农民工就业与工资决定教育与培训的重要性概要.docx

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农民工就业与工资决定教育与培训的重要性概要

农民工就业与工资决定：

教育与培训的重要性

2007-09-07中国劳动力市场信息网监测中心

中国社会科学院人口与劳动经济研究所王德文

一、引言

农村劳动力向城市大规模流动，是改革以来推动中国劳动力市场发育的一支重要力量。

据农业部数据统计，农村迁移劳动力数量从1993年的6200万上升到2004年的1．03亿。

国家统计局农调队的调查数据显示数量更多，2003年农村迁移劳动力数量为1．14亿，2004年上升到1．18亿。

农村劳动力流动对经济结构调整和城市发展所产生的积极影响，逐渐为户籍制度改革和劳动力市场发育创造了有利条件。

从20世纪80年代允许流动到本世纪初以来鼓励流动的政策变迁，预示着中国农村劳动力流动进入了一个崭新的时期。

农村劳动力迁移和就业长期以来是以市场为导向的，在工资信号的引导下，由劳动力市场的供求机制实现就业配置。

大量研究表明，农民工具有年龄结构以青壮年为主、受教育程度较高、男性多于女性等群体特征。

这种群体特征是劳动力市场上供求双方双向选择的结果。

从企业需求看，年龄和受教育程度往往与生产率之间有着一定联系，女性一旦进入婚育年龄之后面临着非农就业参与率下降等因素，因此，在劳动力市场需求导向作用下，农村劳动力非农就业的供求匹配结果，使得具有较高人力资本的农村劳动力流向城市和非农部门。

从劳动力市场竞争角度看，农村迁移劳动力不仅互相之间需要竞争就业岗位，而且随着城市劳动力市场形势变化，还需要同城市本地劳动力竞争。

在20世纪80年代和90年代初期，进城农民工主要从事城市清洁卫生、运输、餐饮服务和制造加工等工作，它们多数是城市本地劳动力不愿意从事的职业。

当时，进城农民工与城市本地劳动力之间是一种就业补充关系。

但是，从90年代中期开始的深化国有企业改革和城市就业体制改革，使得城市就业的市场化程度不断提高。

这样，农民工和城市本地劳动力之间就逐步由过去的互补关系演变为一种竞争关系。

在就业选择和竞争过程中，拥有较高人力资本的劳动力容易在劳动力市场上保持优势地位。

按照二元经济条件下经典的迁移模型预示，农村劳动力迁移首先是进入城市非正规部门，然而再寻求时机进入正规部门就业（HarrisandTodaro，1970；Fields，1974）。

中国城镇的单位就业与就业总量之间差距扩大，即就业"分总不和"问题（蔡防，2005），也揭示了城镇就业非正规化不断增强的趋势。

传统的经典模型是利用正规部门的就业创造率、劳动力市场的搜寻概率和非正规部门的失业率，来处理劳动力在正规部门和非正规部门的就业分配问题。

这种模型通常是假定城市非正规部门存在着就业不足和有很高的失业率。

与此鲜明对照的是，中国农村迁移劳动力的失业率很低（王德文等，2004）。

他（她）们在城市除了从事工资收入的工作外，自我经营的比例也较高。

在这种就业匹配和选择过程中，教育和培训会扮演什么样的角色目前尚不清楚。

随着劳动力市场发育和就业制度改革，教育与劳动力市场之间的连接不断加强。

一系列研究表明，中国的教育回报率呈现不断上升趋势。

在20世纪80年代，由于受计划手段的强制性干预，劳动力市场不能给教育提供正确的信号，中国城乡的教育回报率低于同一发展水千的其它国家（Zhang等，2005）。

Johnson和Chow（1997）利用1988年城乡住户数据研究发现，中国的教育回报率平均在3．3％左右，农

村的教育回报率高于城市。

一些利用城市国有企业和住户数据的研究结果，发现城市的教育回报率更低，处于1．4-2．9％之间（ByronandManuloto，1990；Maurer-Fazio，1999）。

