城市外來居民和城市居民的收入差距問題研究

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(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),取得了舉世矚目的成就。在過去的 30 多年里,年均 GDP 的增長(zhǎng)速度平均保持在兩位數(shù)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程的同時(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 2011 年,我國的城鎮(zhèn)化率以平均每年 1. 35 個(gè)百分點(diǎn)增長(zhǎng)。2013 年,我國城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎貫?53. 73%( 國家統(tǒng)計(jì)局,2014) 。新一屆政府提出要大力推進(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,收入分配不均的問題引起了包括學(xué)者、政府和社會(huì)大眾在內(nèi)的廣泛關(guān)注。除了整個(gè)社會(huì)的收入差距,其結(jié)構(gòu)也是一個(gè)值得關(guān)注的問題。在眾多的結(jié)構(gòu)性收入差距中,城市內(nèi)部尤其是城市內(nèi)部本地居民和外來居民的收入差距值得關(guān)注。"二元"性是我國城市勞動(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)國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)民工調(diào)查監(jiān)測(cè)報(bào)告,2012 年我國農(nóng)民工總量達(dá) 2. 63 億。在改革開放過去的 30 多年里,農(nóng)民工群體為城市化和整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展貢獻(xiàn)了自己的力量( Chan,2010; Cooke,2011) 。但農(nóng)村外來居民和城市居民在相同的城市勞動(dòng)力市場(chǎng)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,Song and Jia,1999; Meng and Zhang,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,因此收入也更低; 同時(shí),農(nóng)民工的工作環(huán)境惡劣且收入沒有保障,工作流動(dòng)性也遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于城市居民( Knight and Yueh,2004) ; 由于城市高額的房租,農(nóng)民工在城市的居住條件遠(yuǎn)不如其在農(nóng)村的老家( Zhao,1999) ; 另外,由于我國的社會(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(nóng)民工群體在城市處于被邊緣化的地位( Chan,1996; Wu,2004; Wong et al. ,2007) 。在城鎮(zhèn)化不斷推進(jìn)以及更加注重城鎮(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的收入差距值得關(guān)注。1、 文獻(xiàn)回顧針對(duì)城市勞動(dòng)力市場(chǎng)外來居民和城市居民的收入差異問題,不同的學(xué)者用不同層面的數(shù)據(jù)和分解方法對(duì)其進(jìn)行了研究。Meng and Zhang( 2001) 利用 1995 年上海居民和流動(dòng)人口調(diào)查及 Brown etal. ( 1980) 基于 Oaxaca-Blinder 分解擴(kuò)展的方法考察了城市居民和農(nóng)民工之間的收入差異。他們認(rèn)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)分割是因?yàn)槌鞘袆趧?dòng)力市場(chǎng)存在對(duì)外來民工的歧視。鄧曲恒( 2007) 利用中國社科院經(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 Machado and Mata( 2005) 的條件分位數(shù)分解方法考察了城鎮(zhèn)居民和流動(dòng)人口的工資收入差距,認(rèn)為 60% 的收入差異歸結(jié)于歧視。邢春冰( 2008) 利用 2005 年全國人口普查數(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。Démurger et al. ( 2009) 利用 CHIP2002 年數(shù)據(jù)和 Brown et al. ( 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(jié)論不同,Démurger et al.( 2009) 認(rèn)為外來流動(dòng)居民和城市居民的收入差異更多的是來自于兩個(gè)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(rèn)為農(nóng)村流動(dòng)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(shì)。上述文獻(xiàn)得出的結(jié)論各有差異,因?yàn)樗褂玫臄?shù)據(jù)、方法不盡相同。就數(shù)據(jù)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; Démurger et al. ,2009) ; 就所使用的分解方法而言,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( Aggregate decomposition) 。本文利用 Firpo et al. ( 2007,2009) 提出的再中心化影響函數(shù)( Recenterdinfluence function,RIF) 無條件分位數(shù)回歸和基于 RIF 回歸的總分解以及構(gòu)成分解( Detailed decomposi-tion) 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農(nóng)業(yè)戶口居民的收入差異問題。所使用的數(shù)據(jù)為 2008 年中國城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)( RUMiC) 調(diào)查的中國城市住戶調(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,因?yàn)榇罅康霓r(nóng)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(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)量方法,本文試圖對(duì)城市外來居民和城市居民的收入差距問題研究提供補(bǔ)充。