城市少數(shù)民族漢語能力與收入效應分析

姜太碧 劉嘉鑫

2019 年我國教育部工作要點明確指出，加強我國通用語言文字推廣普及和語言資源科學保護。 通過通用語言文字的推廣普及，樹立國家通用語言文字認同感，培育中華民族共同體意識。[1]2000 年10 月31 日頒布并從2001 年1月1 日起實施的《中華人民共和國國家通用語言文字法》規(guī)定:“國家通用語言文字是普通話和規(guī)范漢字”，也就是說我國的通用語言是漢語。 加強我國通用語言文字推廣普及，就是要加強漢語的普及和推廣。 顯然，推廣普通話、普及漢語不僅涉及中華民族共同體意識的培育，而且大量的研究還表明，語言技能還是一種重要的人力資本(Chiswick and Miller，2007)，[2]以語言為重要表現(xiàn)形式的文化也是推動經(jīng)濟增長的第三大力量(Aghion ＆ Howitt，2009)。[3]對掌握語言技能的個體，能夠獲得更好的求職機會(Gao and Smyth，2011)，[4]擴大社會關(guān)系網(wǎng)絡(Wang et al.，2016)，[5]提高工作效率(St?hr，2015；Chiswick and Miller，2014)，[6]因此語言能力對勞動者收入的絕對值數(shù)量和相對位次均會產(chǎn)生較大影響(陸銘、張爽，2007；Gao ＆ Long，2014)。[7]【8】

目前國內(nèi)語言經(jīng)濟學視角的研究已有一定成果問世，如研究普通話能力對勞動者收入的影響(陳媛媛，2016)，[9]分析測度語言能力對勞動者的收入貢獻(趙穎，2016)，[10]中國少數(shù)民族勞動力普通話能力的語言收入效應(王兆萍、馬小雪，2019)[11]等，這些成果基本都以典型的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)(如CGSS、CFPS、CLDS 等)為基礎來分析勞動者語言能力的收入效應，但以上研究卻較少以少數(shù)民族勞動力為對象來分析語言的收入效應，更沒有專門對城市少數(shù)民族群體的語言收入效應進行研究。 然而，漢語能力對城市少數(shù)民族尋找工作機會、與人溝通交流做生意、結(jié)交非本民族好朋友以擴大社會關(guān)系網(wǎng)絡等都有很大幫助，因此，對熟悉民族語言的少數(shù)民族而言，漢語能力應有明顯的收入效應。對此，本文以西南民族大學經(jīng)濟學院2016 年開展的“中國城市少數(shù)民族經(jīng)濟社會發(fā)展綜合調(diào)查”數(shù)據(jù)為基礎，專門分析我國城市少數(shù)民族漢語能力的收入效應。

一、語言經(jīng)濟學視角下的語言收入效應相關(guān)研究概述

目前，國內(nèi)外從語言經(jīng)濟學角度研究語言收入效應的文獻，大致可以分為以下幾類:

(一)分析外語的收入效應

外語是相對于本國官方語言以外的外國國家語言。 在國際化程度越來越高的今天，熟悉和掌握一門或多門外語，無疑將帶來較多的機會和較高的收入。 掌握一門外語可以提高收入(Ginsburgh，2013；趙穎，2016)，[12][10]其中英語的收入溢價較高(劉國輝，2016)。[13]

(二)分析方言的收入效應

方言在不同人群中指代不同。 在中國，方言是指地方語言，即區(qū)別于國家通用標準語言的某一地區(qū)語言，如上海話、廣東話、四川話等，這種稱呼不是根據(jù)語言間的親屬關(guān)系劃分的；在歐洲，方言是指十八世紀后普遍稱為的位于“語言(language)”下一級的“方言”，因為在歐洲語言之間是按親屬關(guān)系(發(fā)音、詞法、語法)可分為語系(family)、語族(group)、語支(branch)和語言(language)劃分的，方言屬于“語言(language)”的下一級，這種方言一般區(qū)別于標準語且只通行于一個地區(qū)。 但無論哪種方言分類，學者們的研究都證明方言也具有收入效應。 例如，希伯來語在以色列有收入促進作用(Chiswick，1998)；[14]西班牙的加泰羅尼亞語會明顯提高勞動力的收入(Rendon，2007)；[15]上海話除了能提高當?shù)剞r(nóng)民工的工資外，還增強了農(nóng)民工的城市歸屬感與心理平衡(程名望，2016)；[16]方言不僅具有收入效應，還具有健康效應，即能提高個體的健康水平(霍靈光、陳媛媛，2018)。[17]

