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1、 第1 2期（总第2 2 8期）2 0 1 7年1 2月 WCollected Essays on Finance and EconomicsN o ?.1 2 （ G eneral， N o V.2 2 8 ）D ec 8.2 0 1 7收稿日期： 2 0 1 6 -0 7 -2 0作者简介：俞玲（ 1 9 7 8 -） ，女，浙江嵊州人，浙江大学经济学院博士生，浙江财经大学经济学院讲师；张海峰（ 1 9 7 9 -） ，男，浙江诸暨人，浙江大学公共管理学院副教授；姚先国（ 1 9 5 3 -） ，男，湖南华容人，浙江大学公共管理学院教授。户籍地影响农民工工资吗？sgjL *1，fZ2，-5
2、S2（ 1 .浙江大学经济学院，浙江 杭州 3 1 0 0 2 7 ； 2 .浙江大学公共管理学院，浙江 杭州 3 1 0 0 5 8 ）K 1：jg:s，Ls&zjY。TV，jiA“r” ，jjZEsA，!Hqssj(AhY，j“r”s1。yN，Tjg，h&zjY。1oM：s；j；r；!jms|： F2 4 6 DSM： A cI|： 1 0 0 4 -4 8 9 2 （ 2 0 1 7 ） 1 2 -0 0 0 3 -0 9改革开放以来，我国农民工数量逐年增长。国家统计局的数据显示， 2 0 1 6年全国农民工总量为2 8 1 7 1万人，占全国就业人数的比重达3 6 .3 。农民工就业问
3、题直接关系到农民收入增长和城乡统筹发展的进程。然而，与城镇职工相比，农民工在职业选择、工资报酬、劳动保障和就业稳定性等方面均处于显著劣势，基于户籍制度的劳动力市场分割和就业不平等状况长期存在 1 2 3 4 5 。在农民工工资不平等方面，已有文献主要以人力资本理论和歧视理论为基础，利用计量经济模型对农民工与城镇职工的工资差异进行分解，实证分析人力资本和歧视对农民工工资的影响。王美艳（ 2 0 0 3 ）对农村迁移劳动力与城市本地劳动力工资差距的分解结果显示，歧视因素对工资差距起主导作用， 7 6 的工资差距由歧视造成 6 。邢春冰（ 2 0 0 8 ）的研究表明教育是造成农民工与城镇职工收入差
4、距的最主要原因，仅1 0 的工资差异与歧视有关 7 。还有一些研究发现农民工与城镇职工的工资差异随工资分布而变化，在不同的收入分位点上，歧视和人力资本对工资差异的影响各不相同 8 9 1 0 。然而，现有绝大多数文献仅从户口性质角度研究农民工工资歧视，忽视户口登记地的影响。根据我国现行的户籍制度，劳动者的户籍身份通常包含户口性质和户口登记地两方面信息。在计划经济和改革开放初期，农业和非农业户口的区别从根本上决定了个人与国家的关系及个人获得一系列政府提供的社会经济福利的资格，因而户口性质是影响劳动力流动和就业的关键因素。但随着我国户籍制度改革的深入，已有多个省市实行了城乡统一的户口登记制度，农业
5、和非农业户口的差别已明显减弱，并可能在城乡一体化的推进中逐渐消失。此外，从农民工的构成来看，目前外出农民工3万方数据占农民工总数的比重超过6 0 ，对农村外出就业者而言，最重要的是本地常住户口，而不仅仅是非农业户口 1 1 。因此，专注于户口性质对农民工就业的影响存在一定的片面性。章元和王昊（ 2 0 1 1 ）根据户口登记地区分本地劳动力和外来劳动力，并利用2 0 0 5年1 抽样人口调查的上海抽样数据进行研究，发现外地农民工工资受到明显的地域歧视 3 。陈传波和阎竣（ 2 0 1 5 ）采用2 0 1 2年流动人口动态监测数据研究城城与乡城流动人口的收入差距，认为户籍歧视可能是由户口所在地
