農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合、合作交流能力與勞動(dòng)生產(chǎn)率

李唐++寧璐

摘要：農(nóng)民工的城鎮(zhèn)化是當(dāng)前中國(guó)最大的內(nèi)需潛力和發(fā)展動(dòng)能所在。文章基于2015年中國(guó)企業(yè)-員工匹配調(diào)查（CEES）數(shù)據(jù)，依次選用OLS估計(jì)、2SLS工具變量法（IV）、有限信息最大似然估計(jì)法（LIML）分別就農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)合作交流能力等專用性人力資本影響、合作交流能力等專用性人力資本對(duì)員工勞動(dòng)生產(chǎn)率影響的因果效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)度。實(shí)證結(jié)果表明，農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)合作交流能力等專用性人力資本具有正向的促進(jìn)作用，其合作交流能力等專用性人力資本對(duì)員工的勞動(dòng)生產(chǎn)率有著穩(wěn)健的正相關(guān)關(guān)系，進(jìn)而推斷出農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率等工作績(jī)效的正向影響。文章從員工專用性人力資本角度的機(jī)制上驗(yàn)證了現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率等工作績(jī)效的影響，上述實(shí)證關(guān)系滿足因果推斷的統(tǒng)計(jì)要求。基于以上研究結(jié)果，文章的政策建議是，政府推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程的關(guān)鍵是提高農(nóng)民工的居留意愿以及市民化水平，通過(guò)加強(qiáng)農(nóng)民工培訓(xùn)促進(jìn)專用性人力資本的形成，進(jìn)而促進(jìn)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高。

關(guān)鍵詞：農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合；專用性人力資本；勞動(dòng)生產(chǎn)率

一、引言

城鎮(zhèn)化是衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和現(xiàn)代化水平的重要指標(biāo)之一，是現(xiàn)代化的必由之路，是中國(guó)最大的內(nèi)需潛力和發(fā)展動(dòng)能所在《2016年兩會(huì)政府工作報(bào)告》，http：//www.china.com.cn/lianghui/news/201603/05/content_37943454.htm。。通過(guò)梳理世界各國(guó)城鎮(zhèn)化的發(fā)展趨勢(shì)，可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移是必然趨勢(shì)，也是社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要體現(xiàn)，對(duì)加快推進(jìn)現(xiàn)代化進(jìn)程意義重大（賈淑軍，2012）。近年來(lái)，隨著城鎮(zhèn)地區(qū)對(duì)勞動(dòng)力需求增強(qiáng)、戶籍制度等國(guó)家戰(zhàn)略調(diào)整，中國(guó)城鎮(zhèn)化水平的進(jìn)程進(jìn)一步加快。我國(guó)城鎮(zhèn)化取得了比較好的成果：自1978年改革開(kāi)放伊始到2014年底，我國(guó)的城鎮(zhèn)化率由1978年的179%上升至2014年的5477%國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，http：//politics.people.com.cn/n/2015/0120/c7073126417968.html。。當(dāng)前中國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程已經(jīng)進(jìn)入中期階段，進(jìn)一步加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程的關(guān)鍵就是，促進(jìn)農(nóng)民工市民化，農(nóng)民工的城鎮(zhèn)融合顯得尤為重要。深入推進(jìn)新型城市化，其核心在于回歸城市化本質(zhì)，即促進(jìn)人的城市化。龐大的農(nóng)民工群體長(zhǎng)期居住、工作和生活在城市， 農(nóng)民工融入城市，有利于進(jìn)一步推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程。推動(dòng)實(shí)現(xiàn)農(nóng)民工群體的市民化，是提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量的核心，能更好地推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和拉動(dòng)內(nèi)需增長(zhǎng)。因而，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合的相關(guān)機(jī)制研究顯得尤為迫切和重要（鄧宗豪等，2014；錢(qián)龍等，2015）。

