大城市的农民工工资水平高吗？，本文主要内容关键词为：农民工论文,大城市论文,工资水平论文，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。
自改革开放以来，特别是2000年后，随着城镇地区对劳动力需求的增强、户籍制度的放松和城市体系的调整，中国经历着快速的城镇化过程。1978年城镇人口和劳动力分别为1.72亿和0.95亿，在全部人口和劳动力中分别占17.92%和23.7%，到2012年达到7.12亿和3.71亿，占52.57%和48.37%。城镇人口和劳动力比重在1978-2000年间年均增长0.83和0.38个百分点，在2000-2012年间年均增长1.36和1.35个百分点。这段时期，中国城市体系或规模分布也在发生显著变化。2000年以前，中小城市数量和规模增长率明显高于大城市，但是2000年以后，大城市数量和规模得以快速增长(余吉祥等，2013)。快速城镇化的重要推动力是农村地区外出规模的不断扩大。就劳动力而言，20世纪80年代早期农村外出规模才不到200万人，2000年为7600万人，2012年已达到1.63亿人①。农民工也并非均匀地分布在各城市，更可能集聚在规模更大的城市②。然而，目前我国城镇化率仍不高，到2011年只接近于世界平均水平③。 城镇化对于改善农民工福利和促进城乡发展具有重要意义。农民工通常能从外出务工中获得更高的收入(Du et al.，2005；宁光杰，2012)。收入的提高不仅改善了城市农民工的福利、促进了城市地区发展，而且很可能通过汇款或者返乡创业提高户籍地家庭成员的福利，带动农村地区进步。此外，农民工在推动城市经济增长的同时，并未对城市当地工人的就业和工资产生较大负面影响(刘学军、赵耀辉，2009)。尽管各界在提高城镇化水平上这一点上是有共识的，但是在城市体系，尤其是城市规模如何合理化的讨论上，依然存在争议(陆铭、向宽虎、陈钊，2011)。在城市体系的安排上，政府主张推进中小城市的发展，而对大城市，尤其是特大城市的人口规模进行相对严格的控制。由于大城市人口规模限制政策的对象更可能是低技能者，这对于农民工这个低技能群体产生较大影响。政府的城市体系政策倾向很可能忽视或低估了城市规模扩张带来的正面效应。不少研究发现，中国的城市规模仍不足，城市规模扩张对城市劳动生产率以及城市当地工人工资会产生较大的促进作用(Au and Henderson，2006；Combes et al.，2013)。但城市规模扩大是否能够或明显提高农民工的生产率和工资水平，依然是实证上亟待回答的问题。 城市扩张可能带来更高的工资水平是农民工流入的向心力，但其可能抬高的生活成本会成为农民工流入的离心力。在不同城市的便利性相同④、收入完全用于消费的前提下，如果劳动力流动没有障碍，那么在空间均衡状态下不同规模城市相同农民工的(经过生活成本调整的)实际工资会相等。此时，农民工在不同规模城市实现了有效配置⑤。倘若大城市的便利性更高，那么大城市的实际工资甚至会更低。在我国，与城市当地工人相比，尽管农民工在城市间的流动性程度较高，但仍遇到不少流动性障碍。影响农民工流动的因素除了有劳动力流动的交通、信息和心理成本外，还包括当前的户籍制度和城市体系安排。例如，大城市更严格的户籍制度会使得外来农民工更难获得与当地居民同等的基本公共服务和工作机会。此外，虽然有些省份已开始探索户籍一元化改革，但这些改革已被证明只减轻了本地农业户籍所面临的职业歧视，但增强了对外来劳动力的职业选择限制(宋锦、李实，2013)。这些劳动力流动的限制因素很可能会阻碍实际工资在不同城市均等化，使得大城市依然具有较高的实际工资水平。为此，本文也考察实际工资与城市规模之间的关系，这对于研究不同规模城市农民工劳动力市场的一体化程度具有重要意义。 本文使用的数据是覆盖全国大部分城市的2011年和2012年流动人口监测数据。首先，我们考察了农民工的技能选择性，以研究大城市的工资溢价是因为大城市本身较高的生产率，还是因为大城市农民工的技能水平更高。除了控制农民工可观测技能水平外，还使用半参数方法纠正农民工的潜在选择性偏差。结果发现，尽管技能水平高的农民工更可能流向大城市，但技能选择性只能解释一小部分的大城市工资溢价。其次，我们还引入了更多的城市层面变量，并使用工具变量法控制当前城市规模的潜在内生性，以更准确地估计农民工的城市规模工资弹性。结果发现，农民工工资对城市规模的弹性系数在4.0%～4.2%之间。这个系数与基于西方发达国家的估计结果相近，但明显低于Combes等(2013)所估计的城市当地工人的相应系数。进一步，城市规模或集聚经济更能惠及城市经验更长或受教育水平更高的农民工。最后，我们还发现，经过生活成本完全调整的实际工资与城市规模并无显著关系。直观地看，这意味着农民工从不同规模城市获得的净效用相等，且其劳动力市场已经实现空间一体化。但考虑到大城市给农民工带来更多的净便利性(Xing and Zhang，2013)，以及农民工的收入并不完全用于当地城市消费等，农民工从大城市获得的真实实际工资或效用水平依然较高。改革户籍制度，调整城市规模政策，减少农民工的空间流动性障碍，将促进农民工收入的增长和福利的提高。 