90年代以来，中国的教育回报率开始不断上升。

陈晓宇等（2003）利用30个省（市）城市住户数据的估计结果显示，城镇的教育回报率从1991年的6．8％上升到2000年的8．5％。

Zhang（2005）使用6个省（市）城市住户数据分析表明，教育回报率从1988年的4．0％上升2001年的10．2％，接近普通发展中国家的水平（Psacharopoulos，1992）。

deBrauw和Rozelle（2006）利用农村住户资料研究发现，农村迁移劳动力在90年代初期的教育回报率平均在6．4％左右。

这些都说明了教育对工资决定的作用日益上升。

本文将利用两次最新的调查数据，分析教育和培训对农民工就业与工资决定所产生的影响。

本文余下部分安排为：

第二部分介绍了数据来源；第三部分讨论了农民工的就业选择问题；第四部分讨论了农民工的工资决定问题；最后是本文结论。

二、数据来源

本文数据有两个来源：

一是来自2005年中国社会科学院人口与劳动经济研究所在12个城市开展的《中国城市就业与社会保障研究》问卷调查。

二是劳动和社会保障部2006年《企业春季用工需求调查》和《农村外出务工人员就业情况问卷调查》。

利用这两次调查资料进行分析，可以起到相互补充和相互印证的效果。

《中国城市就业与社会保障研究》问卷调查包括城市家庭和个人、外来移民家庭和个人两个部分。

本文主要利用外来移民和个人部分来进行分析。

这个调查是采取分层等距随机抽样方法抽取住5520户和12820个人。

由于外来移民中包含有24．3％从城镇迁入的劳动力，本文没有将其纳入分析。

因此，最后用于分析的样本数量为4179户和9954个人。

《中国城市就业与社会保障研究》调查问卷不仅收集了个人特征（如年龄、性别、受教育程度、婚姻状况、政治面貌）、就业状况（个人工作史、就业类型、行业、职业、失业、工资收入）、社会保障状况等与个人相关的信息，而且还收集了父母的教育背景、家庭收入和消费支出等家庭信息。

这次调查有关父母的教育背景、社会网络、初次外出的就业情况有助用来选择工具变量，消除教育和培训的内生性问题。

这次调查还将农民工就业方式划分为自我经营和受雇于人两种类型，它为我们分析农民工对就业选择提供了可能性。

为了掌握农村外出务工人员就业、工资报酬以及企业用工需求等情况，劳动和社会保障部在2006年春季开展了《农村外出务工人员就业情况问卷调查》和《企业春季用工需求调查》。

这两项调查分别覆盖了25个省份的48个县和23个大中城市，共有5300多名农村外出务工人员和2600多家企业接受调查。

调查内容包括农村外出务工人员2005年的就业情况及工资报酬、2006年外出意愿及就业意向、企业2006年春节前用工情况、2006年春季用工需求及预期工资待遇等。

这样，就可以从供求角度来观察农民工的就业匹配问题。

三、农民工的就业选择

农村劳动力进城务工的就业选择取决于个人就业能力、企业家素质和劳动力市场条件。

如果劳动力市场上存在有工资收入的就业岗位，此时，个人选择受雇于人还是自我经营，需要做成本收益比较。

如果工资收入大于自我经营收入，则选择受雇于人；反之，则选择从事自我经营。

在后者情况下，个人所具有的企业家素质对其就业选择具有重要影响。

由于具有企业家素质和才能的人对风险具有较大的喜好性，喜欢从事创新性或预期有高收益的活动，这些人一般愿意从事自我经营或自我雇用的活动。

在广大发展中国家，由于制度约束或者市场扭曲，城市正规部门的就业创造率往往小于净迁入率，受城乡巨大收入差距驱动，大量农村迁移劳动力聚集在城市非正规部门，等待获得从事正规部门较高工资的机会。

