基礎(chǔ)教育、就業(yè)行業(yè)與農(nóng)民工家庭收入決定

全 磊，陳玉萍，丁士軍，吳海濤

(1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院，湖北 武漢 430073；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、引 言

2014年，李克強(qiáng)總理在《政府工作報(bào)告》中明確提出“三個(gè)1億人”的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，而首要的“1億人”就是在2020年實(shí)現(xiàn)約1億農(nóng)民工的市民化。2017年，我國人口城鎮(zhèn)化率達(dá)58.52%，城鎮(zhèn)常住人口為8.1億(包括約2.87億農(nóng)民工，占全國總?cè)丝诘?0.65%)。作為新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的落腳點(diǎn)，農(nóng)民工群體獲得自由進(jìn)城就業(yè)和居住的權(quán)利，但社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位還有待進(jìn)一步提高。作為衡量社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的重要指標(biāo)，農(nóng)民工收入水平始終是學(xué)界和政府關(guān)注的焦點(diǎn)。

回顧有關(guān)農(nóng)民工收入決定的文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，在研究內(nèi)容上主要集中于兩個(gè)方面：一是宏觀因素對(duì)農(nóng)民工收入的影響，如區(qū)域差異、行業(yè)差異等[1]；二是微觀因素對(duì)農(nóng)民工收入的影響， 如家庭特征、人力資本等[2][3]。然而，微觀視角下農(nóng)民工收入決定的相關(guān)研究并不深入，許多學(xué)者僅關(guān)注單一要素對(duì)農(nóng)民工收入的影響。在研究方法上，絕大多數(shù)學(xué)者采用最小二乘法(OLS)、兩階段最小二乘法(2SLS)和固定效應(yīng)模型(FEM)[1][2][3][4]，部分學(xué)者采用條件分位數(shù)回歸(CQR)[5][6]，研究表明提高受教育水平和非農(nóng)就業(yè)均有利于增加農(nóng)民工收入，且隨著收入層次的提升，邊際貢獻(xiàn)均有所變化。

盡管現(xiàn)有研究就教育和就業(yè)行業(yè)對(duì)農(nóng)民工收入的影響做了深入細(xì)致的討論，并在一些基本判斷方面得出較為一致的結(jié)論，但在研究內(nèi)容和方法上還有進(jìn)一步拓展的空間。首先，從研究內(nèi)容看，已有研究多是農(nóng)民工個(gè)體研究，針對(duì)農(nóng)民工家庭收入的研究較少，而家庭作為勞動(dòng)力配置的重要決策單元，迫切需要得到關(guān)注。絕大多數(shù)研究是對(duì)收入的總體性研究，深化的結(jié)構(gòu)性研究較為稀缺，而對(duì)結(jié)構(gòu)性收入的考察，有利于探析教育和就業(yè)行業(yè)的收入效應(yīng)途徑和機(jī)理。研究數(shù)據(jù)較為陳舊，現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究數(shù)據(jù)截至2015年，基于2015年之后數(shù)據(jù)的研究有待更新和擴(kuò)充。其次，從研究方法看，已有研究忽視教育與就業(yè)行業(yè)之間的相互影響，使研究結(jié)果可能出現(xiàn)偏誤。雖然條件分位數(shù)回歸能描述所有條件分位點(diǎn)上解釋變量對(duì)被解釋變量的不同邊際效應(yīng)，但條件于教育的0.1分位指的是在不同教育水平中10%以內(nèi)的最低收入群體，并不是整體中的最低收入群體，而政策制定者往往更關(guān)注后者。

