農(nóng)民工和城鎮(zhèn)雇員的工資議價行為差異和工資差異
——基于2019年江蘇省農(nóng)民工和城鎮(zhèn)雇員調(diào)查數(shù)據(jù)的研究

王 庚，毛逸波，詹 鵬

(1.南京財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，江蘇 南京 210023；2.浙江大學 公共管理學院，浙江 杭州 310058)

一、 引言

改革開放以來，我國加速推進工業(yè)化和城市化，許多農(nóng)民擺脫了對土地的依賴，開始進入城市和工廠，從農(nóng)民轉變?yōu)楝F(xiàn)代產(chǎn)業(yè)工人。雖然就業(yè)形態(tài)、工作性質、生活方式等已經(jīng)發(fā)生重大變化，但由于各種因素的制約，他們?nèi)匀浑y以擺脫農(nóng)民的標簽而被稱為農(nóng)民工。根據(jù)國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計，2018年，我國農(nóng)民工的數(shù)量已經(jīng)超過2.88億(1)詳見：國家統(tǒng)計局，《2018年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201902/t20190228_1651265.html。。農(nóng)民工是保障和支持我國經(jīng)濟穩(wěn)定增長的重要力量，是實現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的重要載體，也是我國社會結構變遷的重要動力。因而，推動農(nóng)民工市民化是當前我國經(jīng)濟發(fā)展過程中的重要議題。

就業(yè)活動是農(nóng)民工流入城鎮(zhèn)的重要動力。農(nóng)民工參與工資議價的能力是保障農(nóng)民工權益的重要方式。馬英輝和蔡海龍[1]認為在勞動力市場中，工作能力相當?shù)膭趧诱咄矔嬖谥べY差異，市場信息的獲取具有確定性的假設以及市場出清的假設在現(xiàn)實生活中過于嚴格，勞資雙方對市場信息掌握不充分，為了利潤的最大化或成本的最小化而相互討價還價，從而確定工資。梁海兵[2]指出議價是求職者同雇主競爭市場凈剩余的近乎唯一途徑，求職者與雇主具有議價空間是基礎，進而議價能力決定求職者工資分享剩余的多少。目前已經(jīng)有很多文獻測度農(nóng)民工作為雇員時的議價能力份額[3-5]。本文關注的問題主要是：在城鎮(zhèn)和農(nóng)民工的工資差距中，來自議價能力的差異影響多大？對這個問題的回答，一方面，了解農(nóng)民工參與工資議價的基本現(xiàn)狀有助于了解農(nóng)民工的權利在多大程度上得到保障；另一方面，有助于了解工資差距中因為“農(nóng)民工”身份而引起的工資權利損失對工資差距的影響。本文使用的數(shù)據(jù)為2019年“江蘇省農(nóng)民工市民化發(fā)展報告”的調(diào)查數(shù)據(jù)，相較于國內(nèi)外其他微觀數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)直接包含了議價行為等方面的信息，因此非常適合本文的研究意圖。以本文結果為依據(jù)，可以更好地推動農(nóng)民工市民化政策的制定和實施。

本文剩余部分安排如下：第二部分，回顧已有文獻的主要觀點，部分觀點是本文討論的基礎；第三部分，介紹本文數(shù)據(jù)和一些基本事實以及農(nóng)民工和城鎮(zhèn)雇員的工資差距；第四部分，實證分析農(nóng)民工和城鎮(zhèn)雇員的議價行為與經(jīng)濟回報的關系；第五部分，進一步分解農(nóng)民工和城鎮(zhèn)雇員的工資差距，理解兩個群體的差異特點；第六部分，結論及政策建議。