長(zhǎng)期以來(lái)，農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移、農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合一直是國(guó)內(nèi)外研究的熱點(diǎn)。已有的研究關(guān)于農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合的影響因素，即什么因素影響城鎮(zhèn)化融合以及農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合會(huì)對(duì)什么產(chǎn)生影響等都有研究。國(guó)外發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)家從城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)角度探析了影響人口城鄉(xiāng)遷移的宏觀因素，形成了一系列經(jīng)典理論（Lewis，W.A.，1954；Todaro，M.P.，1969），部分學(xué)者從微觀個(gè)體視角分析人口遷移的原因（Stark，O.，1985；Taylor，J.，1969）。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)此也進(jìn)行了較為豐富的研究。葉鵬飛（2011）認(rèn)為農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合受到到個(gè)體特征、社會(huì)特征、心理特征、制度等因素的共同影響，是個(gè)體基于利益最大化而做出的理性抉擇。王春光（2006）、蔡禾等（2007）、楊風(fēng)（2011）和姚先國(guó)等（2015）從居住證、戶籍制度壁壘角度研究了對(duì)農(nóng)民工在城市就業(yè)、定居的影響。陳春等（2011）認(rèn)為住房?jī)r(jià)格與農(nóng)民工的城市居留意愿呈反向關(guān)系。戚迪明等（2012）調(diào)查研究得出農(nóng)民工的職業(yè)流動(dòng)性對(duì)城鎮(zhèn)化融合也呈反向作用。李樹(shù)茁等（2014）通過(guò)對(duì)比分析自雇和受雇農(nóng)民工的定居意愿差異，發(fā)現(xiàn)與受雇農(nóng)民工相比，自雇者更傾向于留在城市定居。另外，其他因素如性別、年齡、教育程度、婚姻、職業(yè)類型、工作收入、遷移類型、土地、居住環(huán)境、城鄉(xiāng)二元體制差異（如戶籍、社會(huì)保障、工資歧視等）等也會(huì)對(duì)農(nóng)民工個(gè)體的城市定居意愿產(chǎn)生影響（Frans Thissen，2010；Darren P.Smith，2012；朱宇，2004；陳云凡，2012）。

城鎮(zhèn)化融合對(duì)于改善農(nóng)民工福利，提高農(nóng)民工工資水平、勞動(dòng)生產(chǎn)率等工作績(jī)效有著重要意義?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)此也做了相關(guān)研究。杜鵬等（2005）、寧光杰（2012）、王建國(guó)等（2015）從城市規(guī)模擴(kuò)張等角度研究了農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)提高其工資水平以及勞動(dòng)生產(chǎn)率的正向促進(jìn)作用，這也是農(nóng)民工更愿意居留于城市的重要條件。Glaeser 和Mare（2001）指出，城鎮(zhèn)化融合可以為個(gè)體提供更多模仿、學(xué)習(xí)的機(jī)會(huì)，農(nóng)民工在城鎮(zhèn)化融合過(guò)程中學(xué)習(xí)掌握專業(yè)技能的時(shí)間更短、效率更高，進(jìn)而人力資本水平提升更快。