由于有工资收入的就业岗位不足，聚集在城市非正规部门的迁移者往往只好通过自我雇用的方式，获得一定收入，维持自己的生计。

中国虽然农村迁移劳动力的失业率很低，但是，由于户籍制度的存在，农村迁移劳动力很难获得在城市正规部门就业的机会。

在这种情况下，大量农村迁移劳动力通过自我雇用方式在城市谋求发展发展。

这个过程也或多或少地培养了他们的经营管理素质。

表1农民工就业方式与工资水平

 就业类型（%）        月工资（元）                    小时工资（元/小时）

          自我 受雇   自我经营受雇于（3）=

（1）           自我经  受雇于  （6）=（4）

       城市      经营 于人  合计   

（1）      人

（2）/   

（2）      营（4）   人（5）    /（5）

  上海          60.9  39.1  100.0  1463.1   1153.1    1．27    5．4     5．7   0.94

武汉         76.3  23.7   100.0  921.6     805.4    1．14    3．2     4．2   0.77

　　沈阳         66.1  33.9   100.0  768.8     825.9    0．93    2．9     3．8   0.76

 福州         52.7  47.3   100.0  1151.1    850.5    1．35    4．0     4．0   1.00

 西安         72.7  27.4   100.0  1043.4    945.1    1．10    3．5     4．3   0.83

 大庆         56.0  44.0   100.0  950.0     675.3    1．41    3．6    3．4   1.06

 无锡         42.3  57.7   100.0  1570.9   1211.6    1．30    6．7     5．7   1.18

 宜昌         56.0  44.0   100.0  961.4     648.0    1．48    3．4     2．9   1.18

 本溪         68.2  31.9   100.0  662.3     876.7    0．76    2．9     3．8   0.76

 珠海         39.6  60.4   100.0  1635.7   1190.2    1．37    7．4      5．8  1.29

 宝鸡         75.7  24.3   100.0  688.2     620.9    1．11    2．4     2．7   0.89

 深圳         23.9  76.1   100.0  2224.9   1733.5    1．28    9．0     9．5   0.95

 5个省会城市  69.3  30.7   100.0  1102.4    979.5    1．13   3．9     4．7    0.82

 5个中等城市  47.2  52.8   100.0  1506.1   1171.0    1．29    6．6     5．6   1.17

　　合计         59.8  40.3   100.0  1196.4   1150..6   1．04    4．4     5．7    0.77

资料来源：

中国社会科学院人口与劳动经济研究所，2005年《中国城市就业与社会保障研究》问卷调查．

表1报告了在12城市农村迁移劳动力的就业分布。

除了无锡、珠海和深圳外，其它城市的农村迁移劳动力的自我经营比例都超过50％。

武汉、西安和宝鸡等中西部城市的农村迁移劳动力的自我经营比例均超过70％。

由于省会城市户籍制度改革相对迟缓和就业保护程度高，5个省会城市的农村迁移劳动力的自我经营比例平均为69．3％，比周边的5个中等城市高出22．1个百分点。

从12个城市平均看，农村迁移劳动力的自我经营比例接近60％。

农村迁移劳动力如此高的自我经营比例，与我们的抽样方式都很大关系。

《中国城市就业与社会保障研究》对外来劳动力抽样是按照先抽取社区，再抽取调查户的方式来进行外来移民调查。

在无法准确地获得外来移民家庭样本框的情况下，只好选择利用城市社区有关外来移民家庭信息作为样本框。

这样，就把在城市从事建筑、餐饮服务和制造等行业的农民工遗漏在样本框外，在一定程度上高估农村迁移劳动力在就业选择上的自我经营比例。

不过，由于调查的样本数量较大，我们可以用这套资料来观察农村迁移劳动力的就业选择。

表1也提供了农村迁移劳动力从事自我经营和受雇于人的工资比较。

如果采取月工资比较，除了沈阳和本溪两个城市外，自我经营的月收入大于受雇于人的月收入。

在5个省会城市，自我经营的月平均收入是受雇于人的1．13倍；在5个中等城市，自我经营的月平均收入是受雇于人的1．29倍；12个城市平均，自我经营的月收入是受雇于人的1．04倍。

由于月收入没有考虑到工作时间长短问题，而12个城市平均的自我经营的工作时间是受雇于人的1．34倍，这样，经过把工作时间调整之后，在12个城市中有7个城市，农村迁移劳动力的自我经营的小时工资低于受雇于人的小时工资。

在5个省会省市中，自我经营的小时工资相当于受雇于人的82％；在5个中等城市中，自我经营的小时工资比受雇于人的小时工资高出17％；12个城市平均，前者相当于后者的77％。