基于已有研究存在的上述不足，本文的創(chuàng)新主要體現(xiàn)在以下四個(gè)方面。第一，視角比較新穎。與以往研究不同，本文專門探討基礎(chǔ)教育和就業(yè)行業(yè)對(duì)未完全匯合農(nóng)民工家庭收入的影響。在新型城鎮(zhèn)化的過渡階段，尚未在務(wù)工地完全匯合的農(nóng)民工家庭占大多數(shù)，正處于市民化的邊緣，也是最需要政策扶持的群體。第二，進(jìn)一步深化現(xiàn)有學(xué)者的研究。從收入來源和結(jié)構(gòu)分解的視角，探析基礎(chǔ)教育和就業(yè)行業(yè)對(duì)未完全匯合農(nóng)民工家庭收入的影響路徑和機(jī)理。第三，在時(shí)間維度上銜接現(xiàn)有研究?；?016年的調(diào)研數(shù)據(jù)做實(shí)證分析，對(duì)現(xiàn)有研究進(jìn)行時(shí)間維度上的推進(jìn)。第四，關(guān)注基礎(chǔ)教育和就業(yè)行業(yè)對(duì)家庭收入無條件分布的影響。采用無條件分位數(shù)回歸(UQR)測(cè)算基礎(chǔ)教育和就業(yè)行業(yè)的收入效應(yīng)，并高度關(guān)注基礎(chǔ)教育與就業(yè)行業(yè)的相互影響，利用“義務(wù)教育法的實(shí)施”作為“基礎(chǔ)教育”的工具變量，進(jìn)一步采用無條件內(nèi)生分位數(shù)處理效應(yīng)模型(UQTE)考察基礎(chǔ)教育的邊際貢獻(xiàn)。

本文擬利用2016年的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究基礎(chǔ)教育和就業(yè)行業(yè)對(duì)未完全匯合農(nóng)民工家庭收入的邊際貢獻(xiàn)、作用機(jī)理和路徑，對(duì)理解新型城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)律、提高農(nóng)民工家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位具有重要意義，為政府制定扶持農(nóng)民工家庭發(fā)展政策提供理論上的有力支持。

二、數(shù)據(jù)來源和統(tǒng)計(jì)性描述

(一)數(shù)據(jù)來源與說明

本文數(shù)據(jù)來源于課題組2017年8～10月組織的農(nóng)民工家庭生計(jì)調(diào)查，調(diào)查內(nèi)容為2016年農(nóng)民工家庭生計(jì)狀況。作為我國東部沿海省份和中部內(nèi)陸省份的代表，廣東和湖北的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分別位列全國首位和中上游，2017年末城鎮(zhèn)化率分別為69.85%和59.3%，均高于全國平均水平，匯集大量進(jìn)城打工的農(nóng)民工家庭，比較適合開展進(jìn)城農(nóng)民工家庭生計(jì)狀況的調(diào)查研究。課題組選取廣東省的珠海市、佛山市和湖北省的武漢市、襄陽市作為調(diào)查地，根據(jù)隨機(jī)抽樣原則，從這四個(gè)城市中選擇受訪家庭，共發(fā)放問卷972份，回收有效問卷950份，有效問卷率為97.74%。

本文的研究對(duì)象是未完全匯合農(nóng)民工家庭，首先需對(duì)農(nóng)民工家庭的類型進(jìn)行界定。鑒于農(nóng)民工家庭形式的多樣性和復(fù)雜性，我們以調(diào)查時(shí)點(diǎn)為界、以家庭經(jīng)濟(jì)人口(包括所有在經(jīng)濟(jì)上緊密相連、共同做出重要收支決策的親屬)為核心，按家庭成員在務(wù)工地的匯合狀態(tài)，將農(nóng)民工家庭劃分為未匯合、半?yún)R合和完全匯合三種類型。未匯合農(nóng)民工家庭指家庭成員獨(dú)自一人在務(wù)工地打工，未與任何家庭成員一起在務(wù)工地生活；半?yún)R合農(nóng)民工家庭指部分家庭成員一起在務(wù)工地打工生活；完全匯合農(nóng)民工家庭指所有家庭成員共同在務(wù)工地打工生活。未匯合和半?yún)R合農(nóng)民工家庭統(tǒng)稱為未完全匯合農(nóng)民工家庭。上述對(duì)核心概念的界定，既借鑒已有研究的智慧[7][8]，也加入我們自己的理論思考。根據(jù)這一定義，調(diào)查得到的未完全匯合農(nóng)民工家庭共計(jì)642戶、1605個(gè)勞動(dòng)力。

