依靠教育還是依靠健康：兩類人力資本對農(nóng)民工收入的影響及分化效應(yīng)

錢 龍 陳 杰

（1南京財(cái)經(jīng)大學(xué)糧食安全與戰(zhàn)略研究中心，江蘇 南京 210003；2南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京 210003）

一、引言

教育對個(gè)人長遠(yuǎn)發(fā)展的意義已無須贅言，重視教育、投資教育也已成為全社會共識。那么，對于新產(chǎn)業(yè)工人——農(nóng)民工群體而言，教育能否有效促進(jìn)其增收呢？近年來，一些學(xué)者也開始關(guān)注廣大農(nóng)民工的教育回報(bào)率。如諶新民、林雋宇［1］通過對廣州番禺區(qū)勞動密集型企業(yè)的農(nóng)民工調(diào)查，測算出教育收益率為4.1%。錢文榮，盧海陽［2］基于浙江省7個(gè)地級市農(nóng)民工的調(diào)查，估算出農(nóng)民工的教育回報(bào)率為2.4%。馬巖等［3］利用農(nóng)業(yè)部固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國城鄉(xiāng)流動人口年平均教育回報(bào)率約為2%。在認(rèn)識到教育的重要性時(shí)，也不可忽視其他類型人力資本的作用，尤其是健康人力資本對農(nóng)民工收入的影響［4］。雖然劉易斯拐點(diǎn)的到來使得農(nóng)民工群體工資得到有效增長［5］，但農(nóng)民工群體仍主要就業(yè)于勞動密集型崗位，集中表現(xiàn)為“臟累差”和技術(shù)含量低。高強(qiáng)度的工作使得健康對農(nóng)民工尤其重要。最新數(shù)據(jù)表明，全國每年新發(fā)的職業(yè)病、職業(yè)傷害和死亡人群中就有一半是農(nóng)民工①將農(nóng)民工職業(yè)病納入基本醫(yī)保［DB／OL］.紅網(wǎng)（長沙）：http：／／news.163.com／15／0308／23／AK7J84A200014AEE.html，2015-03-08.。在某種意義上來說，農(nóng)民工是用健康來換取非農(nóng)收入，是否擁有良好的體魄對于其能否勝任工作至關(guān)重要。諸多研究也表明，大量農(nóng)民工在40歲時(shí)候出現(xiàn)“早退現(xiàn)象”，其中一個(gè)重要原因是農(nóng)民工在年輕時(shí)候透支了健康［6］。當(dāng)疾病纏身而又無法享受城市社會保障和醫(yī)療保障時(shí)，大多數(shù)人只能黯然的離開城市。因而，健康對于農(nóng)民工收入獲取十分關(guān)鍵［7］，加強(qiáng)農(nóng)民工健康的研究有著重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

已有研究多聚焦教育對農(nóng)民工收入的影響，關(guān)于健康與農(nóng)民工收入的研究也較多［8］［9］，但幾乎沒有研究對比分析教育和健康對不同類別農(nóng)民工的相對重要性［10］。雖然對同一個(gè)個(gè)體而言，由于量綱差異無法對比教育和健康兩類人力資本的相對重要性，但是對不同個(gè)體而言卻是可行的。本文的貢獻(xiàn)在于，通過微觀實(shí)證探究了教育和健康這兩類重要的人力資本對農(nóng)民工群體收入的影響和分化效應(yīng)。另外，在研究方法方面，大多數(shù)成果沒有考慮到個(gè)體能力的影響，而這一因素會導(dǎo)致測算結(jié)果有偏差［11］，本文則充分重視這一問題，并試圖通過引入代理變量來進(jìn)行有效控制。因而相對既往成果，本文的結(jié)論更加可信。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于浙江大學(xué)中國農(nóng)村發(fā)展研究院2013年組織的一次大規(guī)模農(nóng)民工調(diào)查。此次調(diào)查共發(fā)放問卷1500份，收回有效問卷1206份。借鑒既往成果，剔除年齡小于16周歲和大于60周歲那部分農(nóng)民工，并刪除關(guān)鍵信息缺失部分無效問卷，最終獲得812份調(diào)查問卷，有效率為67.33%。樣本中，其中男性占比約68%，已婚占比66.75%。從文化程度來看，小學(xué)占比9.48%，初中占比44.21%，高中和中專占比34.11%。農(nóng)民工整體健康狀況良好，近80%的農(nóng)民工自述無明顯健康問題。這可能與農(nóng)民工年齡結(jié)構(gòu)密切相關(guān)，樣本平均年齡約為32歲。從工作經(jīng)驗(yàn)來看，最長的達(dá)到40年，最短的只有半年，平均年限為9年。從工作穩(wěn)定性來看，近一半農(nóng)民工在3年之內(nèi)并未更換工作。收入方面，農(nóng)民工收入依然不高，接近人均 3.8 萬元／每年②據(jù)《2013年全國農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》顯示，外出農(nóng)民工人均月收入（不包括包吃包?。?609元，換算年收入為31308元，與本文的調(diào)查結(jié)果基本接近。。