二、 文獻綜述

伴隨著戶籍制度的不斷改革，戶口對勞動者就業(yè)的影響一直是學術界關注的重點。喬明睿等[6]認為戶口是限制農(nóng)村勞動力進入勞動力市場的主要因素之一。部分學者通過工資分解的方法，認為在城鎮(zhèn)勞動力和農(nóng)民工的工資差距中，由戶籍歧視所造成的部分占比極大[7-9]。但根據(jù)近年來的研究數(shù)據(jù)表明，我國已經(jīng)進入了“劉易斯拐點”，“民工荒”與“就業(yè)難”并存的現(xiàn)象促使我國政府盡快營造出統(tǒng)一的城鄉(xiāng)勞動力市場[10]。農(nóng)村勞動力剩余大大減少[11]，農(nóng)民工的工資決定機制與本地勞動力正在逐步趨同[12]，農(nóng)民工的工資出現(xiàn)了逐年增長的趨勢[13]。目前，越來越多的學者通過研究分析認為，在城鎮(zhèn)勞動者與農(nóng)民工的工資差距中，由于戶籍歧視所造成的部分正在大大縮小。

在不完全競爭的勞動力市場上，工資很大程度會受到勞動者議價能力的影響[14]。勞動者可以通過工會等集體協(xié)商制度維護自己的權利，同時《中華人民共和國勞動法》《工資集體協(xié)商試行辦法》等一系列法規(guī)的出臺，也為勞動者利益提供了法律保障[15]。雖然新《中華人民共和國勞動合同法》的實施是為了更好地保障勞動者的個人權益，但在市場發(fā)育并不完善的地區(qū)，強制企業(yè)與農(nóng)民工簽訂勞動合同反而會造成勞動市場的二元分割[16]。農(nóng)民工在地域和職業(yè)上存在高流動性，但大多數(shù)農(nóng)民工由于人力資本的薄弱，企業(yè)對于農(nóng)民工的戶籍歧視等問題，使得他們的工作流動未必是向上的[17]。明娟和王明亮[18]也認為農(nóng)民工的工作轉換并未提高其就業(yè)質量。因此，農(nóng)民工如何通過工資議價來提高保障自己的合理權益仍然是一個亟須解決的問題。關于工會能否提高員工工資的問題，許多學者持有不同的態(tài)度。游正林[19]認為目前我國的工會依舊存在著脫離群眾的現(xiàn)象，孫兆陽和劉玉錦[15]指出工會對低收入員工的保護依舊偏弱[15]，而欒卉[4]、Wang and Lien[20]則認為農(nóng)民工可以通過協(xié)商參與提高自己的工資水平。雖然擁有工會更有可能參與工資議價，但工會并不是參與工資議價的必要因素。故本文直接用是否參與議價行為的結果作為“議價能力”的指標。

關于農(nóng)民工議價能力的研究文獻主要側重于估算農(nóng)民工的議價能力，主要采用隨機雙邊模型進行估計[1，3，5]。雖然這些文獻從總體上對“議價能力”份額有一個估算和判斷，有助于對勞動力市場的認識，但是存在兩個不足：一是，這個方法需要考慮最低工資下界和最高工資上界，并且是與雇主能力的對比，上界和下界的選擇方法存在主觀性；二是，很難從微觀角度看到具體的議價行為特征，以及對應的潛在經(jīng)濟收益。已有文獻不能做到直接估算議價行為的經(jīng)濟收益，主要原因是多數(shù)調(diào)查數(shù)據(jù)都沒有直接包含“是否參與工資議價”的相關信息。得益于2019年在江蘇省進行的農(nóng)民工和城鎮(zhèn)雇員調(diào)查，本文有條件直接對是否參與工資議價的行為進行研究，并側重關注該行為的潛在經(jīng)濟收益。

三、 數(shù)據(jù)和基本事實

(一) 數(shù)據(jù)、變量與描述性統(tǒng)計

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2019年江蘇省人力資源和社會保障廳農(nóng)民工工作處課題“江蘇省農(nóng)民工市民化發(fā)展報告”的數(shù)據(jù)調(diào)查。此次調(diào)查的對象是出生在1959—2003年間戶籍為農(nóng)業(yè)戶口的務工人員和戶籍為非農(nóng)或居民的本地就業(yè)居民。因為本文主要探究議價行為對收入的影響，勞動者的就業(yè)身份不同，影響機制也大不相同，所以本文將樣本對象限制為就業(yè)身份為雇員的勞動者。其中，農(nóng)民工1709人，城鎮(zhèn)雇員705人。