本文其他内容安排如下：第二部分是文献综述；第三部分介绍估计模型、变量和数据；第四部分给出基本实证结果，以及进一步分析等；第五部分是本文的结论。 二、文献综述 一般而言，规模较大的城市的工资水平更高。这个论断对于本文讨论的农民工而言也成立(见表1不同规模城市的农民工工资水平差异)。从劳动力需求的角度看，对于大城市的工资溢价常有两种解释⑥。一种解释是技能水平更高的工人流向了大城市。文献中关于技能选择性重要性的经验证据并不一致。例如，Combes等(2008)发现，法国工人技能特征能解释40%～50%的空间工资差异。但是，Fu和Ross(2013)发现，美国工人的技能特征对集聚地区的工资溢价几乎没有解释力。另一种解释是城市人口规模或集聚外部性提高了劳动生产率和工资水平。具体机制包括运输成本的节省、劳动力的匹配，中间投入产品共享，以及知识或技术的溢出等(Glaeser，1999；Duranton and Puga，2003)。但是，城市规模扩大也会带来拥塞效应，会在一定程度上抵消生产率和工资的增加。总体而言，国内外很多文献都发现城市人口(或就业)规模的扩大对劳动生产率和工资水平产生正向影响(见Rosenthal and Strange(2002)的综述文章)。譬如，法国的城市规模工资弹性在1.5%到3%之间(Combes et al.，2010)，意大利只有1%(Addario and Patacchini，2008)，美国为4.1%(Glaeser and Resseger，2010)。与基于西方发达国家的经验证据相比，中国存在更大的城市规模或集聚经济潜能(Au and Henderson，2006；Combes et al.，2013)。特别地，Combes等(2013)使用2007年国家统计局城镇住户调查数据发现，城市当地工人工资对城市规模的弹性系数高于12%⑦，远高于基于欧美发达国家的实证结果。 工人获得的城市规模收益可能由于特征不同，特别是城市经验和技能水平不同，而存在差异。城市规模效应可以分为静态和动态效应(或者工资水平和增长效应)两部分。静态城市规模效应来自城市规模扩大带来的运输成本的节省、中间投入和劳动力的共享等。工人来到大城市就能立即获得静态城市规模效应，但是一离开城市就立即失去。动态城市规模效应主要是通过工人在城市的人力资本积累产生的，而大城市有利于工人积累更有价值的经验。动态城市规模效应并不随着工人来到大城市就立即产生，也不随着工人离开大城市就立即消失(Roca and Puga，2013)。另外，一种假说认为城市人口集聚增强了人与人的接触和交流，促进了知识或思想的溢出，而技能水平更高的劳动力从城市内周围人群学到更多的知识(Bacolod et al.，2009)。 尽管大城市的名义工资更高，但调整生活成本后的实际工资未必就高。由于土地供给弹性有限，城市扩张会引起土地租金的上升，进而抬高以土地为投入的商品和服务成本，特别是住房成本。假设不同城市的便利性相同，收入完全用于消费，且劳动力可自由流动，那么经过生活成本调整后，空间均衡状态下不同规模城市的相同劳动力的实际工资应该相同，此时资源实现了有效配置⑧。如果大城市的便利性更高，劳动力将继续流入大城市，引起生活成本进一步上升，直至实际工资能够抵消大城市更高的便利性，或者不同城市带来的效用水平相等。在劳动力能够自由流动的西方国家，经验证据所反映的实际工资与城市规模之间的关系不一致。不少研究发现，城市规模对生活成本的影响超过了名义工资。例如，Tabuchi和Yoshida(2000)使用1992年日本城市层面数据发现，城市规模扩大1倍，经过物价水平调整的实际工资下降7%～12%，这是为获得大城市较高的净便利性所付出的代价。Combes等(2012)根据法国数据估计的城市住房成本对城市规模的弹性是4.1%，略高于Combes等(2010)估计的1.5%到3%的城市规模工资弹性。当然，根据便利性性质的不同，也有证据发现，城市规模对实际工资有正影响(Burnell and Galster，1992)，或者无影响(Glaeser and Maré，2001；Albouy，2008)。但注意，这里的实际工资并不是反映真实效用水平的有效指标，而是用来衡量负的城市便利性。 在我国，虽然大城市带来了诸如交通拥堵和环境污染等潜在负便利性问题，但也带来了更加便捷和多样化的消费方式、更优质的公共服务以及更多的上升流动机会等正便利性。Xing和Zhang(2013)指出，长期以来，经济发展政策更偏向于大城市，使得大城市具有更高的便利性。他们使用2005年1%人口抽样调查数据发现，大城市能给农民工带来更大的净便利性。这些便利性很可能会资本化到生活成本，特别是住房成本中，进而被抬高的物价水平会高估真实生活成本⑨。此外，农民工的储蓄率较高⑩，他们当中一部分人并非在当前或以后都将收入完全用于当地城市消费，而是在城市工作数年后携带积蓄返乡生活或创业，这对自身经济地位的提高以及农村发展都会产生积极影响(Démurger and Xu，2011)。这部分积蓄直接影响间接效用水平，而无需调整当地城市的生活成本。