6、的差异而非城乡户口性质差异导致的 1 2 。上述研究表明，户籍地对农民工工资具有一定的影响，但未采用具体的分解方法对户籍地相关的工资歧视作深入解析，同时本地户口和外地户口的区分也比较笼统，未能很好地体现中国地域差异的多样性。我们认为现行户籍制度下外出就业农民工具有双重身份特征统一的农民身份和差别化的地域身份，前者由户口性质决定，后者与户口登记地相关。户籍地赋予外出就业农民工特定的“地域标签” ，具有一定的反映农民工地域文化和风俗习惯的信号功能。同时，劳动力市场可能存在与户籍地关联的地域偏好，因而户籍地对农民工就业的影响不容忽视。此外，我国区域间人力资本分布不平等 1 3 ，意味着不同输出地的农
7、民工存在人力资本异质性，而以往的研究大多基于农民工人力资本同质性假设，因此区分农民工户籍地也有利于更好地体现农民工人力资本的异质性特征。借鉴国家统计局的分类方法，本文将农民工按户口登记地分为东部地区农民工、中部地区农民工和西部地区农民工三类，在此基础上详细考察户籍地对城市劳动力市场上外来农民工工资的影响，对理解农民工人力资本的异质性、认清农民工地域身份重要性、促进农民工平等就业和社会融合具有深远的现实意义。B、ZE（B）本文数据来自浙江财经大学“省外农民工留浙务工调查研究”课题组2 0 1 2年在浙江省杭州市对外来就业农民工的问卷调查。作为东部沿海发达城市，杭州吸引了大量外来农村劳动力务工经商
8、，因此对杭州的外来农民工进行调查研究具有较强的代表性。该调查涵盖外来就业农民工工作和生活状况的各个方面，调查内容主要包括： （ 1 ）基本状况，如年龄、性别、户口、文化程度、婚姻状况、工作经验和职业资格等个人情况，子女和配偶等基本情况； （ 2 ）就业生活状况，如职业、劳动时间、月收入、劳动合同和社会保障、子女教育、医疗卫生和居住状况等； （ 3 ）社会参与状况，如政治面貌、参加党团活动情况等。调查数据主要通过两种方式获得：一是在杭州的下沙、萧山和富阳的部分企业随机选取外来农民工；二是街头随机访问。同时，我们也调查部分城镇职工，以用于比较研究。剔除年龄在1 6 6 5周岁之外、具有雇主身份及存
9、在变量遗漏的样本，最终得到6 6 5个外来农民工样本和1 8 1个城镇职工样本。（=）M!首先，外来就业农民工是指不具有杭州户籍、但在杭州从事非农工作的农民工。根据户口登记地，进一步将外来就业农民工分为东部外来农民工、中部外来农民工和西部外来农民工三类，样本4W 2 0 1 7M1 2根据国家统计局 2 0 1 6年农民工监测调查报告 ， 2 0 1 6年我国农民工总量为2 8 1 7 1万人，其中在户籍所在乡镇地域外就业的外出农民工1 6 9 3 4万人，占农民工总量的6 0 .1 。国家统计局 2 0 1 6年农民工监测调查报告调整农民工输出地的分类标准，将农民工按输出地分为东部地区农民工
10、、中部地区农民工、西部地区农民工和东北地区农民工等四类。本文采用国家统计局以前的分类方法，将农民工按输出地分为东部、中部和西部农民工三类。其中，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等1 1个省（市） ，中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南等8省，西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆等1 2个省（市、自治区） 。万方数据量分别为1 5 7 、 3 5 8和1 5 0 。其次，工资方程的变量选择和设定。由于农民工普遍工作时间较长，采用月工资测度农民工与城镇职工的工资差异将产生一定的偏差，