本文通過(guò)對(duì)以往的文獻(xiàn)進(jìn)行梳理發(fā)現(xiàn)，已有的研究所用的數(shù)據(jù)存在以下不足。第一，以往研究所采用的數(shù)據(jù)多為局部數(shù)據(jù)，主要為少數(shù)幾個(gè)城市甚至少數(shù)幾個(gè)民族地區(qū)，所得出的結(jié)論普遍適用性較弱。如王桂新等（2008）使用的是上海地區(qū)的數(shù)據(jù)來(lái)考察農(nóng)民工的市民化水平，趙翌辰（2014）使用的云南省的三個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)據(jù)，夏怡然（2010）基于溫州調(diào)查的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，陳云凡（2012）通過(guò)對(duì)長(zhǎng)沙25個(gè)社區(qū)進(jìn)行調(diào)查來(lái)研究農(nóng)民工住房因素。第二，文獻(xiàn)所使用的數(shù)據(jù)多為入戶調(diào)查數(shù)據(jù)。經(jīng)研究證明，入戶調(diào)查數(shù)據(jù)有其缺陷（自我雇傭等）?，F(xiàn)有文獻(xiàn)所用樣本多為居民入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，難以規(guī)避高收入階層拒訪率較高，居民收入狀況漏報(bào)、瞞報(bào)且無(wú)相關(guān)企業(yè)匹配信息進(jìn)行驗(yàn)證等問(wèn)題，造成工資收入的統(tǒng)計(jì)誤差偏大。第三，所用數(shù)據(jù)在時(shí)效性上不能有效表現(xiàn)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，新生代農(nóng)民工與第一代農(nóng)民工在城鎮(zhèn)化融合等方面的差異。第一代農(nóng)民工和新生代農(nóng)民工在經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和心理三個(gè)層面的城鎮(zhèn)化融合有著明顯的差異，具體表現(xiàn)在就業(yè)狀況、消費(fèi)水平、利益觀念等方面（劉傳江等，2008；黃祖輝等，2008；邢海燕等，2012；馮菲菲等，2012；何軍，2012）。新生代農(nóng)民工、相比于第一代農(nóng)民工具有受教育水平高、務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)缺乏、外出動(dòng)機(jī)兼顧謀生與發(fā)展、定居城市的意愿高、耐受力低和更易融入城市等特征（王春光，2001；王興周，2008）。與老一代農(nóng)民工進(jìn)城打工主要以經(jīng)濟(jì)收入為目標(biāo)不同，新一代農(nóng)民工外出打工更多是為了獲取個(gè)人發(fā)展、爭(zhēng)取個(gè)人自由和體驗(yàn)不同的生活方式（楊肖麗等，2015）。第一代農(nóng)民工的城鎮(zhèn)化融合以經(jīng)濟(jì)融入為重點(diǎn)，而由于自身定位問(wèn)題，經(jīng)濟(jì)融入未必能帶動(dòng)其他層面的融入。而新生代農(nóng)民工在社會(huì)和心理層面的融入程度要好于第一代農(nóng)民工，然而相當(dāng)比例的新生代農(nóng)民工依然存在身份認(rèn)同模糊等邊緣化傾向，對(duì)其城鎮(zhèn)化融合造成一定的阻礙（盧小君等，2014）?，F(xiàn)有文獻(xiàn)所用研究樣本多為2010年及其以前的勞動(dòng)力調(diào)查數(shù)據(jù)，樣本信息與當(dāng)前中國(guó)的實(shí)際情況普遍存在5～10年的時(shí)間滯后。只有運(yùn)用樣本信息最具及時(shí)性的大樣本勞動(dòng)力調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)于農(nóng)民工城鎮(zhèn)融合與合作、交流能力等專用性人力資本的實(shí)證估計(jì)才能較大程度地吻合當(dāng)前經(jīng)濟(jì)的真實(shí)變化情況。第四，以往文獻(xiàn)僅對(duì)城鎮(zhèn)化融合與相關(guān)因素進(jìn)行了簡(jiǎn)單的關(guān)系描述，但沒(méi)有對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行因果性效應(yīng)測(cè)度，并沒(méi)有采用諸如工具變量等主流方法。本文所使用的2015年中國(guó)企業(yè)-員工匹配調(diào)查（CEES）是以企業(yè)-員工匹配調(diào)查為數(shù)據(jù)采集方式的勞動(dòng)力調(diào)查數(shù)據(jù)，不僅能較好地降低了員工關(guān)鍵信息的統(tǒng)計(jì)誤差，有效剔除了存在自我雇傭（selfemployed）和非正規(guī)部門(mén)就業(yè)的勞動(dòng)力樣本，從而使得對(duì)于農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合回報(bào)率的估計(jì)精度獲得了較大提高。并且，基于2015年中國(guó)企業(yè)-員工匹配調(diào)查（CEES）這一具備較強(qiáng)的樣本信息及時(shí)性、充分涵蓋農(nóng)民工個(gè)體特征和所處環(huán)境等具體問(wèn)項(xiàng)的大樣本調(diào)查數(shù)據(jù)，能有效反應(yīng)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)環(huán)境下農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合的最新行為。本文對(duì)于農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)合作交流能力等專用性人力資本的影響，專用性人力資本對(duì)農(nóng)民工勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響進(jìn)行實(shí)證估計(jì)以及穩(wěn)健的因果效應(yīng)分析，有利于為經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下通過(guò)重視農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合進(jìn)而提升農(nóng)民工的專用性人力資本質(zhì)量與工作績(jī)效提出針對(duì)性的政策建議。

如上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)已就農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合的影響因素以及對(duì)農(nóng)民工工資收入、工作績(jī)效、勞動(dòng)生產(chǎn)率等的影響取得了一定的研究結(jié)果，但從城鎮(zhèn)化融合對(duì)專用性人力資本以及勞動(dòng)生產(chǎn)率實(shí)證關(guān)系的現(xiàn)有研究并不多見(jiàn)。為此本文選擇從農(nóng)民工專用性人力資本角度論證城鎮(zhèn)化融合對(duì)工作績(jī)效的影響機(jī)制，并進(jìn)行穩(wěn)健地因果性效應(yīng)測(cè)度。之所以選擇此角度，主要是因?yàn)檗r(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合程度越高，可能對(duì)其合作交流能力產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用。已有研究表明，在農(nóng)民工的溝通交流、信息傳遞乃至行動(dòng)過(guò)程中，城鎮(zhèn)化融合在提升人力資本中發(fā)揮著特別重要的作用（楊肖麗等，2015；劉洪銀，2013）。而合作交流能力的提升會(huì)擴(kuò)大農(nóng)民工的人際交往面，促進(jìn)合作型勞動(dòng)關(guān)系的培養(yǎng)；不斷擴(kuò)大其自身的社會(huì)交往半徑，豐富社會(huì)資本，有利于促進(jìn)農(nóng)民工的流動(dòng)，進(jìn)而提高勞動(dòng)生產(chǎn)率。因此本文從此機(jī)制進(jìn)行闡釋其中的關(guān)系。

論文的其他部分安排如下：第二部分為模型構(gòu)建，對(duì)本文實(shí)證研究的指標(biāo)選取、數(shù)據(jù)測(cè)算和計(jì)量模型設(shè)定等問(wèn)題進(jìn)行介紹；第三部分是數(shù)據(jù)說(shuō)明，包括數(shù)據(jù)來(lái)源和對(duì)于主要數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)；第四部分是實(shí)證檢驗(yàn)，我們將對(duì)農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)專用性人力資本積累的影響、專用性人力資本對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響進(jìn)行穩(wěn)健地因果推斷，并討論本文使用的計(jì)量方法的適宜性問(wèn)題。最后是結(jié)論及政策建議。