（二）變量設(shè)置

1.因變量。農(nóng)民工個(gè)體收入是本文的因變量。根據(jù)設(shè)置單位的不同，對收入的衡量可分為小時(shí)工資、日工資、月收入和年收入。在不同的成果中，研究者采用的標(biāo)準(zhǔn)并不一致。有學(xué)者使用小時(shí)工資來測量［12］。但也有學(xué)者認(rèn)為采用小時(shí)工資并不能夠有效減少測量誤差，進(jìn)而采用其他標(biāo)準(zhǔn)來衡量，如馬巖等［3］采用日工資，張車偉［13］等采用月收入，諶新民、林雋宇［1］則使用年收入。

選取何種度量標(biāo)準(zhǔn)關(guān)鍵還得看研究對象的工作性質(zhì)和就業(yè)特點(diǎn)，對農(nóng)民工而言，首先，其從事的多為非農(nóng)體力勞動，且多處于非充分就業(yè)狀態(tài)。如《2015年全國農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》顯示，外出農(nóng)民工年從業(yè)時(shí)間平均為10.1個(gè)月。因而使用小時(shí)工資來測算會高估教育回報(bào)率［14］。其次，農(nóng)民工收入來源可能是多元的，除固定工資外，還可能來自于第二職業(yè)、兼職或臨時(shí)性收入等。且個(gè)體對每項(xiàng)活動投入時(shí)間也不等，如果籠統(tǒng)的除以工作總時(shí)數(shù)也未必有意義［15］。綜合上述分析，本文借鑒Zhang等［16］的研究，使用個(gè)體全年非農(nóng)總收入作為度量標(biāo)準(zhǔn)，包含農(nóng)民工的工資性收入和其他非農(nóng)收入，從而為后續(xù)估算提供良好的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

2.關(guān)鍵解釋變量。教育與健康是本文的兩個(gè)關(guān)鍵解釋變量。與多數(shù)研究保持一致，使用個(gè)體受教育年限來表示農(nóng)民工的教育程度，因而本文的教育回報(bào)率表示每增加一年教育帶來的收入變化率。度量健康的方法較多，如個(gè)體特征（身高、體重、手臂粗細(xì)、BMI等）、能量攝入（卡路里、蛋白質(zhì)、鐵和其他維生素等）、疾病或功能障礙以及自我評價(jià)健康水平［17］。考慮到數(shù)據(jù)獲取的可得性，借鑒劉國恩等［18］的做法，選擇個(gè)體自評健康（SRH）來指示。由于個(gè)體對自身健康有較強(qiáng)的把握能力［3］，使用這一變量是合適的。本文使用健康與不健康二分類法來指示個(gè)體自評健康，因而本文的健康回報(bào)率③參照教育回報(bào)率的提法，本文將健康改善帶來的收入提升效應(yīng)稱呼為健康回報(bào)率。實(shí)際上指，相對于不健康狀態(tài)，健康狀態(tài)帶來的收入增長。

