程名望，華漢陽

(同濟大學 經濟與管理學院，上海 200092)

一、引言

根據劉易斯二元經濟結構理論，農村勞動力向城市轉移是經濟發(fā)展的普遍規(guī)律。中國由于長期實行重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略和嚴格的戶籍管理制度，大量農村勞動力只能滯留在農村和農業(yè)生產上。始于20 世紀70年代末的中國政策改革使限制農村勞動力流動的制度性障礙逐漸減少或消失，大量農村剩余勞動力被釋放，開始向城市勞動力市場大規(guī)模流動，據國家統(tǒng)計局2018年數據顯示，全國農民工數量已經達到28 836萬人，比2017增加184萬人，增長0.6%。其中外出農民工17 266萬人，比上年增加81萬人，增長0.5%(1)數據來源：《2018年全國農民工監(jiān)測調査報告》，http://www.stats.gov.cn/ztjc/qjd/tjdt/201904/t20190429_1662313.html(國家統(tǒng)計局)。。農村勞動力流動為中國的經濟和社會發(fā)展做出了重要貢獻，已有研究顯示1978—2015年期間中國農村勞動力轉移對非農業(yè)部門產出貢獻率達到11.64%，社會總產出貢獻率為10.21%(程名望等，2018)[1]161-172。但是，目前進城農民工的就業(yè)狀況卻依舊令人堪憂，與城市居民相比，其突出表現(xiàn)為工資水平低、勞動時間長、工作穩(wěn)定性差和勞動保障嚴重缺乏，非正規(guī)就業(yè)的色彩濃厚(高文書，2006)[2]28-34。其中，最根本的問題就是農民工收入問題，農民工的收人水平與大中城市房價之間存在極大“鴻溝”，僅憑務工收人，農民工群體很難實現(xiàn)在城市購房的夢想，迫使大部分進城農民工無法實現(xiàn)永久性遷移，只能進行候鳥式遷移(程名望等，2014)[3]63-71。根據國家統(tǒng)計局上海調查總隊“上海市農民工市民化調查問卷(2015—2017)”的調查結果來看，87.3%的農民工在上海仍然租房居住。農民工的“候鳥式遷移”不僅阻礙了我國的城鎮(zhèn)化進程，也不利于農民工市民化目標的實現(xiàn)。

同時，從微觀視角看，農村勞動力個體轉移的決定是農民在權衡進城務工的經濟收益和成本支出后做出的理性選擇(龔斌磊等，2010)[4]38-47。農民工在做出是否進城務工的決定前最先考慮的就是收入問題。那么究竟是什么因素影響著農民工的收入水平呢？基于此，本文研究農民工務工收入及其影響因素問題。該研究對于擁有大量農村人口的中國來說，具有重要的現(xiàn)實意義，這不僅是中國實現(xiàn)城鎮(zhèn)化的必然途徑，也是解決“三農”問題的必由之路(程名望等，2016)[5]70-77。而上海作為中國最有活力的城市之一，每年都吸引著大量流動人口，據統(tǒng)計，2017年上海市流動人口數量達到973萬人，占總數的40.2%，其中農民工為其最重要的組成部分(2)數據來源：2018年上海市統(tǒng)計年鑒，http://www.stats-sh.gov.cn/html/sjfb/201901/1003014.html(上海市統(tǒng)計局)。。因此，以上海農民工群體為研究對象，具有很強的代表性。

