、月收入、周工作時間( 小時) 。保留年齡在 16 60 歲之間的樣本,同時刪除月收入為零或缺失、周工作時間為零或缺失的樣本。最后,為了把關注點放在本地城市戶口居民和擁有農業(yè)戶口的外來居民以及非農就業(yè)上,再刪除掉擁有其他城市戶口和本地農業(yè)戶口的樣本,以及從事農、林、牧、
11、漁、水利生產或軍人的樣本。最后剩下 11008 個樣本,其中城市居民樣本 5796 個、外來農業(yè)戶口居民樣本 5212 個。2. 2 描述性統(tǒng)計表 1 為分外來居民樣本和城市居民樣本的描述性統(tǒng)計。比較兩組樣本的人口特征,發(fā)現外來居民更年輕,其平均年齡為 31 歲,而城市居民的平均年齡為 40 歲。外來居民中男性的比例稍微多些,在婚的比例要低于城市居民,只有 62% 的人在婚; 而城市居民在婚的比例為 84%。民族構成無顯著差異。比較教育程度,發(fā)現外來居民的教育程度低于城市居民。在高中教育程度這一類,外來居民和城市居民的比例相差無幾,但在高中教育程度以上和以下存在明顯的差異: 更多的外來居民分布
12、在高中以下的教育程度上,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證數據相符: 流動到城市的農村人口更多的是年輕且未婚的男性勞動力,由于城鄉(xiāng)間巨大的收入差距,他們來到城市尋求生活的希望( Zhao,2005; Li,2008; 邢春冰,2008) 。RUMiC 數據包含個體詳細的職業(yè)與行業(yè)信息,在本文考察的這 11008 個樣本中,我們發(fā)現外來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,外來居民更多地集中在商業(yè)、服務業(yè)和生產或運輸設備操作上,這兩類職業(yè)占了所有外來居民職業(yè)分布的 93%; 而城市居民的職業(yè)類型分布更加豐富,在專業(yè)技術人員、商業(yè)或
13、服務業(yè)、生產或運輸設備操作以及單位負責人都有所涉及。就行業(yè)而言,外來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)的分布上也更加多元。比較表 1 外來居民和城市居民的工作時間以及收入,發(fā)現城市居民平均每周工作 44 個小時,而外來居民平均每周工作 63 個小時,外來居民多出 19 個小時; 城市居民平均月收入為 2303 元,而外來居民的平均月收入為 1655 元,低 39%?？紤]到外來居民更長的工作時間以及更少的月收入,在小時收入上他們的差異要更大。如表 1 所示,城市居民的小時平均收入為 15 元,而外來居民的小時平均收入僅為 7 元,相差 114%
14、。圖 1 為外來居民和城市居民月收入以及小時收入的分布,我們看到外來居民和城市居民的收入分布明顯偏離了對方。小時收入分布的偏離更加明顯,因為外來居民工作更長的時間,拉低了其小時收入。3、 最小二乘估計及分位數回歸結果外來居民和城市居民明顯的收入差異即可能源于兩個群體不同的個人特征,也可能來自于城市勞動力市場上對外來農村居民的歧視。在收入分布的不同分位點上,個人特征和歧視性的收入決定機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如何變化的?3. 1 最小二乘估計結果首先考察城市勞動力市場上外來居民的收入歧視待遇。這種歧視反映為兩個群體之間不同的要素回報率。表 2 前兩列為外來居