被解釋變量的選擇。議價能力最直接的收益可能是工資上升，也可能是非現(xiàn)金福利的增加。背后的原因是，擁有工資議價權利的人可能避免顯性的工資水平，轉而獲取隱性的福利。因此，本文的主要被解釋變量包含兩類：個人工資性收入、個人工資性收入與實物福利之和。具體包括個人月工資性收入對數(shù)、個人月總收入對數(shù)、個人小時工資對數(shù)、個人小時總收入對數(shù)。

主要解釋變量：工資議價(WageBargain)。本文以是否參與議價的行為結果作為“議價能力”的指標，設置二元變量，如果參與議價，那么WageBargain=1，如果沒有參與工資議價，那么WageBargain=0。在問卷中是“您的工資是如何決定的”問題，其選項設為“雇主單方?jīng)Q定”“雇主和雇員共同協(xié)商決定”“工人代表、雇主、政府三方協(xié)商決定”。定義“雇主和雇員共同協(xié)商決定”以及“工人代表、雇主、政府三方協(xié)商決定”為擁有工資議價的能力。理論原因包括因為親戚關系擁有議價能力，也可能是相應地區(qū)或相應企業(yè)擁有完善的工資議價機制。調(diào)查問卷暫時無法了解具體原因，因此本文以是否參與議價的行為結果作為“議價能力”的指標。

其他控制變量包含個人特征、企業(yè)特征和地區(qū)特征。下面分別展開分析。

個人特征：包括勞動者的性別、受教育年限、工作經(jīng)驗、以及其他個人層面的控制變量。將性別(Gender)設為二元變量，男性為1，女性為0。受教育年限(Education)根據(jù)文化程度的不同設置，分別定義從未上過學、小學、初中、高中/中專、大專及以上的受教育年限為0年、6年、9年、12年、15年。工作經(jīng)驗(Experience)為勞動者的年齡減去受教育年限，再減去6年，最終得到的差值。其他個人層面的控制變量包括是否為黨員(PartyMember)、是否參與工會(LaborUnion)、婚姻狀況(Marriage)、獲得工作的方式(FindJob)、勞動合同(Contract)。在婚姻狀況中，將婚姻狀況為同居、已婚、分居未離婚的選項設為1，否則設為0。將獲得工作的方式分為4類，定義政府分配安排、政府職介、社區(qū)就業(yè)服務站為政府介紹，定義工作調(diào)動(含升職)、商業(yè)職介(包括人才交流會)、看到廣告后申請、直接申請、雇主招工為自己尋找工作，定義家人或親戚介紹、朋友或熟人介紹、接班為通過社會關系尋找工作，最后一類為通過其他的方式尋找工作。加入尋找工作的方式以及勞動合同可以更好地控制個體的議價能力。

企業(yè)特征：為了控制企業(yè)差異對勞動者工資的影響,本文加入了企業(yè)性質(ComType)和工作單位人數(shù)(ComPeople)。本文將“這份工作的單位或工作類型”為黨政機關團體作為對照組，引入事業(yè)單位、國有(控股)企業(yè)、其他股份制企業(yè)、集體企業(yè)、中外合資或外商獨資企業(yè)、個體或私營企業(yè)、其他等作為虛擬變量。以8人及以下的單位作為對照組，引入9～50人、51～500人、501～1000人、1000人及以上的單位作為虛擬變量。

地區(qū)特征(City)：為了衡量制度差異，本文將勞動者工作地為南京設為對照組，引入江蘇省剩余12個城市作為虛擬變量。

相關變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 主要變量定義及描述性統(tǒng)計

表1(續(xù))

