中國勞動力市場就業(yè)機會的戶籍歧視及其變化趨勢

章　莉， 李　實，William A. Darity Jr.，Rhonda Vonshay Sharpe

(1.南京財經大學 經濟學院，江蘇 南京 210023；2.北京師范大學 經濟與工商管理學院，北京 100875；3. 美國杜克大學 非洲人和非裔美國人研究中心，美國 北卡羅來納州 德海姆 27708)

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中國勞動力市場就業(yè)機會的戶籍歧視及其變化趨勢

章莉1，2， 李實2，William A. Darity Jr.3，Rhonda Vonshay Sharpe3

(1.南京財經大學 經濟學院，江蘇 南京 210023；2.北京師范大學 經濟與工商管理學院，北京 100875；3. 美國杜克大學 非洲人和非裔美國人研究中心，美國 北卡羅來納州 德海姆 27708)

文章首先厘清了勞動力市場分割理論與歧視經濟學的區(qū)別和聯系，并將中國勞動力市場上就業(yè)機會的戶籍不平等現象界定為以農民工平等就業(yè)權利受侵害為本質的經濟歧視。其次，使用中國家庭收入調查(CHIP)2002年和2007年數據，運用多元logit模型考察了中國勞動力市場上就業(yè)機會的戶籍歧視狀況和變化趨勢。實證分析結果顯示：(1)與城鎮(zhèn)職工相比，農民工在職業(yè)獲得、行業(yè)進入和所有制部門進入三個維度上都遭受了明顯的戶籍歧視；(2)與2002年相比，2007年就業(yè)機會的戶籍歧視呈現惡化趨勢，顯示了經濟發(fā)展過程中就業(yè)機會分配的“負滴漏效應”；(3)農民工人力資本的就業(yè)機會回報顯著低于城鎮(zhèn)職工，這對農民工的人力資本投資決策可能會產生負向激勵并導致“前市場歧視”的發(fā)生。最后，在理論和實證分析的基礎上，文章提出了緩解就業(yè)機會戶籍歧視的相關政策建議。

就業(yè)機會，戶籍歧視，農民工

一、引　言

中國勞動力市場上的戶籍分割源自1958年開始實施的戶籍制度，1978年改革開放之后，戶籍制度逐漸有所松動，尤其是20世紀90年代之后，改革的力度不斷加大。如1997年《關于小城鎮(zhèn)戶籍管理制度改革的試點方案》指導了小城鎮(zhèn)進行戶籍制度改革試點；2003年以來，戶籍“含金量”少的中小城鎮(zhèn)大多全面或有條件地放開了戶籍準入，而在戶籍“含金量”最多的大城市仍嚴格控制落戶(李強和胡寶榮，2013)。隨著戶籍制度的放松和產業(yè)結構的變遷，20世紀90年代以來，農村剩余勞動力大量流入城市，截至2014年底，中國外出農民工人數已達1.69億，占全國就業(yè)人口的22%，其與全部城鎮(zhèn)就業(yè)人口之比為2:5(中國國家統(tǒng)計局，2015)。

盡管如此，城鎮(zhèn)戶籍的供給在未來很長一段時間仍將滯后于經濟發(fā)展的需要。據調查，2010年第二代農民工(1980年后出生)已占總農民工數的60%，其中打算長期定居城市的占45.1%(李強和胡寶榮，2013)。雖然《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014-2020)》(新華社，2014)提出了2020年戶籍人口城市化率達到45%的發(fā)展目標，但該指標仍將低于預期常住人口城市化率15個百分點。城鎮(zhèn)戶籍供給不足意味著在未來很長一段時間內仍將有大量農民工不得不以農民的身份在城市工作和生活。

農民身份不僅將農民工阻隔在水平較高的城鎮(zhèn)社會保障制度之外，而且還將他們大量擠入了城市低端勞動力市場，形成了具有中國特色的就業(yè)機會戶籍不平等現象。20世紀90年代中后期以來，中外學者密切關注中國勞動力市場的戶籍不平等問題，他們證實了農民工和城鎮(zhèn)職工在職業(yè)(Meng和Zhang, 2001；李駿和顧燕峰，2011)、行業(yè)(嚴善平，2006和2007)和所有制(王美艷，2005；田豐，2010；Démurger 等, 2012)等方面的就業(yè)分布不平等，在相當大的程度上不是因為個人稟賦差異，而是源于戶籍歧視。

