农民工工资歧视的计量分析，本文主要内容关键词为：农民工工资论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、导言
在中国劳动力资源配置体制由传统的行政配置向市场配置过渡的过程中，农村劳动力有了一定程度的自由选择职业的权利。20世纪90年代后，中国农民离乡外出就业平均每年以500万人左右的规模迅速增加。2003年，农村劳动力到乡以外地方流动就业的人数已超过9800万人①。但是，由于传统体制的惯性等因素，农村迁移劳动力仍然是劳动力市场上的弱势群体。他们在就业机会、收入待遇和获得公共服务等方面受到歧视，不能享受到与城市本地劳动力同等的待遇。
国内一些研究者对外出务工农民的歧视问题做了有意义的探讨。他们对歧视形成的主要原因较一致的观点可以概括为“制度型歧视”。例如，郭正模(1994)通过对中国劳动力就业实际情况的历史考察认为，十一届三中全会以前30年“劳动歧视”主要是“政治型歧视”。周小亮(1994)认为，产生这一歧视的原因不是贝克尔所分析的歧视偏好，而主要是属于一种制度型歧视，是中国社会、经济、历史等综合原因所致。卢周来(1998)认为，中国劳动力市场中存在的歧视是需求导向型——但其主体是政府——与供给导向型综合作用的结果，它表现为区域性歧视，但其实质仍是二元经济结构中的经典性歧视。蔡昉(1998)认为，由于地方政府特别是一些大城市的政府认为，外来劳动力构成了对城市职工的就业竞争，所以，目前的反失业手段大都是地方性的，其特点可以概括为“歧视性就业政策”。以上研究多为描述性的，定量分析可谓凤毛麟角。
王美艳(2003)运用Oaxaca(1973)工资差异分解模型对转轨时期农村迁移劳动力的工资歧视做了计量分析，具有开创性意义。她将由农村迁移劳动力和城市本地劳动力的一系列个人特征造成的工资差异从工资决定中分离出来，测度了歧视对工资差异的影响程度，认为两类劳动力工资差异中有76％的部分可以用歧视来解释。
姚先国、赖普清(2004)研究了城乡工人在工资收入方面的差异，认为这种差异基本上可以归结于两个方面：一是人力资本水平的差异和工人就业企业的差异；二是农民工受到的户籍歧视。前者解释了两类工人工资收入差异的70％。这说明，人力资本和企业状况是决定工人收入差异的主要因素；同时，户籍歧视所造成的差距也是不容忽视的，其比例达到30％。
本文将利用最新的调查数据，主要运用Oaxaca(1973)、Blinder(1973)以及Cotton(1988)工资差异分解方法，对当前外出务工农民的工资歧视程度进行了估计。
二、歧视的测量模型
Becker(1957)认为，歧视是可以用货币来衡量的，并提出“歧视系数”的概念，为经济学对歧视的量化分析提供了工具。他将市场歧视系数定义为劳动力市场上两群体间有歧视时的工资之比与两群体间没有歧视时工资之比的差额，即：
(1)式中，h、l分别表示工资收入高低不同的两个群体，(W[h]/W[l])[*]表示没有歧视时两群体间工资的比率，它等于两者边际生产力之比(MP[h]/MP[l])。W[l]＜MP[l]，表示雇主对l群体有歧视；W[h]＞MP[h]，则表示雇主对h群体有偏袒。所以，总的市场歧视系数一般包括两个部分：一是劳动力市场对l群体的直接歧视；二是劳动力市场对h群体的偏袒即对其他群体的反向歧视。
Oaxaca(1973)将Becker歧视系数用百分比的形式表示，即：
在这里，
为h、l两群体的平均工资的比率。
如果将(2)式用对数形式表示，那么，两群体间工资差异就可以表示为：
(3)式的右边，Ln MP[h]-LnMP[l]归因于由于人力资本或其它生产率特征造成工资差异，Ln(D+1)则归因于歧视性的工资差异。
对于Ln 
，可以根据工资决定方程，用最小二乘法估计出工资结构。估计工资方程用半对数形式：
(4)式中，为小时工资，
[，j]为影响工资决定的个人特征向量，β[，j]为系数向量，μ为误差项，j=0，1，2，……，n。那么，(3)式又可以写作：
现在假设系数向量β[，j][h]没有歧视性因素，为了估计工资差距中由于歧视而形成的工资差异的程度，对(5)式进行调整，可以得出工资差异分解方程：