11、故选择小时工资率作为工资变量并取对数。选取年龄、性别、婚姻状况、受教育年限、职业年限、职业培训和技能等级等人力资本及个人特征变量作为工资方程的自变量。年龄指劳动者的周岁年龄。受教育年限根据受调查者的文化程度折算，分别赋值6（小学） 、 9 （初中） 、 1 2 （高中、中专） 、 1 4 （大专）和1 6 （本科） 。职业年限指劳动力从事当前职业的年数。性别、婚姻状况和职业培训均为虚拟变量，设定男性为1 （女性为0 ） 、已婚为1 （其他为0 ） 、受过专业技能培训为1 （反之为0 ） 。技能等级按无等级、初级技工、中级技工、高级技工、技师和高级技师等六类分别赋值为0 、 1 、 2 、 3
12、、 4和5 。此外，考虑到工资收入与职业类型紧密相关，引入职业变量作为控制变量，设定单位负责人、专业技术人员和办事人员等职业属于白领（取值为1 ） ，其他则为蓝领（取值为0 ） 。由于样本数据主要来自高度竞争的非国有部门及以制造业、批发零售业和服务业为主的竞争行业，本文未将劳动者就业的行业和部门差异纳入模型分析框架。表1报告了主要变量的描述性统计结果。V1 1Md9变 量外来农民工均值方差城镇职工均值方差小时工资1 3 ?.3 2 4 6 v.0 7 8 1 8 9.8 1 5 1 1 .9 3 3年龄2 8 ?.9 0 1 8 v.2 8 7 2 8 M.3 8 6 .4 5 2性别0 .6
13、 0 6 0 v.4 8 9 0 %.4 8 6 0 .5 0 1受教育年限1 0 ?.8 5 1 2 v.2 9 3 1 3 9.5 8 6 2 .1 8 6职业年限4 .3 5 3 4 v.0 6 1 5 %.2 4 9 4 .5 9 3（）ZE4首先，建立外来农民工与城镇职工工资决定的线性回归模型，通过普通最小二乘法分别估计外来农民工与城镇职工的工资方程，然后采用经典的O axaca-Blinder方法 1 4 1 5 ，得到条件均值意义上的外来农民工与城镇职工工资差异及其分解结果。具体的工资方程为：ln（ Wi） =a +Zi+ui（ i =1 ， ， n） （ 1 ）其中， Wi为第
14、i个工人的小时工资率， Zi为影响工资的因素向量， 是系数向量， ui为随机扰动项。以城镇职工的工资结构为基准，外来农民工与城镇职工工资差异的O axaca-Blinder分解结果可表示为：ln（ Wu） -ln（ Wr） =a+ZU+Zr（ 2 ）方程（ 2 ）的左边表示采用对数小时工资表示的城镇职工与外来农民工平均工资差异，下标u和r分别代表城镇职工和外来农民工。右边的ZU是特征效应，表示与劳动者个人能力和禀赋相关的“纯粹的” “真正的”的工资差异；a+Zr为系数效应，是无法从人力资本和个人特征得到解释的工资差异，一般归结为歧视因素，本文中指对外来农民工的户籍歧视。利用这一方法，我们还可得
15、到不同户籍地外来农民工与城镇职工的工资差异及其分解结果，进而分析“地域标签”对外来农民工工资的影响。其次，由于线性回归模型仅关注因变量的条件均值，无法反映因变量条件分布的完整信息，故我们构建分位数回归模型 1 6 ，对外来农民工与城镇职工的工资方程分别进行分位数回归，并考察工资分布不同水平下户籍地和人力资本对工资的影响。具体的分位数回归模型为：Q（ p）（ yixi） =a（ p）+xi（ p）+i（ p）（ i =1 ， ， n） （ 3 ）其中， 0 p 1 ，它表示数值小于第p分位数的比例。5 * !Yj？ 万方数据最后，在分位数回归的基础上，我们采用Melly（ 2 0 0 6 ）的方