中國在21世紀的第一個十年邁過了“劉易斯拐點”，人口紅利不再，未富先老跡象顯現，勞動力市場上的就業(yè)戶籍歧視妨礙了勞動力的自由流動，降低了勞動力資源的配置效率，惡化了當前勞動力供給迅速下降的問題。同時對農民工的差別對待，侵害了農民工的平等就業(yè)權利，違背了社會公平正義的原則。因此，正確認識就業(yè)機會戶籍歧視的本質和發(fā)生機理，準確把握就業(yè)機會戶籍歧視的具體表現和發(fā)展趨勢，具有重要的理論和現實意義。本文將從以下幾個方面豐富和拓展現有研究：

首先，通過深度辨析勞動力市場分割理論和歧視經濟學兩大理論的聯系，明確界定就業(yè)機會戶籍歧視的本質內涵。勞動力市場普遍存在市場分割和就業(yè)分布的群體差異，但分割不等于歧視，群體間就業(yè)分布差異也不一定是歧視的結果。清晰界定概念是研究的重要基礎，本文將嘗試界定就業(yè)機會戶籍歧視的本質內涵以為后續(xù)研究提供理論基礎。

其次，限于微觀數據的可得性，現有研究大多只能使用單個年份或區(qū)域性數據對某一個維度的就業(yè)機會戶籍歧視進行實證分析。本文將使用CHIPs2002年和2007年兩年的全國性數據，運用多元logit模型，在職業(yè)、行業(yè)和所有制三個維度上，對就業(yè)機會戶籍歧視的狀況進行全面的實證分析，并揭示就業(yè)機會戶籍歧視從2002年到2007年的變化趨勢。

最后，現有研究通常僅關注農民工和城鎮(zhèn)職工之間的人力資本差異對兩群體就業(yè)分布差異的單向影響，而忽視了就業(yè)機會的戶籍歧視反過來也會影響兩者的人力資本積累。本文將重點分析就業(yè)機會人力資本回報差異對農民工人力資本投資決策的影響，以拓寬對兩者關系的認識。

本文結構如下：第二部分在文獻綜述和理論分析的基礎上界定就業(yè)機會戶籍歧視的本質內涵；第三部分介紹數據并作統(tǒng)計性描述；第四部分介紹主要計量方法；第五部分考察戶籍對就業(yè)機會的影響及其變化趨勢；第六部分分析人力資本就業(yè)機會回報的戶籍差異；第七部分是全文的結論。

二、理論分析

(一)勞動力市場分割理論

勞動力市場分割雖然不等同于就業(yè)機會歧視，但卻構成了就業(yè)機會歧視的前提。二元勞動力市場理論(Doeringer等，1971)的提出是現代勞動力市場分割理論的開端。與新古典勞動力市場理論強調完全競爭不同，勞動力市場分割理論認為法律和制度等非市場因素會對就業(yè)崗位的分配產生影響，即勞動力市場并非是完全競爭的。例如，二元勞動力市場理論將勞動力市場劃為優(yōu)劣不同的兩個等級：一級市場提供收入高、晉升機會多、工作條件優(yōu)且穩(wěn)定的好工作；而二級市場則提供收入相對較低、待遇差且不穩(wěn)定的工作。由于工會力量和企業(yè)內部的晉升制度等因素的存在，符合條件的勞動力并不能自由進入一級勞動力市場，進而會導致一、二級勞動力市場之間出現割裂和斷層。

20世紀80年代以來，新凱恩斯主義者提出的效率工資(Bulow 和 Summers, 1986)和內部人-外部人 (Lindbeck 和 Snower, 1990) 等模型支持分割性的勞動力市場的存在。而阿克洛夫等(2010)的最新理論成果“身份經濟學”則指出，人們的身份認同會對行為決策產生影響，可以用來分析勞動力市場的分割現象。例如，當女性從事傳統(tǒng)的男性職業(yè)時會使雙方同時遭受效用損失，因而勞動力市場上長期存在職業(yè)的性別分割。