二、文獻綜述

農民工收入及其影響因素問題一直受到學者們的廣泛關注，目前研究主要圍繞以下三個方面。一是關于人力資本對農民工收入的影響。傳統(tǒng)的勞動經濟學理論認為人力資本對收入水平及其增長有決定性作用。首先，有學者從理論的角度驗證了以基礎教育為核心的人力資本對收入的增長機制，其中最具代表性的就是內生增長理論(Schultz，1961；Becker，1966；Romer，1986；Lucas，1988)[6]1-17，[7]358-380，[8]1002-1037，[9]3-42。其次，學者們做了大量的實證分析。劉林平和張春泥(2007)基于珠江三角洲農民工調查數據，研究發(fā)現(xiàn)受教育程度、職業(yè)培訓、工齡、年齡和性別等變量對農民工工資有顯著影響。[10]114-137王德文等(2008)發(fā)現(xiàn)簡單培訓對農民工工資收入的作用不顯著，但短期培訓和正規(guī)培訓對農民工工資收入有十分顯著的作用。[11]1131-1148此外，越來越多的學者開始關注健康人力資本在收入分配的作用。Schultz和Tansel(1997)認為工人在患病期間的勞動習慣的改變可能使其收入函數不再是最優(yōu)的狀態(tài)，從而對其收入造成影響。[12]251-286Weil(2007)在研究各國工人健康狀況與宏觀經濟增長之間關系時，就發(fā)現(xiàn)如果消除各國工人之間的健康差異可以讓各國之間的GDP差異減少9.9%，證明了健康人力資本在收入分配中的重要作用。[13]1265-1306程名望等人(2014)基于中國農村固定觀察點數據的研究也證實了健康對收入分配的重要影響，他們發(fā)現(xiàn)雖然健康和人力資本都是影響農戶收入的顯著因素，但在中國農村減貧中，健康比教育的作用更加顯著。[14]130-144二是社會資本對農民工收入的影響。近年來，經濟學關于社會資本的研究越來越活躍，也有大量學者研究了社會資本對農民工收入的影響，但目前關于社會資本是否能夠影響農民工的收入還存在爭議。Mouw(2003)通過實證研究發(fā)現(xiàn)，社會資本與個體收入之間并不存在因果關系。[15]868-898國內學者劉林平和張春泥(2007)的研究發(fā)現(xiàn)社會資本對農民工工資水平的提高沒有顯著影響。[10]114-137章元和陸銘(2009)的研究也證實了家庭社會網絡與農民工的工資水平并沒有直接的因果關系。[16]45-54相反，王春超和周先波(2013)在將社會資本分為“整合型”和“跨越型”展開分析后，研究發(fā)現(xiàn)“跨越型”和“整合型”的社會資本對農民工收入都具有顯著的正向影響，且兩者對農民工收入的提升效應相近。[17]55-68與此類似，葉靜怡和周曄馨(2010)在將農民工的社會資本分為“原始社會資本”和“新型社會資本”展開分析后，研究發(fā)現(xiàn)農民工原始社會資本的大小對其增加城市收入沒有顯著影響，新型社會資本對收入有正的影響。[18]34-46三是制度因素對收入的影響。例如最低工資制度，Neumark et al.(2004)對美國的低工資收入人群進行了研究，發(fā)現(xiàn)最低工資制度對低收入人群的影響較大，而對高收入人群的影響很小。[19]425-450楊娟和李實(2016)研究發(fā)現(xiàn)最低工資標準的提高對就業(yè)的影響微小，且對東部地區(qū)工人的工資沒有顯著影響，但會增加中西部工人的工資。[20]1563-1580另外，戶籍制度對流動人口的收入也有著重要影響。何凌霄等人(2015)發(fā)現(xiàn)外地農民工的收入比本地農民工高2.33%，在考慮樣本的選擇性偏差后，外地農民工的收入優(yōu)勢進一步擴大，戶籍地差異能夠解釋外地與本地農民工收入差異的33.5%。[21]15-26另外，企業(yè)制度也直接關系著農民工的收入水平。劉林平和張春泥(2007)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)制度中的企業(yè)規(guī)模和工種對工資有顯著影響，規(guī)模越大，工資越高，工種表現(xiàn)出明顯的等級性。[10]114-137

上述文獻圍繞農民工收入問題進行了較詳盡的研究，也為進一步研究奠定了良好的基礎，但中國社會正在快速發(fā)展，農民工的就業(yè)和生活狀況也在發(fā)生著變化，目前的研究數據不具有時效性?；诖耍疚牟捎?018年國家統(tǒng)計局上海調查總隊最新的農民工調研數據，不僅具有時效性而且具有權威性。通過研究上海市農民工務工收入的影響因素，為政府提高農民工工資收入，加快農民工城市融合，推進城鎮(zhèn)化進程提供一些可行的建議。

三、數據來源與統(tǒng)計性描述

(一)數據來源與處理方法

本文數據來自國家統(tǒng)計局上海調查總隊2018年農民工市民化進程動態(tài)監(jiān)測調查數據，該調查的調查對象為在上海務工超過6個月的農民工。該問卷共分為9個部分，分別為農民工及隨遷家屬基本情況，農民工就業(yè)、健康與醫(yī)療、居住條件、社會融合狀況，未隨遷的農民工家庭成員基本情況，農民工子女教育情況，農民工及共同居住家庭成員的收支情況，以及農民工在城鎮(zhèn)的定居意愿。本次調查共獲得有效樣本4 367份。在處理原始數據的過程中，本文根據實證分析中所需要的信息或變量的需要，選取了對本問卷9個部分都做出回答的受訪農民工問卷，共1 246份。在刪除部分變量缺失和少數明顯錯誤而又無法修正的樣本后，最后得到本文實證分析所需要的樣本993份。