对于农村迁移劳动力而言，选择自我经营还是受雇于人，受到个人自身状况和劳动力市场条件来共同决定。

我们可以建立一个概率模型来观察个人特征变量和劳动力市场状况对就业选择的影响。

　　Pi（Y＝1|X，D）=Prob（Xβ+Dγ+ε>0）

上述就业选择的概率模型，反映了在给定个人特征变量X和反映劳动力市场条件等因素的虚拟变量D之下，农村迁移劳动力选择受雇于人的概率。

特征变量包括农村迁移劳动力的性别、婚姻状况、受教育程度、经验、经验的平方、政治面貌、迁入所在城市的亲戚获得朋友数量、家庭人口规模，以及城市虚拟变量等。

表2农村迁移劳动力的就业选择概率模型估计结果

（1）                

（2）   

　　性别（男性=1）                         0.399             0.395

　　（5.2）**            （5.15）**

　　婚姻状况（已婚或丧偶=1）               －0.511           －0.511

　　（3.70）**          （3.71）**  

　　受教育年限（年）                        0.032             0.031

　　（2.12）*            （2.12）*

　　经验（年）                             －0.027           －0.027

　　（2.12）*           （2.12）*

　　经验的平方（年的平方）                 0.000               0.000

　　（1.90）              （1.88）

　　获得过培训（是=1）                     0.354               0.354

　　（2.33）*           （2.32）*

　　家庭人口规模                         －0.177            －0.176

　　（4.70）**        （4.67）**

　　政治面貌（党员＝1）                                         0.169

　　（0.71）

　　迁入前在本市的亲戚或朋友                                 －0.000

　　数量

　　（0.60）

　　截距项                               0.336               0.350

　　（1.44）              （1.50）

　　观察值个数                           7030                7030

注：

（1）括号中为z计值，*代表5%显著水平，**代表1%的显著水平。

（2）为了简洁，城市虚拟变量的估计值略去。

表2结果显示，在回归方程

（1）中只有经验的平方一项不显著。

在回归方程

（2）中，我们引入了反映个人社会资本的政治面貌和社会网络状况的指标，观察它们对农村迁移劳动力就业选择的影响，结果发现两者都不显著。

根据回归方程

（1）的结果，我们可以归纳出一下几个要点：

第一、男性比女性更易于选择有工资收入的岗位就业。

在给定其它条件下，男性比女性选择受雇于人的就业方式的边际概率高出0.40。

第二、已婚或有家庭负担会提高农村迁移劳动力选择自我经营。

这种就业方式有助于在收入创造的同时，兼顾家庭成员的需要。

第三、教育和培训能够显著提高农村迁移劳动力从事有工资收入的就业选择概率。

教育的边际效应为0.32，而获得过培训的编辑影响为0.354。

第四、经验变量对选择有工资收入的工作的边际影响，首先是随着经验积累而下降，当经验达到一定开始上升的一个过程。

这点与通常的假设有悖，一般是随着经验积累而上升，当经验达到一定程度之后，开始下降。

四、农民工的工资决定

Mincer（1974）经验方程通常用来估计教育的汇报，以及人力资本对收入和工资的决定作用。

其经典的半对数函数形式如下：

Ln（Yi）=ln（Yoi）+γSi+βlEi+β2Ei2+εi

式中，Yi代表个人收入或小时工资，Yoi代表初始收入水平或生存工资，Si代表受教育程度，Ei代表经验，Ei2代表经验的平方，εi代表误差项。

利用Mincer方程估计教育回报有几个问题值得重视：

一是关于个人能力的异质性问题，即能力偏差问题（Griliches，1977）。

如果在回归方程没有考虑到个人能力的异质性，那么，就会导致教育回报估计的偏差。

在计量经济学中的经典案例是没有将有关变量纳入回归方程。

例如，如果我们采取如下方程来进行回归估计：

Ln（Yi）=ln（Yoi）+γSi+εi，而真实的方程则包括了个人的经验或能力Ai，方程函数形式为：

