我國人力資本回報率城鄉(xiāng)差異：全國調(diào)研數(shù)據(jù)的實證分析

孟凡強

（廣東財經(jīng)大學(xué) 國民經(jīng)濟研究中心，廣東 廣州510320）

一、引言

改革開放以來，隨著城市經(jīng)濟發(fā)展對勞動力需求的增加以及限制勞動力城鄉(xiāng)流動的相關(guān)政策的放松，大批從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中釋放出來的農(nóng)村剩余勞動力涌入城市勞動力市場，成為領(lǐng)取工資收入的產(chǎn)業(yè)工人的一部分。然而，進入城市部門的農(nóng)村勞動力在工資待遇等方面與城市勞動力存在明顯差異。這種差異部分源于兩類勞動力的個體特征差異和就業(yè)特征差異，另一部分則源于歧視因素，主要表現(xiàn)為城鄉(xiāng)勞動力人力資本回報率的差異。從20世紀(jì)80年代末開始，國內(nèi)外學(xué)者就已開始關(guān)注我國勞動力的教育回報率問題（Jamison等，1987）［1］。對于教育回報率的估計多采用的是明瑟工資方程。明瑟工資方程是由經(jīng)濟學(xué)家明瑟根據(jù)人力資本理論推導(dǎo)出來的研究工資收入決定的模型（Mincer，1974）［2］，模型的基本變量是教育和工作經(jīng)歷，由于其簡潔性成為研究者使用最多的方法（Psacharopoulos，1994）［3］。接受教育的個體可能由于他們在個人能力、家庭背景、性別、職業(yè)等方面的差異導(dǎo)致在工資收入上的差異，而明瑟工資方程并沒有將這些因素考慮在內(nèi)，進而可能導(dǎo)致對教育回報率的高估（彭競，2011）［4］。因此，許多研究者對明瑟工資方程在方法上進行了各種擴展與改進 （Willis等，1979；Heckman，1979，2003；Butcher等，1994；Ashenfelter等，1998；Imbens，2000；張車偉等，2008；杜兩省等，2010；馬巖等，2012）［5-13］。國內(nèi)學(xué)者則更多地是從不同的角度對教育回報率進行了估計與分析，主要包括對不同群體教育回報率的估計（候風(fēng)云，2004）［14］，教育回報率隨時間的變化趨勢（李實等，2003；鐘甫寧等，2007）［15-16］，教育回報率率隨收入分布的變化情況（張車偉，2006；羅楚亮，2007）［17，18］，教育回報率的性別差異（黃志嶺等，2009；張興祥等，2013）［19，20］、地區(qū)差異（杜兩省等，2010；邢春冰等，2013）［12，21］、部門差異（邢春冰，2006）等［22］。但目前研究教育回報率城鄉(xiāng)差異的文獻并不多見。李實等（1994）利用中國社會科學(xué)院經(jīng)濟研究所的住戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，估計了城鎮(zhèn)職工和農(nóng)村勞動力的教育回報［23］。姚先國等（2004）利用浙江、廣東、湖南、安徽等省的調(diào)查數(shù)據(jù)分析了教育回報率的城鄉(xiāng)差異，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動力的教育回報率低于城鎮(zhèn)勞動力，兩者的差距在4%左右［24］。王美艷（2009）則估計了不同教育階段教育回報率的城鄉(xiāng)差異，發(fā)現(xiàn)外來勞動力在高中或中專階段的教育回報率顯著高于城市勞動力，這一結(jié)果為我國城鄉(xiāng)教育資源的配置提供了有益參考［25］。張興祥（2012）利用 CHIP2002數(shù)據(jù)從總體和不同教育階段兩個角度綜合考察了城鄉(xiāng)教育回報率的差異，發(fā)現(xiàn)總體上農(nóng)村教育回報率低于城鎮(zhèn)教育回報率，兩者的差距在3%左右；通過對不同教育階段的教育回報率的研究進一步發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)勞動力中等教育、高等教育階段的教育回報率均高于農(nóng)村勞動力［26］。