激進學派從階級對立的立場出發(fā)，認為勞動力市場分割是階級利益對立的結果。早期的激進經濟學家指出，雇主為了應對工人階級不斷加強聯合的形勢，人為制造勞動力市場層次性以“分化與控制”工人階級(Reich 等, 1973；Edwards, 1979)。而同樣遵循階級分析傳統(tǒng)，Darity(2005)等經濟學家最近提出了“分層經濟學”理論，強調群體間對物質利益的爭奪根深蒂固，而勞動力市場的分割正是群體間物質利益爭斗的結果之一。

(二)歧視經濟學

歧視經濟學的出現早于勞動力市場分割理論。西方學者早就觀察到勞動力市場上長期存在顯著的種族和性別收入差異，而這個差異似乎并不能完全用稟賦差異進行解釋。Becker(1957)的個人偏好歧視理論是現代歧視經濟學的開端，他曾指出黑人工資低于白人是因為白人雇主、白人雇員和白人消費者偏好白人的勞動、歧視黑人勞動者的結果。隨后，學者們發(fā)展出各種模型描述歧視傳導的機理，如統(tǒng)計性歧視(Phelps, 1972；Arrow, 1973)認為，雇主甄別單個雇員能力的成本很高，因而傾向于雇傭在統(tǒng)計學上平均人力資本水平更高的群體，如白人和男性，進而對有色人種和女性產生了歧視。

20世紀80年代以后，學者們開始研究勞動力市場上的歧視對行為主體進入市場前的狀態(tài)的影響 (Lundberg和Startz, 1983； Card和Krueger, 1992；Neal 和Johnson, 1996)。他們發(fā)現，如果勞動力市場上存在歧視，被歧視群體會形成人力資本低回報預期，從而減少人力資本投資，最終導致被歧視群體與被優(yōu)待群體兩者人力資本差距難以縮小。學者們將此類由市場歧視所致的進入市場前的個人稟賦差異定義為“前市場歧視”。

(三)勞動力市場分割理論和歧視經濟學的結合

現代勞動力市場分割理論產生之后，立即被歧視經濟學所吸收，用于解釋群體間就業(yè)機會的不平等。以勞動力市場存在“好工作”和“差工作”的分割為前提，就業(yè)機會歧視理論指出，如果先賦特征不同的勞動者不成比例地集中于不同層級的勞動力市場，如女性、黑人總是處于較低層級的勞動力市場，而男性、白人則大量居于高層級的勞動力市場，且這種就業(yè)分布的差異不能由人力資本等稟賦差異解釋，那么就可以判定存在就業(yè)機會歧視。在實踐上，Bergmann(1971和1974)使用擁擠模型解釋了女性、黑人為何總是集中分布在低端職業(yè)；Brown(1980)將職業(yè)分布差異引入性別工資差異的分解中；Reid和Rubin(2003)則縱向考察了美國1974年-2000年在四類勞動力市場上性別和種族收入差距的變化情況。

(四)勞動力市場就業(yè)機會戶籍歧視的本質內涵

綜上所述，勞動力市場分割和就業(yè)機會歧視既有聯系又有區(qū)別。勞動力市場分割的本質在于勞動力市場的制度性分層，表現為勞動者在進入一級勞動力市場時遭遇制度性壁壘，勞動力市場分割妨礙了勞動力的自由流動，損害了勞動力市場的資源配置效率。歧視的本質是權利侵害(章莉等，2014)。就業(yè)機會歧視通常以勞動力市場分割為前提，但其本質卻在于就業(yè)機會權利的不公平配置，表現為特定群體因為具有某種先賦特征而難以進入一級勞動力市場，就業(yè)機會歧視不僅有損效率而且違背社會公平正義原則。據此，勞動力市場的就業(yè)機會戶籍歧視是以勞動力市場存在分割為前提，以農民工群體進入一級勞動力市場時遭受戶籍壁壘為表現，以農民工的平等就業(yè)機會權利被侵害為本質的經濟歧視現象。