16、法 1 7 ，对条件分布意义上的外来农民工与城镇职工工资差异进行分位数分解，构造反事实分布函数F（ y*Xr， bu） 。其中， Xr为影响外来农民工工资的变量分布， bu为影响城镇职工工资的变量在各分位数上的回归系数， y*为反事实工资并表示采用城镇职工的回归系数估计的外来农民工工资分布。 分位数上外来农民工与城镇职工工资差异的分位数分解结果为：yu-yr=（ yu-y*） +（ y*-yr） （ 4 ）等式（ 4 ）的左边表示分位数上外来农民工与城镇职工的工资差异，右边第一项是特征效应，表示分位数上个体特征差异产生的工资差异；第二项是系数效应，代表分位数上对外来农民工的户籍歧视造成的工资差
17、异。借助此方法，我们可对不同分位数上的外来农民工与城镇职工工资差异及户籍地效应进行比较分析。需要说明的是， O axaca-Blinder分解和分位数分解均存在指数基准问题，本文统一采用城镇职工的工资结构作为基准进行工资差异分解，指数基准选择不同可能改变具体的结果数值，但不会影响基本的实证研究结论。=、LT#s（B） O LSBHq(ssT表2是城镇职工和外来农民工对数小时工资的O LS回归结果。我们发现教育和职业年限对城镇职工和外来农民工工资均具有显著的积极作用，且教育和职业年限的回报率比较接近，说明保持职业的连续性和稳定性可在一定程度上弥补劳动力文化程度的不足，增加劳动者工资收入。但城镇职
18、工在教育和职业年限上的回报率均大大高于外来农民工，意味着提高受教育程度和积累职业经验对城镇职工更为有利。将户籍地变量纳入外来农民工工资方程后，我们发现户籍地对外来农民工工资存在显著影响，中、西部外来农民工的工资明显低于东部外来农民工，同时中部外来农民工工资低于西部外来农民工。V2 jZBT变 量城镇职工外来农民工（ 1 ） （ 2 ）年龄0 .0 0 5 （ 0 .0 5 5 ） 0 .0 4 0*（ 0 ?.0 1 2 ） 0 .0 3 9*（ 0 .0 1 2 ）年龄平方0 .0 0 0 （ 0 .0 0 1 ） -0 .0 0 1*（ 0 ,.0 0 0 ） -0 D.0 0 1*（ 0
19、 .0 0 0 ）性别0 i.1 2 5*（ 0 .0 7 2 ） 0 .0 7 2*（ 0 ?.0 2 8 ） 0 .0 8 0*（ 0 .0 2 8 ）受教育年限0 .0 7 5*（ 0 .0 1 9 ） 0 .0 4 4*（ 0 ?.0 0 7 ） 0 .0 4 0*（ 0 .0 0 7 ）婚姻状况-0 .2 6 1*（ 0 ?.1 0 1 ） 0 .0 0 9 （ 0 .0 3 9 ） 0 I.0 2 1 （ 0 k.0 3 9 ）职业年限0 .0 8 2*（ 0 .0 2 7 ） 0 .0 4 1*（ 0 ?.0 1 0 ） 0 .0 4 0*（ 0 .0 1 0 ）职业年限平方-0
20、 .0 0 3*（ 0 ?.0 0 1 ） -0 .0 0 1*（ 0 ,.0 0 0 ） -0 D.0 0 1*（ 0 .0 0 0 ）职业培训0 .0 9 9 （ 0 .0 8 6 ） -0 .0 0 9 （ 0 .0 2 9 ） 0 I.0 0 1 （ 0 k.0 2 9 ）技能等级0 .0 3 9 （ 0 .0 5 2 ） 0 .0 1 3 （ 0 .0 1 7 ） 0 I.0 1 1 （ 0 k.0 1 7 ）职业资格证0 i.1 1 5*（ 0 .0 8 3 ） 0 .0 3 9 （ 0 .0 3 3 ） 0 I.0 3 5 （ 0 k.0 3 3 ）职业0 i.1 0 5*（ 0