(二) 基本事實

1. 農(nóng)民工和城鎮(zhèn)勞動力收入差距

隨著“人口紅利拐點”的來臨，農(nóng)民工作為剩余勞動力的數(shù)量正在逐年減少[13]，我國勞動力市場出現(xiàn)了勞動力結構性短缺的現(xiàn)象。這促使農(nóng)民工的工資出現(xiàn)逐年增長的趨勢。根據(jù)2019年中國社會科學院人口與勞動研究所發(fā)布的綠皮書，2018年農(nóng)民工工資性收入為5996元，比上年增加了498元[21]。本文將工資凈收入與實物福利之和設定為勞動者的總收入，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工月總收入為城鎮(zhèn)雇員總收入的98.34%?？傮w而言，農(nóng)民工和城鎮(zhèn)雇員的收入水平相差不大。但如果將勞動時長考慮在內(nèi)，對比農(nóng)民工與城鎮(zhèn)雇員每小時的工作總收入，農(nóng)民工與城鎮(zhèn)雇員的收入水平仍然存在較大的差距，農(nóng)民工每小時工作的總收入僅為城鎮(zhèn)雇員的84.39%。

表2 農(nóng)民工與城鎮(zhèn)雇員工資的對比分析

表3 參加工資議價與收入水平

2. 兩類群體的議價行為特征

從表1的描述性統(tǒng)計結果可以看出，農(nóng)民工參與工資議價的比例并沒有明顯低于城鎮(zhèn)雇員，即農(nóng)民工在工資議價權利方面沒有顯示出明顯劣勢。另外一個重要問題是工資議價是否能夠帶來有效的經(jīng)濟回報。單純從描述統(tǒng)計結果看(見表3)，工資議價行為對應著更高的個人月工資凈收入與個人月工資總收入。個人小時工資凈收入與個人小時工資總收入也相對較高。并且，城鎮(zhèn)雇員在擁有工資議價時的收入水平比同類農(nóng)民工也似乎更高。不過，描述統(tǒng)計結果只是無條件均值的對比，不能反映工資議價行為的因果邏輯結果。后續(xù)需要通過實證分析進一步驗證。

四、 實證分析

實證分析的主要目的是識別議價行為對工資回報的影響。本文主要采用兩種方法，一是以在明瑟方程基礎上改進的線性回歸模型作為基準模型結果；二是傾向得分匹配模型(PSM)，作為穩(wěn)健性分析結果，進一步驗證實證結果。兩類模型的目的都是盡可能消除參加議價群體和不參加議價群體之間的樣本差異。

(一) 基準回歸模型結果

模型設定如下：

Lnwagei=β0+β1WageBargaini+β2Xi+β3Ei+β4Ci+μi

(1)

Lnincomei=β0+β1WageBargaini+β2Xi+β3Ei+β4Ci+μi

(2)

Lnhwagei=β0+β1WageBargaini+β2Xi+β3Ei+β4Ci+μi

(3)

Lnhincomei=β0+β1WageBargaini+β2Xi+β3Ei+β4Ci+μi

(4)

在式(1)中，Lnwagei是被解釋變量，是勞動者月工資性收入的對數(shù)。WageBargaini為模型的核心解釋變量，解釋參與議價對勞動者工資影響的大小。向量Xi代表個人特征，包括個人的性別、受教育年限、工作經(jīng)驗、工作經(jīng)驗平方、政治身份、婚姻狀況、如何尋找工作、勞動合同。為了控制企業(yè)差異對勞動者工資的影響，模型中增加了企業(yè)特征向量Ei。Ci代表所在地級市的虛擬變量，用以衡量制度差異。式(2)、式(3)、式(4)中分別將被解釋變量替換為Lnincomei、Lnhwagei、Lnhincomei，即個人月總收入的對數(shù)、個人小時工資性收入的對數(shù)、個人小時總收入的對數(shù)。以月收入作為被解釋變量的回歸模型結果見表4，以小時收入作為被解釋變量的回歸模型結果見表5。