(三)分析國家通用語言的收入效應

在英國，對外來移民而言，其國家通用語言即英語有明顯的收入效應(Lindley，2002)；[18]在加拿大，國家通用語言英語水平的高低對勞動力的收入也有顯著正效應( Carliner，1981)。[19]在中國，國家通用語言普通話對勞動力的收入有明顯的增收效應(秦廣強，2014；丁塞等，2015；陳媛媛，2016；姜杉，2017；王兆萍等，2019)。[20][21][9][22][11]

綜上可見，國內(nèi)外文獻對作為人力資本重要組成部分的語言是否會帶來勞動者收入的提高，從不同角度并用不同國家或地區(qū)的樣本研究后發(fā)現(xiàn)，語言的確有明顯的收入效應。 但是針對我國少數(shù)民族特別是城市少數(shù)民族漢語能力的收入效應幾乎沒有研究，為此本文的研究成果有助于豐富語言收入效應的研究內(nèi)容。

大量研究還表明，語言的收入效應機理，主要體現(xiàn)在語言能力通過增強人力資本提升就業(yè)幾率，擴大社會關(guān)系網(wǎng)絡，提高勞動者的工作效率等，從而最終提高勞動者的收入水平。

二、我國城市少數(shù)民族漢語能力收入效應的實證分析

(一)數(shù)據(jù)來源與變量選擇

本文研究數(shù)據(jù)來源于西南民族大學經(jīng)濟學院2016 年開展的“中國城市少數(shù)民族經(jīng)濟社會發(fā)展綜合調(diào)查”。 該調(diào)查在全國共選擇19 個省市自治區(qū)的主要城市為調(diào)查地點，根據(jù)一定標準(如城市民族聚居區(qū)和相鄰社區(qū))采用隨機抽樣且面對面入戶訪問的方式進行調(diào)查，最終調(diào)查了9108 個有效樣本。 本次調(diào)查包括4 個非民族省市的主要城市和15 個民族省市的主要城市；調(diào)查內(nèi)容共分五部分，分別是:人口學特征、健康與社會保障、基本公共服務、經(jīng)濟情況和價格水平、生活和思想狀況以及少數(shù)民族專題。整個調(diào)查的前期、中期和后期都實行了嚴格的質(zhì)量控制，以確保數(shù)據(jù)資料的真實性和可靠性。但在9108 個樣本中，本文僅保留了16 歲以上且被調(diào)查者是少數(shù)民族以及對家庭年收入通過相關(guān)幾個問題的邏輯檢驗符合實際的樣本，本文最終使用的實際樣本為1539 個。

1.被解釋變量

2.核心解釋變量

3.控制變量

通過梳理相關(guān)研究文獻成果，影響收入的因素大體可分為以下幾類，一是個人特征方面的因素，如:性別、本地人、戶口、宗教信仰、婚姻狀況；二是人力資本因素，包括教育、年齡、工作經(jīng)驗、健康狀況、政治面貌(黨員)、社會關(guān)系資本等；三是其他因素，包括地區(qū)、行業(yè)等。 本文按照以上分類因素和調(diào)查問卷實際情況，選擇并設計控制變量如下:

以上各類變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

(二)模型設計

由于本文主要研究城市少數(shù)民族漢語能力對收入的影響，一個人的語言能力也屬于人力資本范疇，因此可采用主要反映人力資本收入貢獻程度的明瑟(Mincer)人力資本模型。[24]本文具體計量模型是基于變形的明瑟方程，其形式如下:

當用橫截面數(shù)據(jù)進行回歸分析，可能會出現(xiàn)共線性、內(nèi)生性以及異質(zhì)性等問題而導致估計結(jié)果有偏。 共線性、內(nèi)生性檢驗一般在模型進行回歸之前進行，以確定模型是否恰當和適用；而異質(zhì)性檢驗一般在回歸之后通過穩(wěn)健性檢驗來驗證。 模型回歸之后再進行異質(zhì)性檢驗，以確定模型的穩(wěn)健性(該部分將放在后面進行)。 此處先做模型的共線性和內(nèi)生性檢查。