15、民樣本和城市居民樣本各自的 OLS 回歸結果。對比各教育程度啞變量系數發(fā)現,對于初中教育程度,外來居民的教育回報率要高于城市居民,城市居民為 10%,外來居民為 16%。這與 Démurger et al. ( 2009) 的發(fā)現有類似之處。他們用 CHIP 2002 年數據發(fā)現身在城市的農村流動人口在私人部門和自雇職業(yè)中相比于城市居民有比較優(yōu)勢。而這些就業(yè)類型聚集了大量低教育程度的勞動者。對于高中及以上教育程度,城市居民的教育回報率都要高于同等教育程度的外來居民。以本科及以上教育程度為例,相對于基準組( 小學及以下) ,擁有本科及以上教育程度的城市居民,其小時收入高出 80%,
16、而外來居民本科及以上教育程度只高出 51. 9%。外來居民和城市居民不同的教育回報率,說明存在不同的收入決定機制,即存在歧視。更直接的方法是看外來居民身份是否對收入有負向影響,表 2 最后一列為混合回歸的結果。外來居民變量系數為負的 0. 213,且在 1%的水平上顯著,說明在控制其他變量后,外來居民小時收入比城市居民低21. 3% 。這意味著在城市勞動力市場存在對外來居民的歧視行為,這種歧視行為帶來了低收入。表 2的 OLS 回歸結果只是在均值上的解釋,均值回歸可能掩蓋了許多信息。下面我們通過分位數回歸的方法,看看在整個收入分布上外來居民所遭遇的歧視及其變化。3. 2 分位數回歸結果為了和
17、RIF 無條件分位數回歸結果做比較,本文也報告了傳統(tǒng)的條件分位數回歸結果,表 3 為分位數回歸的結果。通過橫向比較各列外來居民啞變量系數,發(fā)現無論 RIF 無條件分位數回歸,還是條件分位數回歸,外來居民變量系數都為負且在 1% 的水平下顯著。這說明在整個收入分布上,外來居民始終遭遇收入上的歧視待遇。在整個收入分布上,這種歧視帶來的對收入的負向影響是如何變化的呢? 在 10 分位點上,外來居民的無條件小時收入比城市居民低 15. 4%; 在 50 分位點上,外來居民的無條件小時收入比城市居民低 24. 3%; 在 90 分位點上,外來居民的無條件小時收入比城市居民低18. 2% 。無條件分位數回
18、歸的外來居民系數絕對值呈現先增后減的趨勢。于此相對應,條件分位數回歸的外來居民系數絕對值呈現不斷增加的趨勢。表 3 的結果說明無條件分位數回歸和條件分位數回歸所估計的系數存在差異。圖 2 展示了條件分位數回歸和無條件分位數回歸在更多分位點上外來居民啞變量的系數估計值。正如表 4 估計結果所呈現的,無條件分位數回歸估計的外來居民啞變量系數在整個分布上呈 U型,即外來居民的身份對收入的負向影響在收入分布的兩端要小于收入分布的中間部分。對于條件分位數回歸而言,外來居民啞變量的估計系數在整個收入分布上單調下降,且在 80 分位點以上部分迅速下降。條件分位數回歸所估計的外來居民啞變量系數為:其中,log
19、hwage 為對數小時收入,Migrant 為外來居民啞變量。條件分數回歸估計的外來居民啞變量系數從收入分布的低端到高端單調下降,說明在保持人口特征、教育程度、職業(yè)、行業(yè)等要素相同的情況下,高收入的城市外來居民面臨更加具有歧視性的收入決定機制。無條件分位數回歸系數考察的是在沒有保持控制變量不變的情況下,外來居民身份對收入的影響。圖 2 所示 70 分位點后外來居民啞變量系數絕對值開始變小,說明雖然面臨不利的收入決定機制,但外來居民的身份最終對收入的負向影響沒有收入分布中間部分的大。通過比較條件分位數回歸和無條件分位數回歸的結果,我們發(fā)現這兩種分位數回歸所得到的結果可能存在差異。對它們的使用取決
20、于所研究的問題是考察無條件邊際影響還是條件邊際影響。4、 RIF 回歸分解結果表 2 和表 3 的估計結果說明在城市勞動力市場上存在對外來居民的歧視行為。同時表 1 的描述性統(tǒng)計和職業(yè)、行業(yè)分布的差異又表明外來農村居民和城市本地居民存在著個人特質和就業(yè)類型的要素差異。本文利用 RIF 回歸分解的方法定量考察造成外來居民和城市居民收入差異的個人特質差異部分( 要素效應) 以及收入決定機制差異部分( 結構效應) 。表 4 為總分解的估計結果。在 10 分位點上,要素效應系數為 0. 45,且在 1% 的水平下顯著,說明外來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; 結構效應系數為負