如果农民工从生活成本低的城市转移到生活成本高的城市，名义工资水平无需同比例增长，进而用价格指数直接完全调整名义工资得到的实际工资可能低估了生活成本高的大城市所带来的效用水平。 为了得到更接近真实效用水平的实际工资，DuMond等(1999)提倡使用局部调整法。这种方法在对数工资线性回归方程中引入价格指数对数作为解释变量，估计出工资对价格指数的弹性系数，并用这个系数局部调整价格指数并平减名义工资，以近似度量效用水平。如果地区间生活成本差异未反映城市便利性差异，收入完全用于消费，且劳动力可自由流动，那么这个弹性系数将为1；如果部分地区间生活成本差异反映了城市便利性差异，收入不完全用于消费，或者劳动力不能自由流动，那么这个弹性系数将小于1(Winters，2009)(11)。国内外有些文献使用这种方法估算了各地区或城市的真实实际工资，甚至进一步考察它与城市规模之间的关系，例如，Henderson(1982)，Yankow(2006)，柴国俊、邓国营(2012)。需要注意的是，根据这种方法得到的实际工资只是接近于(间接)效用水平，这是因为这种方法还施加了两个严格的假设：对数工资和对数价格指数是线性关系；各地区的局部调整系数是相同的。无论如何，这种方法为考察城市规模和真实实际工资或效用水平之间的关系进而劳动力市场空间一体化程度提供了相对直接的手段。 本文对已有文献的贡献主要表现在以下3个方面。第一，国内几乎没有文献研究城市规模对农民工工资的影响。不少研究使用城市层面数据考察了城市集聚或规模经济对劳动生产率的影响(范剑勇，2006；刘修岩等，2007)，但是这些研究无法区分农民工和城市其他工人。也有文献使用微观数据探讨了不同行政级别城市的工资溢价及原因(黄枫、吴纯杰，2008；柴国俊、邓国营，2012)，其研究对象是城市当地工人或大学生。已有不少文献讨论了城市相对农村的工资和收入溢价(Du et al.，2005；宁光杰，2012)，但是它们只考察了城市作为整体所起的作用，未考虑不同规模城市的差异性。与本文相近的研究是Combes等(2013)，但其研究对象是城市当地工人，而不是农民工。第二，本文还考察了不同规模城市的农民工劳动力市场一体化状况，补充且拓展了分析不同地区或城市劳动力市场空间分割状况的一般性研究(Démurger et al.，2008)。第三，本文微观样本数据所覆盖的城市更广，调查时间更新，这可使得本文的结果更具有代表性和时效性，而控制农民工潜在的城市选择性偏差以及城市规模内生性后，本文得出的结论更稳健。 三、模型、变量和数据 (一)模型和变量 本节旨在讨论估计模型设定和变量选择。由于未调整和调整生活成本的工资决定模型设定相同，这里只介绍前者估计模型。借鉴Combes等(2008，2013)、Xing和Zhang(2013)的思路，本文使用两阶段回归估计方法，在第一阶段控制农民工个人、企业特征和潜在的城市选择偏差，以估计出影响农民工工资的城市固定效应，在第二阶段以城市固定效应为被解释变量，对包括城市规模在内的城市层面变量进行回归。 从劳动力需求角度出发，本文第一阶段回归模型是扩展的Mincer工资决定模型。
其中，
为农民工小时工资，
是农民工的个人特征变量，如性别、潜在经验和城市经验、受教育程度和职业特征，以反映农民工的有效劳动或技能水平，
是农民工所属企业或行业特征，如行业和所有制特征，
是影响农民工工资的城市固定效应。本文使用的数据是2011年和2012两年的截面数据，为了使得每个城市有足够的农民工样本，我们将这两年混合使用，同时引入2012年份虚拟变量year2012控制这两年的时间效应。
是常数项，
是相应特征变量系数，
是随机扰动项。 如果农民工根据影响工资的未观测特征选择城市，那么OLS法所估计的城市固定效应将有偏且不一致。为此，本文使用Dahl(2002)提出的半参数估计方法纠正农民工在不同城市的潜在选择性偏差。这种方法可以减轻因目的地城市数量过多而带来的运算成本，同时避免随机扰动项分布误设造成的估计偏差。Dahl(2002)提出的方法的原理是在第一阶段回归模型(1)的基础上引入了城市选择偏差项λ(
)，进而得到：
其中，λ(·)是未知函数，
是农民工i到城市c的概率(12)。根据Dahl(2002)的思路，将λ(
)对
进行二次项展开，同时根据分组频率估计
。同Xing和Zhang(2013)，将农民工样本按照户籍地地域、年龄和教育水平分为28个特征组。其中，户籍地地域分为华北、东北、华东、华中、华南、西北以及西南等7个组，年龄分为30岁以上及以下两个组(13)，受教育水平分为初中及以下、高中及以上两个组。各组迁移概率为相同组别人群中迁移到城市c的比例，得到
的估计值。由于教育和年龄组都包含在解释变量中，这里实际上使用户籍地地域作为排他性条件，来控制农民工在不同城市的选择性偏差。 为了识别全部城市的固定效应，需要以某个城市作为参照组，将其固定效应设为零。这里以北京市为参照组；事实上，无论以哪个城市为参照组，受影响的只是第二阶段回归中的常数项，而不是解释变量的系数。第二阶段回归模型设定如下：
其中，
是包括城市规模在内的城市层面变量；
分别是常数项和城市层面变量系数，
