基础教育、就业行业与农民工家庭收入决定

全 磊¹，陈玉萍¹，丁士军²，吴海涛¹

(1.中南财经政法大学工商管理学院，湖北 武汉 430073；2.中南财经政法大学公共管理学院，湖北 武汉 430073)

摘 要: 本文利用2016年鄂粤两省农民工家庭生计调查数据，从家庭总收入和结构性收入双重视角，探讨基础教育和就业行业对未完全汇合农民工家庭收入的影响机理。研究结果表明，基础教育和非农就业行业均有利于农民工家庭收入水平的提高，但二者仅通过打工经商收入提高家庭总收入水平，接受过基础教育的家庭更易于脱离农业生产，虽然损失了转移性收入，但总体上有利于家庭资源配置的改进。政府应适时将农村义务教育年限从9年延长至12年，并以新型城镇化建设为契机，因地制宜地发展本地产业，改革涉农补贴制度，完善相关法律法规，为农民工家庭的转移性收入和财产性收入创造新的增长点。

关键词: 基础教育；就业行业；农民工家庭；收入水平；收入结构

一、引 言

2014年，李克强总理在《政府工作报告》中明确提出“三个1亿人”的新型城镇化战略，而首要的“1亿人”就是在2020年实现约1亿农民工的市民化。2017年，我国人口城镇化率达58.52%，城镇常住人口为8.1亿(包括约2.87亿农民工，占全国总人口的20.65%)。作为新型城镇化战略的落脚点，农民工群体获得自由进城就业和居住的权利，但社会经济地位还有待进一步提高。作为衡量社会经济地位的重要指标，农民工收入水平始终是学界和政府关注的焦点。

回顾有关农民工收入决定的文献发现，在研究内容上主要集中于两个方面：一是宏观因素对农民工收入的影响，如区域差异、行业差异等^[1]；二是微观因素对农民工收入的影响， 如家庭特征、人力资本等^[2][3]。然而，微观视角下农民工收入决定的相关研究并不深入，许多学者仅关注单一要素对农民工收入的影响。在研究方法上，绝大多数学者采用最小二乘法(OLS)、两阶段最小二乘法(2SLS)和固定效应模型(FEM)^[1][2][3][4]，部分学者采用条件分位数回归(CQR)^[5][6]，研究表明提高受教育水平和非农就业均有利于增加农民工收入，且随着收入层次的提升，边际贡献均有所变化。

尽管现有研究就教育和就业行业对农民工收入的影响做了深入细致的讨论，并在一些基本判断方面得出较为一致的结论，但在研究内容和方法上还有进一步拓展的空间。首先，从研究内容看，已有研究多是农民工个体研究，针对农民工家庭收入的研究较少，而家庭作为劳动力配置的重要决策单元，迫切需要得到关注。绝大多数研究是对收入的总体性研究，深化的结构性研究较为稀缺，而对结构性收入的考察，有利于探析教育和就业行业的收入效应途径和机理。研究数据较为陈旧，现有文献的研究数据截至2015年，基于2015年之后数据的研究有待更新和扩充。其次，从研究方法看，已有研究忽视教育与就业行业之间的相互影响，使研究结果可能出现偏误。虽然条件分位数回归能描述所有条件分位点上解释变量对被解释变量的不同边际效应，但条件于教育的0.1分位指的是在不同教育水平中10%以内的最低收入群体，并不是整体中的最低收入群体，而政策制定者往往更关注后者。

基于已有研究存在的上述不足，本文的创新主要体现在以下四个方面。第一，视角比较新颖。与以往研究不同，本文专门探讨基础教育和就业行业对未完全汇合农民工家庭收入的影响。在新型城镇化的过渡阶段，尚未在务工地完全汇合的农民工家庭占大多数，正处于市民化的边缘，也是最需要政策扶持的群体。第二，进一步深化现有学者的研究。从收入来源和结构分解的视角，探析基础教育和就业行业对未完全汇合农民工家庭收入的影响路径和机理。第三，在时间维度上衔接现有研究。基于2016年的调研数据做实证分析，对现有研究进行时间维度上的推进。第四，关注基础教育和就业行业对家庭收入无条件分布的影响。采用无条件分位数回归(UQR)测算基础教育和就业行业的收入效应，并高度关注基础教育与就业行业的相互影响，利用“义务教育法的实施”作为“基础教育”的工具变量，进一步采用无条件内生分位数处理效应模型(UQTE)考察基础教育的边际贡献。