21、 .0 8 2 ） 0 .0 9 0*（ 0 ?.0 3 3 ） 0 .0 7 8*（ 0 .0 3 3 ）户口登记地（以东部地区为参照组）中部地区-0 D.1 0 5*（ 0 .0 3 4 ）西部地区-0 D.0 9 5*（ 0 .0 4 0 ）常数项1 i.2 8 2*（ 0 .7 9 8 ） 1 .1 5 2*（ 0 ?.1 9 3 ） 1 .3 0 3*（ 0 .1 9 8 ）A-R20 3.1 8 1 0 .2 0 4 0 .2 1 3注： *、 *和*分别表示在1 、 5 和1 0 的水平上显著；括号内数值为标准差。6W 2 0 1 7M1 2万方数据 为进一步探究户籍地对外来农民
22、工工资的影响，我们分别对东、中和西部外来农民工的工资方程进行O LS回归，在此基础上得到这三类农民工与城镇职工的工资差异及O axaca-Blinder分解结果。为直观起见，系数效应和特征效应均采用百分比表示（见表3所示） 。在不考虑户籍地差异的情况下，系数效应约占外来农民工与城镇职工工资差异的1 0 ，反映对外来农民工农民身份和地域身份的“总的”工资歧视状况。分户籍地来看，外来农民工与城镇职工工资差异的地域特征十分明显：东部外来农民工工资水平最高，因而与城镇职工的工资差异最小；中部和西部外来农民工与城镇职工的工资差异较大，大约是东部外来农民工的两倍多；西部外来农民工与中部外来农民工工资水平则
23、比较接近，前者略高于后者。造成上述特征的主要原因可归结为两个方面：一是外来农民工人力资本存在地域性差异，东部外来农民工人力资本明显高于中部和西部外来农民工。以平均受教育年限和职业年限为例，样本数据显示，东部外来农民工平均受教育年限为1 1 .8年，比中部和西部外来农民工分别高1 .2和1 .3年；东部外来农民工平均职业年限为5 .0年，比中部和西部外来农民工分别多0 .9和0 .7年。二是外来农民工工资歧视程度存在地域性差异，中部和西部外来农民工受工资歧视的程度远远高于东部外来农民工，表明劳动力市场存在与户籍地相关的农民工工资歧视。V3 jsOaxaca-Blinders样 本工资总差异特征效
24、应（ ）系数效应（ ）外来农民工全体0 fl.2 8 0（ 1 0 0 ） 8 9 ?.8 1 0 W.2东部外来农民工0 fl.1 4 3 （ 1 0 0 ） 9 9 ?.9 0 C.1中部外来农民工0 fl.3 2 7 （ 1 0 0 ） 8 7 ?.5 1 2 W.5西部外来农民工0 fl.3 1 4 （ 1 0 0 ） 9 0 ?.9 9 C.1（=）sBHqsssT首先，对外来农民工和城镇职工的工资方程分别进行分位数回归。表4 、 5分别报告了外来农民工和城镇职工工资方程在0 .1 5 、 0 .2 5 、 0 .5 0 、 0 .7 5和0 .9 5分位数上的回归结果。为更清楚地显
25、示分位数回归系数随分位数不同的变化情况，我们分别绘制了教育和职业年限的回归系数图（如图1 、 2所示） 。V4 jZsBT变 量0 .1 5 0 .2 5 0 .5 0 0 .7 5 0 .9 5年龄0 ?.0 1 0 （ 0 .0 2 6 ） 0 .0 1 8 （ 0 .0 1 8 ） 0 .0 2 6*（ 0 .0 1 6 ） 0 q.0 6 2*（ 0 .0 1 6 ） 0 .0 8 0*（ 0 =.0 1 7 ）性别0 .0 7 6*（ 0 .0 3 8 ） 0 .0 9 0*（ 0 +.0 3 0 ） 0 .0 7 1*（ 0 .0 3 3 ） 0 ?.1 0 2*（ 0 .0 5
26、2 ） 0 .0 1 6 （ 0 .0 5 8 ）受教育年限0 .0 4 2*（ 0 I.0 1 5 ） 0 .0 4 1*（ 0 +.0 0 9 ） 0 .0 4 2*（ 0 ?.0 0 8 ） 0 q.0 3 6*（ 0 .0 1 0 ） 0 .0 5 0*（ 0 =.0 1 6 ）婚姻状况0 .1 0 7*（ 0 .0 5 7 ） 0 .0 6 1*（ 0 ?.0 4 0 ） 0 .0 3 5 （ 0 fl.0 3 9 ） -0 .0 8 9*（ 0 .0 5 7 ） -0 .1 0 2*（ 0 Y.0 6 3 ）职业年限0 .0 2 3*（ 0 .0 1 3 ） 0 .0 4 1*（