表4和表5的模型都表明兩個結果：第一，農(nóng)民工工資議價的工資回報小于城鎮(zhèn)雇員，并且在統(tǒng)計上不顯著；第二，城鎮(zhèn)雇員參與工資議價能夠帶來顯著的額外經(jīng)濟回報。

根據(jù)上文，農(nóng)民工參與工資議價的比例和城鎮(zhèn)雇員相差不大，僅低2個百分點。但是，農(nóng)民工參與工資議價行為不能使自己獲得實質性經(jīng)濟回報。將本文結果與已有文獻關于農(nóng)民工議價能力份額的估計結果進行對照，可以得到這樣的判斷：即便農(nóng)民工獲得工資議價權利的比例已經(jīng)不低，但是通過工資議價獲得額外經(jīng)濟回報的實際能力還很弱。

表4 工資議價對月收入影響的回歸結果

對于城鎮(zhèn)雇員，工資議價能夠帶來顯著的正向影響。在控制其他變量的情況下，參與議價雇員的工資會使得月工資和月總收入增加約9%，小時工資和小時總收入增加約6%。這里的結果對比農(nóng)民工結果表明，雖然城鎮(zhèn)雇員參與工資議價的比例與農(nóng)民工相近，但是城鎮(zhèn)雇員能夠通過議價獲得顯著的額外經(jīng)濟回報。這里進一步包含兩個問題：一是，這個結果是否穩(wěn)??？二是，為什么會產(chǎn)生這種差異？

(二) 進一步驗證：傾向得分匹配模型結果

前一部分表4和表5中分別將工資收入和總收入在每月和每小時的平均值作為被解釋變量，得到了一致結果，初步表明前一部分得到的兩個結果是穩(wěn)健的。為了進一步減少非隨機抽樣所帶來的估計偏誤，本部分進一步采用傾向得分匹配(PSM)方法補充驗證[22-23]。

傾向得分匹配(PSM)方法與經(jīng)典線性回歸模型類似，也是為了得到“其他條件相同”時的條件均值差異。不過，PSM方法的估計過程存在差異。勞動者參加工資議價的行為可能不是隨機發(fā)生的，而是有選擇的。本部分將參與工資議價的勞動者作為處理組，將沒有參與工資議價的勞動者作為控制組。

表5 工資議價對小時收入影響的回歸結果

為了能夠更好地進行匹配，需要注意三點：傾向得分值的計算方法、距離函數(shù)的選擇、以及匹配后的平衡性檢驗。本文的匹配模型主要通過Probit模型得到傾向得分值，距離函數(shù)會采用多組函數(shù)進行對比，本文的結果也通過了平衡性檢驗(2)由于文章篇幅限制，正文沒有報告平衡性檢驗結果。。根據(jù)匹配后的兩組樣本進一步計算得到平均處理效應(ATT)，其一般表達式為：

(5)

其中，N1=∑iDi為處理組個體數(shù)，而∑i:Di=1表示僅對處理組個體進行加總。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

表6報告了根據(jù)PSM方法得到的估計結果。無論采用哪種距離函數(shù)，其結果與前一部分基準模型得到的結果是一樣的。具體而言，農(nóng)民工參與工資議價對月收入的平均處理效應為正，但在統(tǒng)計上不顯著。城鎮(zhèn)雇員參加工資議價的平均處理效應為正，且在統(tǒng)計上顯著。參加工資議價會使得城鎮(zhèn)雇員的平均每月總收入增加9%左右。這個系數(shù)估計值與基準模型得到的系數(shù)估計值也非常接近，進一步表明前述結果比較穩(wěn)健。

考慮到勞動時長的不同，將被解釋變量替換為小時工資和小時總收入繼續(xù)進行PSM估計。估計結果與基準模型結果基本一致，系數(shù)估計值的統(tǒng)計顯著性和數(shù)值大小都差異不大，同樣表明前述結果的穩(wěn)健性。