本文拟利用2016年的调查数据，研究基础教育和就业行业对未完全汇合农民工家庭收入的边际贡献、作用机理和路径，对理解新型城镇化发展规律、提高农民工家庭社会经济地位具有重要意义，为政府制定扶持农民工家庭发展政策提供理论上的有力支持。

特色古镇的开发一般有扩建、新建、原街保护3种方式，随着特色小镇建设的兴起，各地特色古镇除古镇内建筑纹理、风格有所不同，软景设计大同小异，无特色之谈。故而日后特色小镇建设需要在软景设计上凸显当地特色，以烘托小镇特色。

二、数据来源和统计性描述

(一)数据来源与说明

本文数据来源于课题组2017年8～10月组织的农民工家庭生计调查，调查内容为2016年农民工家庭生计状况。作为我国东部沿海省份和中部内陆省份的代表，广东和湖北的经济发展水平分别位列全国首位和中上游，2017年末城镇化率分别为69.85%和59.3%，均高于全国平均水平，汇集大量进城打工的农民工家庭，比较适合开展进城农民工家庭生计状况的调查研究。课题组选取广东省的珠海市、佛山市和湖北省的武汉市、襄阳市作为调查地，根据随机抽样原则，从这四个城市中选择受访家庭，共发放问卷972份，回收有效问卷950份，有效问卷率为97.74%。

本文的研究对象是未完全汇合农民工家庭，首先需对农民工家庭的类型进行界定。鉴于农民工家庭形式的多样性和复杂性，我们以调查时点为界、以家庭经济人口(包括所有在经济上紧密相连、共同做出重要收支决策的亲属)为核心，按家庭成员在务工地的汇合状态，将农民工家庭划分为未汇合、半汇合和完全汇合三种类型。未汇合农民工家庭指家庭成员独自一人在务工地打工，未与任何家庭成员一起在务工地生活；半汇合农民工家庭指部分家庭成员一起在务工地打工生活；完全汇合农民工家庭指所有家庭成员共同在务工地打工生活。未汇合和半汇合农民工家庭统称为未完全汇合农民工家庭。上述对核心概念的界定，既借鉴已有研究的智慧^[7][8]，也加入我们自己的理论思考。根据这一定义，调查得到的未完全汇合农民工家庭共计642户、1605个劳动力。

3.基础教育、就业行业与家庭收入的交互分析

以G2京沪高速公路在镇江市某互通立交为实例工程。首先对实例工程的新建匝道需求进行计算分析。根据本文式（1）可知，实例工程应设置4×3=12条匝道。根据现状统计（图5），实例工程已建有11根转向匝道，因此需要再新建一根匝道，根据现状分析，k=4，n0=11，i=1，j=4，同时对可行方案数进行计算，可知可行方案为：

(二)统计性描述

1.家庭劳动力受教育水平和就业行业

Δ_τ|c =q _τ (Y _1|c )-q _τ (Y _0|c )

表1 未完全汇合农民工家庭劳动力受教育水平和就业行业 单位：%

2.家庭收入水平和结构

家庭收入指2016年家庭纯收入，借鉴已有学者的划分方法^[9]，我们将家庭收入划分为农业经营收入、打工经商收入、转移性收入和财产性收入。收入一般是符合正态分布的^[10]，选择以25%、50%和75%分位数作为临界点，将家庭收入分为低收入组、中低收入组、中高收入组和高收入组。表2显示，未完全汇合农民工家庭已出现比较明显的收入分层，高收入组的平均收入是低收入组的4.75倍。各收入组中打工经商收入的比重最高，成为家庭收入的主要来源，也是增收的关键路径。随着收入层次的提高，农业经营收入和转移性收入逐渐减少，财产性收入逐渐增加。