(6)式就是Blinder(1973)和Oaxaca(1973)的工资差异分解方程。工资差异分解为两部分：(6)式等式右边的第一项可以看作是，假设h群体工资决定估计参数(即β[，j][h]系数)没有歧视性因素时，两群体因个体特征平均水平不同而产生的工资差别。即使按劳付酬，这一差别也不能消除。(6)式等式右边的第二项则归因于歧视性的差别对待，即
Cotton(1988)认为，在Blinder-Oaxaca方程中，估计出的h或l群体的参数已经存在差别性对待，不能假设是没有歧视的。因此，他认为在没有歧视的劳动力市场中，两者工资补偿结构应当是相同的，即：
(8)式右边第一项反映的是由不同个体特征造成的工资差别；第二项反映的是对h群体偏袒造成的工资差别，也就是对l群体的反向歧视造成的工资差别；第三项反映的是对l群体直接歧视造成的工资差别。
但是，(8)式中β[*]向量是无法观测到的。为了估计出β[*]值，Cotton假定β[*]是β[h]和β[l]的线性函数，并且根据两个群体在劳动力市场上就业人数的比例给系数分配权重。即：
这里，f是就业比例。2004年4月，《中国的就业状况和政策》白皮书公布：2003年，中国城镇从业人员达到25639万人，农村劳动力到乡以外地方流动就业的人数已超过9800万人。所以，两者在劳动力市场上就业的比例分别是72.35％和27.65％。
本文将借助Blinder-Oaxaca和Cotton的模型，估算中国农村迁移劳动力工资歧视的程度，并对两模型估计结果进行比较。
三、数据与变量选择
本研究所使用的数据来源于浙江省企业调查和农村劳动力流动调查。浙江省企业调查是一个全国性企业调查项目的前期部分，于2003年10～12月开展。调查范围涉及6个地区共9个县(市)，311家企业，共608名职工；调查内容包括企业基本情况、企业股权结构、企业家、产品与客户、企业在职职工情况等。本文采用了企业在职职工情况的调查数据。该数据内容包括职工个人情况、家庭背景、工作经验、劳动工资等方面。
于2004年1～3月进行的农村劳动力调查项目集中于农民工情况，涉及住户399户，劳动力713人，其中，在外打工劳动力362人，在家务农劳动力293人，已迁移劳动力58人，获得有关劳动工资状况的有效问卷328份。调查内容包括家庭情况，土地及农业税状况，劳动力的教育、就业、收入、迁移意向，以及非农劳动力所在企业的劳动工资状况等方面。本文采用的是在外打工劳动力的数据。
企业调查在样本选择上是以具有一定规模的企业为选择对象的。农民工调查是以农民工作为对象进行分层抽样。这些农民工所在的企业的类型一部分与企业调查中的企业类型重合，其余部分则属于小企业类型。因而，对农民工的调查数据可以用来研究各种类型企业中农民工与城市工的工资差异问题。
为了衡量工资歧视，笔者以Mincer工资决定方程为基础，选取以下与人力资本有关的特征和一些其他方面的个体特征作为控制变量：
1.教育。个体样本的受教育程度分为七类：未上过学、小学、初中、高中、中专、大学专科、大学本科以上。为便于运用模型进行数量上的分析，将文化程度量化为受教育年限，依次设定为0年、6年、9年、11年、12年、14年、16年。
2.经验。以第一次参加非农工作起所累计的工作年限作为农民工经验积累的代理变量。对城市工而言，其本身就是非农人员，所以，非农工作时间也就是实际参加工作的时间。一般来说，随着工作年限的增加，工资收入也会逐步增加，但幅度会越来越小。
3.培训。在职培训是提升人力资本投资的一种重要形式，对收入有重要影响。
4.健康。健康状况也是人力资本的构成内容之一。良好的健康状况对收入的影响显然为正。
5.在当前企业工作的时间。通常在本企业工作的年限越长，收入越高。这里既有经验因素，又有资历因素。
6.职业。本文采用三种分类：管理人员、技术人员(包括熟练工人)、一般工人和服务人员。这里将管理人员作为基准类。
7.性别。由于生理特点和社会分工差异，在劳动力市场上出现性别收入不平等现象，使得女性的平均工资收入要低于男性的平均工资收入水平。
8.婚姻。婚姻状况也是劳动力的个人特征之一，本文将其分为两类：有配偶、其他(例如未婚、离异、丧偶等)。
解释变量为对数小时工资。
四、工资差异的分解结果