(二)統(tǒng)計(jì)性描述

1.家庭勞動(dòng)力受教育水平和就業(yè)行業(yè)

我國的基礎(chǔ)教育指初中及初中以前的所有教育形態(tài)，因此將“初中”作為劃分勞動(dòng)力是否完成基礎(chǔ)教育的界點(diǎn)。表1顯示，在未完全匯合農(nóng)民工家庭的勞動(dòng)力中，近一半的勞動(dòng)力文化水平在初中以下，未完成基礎(chǔ)教育。另外，家庭勞動(dòng)力在服務(wù)業(yè)行業(yè)就業(yè)的比例最高，其次為制造業(yè)和建筑業(yè)。

表1 未完全匯合農(nóng)民工家庭勞動(dòng)力受教育水平和就業(yè)行業(yè) 單位：%

2.家庭收入水平和結(jié)構(gòu)

家庭收入指2016年家庭純收入，借鑒已有學(xué)者的劃分方法[9]，我們將家庭收入劃分為農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、打工經(jīng)商收入、轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入。收入一般是符合正態(tài)分布的[10]，選擇以25%、50%和75%分位數(shù)作為臨界點(diǎn)，將家庭收入分為低收入組、中低收入組、中高收入組和高收入組。表2顯示，未完全匯合農(nóng)民工家庭已出現(xiàn)比較明顯的收入分層，高收入組的平均收入是低收入組的4.75倍。各收入組中打工經(jīng)商收入的比重最高，成為家庭收入的主要來源，也是增收的關(guān)鍵路徑。隨著收入層次的提高，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和轉(zhuǎn)移性收入逐漸減少，財(cái)產(chǎn)性收入逐漸增加。

表2 未完全匯合農(nóng)民工家庭收入水平和結(jié)構(gòu)

3.基礎(chǔ)教育、就業(yè)行業(yè)與家庭收入的交互分析

表3顯示，隨著家庭收入層次的提高，有初中畢業(yè)勞動(dòng)力的家庭戶數(shù)逐漸增多，無初中畢業(yè)勞動(dòng)力的家庭戶數(shù)逐漸減少，家庭在非農(nóng)行業(yè)配置勞動(dòng)力的比例整體上呈遞增趨勢(shì)。這僅是交互分析的結(jié)果，還不能精確測(cè)度基礎(chǔ)教育和就業(yè)行業(yè)對(duì)家庭收入的影響。下文將運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型實(shí)證分析基礎(chǔ)教育和就業(yè)行業(yè)對(duì)家庭收入的邊際貢獻(xiàn)。

表3 基礎(chǔ)教育、就業(yè)行業(yè)與家庭收入的交互分類

三、模型建立和實(shí)證分析

(一)研究方法

1.UQR估計(jì)

本文采用Fripo、Fortin和Lemieux提出的無條件分位數(shù)回歸(UQR)[11]，估計(jì)各影響因素的單位平移變換對(duì)農(nóng)民工家庭收入無條件分布分位數(shù)上的邊際影響。

UQR假設(shè)各影響因素是外生的，定義式如下：

(1)

其中，RIF(qτ,y,Fy)是FY的τ_分位數(shù)對(duì)應(yīng)的再中心化影響函數(shù)，qτ表示Y的無條件分位數(shù)。

2.UQTE估計(jì)

我們采用Fr?lich和Melly提出的無條件內(nèi)生分位數(shù)處理效應(yīng)模型(UQTE)[12]，進(jìn)一步估計(jì)基礎(chǔ)教育對(duì)各收入組農(nóng)民工家庭的邊際貢獻(xiàn)。