Ln（Yi）=ln（Yoi）+γSi+βAi+βAi+εi。

那么，真实的教育回报率估计值为：

plim=r+β如果个人能力与教育之间存在正相关，那么，缺失饱涵个人能力变量的回归结果就导致高估教育的回报率。

在实际处理这类问题时，通常是加入更多的控制变量，如个人的智商或能力分值（aptitudescores）家庭背景等变量。

现有的研究表明，家庭背景对教育回报率确实有显著的影响。

Heckman和Hotz（1986）在研究男性工资决定方程中发现，加入了父亲和母亲的教育变量确实对子女收入有正的影响，母亲教育的作用甚至更大。

当把父母的教育放进回归方程后，男性工资方程中的教育回报率下降了25％。

Maria等（2003）对西班牙劳动力市场研究的结果也表明，父母的教育（或职业）与男性工作者的教育回报率有正相关关系。

deBrauw和Rozelle（2006）利用农村住户资料研究也发现，父母的教育对子女的非农就业收入有正向影响。

关于家庭背景对教育回报率影响的经济解释比较复杂。

Shultz（1988）指出家庭背景可以作

为未观测变量的代理变量如个体的技能和教育质量。

A1tonji和Dunn（1996）认为父母的受教育程度不仅影响子女在校的学习状况，而且也对他们入学前的教育质量产生影响，这些差异将会在他们成年后在劳动力市场中的生产率体现出来。

家庭背景和教育回报率之间的关系反映了一种社会和经济结构，在这种社会和经济结构下，家庭和社会的影响对不平等在代际之间的转移起到重要的作用（Maria&Asuncion，2003）。

如果财富和受过良好教育的父母可以为子女提供更多更好的学习机会，那么家庭背景对子女的教育获得就会有影响（姚先国，黄志岭等，2006）。

本文也将家庭背景纳入回归方程来观察它对农民工工资决定的影响。

图1利用《中国城市就业与社会保障研究》调查数据展示了子女受教育年限与父母受教育年限之间的关系。

如图1所示，在两种就业类型中，子女的受教育年限都与父母的受教育年限之间存在着正相关关系，即随着父母平均受教育年限延长，子女的受教育年限也相应延长。

我们预期父母受教育年限对农民工的工资收入有正向影响。

不过，Card（1999）认为，家庭背景如果不能够对工资收入决定有直接影响，或用来反映缺失能力变量的效应，那么，它就不是一个理想的工具变量。

在利用芬兰数据的模拟研究中，ConneelyandUus"alo（1999）发现，利用家庭背景作为工具变量拒绝了它和工资方程中残差项无关的假设。

　　图1子女受教育年限与父母受教育年限之间的关系

　　估计教育回报率的另外一个问题涉及教育决定的内生性问题。

目前，经济学中尝试采用准自然试验（Quasi-NaturalExperiment）等方法来解决这个问题。

在回归技术上，常用工具变量方法，或者是对照组试验的方法来进行估计。

本文将不这个问题展开深入分析。

除了将家庭背景引入经典的Mincer方程外，我们还引入了性别、婚姻状况、政治面貌、培训等变量。

在对经验变量处理中，是将年龄减去受教育年限、再减去6得到。

经验的平方项是用来控制收入或工资与经验之间的非线性关系。

将政治面貌引入工资方程，是用来观察政治资本对农民工资决定的影响，而将培训引入工资方程，则是观察培训对农民工工资的决定作用。

表3报告了利用《中国城市就业与社会保障研究》调查数据估计的农民工工资方程回归结果。

在自我经营的收入回归方程中，除了培训变量外，其它变量的回归系数都达到了1％或5％的显著水平。

在受雇于人的工资方程中，教育和性别在所有方程中都达到了1％的显著水平，而经验及其平方项的回归系数在经典的Mincer方程中达到1％的显著水平，而经验、经验的平方项、政治面貌、培训、父母亲及其平均的受教育年限的回归系数都不显著，但F检验值表明，这些变量的回归系数并不等于零。

根据表3的回归结果中，我们可以有以下几点小结：

第一、从教育回报率来看，有工资收入的教育回报率在4．8％-6．8％之间，高于自我经营的教育回报率，后者在2．7％-4．7％之间。

加入其它控制变量之后，教育的回报率均有所下降，下降幅度为两个百分点。

表3农民工的小时工资或收入回归方程估计结果

　　自我经营                受雇于人

（1）      

（2）     （3）     （4）      （5）       （6）     （7）    （8）

　　受教育年限 0.047    0.029    0.027   0.027    0.068     0.048  0.048    0.048

　　（11.18）** （6.49）** （6.09）** （6.21）** （14.82）** （9.10）** （9.20）**（9.16）**

　　经验      0.030     0.021     0.025   0.024   0.014    -0.005   -0.000  -0.005

　　（7.68）** （4.54）**  （5.46）