表2 未完全汇合农民工家庭收入水平和结构

1998年以来，中国成品油价格市场化改革、炼化行业规范准入、进出口政策有限放开、终端零售业务开放等多环节改革工作持续有序推进，成品油市场化改革取得重要进展。目前，中国成品油价格依然处于政府指导价管理阶段，尚未真正实现完全市场化运行，但是，成品油市场主体多元化竞争格局基本形成，市场在价格中的决定性作用已初步显现，终端零售业务已全面放开，成品油出口贸易在持续扩大，全面实现市场化的条件已基本具备。

表3显示，随着家庭收入层次的提高，有初中毕业劳动力的家庭户数逐渐增多，无初中毕业劳动力的家庭户数逐渐减少，家庭在非农行业配置劳动力的比例整体上呈递增趋势。这仅是交互分析的结果，还不能精确测度基础教育和就业行业对家庭收入的影响。下文将运用计量经济模型实证分析基础教育和就业行业对家庭收入的边际贡献。

表3 基础教育、就业行业与家庭收入的交互分类

三、模型建立和实证分析

(一)研究方法

1.UQR估计

本文采用Fripo、Fortin和Lemieux提出的无条件分位数回归(UQR)^[11]，估计各影响因素的单位平移变换对农民工家庭收入无条件分布分位数上的边际影响。

UQR假设各影响因素是外生的，定义式如下：

(1)

其中，RIF(q_τ ,y,F_y)是F_Y的τ_ 分位数对应的再中心化影响函数，q_τ 表示Y 的无条件分位数。

2.UQTE估计

我们采用Frölich和Melly提出的无条件内生分位数处理效应模型(UQTE)^[12]，进一步估计基础教育对各收入组农民工家庭的边际贡献。

由图1可知，基础教育在所有分位点的UQTE回归系数均为正且高于OLS回归系数、低于2SLS回归系数，呈递减趋势。三个就业行业的UQR回归系数在所有分位点均为正，虽有一定波动，但总体上在低分位点的回归系数高于高分位点的回归系数。健康状况和户主性别的UQR回归系数均为正且呈递减趋势。家庭类型、家庭规模和人口抚养比的UQR回归系数均为负且对低分位点的负面影响更大。工作经验和打工省份的UQR回归系数在低分位点数值较小，在其他分位点的趋势平稳。由此可见，全分位数回归得到的基本结论与上文的分析结果保持一致，表明上文的分位点选择具有代表性，主要发现是稳健的。

1.全分位数回归

做法：1.先制起酥面团。先用265 g面粉加凉水、柠檬酸、鸡蛋液、盐和面，揉制15～20 min。将面团放在撒了面粉的面案上饧放 20～30 min。再将人造奶油切成小块，撒上面粉，搅拌成油面混合物，放案上切成扁平方块，放冰箱中冷却至12～14℃。将饧好的面团擀压成正方形大片，中间稍厚，四边擀薄些。将冷却好的人造奶油块（约130 g），放在方面片中央，从两侧折起包合在一起。然后再把面团重新擀平；叠 4层，再擀平；再叠为 4层，放冷箱内，冷藏 30～40 min；从冰箱取出后，再次擀平，仍叠为4层，入冰箱冷却。第二次从冰箱取出后，要再次叠为4层，第三次入冰箱冷却，即成为起酥面团。

我国的基础教育指初中及初中以前的所有教育形态，因此将“初中”作为划分劳动力是否完成基础教育的界点。表1显示，在未完全汇合农民工家庭的劳动力中，近一半的劳动力文化水平在初中以下，未完成基础教育。另外，家庭劳动力在服务业行业就业的比例最高，其次为制造业和建筑业。

2.1.4 分离电压的优化 在分离电压大于25 kV时，SDZ和SMZ、NOR和OFL无法实现良好分离，且毛刺明显增多；分离电压小于18 kV时分离时间超过50 min，组分自然扩散加剧，峰展宽严重。最终的分离电压确定为22 kV。

(2)

其中，q _τ (Y _d|c )是政策遵从者Y _d 的τ 分位，Δ_τ|c 被定义为无条件分位数处理效应。

(二)模型建立和变量设置

基于经典的明瑟收入决定方程^[15]，本文采用半对数模型，扩展并建立无条件分位数计量方程：

(3)