二、模型構(gòu)建

（一）計(jì)量模型設(shè)定

1. OLS基本模型

本文旨在機(jī)制上就農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率的實(shí)際影響進(jìn)行穩(wěn)健性的因果推斷，并進(jìn)行實(shí)證性因果效應(yīng)測(cè)度。

依據(jù)研究設(shè)想，本文有兩個(gè)假說(shuō)：

H1.農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)專用性人力資本有著正向的影響；

H2.專用性人力資本對(duì)農(nóng)民工勞動(dòng)生產(chǎn)率等工作績(jī)效有著正向的影響。

因此，本文的計(jì)量模型設(shè)定分別從農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)于合作交流等專用性人力資本的影響、合作交流等專用性人力資本對(duì)農(nóng)民工工作績(jī)效的影響等兩個(gè)維度進(jìn)行展開(kāi)。我們采用了控制了行業(yè)、地區(qū)的雙重固定效應(yīng)OLS回歸模型作為實(shí)證檢驗(yàn)的基本模型。通過(guò)上述不可觀測(cè)的雙重固定效應(yīng)控制，可較好地解決遺漏變量問(wèn)題?？紤]穩(wěn)態(tài)條件下長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型的一般性設(shè)定要求，除了虛擬變量之外，計(jì)量模型中其他變量均取自然對(duì)數(shù)值。具體設(shè)定如下：

（1）農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)于合作交流等專用性人力資本的影響

基于現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于，本文構(gòu)建了一個(gè)農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合與合作交流能力等專用性人力資本的OLS模型，具體的模型如公式（1）所示：

lnspecial_human_capitalijd=α0+α1lnliving_yearijd+X′ijdiα2+Dj+Dd+εijd （1）

（2）合作交流等專用性人力資本對(duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響

同上，具體模型如公式（2）所示：

lnhourly_wageijd=α0+α1lnspecial_human_capitalijd+X′ijdiα2+Dj+Dd+εijd （2）

其中，（1）式因變量分別為以農(nóng)民工合作能力（cooperation_ability）和交流能力（communication_ability）為代理變量的專用性人力資本（special_human_capital）的自然對(duì)數(shù)值。核心自變量為以農(nóng)民工居留意愿做代理變量的城鎮(zhèn)化融合度，根據(jù)問(wèn)卷設(shè)計(jì)內(nèi)容，本文選取農(nóng)民工在城市生活的時(shí)間（living_year）作為其具體代理變量進(jìn)行計(jì)算，也將其同樣設(shè)定為自然對(duì)數(shù)值。（2）式因變量為農(nóng)民工的勞動(dòng)生產(chǎn)率，根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)的通常做法，本文選取員工的小時(shí)工資小時(shí)工資的算法：?jiǎn)T工上月工資與上月工作時(shí)間（含加班時(shí)間）的比值。（hourly_wage）的自然對(duì)數(shù)值作為其代理變量。核心揭示變量為專用性人力資本，分別從農(nóng)民工合作、交流能力進(jìn)行具體分析。X′ijd為一系列控制變量，根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)的通用做法，分別涵蓋農(nóng)民工的年齡（lnage）、婚姻（marriage）、受教育年限（lneducation）、BMI及其平方項(xiàng)（BMI和BMI_square）、上一份工作結(jié)束和開(kāi)始時(shí)的工資收入（lnend_wage和lnstart_wage）。此外，（1）式中下標(biāo)i代表第i位受訪的農(nóng)民工個(gè)體，下標(biāo)j和t則分別表示基于一維行業(yè)代碼（GB47542011）劃分的行業(yè)類型（j=1， 2， 3， 4），d標(biāo)示該調(diào)查樣本所屬的地區(qū)調(diào)查單元。Dj和Dd分別表示行業(yè)、地區(qū)的雙重固定效應(yīng)。