2、 數(shù)據(jù)及描述性統(tǒng)計(jì)2. 1 數(shù)據(jù)本文使用的數(shù)據(jù)來自德國勞動(dòng)研究所( Institute for the Study of Labor,IZA) 提供的中國城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)調(diào)查數(shù)據(jù)( Rural-Urban Migration in China,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是否為主要的流動(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,因此所收集的流動(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(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)) 。保留年齡在 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)或軍人的樣本。最后剩下 11008 個(gè)樣本,其中城市居民樣本 5796 個(gè)、外來農(nóng)業(yè)戶口居民樣本 5212 個(gè)。2. 2 描述性統(tǒng)計(jì)表 1 為分外來居民樣本和城市居民樣本的描述性統(tǒng)計(jì)。比較兩組樣本的人口特征,發(fā)現(xiàn)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(gòu)成無顯著差異。比較教育程度,發(fā)現(xiàn)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(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(shù)據(jù)包含個(gè)體詳細(xì)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(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(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(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),而外來居民平均每周工作 63 個(gè)小時(shí),外來居民多出 19 個(gè)小時(shí); 城市居民平均月收入為 2303 元,而外來居民的平均月收入為 1655 元,低 39%?？紤]到外來居民更長(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,而外來居民的小時(shí)平均收入僅為 7 元,相差 114%。圖 1 為外來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)收入分布的偏離更加明顯,因?yàn)橥鈦砭用窆ぷ鞲L(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,也可能來自于城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上對(duì)外來農(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如何變化的?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 前兩列為外來居民樣本和城市居民樣本各自的 OLS 回歸結(jié)果。對(duì)比各教育程度啞變量系數(shù)發(fā)現(xiàn),對(duì)于初中教育程度,外來居民的教育回報(bào)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(xiàn)有類似之處。他們用 CHIP 2002 年數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)身在城市的農(nóng)村流動(dòng)人口在私人部門和自雇職業(yè)中相比于城市居民有比較優(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)及以下) ,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(bào)率,說明存在不同的收入決定機(jī)制,即存在歧視。更直接的方法是看外來居民身份是否對(duì)收入有負(fù)向影響,表 2 最后一列為混合回歸的結(jié)果。外來居民變量系數(shù)為負(fù)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(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(jié)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(shù)回歸的方法,看看在整個(gè)收入分布上外來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 無條件分位數(shù)回歸結(jié)果做比較,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。通過橫向比較各列外來居民啞變量系數(shù),發(fā)現(xiàn)無論 RIF 無條件分位數(shù)回歸,還是條件分位數(shù)回歸,外來居民變量系數(shù)都為負(fù)且在 1% 的水平下顯著。這說明在整個(gè)收入分布上,外來居民始終遭遇收入上的歧視待遇。在整個(gè)收入分布上,這種歧視帶來的對(duì)收入的負(fù)向影響是如何變化的呢? 在 10 分位點(diǎn)上,外來居民的無條件小時(shí)收入比城市居民低 15. 4%; 在 50 分位點(diǎn)上,外來居民的無條件小時(shí)收入比城市居民低 24. 3%; 在 90 分位點(diǎn)上,外來居民的無條件小時(shí)收入比城市居民低18. 2% 。無條件分位數(shù)回歸的外來居民系數(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)果說明無條件分位數(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)回歸和無條件分位數(shù)回歸在更多分位點(diǎn)上外來居民啞變量的系數(shù)估計(jì)值。