3.個(gè)體能力。這是本文重點(diǎn)關(guān)注的一個(gè)控制變量，也是之前研究廣泛忽略的一個(gè)變量。教育和個(gè)體能力密切相關(guān)，通常而言，個(gè)體能力越高越可能接受更多教育，從而收入水平越高，這會導(dǎo)致傳統(tǒng)OLS回歸產(chǎn)生向上的偏誤。因而，如何縮小由個(gè)體能力差異帶來的估算偏差是學(xué)界十分關(guān)心的一個(gè)問題。常用方法有代理變量法，工具變量法和基于雙胞胎樣本的固定效應(yīng)法。由于良好的外生工具變量常常難以尋到，而雙胞胎數(shù)據(jù)獲取也很困難，因而借鑒Brauw和Rozelle［19］研究，使用被訪者的父親學(xué)歷作為能力的代理變量④使用父親的學(xué)歷水平或者母親學(xué)歷水平差異不大，這是因?yàn)樵诨橐鍪袌?，男女的教育程度通常是匹配的，父母教育背景呈?qiáng)正相關(guān)。為避免同時(shí)引入導(dǎo)致的多重共線性問題，因而只需引入其中之一即可。。之所以選擇這一變量作為個(gè)體能力的代理變量，是因?yàn)楦改甘芙逃娇梢詮娜齻€(gè)方面影響個(gè)體能力。首先，父母智力很大程度上可以遺傳給子女。其次，教育和收入密切相關(guān)，父母收入約束則會導(dǎo)致對子女教育投資差異，從而以間接方式來影響子女教育機(jī)會獲得、教育質(zhì)量和教育成就［20］，并導(dǎo)致個(gè)體能力差異。再次，父母教育背景能夠通過理念、生活方式的差異對個(gè)體產(chǎn)生潛移默化的影響，并轉(zhuǎn)化為子女能力優(yōu)勢［21］。因而，通常而言，父母教育程度越高其子女能力也越高。

4.工作經(jīng)驗(yàn)和其他控制變量。在人力資本經(jīng)典方程中，工作經(jīng)驗(yàn)及其平方項(xiàng)也是不可或缺的。通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，絕大多數(shù)學(xué)者將按照“工作經(jīng)驗(yàn)＝年齡-上學(xué)年限-6歲（或7歲）”的方式來推算個(gè)體的工作經(jīng)驗(yàn)［22］。但如果僅從學(xué)歷水平來推斷個(gè)體的工作經(jīng)驗(yàn)，由于不同區(qū)域個(gè)體獲得學(xué)歷的年份有差異⑤以基礎(chǔ)教育為例，從新中國成新中國立初期到二十世紀(jì)八十年代，小初高學(xué)制曾先后出現(xiàn)532、522、533、543和633等各種類型。在1986版《中華人民共和國義務(wù)教育法》頒布后，543和633逐漸成為兩種主要學(xué)制類型，但533學(xué)制依然在某些農(nóng)村地區(qū)被采用。，推算的結(jié)果可能并不準(zhǔn)確。除此之外，個(gè)體可能在結(jié)束學(xué)校教育后并沒有立即進(jìn)入勞動力市場，實(shí)際的工作經(jīng)驗(yàn)可能小于推算值。但本文并不存在上述問題，而是通過直接詢問個(gè)體實(shí)際工作經(jīng)驗(yàn)?zāi)晗蓿瑥亩鼫?zhǔn)確地反映出“干中學(xué)”對個(gè)體收入的影響力度。

個(gè)體人力資本回報(bào)率具有異質(zhì)性，諸多其他因素也會對其產(chǎn)生影響，如性別因素［23］、就業(yè)區(qū)域差異［24］、行業(yè)差異［25］、單位性質(zhì)差異［8］。為保障測算結(jié)果可靠性，本文引入個(gè)體性別、就業(yè)行業(yè)、單位性質(zhì)和工作區(qū)域作為控制變量。另外，考慮到農(nóng)民工更換工作頻率較高⑥如2010年出臺的《全國總工會關(guān)于新生代農(nóng)民工問題研究報(bào)告》顯示，新生代農(nóng)民工平均每年更換工作 1.44次，第一代農(nóng)民工平均每年更換0.5次。，而工作穩(wěn)定性對個(gè)體收入有著重要影響［26］，因而也予以引入。自變量說明見表1所示。

（三）模型設(shè)定

自Mincer［27］提出明瑟人力資本方程以來，該方程已經(jīng)成為國際上應(yīng)用最廣泛的人力資本回報(bào)率測算方法。Mincer假定，在勞動力市場完全競爭的前提下，個(gè)人收入（income）取決于教育年限（edu）和工作經(jīng)驗(yàn)（exp），其基本形式為：