其中，被解释变量lnY _i,q _τ 表示第i 个未完全汇合农民工家庭在无条件分布分位点上的家庭纯收入对数；解释变量HC、EI和CV分别表示人力资本、就业行业和控制变量；β 是半弹性系数，表示解释变量变化一单位引致的被解释变量变化的百分比；ε _i,q 是随机误差项。每一组解释变量都设置系列细化变量(见表4所示)。

表4 变量设置及统计性描述分析

注：对健康状况的评价，调查问卷给出“非常好”“比较好”“一般”“比较差”和“非常差”五个选项，运用李克特(Likert)五点量表尺度进行测量，分别赋值为5、4、3、2和1，代表健康状况逐渐有序下降。不完全家庭指不存在完整夫妻关系的家庭，即夫妻双方离异或一方丧偶，经济上完全独立或一方与子女生活；完全家庭指存在完整夫妻关系的家庭，主要包括核心家庭、直系家庭和扩展家庭。

(三)回归结果及分析

本文数据为截面数据，不存在序列相关性，仅需检验多重共线性和异方差性。检验结果显示，所有解释变量的方差膨胀因子均小于2，怀特检验中nR²对应的P值为0.01，表明仅存在异方差性。回归分析时采用聚类稳健标准差消除异方差问题的影响，最小二乘法(OLS)和无条件分位数回归(UQR)的结果如表5所示。

从人力资本看，基础教育、健康状况和工作经验的系数均显著，表明人力资本是影响未完全汇合农民工家庭收入水平的重要因素。首先，无论均值效应还是各无条件分位点上，基础教育的边际贡献均在1%的水平上显著为正，随着收入层次的提高，边际贡献呈现递减规律。具体来说，有劳动力初中毕业的家庭比无劳动力初中毕业的家庭的收入平均高出32.77%。基础教育的边际贡献在低分位点(Q₂₅)为46.56%、中等分位点(Q₅₀)降至30.19%、高分位点(Q₇₅)进一步降至26.89%。其次，健康状况的系数显著为正，工作经验仅在中等和高分位点(Q₅₀、Q₇₅)具有显著影响，且二者的边际贡献明显低于基础教育。由此可知，虽然健康状况和工作经验影响未完全汇合农民工家庭收入，但重要程度相对较低。

从就业行业看，未完全汇合农民工家庭增加在制造业、建筑业和服务业的劳动力配置比例均能显著提高家庭收入水平，三个行业变量在低分位点(Q₂₅)的边际贡献高于在中等和高分位点(Q₅₀、Q₇₅)的边际贡献，同一收入组内三个行业变量的边际贡献也表现较大差异。具体来说，未完全汇合农民工家庭在制造业、建筑业和服务业的劳动力配置每增加1%，家庭收入水平平均提高0.50%、0.46%和0.40%。在中等和低分位点(Q₂₅、Q₅₀)，制造业的边际贡献最高，分别达到1.04%和0.58%；在高分位点(Q₇₅)，建筑业的边际贡献最高(达0.36%)。

表5 家庭总收入OLS和UQR回归结果(N=642)

注：*、** 和*** 分别表示在10%、5%和1%的水平上显著，括号内为标准误；参考Brandt等的做法^[16]，利用地区价格平减指数，将收入进行省际购买力差异调整，基数为2002年全国价格指数。下表同此。

从家庭特征看，与完全家庭相比，不完全家庭的收入水平显著偏低，因此维护未完全汇合家庭的完整性有利于家庭收入水平的提高。家庭规模越大、人口抚养比越高，家庭收入水平越低，因此适度调控农村生育政策，既有助于控制农民工家庭规模，又保证家庭劳动力数量，从而有利于家庭收入增长。户主性别的系数显著为正，表明户主为男性的家庭具有较高的收入水平，意味着男性作为“一家之主”，既是农村传统文化的体现，也是家庭经济理性行为的结果。

从打工省份看，相对于湖北，在广东打工的农民工家庭拥有更高的收入水平，尤其在中等和高分位点(Q₅₀、Q₇₅)表现得更为明显。可能的原因在于：一是广东省经济发达，劳动力市场歧视少，就业机会多，收入增长空间更大；二是伴随我国城镇化步伐的加快，农民工家庭选择打工省份的束缚越来越少，不仅依靠人力资本积累获得经济收入，也分享到经济发达地区经济增长带来的红利。