(三) 可能的原因分析

1. 勞動力市場的分割

從上文的描述性統(tǒng)計可以看出，農(nóng)民工大多集中在個體或私營企業(yè)中，在黨政機關和事業(yè)單位的占比只有不到4%，遠遠低于城鎮(zhèn)雇員的比例。這個統(tǒng)計特征讓我們猜測：引起農(nóng)民工的議價權利不能產(chǎn)生經(jīng)濟回報的一個原因可能是勞動力市場的分割。

本部分將研究樣本范圍限定為個體或私營企業(yè)的勞動者，研究該類型勞動者工資議價對月總收入以及小時總收入的影響情況。表7報告了根據(jù)基準模型得到的結果。與上文對所有雇員的回歸結果不同的是，在個體或私營企業(yè)中，無論是農(nóng)民工還是城鎮(zhèn)雇員，是否參與工資議價對工資的月總收入以及小時總收入并無顯著影響?；鶞驶貧w模型和PSM模型的結果一致。這個結果表明，勞動力市場分割很可能是引起農(nóng)民工工資議價行為不能帶來有效經(jīng)濟回報的一個重要原因。

表7 工資議價對收入影響的回歸結果(個體或私營企業(yè))

表8 參與工會與工資議價

將前述模型結果和這里的結果放在一起分析，城鎮(zhèn)雇員能夠通過工資議價獲得額外經(jīng)濟回報的原因是，他們擁有更多機會在不同類型企業(yè)之間進行選擇，因而議價權利發(fā)揮的作用更為明顯。然而，絕大部分農(nóng)民工只能在個體或私營企業(yè)范圍內(nèi)工作。個體或私營企業(yè)的工資更容易受制于企業(yè)利潤和經(jīng)營狀況，工資收入是供求均衡的一個結果，勞動者即使參與議價也很難獲得額外經(jīng)濟回報。

2. 參與工會的影響

工會被認為是工人利益的代表，一定程度上也會影響勞動者的議價能力。欒卉[4]認為工會雖然會降低勞動者的收入，但當勞動者是工會成員時，則會顯著增加該勞動者的收入。孫兆陽和劉玉錦[15]指出工會對低收入員工的保護依舊偏弱。從本文的數(shù)據(jù)可以看到，是否參與工會與能否參與工資議價并無太大影響(見表8)。農(nóng)民工參加工會獲得議價權利的比例略高，但是也有很多農(nóng)民工即使沒有加入工會也可以有議價權利。同時，從表4的回歸結果可以看出，無論是農(nóng)民工還是城鎮(zhèn)雇員，參與工會都不會顯著提高其收入水平。

表9 加入尋找工作方式與工資議價的交互項回歸結果

3. 社會關系的影響

社會關系也會在一定程度上影響勞動者的議價能力。張春泥和謝宇[24]指出同鄉(xiāng)聚集對農(nóng)民工的收入有正向的影響。梁海兵[2]的研究結果表明，借助社會關系進行工資議價，會帶來工資回報的顯著上升。為了研究不同方式尋找工作進行工資議價的收入回報問題，本文在式(2)和式(4)的基礎上，加入尋找工作方式與工資議價的交互項重新進行回歸，回歸結果見表9。其中，尋找工作方式被歸納為三個類別：“自己尋找工作”“通過社會關系尋找工作”和“通過政府或其他方式尋找工作”，以“自己尋找工作”作為對照組?？梢园l(fā)現(xiàn)，與文獻中大部分觀點相反的是，通過社會關系找到工作并且參與工資議價的農(nóng)民工并不能提高自己的收入水平。如果是農(nóng)民工通過自己找到工作，那么議價權利對應的經(jīng)濟回報會更高。龐念偉和陳廣漢[25]、程誠和張順[26]、孟凡強[27]的研究表明，勞動者個人稟賦的不同是造成城鄉(xiāng)勞動者工資差距的最主要因素。在勞動力市場中，相比于親友等社會關系，雇主可能會更加看重勞動者的個人能力。

