城市外来居民和城市居民的收入差距问题研究 本文关键词：城市居民，收入差距，居民，城市，研究
城市外来居民和城市居民的收入差距问题研究 本文简介：我国改革开放后几十年的经济增长,取得了举世瞩目的成就。在过去的30多年里,年均GDP的增长速度平均保持在两位数。经济发展过程的同时伴随着户籍管制的放松和人口的流动,人口的流动和聚集推动了城镇化的进程。从2002年到2011年,我国的城镇化率以平均每年1.35个百分点增长。2013年,我国城镇人口占总
城市外来居民和城市居民的收入差距问题研究 本文内容：
我国改革开放后几十年的经济增长,取得了举世瞩目的成就。在过去的 30 多年里,年均 GDP 的增长速度平均保持在两位数。经济发展过程的同时伴随着户籍管制的放松和人口的流动,人口的流动和聚集推动了城镇化的进程。从 2002 年到 2011 年,我国的城镇化率以平均每年 1. 35 个百分点增长。2013 年,我国城镇人口占总人口比重为 53. 73%( 国家统计局,2014) 。新一届政府提出要大力推进城镇化,所以这一数字还将继续增加。城镇化已经发生并且将继续推进。与城镇化同时发生的还有不断拉大的收入差距。近年来,收入分配不均的问题引起了包括学者、政府和社会大众在内的广泛关注。除了整个社会的收入差距,其结构也是一个值得关注的问题。在众多的结构性收入差距中,城市内部尤其是城市内部本地居民和外来居民的收入差距值得关注。“二元”性是我国城市劳动力市场的一个显著特征,本地城市户口居民和外来农业户口居民共同构成了整个城市劳动力市场。据国家统计局农民工调查监测报告,2012 年我国农民工总量达 2. 63 亿。在改革开放过去的 30 多年里,农民工群体为城市化和整体经济的发展贡献了自己的力量( Chan,2010; Cooke,2011) 。但农村外来居民和城市居民在相同的城市劳动力市场上却拥有迥异的境遇。
已有的研究表明由于存在职业分割( Knight,Song and Jia,1999; Meng and Zhang,2001) ,农民工大多数从事的是城市居民不愿意从事的低技术含量工作,因此收入也更低; 同时,农民工的工作环境恶劣且收入没有保障,工作流动性也远远高于城市居民( Knight and Yueh,2004) ; 由于城市高额的房租,农民工在城市的居住条件远不如其在农村的老家( Zhao,1999) ; 另外,由于我国的社会保障制度和户籍挂钩,所以身在城市的农村外来居民不能享有和城市居民相同的福利待遇( Li,2008) 。总体而言,农民工群体在城市处于被边缘化的地位( Chan,1996; Wu,2004; Wong et al. ,2007) 。在城镇化不断推进以及更加注重城镇化质量的大背景下,城市内部存在的由于户籍身份差异所带来的收入差距值得关注。
1、 文献回顾
针对城市劳动力市场外来居民和城市居民的收入差异问题,不同的学者用不同层面的数据和分解方法对其进行了研究。Meng and Zhang( 2001) 利用 1995 年上海居民和流动人口调查及 Brown etal. ( 1980) 基于 Oaxaca-Blinder 分解扩展的方法考察了城市居民和农民工之间的收入差异。他们认为这种差异不能由各自群体的生产率差异解释,而主要是由于职业的分割所导致。城市居民和农民工之间的职业分割是因为城市劳动力市场存在对外来民工的歧视。邓曲恒( 2007) 利用中国社科院经济研究所收入分配课题组2002 年城镇住户和暂住户调查数据和 Machado and Mata( 2005) 的条件分位数分解方法考察了城镇居民和流动人口的工资收入差距,认为 60% 的收入差异归结于歧视。邢春冰( 2008) 利用 2005 年全国人口普查数据和 Oaxaca-Blinder 分解考察了城镇职工和城镇农民工的收入差距。发现这两个群体的小时收入差距的 90%能被劳动者的个人特质差异所解释,且教育水平的差异是主要原因。Démurger et al. ( 2009) 利用 CHIP2002 年数据和 Brown et al. ( 1980) 的方法,且考虑了分解中的路径依赖( path-dependence) 问题。与 Meng and Zhang( 2001) 的结论不同,Démurger et al.( 2009) 认为外来流动居民和城市居民的收入差异更多的是来自于两个群体之间不同的人口特征而不是就业部门的隔离或行业选择。并且认为农村流动人口在私人部门和自雇职业中相比于城市居民有比较优势。