依據(jù)可持續(xù)生計(jì)框架[13]，作為農(nóng)民工家庭的人力資本和生計(jì)策略，受教育水平與就業(yè)行業(yè)之間存在相互影響，導(dǎo)致受教育水平的系數(shù)估計(jì)出現(xiàn)嚴(yán)重偏差。為緩解教育變量的內(nèi)生性問題，受已有文獻(xiàn)的啟發(fā)[14]，本文擬利用“義務(wù)教育法的實(shí)施”(Z)作為“家庭有無勞動(dòng)力初中畢業(yè)”(D)的工具變量。由于鄂粵兩省均在1987年實(shí)施義務(wù)教育法，《義務(wù)教育法》規(guī)定6～15歲是相應(yīng)的義務(wù)教育階段，則受義務(wù)教育法影響的臨界年份為1987-15=1972年，家庭有成員在1972年以后出生，則Z=1，否則Z=0。

Y0和Y1分別表示“家庭無勞動(dòng)力初中畢業(yè)(D=0)”和“家庭有勞動(dòng)力初中畢業(yè)(D=1)”的收入水平，F(xiàn)r?lich和Melly(2014)采用再賦權(quán)分位點(diǎn)回歸算法，估計(jì)政策遵從者的分位點(diǎn)處理效應(yīng)：

Δτ|c=qτ(Y1|c)-qτ(Y0|c)

(2)

其中，qτ(Yd|c)是政策遵從者Yd的τ分位，Δτ|c被定義為無條件分位數(shù)處理效應(yīng)。

(二)模型建立和變量設(shè)置

基于經(jīng)典的明瑟收入決定方程[15]，本文采用半對(duì)數(shù)模型，擴(kuò)展并建立無條件分位數(shù)計(jì)量方程：

(3)

其中，被解釋變量lnYi,qτ表示第i個(gè)未完全匯合農(nóng)民工家庭在無條件分布分位點(diǎn)上的家庭純收入對(duì)數(shù)；解釋變量HC、EI和CV分別表示人力資本、就業(yè)行業(yè)和控制變量；β是半彈性系數(shù)，表示解釋變量變化一單位引致的被解釋變量變化的百分比；εi,q是隨機(jī)誤差項(xiàng)。每一組解釋變量都設(shè)置系列細(xì)化變量(見表4所示)。

表4 變量設(shè)置及統(tǒng)計(jì)性描述分析

注：對(duì)健康狀況的評(píng)價(jià)，調(diào)查問卷給出“非常好”“比較好”“一般”“比較差”和“非常差”五個(gè)選項(xiàng)，運(yùn)用李克特(Likert)五點(diǎn)量表尺度進(jìn)行測(cè)量，分別賦值為5、4、3、2和1，代表健康狀況逐漸有序下降。不完全家庭指不存在完整夫妻關(guān)系的家庭，即夫妻雙方離異或一方喪偶，經(jīng)濟(jì)上完全獨(dú)立或一方與子女生活；完全家庭指存在完整夫妻關(guān)系的家庭，主要包括核心家庭、直系家庭和擴(kuò)展家庭。

(三)回歸結(jié)果及分析

本文數(shù)據(jù)為截面數(shù)據(jù)，不存在序列相關(guān)性，僅需檢驗(yàn)多重共線性和異方差性。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有解釋變量的方差膨脹因子均小于2，懷特檢驗(yàn)中nR2對(duì)應(yīng)的P值為0.01，表明僅存在異方差性?；貧w分析時(shí)采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差消除異方差問題的影響，最小二乘法(OLS)和無條件分位數(shù)回歸(UQR)的結(jié)果如表5所示。