是随机扰动项。 关于当前城市规模变量的选取，本文使用2010年各城市市辖区常住人口规模。我们也尝试了其他两种城市规模指标，即城市总就业数量(Au and Henderson，2006)和城市大学生数量(陆铭等，2012)，所得结果基本相同。同时，各城市可能并非封闭或独立，很可能受益于周围城市规模经济，但随着距离的延长，周围城市规模经济的影响会下降。借鉴Harris(1954)的定义，市场潜能变量定义为以距离倒数为权重的2010年周围城市规模的加权平均和。同样，一个地区越靠近沿海地区，进出口的运输成本越低，受到海外知识和技术溢出的影响也越大，本文用离港口城市距离(14)来反映海外市场的影响。城市自有规模、市场潜能以及离港口城市距离反映了3种不同维度的“市场可得性”(Combes et al.，2013)。 为了减弱可能因缺失变量造成的城市规模内生性问题，本文还引入2010年的相关控制变量，如劳均工业资本存量、内资工业企业比重、产业结构、基础设施变量和流入地地区虚拟变量。由于缺乏城市层面全部资本变量信息，本文使用规模以上工业企业劳均固定资本来代理。另外，外商直接投资资本会产生知识和技术的溢出效应(Branstetter，2006)，为了反映外资企业相对于内资企业的溢出效应差异，我们用规模以上工业企业中内资企业的比重作为反指标。产业结构用第三产业就业比重与第二产业就业比重之比衡量。城市基础设施用人均城市道路铺装面积来代理。最后，为了控制地区层面的不可观测特征对工资和城市规模的影响，我们还加入流入地地区虚拟变量，其中流入地地域分为华北、东北、华东、华中、华南、西北以及西南7个组。注意，在估计过程中，城市层面变量都取对数。 尽管引入了相关控制变量，城市规模变量仍存在潜在内生性问题，根据周围城市规模构造的市场潜能变量也可能存在同样的问题，为此我们使用工具变量法进行估计。我们使用两个工具变量。有效的工具变量需要满足相关性和外生性两个条件。第一个工具变量是根据新中国成立后第一次人口普查得到的1953年的城市人口规模。城市人口规模变化具有累积性和持久性特征，而中国城市规模近似遵循着平行增长的模式(陆铭等，2012)。因此，新中国成立初期1953年城市规模对当前2010年城市规模具有很强的解释力。此外，1953年距2010年有57年，1953年城市规模不受新中国成立后的许多重大政治变化和从1978年以后各项经济改革的影响，对当前生产率和工资很可能不会产生影响。即使存在影响，这些因素也更可能发生在1953年之后。第二个工具变量是根据改革开放后第三和第五次人口普查得到的1982-2000年城市人口增长率。改革开放后户籍政策发生了松动，虽然农村劳动力被允许进城务工，但是其流动方向受到严格限制。在城市体系政策上，2002年以前，政府一直坚持“控制大城市规模，合理发展中等城市，积极发展小城市”，但2002年以后主张推动“大中小城市和小城镇的协调发展”。与“中小城市偏向型”的城市体系政策方向一致的是，1982-2000年我国城市规模分布呈现分散化或均衡化的趋势(余吉祥等，2013)。结果，一方面，这种政策导向下的1982-2000年城市人口增长趋势会在一定程度上影响当前城市规模体系；另一方面，1982-2000年的城市人口增长趋势更可能反映了当时的城市规模政策导向，而这种政策导向与当前生产率或工资不存在明显的双向因果关系。为了实现这种政策导向，政府对大城市施加了更加严格的户口迁移和暂住证管制，这与城市发展的内在要求是不一致的。此外，虽然期间政府还加大了对中小城市的投入，但是这些投入并没有得到相称的回报，导致了资金和土地资源的浪费(王小鲁，2010)，进而对当前的生产率和工资的直接影响有限。关于这两个工具变量的相关性和外生性，我们将进行严格的统计检验。 (二)数据 本文使用4个数据集。第一个数据集是国家卫生和计划生育委员会2011年和2012年流动人口监测调查数据中的农民工个体数据。抽样方法为分层、多阶段、与规模成比例的PPS抽样。该数据集还提供了样本权重，经过权重处理，数据更具有代表性。调查时间分别是2011年7月份和2012年5月份。这两年截面数据都是在流入城市调查的，覆盖全国32个省、自治区、直辖市(含新疆生产建设兵团)大部分地区，包括详细的农民工人口、就业和工资信息等。第二个数据集是1953年、1982年、2000年和2010年县级层面的常住人口数据，来自相应年份的人口普查。为了避免因行政区划调整造成的估计误差问题，以2010年城市行政区划为基准调整历史年份普查数据的行政区划。第三个数据集是相关年份的《中国城市统计年鉴》。第四个数据集是国家基础地理信息系统1︰400万的经纬度数据，用以计算城市间的空间球面距离。 本文对农民工样本数据进行如下处理。第一，同Au和Henderson(2006)等研究一样，本文所指的城市是地级及以上城市的市辖区，不包括辖县和县级市，而市辖区更能体现城市经济特征。第二，个体样本限定在15～59岁、在县外城市务工半年以上的农民工。第三，只保留从事工资性工作的样本。这是因为自我经营者的收入无法区分劳动收入和资本收入。第四，只保留两年样本共有30个及以上农民工样本的城市(15)。这是因为农民工在不同城市的分布极不均衡，主要集中在大城市，所以为了提高城市固定效应的估计精度，有必要排除一些农民工数量少的城市样本。