農(nóng)民工市民化工資計(jì)算方法建構(gòu)與實(shí)證研究

■ 孟凡新（北京信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院　北京　100018）

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農(nóng)民工市民化工資計(jì)算方法建構(gòu)與實(shí)證研究

■ 孟凡新（北京信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院北京100018）

內(nèi)容摘要：本文從Jacob M incer的收入函數(shù)法入手，比較了城市職工和農(nóng)民工兩個群體的教育收益率、培訓(xùn)收益率、健康收益率，并在此基礎(chǔ)上提出計(jì)算農(nóng)民工市民化工資的方法。結(jié)果顯示從理論上來講，農(nóng)民工的人力資本（包括教育、培訓(xùn)、工作經(jīng)驗(yàn)、健康、勞動時間等因素的影響）工資收入（市民化工資）應(yīng)等于城市職工平均工資的64%。

關(guān)鍵詞：農(nóng)民工市民化人力資本差異系數(shù)市民化工資

問題的提出及概念界定

本文從城市職工的平均工資出發(fā)，假設(shè)城市職工的勞動力價(jià)格與其價(jià)值是吻合的，其工資水平能夠代表其勞動力價(jià)值。在此基礎(chǔ)上，比較并計(jì)算出了城市職工與農(nóng)民工的人力資本差異系數(shù)，然后用該系數(shù)乘以城市職工的平均工資，計(jì)算出農(nóng)民工的市民化工資。

（一）農(nóng)民工

民工，農(nóng)民工的簡稱，是我國特有詞匯，指身為向社會主義市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌特有的農(nóng)業(yè)戶口身份的工人，從農(nóng)村進(jìn)入城市，依靠替雇主工作為謀生手段，但不具備非農(nóng)業(yè)戶口的社會群體。由于我國至今未廢止的戶籍制度的存在，“農(nóng)民工”成為這一制度之下的特殊群體，也是城市被雇傭者中勞動條件最差、工作環(huán)境最苦、收入最低的群體；同時也是中國產(chǎn)業(yè)工人中人數(shù)最大的群體。

所謂農(nóng)民工，實(shí)際就是農(nóng)民工人，他們是農(nóng)業(yè)戶口，但從事著非農(nóng)業(yè)的工作；他們生活在城市，但又不能完全融入城市生活。傳統(tǒng)意義上講，他們既不是真正的農(nóng)民，也不是真正的工人。于是眾多的學(xué)者就干脆給了他們一個有概括性的名字：“民工”、“邊緣人”。雖然農(nóng)民工是指具有農(nóng)村戶口身份而在城鎮(zhèn)務(wù)工的勞動者，但其兼有農(nóng)民與工二者的雙重身份，主要指在第二、第三產(chǎn)業(yè)中務(wù)工的農(nóng)民，其特征有三個：一是持農(nóng)村戶口，但在城市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企事業(yè)單位工作；二是擁有農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)，而以城鎮(zhèn)務(wù)工所得為主要謀生手段及生活來源：三是工作生活居所不穩(wěn)定具有流動性，生活工作居住總是隨著務(wù)工場所的變化而改變。

（二）市民化

農(nóng)民工的“市民化”，是指進(jìn)城務(wù)工經(jīng)商的農(nóng)民工，他們離開農(nóng)村進(jìn)入了城市，完全成為市民（居民）的現(xiàn)象。這包含兩個層次的涵義，一是其身份地位的改變，主要體現(xiàn)在農(nóng)村戶口變?yōu)槌鞘械姆寝r(nóng)業(yè)戶口；二是經(jīng)濟(jì)地位的改變，主要體現(xiàn)在其工資收入與城市職工持平。

（三）市民化工資

市民化工資指的是以城市職工平均工資來衡量的農(nóng)民工工資水平，具體是指以城市職工的平均工資為基數(shù)，通過比較農(nóng)民工與城市職工的人力資本差異，來計(jì)算出的農(nóng)民工成為真正市民理論上應(yīng)拿的工資水平。

研究方法設(shè)計(jì)與創(chuàng)新

第一，勞動力價(jià)值僅考慮受教育程度與工齡兩個因素（也即M ince r收入函數(shù)的簡化形式）：

lnY=a+bS+cEX+dEX2+ε

b、c、d為回歸系數(shù)，其中b為教育收益率，S為某一級學(xué)校教育所需的年限；EX為工作年限（勞動力市場上的工作年限）。針對城市職工和農(nóng)民工勞動力兩個群體分別衡量工資的影響因素，因?yàn)閮蓚€群體的差異性，可以得出不同的影響系數(shù)及兩個群體的兩個影響方程式：

