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1、城市外來(lái)居民和城市居民的收入差距問(wèn)題研究 　　我國(guó)改革開(kāi)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(guò)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(guò)程的同時(shí)伴隨著戶(hù)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(guó)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(guó)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎貫?53. 73%( 國(guó)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(lái),收

2、入分配不均的問(wèn)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(wèn)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(lái)居民的收入差距值得關(guān)注。"二元";性是我國(guó)城市勞動(dòng)力市場(chǎng)的一個(gè)顯著特征,本地城市戶(hù)口居民和外來(lái)農(nóng)業(yè)戶(hù)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,2012 年我國(guó)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)展貢獻(xiàn)了自己的力量( Chan,2010; Cooke,2011) 。但農(nóng)村外來(lái)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。

3、 　　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(méi)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(guó)的社會(huì)保障制度和戶(hù)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( C

4、han,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(hù)籍身份差異所帶來(lái)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(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

5、,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(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(hù)和暫住戶(hù)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(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。Dému

6、rger 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(lài)( path-dependence) 問(wèn)題。與 Meng and Zhang( 2001) 的結(jié)論不同,Démurger et al.( 2009) 認(rèn)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。并且認(rèn)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,

7、Meng and Zhang,2001) ,也有全國(guó)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(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( Detailed decomposi-tion) 方法繼續(xù)考察城市

8、勞動(dòng)力市場(chǎng)本地城市戶(hù)口居民和外來(lái)農(nóng)業(yè)戶(hù)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(hù)調(diào)查和城市流動(dòng)住戶(hù)調(diào)查。流動(dòng)住戶(hù)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?；谥袊?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)及描述性統(tǒng)計(jì) 　　2. 1 數(shù)

9、據(jù) 　　本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自德國(guó)勞動(dòng)研究所( Institute for the Study of Labor,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-Urban Migration in China,RUMiC) 。RUMiC 由城市住戶(hù)調(diào)查、農(nóng)村住戶(hù)調(diào)查、流動(dòng)住戶(hù)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(guó)9 個(gè)省的15 個(gè)城市,流動(dòng)住戶(hù)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(hù)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

10、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 RUMiC 2008 年的城市住戶(hù)調(diào)查和流動(dòng)住戶(hù)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

11、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(hù)口居民和擁有農(nóng)業(yè)戶(hù)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(hù)口和本地農(nóng)業(yè)戶(hù)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(lái)農(nóng)業(yè)戶(hù)口居民樣本 5212 個(gè)。 　　2. 2 描述性統(tǒng)計(jì) 　　表 1 為分外來(lái)居民樣本和城市居民樣本的描述性統(tǒng)計(jì)。比較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)居民中男性的比例稍微多些,在婚的比例要低于城市居民,只有 62% 的人在婚

12、; 而城市居民在婚的比例為 84%。民族構(gòu)成無(wú)顯著差異。比較教育程度,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(lèi),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以下存在明顯的差異: 更多的外來(lái)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(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)體詳細(xì)的職業(yè)與行業(yè)信息,在

13、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(lèi)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(lèi)型分布更加豐富,在專(zhuān)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(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)的分布上也更加多元。 　　比較表 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

14、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)收入分布的偏離更加明顯,因?yàn)橥鈦?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

15、,也可能來(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(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。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(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 Démurger et al. ( 2009) 的發(fā)現(xiàn)

16、有類(lèi)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(mén)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(lèi)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(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,說(shuō)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(lái)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

17、來(lái)居民變量系數(shù)為負(fù)的 0. 213,且在 1%的水平上顯著,說(shuō)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許多信息。下面我們通過(guò)分位數(shù)回歸的方法,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(guò)橫向比較各列外來(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

18、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。這說(shuō)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)向影響是如何變化的呢? 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)果說(shuō)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

19、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: 　　 　　其中,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

20、分布的低端到高端單調(diào)下降,說(shuō)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(lái)居民面臨更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)始變小,說(shuō)明雖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)比較條件分位數(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

21、歸分解結(jié)果 　　表 2 和表 3 的估計(jì)結(jié)果說(shuō)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 的描述性統(tǒng)計(jì)和職業(yè)、行業(yè)分布的差異又表明外來(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(lèi)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(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( 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(shuō)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; 結(jié)構(gòu)效應(yīng)系數(shù)為負(fù)的 0. 0903,說(shuō)明不同的收

22、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(lái)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(lái)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

23、來(lái)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(shuō)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;

24、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(wú)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(guó)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)( RUMiC) 數(shù)據(jù),并基于無(wú)條件分位數(shù)回歸和 RIF 回歸分解的方法考察了我國(guó)城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上外來(lái)農(nóng)村居民和本地城市居民之間的收入差異問(wèn)題。主要結(jié)論如下: 第一,外來(lái)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(lái)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

25、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(lái)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(shuō)明對(duì)于高收入的外來(lái)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(lái)自人力資本的影響,也可能來(lái)自外來(lái)居民還是城市居民的身份效應(yīng)。 　　城市內(nèi)部不同戶(hù)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(lái)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(lái)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(jiàn)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(hù)籍的人口在地區(qū)、就業(yè)部門(mén)間的自由流動(dòng)。同時(shí),對(duì)于高收入外來(lái)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(hù)籍制度、采取措施禁止用人單位的戶(hù)籍歧視行為。