后面的稳健型分析将指出本文的结果对其他城市样本选择也是稳健的。经过处理后，虽然城市样本大幅减少为123个城市(样本里共256个城市)，但是农民工个体样本从61409只减少到56780，只下降7.54%。 表1给出了按不同规模城市分组的变量描述性统计。按照城市常住人口规模，将城市分为中小城市(100万以下人口)、大城市(100万到400万人口)和特大城市(400万以上人口)。在样本数据中，2010年中小城市、大城市和特大城市的常住人口规模占比分别是7.69%、40.33%和51.98%，而相应城市农民工数量占全部农民工样本的5.18%、33.88%和60.95%。这表明，农民工更集中在规模更大的城市，特别是特大城市。此外，规模越大的城市的农民工工资水平越高，大城市的农民工工资水平比中小城市高3.4个对数百分点，而特大城市的农民工工资溢价更高，比大城市高9.2个对数百分点。 表1还给出了农民工在不同规模城市的人口特征和就业分布差异。在规模更大的城市中，农民工的受教育程度更高，城市经验更长，但女性比重更大，且年龄和潜在经验都较低。农民工的职业分布差异并不明显。从行业分布差异看，大城市和特大城市制造业农民工比重都较高，建筑业农民工比重都较低，在其他行业的分布差异并不大。从所有制差异看，规模更大的城市中在外资企业(包括港澳台企业)工作的农民工比重更高，在个体工商户和私营企业工作的比重更低，在其他所有制企业的分布相近。
四、实证结果 (一)农民工在不同规模城市的技能选择性的重要性 本节考察农民工的技能选择性对大城市工资溢价的解释力，而表2显示，农民工的技能水平的城市差异在很大程度上并不能解释大城市的工资溢价。在只包括城市规模变量的模型(1)中，城市规模系数为0.063。在模型(2)控制受教育年限后，城市规模系数降为0.052，下降了17%。但在模型(3)进一步引入了潜在经验和性别变量后，城市规模系数小幅上升0.004，这是因为大城市吸引了更多的工资较低的女性和青年人。如果农民工的可观测技能特征用受教育年限、潜在经验和性别来代理，这也意味着大城市的农民工具有一定的正向技能选择性，但是仍在很大程度上不能解释大城市的工资溢价。即使将城市经验年限以及职业特征包括在可观测技能特征口径中，这个推断依然成立(见模型(4))。从模型(5)可见，控制了两个潜在的城市选择性偏差项后，城市规模系数小幅上升到0.002，这意味着到大城市的农民工就其未观测特征存在微弱的负向选择性。但由于这两个选择性偏差项系数都不显著，城市间的选择性偏差问题并不严重。进一步，模型(6)表明行业和所有制特征对大城市工资溢价的解释力也并不高。因此，大城市的农民工工资溢价更可能是因为大城市使得农民工更有生产力。 (二)农民工(名义)工资和城市规模 根据表2模型(6)的第一阶段回归模型可估计出决定农民工工资的城市固定效应，见图1。从图1可见，即使控制农民工可观测技能，以及潜在的城市选择性偏差等，农民工工资依然与城市规模正相关(16)。为了进一步识别和估计城市规模经济对农民工工资的影响，我们给出了不同模型设定和估计方法下的第二阶段回归模型估计结果，具体见表3。模型(1)～(4)是OLS估计结果。模型(1)只加入城市规模变量，得到的城市规模系数是0.053，且在1%水平上显著。模型(1)的拟合优度也较高，达到0.256。模型(2)进一步加入市场潜能和离港口城市距离后，城市规模系数下降为0.045，但仍在1%水平上显著，此时市场潜能为0.057，但不显著，而离港口城市距离系数显著为负。模型(3)进一步加入地区虚拟变量，结果城市规模系数小幅下降到0.044，市场潜能依然不显著，而离港口城市距离系数不仅减小，而且变得更不显著。模型(4)引入了城市层面的控制变量，城市规模系数下降到0.038。
图1 城市固定效应和城市规模
模型(5)和(6)报告了控制城市规模和市场潜能的内生性的估计结果。模型(5)采用了与模型(3)的相同的设定形式，使用的工具变量是1953年城市规模和市场潜能，以及1982-2000年城市人口增长率。以城市规模的第一阶段回归模型为例，其Shea偏
高达0.888，且弱识别检验拒绝弱工具变量原假设，这证明1953年城市规模和1982-2000年城市人口增长率对于当前城市规模具有很强的解释力。此外，过度识别检验接受工具变量外生的原假设，说明我们使用的工具变量是外生的。但是，城市规模系数几乎没有变化。与模型(3)OLS估计结果相比，模型(5)IV结果只是从0.044小幅上升到0.047。与模型(4)OLS结果相比，模型(6)IV结果从0.038小幅上升到0.042。这也说明，城市规模的内生性问题并不严重(17)。由于模型(6)比模型(5)引入了更多的城市层面的控制变量并控制了城市规模的潜在内生性，我们倾向于接受模型(6)的结果。 模型(6)所示的城市规模系数是0.042。这意味着，城市规模扩大1倍，农民工工资增加3.0%(