表1的估计结果表明，在城市工、农民工工资决定方程中，受教育年限与工资收入显著相关，城市工、农民工的教育投资的年回报率分别为4.6％和4.2％。城市工的实际工作年限(即非农工作年限)和本企业工作年限对增加工资收入的作用不明显，但这两项对增加农民工的工资收入的作用很大。这主要是因为农民工的非农工作年限和本企业工作年限的时间短，熟悉城市工作、生活环境对农民工特别重要。城市工参加培训人数的比例以及接受培训的回报率要明显高于农民工。这说明，企业在对两者培训的重视程度和培训质量上还存在着较大的差别。职业类别对两类工人的工资收入影响都很大，管理者的工资明显地高于其他两类职业人员的工资。在两类工人中均存在较大的性别工资差异，分别为12.40％和13.22％。这表明，劳动力市场上存在着明显的性别歧视。在婚姻状况中，有配偶对城市工的工资影响较大，对农民工工资收入的影响为负。这可能与结婚后择业的流动性受到家庭因素的某些限制有关。
表2显示了工资差异的分解结果。由上文可知，工资总差值是被分解对象，它被分解为个人特征差异和歧视性对待(包括企业对城市工偏袒性歧视和对农民工的直接歧视)。被分解指标值是对数值，相对值是被分解指标值与工资总差值的相对数，用百分比表示。城市工和农民工的对数小时工资总差异为Ln[h]-Ln[l]=0.2630，Blinder-Oaxaca分解公式有两个结果，如果进行简单的平均，那么，有59.4％的工资差异可以用歧视来说明，属于个人特征差异造成的工资差异只占到总差异的40.6％。而Cotton分解公式的结果中，城市工因受到偏袒保护而高出没有歧视时的工资部分占到工资总差异的19.0％，农民工因遭受直接歧视而低于没有歧视时的工资部分占到总差异的36.2％，总的歧视程度达到55.2％，属于劳动力个人特征差异解释的工资差异部分占44.8％。两种分解方式的结果大体接近，但是Cotton的分解方法使我们能够进一步认识到歧视的内在构成。
表1变量均值和模型回归系数
城市工
农民工
解释变量 均值 回归系数 T值 均值
回归系数T值常数项
常数项 1.0560[**]8.760.8399[**]5.27
教育11.13550.0460[**]6.17 9.6117 0.0423[**]4.66
非农工作年限12.74110.01461.91 5.0818 0.0770[**]4.55
非农工作年限平方246.5318
-0.0003
-1.3641.1729-0.0031[**]
-3.63
接受过 0.4507 0.1310[**]3.64 0.3234 0.07071.50
未接受--
健康0.8867 0.1120[*] 2.08 0.8680 0.07001.08
其他 --
本企业工作年限 7.3271 -0.0068[*]-2.283.9142 0.0223[**]3.25
管理人员 --
技术人员0.3473 -0.1900[**]
-4.010.3927 -0.2264[**]
-3.09
一般工人和服务人员 0.4310 -0.2190[**]
-4.670.4818 -0.2552[**]
-3.47
男性 --
女性0.4261 -0.1240[**]
-3.620.2343 -0.1322[*]-2.48
有配偶 0.7118 0.0993[*] 2.16 0.5644 -0.0845
-1.69
其他 --
方差检验F值15.91 14.15
F值显著性概率 0.000 0.000
确定系数R[2]
0.287 0.327
观察数值
406
303
注：**和*分别表示变量在1％和5％的水平上显著。
表3是Cotton分解方法的详细结果。根据半对数模型的性质，表3中的数据用百分数表示。城市工和农民工工资总差异为26.30％，其中，11.79％的差异部分要归结为个人特征差异的影响。而在个人特征差异中，最主要的影响因素是教育，因为不论在受教育程度，还是在教育投资的回报率上，城市工都要高于农民工；其次是经验因素，虽然农民工经验的回报率高于城市工，但是，城市工的平均经验水平要远远高于农民工；再次是职业因素，城市工与农民工职业分布不同，城市工的就业质量要好于农民工(个体特征的平均水平差异见表1)。