教育回報(bào)率即為方程1中的β1，表示每增加一年教育帶來的收入增加百分比。在上述模型中，隨機(jī)擾動項(xiàng)ε1被假定為與所有解釋變量均不相關(guān)。但這需要滿足兩個(gè)前提條件，其一是樣本無選擇性偏差。如果有部分人因?yàn)楣べY太低而沒有被觀測到，那么研究的只是群體中的一部分，這會導(dǎo)致OLS估計(jì)產(chǎn)生向下的偏誤。但由于研究對象為在城農(nóng)民工，其失業(yè)率水平較低，而退出城鎮(zhèn)勞動力市場的農(nóng)民工也多選擇回到家鄉(xiāng)，因而選擇性偏差對本文結(jié)論的影響很小［15］。其二是遺漏變量問題。如健康人力資本和個(gè)體能力差異問題等，而這可能會導(dǎo)致人力資本收益率的估算偏差。為更有效的估算出人力回報(bào)率，學(xué)者們逐漸將影響個(gè)體收入的其他變量添加到明瑟基本方程，形成一系列明瑟擴(kuò)展方程。如上述分析，在方程 2中引入個(gè)體健康（health）、性別（sex）、就業(yè)穩(wěn)定性（stable）、行業(yè)性質(zhì)（industry）、工作單位性質(zhì)（work）和工作區(qū)域（zone）等變量，得到擴(kuò)展的明瑟方程（2）：

表1 變量描述性分析

方程（2）中a5即為健康回報(bào)率，指的是農(nóng)民工健康水平提升一個(gè)單位帶來的邊際收入貢獻(xiàn)。參照已有文獻(xiàn)對職業(yè)技能和培訓(xùn)的處理［28］，本文將農(nóng)民工健康類型劃分健康和不健康兩大類。因而健康回報(bào)率指的是農(nóng)民工從不健康狀態(tài)轉(zhuǎn)變?yōu)榻】禒顟B(tài)時(shí)帶來的非農(nóng)收入增長。

方程（3）則在方程2的基礎(chǔ)之上，進(jìn)一步控制住個(gè)體能力（ability）對農(nóng)民工收入的影響：

三、計(jì)量結(jié)果與分析

表2 教育與健康回報(bào)率測算

模型一為方程（1），結(jié)果顯示（見表2），教育、工作經(jīng)驗(yàn)和經(jīng)驗(yàn)平方項(xiàng)均通過1%顯著性水平，教育回報(bào)率達(dá)到2.9%。模型二為方程（2），此時(shí)，教育的回報(bào)率稍微下降為2.6%；但健康回報(bào)率較高，達(dá)到15.7%。據(jù)此不難得出下述兩個(gè)基本結(jié)論：首先，當(dāng)前農(nóng)民工教育回報(bào)率依然偏低，這與羅鋒，黃麗［29］測算出的珠三角地區(qū)農(nóng)民工回報(bào)率2.1%，馬巖等［3］基于農(nóng)業(yè)部固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)估算出的2%，錢文榮、盧海陽［2］對浙江農(nóng)民工測算結(jié)果2.4%相比略有增長，但絕對水平依然很低。其次，健康人力資本對農(nóng)民工非農(nóng)收入增長的推動能力較強(qiáng)。這可能與農(nóng)民工群體的就業(yè)結(jié)構(gòu)密切相關(guān)?！?015年全國農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》顯示，有55.1%的農(nóng)民工從事第二產(chǎn)業(yè)（主要是制造業(yè)和建筑業(yè)），第二產(chǎn)業(yè)不要求工人有多高的學(xué)歷水平，但對個(gè)體的健康和體力有著較高要求。而且即使是從事第三產(chǎn)業(yè)，通常也是市民群體不愿意從事的“臟累差”工作。報(bào)告同時(shí)顯示，超過85%的農(nóng)民工每周工作時(shí)間超過44小時(shí)。在如此強(qiáng)度下勞動，能否擁有健康的體魄對于其非農(nóng)收入獲得有著十分重要的影響［7］。