2.兩階段最小二乘法（2SLS）模型

農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合（lnliving_yearijd）與合作交流能力等專用性人力資本（lnspecial_human_capitalijd）之間可能存在內(nèi)生性問(wèn)題（Endogeneity），即對(duì)于合作能力和交流能力越高的農(nóng)民工而言，其農(nóng)民工城市居留意愿以及融入城市的優(yōu)勢(shì)往往更強(qiáng)，從而基于合作能力和交流能力等專用性人力資本所反映的城鎮(zhèn)化融合度也更高等。因此，若僅采用簡(jiǎn)單最小二乘（OLS）的單方程模型，則有可能由于農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合和合作交流能力專用性人力資本之間存在相互影響、相互作用而出現(xiàn)內(nèi)生性問(wèn)題，從而導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)值即使在大樣本條件下也難以滿足一致性的理想假設(shè)，我們則很難完整有效地將農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合與勞動(dòng)生產(chǎn)率的因果效應(yīng)測(cè)度出來(lái)。為有效規(guī)避內(nèi)生性問(wèn)題對(duì)于參數(shù)估計(jì)值的干擾，我們采用工具變量法（IV）對(duì)農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)于合作交流能力專用性人力資本的因果關(guān)系進(jìn)行測(cè)度。根據(jù)工具變量須同時(shí)滿足與內(nèi)生變量（living_yearijd）相關(guān)且與第二階段回歸的隨機(jī)誤差項(xiàng)（εijd）正交的假定要求，我們引入是否與配偶同住（spouse_dummy）、16歲以前是否居住在本省但非本市（mother_town）兩個(gè)變量作為農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合的工具變量。上述兩個(gè)變量分別代表了農(nóng)民工個(gè)人的居住現(xiàn)狀和基于農(nóng)民工成長(zhǎng)過(guò)程中的居住地，因而對(duì)于內(nèi)生變量（living_yearijd）具有較強(qiáng)的解釋力。此外，是否與配偶同?。╯pouse_dummy）、16歲以前是否居住在本省但非本市（mother_town）與農(nóng)民工個(gè)體特征關(guān)系較大，而與其專用性人力資本形成的直接關(guān)聯(lián)較小，也能較好地滿足工具變量的外生性假定。在穩(wěn)健性回歸條件下，如果工具變量（spouse_dummy、mother_town）滿足弱工具變量檢驗(yàn)的經(jīng)驗(yàn)法則（the rule of thumb）并不拒絕過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)Hansen J統(tǒng)計(jì)量的原假設(shè)要求，并且第二階段回歸結(jié)果中農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合（living_yearijd）對(duì)于農(nóng)民工合作、交流能力等專用性人力資本（lnspecial_human_capitalijd）的影響系數(shù)具有統(tǒng)計(jì)顯著性，我們則可推斷：農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)于農(nóng)民工合作交流能力等專用性人力資本具有因果效應(yīng)。同時(shí)，考慮到工具變量有可能存在難以完全通過(guò)弱工具變量的經(jīng)驗(yàn)法則要求，我們?cè)谙嗤墓ぞ咦兞亢湍Ｐ驮O(shè)定條件下，進(jìn)一步使用對(duì)弱工具變量更不敏感的“有限信息最大似然估計(jì)法”（Limited Information Maximum Likelihood Estimation，LIML）對(duì)上述影響關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。在大樣本條件下，有限信息最大似然的估計(jì)結(jié)果與基于二階段最小二乘（2SLS）的工具變量估計(jì)結(jié)果是漸近等價(jià)的；但在弱工具變量情況下，有限信息最大似然估計(jì)的小樣本性質(zhì)更優(yōu)。

同理，農(nóng)民工合作、交流能力（lncooperation_abilityijd；lncommunication_abilityijd）與勞動(dòng)生產(chǎn)率（lnhourly_wageijd）的影響同樣可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。我們引入是否離婚（divorce_dummy）、配偶戶口類型是否為農(nóng)業(yè)戶口（spouse_hukou）以及配偶受教育年限的自然對(duì)數(shù)值（lnspouse_education）三個(gè)變量作為農(nóng)民工專用性人力資本的工具變量。

具體做法上，本文分別將農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合、專用性人力資本以及勞動(dòng)生產(chǎn)率的自然對(duì)數(shù)值均視作內(nèi)生變量，除將OLS基本模型（1）、（2）式作為待估方程外，進(jìn)一步引入農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合（lnliving_year）、專用性人力資本（lnspecial_human_capital）的待估方程，使用是否與配偶同?。╯pouse_dummy）、16歲以前是否居住在本省但非本市（mother_town）作為（1）式的核心工具變量，使用農(nóng)民工是否離婚（divorce_dummy）、配偶戶口類型是否為農(nóng)業(yè)戶口（spouse_hukou）以及 配偶受教育年限的自然對(duì)數(shù)值（lnspouse_education）作為（2）式的工具變量。在工具變量（IV）回歸下，如果第二階段回歸中（1）式核心解釋變量（lnliving_year）對(duì)于專用性人力資本（lnspecial_human_capital）的影響系數(shù)、（2）式核心解釋變量（lnspecial_human_capital）對(duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率（lnhourly_wage）均顯著為正，則我們可以做出如下統(tǒng)計(jì)推斷：農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合通過(guò)提高專用性人力資本（合作、交流能力）對(duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升具有正向影響，并且這種實(shí)證關(guān)系滿足因果推斷的統(tǒng)計(jì)要求。