在工资总差异中，剩余14.51％的部分是受歧视性因素影响形成的。在歧视影响的因素中，常数项起着最主要的作用，对工资总差异的贡献达到21.61％。根据模型解释，这是典型的歧视，其他因素例如教育、培训、健康、职业、婚况等也有正的影响。引人注意的是，经验和本企业工作年限因素有利于农民工工资收入，它们对歧视性工资差异的影响分别为-16.95％和-14.15％，这主要是农民工经验的回报率较高的缘故。
表3Cotton工资差异分解方法具体结果单位：％
解释变量 个人特征 城市工
农民工歧视程度
工资总差
差异 偏袒性歧视直接歧视 合计
(1)+(2)+(3) (1) (2) (3)(2)+(3)
教育
10.59 6.85
1.15 2.593.74
经验 -14.44 2.51 -2.51
-14.44
-16.95
培训 3.62
1.46
0.75 1.412.16
健康 3.85
0.19
1.03 2.643.67
本企业工作年限
-13.74 0.41 -5.90-8.25
-14.15
职业 5.15
2.07
0.78 2.303.08
性别 -2.19 -2.42
0.10 0.140.24
婚姻状况 11.84
0.72
3.62 7.5111.12
常数项
21.61- 5.98 15.63
21.61
工资差异合计 26.30
11.79 4.99 9.5214.51
五、结论与建议
本调查研究仅限于对农民工的工资歧视，而事实上，前劳动力市场歧视(例如国家对城乡教育投资的差异)和就业机会歧视对农民工的福利影响会更大。对工资歧视的研究表明，农民工和城市工的平均工资收入存在一定程度的差距，这个差距只有不到一半的部分是由个人生产率特征的差异形成的，较大部分要归结于歧视性因素。这种歧视性因素又包括两个方面：一是对农民工的直接歧视；二是对城市工的偏袒和保护而对农民工产生的反向歧视。
中国劳动力市场对农民工歧视的根源，可以追溯到20世纪50年代形成的城乡二元结构的制度安排，在这种制度下，农村劳动力非农就业存在“体制性壁垒”。改革开放以后，城乡劳动力配置格局和配置制度发生了变化，劳动力市场有所发育。但是，由于传统体制的惯性影响和现有行政区划等因素的制约，一方面，城乡劳动力市场的一体化程度并未打破传统的二元结构；另一方面，在城市形成了国有经济部门发挥作用的劳动力配置准市场机制，以及非国有经济部门发挥作用的劳动力配置市场机制，因此，实际上在中国形成了一个双二元劳动力市场(蔡昉，2003)。
城市劳动力市场的二元结构的形成，主要是因为改革以后，虽然政府政策制定环境发生了变化，但是，利益集团的压力和市民的声音开始出现。城市居民作为传统体制的受益者，取得了先发优势，可以更多地通过选票和舆论工具行使自己的话语权，影响政府政策制定。而农民在社会利益格局中不是以组织化的形式存在，缺乏自己的“代言人”，在公共政策决策中几乎没有话语权，特别是进城务工的农民，他们脱离了原有的社会组织关系，原地政府对他们不过问，当地政府对他们又疏于管理，他们沦为城市边缘群体。在城市中，他们不仅不能享受市民化的待遇，甚至还是一些地方政府歧视性就业政策的排斥对象。
中国劳动力市场上对农民工的工资歧视不仅有着深厚的制度性的历史背景，而且也与严峻的高就业压力的现实背景有关。因此，这种歧视现象在较长时期内还将继续存在。对应于这种歧视的构成，如何消除歧视？笔者认为，消除歧视的措施应当包括两个方面：
一方面，取消城市倾向的就业政策，使农民工享受市民化的待遇。城市发展规划和社会各种公共服务规划也要考虑农民工的存在和需要。同时，加强对农民工的管理，保护农民工的合法权益，甚至可以组建农民工利益集团。农民工的集体意志可以通过组织化的集体行动来表达。农民工可以在法律的框架下争取和维护自身的合法权益。另一方面，取消对城市工不合理的制度性保护。例如，一些国有企业的工资决定和劳动力吸纳的方式还是准市场型的，具有制度性保护的特征。要取消这种保护，使国有企业合理承担市场带来的应有风险，成为真正的市场主体。
只有这样，才能加快劳动力市场的形成和完善，形成统一的劳动力市场，使城市工和农民工在工资收入方面享有平等竞争的权利。
注释：
①见国务院新闻办公室于2004年4月26日发表的《中国的就业状况和政策》白皮书。