三、數據和統(tǒng)計性描述

中國家庭收入調查數據CHIPs是全國家庭住戶收入調查的權威數據之一，其問卷由國內外相關領域專家合作設計，歷次調查均得到國家統(tǒng)計局的支持，由北京師范大學收入分配研究院執(zhí)行管理。CHIPs目前對外公開了1988年、1995年、2002年和2007年4輪調查數據，從2002年開始調查樣本增加了流動人口數據。CHIPs數據內容豐富，不僅包含被調查者的年齡、性別、婚否、教育水平等個人信息，而且提供了工資收入、工作時間和社會保障狀況等社會經濟狀況信息，以及所在職業(yè)、行業(yè)等工作信息。在留取了16-60歲、工資收入大于0，并刪除信息不全和明顯錯誤的樣本之后，本文最終使用的2002年數據中有城鎮(zhèn)職工樣本6 157個，農民工樣本2 903個，2007年數據中有城鎮(zhèn)職工樣本5 774個，農民工樣本6 513個。

根據研究主題，本文將就業(yè)崗位在三個維度上進行分類：根據職業(yè)聲望(李強，2012)，將7種職業(yè)分為白領、藍領和服務業(yè)三大類；遵循岳希明等(2010)的方法，將20類行業(yè)分為壟斷、競爭和其他三個類別；根據企業(yè)所有制性質，將16種所有制部門劃分為國有、集體、私營、外資和個體經營五大類。*附錄A中列出了詳細的分類方法。由于白領職業(yè)、壟斷行業(yè)和國有企業(yè)提供的工作崗位和同維度的其他類型工作相比具有收入水平高、職業(yè)聲望高、工作穩(wěn)定和福利待遇完備等優(yōu)點，本文將這些工作崗位界定為一級市場上的“好工作”。

具體而言，在職業(yè)分布上，2002年將近80%的城鎮(zhèn)職工就業(yè)于收入水平最高的藍領和白領崗位，與之相對應，86%的農民工就業(yè)于收入水平最低的自我雇傭和服務業(yè)崗位。2007年情況依舊，與接近60%的城鎮(zhèn)職工分布于白領崗位相比，超過60%的農民工就業(yè)于收入水平最低的服務業(yè)。行業(yè)分布情況與職業(yè)分布類似，在兩個年份中就業(yè)于收入較高的非競爭行業(yè)的城鎮(zhèn)職工比例都在70%左右，而70%的農民工就業(yè)于收入最低的競爭性行業(yè)。

所有制部門的就業(yè)分布情況有所不同。2002年農民工和城鎮(zhèn)職工各自集中就業(yè)于具有相對收入優(yōu)勢的所有制部門，但是2007年農民工的所有制部門就業(yè)相對優(yōu)勢卻喪失了。表1顯示，2002年90%的農民工就業(yè)于工資水平排名第一的私營企業(yè)和排名第三的個體企業(yè)；同年，58%的城鎮(zhèn)職工就業(yè)于收入排名前兩位的國有企業(yè)和外資企業(yè)。可是到了2007年情況卻發(fā)生了轉變。超過60%的城鎮(zhèn)職工仍集中就業(yè)于具有相對收入優(yōu)勢的國有企業(yè)和外資企業(yè)；而私營和個體部門雖然完全喪失了收入優(yōu)勢，卻依然有超過80%的農民工滯留于這兩個部門，就業(yè)崗位所有制分布呈現出惡化趨勢。

表1　就業(yè)分布的統(tǒng)計性描述

注：2002年問卷中職業(yè)分類有個體戶一項，2007年不再有這一項。

表2　個人特征和生產力變量的統(tǒng)計性描述

注：2002年工作經驗為在本單位工作時間，2007年為當前職業(yè)的工作時間。

盡管如此，由于兩個群體的稟賦特征差異明顯，我們并不能判斷出農民工的就業(yè)分布劣勢究竟是源于歧視還是源于稟賦劣勢。如表2所示，首先，農民工和城鎮(zhèn)職工之間的個體差異特征明顯。農民工總體上年紀較輕，單身比例較高，工作經驗和培訓經歷都較少。