上述文献得出的结论各有差异,因为所使用的数据、方法不尽相同。就数据而言,既有地区层面的( 如,Meng and Zhang,2001) ,也有全国层面的( 如,邓曲恒,2007; 邢春冰,2008; Démurger et al. ,2009) ; 就所使用的分解方法而言,大多数为均值分解,邓曲恒( 2007) 所使用的分位数分解也只是总分解( Aggregate decomposition) 。本文利用 Firpo et al. ( 2007,2009) 提出的再中心化影响函数( Recenterdinfluence function,RIF) 无条件分位数回归和基于 RIF 回归的总分解以及构成分解( Detailed decomposi-tion) 方法继续考察城市劳动力市场本地城市户口居民和外来农业户口居民的收入差异问题。所使用的数据为 2008 年中国城乡劳动力流动( RUMiC) 调查的中国城市住户调查和城市流动住户调查。流动住户调查的抽样框是基于工作地设计的,因为大量的农民工居住在工厂的集体宿舍、工地以及其他工作地。因此基于住地的抽样会遗漏掉相当多数量的流动人口,而 RUMiC 基于工作地的抽样框设计能获得对农民工群体更具代表性的样本。基于中国城乡劳动力流动( RUMiC) 数据更具代表性的样本以及更为先进的计量方法,本文试图对城市外来居民和城市居民的收入差距问题研究提供补充。
2、 数据及描述性统计
2. 1 数据
本文使用的数据来自德国劳动研究所( Institute for the Study of Labor,IZA) 提供的中国城乡劳动力流动调查数据( Rural-Urban Migration in China,RUMiC) 。RUMiC 由城市住户调查、农村住户调查、流动住户调查三部分组成,抽样地的选择主要基于是否为主要的流动人口流出和流入地。城市调查覆盖中国9 个省的15 个城市,流动住户调查除上述9 省15 市之外又包括另外4 个市。RUMiC 的流动住户调查抽样框设计是基于工作地而非住地,因此所收集的流动人口数据较基于住地的抽样调查更具有代表性。收集的信息包括个体层面的家庭构成、成年人教育水平、成年人就业状况以及家庭层面的社会网络、家庭收入、家庭资产、住房条件、农村老家的情况等。这些信息有助于研究流动人口迁移状况及其影响。
本文研究城市劳动力市场上外来居民和城市居民的收入差异,所以使用的是 RUMiC 2008 年的城市住户调查和流动住户调查的个体数据。在初始样本中,城市居民样本个体总数为 14697、流动居民样本个体总数为 8446。研究所需变量包括: 人口统计特征变量如年龄、性别、民族、教育水平、婚姻状况; 自评健康变量; 工作信息变量如培训、职业、行业、月收入、周工作时间( 小时) 。保留年龄在 16 ~60 岁之间的样本,同时删除月收入为零或缺失、周工作时间为零或缺失的样本。最后,为了把关注点放在本地城市户口居民和拥有农业户口的外来居民以及非农就业上,再删除掉拥有其他城市户口和本地农业户口的样本,以及从事农、林、牧、渔、水利生产或军人的样本。最后剩下 11008 个样本,其中城市居民样本 5796 个、外来农业户口居民样本 5212 个。
2. 2 描述性统计
表 1 为分外来居民样本和城市居民样本的描述性统计。比较两组样本的人口特征,发现外来居民更年轻,其平均年龄为 31 岁,而城市居民的平均年龄为 40 岁。外来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为 84%。民族构成无显著差异。比较教育程度,发现外来居民的教育程度低于城市居民。在高中教育程度这一类,外来居民和城市居民的比例相差无几,但在高中教育程度以上和以下存在明显的差异: 更多的外来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状况与以往的实证数据相符: 流动到城市的农村人口更多的是年轻且未婚的男性劳动力,由于城乡间巨大的收入差距,他们来到城市寻求生活的希望( Zhao,2005; Li,2008; 邢春冰,2008) 。
RUMiC 数据包含个体详细的职业与行业信息,在本文考察的这 11008 个样本中,我们发现外来居民和城市居民的职业和行业分布也存在显著差异。就职业而言,外来居民更多地集中在商业、服务业和生产或运输设备操作上,这两类职业占了所有外来居民职业分布的 93%; 而城市居民的职业类型分布更加丰富,在专业技术人员、商业或服务业、生产或运输设备操作以及单位负责人都有所涉及。就行业而言,外来居民更多的分布在批发零售业、制造业、住宿餐饮业和建筑业。与职业分布一样,城市居民在行业的分布上也更加多元。
比较表 1 外来居民和城市居民的工作时间以及收入,发现城市居民平均每周工作 44 个小时,而外来居民平均每周工作 63 个小时,外来居民多出 19 个小时; 城市居民平均月收入为 2303 元,而外来居民的平均月收入为 1655 元,低 39%。考虑到外来居民更长的工作时间以及更少的月收入,在小时收入上他们的差异要更大。如表 1 所示,城市居民的小时平均收入为 15 元,而外来居民的小时平均收入仅为 7 元,相差 114%。图 1 为外来居民和城市居民月收入以及小时收入的分布,我们看到外来居民和城市居民的收入分布明显偏离了对方。小时收入分布的偏离更加明显,因为外来居民工作更长的时间,拉低了其小时收入。
3、 最小二乘估计及分位数回归结果
外来居民和城市居民明显的收入差异即可能源于两个群体不同的个人特征,也可能来自于城市劳动力市场上对外来农村居民的歧视。在收入分布的不同分位点上,个人特征和歧视性的收入决定机制两者所解释的比例各占多少? 两者所解释的比例在收入分布上又是如何变化的?