表1 樣本農民工基本特征表

分析農民工樣本的基本特征(表1)，從性別上看，男性占60.0%，女性占40.0%。從年齡上看，農民工最大年齡為69歲，最小年齡為17歲，樣本基本服從正態(tài)分布，且25～34歲的農民工比例最大，占36.5%。從受教育程度分布來看，樣本呈現(xiàn)以初中學歷為中心的正態(tài)分布，小學及以下學歷占12.0%，初中學歷占41.1%，高中、中專和高專占21.3%，大專學歷及以上占24.6%。另外，樣本農民工中有配偶的占77.0%，無配偶(包含未婚、離婚以及喪偶)的占23.0%。大部分農民工為漢族，漢族農民工的比例為98.9%，少數民族農民工的比例僅為1.1%。

(二)變量設置與指標選取

1.被解釋變量

本文選取農民工的月收入來度量農民工的務工收入水平，單位為元。在問卷調查中，因受訪農民工在問卷調查過程中被問及三個有關月收入的問題，分別為“平均每月的現(xiàn)金收入是多少？(工作、獎金、津貼)”“如果提供免費的工作餐或者伙食補貼，平均每月折算多少錢？”“如果提供免費住宿或者住宿補貼，平均每月折算多少錢？”，故本文計算的農民工月收入等于以上三項收入之和。由表2可知，農民工月務工收入的平均值為5 782.10元，且分布比較分散，月均收入的最大值為40 400元，最小值為1 260元。

2.解釋變量

根據勞動經濟學的傳統(tǒng)理論以及以上文獻分析，影響農民工收入的因素十分復雜，在研究綜述的基礎上，本文也將可能影響農民工務工收入的因素分為三類，即人力資本因素、社會資本因素和制度因素。另外控制了農民工的性別、年齡、民族和婚姻等個人特征因素。具體的變量選擇及其處理方法如表2所示。

由表2 可知，樣本農民工的平均受教育年限為10.91年，最低的為文盲，最高學歷為研究生。大部分農民工的健康狀況比較好，其中健康的比例為98.3%、體質較弱的比例為0.9%、身有殘疾的比例為0.1%、患有慢性病的比例為0.7%，不存在患有大病的農民工(3)數據結果來自原始數據，使用SPSS 25.0統(tǒng)計軟件計算。。樣本農民工中未擁有任何職業(yè)證書的比例為76.2%、初級11.6%、中級8.1%、高級2.8%、技師0.7%，高級技師0.1%。樣本農民工從事目前工作的平均年數為5.33年，最長的為34年，最短的是0年，即被調查當年才從事本份工作，未滿一年。樣本農民工在當地經常來往的平均親友數量約為5人，僅3%的農民工為共產黨員。農民工所在單位為國有、集體或者事業(yè)單位的比例為17.9%，三資企業(yè)的比例為15.2%，私營或者個體企業(yè)的比例最高，為64.2%。農民工所在單位規(guī)模中，10人以下的占12.0%、10～49人的占19.7%、50～99人的占11.7%、100～299人的占17.0%、300人以上的比例最高，為35.1%(4)同上。。另外，雖然83.6%的農民工與雇主簽有無固定期限合同或1年以上合同，但農民工的平均周工作時間仍然超過51個小時，遠遠超過法定周最長工作時間(44個小時)。僅有13%的農民工在就業(yè)時遭遇過戶籍制度的限制。

表2 變量選取與描述統(tǒng)計

注：(1)無配偶包括未婚、離婚和喪偶；(2)受教育程度分別按文盲0年、小學6年、初中9年、高中和中專12年、高專和大專15年、大學本科16年、研究生19年轉換為連續(xù)變量；(3)健康狀況中：健康=5，體質較弱=4，身有殘疾=3，患有慢性病=2，患有大病=1；(4)職業(yè)證書擁有情況：無=1，初級=2，中級=3，高級=4，技師=5，高級技師=6；(5)政治面貌中其他包括共青團員、民主黨派和其他類型；(6)單位性質中：國有或集體單位以及事業(yè)單位=3，三資企業(yè)=2，私營/個體=1、其他=0；(6)單位規(guī)模中：10人以下=1，10～49人=2，50～99人=3，100～299人=4，300人以上=5，不清楚=6；(7)簽訂無固定期限或1年以上勞動合同=3，簽訂一年以下勞動合同=2，試用期/實習期未簽合同=1，沒有勞動合同或其他=0；(8)工作時間=周工作天數*日工作小時。