)。由于中国城市规模差异较大，潜在的城市规模收益并不低；如果农民工从城市规模10%分位点上的城市流向城市规模90%分位点上的城市，那么农民工工资将增加34.6%。前言已提及，Combes等(2013)估计的城镇当地工人工资对城市规模的弹性系数高于12%。与Combes等(2013)相比，无论在何种模型设定下，本文估计的农民工城市规模工资系数都远不到其一半。因此，农民工获得的平均城市规模工资溢价明显低于城镇当地工人(18)。市场潜能变量系数始终不显著，这与Combes等(2013)的发现一致，说明城市间规模经济的溢出效应并不明显。同样，引入地区虚拟变量后，离港口城市距离变量的系数不再显著。这可能是因为离港口城市近的城市主要集中在华东和华南地区，造成离港口城市距离与地区虚拟变量高度相关。 对于农民工获得的城市规模收益低于城市当地工人这个现象，本文认为可能的解释有3个。第一，正如下节将指出，大城市具有加快人力资本积累的功能，而农民工在大城市经历更快的工资增长；由于农民工在大城市的经验年限低于城镇当地工人，农民工获得的平均城市规模收益更可能低于城镇当地工人。第二，大城市的知识或技术溢出效应更多地发生在高技术行业或高技能职业(Fu，2007)。农民工普遍从事低技术行业或低技能职业，而城镇当地工人更可能从事高技术行业或高技能职业(邢春冰，2008)。这会导致农民工能享受的大城市的知识或技术溢出效应会低于城镇当地工人。第三，农民工与城市当地工人之间的社会距离阻碍了农民工共享城市规模或集聚经济。Ananat等(2013)使用美国人口普查数据发现并证实，美国黑人和白人之间的社会距离，使得黑人获得的城市规模或集聚经济效应低于白人。类似于Ananat等(2013)的解释，就我国而言，城市当地居民对流动人口，特别是农民工仍抱有疏离甚至排斥的态度，转而影响农民工的融入意愿和行为(宋月萍、陶椰，2012)；这使得城市规模经济更可能发生在相同户籍人群内部；由于农民工周围相同户籍工人的受教育水平不高、城市经验不足，农民工从周围人群学到的知识和经验，拥有的可提高劳动力市场匹配效率的资源(包括工作信息和社会关系等)相对较少。 大城市的发展能够给农民工带来更高的工资水平，这也是农民工更愿意流入到大城市的重要条件。控制城市规模的政策不仅会限制当地经济的进一步增长，而且不利于通过农村劳动力流动及其汇款行为促进城乡经济一体化。此外，这里也发现，农民工获得的城市规模收益低于城市当地工人。尽管不能将这个现象完全归结为户籍制度，但是当前的户籍制度在一定程度上会造成这个现象。例如，农民工在住房、社会保障和子女教育等公共服务所遭受的户籍歧视，会导致农民工更不可能在城市长久居住，进而不能积累更长的城市经验。户籍制度更倾向于保护城市本地工人，使得农民工更缺乏机会从事高技术行业或高技能职业。劳动力市场和户籍身份相关的歧视造成了城市内部的收入差距，从而引发社会不和谐和冲突，降低社会信任水平，拉大城市内部的社会距离(陆铭等，2011)。这最终会通过上一段讨论的机制限制农民工所能得到的城市规模经济收益。逐步改革户籍制度，消除户籍身份差别，将更有利于农民工收入增长，并推动城市内部和城乡协调发展。 从模型(6)还可见，除了内资工业企业比重外，城市层面的控制变量都不显著。陆铭、高虹、佐藤宏(2012)指出，出于税收上的考虑，地方政府倾向于鼓励发展资本密集型产业。而更高的人均工业资本并不会明显增加对农民工的需求，进而使得劳均工业资本系数不显著。内资工业企业比重变量系数为负，且在10%水平上显著，这说明外资企业的知识或技术溢出效应在一定程度上惠及了农民工。产业结构变量系数不显著。这可能是因为农民工主要从事低技能服务业，而不是高技能服务业；第三产业比重的相对上升更可能带来低技能就业，而不是更高的工资水平。尽管更好的城市道路等基础设施提高了劳动力市场的匹配效率，进而增加了企业的劳动力需求，但同时作为城市便利性，也会提高劳动力市场供给，以致综合起来对农民工工资的净效应不显著。 (三)农民工工资、生活成本和城市规模 本节旨在考查调整了生活成本的农民工工资与城市规模之间的关系。同Henderson(1982)、Li和Gibson(2013)等，我们使用城市的住房成本来代理生活成本。这里假设城市间的运输成本为零，可贸易商品的价格相等，进而生活成本差异归结为住房成本差异。但这也可能低估了生活成本，稳健起见，我们使用了Brandt和Holz(2006)构造的省级层面可比物价指数，并得到了一致的结果(参见表7)。为了估计各城市可比住房成本，首先估计剔除住房特征的各城市同质住房租金
，其是根据
估算出来的，其中，
是家庭月租金支出，
是家庭住房特征变量(19)，
可视为各城市虚拟变量系数。其次，估计家庭住房租金消费份额
。根据本文数据中的农民工家庭收支和住房信息，可得到住房租金支出在总消费支出的份额是
=23%。最后得到的住房或生活成本
，而实际工资对数为l
。表4给出了经过生活成本完全调整的实际工资与城市规模之间的关系。可见，无论采取何种模型设定，农民工实际工资与城市规模之间的关系很弱，且都不显著。直观地看，这说明不同规模城市的农民工劳动力市场已经实现一体化。 但是，如果考虑到大城市给农民工带来更多的净便利性，以及一些农民工的收入并未完全用于当地消费，大城市给农民工带来的真实实际工资或效用水平会更高。为了进一步验证这个论断，我们尝试DuMond等(1999)提出的局部调整法计算新的实际工资，以纠正原始的完全调整生活成本的实际工资的不足。具体而言，在不包含城市固定效应