要适应审理违纪案件形势新变化，建立违纪案件快查快结机制，在违纪问题查清后，涉嫌犯罪的及时移送司法机关，需要给予党纪处分的，及时作出相应处分；探索建立审理党纪轻处分案件简易程序工作机制。

接下来，采用两阶段最小二乘法(2SLS)和无条件内生分位数处理效应模型(UQTE)缓解教育变量的内生性问题(估计结果如表6所示)。基础教育的边际贡献显著为正，随着收入层次的提高，边际贡献呈现递减规律，这与上文的分析结果一致。值得注意的是，当某种因素对低收入群体的边际贡献大于对中等及更高收入群体的边际贡献时，该因素往往具有缩小收入差距的作用^[17]。因此，基础教育既有利于未完全汇合农民工家庭收入水平的提高，也有利于缩小高低收入群体间的差距，从一定意义上来说，是对我国实施义务教育法的一种肯定。

UQTE在3个无条件分位点上的估计值均低于2SLS的估计值(1.0790)、高于OLS的估计值(0.3277)，表明OLS对基础教育的边际贡献可能存在一定程度的低估，而2SLS对基础教育的边际贡献可能存在一定程度的高估。

表6 2SLS和UQTE回归结果(N=642)

(四)稳健性检验

1.1一般资料2015年9月至2016年9月我院对60了护理人员进行分析,分成对照组A和研究组A,均有30例,通期选取了120例患者,分成对照组B和研究组B,均有60例。对照A组中护士职称:初级23名,中级7名;护士学历:中专1名,大专24名,本科5名。研究A组护士职称:初级25名,中级5名;护士学历:大专26名,本科4名,无中专学历者。对照组B有23例女性,37例男性,21至79岁,平均(41.3±1.2)岁。研究B组有24例女性,36例男性,最小19岁,最大65岁,平均(38.7±1.1)岁。各组一般性资料不存在统计学差异性,能够进行对比分析。

Y ₀和Y ₁分别表示“家庭无劳动力初中毕业(D=0)”和“家庭有劳动力初中毕业(D=1)”的收入水平，Frölich和Melly(2014)采用再赋权分位点回归算法，估计政策遵从者的分位点处理效应：

本文采用全分位数回归展示解释变量在全部无条件分位点上的边际贡献及变化趋势。在图1中，纵轴代表对应解释变量的无条件分位数回归系数，横轴代表无条件分位数，最小和最大分位数分别取值0.05和0.95，图形步长0.05。第一张图的虚线表示2SLS和OLS的回归系数，实曲线和阴影分别表示UQTE的回归系数和置信带。其余图形的实直线和虚线分别表示OLS的回归系数和置信带，实曲线和阴影分别表示UQR的回归系数和置信带。

①风选系统项目共需投入527.43万元。主要包括土建基础设施投入15万元、相关设施改造投入45万元、干选机设备购置投入230万元、设备运输及安装投入106.07万元、配电设施投入26.84万元、转载皮带投入104.52万元。

依据可持续生计框架^[13]，作为农民工家庭的人力资本和生计策略，受教育水平与就业行业之间存在相互影响，导致受教育水平的系数估计出现严重偏差。为缓解教育变量的内生性问题，受已有文献的启发^[14]，本文拟利用“义务教育法的实施”(Z)作为“家庭有无劳动力初中毕业”(D)的工具变量。由于鄂粤两省均在1987年实施义务教育法，《义务教育法》规定6～15岁是相应的义务教育阶段，则受义务教育法影响的临界年份为1987-15=1972年，家庭有成员在1972年以后出生，则Z=1，否则Z=0。

图1 解释变量全分位数回归系数及变化趋势

2.倾向得分匹配

本文采用倾向得分匹配估计义务教育法实施对未完全汇合农民工家庭收入的处理效应，将“受义务教育影响户”设置为处理组，“未受义务教育影响户”设置为控制组，平衡性检验结果显示匹配效果较好。进一步采用近邻匹配法、核匹配法和半径匹配法获得义务教育法的平均处理效应，结果表明义务教育法的实施使“受义务教育影响户”的总收入水平提高33.71%～35.54%。