1.模型的共線性問題

一般共線性檢驗主要通過計算模型的方差膨脹因子(Variance Inflation Factor，VIF)值來判斷。 方差膨脹因子是指解釋變量之間存在多重共線性時的方差與不存在多重共線性時的方差之比，其判斷方法為:當0 ＜當VIF ＜10 時，不存在多重共線性；當10≤當VIF ＜100 時，存在較強的多重共線性；當VIF≥100 時，存在嚴重的多重共線性。 本文模型的VIF 檢驗結(jié)果顯示，核心解釋變量的VIF 值分別為:VIF(Chi＿language) ＝1.72，VIF(Reading＿ability) ＝1.39，除了年齡和工作經(jīng)驗有較高的共線性意外(因為工作經(jīng)驗就是直接根據(jù)年齡的平方來近似代表，當然其共線性自然比較高。 但這兩個因素因最終回歸結(jié)果不顯著，最后也剔除了這兩個因素，因此對模型主要變量估計不會產(chǎn)生偏誤)，其他各變量的VIF 均小于4，各變量VIF 的總體均值為5.31，總體說明模型的核心解釋變量間不存在多重共線性，即使其他控制變量存在較高的VIF，但由于與核心解釋變量并不完全相關(guān)，因此不會影響模型的有效性，這也說明該模型不存在多重共線性。

2.模型的內(nèi)生性問題

內(nèi)生性一般是由測量誤差、聯(lián)立性、遺漏變量等因素導致。 關(guān)于測量誤差，家庭人均年收入、家庭等價規(guī)模收入與個體的漢語綜合能力等因素存在系統(tǒng)相關(guān)，這種系統(tǒng)性偏誤的確存在，但本文在調(diào)查這些因素時，盡量根據(jù)與這些因素有關(guān)的邏輯問題是否有誤來剔除和修正了相關(guān)變量的測量值，因此在較大程度上降低了本文中相關(guān)因素的系統(tǒng)性偏誤。

關(guān)于聯(lián)立性，就是反向因果問題，從目前文獻研究成果看，基本上的語言收入效應文獻恰恰支持的是語言能力為因，收入為果，而不是相反。 現(xiàn)實中，人們獲得或習得語言能力往往在前，有了語言能力才有資本獲得更高的收入，因此獲得收入在后，是果，語言能力在先，是因。所以本文研究的主要問題基本上較少出現(xiàn)反向因果問題。

遺漏變量，凡是對語言能力和收入相關(guān)的因素未完全考慮進來就會出現(xiàn)估計偏誤的遺漏變量問題。 本文根據(jù)現(xiàn)有相關(guān)問題的研究成果，都盡可能努力控制了這些變量，使遺漏變量導致的內(nèi)生性影響盡量降低。 即使這樣，在以后的研究中，還是應繼續(xù)收集能構(gòu)造有效降低內(nèi)生性問題的工具變量所需的資料(如宏觀層面的地區(qū)漢語培訓機構(gòu)數(shù)量或漢語培訓頻次等)，以便進一步更為準確的分析我國城市少數(shù)民族漢語能力的收入效應。

綜上可見，雖然本文模型可能存在一定的內(nèi)生性，但影響不大，因此在后面的回歸中，直接采用OLS 估計方法。

(三)主要變量描述性統(tǒng)計

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(民族地區(qū))

如果將研究樣本的語言能力按家庭人均年收入(對數(shù))(見表2)進行分組，可以看出語言能力對家庭收入貢獻明顯。 其中，家庭人均年收入對數(shù)均值變化隨語言綜合能力的提高總體呈上升趨勢，當語言綜合能力達到5 級(即好)時，家庭人均年收入對數(shù)均值為9.99558，高于所有樣本的家庭人均年收入對數(shù)均值9.780266；漢語閱讀能力對家庭人均年收入的影響也有同樣的趨勢，當漢語閱讀能力不存在障礙時， 其家庭人均年收入對數(shù)均值為9.934486，也高于所有樣本的家庭人均年收入對數(shù)均值9.7802666。 因此，從直觀的變量數(shù)據(jù)描述和簡單的統(tǒng)計分析均可看出，少數(shù)民族的漢語能力與其家庭收入間的確存在相關(guān)關(guān)系，但這種相關(guān)關(guān)系是否具有統(tǒng)計上的顯著因果效應呢? 下面將通過計量模型的回歸分析結(jié)果來證明。