三、數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選擇2015年“中國(guó)企業(yè)-員工匹配調(diào)查”（CEES）就農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)專用性人力資本的因果效應(yīng)、專用性人力資本對(duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響等問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。本次調(diào)查由武漢大學(xué)聯(lián)合香港科技大學(xué)、清華大學(xué)和中國(guó)社科院等其他三家學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)開(kāi)展，選擇我國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模最大、地區(qū)發(fā)展差異較為顯著的廣東省作為調(diào)查區(qū)域，采取等距抽樣方式選取廣東省13個(gè)地級(jí)市的19個(gè)區(qū)（縣）作為調(diào)查單元，完整覆蓋珠三角、粵東和粵西等不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的地區(qū)，從而保證調(diào)查數(shù)據(jù)具有充分的樣本代表性和地區(qū)異質(zhì)性。與現(xiàn)有文獻(xiàn)多采用居民入戶調(diào)查數(shù)據(jù)不同的是，本次調(diào)查采用入企訪問(wèn)的方式，有效彌補(bǔ)了居民入戶調(diào)查所存在的樣本選擇性偏誤較大、統(tǒng)計(jì)誤差較明顯和工資收入信息不全面等缺陷，并最終成功回收570份有效企業(yè)問(wèn)卷、4988份員工問(wèn)卷，共計(jì)5559份有效問(wèn)卷。根據(jù)最小二乘法（OLS）、工具變量法（IV）的識(shí)別策略要求，用于本文研究的有效員工樣本共計(jì)3322個(gè)。

表1、表2分別列舉了本文主要變量以及主要工具變量的描述性統(tǒng)計(jì)。圖1～圖3分別列舉了基于分位數(shù)劃分的合作能力與交流能力分布，合作能力與勞動(dòng)生產(chǎn)率的分布以及交流能力與勞動(dòng)生產(chǎn)率的分布情況。圖1顯示了合作能力和交流能力都呈上升趨勢(shì)。但是在75%以下的區(qū)間內(nèi)，合作能力要普遍高于交流能力。75%分位以上，交流能力超過(guò)了合作能力。由圖2、圖3可得，合作能力、交流能力與

圖1基于分位數(shù)的合作、交流能力分布圖2基于分位數(shù)的合作能力與勞動(dòng)生產(chǎn)率圖3基于分位數(shù)的交流能力與勞動(dòng)生產(chǎn)率勞動(dòng)生產(chǎn)率整體上呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)。其中，合作能力、交流能力在50%～75%之間時(shí)勞動(dòng)生產(chǎn)率都達(dá)到了最大，其值分別為20841、21563。

圖4～圖7分別給出了城鎮(zhèn)化融合對(duì)合作能力、交流能力的彈性系數(shù)，以及合作能力、交流能力對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的彈性系數(shù)。從圖中可以看出，其系數(shù)分別為00352、00545、0195、0191。說(shuō)明城鎮(zhèn)化融合可能對(duì)合作能力、交流能力有顯著的正向影響。合作能力、交流能力也可能對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率產(chǎn)生正向的影響。進(jìn)而我們推斷城鎮(zhèn)化融合通過(guò)合作、交流能力等人力資本機(jī)制對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率

圖4城鎮(zhèn)化融合對(duì)合作能力的彈性系數(shù)（OLS）圖5城鎮(zhèn)化融合對(duì)交流能力的彈性系數(shù)（OLS）圖6合作能力對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的彈性系數(shù)（OLS）圖7交流能力對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的彈性系數(shù)（OLS）有著明顯的促進(jìn)作用。

本文遵循Nunnaly（1978）的數(shù)據(jù)有效性和可靠性檢驗(yàn)方法對(duì)全部調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了信度和效度檢驗(yàn)，總體數(shù)據(jù)的Cronbach系數(shù)為0875，表明本次調(diào)查企業(yè)-員工數(shù)據(jù)具有良好的匹配性。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）OLS估計(jì)結(jié)果

根據(jù)公式（1）、（2），本文對(duì)農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合與合作、交流能力等人力資本以及合作、交流能力等人力資本與勞動(dòng)生產(chǎn)率的實(shí)證關(guān)系進(jìn)行了OLS估計(jì)。如表3～表6所示，根據(jù)研究需要，本文構(gòu)建了4個(gè)模型，通過(guò)逐步引入控制變量，分別檢驗(yàn)農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合與合作、交流能力等人力資本以及合作、交流能力等人力資本與勞動(dòng)生產(chǎn)率的相關(guān)性。模型1為在不控制任何其他變量的情形下的 OLS估計(jì)結(jié)果。模型2為增加了年齡、性別、婚姻、受教育年限、bmi健康指數(shù)及其平方項(xiàng)等控制變量后的估計(jì)結(jié)果。模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入上一份工作結(jié)束時(shí)的工資收入控制變量后的估計(jì)結(jié)果。模型4為引入所有控制變量后的估計(jì)結(jié)果。從表中可以看出，4個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果都顯著。當(dāng)引入所有控制變量后，城鎮(zhèn)化融合與合作、交流能力等人力資本，合作、交流能力等人力資本與勞動(dòng)生產(chǎn)率依然存在顯著的正向影響，彈性系數(shù)等分別為00352、00545、0195、0191，說(shuō)明農(nóng)民工城市居住年限每提升1個(gè)百分點(diǎn)，合作能力、交流能力人力資本將分別提升352、545個(gè)百分點(diǎn)。而合作能力、交流能力每提升1個(gè)百分點(diǎn)，勞動(dòng)生產(chǎn)率將分別提升195、191個(gè)百分點(diǎn)。數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化融合對(duì)農(nóng)民工合作、交流能力等人力資本具有顯著的正向影響，農(nóng)民工合作、交流能力對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升存在正向促進(jìn)作用。說(shuō)明當(dāng)農(nóng)民工城鎮(zhèn)化程度越高，越有利于促進(jìn)農(nóng)民工合作交流能力的提升，進(jìn)而擴(kuò)大農(nóng)民工的社會(huì)資本，加大其工作流動(dòng)性，促進(jìn)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高。