從人力資本看，基礎(chǔ)教育、健康狀況和工作經(jīng)驗(yàn)的系數(shù)均顯著，表明人力資本是影響未完全匯合農(nóng)民工家庭收入水平的重要因素。首先，無論均值效應(yīng)還是各無條件分位點(diǎn)上，基礎(chǔ)教育的邊際貢獻(xiàn)均在1%的水平上顯著為正，隨著收入層次的提高，邊際貢獻(xiàn)呈現(xiàn)遞減規(guī)律。具體來說，有勞動(dòng)力初中畢業(yè)的家庭比無勞動(dòng)力初中畢業(yè)的家庭的收入平均高出32.77%?；A(chǔ)教育的邊際貢獻(xiàn)在低分位點(diǎn)(Q25)為46.56%、中等分位點(diǎn)(Q50)降至30.19%、高分位點(diǎn)(Q75)進(jìn)一步降至26.89%。其次，健康狀況的系數(shù)顯著為正，工作經(jīng)驗(yàn)僅在中等和高分位點(diǎn)(Q50、Q75)具有顯著影響，且二者的邊際貢獻(xiàn)明顯低于基礎(chǔ)教育。由此可知，雖然健康狀況和工作經(jīng)驗(yàn)影響未完全匯合農(nóng)民工家庭收入，但重要程度相對(duì)較低。

從就業(yè)行業(yè)看，未完全匯合農(nóng)民工家庭增加在制造業(yè)、建筑業(yè)和服務(wù)業(yè)的勞動(dòng)力配置比例均能顯著提高家庭收入水平，三個(gè)行業(yè)變量在低分位點(diǎn)(Q25)的邊際貢獻(xiàn)高于在中等和高分位點(diǎn)(Q50、Q75)的邊際貢獻(xiàn)，同一收入組內(nèi)三個(gè)行業(yè)變量的邊際貢獻(xiàn)也表現(xiàn)較大差異。具體來說，未完全匯合農(nóng)民工家庭在制造業(yè)、建筑業(yè)和服務(wù)業(yè)的勞動(dòng)力配置每增加1%，家庭收入水平平均提高0.50%、0.46%和0.40%。在中等和低分位點(diǎn)(Q25、Q50)，制造業(yè)的邊際貢獻(xiàn)最高，分別達(dá)到1.04%和0.58%；在高分位點(diǎn)(Q75)，建筑業(yè)的邊際貢獻(xiàn)最高(達(dá)0.36%)。

表5 家庭總收入OLS和UQR回歸結(jié)果(N=642)

注：*、** 和*** 分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤；參考Brandt等的做法[16]，利用地區(qū)價(jià)格平減指數(shù)，將收入進(jìn)行省際購買力差異調(diào)整，基數(shù)為2002年全國價(jià)格指數(shù)。下表同此。

從家庭特征看，與完全家庭相比，不完全家庭的收入水平顯著偏低，因此維護(hù)未完全匯合家庭的完整性有利于家庭收入水平的提高。家庭規(guī)模越大、人口撫養(yǎng)比越高，家庭收入水平越低，因此適度調(diào)控農(nóng)村生育政策，既有助于控制農(nóng)民工家庭規(guī)模，又保證家庭勞動(dòng)力數(shù)量，從而有利于家庭收入增長。戶主性別的系數(shù)顯著為正，表明戶主為男性的家庭具有較高的收入水平，意味著男性作為“一家之主”，既是農(nóng)村傳統(tǒng)文化的體現(xiàn)，也是家庭經(jīng)濟(jì)理性行為的結(jié)果。

從打工省份看，相對(duì)于湖北，在廣東打工的農(nóng)民工家庭擁有更高的收入水平，尤其在中等和高分位點(diǎn)(Q50、Q75)表現(xiàn)得更為明顯?？赡艿脑蛟谟冢阂皇菑V東省經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，勞動(dòng)力市場(chǎng)歧視少，就業(yè)機(jī)會(huì)多，收入增長空間更大；二是伴隨我國城鎮(zhèn)化步伐的加快，農(nóng)民工家庭選擇打工省份的束縛越來越少，不僅依靠人力資本積累獲得經(jīng)濟(jì)收入，也分享到經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長帶來的紅利。