通過對現(xiàn)有文獻的梳理可以發(fā)現(xiàn)，目前專門討論人力資本回報率城鄉(xiāng)差異的文獻偏少，僅有的幾篇文獻集中于對教育回報率城鄉(xiāng)差異的研究。根據(jù)人力資本理論，人力資本的積累有兩種主要的途徑：一是接受正規(guī)的學(xué)校教育，二是“干中學(xué)”，后者主要與個人的工作經(jīng)驗相關(guān)。因此，工作經(jīng)驗回報率也是人力資本回報率的內(nèi)容之一，而現(xiàn)有研究中對工作經(jīng)驗回報率的關(guān)注較少，僅有少數(shù)幾篇文獻討論了工作經(jīng)驗回報率的問題（候風(fēng)云，2004）［14］。同時，工作經(jīng)驗還可以進一步區(qū)分現(xiàn)職任職期與其他工作經(jīng)驗，現(xiàn)職任職期是指勞動力在當(dāng)前工作上的任職年限，其他工作經(jīng)驗則指勞動力從事當(dāng)前工作之前的非農(nóng)工作年限，前者通常代表勞動力的專用性人力資本水平，而后者則代表通用性人力資本水平，而現(xiàn)有文獻中未見這一區(qū)分。另外，以往的研究中主要從平均工資層面分析教育回報率的城鄉(xiāng)差異，而缺乏對整體工資分布層面上教育回報率城鄉(xiāng)差異的研究。為彌補現(xiàn)有研究的不足，本文將利用全國范圍的調(diào)查數(shù)據(jù)，從工資分布層面全面分析人力資本回報率的城鄉(xiāng)差異問題。

二、數(shù)據(jù)與模型

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文所用數(shù)據(jù)來自中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)庫中的2006年數(shù)據(jù)①本文使用的數(shù)據(jù)全部來自國家社會科學(xué)基金資助項目——《中國綜合社會調(diào)查（CGSS）》。該調(diào)查由中國人民大學(xué)社會學(xué)系與香港科技大學(xué)社會科學(xué)部執(zhí)行，項目主持人為李路路教授和邊燕杰教授。作者感謝上述機構(gòu)及其人員提供的數(shù)據(jù)協(xié)助，本文內(nèi)容由作者自行負責(zé)。另外，中國綜合社會調(diào)查（CGSS）目前已有2010年數(shù)據(jù)，但由于缺少月工資收入數(shù)據(jù)而未予采用。。該項調(diào)查是一項全國范圍的大型調(diào)查，它采用隨機抽樣的方法，在全國28個?。▍^(qū)、市）抽取10 000個居民戶，然后在每個被選中的居民戶中隨機選取1人作為被訪者，由訪問員對該被訪者進行問卷調(diào)查。由于此調(diào)查數(shù)據(jù)中存在許多無效值、缺省值以及不符合要求的數(shù)據(jù)，本文根據(jù)研究的需要進行了處理：（1）將樣本限定于非農(nóng)勞動力市場上正在工作的勞動力群體，并刪除了雇主、自雇者及軍人樣本。（2）保留了年齡在18歲以上，女性年齡小于55周歲，男性年齡小于60周歲的勞動力樣本。（3）以戶籍狀況區(qū)分城鎮(zhèn)勞動力與農(nóng)村勞動力。經(jīng)過整理后，本文樣本總數(shù)為2 677個，覆蓋全國28個?。▍^(qū)、市），其中，城鎮(zhèn)勞動力1 873個，農(nóng)村勞動力804個。

（二）變量設(shè)定

研究人力資本回報率的城鄉(xiāng)差異需要估計兩類勞動力的工資方程。本文工資方程中的變量設(shè)定如下。

（1）工資。在相關(guān)文獻中，工資指標(biāo)主要包括年工資、月工資和小時工資三種。由于年工資和月工資都未能充分反映勞動力的工作時間，因此，本文采用小時工資（單位：元），并按相關(guān)文獻的慣常做法對小時工資取對數(shù)。

（2）人力資本。根據(jù)工資生成理論，勞動力的人力資本水平是決定其工資水平的最重要因素。本文選取三個變量來衡量勞動力的人力資本水平：受教育年限、現(xiàn)職任職期和其他工作經(jīng)驗。根據(jù)人力資本理論，教育投資是人力資本投資中最重要的形式，因此，受教育年限是衡量人力資本水平的重要指標(biāo)。人力資本理論認(rèn)為，勞動力在工作過程中通過“干中學(xué)”等方式可以實現(xiàn)人力資本的積累，因此一般認(rèn)為，工作經(jīng)驗越多，勞動力的人力資本水平越高。為使分析更為深入，本文將工作經(jīng)驗分為“現(xiàn)職任職期”和“其他工作經(jīng)驗”兩部分。