另外，農民工的人力資本指標不僅明顯低于城鎮(zhèn)職工，而且還呈現惡化趨勢。以受教育年限為例，雖然5年間兩個群體的受教育程度都有所提高，但是兩者的差異卻由2002年的2.8年擴大到2007年的3.3年。與受教育年限類似，兩個群體中接受培訓的工人比例差距也從2002年的8個百分點上升到了2007年的16個百分點。顯然，稟賦差異也會對兩群體的就業(yè)分布產生影響。

四、方　法

本文將使用多元logit模型(Bazen,2011)分析表2中各稟賦特征差異對表1中各維度就業(yè)分布差異的影響。多元logit模型(Bazen,2011)的基本表達式為：

(1)

其中，N是樣本數，J是就業(yè)類別數，xi是第i個樣本的特征變量向量。由于多元logit模型的回歸系數不能直接用于解釋，通常需要計算各結果的相對風險發(fā)生比(RRR)和各變量的邊際效應(ME)。RRR指數反映自變量r變化一個單位導致因變量發(fā)生比的相對變化，其表達式為：

(2)

在結果類型超過兩個，即J>2的多元logit模型中，只能計算某一類結果j=m相對于另一個結果j=k發(fā)生的可能性，即相對發(fā)生比，其表達式為：

(3)

在多元logit回歸中通常還需要將某一個參照組類別的系數設定為0(β1=0)進行標準化以解決唯一性問題(Borooah,2002)，則參照組發(fā)生的概率就為：

(4)

由此，當固定k=1時，j=m發(fā)生的相對可能性就為：

(5)

于是，式(2) 計算的相對發(fā)生比最終轉化為：

(6)

最終，通過計算eβmr的數值，就可以得到自變量r變化一個單位所引起的相對于參照組類別，結果m發(fā)生的可能性增加了多少(Borooah,2002)。同理，通過計算RRRmurban=eβm urban，可以得到相對于參照結果，城鎮(zhèn)職工獲得m類工作的機會是農民工的多少倍。

單個自變量對結果發(fā)生可能性的邊際效應可以用ME指數來表示：

(7)

它表示自變量r變化一個單位時，結果m發(fā)生的絕對可能性將會變化多少。

五、戶籍對就業(yè)機會獲得的影響

(一)就業(yè)機會的戶籍效應

本文計算就業(yè)機會戶籍歧視的步驟為：(1)在農民工和城鎮(zhèn)職工的混合樣本中加入城市戶籍虛擬變量；(2)在控制了年齡、性別、婚姻狀況、受教育年限、培訓經歷和工作經驗變量時，對全樣本進行多元logit回歸，得到城市戶籍虛擬變量的β系數，在表3中記為Urban；(3)根據公式(6)計算RRRm，urban以顯示就業(yè)機會的戶籍效應，即表3中的RRR。

估計結果顯示：首先，絕大部分Urban值都在1%的水平上顯著，說明戶籍狀態(tài)對就業(yè)機會確實有影響。其次，RRR的數值顯示城市戶籍的確賦予了城鎮(zhèn)職工以就業(yè)優(yōu)勢。具體而言：(1)從職業(yè)維度看，相對于就職于收入較低的服務業(yè)，城鎮(zhèn)職工獲得白領工作的機會在2002年和2007年分別是農民工的2.6和4.6倍；(2)從行業(yè)維度看，相對于進入收入最低的競爭性行業(yè)，城鎮(zhèn)職工進入壟斷行業(yè)的機會在2002年和2007年分別是農民工的7.4倍和7.9倍；(3)從所有制維度看，相對就業(yè)于個體企業(yè)，城鎮(zhèn)職工進入國有企業(yè)的可能性在2002年和2007年分別是農民工的12.8倍和6.7倍。

表3　戶籍對就業(yè)機會的影響*由于共需考察兩個年份中職業(yè)(3類)、行業(yè)(3類)和部門(5類)三個維度的就業(yè)分布，要得到表3的全部值需要22次回歸，同時需要22張表格顯示結果。受篇幅所限，我們僅在附錄B中列出了2002年行業(yè)進入的logit回歸結果。如果讀者需要其余回歸結果，可以向作者索取。