27、0 +.0 1 0 ） 0 .0 3 9*（ 0 ?.0 1 2 ） 0 q.0 3 5*（ 0 .0 1 1 ） 0 .0 7 5*（ 0 =.0 2 0 ）职业培训0 .0 4 5 （ 0 ?.0 5 6 ） 0 .0 4 8*（ 0 .0 3 6 ） 0 .0 1 5 （ 0 fl.0 3 1 ） -0 .0 0 1 （ 0 .0 3 7 ） -0 .0 9 3*（ 0 Y.0 5 6 ）职业0 .0 4 5 （ 0 ?.0 5 6 ） 0 .0 6 6*（ 0 .0 4 2 ） 0 .0 8 6*（ 0 .0 3 3 ） 0 q.0 7 4*（ 0 .0 4 4 ） 0 .2 3 3*
28、（ 0 =.0 9 1 ）Pseudo-R2 0 .0 9 6 0 .1 1 0 0 g.1 2 1 0 I.1 5 8 0 .2 6 9注： *、 *和*分别表示在1 、 5 和1 0 的水平上显著；括号内数值为标准差。限于篇幅，表中省略了部分变量。教育在各分位数上对外来农民工和城镇职工工资均具有显著积极的作用。外来农民工的教育回报率在0 .1 5 0 .7 5之间基本稳定，在0 .7 5分位数之上开始迅速上升。城镇职工的情况与此非常类似，在0 .4 0以下的低分位数上教育的回报率比较稳定，但在0 .4 0分位数以上的工资分布区间大大提高，说明提高受教育程度对高工资者更为有利。同时，城镇职工
29、在各分位数上的教育回报率均大大高于外来农民工，差距随工资分布分位数的上升呈扩大趋势，在0 .9 5分位数上城镇职工的教育回报率约为外来农民工的2 .5倍，因此提高受教育程度对城镇职工工资增长更为有利。7 * !Yj？ 万方数据V5 ZsBT变 量0 .1 5 0 .2 5 0 .5 0 0 .7 5 0 .9 5年龄-0 .1 4 6*（ 0 r.0 6 6 ） -0 ?.0 5 8 （ 0 &.0 7 2 ） 0 .0 5 8 （ 0 fl.0 5 2 ） 0 .0 2 2 （ 0 .1 1 1 ） 0 .0 0 9 （ 0 .1 4 5 ）性别0 .1 5 2*（ 0 .1 1 0 ） 0
30、 .1 5 9*（ 0 ?.1 0 3 ） 0 .0 7 9*（ 0 .0 5 1 ） 0 q.1 6 8*（ 0 .0 7 7 ） 0 .1 8 9*（ 0 0.1 4 6 ）受教育年限0 .0 6 7*（ 0 .0 3 2 ） 0 .0 5 1*（ 0 ?.0 2 7 ） 0 .0 7 2*（ 0 .0 2 9 ） 0 q.0 7 8*（ 0 .0 2 8 ） 0 .1 2 4*（ 0 =.0 4 4 ）婚姻状况-0 .0 2 6 （ 0 D.1 2 4 ） -0 ?.0 6 8 （ 0 &.1 0 2 ） -0 .1 9 6*（ 0 ).0 9 9 ） -0 .3 4 6*（ 0 .1
31、6 6 ） -0 .5 6 0*（ 0 f.1 8 6 ）职业年限0 .1 8 0*（ 0 I.0 5 6 ） 0 .0 7 8*（ 0 ?.0 4 6 ） 0 .0 5 5*（ 0 .0 3 3 ） 0 q.0 7 7*（ 0 .0 3 3 ） 0 .0 8 1 （ 0 .0 6 9 ）职业培训0 .0 5 2 （ 0 ?.1 2 8 ） 0 currency1.1 3 3 （ 0 .1 2 9 ） 0 .1 9 3*（ 0 .1 1 4 ） 0 .1 1 7 （ 0 .1 3 7 ） -0 .1 8 3 （ 0 8.1 7 2 ）职业0 .2 2 2*（ 0 .1 5 7 ） 0 .2 1