表2 按照漢語綜合能力和閱讀能力分組的家庭人均年收入對數(shù)統(tǒng)計情況

(四)計量結(jié)果分析

1.樣本總體回歸結(jié)果

我國城市少數(shù)民族漢語能力收入效應的總體回歸結(jié)果見表3。

表3 我國城市少數(shù)民族漢語能力的收入效應(OLS 估計)

從表3 可以看出，總體而言，漢語綜合能力對少數(shù)民族家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入都有顯著貢獻，且貢獻方向與上文中呈現(xiàn)的變量相關(guān)關(guān)系一致，即在其他條件不變的情況下，漢語綜合能力提高每提高一個等級，將使我國城市少數(shù)民族家庭人均年收入增加7.5%，家庭等價規(guī)模收入增加6.26%；但漢語閱讀能力對家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入影響不顯著。 表3 中1－3 列表示各變量對家庭人均年收入的影響；第4－6 列為各變量對家庭等價規(guī)模收入的影響。

具體而言，表3 第1 列的回歸系數(shù)表示，當不控制個人特征、人力資本和地區(qū)等控制變量時，每增加一個等級的漢語綜合能力，將使少數(shù)民族家庭人均年收入顯著增加26.3%；另外，當漢語閱讀能力相對于存在困難的少數(shù)民族，將使?jié)h語閱讀能力不存在困難的少數(shù)民族家庭人均年收入在10%水平上顯著增加17.1%。 另外表3 第4 列是針對家庭等價規(guī)模收入的回歸系數(shù)，即當不控制個人特征、人力資本和地區(qū)等控制變量時，漢語綜合能力和漢語閱讀能力都有顯著的收入增加效應，漢語綜合能力的效應為22.8%，漢語閱讀能力的效應為19.7%。

表3 第2 列的回歸系數(shù)表示，當控制了個人特征變量但不控制人力資本變量和地區(qū)變量后，漢語綜合能力對少數(shù)民族家庭人均年收入仍然有顯著的貢獻，即每增加一個等級的漢語綜合能力，將使少數(shù)民族家庭人均年收入顯著增加20.9%，但漢語閱讀能力此時對家庭人均年收入的貢獻效應不顯著，而戶籍地歸屬、戶口、宗教信仰等對家庭人均年收入都有顯著的影響，但性別和婚姻對家庭人均年收入無影響。表3 第5 列針對家庭等價規(guī)模收入回歸而言，其漢語綜合能力和漢語閱讀能力均有顯著影響，當控制了個人特征變量但不控制人力資本變量和地區(qū)變量后，即每增加一個等級的漢語綜合能力，將使少數(shù)民族家庭等價規(guī)模收入顯著增加19.1%，漢語閱讀能力此時對家庭等價規(guī)模收入也有顯著貢獻，即當漢語閱讀能力相對于存在困難的少數(shù)民族而言，漢語閱讀能力不存在困難的少數(shù)民族，其家庭等價規(guī)模收入在5%水平上顯著增加17.4%。 而戶籍地歸屬、戶口、宗教信仰等對家庭等價規(guī)模收入也有顯著影響，且與對家庭人均年收入的影響方向與影響程度基本一致，但性別對家庭等價規(guī)模收入有10%的顯著影響，婚姻對家庭等價規(guī)模收入無影響。

表3 第3 列和第6 列的回歸系數(shù)表示，當控制各種變量后，漢語綜合能力對家庭人均年收入的影響仍是顯著的，且影響的方向也與相關(guān)分析一致，但漢語閱讀能力影響不顯著。 由于第3 列和第6 列的回歸模型是盡可能加入所有控制變量后的模型，因此可以理解為其回歸結(jié)果是比較接近真實的影響結(jié)果。 換句話說，在現(xiàn)實中，在其他條件不變的情況下，當城市少數(shù)民族漢語綜合能力每提高一個等級，其對家庭人均年收入的貢獻會增加7.5%，對家庭等價規(guī)模收入的貢獻為6.26%，但漢語閱讀能力均沒有顯著的收入影響效應，可能的原因也許是在城市少數(shù)民族中，其漢語綜合能力中最重要的應該是聽和說的能力，而漢語閱讀能力相對貢獻要小，因此其收入效應不明顯。