（二）工具變量法（IV）估計(jì)結(jié)果

本文分別檢驗(yàn)的是城鎮(zhèn)化融合對(duì)農(nóng)民工合作、交流能力等人力資本的影響，以及農(nóng)民工合作、交流能力對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響。如果城鎮(zhèn)化融合與人力資本、人力資本與勞動(dòng)生產(chǎn)率之間存在相互影響，即變量之間存在內(nèi)生性問(wèn)題，則會(huì)影響OLS的估計(jì)結(jié)果。為此，本文使用工具變量法（IV）分別剝離城鎮(zhèn)化融合與人力資本、人力資本與勞動(dòng)生產(chǎn)率的內(nèi)生性。本文首先進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，判斷城鎮(zhèn)化融合與合作、交流能力等人力資本，合作、交流等人力資本與勞動(dòng)生產(chǎn)率之間是否存在內(nèi)生性。通過(guò)stata140運(yùn)算，分別對(duì)農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合、合作交流能力等人力資本與勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，p值顯示為0000，小于5%，說(shuō)明本文使用的解釋變量在5%的顯著水平上拒絕了“所有解釋變量均為外生”的原假設(shè)，解釋變量存在內(nèi)生性問(wèn)題，能夠使用工具變量法（IV）剝離農(nóng)民工城鎮(zhèn)化與合作、交流能力等人力資本以及合作、交流能力等人力資本與勞動(dòng)生產(chǎn)率的內(nèi)生性。

為了解決農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合與合作、交流能力等人力資本的內(nèi)生性問(wèn)題，本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，選用是否與配偶同?。╯pouse_dummy）和農(nóng)民工16歲以前是否居住在本省但非本市（mother_town）作為城鎮(zhèn)化融合（living_year）的工具變量進(jìn)行回歸運(yùn)算。如果工具變量（spouse _dummy、mother_town）的Hansen J統(tǒng)計(jì)量的p值大于01，則表明工具變量滿足了外生性假定，即可以作為計(jì)量模型（1）式的工具變量。同理，本文選用是否離婚（divorce_dummy）、配偶戶口類型是否為農(nóng)業(yè)戶口（spouse_hukou）和配偶受教育年限的自然對(duì)數(shù)值（lnspouse_education）作為其合作、交流能力等人力資本的工具變量進(jìn)行回歸運(yùn)算。如果工具變量（divorce_dummy、spouse_hukou、lnspouse_education）的Hansen J統(tǒng)計(jì)量的p值大于01，則表明工具變量滿足了外生性假定，即可以作為計(jì)量模型（2）式的工具變量。

根據(jù)公式（1）、（2），本文對(duì)表3～表6的4個(gè)模型分別進(jìn)行了IV估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表7～表10所示。4個(gè)模型的Hansen J估計(jì)量的p值均大于01，說(shuō)明本文選取的是否與配偶同住、16歲以前是否居住在本省但非本市、是否離婚、配偶戶口類型是否為農(nóng)業(yè)戶口、配偶受教育年限的自然對(duì)數(shù)值能夠作為模型的工具變量。從估計(jì)結(jié)果中可以看到，在加入工具變量后，模型3和模型4依然顯著，說(shuō)明農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合與合作、交流能力等人力資本，以及合作、交流能力等的專用性人力資本與勞動(dòng)生產(chǎn)率等工作績(jī)效存在顯著的正向因果效應(yīng)。