32、 0*（ 0 ?.1 2 2 ） 0 .0 9 6 （ 0 fl.1 0 8 ） -0 .0 4 0 （ 0 .1 0 4 ） 0 .2 8 1*（ 0 0.2 0 3 ）Pseudo-R2 0 .1 5 4 0 .1 3 3 0 g.1 2 7 0 I.1 8 0 0 .2 6 2注： *、 *和*分别表示在1 、 5 和1 0 的水平上显著；括号内数值为标准差。限于篇幅，表中省略了部分变量。m1 MKsB职业年限在各分位数上对外来农民工工资具有显著的正影响，并随工资分布的变化呈现“两头大、中间小”的特征，说明增加职业经验对最高工资和最低工资的外来农民工比较有利。城镇职工职业年限的回报率在工
33、资分布m2 jMKsB的低分位数上最高，之后随分位数的上升有所下降，在0 .9 5分位数上职业年限对城镇职工工资没有显著影响。总体来看，城镇职工在各分位数上的职业年限回报均高于外来农民工，但随着分位数的上升，两者的差距趋于缩小，表明保持就业的稳定性和连续性不仅可增加外出农民工收入，而且有利于缩小外来农民工与城镇职工的工资差异。其次，在外来农民工工资方程中加入户籍地变量并以东部地区作为参照组进行分位数回归。结果显示，户籍地变量在各分位数上对外来农民工工资具有显著影响。图3报告了户籍地变量的分位数回归估计系数，发现中部和西部变量的分位数回归系数均为负值，且变化趋势基本一致。与东部外来农民工相比，中
34、部和西部外来农民工在整个工资分布区间均存在地域身份劣势，且“地域标签”对工资条件分布最顶端的外来农民工最为不利。m3 !sB再次，对外来农民工与城镇职工工资差异进行分位数分解。表6报告了工资分布在0 .1 5 、0 .2 5 、 0 .5 0 、 0 .7 5和0 .9 5分位数上的分解结果，发现工资总差异随着工资分布分位数的上升而显著上升，特征效应对工资差异的解释力随工资分布分位数的上升而显著减弱，但系数效应对工资差异的解释力则不断增强，表明8W 2 0 1 7M1 2万方数据高收入外来农民工与城镇职工的工资差距较大，工资越高，外来农民工受到工资歧视的程度越高。对0 .4 0分位数以下的外来
35、农民工而言，尽管工资水平较低，但他们享受了一定的工资溢价，这可能与政府实行的最低工资制度有关，也可能是这些外来农民工在低端职业得到了一定的补偿性工资。V6 jsss分位数分解0 .1 5 0 .2 5 0 .5 0 0 .7 5 0 .9 5总差异0 .1 7 2 0 .2 0 2 0 g.2 5 9 0 I.3 6 6 0 .5 1 2特征效应（ ） 1 3 9 .0 1 1 6 .8 9 3 .4 7 0 .8 3 9 ”.1系数效应（ ） -3 9 .0 -1 6 .8 6 .6 2 9 .2 6 0 ”.9最后，对不同户籍地外来农民工与城镇职工工资差异分别进行分位数分解并予以比较分析（
36、如图4所示） 。m4 jsss我们发现东部外来农民工在整个工资分布的分位数区间的工资差异均明显小于其他的外来农民工，其“地域优势”突出，这一结果与前文O LS回归的结论相一致。分位数分解的结果表明，特征效应和系数效应的变化趋势不存在明显的户籍地差异，即对东、部和西部外来农民工而言，在工资分布的低分位数上，特征效应对工资差异的解释力超过系数效应，但随着工资分布分位数的上升，特征效应不断减弱。进一步的比较分析发现，在工资歧视程度上，东部外来农民工并不具有单一的绝对优势地位，东、中和西部外来农民工分别在低、中、高三个工资分布区间占据“地域优势” 。具体来说，在工资分布的0 .4 5分位数以下的低分位