除此之外，表3 第3 列和第6 列的回歸模型結(jié)果還顯示，戶籍地歸屬、戶口性質(zhì)、教育、健康狀況、政治面貌、社會關(guān)系以及地區(qū)不同等對家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入均有不同程度的顯著貢獻，且影響方向基本與預期一致。其中，戶籍地歸屬對家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入的影響方向和影響程度基本一致，即相對于外地人，本地人家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入分別減少23.9%和25.8%，這與預期一致，因為戶籍是外地的人，如果要在城市立足，其漢語綜合能力一定要高才有競爭能力，由于漢語綜合能力是有收入貢獻效應的，因此外地人相對于本地人，其收入應該增加，也就說本地人的收入會減少。 戶口類別的收入效應也是負的，這說明相對于非農(nóng)業(yè)戶口的城市少數(shù)民族而言，農(nóng)業(yè)戶口的少數(shù)民族家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入相對要分別減少15.2%和13.6%，這也與預期一致，因為農(nóng)業(yè)戶口主要生活在農(nóng)村，非農(nóng)業(yè)戶口主要生活在城市，而在城市生活和工作的少數(shù)民族的漢語綜合能力一般要顯著高于農(nóng)村少數(shù)民族，因此其城市少數(shù)民族家庭的人均年收入和家庭等價規(guī)模收入均要比農(nóng)村少數(shù)民族家庭高。

教育對家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入的貢獻均是正的，這與一般的教育回報研究結(jié)果相符。 本回歸系數(shù)說明，教育每提升一個等級，少數(shù)民族家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入分別顯著增加13.6%和12.1%。 如果將教育進行分級回歸，結(jié)果顯示(限于篇幅，結(jié)果詳細列示省略，這里只報告主要結(jié)果)，在其他條件不變的情況下，相對于沒上過學的少數(shù)民族而言，具有初中文化程度的少數(shù)民族，其家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入將分別顯著增加34.5%和27.9%；具有高中文化程度的少數(shù)民族，其家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入將分別顯著增加67%和59.8%；具有中專及職業(yè)學校文化程度的少數(shù)民族，其家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入將分別顯著增加48.1%和41.9%；具有大專文化程度的少數(shù)民族，其家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入將分別顯著增加72.1%和59.8%；具有大學及以上文化程度的少數(shù)民族，其家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入將分別顯著增加83.7%和73.8%。 由此可說明，文化程度越高，其收入效應越大。

性別對家庭人均年收入沒有顯著影響，但對家庭等價規(guī)模收入有正的貢獻，說明相對于女性而言，男性將增加家庭等價規(guī)模收入11%，該結(jié)果也與多數(shù)研究微觀個體收入的結(jié)論相同，即男性高于女性呈現(xiàn)一定的收入性別歧視。

婚姻狀況對家庭人均年收入沒有顯著貢獻，但對家庭等價規(guī)模收入有顯著的貢獻，即相對于未婚少數(shù)民族而言，已婚城市少數(shù)民族家庭等價規(guī)模收入將增加21.6%，這也與多數(shù)研究結(jié)論一致，即婚姻的溢價。

健康狀況對家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入均呈顯著的正貢獻，說明被調(diào)查者的健康狀況由差到好每上升一個等級，少數(shù)民族家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入相應分別增加11%和9.67%，這也符合理論預期，因為健康也是一種人力資本。

是否是黨員的政治面貌對家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入也均呈顯著正影響，即相對于非黨員而言，是黨員的城市少數(shù)民族，其家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入分別增加18%和19.9%%，這也說明政治面貌提升還可以增加家庭收入。

社會關(guān)系對城市少數(shù)民族家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入呈顯著的正效應。 即相對于在當?shù)責o非本民族好朋友的少數(shù)民族而言，在當?shù)赜蟹潜久褡搴门笥训纳贁?shù)民族，其家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入分別增加37%和34.6%，這一結(jié)果也符合預期。 因為在當?shù)匾芙Y(jié)交到非本民族好朋友，一方面說明其社會關(guān)系網(wǎng)絡寬廣，能為生活和工作提供諸多便利從而有利于增加收入；另一方面說明其語言能力即漢語綜合能力較強，才能與非本民族朋友進行溝通，從而才能結(jié)交到較多非本民族好朋友，而漢語綜合能力強本身就有助于其收入的提高。