的(2)式右端引入生活成本指数对数作为解释变量，以其估计系数作为局部调整系数。记局部调整系数为ρ，则修正的实际工资为
，然后重新进行两阶段估计过程。表5组B报告了根据修正的实际工资得到的结果，可见，大城市给农民工带来的真实实际工资更高。其中，ρ=0.49，是完全调整系数的一半，这意味着真实生活成本只有生活成本指数的一半。另外，即使不使用根据局部调整法得到的实际工资，除了引用Xing和Zhang(2013)的发现，我们也可以根据本文的数据间接地推测出这个结论，即农民工能从大城市获得更高的效用水平。假如农民工从不同规模城市获得的效用水平相同，那么(平均意义上)农民工对城市规模不再具有特别偏好。然而，实际上，表6列(1)和(2)却显示，即使控制个人特征和(预期)收入等，农民工依然更愿意在大城市长期居住，或者更偏好大城市。
由此可推知，即使不试图降低现有农民工的空间流动性障碍，未来将转移的农村劳动力依然更倾向于流入大城市。此外，本小节的结论也意味着农民工的空间流动性程度还有进一步提高的余地。尽管户籍制度并不是限制劳动力流动的唯一因素，但却是劳动力市场空间一体化的重要障碍。我国当前户籍制度虽不再严格阻止农村劳动力到城市工作，但其在城市劳动力市场和政府提供的公共服务上的歧视会约束农民工的流动。相比于小城市户口，大城市户口能提供更多的工作机会和更优质的公共服务，但是大城市户口的资格审查和配额控制更加严格，进而更难获取(Song，2014)。对于愿意在城市长久定居的农民工而言，这会限制他们向大城市流动，阻碍其从不同规模城市获得的效用的均等化趋势。而改革户籍制度，调整城市规模政策，最终将有利于降低劳动力流动障碍，使得更多的农民工受益于大城市，并提高农民工的整体福利水平。
(四)进一步分析 1.城市规模对农民工工资的异质性影响 下面将检验大城市更快的人力资本积累功能，以及城市规模收益的技能偏向性。前面已经指出，城市的重要功能是加速人力资本积累，农民工通过学习能够积累更有价值的大城市经验。表7组B显示，3年及以下城市经验、3年及以上城市经验的农民工工资对城市规模的弹性分别是0.030和0.053，都在1%水平上显著。这说明，大城市更能加速农民工的人力资本积累。此外，初中及以下、高中及以上文化程度农民工的工资对城市规模的弹性分别是0.038和0.059，也都在1%水平上显著。尽管两个弹性系数差距相对较小，但也可说明城市规模经济的技能偏向性。由于缺乏大专及以上的样本，我们无法观察到城市规模可能对大专及以上高技能农民工工资产生更大的正向影响。从表7组B还可见，如果使用完全调整了生活成本的工资，尽管城市规模估计系数仍呈现出城市经验和技能的偏向性，但与城市规模无显著关系。使用局部调整生活成本的工资后，尽管相对差距有所下降，城市规模扩张对实际工资的正向影响依然呈现出城市经验和技能的偏向性(20)。 2.稳健性分析 本节将验证本文的结论对不同城市样本和不同生活成本指数的稳健性。表7组A的基准结果是前面报告的基于30个及以上农民工的城市的估计结果。组C依次给出了基于20个及以上、40个及以上农民工样本的城市的估计结果。我们在组D也尝试了Brandt和Holz(2006)构造的省级层面可比物价指数。可见，所得估计结果与基准结果基本一致。 本文使用最新的流动人口监测调查数据考察了农民工在不同规模城市的技能选择性，城市规模扩张对农民工名义和实际工资的影响。我们发现，农民工在大城市具有一定的正向技能选择性后，控制技能选择性后，城市规模扩张仍能提高农民工工资水平，且对城市经验更长或受教育水平更高的农民工的影响更大。此外，大城市依然能给农民工带来更高的真实实际工资或效用水平，不同规模城市的劳动力市场一体化程度有待进一步提高。根据已有的研究以及本文的结论，现阶段符合市场发展规律的城市规模扩张有利于资源的有效配置，实现城市当地居民和外来农民工的“双赢”局面，特别地，有助于作为弱势群体的农民工充分共享城镇化所带来的收益。 不可否认的是，城市规模继续扩大可能会产生更多的负便利性，例如拥堵、污染和社会治安等问题。但是这些问题是否必须通过严格控制人口规模、提高劳动力流动成本来解决是值得商榷的。首先，自由流动是劳动力资源有效配置的重要保障，不合理的劳动力流动壁垒，特别是与户籍制度相关的壁垒，不仅会造成收入不平等和社会不公平，而且会阻碍经济的进一步增长。其次，可以通过其他手段缓解或解决这些问题。例如，提高城市综合管理能力，优化城市内部系统以及合理规划城市群等。最后，大城市之所以更有吸引力也与国家长期以来的偏向性经济发展政策有关(Xing and Zhang，2013)，因此，纠正不公正的政策偏向，破除等级化的城市管理体制，合理分配国家计划资源(包括财政和土地等)，将有利于优化我国的城市规模体系。如果劳动力的空间流动性障碍得以充分消除，大城市规模不会无限制扩大，市场机制可以调节并实现均衡的城市规模体系。但是按照现在的外生条件而最终实现的均衡城市规模是否就是最优的城市规模，还需要进一步讨论，这也超出了本文的研究范围。但至少现在，我国依然具有巨大的城市规模经济潜能。 