四、模型構建與實證分析

(一)模型建立

根據以往研究，大多數關于勞動力收入影響因素的研究都采用標準的Mincer工資方程，該方程是研究人力資本回報率的經典模型?；诖?，根據上文的變量選擇，設定以下擴展的Mincer工資方程：

ln(incomeij)=β0+β1HVij+β2SVij+β3IVij

+β4CVij+εij

(1)

(1)式中，ln(incomeij)為農民工月收入的自然對數，i表示樣本農民工的編號，HVij為人力資本變量，SVij為社會資本變量，IVij為制度因素變量，CVij為農民個人特征因素等控制變量，εij為隨機擾動項，具體的變量設置可見表2。

(二)實證分析

本文運用Stata/MP14.0統(tǒng)計軟件對樣本農民工的相關數據進行多元線性回歸分析。在進行多元線性回歸前，本文通過B-P檢驗和White檢驗發(fā)現(xiàn)模型存在異方差，為了解決異方差問題，本文使用了穩(wěn)健加權最小二乘法。由于本文所采用數據為橫截面數據，故不考慮數據的序列相關性，得到回歸結果如表3所示。

表3 多元線性回歸結果

注：***、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平上統(tǒng)計顯著。

從回歸結果可知，F(xiàn)值在1%的水平上統(tǒng)計顯著，這說明模型的整體線性關系是顯著的。但R2的值不高，Robust WLS的R2僅為0.278 3，回歸方程的擬合優(yōu)度還有待提高，這說明影響農民工務工收入的因素確實比較復雜，還包括一些能夠影響農民工務工收入的其他未可知因素。具體分析如下：

1.人力資本因素對農民工務工收入的影響。農民工受教育程度在1%的顯著性水平上對農民工的務工收入有顯著正向影響，即農民工受教育程度每增加1年，月收入會提高3.30%。與受教育程度類似，代表農民工職業(yè)技術水平高低的職業(yè)證書等級也在1%的顯著性水平上對農民工收入有顯著的正向影響，職業(yè)證書等級每提高一級，農民工收入水平會提高5.18%。此外，農民工被調查時所從事工作的工作年數即工作經驗也對其收入有著顯著的正向影響，農民工的工作年數每增加1年，其月收入提高0.43%。受教育程度、職業(yè)證書等級代表的職業(yè)技能以及工作經驗對農民工收入的正向影響與經典的人力資本理論相符。至于健康狀況因素，雖然農民工的健康狀況越好，其收入水平越高，但對收入的影響并不顯著，這可能與農民工在選擇是否進城務工時會考慮自己的健康狀況有關，因為健康狀況不佳的農民可能會優(yōu)先考慮留在農村(程名望等，2018)[22]48-55，這樣就對樣本的健康狀況做了篩選。

2.社會資本因素對農民工收入的影響。農民工的本地親友數量對其務工收入沒有顯著影響，這是因為更多的社會網絡只是起到配給工作的作用，只能影響工作類型而間接影響收入水平，并不能直接影響收入水平(章元和陸銘，2009)[16]45-54。農民工的政治面貌即黨員身份在1%的顯著性水平上顯著，擁有黨員身份的農民工比沒有黨員身份的農民工收入平均高28.0%，黨員身份作為一項政治身份和資本，是一項稀缺資源，在其他條件相同的條件下，黨員往往比非黨員擁有更多的機會從事較高地位和收入的職業(yè)，其收入水平自然也會受到相應影響(嚴善平，2017；程名望等，2016)[23]105-128，[24]46-59。