地區(qū)類別不同對家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入均呈顯著負影響，說明相對于非民族地區(qū)而言，在其他條件不變的情況下，處于民族地區(qū)的少數(shù)民族家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入將分別下降32%和31.7%，這也說明，一方面非民族地區(qū)的收入水平比民族地區(qū)高，另一方面勞動力在非民族地區(qū)的漢語能力比民族地區(qū)更高，自然其收入水平也比民族地區(qū)高。

只是年齡、工作經(jīng)驗對家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入都沒有顯著影響。 說明即在其他條件不變的情況下，年齡和工作經(jīng)驗對家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入沒有顯著影響，該結(jié)論與一般研究結(jié)果有些出入，這可能與本文使用的調(diào)查數(shù)據(jù)樣本量不足夠多有關(guān)。

2.樣本分位數(shù)回歸結(jié)果

表3 展示的僅是樣本總體回歸結(jié)果，它反映的是通過最小二乘法(OLS)對樣本估計的漢語能力收入效應的平均結(jié)果。 而要刻畫在不同家庭年收入水平下，其漢語能力的收入邊際效應是否有差別就需要通過對樣本進行分位數(shù)回歸。 一般在進行分位數(shù)回歸時，可以對被解釋變量按10%、25%、50%、75%、90%等不同分位點進行分位。 本文考慮到樣本量大小，將城市少數(shù)民族家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入都按25%、50%和75%三個分位點進行分位，同時剔除不顯著的漢語閱讀能力和一些控制變量，以主要考察漢語綜合能力對城市少數(shù)民族不同家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入的影響程度是否相同，具體采用400 次迭代方式進行計算，其回歸結(jié)果見表4。

表4 結(jié)果說明，隨著家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入層次提高，其漢語綜合能力的變動對家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入的總體影響趨勢將變小，說明漢語綜合能力在中低收入特別是低收入層次的家庭中具有更大的收入溢出效應。 而教育、政治面貌、社會關(guān)系等三個因素同樣具有顯著的收入效應遞減趨勢，即在低收入層次家庭中，這些因素的收入效應更明顯。

表4 我國城市少數(shù)民族漢語能力收入效應的分位數(shù)回歸結(jié)果

具體而言，漢語綜合能力對不同家庭人均年收入分位層次的影響系數(shù)是遞減的，說明漢語綜合能力對不同層次家庭人均年收入的邊際貢獻程度不一樣。 漢語綜合能力在25%分位數(shù)的家庭人均年收入層次上，且在5%的顯著性水平上對家庭人均年收入有促進作用，具體為提高一個等級的漢語綜合能力將使家庭人均年收入增加9.9%，在75%分位數(shù)的家庭年收入層次中，雖然不顯著，但每提高一個等級的漢語綜合能力，將使家庭人均年收入只增加5.86%，可見低收入層次與高收入層次相比，漢語綜合能力的收入邊際效應前者近乎是后者的1 倍。 同樣，漢語綜合能力對家庭等價規(guī)模收入在不同分位層次的影響系數(shù)也是遞減的，且不同層次的遞減影響都是顯著的，即提高一個等級的漢語綜合能力將使家庭等價規(guī)模收入在25%分位數(shù)的低收入家庭增加10.6%，在75%分位數(shù)的高家庭年收入只增加7.15%。

教育在25%分位數(shù)的低收入家庭和75%的高收入家庭中，其對家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入的邊際貢獻也呈顯著的遞減趨勢，具體而言，在其他條件相同的情況下，教育每提升一個等級，其對25%分位數(shù)的低收入家庭的家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入的貢獻分別為15.2%和14.1%，但對75%分位數(shù)的高收入家庭的家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入的貢獻分別只有10.6%和10.8%，因此在城市低收入少數(shù)民族家庭中，教育提升的增收效應也更明顯。

政治面貌(是否是黨員)在25%分位數(shù)的低收入家庭和75%的高收入家庭中，其對家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入的邊際貢獻同樣呈遞減趨勢，具體而言，在其他條件相同的情況下，黨員相比非黨員而言，其對25%分位數(shù)的低收入家庭的家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入的顯著貢獻分別為34.3% 和28.5%，但對75%分位數(shù)的高收入家庭的家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入的貢獻雖然不顯著，但影響系數(shù)分別只有18.2%和16.4%，呈遞減趨勢。因此在城市低收入少數(shù)民族家庭中，政治面貌也有較為明顯的增收效應。