接下來，采用兩階段最小二乘法(2SLS)和無條件內(nèi)生分位數(shù)處理效應(yīng)模型(UQTE)緩解教育變量的內(nèi)生性問題(估計(jì)結(jié)果如表6所示)。基礎(chǔ)教育的邊際貢獻(xiàn)顯著為正，隨著收入層次的提高，邊際貢獻(xiàn)呈現(xiàn)遞減規(guī)律，這與上文的分析結(jié)果一致。值得注意的是，當(dāng)某種因素對(duì)低收入群體的邊際貢獻(xiàn)大于對(duì)中等及更高收入群體的邊際貢獻(xiàn)時(shí)，該因素往往具有縮小收入差距的作用[17]。因此，基礎(chǔ)教育既有利于未完全匯合農(nóng)民工家庭收入水平的提高，也有利于縮小高低收入群體間的差距，從一定意義上來說，是對(duì)我國實(shí)施義務(wù)教育法的一種肯定。

UQTE在3個(gè)無條件分位點(diǎn)上的估計(jì)值均低于2SLS的估計(jì)值(1.0790)、高于OLS的估計(jì)值(0.3277)，表明OLS對(duì)基礎(chǔ)教育的邊際貢獻(xiàn)可能存在一定程度的低估，而2SLS對(duì)基礎(chǔ)教育的邊際貢獻(xiàn)可能存在一定程度的高估。

表6 2SLS和UQTE回歸結(jié)果(N=642)

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.全分位數(shù)回歸

本文采用全分位數(shù)回歸展示解釋變量在全部無條件分位點(diǎn)上的邊際貢獻(xiàn)及變化趨勢(shì)。在圖1中，縱軸代表對(duì)應(yīng)解釋變量的無條件分位數(shù)回歸系數(shù)，橫軸代表無條件分位數(shù)，最小和最大分位數(shù)分別取值0.05和0.95，圖形步長0.05。第一張圖的虛線表示2SLS和OLS的回歸系數(shù)，實(shí)曲線和陰影分別表示UQTE的回歸系數(shù)和置信帶。其余圖形的實(shí)直線和虛線分別表示OLS的回歸系數(shù)和置信帶，實(shí)曲線和陰影分別表示UQR的回歸系數(shù)和置信帶。

由圖1可知，基礎(chǔ)教育在所有分位點(diǎn)的UQTE回歸系數(shù)均為正且高于OLS回歸系數(shù)、低于2SLS回歸系數(shù)，呈遞減趨勢(shì)。三個(gè)就業(yè)行業(yè)的UQR回歸系數(shù)在所有分位點(diǎn)均為正，雖有一定波動(dòng)，但總體上在低分位點(diǎn)的回歸系數(shù)高于高分位點(diǎn)的回歸系數(shù)。健康狀況和戶主性別的UQR回歸系數(shù)均為正且呈遞減趨勢(shì)。家庭類型、家庭規(guī)模和人口撫養(yǎng)比的UQR回歸系數(shù)均為負(fù)且對(duì)低分位點(diǎn)的負(fù)面影響更大。工作經(jīng)驗(yàn)和打工省份的UQR回歸系數(shù)在低分位點(diǎn)數(shù)值較小，在其他分位點(diǎn)的趨勢(shì)平穩(wěn)。由此可見，全分位數(shù)回歸得到的基本結(jié)論與上文的分析結(jié)果保持一致，表明上文的分位點(diǎn)選擇具有代表性，主要發(fā)現(xiàn)是穩(wěn)健的。

圖1 解釋變量全分位數(shù)回歸系數(shù)及變化趨勢(shì)

2.傾向得分匹配

本文采用傾向得分匹配估計(jì)義務(wù)教育法實(shí)施對(duì)未完全匯合農(nóng)民工家庭收入的處理效應(yīng)，將“受義務(wù)教育影響戶”設(shè)置為處理組，“未受義務(wù)教育影響戶”設(shè)置為控制組，平衡性檢驗(yàn)結(jié)果顯示匹配效果較好。進(jìn)一步采用近鄰匹配法、核匹配法和半徑匹配法獲得義務(wù)教育法的平均處理效應(yīng)，結(jié)果表明義務(wù)教育法的實(shí)施使“受義務(wù)教育影響戶”的總收入水平提高33.71%～35.54%。