在模型二基礎(chǔ)之上，模型三（方程3）以父親學(xué)歷水平作為個(gè)體能力代理變量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，能力通過了5%顯著性水平檢驗(yàn)，且影響系數(shù)為5.1%。證實(shí)個(gè)體能力越強(qiáng)越有助于其收入的提升，這與既有研究保持一致［19］。在模型三中，教育回報(bào)率進(jìn)一步下降至2.3%，健康回報(bào)率也下降至14.6%。這說明在控制住個(gè)體能力后，教育回報(bào)率和健康回報(bào)率雙雙下降，既往研究確實(shí)存在高估的偏誤［11］。

其他控制變量方面，發(fā)現(xiàn)工作經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率基本穩(wěn)定在4.8%～5.0%左右，接近教育回報(bào)率的2倍，說明干中學(xué)對農(nóng)民工的收入促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)。這可能是因?yàn)檗r(nóng)民工多從事勞動密集型工作，對知識要求并不高，但對于技術(shù)和熟練程度要求較高［30］。隨著經(jīng)驗(yàn)的增加，“干中學(xué)效應(yīng)”會帶來更大的收入增長效應(yīng)［1］。工作經(jīng)驗(yàn)平方的系數(shù)顯著為負(fù)，且均通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)。這表明隨著工作年限的增加，“干中學(xué)”所帶來的收入增長效應(yīng)呈現(xiàn)倒“U”形，即在農(nóng)民工剛開始進(jìn)入勞動力市場時(shí)，隨著工作經(jīng)驗(yàn)的提升會促進(jìn)收入增長，但超過一定年限后對收入的影響為負(fù)，這與經(jīng)典的人力資本理論相符［27］。以模型三為例，不難計(jì)算出農(nóng)民工工作年限達(dá)到19年時(shí)，其非農(nóng)收入達(dá)到最高。性別對收入的影響十分穩(wěn)健，表現(xiàn)為男性收入比女性高13%～16%左右。這一方面可能是勞動力市場對女性的歧視［31］，另一方面也可能是由于農(nóng)民工從事的多為體力工作，而女性因?yàn)樯矸矫娴奶烊涣觿輰?dǎo)致收入較低。工作穩(wěn)定性對收入有著穩(wěn)健的正向影響，相對于三年內(nèi)更換過工作的農(nóng)民工，一直穩(wěn)定工作的農(nóng)民工收入更高，表明頻繁地更換工作不利于農(nóng)民工收入增長［26］。地區(qū)差異性也對收入有著顯著影響，東部地區(qū)農(nóng)民工收入高于中西部地區(qū)，這與事實(shí)相符⑦國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布《2014年全國農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》顯示，東部地區(qū)農(nóng)民工收入為每月2966元，中部地區(qū)為2761元，西部地區(qū)為2797元。。但年齡、單位性質(zhì)和工作行業(yè)沒有通過檢驗(yàn)，說明上述因素并不會對農(nóng)民工非農(nóng)收入有顯著性影響。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)和群體差異分析

（一）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上述分析使用教育年限來測度農(nóng)民工的教育回報(bào)率。然而考慮到不同時(shí)期與階段的教育給個(gè)體帶來的回報(bào)率具有差異性，部分學(xué)者認(rèn)為應(yīng)當(dāng)使用學(xué)歷來代替教育年限［11］。使用學(xué)歷水平作為教育的替代變量的另一緣由在于“羊皮效應(yīng)”的存在［32］。明顯的例子是，當(dāng)個(gè)體需要16年才能取得本科文憑，最后一年的回報(bào)率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于臨近年數(shù)的回報(bào)率。因而，使用這一種測度方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，對教育回報(bào)率再次進(jìn)行估算。

將小學(xué)學(xué)歷設(shè)置為對照組，結(jié)果顯示（見表3），無論是基本方程模型四，還是引入健康的擴(kuò)展模型五，或者是進(jìn)一步引入個(gè)體能力的模型六，初中學(xué)歷和高中學(xué)歷均未通過顯著性檢驗(yàn)。這說明與小學(xué)學(xué)歷農(nóng)民工相比，初中或高中學(xué)歷并未明顯提高農(nóng)民工非農(nóng)收入。但當(dāng)農(nóng)民工的學(xué)歷水平提升至大專及以上水平時(shí)，教育的促進(jìn)作用就體現(xiàn)出來了。在控制個(gè)體能力后，相對于小學(xué)學(xué)歷農(nóng)民工，大專及以上學(xué)歷農(nóng)民工教育回報(bào)率達(dá)到18.8%。這意味著對大專及以上學(xué)歷水平的農(nóng)民工而言，從初中到大專畢業(yè)這9年時(shí)間，平均每年教育回報(bào)率為2.1%，這與模型三的估算結(jié)果很接近。