3. 1 最小二乘估计结果
首先考察城市劳动力市场上外来居民的收入歧视待遇。这种歧视反映为两个群体之间不同的要素回报率。表 2 前两列为外来居民样本和城市居民样本各自的 OLS 回归结果。对比各教育程度哑变量系数发现,对于初中教育程度,外来居民的教育回报率要高于城市居民,城市居民为 10%,外来居民为 16%。这与 Démurger et al. ( 2009) 的发现有类似之处。他们用 CHIP 2002 年数据发现身在城市的农村流动人口在私人部门和自雇职业中相比于城市居民有比较优势。而这些就业类型聚集了大量低教育程度的劳动者。对于高中及以上教育程度,城市居民的教育回报率都要高于同等教育程度的外来居民。以本科及以上教育程度为例,相对于基准组( 小学及以下) ,拥有本科及以上教育程度的城市居民,其小时收入高出 80%,而外来居民本科及以上教育程度只高出 51. 9%。
外来居民和城市居民不同的教育回报率,说明存在不同的收入决定机制,即存在歧视。更直接的方法是看外来居民身份是否对收入有负向影响,表 2 最后一列为混合回归的结果。外来居民变量系数为负的 0. 213,且在 1%的水平上显著,说明在控制其他变量后,外来居民小时收入比城市居民低21. 3% 。这意味着在城市劳动力市场存在对外来居民的歧视行为,这种歧视行为带来了低收入。表 2的 OLS 回归结果只是在均值上的解释,均值回归可能掩盖了许多信息。下面我们通过分位数回归的方法,看看在整个收入分布上外来居民所遭遇的歧视及其变化。
3. 2 分位数回归结果
为了和 RIF 无条件分位数回归结果做比较,本文也报告了传统的条件分位数回归结果,表 3 为分位数回归的结果。通过横向比较各列外来居民哑变量系数,发现无论 RIF 无条件分位数回归,还是条件分位数回归,外来居民变量系数都为负且在 1% 的水平下显著。这说明在整个收入分布上,外来居民始终遭遇收入上的歧视待遇。在整个收入分布上,这种歧视带来的对收入的负向影响是如何变化的呢? 在 10 分位点上,外来居民的无条件小时收入比城市居民低 15. 4%; 在 50 分位点上,外来居民的无条件小时收入比城市居民低 24. 3%; 在 90 分位点上,外来居民的无条件小时收入比城市居民低18. 2% 。无条件分位数回归的外来居民系数绝对值呈现先增后减的趋势。于此相对应,条件分位数回归的外来居民系数绝对值呈现不断增加的趋势。表 3 的结果说明无条件分位数回归和条件分位数回归所估计的系数存在差异。
图 2 展示了条件分位数回归和无条件分位数回归在更多分位点上外来居民哑变量的系数估计值。正如表 4 估计结果所呈现的,无条件分位数回归估计的外来居民哑变量系数在整个分布上呈 U型,即外来居民的身份对收入的负向影响在收入分布的两端要小于收入分布的中间部分。对于条件分位数回归而言,外来居民哑变量的估计系数在整个收入分布上单调下降,且在 80 分位点以上部分迅速下降。条件分位数回归所估计的外来居民哑变量系数为:
其中,loghwage 为对数小时收入,Migrant 为外来居民哑变量。条件分数回归估计的外来居民哑变量系数从收入分布的低端到高端单调下降,说明在保持人口特征、教育程度、职业、行业等要素相同的情况下,高收入的城市外来居民面临更加具有歧视性的收入决定机制。无条件分位数回归系数考察的是在没有保持控制变量不变的情况下,外来居民身份对收入的影响。图 2 所示 70 分位点后外来居民哑变量系数绝对值开始变小,说明虽然面临不利的收入决定机制,但外来居民的身份最终对收入的负向影响没有收入分布中间部分的大。通过比较条件分位数回归和无条件分位数回归的结果,我们发现这两种分位数回归所得到的结果可能存在差异。对它们的使用取决于所研究的问题是考察无条件边际影响还是条件边际影响。
4、 RIF 回归分解结果