表7 义务教育法实施对未完全汇合农民工家庭收入影响的倾向得分匹配结果

四、基于收入结构分解的进一步分析

上文分析基础教育和就业行业等因素对未完全汇合农民工家庭总收入水平的影响，而对家庭结构性收入的进一步分析，有助于探析诸因素对家庭收入水平的影响机理和作用路径。采用同样的计量方程结构，分别对未完全汇合农民工家庭4种收入来源建立计量模型，被解释变量分别是农业经营收入、打工经商收入、转移性收入和财产性收入的对数(结果见表8所示)。

表8显示，在4个结构性收入模型中，仅有打工省份的系数均显著，表明打工省份对家庭收入的影响是全面的，它通过各种收入来源对总收入水平产生影响。其他变量仅在部分模型中显著，表明其对家庭收入的影响是结构性的，仅通过部分收入来源对总收入水平产生影响。解释变量在4个模型中的系数符号并不一致，表明同一因素对不同收入来源的影响存在差异，对某种收入来源具有促进作用时，却可能对另外某种收入来源产生抑制作用。

从人力资本看，基础教育对打工经商收入的影响显著为正、对农业经营收入的影响显著为负、对转移性收入和财产性收入没有显著影响，表明基础教育主要通过促进打工经商收入提高家庭总收入水平，由于打工经商收入是家庭收入的主要来源，因此基础教育对提高家庭总收入水平发挥至关重要的作用；完成基础教育的家庭更易于脱离农业生产，选择更“有利可图”的非农工作营生，有利于整个家庭资源配置的改进。健康状况主要通过农业经营收入和打工经商收入来提高家庭总收入水平，表明健康状况对提高农民工家庭劳动性收入发挥关键作用。工作经验主要通过打工经商收入和转移性收入提高中等及高分位点(Q₅₀、Q₇₅)的家庭收入，表明低端工作的经验积累对提高农民工家庭收入的作用十分有限。

从就业行业看，三种就业行业对打工经商收入的影响均显著为正、对转移性收入的影响均为负，表明就业行业主要通过促进打工经商收入来提高农民工家庭总收入水平。我国农村的转移性支付倾向于补贴那些依附于农业的农户，无论粮食直补、良种补贴还是农机具购置补贴，大多围绕农业资本投入展开，对以外出打工或非农经营为主要营生的农民工家庭来说，他们不再是转移性支付的获益者。

第二，对相关委托实验室的具体情况进行审查。当必须由独立的第三方进行施工准备委托实验时，需要经过监理人员的认证，保证试验结果的真实准确性，通过客观精准的检测结果实验为工程施工提供数据支撑。进行第三方选择时，可通过对比分析的方式择优选择更具权威的单位，保证结果的有效率。同时，监理人员要保证材料、样本等均取自施工现场，证取、送样过程由监理人员监督管理。以此，保证材料质量为施工环境的真实代表，避免检测结果与实际不符。在施工现场，监理人员需要对施工人员进行监管、指导，保证取样办法、操作等符合规范要求，将无差降到最低。

从家庭特征看，不完全家庭和人口抚养比高的农民工家庭的打工经商收入和财产性收入显著偏低，仅转移性收入显著偏高并起到救助和调节收入差距的作用。家庭规模和户主性别对农业经营收入、打工经商收入和财产性收入的影响截然相反。

馆藏202件作品中，油画55件（56幅），水彩57件，书法50件，其它国画、手稿、漫画等40件（43幅）。各类作品介绍及问题说明如下：

打工省份对未完全汇合农民工家庭的收入水平产生全面影响。打工省份对农业经营收入和转移性收入的影响显著为负，对打工经商收入和财产性收入的影响显著为正，表明在广东省打工虽然农业经营收入和转移性收入相对较低，但获得较高的打工经商收入和财产性收入，这也是未完全汇合农民工家庭偏好去广东省打工的主要原因。

原料：苕粉350 g，水发木耳200 g，黄瓜 150 g，火腿 100 g，白菜、海带丝各 150 g，黄豆芽 200 g，精炼油 35 g，葱、姜各 25 g，泡辣椒 50 g，醋 35 g，酱油 40 g，精盐 5 g，香油 15 g，汤2 000 g。