本部分結果還引出了另外一個問題，一些文獻采用“社會關系”作為工資議價的代理是否合適？例如，梁海兵[2]主要采用兩個指標反映農(nóng)民工的議價能力——技能資本和社會關系。根據(jù)本部分結果，農(nóng)民工與所在單位相關負責人具有一定的人際關系并不一定對應著更有利的工資回報，那么在工資議價類研究中“社會關系”能否作為社會資本議價能力的代理指標？這個問題可能需要進一步討論。

五、 進一步討論：工資議價是否會影響農(nóng)民工和城鎮(zhèn)雇員的工資差

已有關于農(nóng)民工工資議價的文獻大多數(shù)局限于對農(nóng)民工議價能力的評估[2-3]，除了較少關注工資議價對經(jīng)濟回報的邊際影響，也較少討論議價行為是否影響農(nóng)民工與城鎮(zhèn)雇員之間的工資差異。根據(jù)前述結果，工資議價對農(nóng)民工的工資回報沒有顯著影響，但是會顯著增加城鎮(zhèn)雇員的工資回報，那么是否有可能讓城鎮(zhèn)雇員的工資更高，從而顯著拉大兩類群體的工資差距呢？這里一方面取決于系數(shù)估計值大小，另一方面取決于能夠參與工資議價的人具有何種特征。此處主要采用以線性回歸模型為基礎的Oaxaca-Blinder分解方法[28-29]和Neumark分解方法[30]。模型可表示為：

(6)

(7)

(8)

無論是式(6)還是式(7)，等式右邊第一項均表示即便不存在農(nóng)民工與城鎮(zhèn)雇員的差別也會存在的工資差異。等式右邊第二項表示農(nóng)民工與城鎮(zhèn)雇員的工資結構差異所引起的工資差異，或者說是存在歧視和不存在歧視狀態(tài)之間的工資差距，不能解釋的工資差異部分均歸為歧視。式(8)即Neumark分解是對Oaxaca分解的改進，Neumark重點考察了雇主對于農(nóng)民工和城鎮(zhèn)雇員既有偏袒又有歧視的一般情形。

表10報告了分解結果。由于農(nóng)民工的月總收入只是略低于城鎮(zhèn)雇員，二者之間的差異極小，我們主要關注絕對貢獻部分，觀察工資議價在其中的影響特征，并觀察其他特征中哪些拉大了差距，哪些縮小了差距?？梢园l(fā)現(xiàn)，工資議價對農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工之間工資差異的影響非常微弱。

表10 農(nóng)民工與城鎮(zhèn)雇員個人月總收入的來源

從分解結果還可以看到，除性別特征之外，其他特征的貢獻基本上是正值，不可解釋部分的貢獻為負值。這說明兩個方面：(1)男性的工資高于女性，農(nóng)民工中男性比例較高，提高了農(nóng)民工的工資水平，不過絕對影響只有-0.008，小于教育差異引起的0.037。單純看性別結構和教育結構，理論上城鎮(zhèn)雇員的月總收入應遠高于農(nóng)民工。(2)不可解釋部分的貢獻為負，且數(shù)值很大，說明有其他未觀測到的因素造成農(nóng)民工的工資遠高于城鎮(zhèn)雇員，彌補了農(nóng)民工在教育水平上的不足。

本文進一步使用小時總收入進行對比。由于農(nóng)民工和城鎮(zhèn)雇員的小時總收入差異相對較大，在關注絕對貢獻的同時，也可以看看不同特征的相對貢獻比例。表11報告了分解結果，可以發(fā)現(xiàn)，工資議價對農(nóng)民工和城鎮(zhèn)雇員之間收入差異的影響仍然非常微弱。這進一步說明，雖然城鎮(zhèn)雇員通過工資議價可以獲得額外經(jīng)濟回報。但是不足以顯著拉大與農(nóng)民工的差異。