表7 義務(wù)教育法實(shí)施對(duì)未完全匯合農(nóng)民工家庭收入影響的傾向得分匹配結(jié)果

四、基于收入結(jié)構(gòu)分解的進(jìn)一步分析

上文分析基礎(chǔ)教育和就業(yè)行業(yè)等因素對(duì)未完全匯合農(nóng)民工家庭總收入水平的影響，而對(duì)家庭結(jié)構(gòu)性收入的進(jìn)一步分析，有助于探析諸因素對(duì)家庭收入水平的影響機(jī)理和作用路徑。采用同樣的計(jì)量方程結(jié)構(gòu)，分別對(duì)未完全匯合農(nóng)民工家庭4種收入來源建立計(jì)量模型，被解釋變量分別是農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、打工經(jīng)商收入、轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入的對(duì)數(shù)(結(jié)果見表8所示)。

表8顯示，在4個(gè)結(jié)構(gòu)性收入模型中，僅有打工省份的系數(shù)均顯著，表明打工省份對(duì)家庭收入的影響是全面的，它通過各種收入來源對(duì)總收入水平產(chǎn)生影響。其他變量僅在部分模型中顯著，表明其對(duì)家庭收入的影響是結(jié)構(gòu)性的，僅通過部分收入來源對(duì)總收入水平產(chǎn)生影響。解釋變量在4個(gè)模型中的系數(shù)符號(hào)并不一致，表明同一因素對(duì)不同收入來源的影響存在差異，對(duì)某種收入來源具有促進(jìn)作用時(shí)，卻可能對(duì)另外某種收入來源產(chǎn)生抑制作用。

從人力資本看，基礎(chǔ)教育對(duì)打工經(jīng)商收入的影響顯著為正、對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的影響顯著為負(fù)、對(duì)轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入沒有顯著影響，表明基礎(chǔ)教育主要通過促進(jìn)打工經(jīng)商收入提高家庭總收入水平，由于打工經(jīng)商收入是家庭收入的主要來源，因此基礎(chǔ)教育對(duì)提高家庭總收入水平發(fā)揮至關(guān)重要的作用；完成基礎(chǔ)教育的家庭更易于脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，選擇更“有利可圖”的非農(nóng)工作營生，有利于整個(gè)家庭資源配置的改進(jìn)。健康狀況主要通過農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和打工經(jīng)商收入來提高家庭總收入水平，表明健康狀況對(duì)提高農(nóng)民工家庭勞動(dòng)性收入發(fā)揮關(guān)鍵作用。工作經(jīng)驗(yàn)主要通過打工經(jīng)商收入和轉(zhuǎn)移性收入提高中等及高分位點(diǎn)(Q50、Q75)的家庭收入，表明低端工作的經(jīng)驗(yàn)積累對(duì)提高農(nóng)民工家庭收入的作用十分有限。

從就業(yè)行業(yè)看，三種就業(yè)行業(yè)對(duì)打工經(jīng)商收入的影響均顯著為正、對(duì)轉(zhuǎn)移性收入的影響均為負(fù)，表明就業(yè)行業(yè)主要通過促進(jìn)打工經(jīng)商收入來提高農(nóng)民工家庭總收入水平。我國農(nóng)村的轉(zhuǎn)移性支付傾向于補(bǔ)貼那些依附于農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶，無論糧食直補(bǔ)、良種補(bǔ)貼還是農(nóng)機(jī)具購置補(bǔ)貼，大多圍繞農(nóng)業(yè)資本投入展開，對(duì)以外出打工或非農(nóng)經(jīng)營為主要營生的農(nóng)民工家庭來說，他們不再是轉(zhuǎn)移性支付的獲益者。

從家庭特征看，不完全家庭和人口撫養(yǎng)比高的農(nóng)民工家庭的打工經(jīng)商收入和財(cái)產(chǎn)性收入顯著偏低，僅轉(zhuǎn)移性收入顯著偏高并起到救助和調(diào)節(jié)收入差距的作用。家庭規(guī)模和戶主性別對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、打工經(jīng)商收入和財(cái)產(chǎn)性收入的影響截然相反。