表3 不同學(xué)歷水平

之所以出現(xiàn)上述情形可能是由于學(xué)歷水平所帶來的職業(yè)、崗位具有差異性。就高中及以下學(xué)歷水平農(nóng)民工而言，其可選擇的依然是低端的、對學(xué)歷要求并不高工作。并且，農(nóng)村地區(qū)學(xué)校教育仍然是“升學(xué)導(dǎo)向型”，與社會實(shí)踐并不接軌⑧無論城鄉(xiāng)，義務(wù)教育和高中教育均以中考和高考為指揮棒，強(qiáng)調(diào)升學(xué)導(dǎo)向而非技能導(dǎo)向。，延長教育年限，包括從小學(xué)到高中并不能夠提升個(gè)體技能，也無法拓展個(gè)體的就業(yè)選擇范圍，這也是近年來社會上尤其是農(nóng)村地區(qū)“讀書無用論”重新抬頭的一個(gè)重要原因［28］。但上升至大專及以上文化水平時(shí)，情況就會發(fā)生變化。戶籍保留在農(nóng)村，但在城市接受過高等教育的農(nóng)村籍大學(xué)生雖然也被學(xué)界劃歸農(nóng)民工⑨這一點(diǎn)學(xué)界并無太大爭論，絕大部分學(xué)者按照戶籍因素將農(nóng)村籍大學(xué)生將其歸類農(nóng)民工。但事實(shí)上兩類群體差異很大，是否應(yīng)該將兩者歸為一類分析值得思索。，但他們顯然與傳統(tǒng)意義上的農(nóng)民工并不相同。兩個(gè)群體的價(jià)值觀念、工作理念、身份認(rèn)同等方面存在巨大鴻溝。擁有大專及以上學(xué)歷時(shí)，意味著個(gè)體“跳出農(nóng)門”，在自我期許效應(yīng)和社會認(rèn)可情況下，高學(xué)歷農(nóng)民工多從事智力型工作，從而使得教育回報(bào)率會發(fā)生質(zhì)的飛躍［12］。就這點(diǎn)來說，“文憑效應(yīng)”確實(shí)存在［23］，即高學(xué)歷文憑能為個(gè)體提供更有利的工作平臺和更高水平的收入。

對比模型五和模型六不難發(fā)現(xiàn)，健康人力資本回報(bào)率從16.2%下降至15.1%，說明控制個(gè)體能力是十分必要的，否則會存在高估偏差。模型六的估算結(jié)果與模型三十分接近，說明健康回報(bào)率也是穩(wěn)健的。相對于身體不健康的農(nóng)民工，擁有健康體魄的農(nóng)民工收入要高15%左右。

（二）不同能力樣本分析

上述分析中將父親學(xué)歷水平作為能力的代理變量納入回歸方程，發(fā)現(xiàn)個(gè)人能力確實(shí)能夠正向影響農(nóng)民工非農(nóng)收入。這里采用另一種方法來衡量能力對農(nóng)民工個(gè)體教育和健康回報(bào)率的影響，即按能力高低分組進(jìn)行回歸［13］。根據(jù)上述分析，父母教育水平高時(shí)，子女的能力也通常較強(qiáng)。因而，可按照父母學(xué)歷水平高低來指示子代能力強(qiáng)弱［19］。具體而言，將父親（或母親）不識字、初識字及小學(xué)學(xué)歷歸類為低學(xué)歷，來代表個(gè)人能力較弱的那部分農(nóng)民工；將父親（或母親）初中和高中學(xué)歷歸為高學(xué)歷，來代表能力較強(qiáng)的農(nóng)民工。

分組回歸結(jié)果顯示（表4），當(dāng)父親學(xué)歷高時(shí)，農(nóng)民工的教育回報(bào)率達(dá)到3.6%，大大高于整體樣本的教育回報(bào)率2.3%，是父親學(xué)歷低的農(nóng)民工教育回報(bào)率的2.2倍。當(dāng)母親學(xué)歷高時(shí)，教育回報(bào)率高達(dá)5.1%，而母親學(xué)歷低的那一組僅為1.9%。這說明能力水平不同的農(nóng)民工教育回報(bào)率確實(shí)有差異，擁有較高能力的農(nóng)民工也有著更高的教育回報(bào)率，教育回報(bào)率存在明顯的“強(qiáng)者越強(qiáng)”效應(yīng)。