注:***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。下表同。

表3還顯示，與2002年相比，2007年就業(yè)機會戶籍歧視在大多數維度上出現了惡化趨勢。這反映了就業(yè)分布似乎出現了類似于收入分配的“負滴漏效應”(Greenwood和Holt，2010)，即城鎮(zhèn)職工和農民工的就業(yè)不平等狀況沒有隨著經濟增長自然而然地得到緩解，反而呈現出擴大趨勢。2002年-2007年就業(yè)機會戶籍歧視的惡化狀況，在某種意義上反映出經濟發(fā)展優(yōu)先改善城鎮(zhèn)職工就業(yè)結構的傾向。本文認為導致就業(yè)機會出現“負滴漏效應”的因素可能包括以下幾個方面：出于統(tǒng)計性歧視，企業(yè)通常會將“好工作”優(yōu)先分配給平均人力資本水平更高的城鎮(zhèn)職工；地方政府為了完成就業(yè)指標，要求企業(yè)尤其是和其關系密切的國有企業(yè)、壟斷企業(yè)優(yōu)先安排城鎮(zhèn)職工就業(yè)；與當地城鎮(zhèn)職工相比，外來農民工的社會資本劣勢明顯，缺乏覓得“好工作”的社會關系網絡。

(二)就業(yè)機會的反事實分布

對兩個群體進行反事實模擬后就業(yè)分布情況將發(fā)生巨大變化，具體如表4所示。例如，如果遵從城鎮(zhèn)職工的就業(yè)規(guī)則，2002年農民工成為白領、進入壟斷行業(yè)和被國有企業(yè)雇傭的比例將會分別提高6、11和20個百分點；而2007年改善幅度更大。與之相反，如果遵從農民工的就業(yè)規(guī)則，2002年城鎮(zhèn)職工中分別有13%、11%和40%的人將從白領職業(yè)、壟斷行業(yè)和國有企業(yè)中轉移到相對劣勢崗位；2007年轉移幅度也更大。兩個群體實際就業(yè)分布和反事實就業(yè)分布之間的顯著差距再次證實了就業(yè)機會戶籍歧視的存在：如果農民工受到城鎮(zhèn)職工的同等待遇，他們的就業(yè)分布狀況將大為改善；反之，如果城鎮(zhèn)職工遵從農民工的就業(yè)規(guī)則，他們的就業(yè)優(yōu)勢則將大為減少。

表4　就業(yè)機會的實際分布和反事實分布(%)

盡管如此，表4的反事實估計結果同時也顯示，即便同樣遵循城鎮(zhèn)職工的就業(yè)規(guī)則，農民工的就業(yè)分布劣勢依然存在。例如，農民工2007年的反事實就業(yè)分布中分別有49%、45%和60%的農民工就業(yè)于低端的服務業(yè)、競爭性行業(yè)以及私營企業(yè)和個體企業(yè)；與之對比，遵從同樣就業(yè)規(guī)則的城鎮(zhèn)職工在這些低端崗位的實際就業(yè)比例僅有24%、28%和30%，顯著低于農民工。顯然，這個差別和戶籍歧視無關，而是由兩個群體的個體稟賦差異所致。

六、就業(yè)機會的人力資本回報

為了對比人力資本對兩個群體就業(yè)機會獲得的不同影響，我們對兩個群體樣本分別進行了多元logit回歸，并根據公式(7)計算了人力資本就業(yè)機會的邊際效應ME。

表5顯示，在絕大多數情況下，人力資本對獲得好工作有正向效應。以2007年受教育年限的就業(yè)邊際效應為例，多接受一年教育將使城鎮(zhèn)職工得到白領工作和受雇于國有企業(yè)的概率分別提高6.4和3.1個百分點，同時將使農民工得到白領工作、進入壟斷行業(yè)和受雇于國有企業(yè)的概率分別提高1.7、0.6和0.9個百分點。培訓經歷和受教育年限一樣，具有就業(yè)機會正效應。工作經驗的就業(yè)回報效應略顯不同，與有工作經驗的城鎮(zhèn)職工更容易找到好工作相反，有工作經驗的農民工反而更難找到好工作。這可能是因為農民工的工作崗位級別較低，對工作經驗要求不高。