社會關(guān)系在25%分位數(shù)的低收入家庭和75%的高收入家庭中，其對家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入的邊際貢獻也有顯著影響，但家庭人均年收入的遞減趨勢不大，而對家庭等價規(guī)模收入的邊際影響有明顯的遞減趨勢。具體來說，在其他條件相同的情況下，相比在本地沒有非本民族好朋友的少數(shù)民族而言，在本地有非本民族好朋友的少數(shù)民族，其對25%分位數(shù)的低收入家庭的家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入的貢獻分別為46.5%和53.6%，對75%分位數(shù)的高收入家庭的家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入的貢獻分別為46.2% 和39.3%，可見，社會關(guān)系對家庭等價規(guī)模收入的邊際影響，低收入家庭明顯大于高收入家庭。因此在城市低收入層次的少數(shù)民族家庭中，多結(jié)交非本民族好朋友對其收入的貢獻更大。

3.穩(wěn)健性檢驗:分地區(qū)回歸結(jié)果的分析

為了檢驗上文回歸模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，可以改變樣本分類重新回歸看結(jié)果趨勢是否一致。 此處擬將樣本按地區(qū)分類分為民族地區(qū)與非民族地區(qū)，由于本文是研究少數(shù)民族漢語能力的收入效應，因此重點應放到民族地區(qū)，為此針對民族地區(qū)單獨進行回歸，結(jié)果見表5。

表5 我國城市少數(shù)民族漢語能力的收入效應(針對民族地區(qū)的OLS 估計)

通過比較表5 與表3 的第3 列和第6 列回歸系數(shù)的顯著性水平和值的大小，可以看出，針對民族地區(qū)進行回歸的結(jié)果與全部樣本回歸結(jié)果的顯著性水平均沒有明顯變化，說明本文的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。 只是核心解釋變量漢語綜合能力的影響程度明顯提高，說明相對于非民族地區(qū)的少數(shù)民族，民族地區(qū)的少數(shù)民族，其漢語綜合能力每提高一個等級，對城市少數(shù)民族家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入分別由原來7.5%和6.26%提高到9.25%和7.47%。

三、結(jié)論與啟示

語言是人類交往和交流的媒介。 通過語言，人類不僅區(qū)分族群，形成族群的共同標識，維系族群的共同價值；而且人類還可通過語言與其他族群進行交流，增進相互間的溝通、理解、信任與合作，從而產(chǎn)生人類交往的社會價值和經(jīng)濟價值等。 對于前者，主要屬于語言文字學研究的范疇，而后者則屬于語言社會學和語言經(jīng)濟學等研究的重點，特別是將語言作為人力資本的重要組成內(nèi)容，研究語言對收入可能產(chǎn)生的重要影響。 對此國內(nèi)外學者圍繞語言的收入效應已做了大量研究，如利用各種微觀調(diào)查資料，有的研究英語對收入的影響，有的研究少數(shù)民族語言、方言或普通話對收入的影響等，研究結(jié)論也不一而足。 本文研究結(jié)論顯示，我國城市少數(shù)民族漢語綜合能力存在顯著的收入效應，這種效應在民族地區(qū)能得到穩(wěn)健和一致的驗證。 另外，漢語能力的分位數(shù)回歸結(jié)果還顯示，漢語能力對城市少數(shù)民族低收入層次家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入的邊際貢獻更大，其中漢語綜合能力的收入效應，低收入層次家庭幾乎是高收入層次家庭的1 倍左右。 此外，在城市低收入層次家庭中，教育、政治面貌和社會關(guān)系的收入效應邊際貢獻均要大于高收入家庭。

因此，要提高我國城市少數(shù)民族的家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入，在其他條件不變的情況下，應采取各種措施提高我國城市少數(shù)民族的漢語綜合能力，這對提升其家庭人均年收入和家庭等價規(guī)模收入均有較大貢獻。 具體辦法可以針對少數(shù)民族進行多種渠道的漢語綜合培訓、漢語聽說訓練等，以提升少數(shù)民族的漢語綜合能力。