（3）其他變量。如果工資方程的解釋變量只包括受教育年限和工作經(jīng)驗，那么，勞動力的人力資本回報率將有可能被高估，為此，本文將勞動力的性別、婚姻狀況納入工資方程，以控制這兩個變量對工資的影響。另外，在估計工資方程時，個人能力由于其不可觀測性常常被忽略。杜兩省等（2010）［12］和馬巖等（2012）［13］認(rèn)為，職業(yè)培訓(xùn)可以當(dāng)作個人能力的代理變量，因此，本文將職業(yè)培訓(xùn)變量納入工資方程。張車偉等（2006）認(rèn)為，由于中國勞動力市場存在多重分割，人力資本回報率在分割的市場中存在差異，如果不考慮市場分割因素，就不能得到有關(guān)人力資本回報率的“一致性”估計結(jié)果［11］。為此，本文將職業(yè)類型、部門類型、行業(yè)類型和地區(qū)虛擬變量納入工資方程，以控制職業(yè)分割、部門分割、行業(yè)分割和地區(qū)分割對人力資本回報率的影響。

在職業(yè)分類方面，本文根據(jù)1988年國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類（ISCO88）將職業(yè)分為“白領(lǐng)職業(yè)”和“藍領(lǐng)職業(yè)”兩類。其中，白領(lǐng)職業(yè)包括立法者、高級官員和管理者，專業(yè)人員，技術(shù)人員和專業(yè)人員助理，一般職員四個大類；藍領(lǐng)職業(yè)包括服務(wù)人員和商店及超市的銷售人員，熟練的農(nóng)業(yè)和漁業(yè)工人，工藝及相關(guān)行業(yè)的工人，廠房及機器操作員和裝配員，初級職員（非技術(shù)工人）五個大類。在部門分類方面，根據(jù)所有制形式，本文將部門分為“國有部門”與“非國有部門”，其中，國有部門包括黨政機關(guān)、事業(yè)單位和國有企業(yè)或國有控股企業(yè)，其余為非國有部門。在行業(yè)分類方面，本文參考了馬欣欣（2011）［27］的做法，將所有行業(yè)劃分為“壟斷行業(yè)”與“競爭行業(yè)”兩類。其中，壟斷行業(yè)包括采掘業(yè)，電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，地質(zhì)勘查業(yè)、水利管理業(yè)，交通運輸、倉儲及郵電通信業(yè)，金融、保險業(yè)，衛(wèi)生體育和社會福利業(yè)，教育、文化藝術(shù)及廣播電影電視業(yè)，科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)，國家機關(guān)、政黨機關(guān)和社會團體；競爭行業(yè)包括農(nóng)林牧漁業(yè)，制造業(yè)，建筑業(yè)，批發(fā)和零售、貿(mào)易餐飲業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，社會服務(wù)業(yè)，其他行業(yè)。在地區(qū)方面，將28個省份按照所處的地理位置分為東部地區(qū)省份、中部地區(qū)省份和西部地區(qū)省份，并以“東部地區(qū)”作為對照組，設(shè)置“中部地區(qū)”和“西部地區(qū)”兩個虛擬變量。表1為變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

（三）分位數(shù)回歸

分位數(shù)回歸（quantile regression）最早由Koenker和Bassett（1978）［28］提出，是一種基于被解釋變量的條件分布來擬合解釋變量與被解釋變量關(guān)系的線性回歸方法，是對在均值上進行普通最小二乘（OLS）回歸的拓展。就本文研究而言，分位數(shù)回歸方程可表示如下。

式（1）中，y為對數(shù)小時工資，X為工資的影響因素，Qθ（y｜X）為給定解釋變量X的情況下被解釋變量y在第θ個分位數(shù)上的值，β（θ）為工資在第θ個分位數(shù)上的回歸系數(shù)。