本文初稿曾在中央财经大学举办的“第五届人力资本与劳动市场国际研讨会暨2013年中国人力资本报告发布会”上报告过，感谢Dennis Yang T.、Carsten.A.Holz等与会学者的有益评论和建议。作者感谢北京师范大学经济与工商管理学院邢春冰副教授、袁畅博士、冯毅博士提出的宝贵意见。当然，文责自负。 ①城镇人口和劳动力数据来自《中国统计摘要2013》，农民工数据来自盛来运(2008)和国家统计局《2012年全国农民工监测调查报告》。 ②详见表1所示的不同规模城市的农民工个体样本量分布。 ③联合国《世界城市化展望(2011修订版)》显示，中国2011年城市化率为50.6%，略低于世界平均水平52.1%。 ④城市便利性除了包括常被提及的拥堵、污染和社会治安问题，还包括常被忽视的消费便捷性和多样性、文化和物理环境、更优质的公共服务等非市场外部性特征。这些外部性特征虽然直接影响个人效用，但不进入消费约束条件。 ⑤城市规模扩大既能提高生产率和工资水平，也能增加商品和服务的消费成本，尤其是住房成本。工资和租金可以分别用来验证城市规模效应的存在。在经典的空间均衡模型下，如果实际工资与城市规模无关，这并不意味着不存在城市规模或集聚经济，而是说明资源在不同空间实现了均衡、达到了有效配置。 ⑥我们也注意到，有些文献认为不同城市的生活成本差异是工资差异的重要原因。实际上，大城市更高的生活成本能解释为什么工人没有完全涌入大城市，而不能解释为什么大城市的企业愿意支付更高的工资。 ⑦Combes等(2013)并不是直接使用城市人口或就业数量指标，而是使用城市就业密度和土地面积两个指标。Combes等发现，工资对城市就业密度和土地面积的弹性系数在12%和16%左右。因此，可以推测，工资对城市就业规模的弹性系数在12%～16%之间。 ⑧根据效用最大化的结果，如果工资完全用于消费，城市个人的间接效用等于实际工资加城市便利性。 ⑨严格来说，真实生活成本反映了为了获得等值效用所支付的支出，而效用不仅取决于消费的商品和服务，也取决于城市的非市场便利性。因此，城市间商品和服务的价格指数未必等同于真实生活成本。但除非特别声明是真实生活成本，同已有许多文献的称呼一样，生活成本与物价指数概念是等价的。 ⑩根据《中国统计年鉴2011》，2010年城镇和农村居民储蓄率分别为30%和26%，而本文2011/2012数据显示农民工储蓄率高达52%。 (11)另一个支持局部调整法的理由是替代偏差。在效用函数不是柯布道格拉斯形式，且住房和非住房商品或服务相互替代性程度较高的情况下，工资对价格水平的弹性小于1(Winters，2009)。 (12)Dahl(2002)分别用每个城市样本估计出类似(2)式的控制地区选择性偏差的Mincer方程，进而得到每个人的预期收入。在Dahl(2002)的模型中，不同城市的解释变量系数并不相同。但本文让解释变量系数在不同城市保持相同，因而估计的城市固定效应可理解为具有平均特征的农民工所获得的效应。 (13)由于流入城市有123个，设置28个特征组是为了保证不同流入城市的特征组有足够多的样本。但我们发现，设置更多的特征组，如将受教育水平分4个组别，对本文估计结果的影响可以忽略不计。 (14)选取32个沿海港口城市：上海、宁波、广州、天津、青岛、秦皇岛、大连、日照、营口、烟台、连云港、湛江、威海、海口、三亚、唐山、沧州、锦州、福州、厦门、泉州、漳州、深圳、珠海、汕头、中山、温州、舟山、台州、北海、防城港和钦州。 (15)1953-2010年，深圳市人口增长了53倍，远超过其他城市，而其自身的城市固定溢价较高。在进行工具变量估计的时候，会发生较大的异常。因此，本文删除了深圳市样本。我们根据OLS结果发现，这会略微低估城市规模效应，但不改变本文的基本结论。 (16)图1所示的回归线是按照城市内农民工数量加权的线性回归线。 (17)城市规模内生性程度取决于具体的问题和模型设定。在Roca和Puga(2013)的研究中，城市规模工资弹性的IV结果与OLS结果同样几乎相同。 (18)Combes等(2013)使用的是2007年数据，由于城市规模收益可能随着城市规模扩大而递减，到2011/2012年城市当地工人获得的规模收益未必仍明显高于农民工。为了减轻这种担心，本文使用《2010年城市统计年鉴》中的城市单位职工(这个统计口径主要包含城镇当地工人，基本不包括农民工)平均工资对数作为被解释变量，采用表2模型(6)相同的设定和估计方法，发现城市单位职工工资对城市规模的弹性高达0.127。因此，我们相信这个结论是稳健的。 (19)鉴于2012年数据的住房信息匮乏，这里只使用2011年数据进行估计。住房特征变量包括有无自来水，有无卫生间，有无厨房，有无洗澡设施，住房产权(租住单位房/雇主房，租住私房和政府提供廉租房)，住房类型(家庭户，集体户)，社区行政属性(居委会，村委会)等。由于缺乏住房面积信息，我们使用家庭人口数量来代理。 (20)与名义工资的结果相比，城市规模对不同城市经验或技能水平农民工实际工资的影响的差距缩小了。这是因为在生活成本高的大城市中，城市经验更长或高中及以上文化程度的农民工的比例更大。
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