表5中的大部分維度顯示，城鎮(zhèn)職工就業(yè)機會的人力資本回報顯著大于農民工。以受教育年限為例，2002年多受一年教育將使城鎮(zhèn)職工得到白領工作、進入壟斷行業(yè)和受雇于國有企業(yè)的概率分別比農民工多提高6.4、0.5和2.4個百分點。培訓經歷和工作經驗的情況與受教育年限類似。整體來看，表5中全部兩個年份、三個維度、18個單項人力資本就業(yè)機會邊際效應的群體對比結果顯示，農民工16個單項人力資本的就業(yè)機會回報都小于城鎮(zhèn)職工。

表5　人力資本對就業(yè)機會獲得的邊際效應*本表結果基于第四部分的公式(1)和公式(7)，且只保留了人力資本因素的邊際效應。附錄C中列出了職業(yè)獲得的邊際效應。受篇幅所限，其他兩個維度的邊際效應表未列出，讀者如果需要可向作者索取。

通常我們會用農民工就業(yè)機會的人力資本回報低于城鎮(zhèn)職工來證明勞動力市場上存在就業(yè)機會的戶籍歧視。其實，人力資本回報差異的負面影響還可能傳遞到勞動力市場之前。農民工在調查中時常反映他們感到在城市遭受到了種種不公正對待(李強，2012)。假設他們觀察到多受教育無助于獲得公平的就業(yè)機會，進而產生“知識無用”的想法，就會抑制其人力資本投資的積極性。此時，減少人力資本投資是農民工面對市場歧視的無奈之舉，而非真正的自由意志。前市場歧視理論將市場主體因為歧視預期所致的人力資本差距歸為“前市場歧視”。雖然受數據所限，我們無法證明前市場歧視的存在，但是僅把人力資本差距視為勞動力市場表現的原因，而忽視勞動力市場表現對人力資本積累的影響難免失之褊狹?？姞栠_爾(1944)就曾指出美國黑人問題是三種因素相互作用的累積結果：一是白人反對黑人的行動；二是黑人的貧困狀態(tài)；三是黑人較低的人力資本狀態(tài)及非主流的文化特征。他強調了歧視的累積效應。數據顯示，2002年到2007年農民工和城鎮(zhèn)職工受教育年限的差距從2.8年增大到3.3年，這或許與市場歧視的存在不無關系。

七、結論和啟示

本文從理論和實證兩個方面對勞動力市場上的就業(yè)機會戶籍歧視進行了研究，界定了就業(yè)機會戶籍歧視的本質內涵，測度了2002年到2007年就業(yè)機會戶籍歧視的程度和發(fā)展趨勢，考察了農民工和城鎮(zhèn)職工之間人力資本差距和就業(yè)機會差距的相互關系。本文的主要結論如下：

首先，中國勞動力市場上的就業(yè)機會戶籍歧視的本質內涵為：以勞動力市場存在分割為前提，以農民工群體進入一級勞動力市場時遭受戶籍壁壘為表現，以農民工的平等就業(yè)機會權利被侵害為本質的經濟歧視現象。

其次，中國勞動力市場上存在多個維度的、較嚴重的就業(yè)機會戶籍歧視，僅僅擁有城市戶籍就能使城鎮(zhèn)職工成為白領、進入壟斷行業(yè)和受雇于國有企業(yè)的機會比農民工高出2.6-12.8倍，而如果農民工得到和城鎮(zhèn)職工同樣的就業(yè)機會，其在好工作崗位的就業(yè)人數比例將增加1-3倍。

再次，2002年到2007年就業(yè)機會戶籍歧視呈現出惡化趨勢。就業(yè)機會戶籍歧視的惡化趨勢顯示，在經濟發(fā)展的過程中，城鎮(zhèn)職工的就業(yè)結構優(yōu)先得到了改善，而農民工仍大量滯留于低端就業(yè)崗位，就業(yè)機會分配存在“負滴漏效應”(Greenwood和Holt，2010)。