表1 變量描述性統(tǒng)計

三、工資分布不同分位數(shù)上城鄉(xiāng)人力資本回報率差異分析

為考察整體工資分布層面人力資本回報率的城鄉(xiāng)差異，本文分別對城鎮(zhèn)勞動力和農(nóng)村勞動力的工資方程進行了分位數(shù)回歸。由于在極低分位數(shù)和極高分位數(shù)上，回歸系數(shù)的估計非常不準(zhǔn)確（葛玉好等，2011）［29］，因此，在對城鄉(xiāng)勞動力的工資方程進行分位數(shù)回歸時，本文選擇的分位數(shù)區(qū)間是［2，98］，使用的步長是0.1。表2給出了城鄉(xiāng)勞動力的人力資本回報率在10、25、50、75、90分位數(shù)上的回歸結(jié)果①分位數(shù)回歸結(jié)果見附表1和附表2。。

首先考察工資分布不同分位數(shù)上的城鄉(xiāng)教育回報率，從表2可以看出，受教育年限在工資分布的各個分位數(shù)上都對城鎮(zhèn)勞動力的工資水平產(chǎn)生了顯著的影響，但這種影響在工資分布的不同位置存在不對稱現(xiàn)象?？傮w上看，由工資分布的低分位數(shù)到高分位數(shù)，城鎮(zhèn)勞動力的教育回報率呈現(xiàn)下降趨勢，在工資分布的10分位數(shù)上，城鎮(zhèn)勞動力的教育回報率為8.9%；到90分位數(shù)上，城鎮(zhèn)勞動力的教育回報率下降到7.3%。這說明，提高受教育水平對低收入階層城鎮(zhèn)勞動力的工資增長更為有利。而對于農(nóng)村勞動力來說，這一趨勢剛好相反，由工資分布的低分位數(shù)到高分位數(shù)，農(nóng)村勞動力的教育回報率呈現(xiàn)上升趨勢，在工資分布的10分位數(shù)上，農(nóng)村勞動力的教育回報率為5.1%；到90分位數(shù)上，農(nóng)村勞動力的教育回報率上升到7.7%。這說明，提高受教育水平更有利于高收入階層農(nóng)村勞動力的工資增長。

表2 不同分位數(shù)上城鄉(xiāng)人力資本回報率差異匯總

從現(xiàn)職任職期的回報率來看，城鎮(zhèn)勞動力只有在50分位數(shù)上的任期回報率是顯著為正的，在工資分布的其他分位數(shù)上現(xiàn)職任職期對其工資的影響均不顯著。而對于農(nóng)村勞動力來講，其在工資分布各個分位數(shù)上的任期回報率均不顯著。從其他工作經(jīng)驗回報率來看，其他工作經(jīng)驗對城鎮(zhèn)勞動力工資的影響在工資分布的各個分位數(shù)上都是顯著為正的，而農(nóng)村勞動力的經(jīng)驗回報率在各個分位數(shù)上均不顯著。為更為全面的分析工資分布不同分位數(shù)上的城鄉(xiāng)人力資本回報率，將分位數(shù)回歸結(jié)果中各人力資本變量的系數(shù)擬合為圖1和圖2。

圖1 城鎮(zhèn)勞動力人力資本回報率

從圖1（b）可以看出，隨著工資分布由低分位數(shù)向高分位數(shù)上升，城鎮(zhèn)勞動力的教育回報率總體上呈現(xiàn)下降趨勢①本文對不同分位數(shù)上人力資本回報率的差異進行了檢驗，大多數(shù)分位數(shù)之間均通過了差異顯著性檢驗。，只在工資分布的頂端有所波動，教育回報率穩(wěn)定在7%到10%之間。在現(xiàn)職任職期方面，城鎮(zhèn)勞動力的任期回報率先是呈現(xiàn)下降趨勢，而后趨于平穩(wěn)，最后在工資分布的頂端出現(xiàn)下降。但從置信區(qū)間來看，現(xiàn)職任職期對工資的影響只在低分位數(shù)和中位數(shù)附近是顯著的，由此我們可以到的結(jié)論是對于低收入和中等收入的城鎮(zhèn)勞動力來講，現(xiàn)職任職期的增加有助于提高其工資水平。從現(xiàn)職任職期平方項的系數(shù)估計結(jié)果來看，其對城鎮(zhèn)勞動力工資的影響并不顯著。這說明，城鎮(zhèn)勞動力的工資水平與現(xiàn)職任職期之間并不存在倒“U”型關(guān)系。在其他工作經(jīng)驗回報率方面，由工資分布的低分位數(shù)到高分位數(shù)，經(jīng)驗回報率總體上呈現(xiàn)上升趨勢，但在工資分布的頂端有所下降。其他工作經(jīng)驗平方項的系數(shù)并不顯著，同樣否定了城鎮(zhèn)勞動力工資水平與其他工作經(jīng)驗的倒“U”型關(guān)系。