就健康回報(bào)率而言，在父親學(xué)歷較高或母親學(xué)歷較高那組，健康的系數(shù)雖然為正，但不顯著，表明健康對能力較強(qiáng)的農(nóng)民工而言，并無顯著的促進(jìn)作用。而在父親學(xué)歷或母親學(xué)歷較低那一組，健康回報(bào)率卻高達(dá)23.2%或18.5%，超過了整體樣本的健康回報(bào)率。這表明對能力較弱的個(gè)體而言，健康改善能帶來很高的收益，能夠在很大程度上促進(jìn)個(gè)體非農(nóng)收入增長，但這一規(guī)律對能力較強(qiáng)的農(nóng)民工并不適用。

綜合而言，教育對能力較強(qiáng)的個(gè)體收入促進(jìn)作用更大；而對能力較弱個(gè)體而言，健康的作用更為凸顯。之所以如此，很可能是能力偏強(qiáng)的農(nóng)民工更有可能從事那些知識型、收入水平高、對健康要求卻不高的工作；而能力偏弱的農(nóng)民工則更可能從事低收入、體力型的工作，這些工作對健康要求高卻對農(nóng)民工知識水平要求不高［6］。

（三）收入水平分位數(shù)回歸

表4 不同能力水平分樣本回歸

自Koenker和 Bassett［33］提出分位數(shù)方法以來，分位數(shù)回歸越來越多地被用來估算人力資本回報(bào)率。與傳統(tǒng)OLS模型相比，分位數(shù)回歸具有以下兩個(gè)優(yōu)點(diǎn)［34］。首先分位數(shù)回歸估計(jì)的是在其他條件給定前提下，人力資本回報(bào)率如何隨著收入分位點(diǎn)的變化而變化。由于任何一個(gè)分位點(diǎn)的分析都可實(shí)現(xiàn)，因而可以更加細(xì)致的描述收入的條件分布與人力資本回報(bào)率之間的關(guān)系。其次是分位數(shù)回歸采用最小離差的方法，估計(jì)結(jié)果也會更穩(wěn)健。

表5顯示⑩由于篇幅限制，表5中并沒有顯示能力、性別、行業(yè)、單位性質(zhì)、地區(qū)、工作穩(wěn)定性的分位數(shù)系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差，如有需要，請向作者聯(lián)系索取。，在控制住個(gè)體能力這一因素后，在收入的10%分位水平，教育回報(bào)率并不顯著。在25%、50%和75%的分位水平上，教育回報(bào)率則分別為 2%、2.1%、2.3%，均低于樣本平均回報(bào)率2.6%。而上升至90%的分位數(shù)水平時(shí)，教育回報(bào)率就迅速躍升至3.2%。這一結(jié)果表明，隨著農(nóng)民工收入水平的提升，教育回報(bào)率呈現(xiàn)逐漸上升的趨勢。這與張車偉［13］的研究保持一致。因而，上述結(jié)果意味著隨著農(nóng)民工個(gè)體收入水平的提升，教育變得越來越重要，即教育回報(bào)率存在使得貧者更貧、富者更富的“馬太效應(yīng)”。

表5 收入水平分位數(shù)回歸

就健康而言，結(jié)果表明，隨著收入水平的提升，健康回報(bào)率呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢。在收入的10%分位數(shù)水平上，健康對收入的促進(jìn)作用最明顯，健康回報(bào)率達(dá)到了22.3%。在25%分位和50%分位數(shù)水平上，健康回報(bào)率則下降至17%和19.3%。隨著分位水平的繼續(xù)上升，在收入的75%分位水平和90%分位水平上，健康回報(bào)率進(jìn)一步下降至12%左右。表明對于收入水平較高的農(nóng)民，其健康回報(bào)率相對較低；但對于收入水平較低的農(nóng)民工，健康回報(bào)率則相對較高。即教育有著擴(kuò)大收入差距的作用，健康則起著相反的作用。之所以如此，很可能是因?yàn)榻逃礁叩霓r(nóng)民工從事著對健康要求低、收入更高的知識技能型工作；而教育水平低的農(nóng)民工所從事的工作則是對健康水平要求高、收入水平更低的體力型工作［10］。