表9显示，基础教育仅通过农业经营收入和打工经商收入对农民工家庭总收入水平产生影响，相对于中等和高分位点(Q₅₀、Q₇₅)，基础教育更有助于在低分位点(Q₂₅)获得更高的打工经商收入。

表9 结构性收入UQTE回归结果(N=642)

五、主要结论与政策启示

本文利用2016年鄂粤两省农民工家庭的调查数据，从总收入和结构性收入双重视角，运用UQR和UQTE方法，研究基础教育和就业行业对未完全汇合农民工家庭收入的影响机理和作用路径。研究结果发现，就总收入水平看，基础教育和就业行业在各无条件分位点上的边际贡献显著为正，在低分位点的边际贡献大于中等及高分位点的边际贡献，二者在提高未完全汇合农民工家庭收入的同时起到缩小收入差距的作用；就结构性收入看，只有打工省份对未完全汇合农民工家庭收入的影响是全面的，其他变量的影响是结构性的。另外，同一变量在对某种收入来源具有促进作用时，却可能对其他某种收入来源产生抑制作用。基础教育和就业行业主要通过促进打工经商收入来提高农民工家庭总收入水平，接受过基础教育的家庭更易于脱离农业生产，虽然损失了转移性收入，但总体上有利于整个家庭资源配置的改进。

说到志浩，孔守善一脸得意，三个侄子就志浩出息了，大学还没毕业就参军报国，时不时还有喜报寄回。当兵四年，志浩就扛上了一杠两星，这在全民同仇敌忾，热血抗日的大氛围里，孔家自然颜面有光。

基于上述的实证结果，我们可得到以下的政策启示：第一，政府需加强农村基础教育投入力度，提高教育质量，适时将农村义务教育年限从9年延长至12年，促进农民工人力资本的积累，增加中高端工作的获取机会；第二，以新型城镇化建设为契机，因地制宜地发展本地产业，为未完全汇合农民工家庭非农就业创造条件，提高其打工经商收入；第三，改革涉农补贴制度，将农民工就业创业投入纳入补贴范围，形成多样化的补贴方式，为未完全汇合农民工家庭的转移性收入创造新的增长点；第四，完善相关法律法规，维护农户房屋等资产产权，扶持发展“民宿经济”，使未完全汇合农民工家庭获得更多的财产性收入。

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Basic Education ,Employment Industry and Family Income of Migrant Workers

QUAN Lei¹, CHEN Yuping¹, DING Shijun², WU Haitao¹

(1.School of Business Administration, Zhongnan University of Economics and Law, Wuhan 430073, China;2.School of Public Administration, Zhongnan University of Economics and Law, Wuhan 430073, China)

Abstract : Based on the data from the household survey of migrant workers in Hubei and Guangdong provinces in 2017, this paper studies the influence mechanism of basic education and employment industries on the household income of migrant workers in incomplete convergence from the perspective of both the total household income and the structural income. The result shows that both basic education and non-farm employment industries are conducive to the improvement of the household income level, but they only increase the total income when the migrant workers get employed in towns or cities or start their own business. Families that have received basic education are more likely to be divorced from agricultural production, although the “transfer income” has been lost, it is generally beneficial to the improvement of the household resource allocation. The government should extend the rural compulsory education period from 9 to 12 years. It is necessary and significant to take the new urbanization construction as an opportunity to develop local industries, reform the agricultural-related subsidy system, improve related laws and regulations, and create new growth areas for the household transfer income and property income of migrant workers.

Key words : Basic Education；Employment Industry；Migrant Workers Family；Income Level；Income Structure

收稿日期: 2018-05-29

基金项目: 国家自然科学基金项目(71673303)

作者简介: 全磊(1988-)，女，山东东营人，中南财经政法大学工商管理学院博士生；陈玉萍(1964-)，女，安徽马鞍山人，中南财经政法大学工商管理学院教授；丁士军(1963-)，男，湖北天门人，中南财经政法大学公共管理学院教授；吴海涛(1979-)，男，湖北咸宁人，中南财经政法大学工商管理学院教授。

中图分类号: F304.6

文献标识码: A

文章编号: 1004-4892(2019)07-0003-10

(责任编辑:化 木)

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