城市職工：

lnYc=a+bcSc+CcEXc+dcEXc2+ε

Yc為城市職工的工資收入，bc、Cc、dc為回歸系數(shù)，其中bc為城市職工的教育收益率，Sc為某一級學(xué)校教育城市職工所需的年限；EXc為城市職工工作年限（勞動力市場上的工作年限）。

農(nóng)民工：

lnYn=a+bnSn+CnEXn+dnEXn2+ε

Yn為農(nóng)民工的工資收入，bn、Cn、dn為回歸系數(shù)，其中bn為農(nóng)民工的教育收益率，Sn為某一級學(xué)校教育農(nóng)民工所需的年限；EXn為農(nóng)民工工作年限（勞動力市場上的工作年限）。

然后分別比較兩個方程的受教育年限對工資的影響系數(shù)，得出農(nóng)民工與城市職工勞動力人力資本差異系數(shù)（僅比較受教育年限這一個要素）的計(jì)算方法如下：

RD為農(nóng)民工與城市職工勞動力人力資本差異系數(shù)，sn為農(nóng)民工的平均受教育年限總數(shù)，bn為農(nóng)民工的教育收益率，sc為城市職工的平均受教育年限總數(shù)，bc為城市職工的教育收益率。

第二，如果考慮培訓(xùn)因素，城市職工接受培訓(xùn)對工資的影響系數(shù)為ec，農(nóng)民工接受培訓(xùn)對工資的影響系數(shù)為en，則模型和計(jì)算公式可做以下調(diào)整：

pn為農(nóng)民工接受培訓(xùn)的比率，pc為城市職工接受培訓(xùn)的比率。

第三，如果考慮健康因素，城市職工健康狀況良好對工資的影響系數(shù)為fc，農(nóng)民工健康狀況良好對工資的影響系數(shù)為fn，則模型和計(jì)算公式可做以下調(diào)整：

jn為農(nóng)民工中健康狀況很好的工人的比率，jc為城市職工中健康狀況很好的工人的比率。

第四，如果考慮工作時間因素，則應(yīng)做以下調(diào)整：

tn為農(nóng)民工每個月的平均工作時間，tc為城市職工每個月的平均工作時間。

實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所需要的數(shù)據(jù)來自侯風(fēng)云課題組在2002年7-12月組織的全國性典型調(diào)查。該調(diào)查對中國16個省、直轄市、自治區(qū)進(jìn)行的典型樣本調(diào)研，對城鎮(zhèn)職工和外出打工人員兩個群體進(jìn)行收入與人力資本狀況相關(guān)性研究。

（二）城市勞動力與農(nóng)民工勞動力的收入與人力資本狀況相關(guān)性的比較

1.教育收益率比較。使用M ince r收入函數(shù)的簡化形式來估算，直接采用侯風(fēng)云教授的計(jì)算結(jié)果為：

城市職工：

該模型中教育年限的回歸系數(shù)為8.564%，t=24.237，顯著性水平為0.000，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過自由度為∞的該顯著性水平下的臨界值3.291，這表明增加教育年限對收入的影響是顯著的，而且每增加一年的教育，收入就增加8.564%。工齡對收入的影響系數(shù)很小，且沒有通過t檢驗(yàn)，工齡平方對收入的影響系數(shù)更小。在計(jì)算城鄉(xiāng)人力資本系數(shù)的公式中沒有考慮這一因素。

農(nóng)民工：

該模型雖然都能通過F和t的顯著性檢驗(yàn)，但是R2的值很小，又由于樣本取自各省市的截面數(shù)據(jù)，不同樣本差異性較大，因此可能存在嚴(yán)重的異方差性。通過對其進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，樣本確實(shí)存在異方差性，通過消除異方差，重新估計(jì)的結(jié)果如下：

回歸系數(shù)表明，在不考慮其他因素對收入的影響時，每增加一年的正規(guī)教育，可以使農(nóng)村外出勞動力月收入增長3.65%。

2.培訓(xùn)收益率比較。培訓(xùn)因素對工資收入的影響方程如下：

城市職工：lnY=9.197+0.141D1i

引入虛擬變量后，外出前接受培訓(xùn)的收入為正，其系數(shù)為0.141，該系數(shù)不像連續(xù)變量一樣能直接解釋為培訓(xùn)對該外出月收入的相對變化，需要做進(jìn)一步換算，筆者直接采用侯教授的換算結(jié)果：利用Ha lvorsen和Pa lm quist（1980）方法，求得“出前培訓(xùn)”對外出收入的相對變化。其方法是將虛擬變量系數(shù)的反對數(shù)減1即為該變量對因變量的相對變化。即用“出前培訓(xùn)”的系數(shù)0.141的反對數(shù)1.151425減去1得0.151425，從而外出前接受培訓(xùn)比不接受培訓(xùn)的平均月收入多15.14%。