21、的 0. 0903,說明不同的收入決定機制降低了收入差異。在 50 分位點上,外來居民和城市居民的收入差異有 82%( 0. 483/0. 59) 來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結構所解釋。最后,在 90 分位點上,由不同的要素分布解釋的收入差異占 52%,而由不同的收入結構解釋的差異部分增加到 48%。在這 3 個分位點上,城市居民的 RIF 值都要比外來居民的 RIF 值大,且這種差距在高分位點上更加明顯。圖 3 為在整個收入分布上結構效應和要素效應在外來居民和城市居民收入差距中的貢獻比例。在收入分布的 20 分位點之前,結構效應為負。對處于這一部分收入
22、的人群,收入決定機制反而有利于外來居民。在收入分布的 20 分位點之后,要素效應和結構效應都為正,表明對處于這部分收入分布上的人群,要素分布和收入決定機制的差異共同造成收入差異。另外一點值得注意的是,隨著收入的增加,要素效應對收入差距的解釋比例逐漸下降,而結構效應對收入差距的解釋比例逐漸增大。這說明對于高收入的外來居民其所面臨的收入決定機制更加不利。表 5 為構成分解的估計結果,反映各組變量對要素效應和結構效應各自的貢獻。本文把解釋變量劃分為人口特征、人力資本、職業(yè)/行業(yè)。對于要素效應而言,各分位點的人力資本和職業(yè)/行業(yè)系數顯著,且它們的差異解釋了絕大部分的要素效應所造成的收入差異; 對于結構
23、效應而言,人口特征和人力資本的差異解釋了大部分的結構效應造成的收入效應。高分位點上無顯著影響結構效應的變量。5、 總結與啟示本文利用 2008 年中國城鄉(xiāng)勞動力流動( RUMiC) 數據,并基于無條件分位數回歸和 RIF 回歸分解的方法考察了我國城市勞動力市場上外來農村居民和本地城市居民之間的收入差異問題。主要結論如下: 第一,外來居民和城市居民的收入差距在整個收入分布上都存在,且隨著收入的增加,這種差距逐漸擴大; 第二,在低收入分位點上,外來居民所具有的收入決定機制有利于縮小其和城市居民之間的收入差距; 在收入分布的絕大部分位置,要素分布的差異和收入決定機制的差異同時起到拉大收入差異的作用;
24、 第三,條件分位數回歸結果表明外來居民啞變量系數為負且絕對值隨著收入的增加而增大; 同時,RIF 回歸分解總分解結果表明,隨著收入的增加,結構效應在收入差距解釋中的比例逐漸增大。說明對于高收入的外來居民,其遭遇的歧視更加嚴重; 第四,構成分解的結果表明,在收入分布的各分位點上,對于引起收入差距的要素效應部分,人力資本和職業(yè)/行業(yè)分布的差異是主要原因。最后,值得注意的是,要素效應可能與結構效應相互作用。因為由職業(yè)/行業(yè)分布的差異造成的要素效應可能既來自人力資本的影響,也可能來自外來居民還是城市居民的身份效應。城市內部不同戶籍人口的收入差距是整個社會收入差距結構中的一個,這種收入差距有悖于以人為本的城鎮(zhèn)化原則。雖然同在城市勞動力市場上,外來居民擁有相較于城市居民更差的勞動力市場結果。在縮小城市外來居民和城市本地居民的收入差距方面政府有能力而且應該發(fā)揮其看得見的手;的作用。具體而言,就減小要素分布不同造成的收入差異方面,提高農村教育投入、提供農民工就業(yè)培訓以減小兩者在人力資本上的差異; 取消勞動力市場分割,允許不同戶籍的人口在地區(qū)、就業(yè)部門間的自由流動。同時,對于高收入外來居民群體所面對的更加嚴重的歧視待遇,政府應該放寬戶籍制度、采取措施禁止用人單位的戶籍歧視行為。
城市外來居民和城市居民的收入差距問題研究