五、結(jié)論與啟示

本文基于浙江大學(xué)2013年農(nóng)民工問卷調(diào)查，在控制個(gè)體能力的前提下，對兩種最為重要的人力資本回報(bào)率進(jìn)行了測算，即教育與健康對農(nóng)民工非農(nóng)收入的促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)行了測度。本文還進(jìn)一步對比分析了兩類人力資本對不同類型農(nóng)民工的差異化影響，即對能力強(qiáng)弱和收入水平高低的農(nóng)民工而言，教育與健康如何影響其非農(nóng)收入。本文的主要發(fā)現(xiàn)有：（1）農(nóng)民工整體的教育回報(bào)率依然偏低，只達(dá)到了2.3%，說明教育對農(nóng)民工非農(nóng)收入的改善作用仍十分微弱。與此同時(shí)，健康的收入促進(jìn)效應(yīng)較為明顯，相對不健康的農(nóng)民工，健康的農(nóng)民工收入要高14.6%。（2）相對于小學(xué)學(xué)歷農(nóng)民工，擁有初中學(xué)歷和高中學(xué)歷并不能有效促進(jìn)農(nóng)民工收入增長，只有學(xué)歷達(dá)到大專及以上學(xué)歷時(shí)，教育的優(yōu)勢才能夠凸顯出來，高學(xué)歷農(nóng)民工能夠有更高的收入水平。（3）根據(jù)能力高低進(jìn)行分樣本回歸發(fā)現(xiàn)，能力強(qiáng)的農(nóng)民工擁有更高的教育回報(bào)率，但健康的作用并不顯著；對能力弱的農(nóng)民工而言，教育回報(bào)率相對較低，但有著較高的健康回報(bào)率。即對于個(gè)體能力強(qiáng)的農(nóng)民工而言，教育更重要；對能力弱的農(nóng)民工而言，健康更為重要。（4）分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)，隨著收入水平的提升，教育回報(bào)率會逐漸上升，而健康回報(bào)率則呈現(xiàn)逐漸下降趨勢。即相對于收入水平低的農(nóng)民工，收入水平高的農(nóng)民工擁有更高的教育回報(bào)率；相對于收入水平高的農(nóng)民工，健康對低收入水平農(nóng)民工的收入促進(jìn)更有效。

基于上述結(jié)論，提出下述針對性的政策啟示。首先，要大力增加對農(nóng)民工的教育投資。通過對比其他相似研究，發(fā)現(xiàn)近十年來農(nóng)民工的教育回報(bào)率并未得到明顯提升。分學(xué)歷水平的穩(wěn)健性研究也發(fā)現(xiàn)，只有達(dá)到大專及以上學(xué)歷，教育才能有效促進(jìn)農(nóng)民工的非農(nóng)收入增長。因而，未來首先需要加大對農(nóng)村地區(qū)的教育投入，大專院校要加大對農(nóng)村地區(qū)的招生；還可以通過構(gòu)建農(nóng)民工在職學(xué)習(xí)體系建設(shè)，讓農(nóng)民工邊工作邊進(jìn)修，從而獲得更高的學(xué)歷。其次，要重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)民工群體的健康人力資本。研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工的健康回報(bào)率較高，尤其是對能力較弱、收入較低的那部分群體更是如此。針對農(nóng)民工群體普遍工作條件差，勞動負(fù)荷大，保障不足等現(xiàn)實(shí)，要加快建立健全工傷保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)和醫(yī)療救助社保機(jī)制；改善工作條件，減少農(nóng)民工的健康人力資本損耗等。最后，要關(guān)注兩類人力資本對不同類型農(nóng)民工的差異化影響。對能力較強(qiáng)和收入水平更高的農(nóng)民工，其教育回報(bào)率也相應(yīng)較高。對能力較弱的農(nóng)民工和收入水平較低的那部分農(nóng)民工，健康回報(bào)率則較高。說明農(nóng)民工內(nèi)部也存在很大的差異，要重點(diǎn)和扶持能力較差和收入水平較低的那部分農(nóng)民工。

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