農(nóng)民工：lnY=6.275+0.226D1i

引入虛擬變量后，外出前接受培訓(xùn)的收入為正，其系數(shù)為0.226，利用Ha lvorsen和Pa lm quist（1980）方法：將虛擬變量系數(shù)的反對數(shù)減1即為該變量對因變量的相對變化。即用“出前培訓(xùn)”的系數(shù)0.226的反對數(shù)1.2536減去1得0.2536，從而外出前接受培訓(xùn)比不接受培訓(xùn)的平均月收入多25.36%。下文對健康收益率的計(jì)算也采用相同方法。

3.健康收益率比較。健康因素對工資收入的影響系數(shù)如下：

城市職工：

ln Y=9.324+0.170D2i+8.036E02D3i-0.272D4i

利用Ha lvorsen和Pa lm quist（1980）方法：將虛擬變量系數(shù)的反對數(shù)減1即為該變量對因變量的相對變化。即用“身體健康狀況很好”的系數(shù)0.170的反對數(shù)1.1853減去1得0.1853，從而身體狀況很好的比其他的平均月收入多18.53%。

農(nóng)民工：

ln Y=6.138+0.303D2i+0.05598D3i-0.303D4i

利用上述計(jì)算培訓(xùn)收益率的方法，可以求得身體健康狀況對勞動力外出收入的相對變化：求得0.303的反對數(shù)等于1.3539，減去1得0.3539。這說明身體很好的比其他的能夠提高外出月收入的35.39%。

4.城市職工與農(nóng)民工平均受教育年限計(jì)算。至于城鎮(zhèn)和農(nóng)民工的教育水平，本文采用國際通行的平均受教育年限的辦法來進(jìn)行測算，根據(jù)各年度城鄉(xiāng)各種受教育程度的人口比重乘以相應(yīng)的教育年限計(jì)算得到，并將不識字或識字很少、小學(xué)、初中、高中和大專及以上的教育年限分別定義為1、6、9、12、16 年。由此可得：

其中S為平均受教育年限；i=1、2、3、4、5，分別代表不識字或識字很少、小學(xué)、初中、高中和中專、大專及以上受教育程度；x，i為i水平受教育程度的累積受教育年限，p，i為i水平受教育程度的人口比重。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)中城市職工和農(nóng)民工各種受教育程度人口比例的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，可以獲得城市職工和農(nóng)民工的平均受教育年限：

sn=6 9.29%+9 53.53%+12 33.70%+ 16 3.47%=9.97

sc=6 1.73%+9 14.12%+12 31.22+ 16 48.99%+19 4.02%=13.72

（三）計(jì)算結(jié)果及結(jié)論

如果考慮受教育程度、培訓(xùn)狀況、健康狀況，則城鄉(xiāng)勞動力的人力資本差異系數(shù)為：

其中，bn為3.654%，bc為8.564%，pn為30.40 %，pc為76.73%，en為25.36%，ec為15.14%，jn為59.99%，jc為47.98%，fn為35.39%，fc為18.53%。

最后用城市職工與農(nóng)民工的平均勞動時間對該數(shù)據(jù)進(jìn)行修正：

其中，bn為3.654%，bc為8.564%，en為25.36%，ec為15.14%，fn為35.39%，fc為18.53%。tn為268小時/月，tc為180小時/月。該數(shù)據(jù)來自筆者親自向候風(fēng)云教授請教并討要樣本數(shù)據(jù)，通過計(jì)算所得。

以上的研究結(jié)果表明，從理論上來講，農(nóng)民工的人力資本（包括教育、培訓(xùn)、工作經(jīng)驗(yàn)、健康、勞動時間等因素的影響）工資收入與城市職工的工資相比，應(yīng)等于城市職工的64%（RD=0.64）。

假設(shè)城市職工的平均工資為WC，那么農(nóng)民工的城市化工資WNC為：

WNC=WC*RD

具體的數(shù)字尚需去論證與計(jì)算，在本文中未被涉及。

參考文獻(xiàn)：

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中圖分類號：◆F320

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A