圖2 農(nóng)村勞動力人力資本回報率

圖2所示為農(nóng)村勞動力人力資本回報率的分位數(shù)估計結(jié)果，從受教育年限的系數(shù)估計結(jié)果來看，農(nóng)村勞動力的教育回報率在工資分位數(shù)的末端先上升后下降，然后趨于平緩上升，在頂端出現(xiàn)下降，從總體上看農(nóng)村勞動力的教育回報率穩(wěn)定在4%到8%之間。從置信區(qū)間來看，受教育年限對不同收入階層的農(nóng)村勞動力的工資水平都有顯著的正向影響。而其他人力資本變量對工資的影響均不顯著，這說明現(xiàn)職任職期和其他工作經(jīng)驗的增加并不能提高農(nóng)村勞動力的工資水平。

從上述對城鄉(xiāng)勞動力人力資本回報率的分組估計結(jié)果來看，城鎮(zhèn)勞動力教育回報率總體上要高于農(nóng)村勞動力，而現(xiàn)職任職期和其他工作經(jīng)驗總體上對城鎮(zhèn)勞動力工資都有顯著的正向影響，但對農(nóng)村勞動力的工資影響并不顯著。這說明，提高受教育水平是農(nóng)村勞動力工資水平提升的主要途徑。

為更進一步分析城鄉(xiāng)勞動力人力資本回報率的差異，本文在分位數(shù)工資方程中分別加入戶籍與受教育年限、戶籍與現(xiàn)職任職期、戶籍與其他工作經(jīng)驗的交乘項（農(nóng)村戶籍設(shè)定為1），利用城鄉(xiāng)混合樣本重新估計了一組工資方程，估計結(jié)果匯總?cè)绫?①受篇幅限制，回歸結(jié)果未全部列出。。

表4 城鄉(xiāng)勞動力人力資本回報率差異分位數(shù)回歸結(jié)果

從表4可以看出，農(nóng)村勞動力的教育回報率在工資分布的各個分位數(shù)上均低于城鎮(zhèn)勞動力，從系數(shù)間的大小比較來看，城鄉(xiāng)勞動力教育回報率的差異由工資分布的低分位數(shù)向高分?jǐn)?shù)呈現(xiàn)下降趨勢，這說明隨著工資收入的提高，城鄉(xiāng)教育回報率的差異趨于縮小。城鄉(xiāng)勞動力任期回報率的差異與教育回報率的差異的結(jié)果相近。其他工作經(jīng)驗回報率方面，在工資分布各個分位數(shù)上農(nóng)村勞動力的經(jīng)驗回報率均低于城鎮(zhèn)勞動力，并且由工資分布的低分位數(shù)到高分位數(shù)，經(jīng)驗回報率的差異越來越大，這一結(jié)果與教育回報率和任期回報率的結(jié)果恰好相反。為更為全面的分析整個工資分布上人力資本回報率的城鄉(xiāng)差異，本文進一步將交乘項系數(shù)的分位數(shù)回歸結(jié)果擬合為圖3。

圖3（a） 戶籍與教育交乘項分位數(shù)回歸系數(shù)

圖3（b） 戶籍與任職交乘項分位數(shù)回歸系數(shù)

圖3（c） 戶籍與經(jīng)驗交乘項分位數(shù)回歸系數(shù)

從圖3（a）可以看出，總體上看農(nóng)村勞動力的教育回報率低于城鎮(zhèn)勞動力，但由工資分布的低分位數(shù)到高分位數(shù)，教育回報率的城鄉(xiāng)差異逐漸縮小，在工資分布頂端城鄉(xiāng)教育回報率的差異并不顯著，這說明，工資水平越高的兩類群體，其教育回報率的差異就越小，城鄉(xiāng)勞動力教育回報率的總體差異穩(wěn)定在2%到5%之間。從圖3（b）可以看出，農(nóng)村勞動力的任期回報率總體上低于城鎮(zhèn)勞動力，與教育回報率差異的變化趨勢一致，由工資分布的低分位數(shù)到高分位數(shù)，城鄉(xiāng)任期回報率的差異呈現(xiàn)縮小的趨勢，在工資分布的頂端任期回報率的城鄉(xiāng)差異不再顯著。從其他工作經(jīng)驗回報率的估計結(jié)果來看，由工資分布的低分位數(shù)到高分位數(shù)，經(jīng)驗回報率城鄉(xiāng)差異并無明顯的趨勢變化。除在工資分布的末端和頂端外，在其他分位數(shù)上，農(nóng)村勞動力的經(jīng)驗回報率均低于城鎮(zhèn)勞動力。