（三）有限信息最大似然估計(jì)法（LIML）估計(jì)結(jié)果

本文雖然使用工具變量法（IV）進(jìn)行估計(jì)檢驗(yàn)，其結(jié)果滿足了Hansen J估計(jì)量的p值大于01的外生性假設(shè)，但是Wald F統(tǒng)計(jì)量大部分小于10，即不能拒絕“存在弱工具變量”的原假設(shè)。本文選取的工具變量可能是弱工具變量，運(yùn)用弱工具變量進(jìn)行的估計(jì)結(jié)果可能會(huì)產(chǎn)生偏差。為此，考慮到弱工具變量情況下，有限信息最大似然估計(jì)（LIML）的小樣本性質(zhì)較二階段最小二乘（2SLS）的工具變量估計(jì)更優(yōu)，并考慮到本文使用工具變量進(jìn)行回歸后有效樣本數(shù)量出現(xiàn)較大幅度下降的實(shí)際情況，我們選擇有限信息最大似然估計(jì)（LIML）對(duì)農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)于合作、交流能力等人力資本，以及合作、交流能力等人力資本對(duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率的實(shí)證關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

估計(jì)（LIML），合作、交流能力等人力資本對(duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率的實(shí)證關(guān)系在統(tǒng)計(jì)顯著性、參數(shù)估計(jì)值的符號(hào)方向上均基本一致。并且，結(jié)合工具變量（IV）和有限信息最大似然估計(jì)（LIML）的回歸結(jié)果，我們認(rèn)為農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)于以勞動(dòng)生產(chǎn)率為表征的工作績(jī)效基本上具有正向的因果關(guān)系。

五、結(jié)論

本文基于2015年“中國(guó)企業(yè)-員工匹配調(diào)查”（CEES）數(shù)據(jù)，通過(guò)對(duì)基于員工專用性人力資本角度對(duì)農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率等工作績(jī)效的影響機(jī)制的研究分析，發(fā)現(xiàn)制度環(huán)境感知可能對(duì)人力資本存在正向的相關(guān)性，在此基礎(chǔ)上運(yùn)用OLS回歸估計(jì)、工具變量法（IV）估計(jì)以及有限信息最大似然估計(jì)法（LIML）估計(jì)，在工具變量滿足外生性和拒絕“存在弱工具變量”的前提下實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：制度環(huán)境感知與人力資本存在正向的因果效應(yīng)。從員工專用性人力資本角度對(duì)農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)于工作績(jī)效的影響機(jī)制加以研究，并進(jìn)行了實(shí)證性的因果效應(yīng)測(cè)度。實(shí)證結(jié)果顯示，農(nóng)民工的城鎮(zhèn)化融合對(duì)專用性人力資本有很重要的影響，專用性人力資本對(duì)農(nóng)民工的工作績(jī)效有著正向的關(guān)系，進(jìn)而我們從機(jī)制上驗(yàn)證了農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合對(duì)其工作績(jī)效的關(guān)系。為此，本文的政策建議是：政府推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的關(guān)鍵是促進(jìn)農(nóng)民工的城鎮(zhèn)化融合進(jìn)程，提高農(nóng)民工的居留意愿以及市民化水平。提高農(nóng)民工的城鎮(zhèn)化融合能力，通過(guò)提供培訓(xùn)促進(jìn)農(nóng)民工合作交流等專用性人力資本的培養(yǎng)。

由于篇幅限制，本文并未對(duì)農(nóng)民工城鎮(zhèn)化融合以及農(nóng)民工返鄉(xiāng)意愿的影響因素等問(wèn)題展開(kāi)深入研究。上述未盡之處，筆者將另文專述。

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The Urban Integration of PeasantWorkers，Cooperation and

Communication Ability，Labor Productivity Evidence from

2015 China EmployerEmployee Survey （CEES）

Li Tang and Ning Lu

（Institute of Quality Development Strategy，Wuhan University；Coordination Innovation Center of

Macro Quality Management in Hubei Province）

Abstract：The urbanization of peasantworkers is the most powerful engine for the potential of domestic demand and the development of the society in China. There are some articles that have positive impact on the influence factors of the urbanization of peasantworkers and job performance， but now， few of articles have researched the relation between the urbanization and other varieties in terms of some mechanisms. This text is based on the data of CEES in 2005， and apply the methods of valuation of OLS， 2SLS and LIML to analyze the specific capital influence in the integration of the urbanization of peasantworkers and in the effect of the stability of the labor productivity using the cooperative communication to the staff. The results turn to be that： the fusion of the urbanization of peasantworkers has a positive promotion in the specific human capital of the cooperate communication， the specific human capital has a steady positive correlation to the productivity of the staff， thus leading to the positive influence of the fusion of the urbanization of the peasantworkers to the labor productivity. This article verifies the impact of the fusion of the urbanization of peasantworkers to the job performance， the empirical relation above satisfies the statistic needs of the causal reasoning. Based on the result above， the suggestion is that the government should focus on rising the peasantworkers willing of the inhabitation and the standard civil to accelerate the process of new type urbanization， besides， the government also should promote the formation of the specific human capital to elevate the labor productivity.

Key Words：the Urban Integration of PeasantWorkers；Specific Human Capital；Labor Productivity

責(zé)任編輯汪曉清