打工省份對(duì)未完全匯合農(nóng)民工家庭的收入水平產(chǎn)生全面影響。打工省份對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和轉(zhuǎn)移性收入的影響顯著為負(fù)，對(duì)打工經(jīng)商收入和財(cái)產(chǎn)性收入的影響顯著為正，表明在廣東省打工雖然農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和轉(zhuǎn)移性收入相對(duì)較低，但獲得較高的打工經(jīng)商收入和財(cái)產(chǎn)性收入，這也是未完全匯合農(nóng)民工家庭偏好去廣東省打工的主要原因。

表9顯示，基礎(chǔ)教育僅通過農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和打工經(jīng)商收入對(duì)農(nóng)民工家庭總收入水平產(chǎn)生影響，相對(duì)于中等和高分位點(diǎn)(Q50、Q75)，基礎(chǔ)教育更有助于在低分位點(diǎn)(Q25)獲得更高的打工經(jīng)商收入。

表9 結(jié)構(gòu)性收入U(xiǎn)QTE回歸結(jié)果(N=642)

五、主要結(jié)論與政策啟示

本文利用2016年鄂粵兩省農(nóng)民工家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)，從總收入和結(jié)構(gòu)性收入雙重視角，運(yùn)用UQR和UQTE方法，研究基礎(chǔ)教育和就業(yè)行業(yè)對(duì)未完全匯合農(nóng)民工家庭收入的影響機(jī)理和作用路徑。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，就總收入水平看，基礎(chǔ)教育和就業(yè)行業(yè)在各無條件分位點(diǎn)上的邊際貢獻(xiàn)顯著為正，在低分位點(diǎn)的邊際貢獻(xiàn)大于中等及高分位點(diǎn)的邊際貢獻(xiàn)，二者在提高未完全匯合農(nóng)民工家庭收入的同時(shí)起到縮小收入差距的作用；就結(jié)構(gòu)性收入看，只有打工省份對(duì)未完全匯合農(nóng)民工家庭收入的影響是全面的，其他變量的影響是結(jié)構(gòu)性的。另外，同一變量在對(duì)某種收入來源具有促進(jìn)作用時(shí)，卻可能對(duì)其他某種收入來源產(chǎn)生抑制作用?；A(chǔ)教育和就業(yè)行業(yè)主要通過促進(jìn)打工經(jīng)商收入來提高農(nóng)民工家庭總收入水平，接受過基礎(chǔ)教育的家庭更易于脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，雖然損失了轉(zhuǎn)移性收入，但總體上有利于整個(gè)家庭資源配置的改進(jìn)。

基于上述的實(shí)證結(jié)果，我們可得到以下的政策啟示：第一，政府需加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)教育投入力度，提高教育質(zhì)量，適時(shí)將農(nóng)村義務(wù)教育年限從9年延長至12年，促進(jìn)農(nóng)民工人力資本的積累，增加中高端工作的獲取機(jī)會(huì)；第二，以新型城鎮(zhèn)化建設(shè)為契機(jī)，因地制宜地發(fā)展本地產(chǎn)業(yè)，為未完全匯合農(nóng)民工家庭非農(nóng)就業(yè)創(chuàng)造條件，提高其打工經(jīng)商收入；第三，改革涉農(nóng)補(bǔ)貼制度，將農(nóng)民工就業(yè)創(chuàng)業(yè)投入納入補(bǔ)貼范圍，形成多樣化的補(bǔ)貼方式，為未完全匯合農(nóng)民工家庭的轉(zhuǎn)移性收入創(chuàng)造新的增長點(diǎn)；第四，完善相關(guān)法律法規(guī)，維護(hù)農(nóng)戶房屋等資產(chǎn)產(chǎn)權(quán)，扶持發(fā)展“民宿經(jīng)濟(jì)”，使未完全匯合農(nóng)民工家庭獲得更多的財(cái)產(chǎn)性收入。