3.制度因素對農民工收入的影響。農民工的周工作時間對其務工收入的影響在1%的水平上顯著，每多工作1小時，其收入提高0.3%，農民工主要集中在勞動力密集型行業(yè)工作，一般遵循“多勞多得”的原則，因此他們周工作時間越長其務工收入越高。在OLS模型中，農民工所在單位的單位規(guī)模對其收入有顯著正向影響，但在Robust WLS模型中，其對收入不再具有顯著影響。而農民工所在單位的性質對其收入也沒有顯著影響，這表明國有或集體單位以及事業(yè)單位并沒有給予農民工更高的工資水平。簽訂勞動合同并不能顯著提高農民工的工資，這與劉林平和張春泥的研究結論一致(劉林平和張春泥，2007)[10]114-137。另外，戶籍制度對農民工務工收入的影響均不顯著，這可能是因為農民工主要從事在勞動強度大、技術含量低、工作環(huán)境差、福利待遇低的本地人一般較少就業(yè)的次級勞動力市場有關(劉林平和張春泥，2007)[10]114-137。

五、結論與評述

本文基于國家統(tǒng)計局上海調查總隊2018年農民工市民化進程動態(tài)監(jiān)測調查的993份樣本數據，通過構建擴展的Mincer工資方程，研究了上海市農民工務工收入及其影響因素，發(fā)現(xiàn)上海農民工的務工收入受到農民工的受教育程度、職業(yè)證書擁有情況、工作經驗、政治面貌、工作時間、性別、年齡、婚姻狀況等因素的影響。具體結論如下：第一，人力資本因素對提高農民工務工收入的作用很大。其中，受教育程度、職業(yè)資格證書的擁有情況以及工作經驗對農民工收入都有顯著的正向影響，與受教育程度的作用相比，能夠代表農民工工作技能的職業(yè)證書擁有情況對提高農民工收入的作用更加明顯，此外農民工工作經驗對其務工收入的影響也不容小覷。第二，社會資本對農民工收入的影響最大。雖然農民工的社會網絡數量對務工收入沒有顯著影響，但擁有黨員身份的農民工比未擁有黨員身份的農民工工資高28.0%，黨員身份在勞動力市場上的收入效應明顯。第三，目前制度因素中除了農民工的周工作時間外其他影響因素的作用均不顯著，農民工周工作時間越長收入越高與其主要從事“多勞多得”類型工作有關。第四，農民工個人特征因素對務工收入有著顯著影響。其中，男性的務工收入要顯著高于女性，農民工勞動力市場上存在著明顯的性別歧視；有配偶的農民工收入要顯著高于沒有配偶的農民工，與婚姻的溢價效應有關；農民工的年齡對務工收入的影響有生命周期效應：在青年時，隨著年齡的增長，其收入會不斷提高，但達到32歲以后，其收入隨著年齡的增長而逐漸減少，即年齡與收入呈“∩”曲線變化。

農村改革40年來，我國的農業(yè)生產、農民生活和農村面貌都發(fā)生了巨大變化，取得了舉世矚目的成績，但不能否認的是“三農”工作依舊存在很多問題，農業(yè)農村發(fā)展滯后仍然是我國發(fā)展不平衡不充分最突出的表現(xiàn)。十九大提出的“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”就是做好新時代“三農”工作的總抓手。截至2016年底，我國仍然有3 億多人務農，其中2億多是純務農人員，在如何深化新時代農村改革的措施中，促進農村勞動力轉移就業(yè)仍然非常重要。本文認為，要想提高農民工收入水平，促進農村勞動力轉移就業(yè)，加快城鎮(zhèn)化進程，助力“鄉(xiāng)村振興計劃”，應該做到以下三點：第一，應加大對農村基礎教育的投資，加快將9年義務教育擴展至12年義務教育的步伐，提高基礎教育年限不僅對提高農民工收入具有顯著的作用，還可以提高整個社會的素質水平；第二，應該加強職業(yè)技能培訓，在實際工作中，職業(yè)技能水平的高低比文化程度的高低更能影響農民工的收入，擁有職業(yè)技能的農民工的持續(xù)就業(yè)能力更強，其融入城市的可能性也會更高，雖然最近幾年各地政府都在積極提供各種職業(yè)技能培訓的公共服務，但培訓效果不如預期，因此政府應該考慮創(chuàng)新職業(yè)技能培訓的體制，從而真正提高職業(yè)技能培訓的效用；第三，要消除企業(yè)制度和社會觀念中對農民工性別的歧視，研究結果表明，性別顯著影響農民工的收入，女性農民工在進城尋找工作時受到種種限制，阻礙了勞動力市場的有效配置，應該消除一些不合理的企業(yè)制度和社會歧視，在重視效率的同時也要兼顧公平，要保護弱勢群體中更加弱勢的人群，來創(chuàng)造更加公平的就業(yè)環(huán)境。