那么，兩類群體的小時總收入差異來自哪里？受教育年限的貢獻依舊為正，在統(tǒng)計水平上顯著，貢獻份額為73.38%。同時，合同性質和地區(qū)特征的貢獻份額也較大，分別為37.68%和19.39%。與上文對月總收入的分解結果不同的是，在對個人小時總收入的分解中，不可解釋部分的貢獻為負，但數(shù)值較小。上文得到的一個觀點為，農(nóng)民工月總收入與城鎮(zhèn)雇員差距不大，并不是因為可觀測的人力資本的提升，而是因為其他未觀測到的因素彌補了農(nóng)民工在教育水平上的不足。在相同的工作時間內(nèi)，對總收入進行分解，不可解釋部分的貢獻份額大大減小，說明工作時間和工作強度提高了農(nóng)民工的月總收入。農(nóng)民工是憑借著勤勞、肯吃苦等優(yōu)秀的個人品質才使得月總收入基本接近城鎮(zhèn)雇員，一定程度上也說明了在當下的勞動力市場中，農(nóng)民工的過度勞動問題值得關注。

表11 農(nóng)民工與城鎮(zhèn)雇員個人小時總收入的來源

六、 結論與政策建議

隨著“人口紅利拐點”的來臨，我國的勞動力從長期以來的無限供給轉變?yōu)榻Y構性短缺，農(nóng)民工作為剩余勞動力的數(shù)量正在逐年減少。因而我國農(nóng)民工的工資水平正在逐年上漲，與城鎮(zhèn)勞動力的差距也在不斷縮小?；诖耍疚囊?019年江蘇省13個市的專項調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本，首次客觀描述了農(nóng)民工的議價權利狀況，并直接估計了是否參與“工資議價”對勞動者收入回報的影響；同時以“工資議價”為背景，進一步研究了農(nóng)民工和城鎮(zhèn)雇員的收入差距特征。研究結果表明，從參與議價權利的比例看，農(nóng)民工與城鎮(zhèn)雇員之間差距不大。然而，農(nóng)民工參與工資議價并不能顯著提高收入水平，城鎮(zhèn)雇員則可以通過工資議價帶來9%左右的額外月收入或6%左右的小時收入。勞動力市場分割是引起工資議價影響結果差異的一個重要原因。同時還發(fā)現(xiàn)，參與工會和社會關系不是影響議價權利經(jīng)濟回報的主要因素，相較于依靠社會關系獲得工作，自己尋找工作的農(nóng)民工通過工資議價可以獲得顯著的工資上漲。從工資議價對農(nóng)民工和城鎮(zhèn)雇員的收入差距角度看，不論是針對月總收入還是小時總收入，工資議價對農(nóng)民工和城鎮(zhèn)雇員之間工資差異的影響非常微弱，個人稟賦差異的影響占主要成分。其反映的問題是，目前我國勞動力市場還不夠成熟，雇主和雇員關于工資回報的博弈機制還有待完善。對比月總收入和小時總收入的分解結果，農(nóng)民工通過投入更多工作時間彌補了其在教育水平上的不足。因而，農(nóng)民工的過度勞動問題值得進一步關注。

以上的研究結果表明，近年來我國政府在加強對農(nóng)民工權益的保障方面取得了一定的成效，但仍存在一些不足。為此，本文提出以下幾點建議：第一，政府應完善勞動力市場的制度建設，充分保障勞動力市場雇主和雇員在工資議價中的權益，尤其是保護農(nóng)民工在城鎮(zhèn)勞動力市場爭取實質性的工資議價權益，而不只是在形式上讓農(nóng)民工參與議價。第二，政府應當消除戶籍制度對農(nóng)民工的職業(yè)準入障礙，使農(nóng)民工與城鎮(zhèn)雇員擁有平等的機會獲得較好的工作職位，農(nóng)民工收入水平的增加不應該只是依靠較長的工作時間與較大的工作強度。