最后，城鎮(zhèn)職工的就業(yè)機會人力資本回報顯著高于農民工，這不僅是就業(yè)機會戶籍歧視存在的證據，也可能是2002年到2007年農民工和城鎮(zhèn)職工受教育年限差距擴大的原因。一旦形成歧視預期，勞動力市場上的歧視就可能會通過累積性效應傳遞到勞動力進入市場之前，進而抑制農民工人力資本投資的積極性。

綜上所述，為了緩解勞動力市場上的就業(yè)機會戶籍歧視程度，需要加強以下幾個方面的工作：首先，要進一步改善農民工就業(yè)的制度環(huán)境，將保障農民工平等就業(yè)機會權利作為各項工作的指導思想，加大平等就業(yè)權利的宣傳工作，禁止企業(yè)在招工時附加戶籍要求，反對地方政府以保障地方就業(yè)為由干預企業(yè)自主招工，設立專門機構為農民工提供法律維權服務，對權利遭侵害的農民工實施救濟。其次，要進一步完善農民工就業(yè)的市場環(huán)境，打破各種勞動力市場進入壁壘，打通農民工職業(yè)上升的通道，增強勞動力市場的競爭性和流動性。最后，要持續(xù)加大對農民工及其子女的教育培訓投入，教育資源要向農村地區(qū)傾斜，縮小城市和農村的教育水平差距，為隨遷子女提供公平的受教育機會，積極開展在職農民工的職業(yè)技術培訓，增強其就業(yè)競爭能力。

附錄A. 行業(yè)，職業(yè)和企業(yè)所有制分類表

附錄B.　2002年農民工和城鎮(zhèn)職工行業(yè)進入機會的多元logit回歸結果

附錄C. 農民工和城鎮(zhèn)職工行業(yè)進入的邊際效應

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(責任編輯石頭)

The Discrimination in Job Obtainment by Hukou in Labor market in China and Its Change Trend

Zhang Li1, Li Shi2, William A. Darity Jr.3,Rhonda Vonshay Sharpe3

(1.ShoolofEconomics,NanjingUniversityofFinanceandEconomics,Nanjing210023,China;2.BusinessSchool,BeijingNormalUniversity,Beijing100875,China;3.African&AfricanAmericanStudies,DukeUniversity,DurhamNC27708,USA)

This paper firstly clarifies the differences and connection between the theory of labor market segmentation and the economics of discrimination, and defines the hukou inequality of job distribution in Chinese labor market as economic discrimination whose essence is some harm to equal rights to employment enjoyed by migrant workers. Then it utilizes the data of CHIP 2002 and CHIP 2007 to investigate the situation and change trend of the discrimination in job obtainment by hukou through a multinomial logit model. It comes to empirical results as follows: firstly, different from their urban counterparts, there is significant hukou discrimination against rural migrants in three dimensions in terms of occupational attainment, access to the industrial sectors, and access to enterprises of different ownership; secondly, compared with 2002, the discrimination in job obtainment against rural migrants is deteriorating in 2007, reflecting the “negative trickle-down effect” in job distribution in the process of economic development; thirdly, lower returns to human capital in job opportunities for rural migrants may thwart their enthusiasm for investing in their human capital and induce pre-market discrimination. Based on the theoretic and empirical analysis, this paper provides relevant policy suggestions about the relief from the discrimination in job obtainment by hukou.

job obtainment;discrimination by hukou;rural migrant

2015-06-16

教育部人文社會科學研究基金項目(13YJC790212)；中國博士后科學基金第55批面上項目(2014M550650)

章莉(1976-)，女，江蘇南京人，南京財經大學經濟學院副教授；

李實(1957-)，男，江蘇徐州人，北京師范大學經濟與工商管理學院教授；

William A. Darity Jr.(1953-)，男，美國杜克大學非洲人和非裔美國人研究中心教授；

Rhonda Vonshay Sharpe(1966-)，女，美國杜克大學非洲人和非裔美國人研究中心副教授。

F241.2

A

1001-9952(2016)01-0004-13

10.16538/j.cnki.jfe.2016.01.001