至此，已經(jīng)在整個工資分布的層面上考察了人力資本回報率的城鄉(xiāng)差異，總體上來看，城鄉(xiāng)人力資本回報率在整個工資分布上存在明顯差異，城鎮(zhèn)勞動力的人力資本回報率總體上高于農(nóng)村勞動力，但不同分位數(shù)上人力資本回報率的城鄉(xiāng)差異并不相同，隨著工資收入水平的提高，兩類勞動力人力資本回報率的差異呈現(xiàn)縮小的趨勢。

四、結(jié)論與討論

本文應(yīng)用中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)分析了整個工資分布上人力資本回報率的城鄉(xiāng)差異，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：由工資分布的低分位數(shù)到高分位數(shù)，城鎮(zhèn)勞動力的教育回報率總體上呈現(xiàn)下降趨勢，而農(nóng)村勞動力的教育回報率總體上呈現(xiàn)上升趨勢，城鎮(zhèn)勞動力教育回報率總體上要高于農(nóng)村勞動力，而現(xiàn)職任職期和其他工作經(jīng)驗總體上對城鎮(zhèn)勞動力工資都有顯著的正向影響，但對農(nóng)村勞動力的工資影響并不顯著。這說明，提高受教育水平是農(nóng)村勞動力工資水平提升的主要途徑；人力資本回報率的城鄉(xiāng)差異在工資分布的不同位置存在不對稱現(xiàn)象，這說明對于不同工資收入階層的城鄉(xiāng)勞動力來講，其人力資本回報率的差異并不相同。具體而言，城鄉(xiāng)勞動力教育回報率的差異由工資分布的低分位數(shù)到高分位數(shù)呈現(xiàn)縮小趨勢，說明隨著工資水平的提高，教育回報率的城鄉(xiāng)差異逐漸縮小，對于處于工資分布頂端的兩群體來講，這種差異并不明顯；任期回報率城鄉(xiāng)差異的研究結(jié)果與教育回報率相近；但從經(jīng)驗回報率研究結(jié)果來看，由工資分布的低分位數(shù)到高分位數(shù)，經(jīng)驗回報率的城鄉(xiāng)差異并無明顯的趨勢變化。除在工資分布的末端和頂端外，在其他分位數(shù)上，農(nóng)村勞動力的經(jīng)驗回報率均低于城鎮(zhèn)勞動力。

本文的結(jié)論表明，在目前我國的勞動力市場上，雖然農(nóng)村剩余勞動力進入城市成為領(lǐng)取工資收入的產(chǎn)業(yè)工人的一部分，但是與同樣作為產(chǎn)業(yè)工人的城鎮(zhèn)勞動力相比，其人力資本的回報率仍然偏低。出現(xiàn)這種情況的原因可能是由于勞動力市場存在對農(nóng)村勞動力的戶籍歧視，關(guān)于這一問題學(xué)界已有大量研究（謝嗣勝等，2006；孟凡強等，2014）［30，31］。實證結(jié)果顯示，無論是代表專用性人力資本水平的現(xiàn)職任職期還是代表通用性人力資本水平的其他工作經(jīng)驗，都無法對農(nóng)村勞動力的工資水平造成顯著影響，這說明城市部門中可能缺乏針對農(nóng)村勞動力的工齡工資晉升機制或職務(wù)晉升機制。同時本文也發(fā)現(xiàn)，對于不同收入階層的城鄉(xiāng)勞動力來講，人力資本回報率的差異并不相同，工資收入水平越高，兩類勞動力人力資本回報率的差異越小，這說明低收入農(nóng)村勞動力群體受到的戶籍歧視更為嚴(yán)重，這一結(jié)論提示我們應(yīng)著重關(guān)注低收入農(nóng)村勞動力群體的戶籍歧視問題。

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