表 2 和表 3 的估计结果说明在城市劳动力市场上存在对外来居民的歧视行为。同时表 1 的描述性统计和职业、行业分布的差异又表明外来农村居民和城市本地居民存在着个人特质和就业类型的要素差异。本文利用 RIF 回归分解的方法定量考察造成外来居民和城市居民收入差异的个人特质差异部分( 要素效应) 以及收入决定机制差异部分( 结构效应) 。
表 4 为总分解的估计结果。在 10 分位点上,要素效应系数为 0. 45,且在 1% 的水平下显著,说明外来居民和城市居民在要素分布上的差异增加了他们之间的收入差异; 结构效应系数为负的 0. 0903,说明不同的收入决定机制降低了收入差异。在 50 分位点上,外来居民和城市居民的收入差异有 82%( 0. 483/0. 59) 来自于各自群体不同的要素分布,余下 18% 的收入差异由不同的收入结构所解释。最后,在 90 分位点上,由不同的要素分布解释的收入差异占 52%,而由不同的收入结构解释的差异部分增加到 48%。在这 3 个分位点上,城市居民的 RIF 值都要比外来居民的 RIF 值大,且这种差距在高分位点上更加明显。图 3 为在整个收入分布上结构效应和要素效应在外来居民和城市居民收入差距中的贡献比例。在收入分布的 20 分位点之前,结构效应为负。对处于这一部分收入的人群,收入决定机制反而有利于外来居民。在收入分布的 20 分位点之后,要素效应和结构效应都为正,表明对处于这部分收入分布上的人群,要素分布和收入决定机制的差异共同造成收入差异。另外一点值得注意的是,随着收入的增加,要素效应对收入差距的解释比例逐渐下降,而结构效应对收入差距的解释比例逐渐增大。这说明对于高收入的外来居民其所面临的收入决定机制更加不利。
表 5 为构成分解的估计结果,反映各组变量对要素效应和结构效应各自的贡献。本文把解释变量划分为人口特征、人力资本、职业/行业。对于要素效应而言,各分位点的人力资本和职业/行业系数显著,且它们的差异解释了绝大部分的要素效应所造成的收入差异; 对于结构效应而言,人口特征和人力资本的差异解释了大部分的结构效应造成的收入效应。高分位点上无显著影响结构效应的变量。
5、 总结与启示
本文利用 2008 年中国城乡劳动力流动( RUMiC) 数据,并基于无条件分位数回归和 RIF 回归分解的方法考察了我国城市劳动力市场上外来农村居民和本地城市居民之间的收入差异问题。主要结论如下: 第一,外来居民和城市居民的收入差距在整个收入分布上都存在,且随着收入的增加,这种差距逐渐扩大; 第二,在低收入分位点上,外来居民所具有的收入决定机制有利于缩小其和城市居民之间的收入差距; 在收入分布的绝大部分位置,要素分布的差异和收入决定机制的差异同时起到拉大收入差异的作用; 第三,条件分位数回归结果表明外来居民哑变量系数为负且绝对值随着收入的增加而增大; 同时,RIF 回归分解总分解结果表明,随着收入的增加,结构效应在收入差距解释中的比例逐渐增大。说明对于高收入的外来居民,其遭遇的歧视更加严重; 第四,构成分解的结果表明,在收入分布的各分位点上,对于引起收入差距的要素效应部分,人力资本和职业/行业分布的差异是主要原因。最后,值得注意的是,要素效应可能与结构效应相互作用。因为由职业/行业分布的差异造成的要素效应可能既来自人力资本的影响,也可能来自外来居民还是城市居民的身份效应。
城市内部不同户籍人口的收入差距是整个社会收入差距结构中的一个,这种收入差距有悖于以人为本的城镇化原则。虽然同在城市劳动力市场上,外来居民拥有相较于城市居民更差的劳动力市场结果。在缩小城市外来居民和城市本地居民的收入差距方面政府有能力而且应该发挥其“看得见的手”的作用。具体而言,就减小要素分布不同造成的收入差异方面,提高农村教育投入、提供农民工就业培训以减小两者在人力资本上的差异; 取消劳动力市场分割,允许不同户籍的人口在地区、就业部门间的自由流动。同时,对于高收入外来居民群体所面对的更加严重的歧视待遇,政府应该放宽户籍制度、采取措施禁止用人单位的户籍歧视行为。
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