正如表 4 估計(jì)結(jié)果所呈現(xiàn)的,無條件分位數(shù)回歸估計(jì)的外來居民啞變量系數(shù)在整個(gè)分布上呈 U型,即外來居民的身份對(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)的外來居民啞變量系數(shù)為:其中,loghwage 為對(duì)數(shù)小時(shí)收入,Migrant 為外來居民啞變量。條件分?jǐn)?shù)回歸估計(jì)的外來居民啞變量系數(shù)從收入分布的低端到高端單調(diào)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(jī)制。無條件分位數(shù)回歸系數(shù)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(duì)收入的影響。圖 2 所示 70 分位點(diǎn)后外來居民啞變量系數(shù)絕對(duì)值開始變小,說明雖然面臨不利的收入決定機(jī)制,但外來居民的身份最終對(duì)收入的負(fù)向影響沒有收入分布中間部分的大。通過比較條件分位數(shù)回歸和無條件分位數(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(jié)果表 2 和表 3 的估計(jì)結(jié)果說明在城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上存在對(duì)外來居民的歧視行為。同時(shí)表 1 的描述性統(tǒng)計(jì)和職業(yè)、行業(yè)分布的差異又表明外來農(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 回歸分解的方法定量考察造成外來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( 結(jié)構(gòu)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,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(jié)構(gòu)效應(yīng)系數(shù)為負(fù)的 0. 0903,說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(jié)構(gòu)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%,而由不同的收入結(jié)構(gòu)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 值都要比外來居民的 RIF 值大,且這種差距在高分位點(diǎn)上更加明顯。圖 3 為在整個(gè)收入分布上結(jié)構(gòu)效應(yīng)和要素效應(yīng)在外來居民和城市居民收入差距中的貢獻(xiàn)比例。在收入分布的 20 分位點(diǎn)之前,結(jié)構(gòu)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)制反而有利于外來居民。在收入分布的 20 分位點(diǎn)之后,要素效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)都為正,表明對(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漸下降,而結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)收入差距的解釋比例逐漸增大。這說明對(duì)于高收入的外來居民其所面臨的收入決定機(jī)制更加不利。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)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)各自的貢獻(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)于結(jié)構(gòu)效應(yīng)而言,人口特征和人力資本的差異解釋了大部分的結(jié)構(gòu)效應(yīng)造成的收入效應(yīng)。高分位點(diǎn)上無顯著影響結(jié)構(gòu)效應(yīng)的變量。5、 總結(jié)與啟示本文利用 2008 年中國城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)( RUMiC) 數(shù)據(jù),并基于無條件分位數(shù)回歸和 RIF 回歸分解的方法考察了我國城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上外來農(nóng)村居民和本地城市居民之間的收入差異問題。主要結(jié)論如下: 第一,外來居民和城市居民的收入差距在整個(gè)收入分布上都存在,且隨著收入的增加,這種差距逐漸擴(kuò)大; 第二,在低收入分位點(diǎn)上,外來居民所具有的收入決定機(jī)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(jī)制的差異同時(shí)起到拉大收入差異的作用; 第三,條件分位數(shù)回歸結(jié)果表明外來居民啞變量系數(shù)為負(fù)且絕對(duì)值隨著收入的增加而增大; 同時(shí),RIF 回歸分解總分解結(jié)果表明,隨著收入的增加,結(jié)構(gòu)效應(yīng)在收入差距解釋中的比例逐漸增大。說明對(duì)于高收入的外來居民,其遭遇的歧視更加嚴(yán)重; 第四,構(gòu)成分解的結(jié)果表明,在收入分布的各分位點(diǎn)上,對(duì)于引起收入差距的要素效應(yīng)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(yīng)可能與結(jié)構(gòu)效應(yīng)相互作用。因?yàn)橛陕殬I(yè)/行業(yè)分布的差異造成的要素效應(yīng)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(yīng)。城市內(nèi)部不同戶籍人口的收入差距是整個(gè)社會(huì)收入差距結(jié)構(gòu)中的一個(gè),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(dòng)力市場(chǎng)上,外來居民擁有相較于城市居民更差的勞動(dòng)力市場(chǎng)結(jié)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(yīng)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(nóng)村教育投入、提供農(nóng)民工就業(yè)培訓(xùn)以減小兩者在人力資本上的差異; 取消勞動(dòng)力市場(chǎng)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(dòng)。同時(shí),對(duì)于高收入外來居民群體所面對(duì)的更加嚴(yán)重的歧視待遇,政府應(yīng)該放寬戶籍制度、采取措施禁止用人單位的戶籍歧視行為。