37、数区间，东部外来农民工工资的溢价优势最大；在工资分布的0 .4 6 0 .7 0之间，中部外来农民工工资歧视程度最低；在工资分布的0 .7 0分9 * !Yj？ 万方数据位数以上的高分位数区间，工资歧视程度最低的是西部外来农民工。在人力资本和歧视的作用下，外来农民工内部存在“坏”工作和“好”工作之间的就业隔离，前者对应于低工资，后者主要表现为高工资。结合劳动力市场的具体情况，我们尝试对东、中和西部外来农民工在工资分布区间的歧视特征进行解释。首先，低端劳动力市场对农民工知识和技能的要求较低，除人力资本外，与农民工地域身份相关联的文化、风俗习惯及生产率差异对雇佣决策也非常重要，雇主可能基于对中、西
38、部外来农民工的统计性歧视，愿意给予东部外来农民工更高的工资溢价，以吸引其就业。其次，“好”工作对知识和技能的要求较高，只有较高人力资本的外来农民工才有资格参与竞争，与低端劳动力市场不同的是，劳动者人力资本和个人特征能较好地反映其真实生产率，对农民工地域身份的统计性歧视不再必要。在此情况下，不同户籍地外来农民工之所以存在工资歧视程度的差别，可能的原因是保持不同户籍地外来农民工相对工资的稳定性，从而维持劳动力市场的稳固状态。样本数据显示，在工资分布的0 .5 0 、 0 .7 5 、和0 .9 5分位数上，中部-东部外来农民工工资比率与西部-东部外来农民工工资比率均相等（分别为9 4 、 9 2
39、和9 0 ） 。、 本文利用2 0 1 2年杭州外来就业农民工问卷调查数据，通过将外来农民工按户籍地分为东部、中部和西部外来农民工三类，对户籍地影响农民工工资和歧视问题进行实证研究。首先， O LS回归和O axaca-Blinder分解的结果显示，外来农民工工资存在明显的“地域效应” ，东部外来农民工工资大大高于中部和西部外来农民工，而城市劳动力市场对农民工的排斥和歧视也以中部和西部外来农民工为主。其次，分位数回归和分位数分解结果表明，户籍地在工资条件分布的各分位数上对外来农民工工资均具有显著影响，东部外来农民工在工资分布的各分位数上均居优势地位。不同户籍地外来农民工与城镇职工的工资差异随工
40、资分布分位数的上升而不断上升，这一结论同样适用于工资歧视程度。低工资外来农民工获得了一定的工资溢价，高工资外来农民工则承受较高程度的工资歧视。工资歧视的“地域效应”与工资分位数有关。东、中和西部外来农民工分别在低、中和高分位数区间处于相对优势地位。最后，不同户籍地外来农民工存在明显的人力资本异质性，东部外来农民工人力资本存量显著高于中部和西部外来农民工，这是导致其工资高于中部和西部外来农民工的最重要原因。本文的研究表明在大量农村劳动力外出就业的背景下，反映农民工地域身份的户籍地对农民工工资水平和工资歧视存在重要影响。因此，改善农民工低工资状况、真正实现城乡劳动者平等就业和农民工城市融合，不能单
41、纯依赖农民工户口性质的转变，还应努力消除地域身份对农民工就业的不利影响。一方面，继续完善劳动力市场机制，努力消除对中部和西部地区农民工的地域偏见；另一方面，加强改进中西部地区农村的教育质量，努力缩小中西部地区农民工和东部地区农民工的人力资本差距。此外，对流入地的政府而言，通过为外来农民工创造良好的就业和生活环境，促进农民工就业的稳定性和连续性，无疑是一项有利于农民工增加收入和城市获得稳定劳动力来源的“双赢”之举。ID： 1 Meng X in， Zhang Junsen.The Two-tier Labor Market in U rban China J .Journal of Compar
42、ative Economics， 2 0 0 1 ， （ 2 9 ） ： pp.4 8 5 -5 0 4 . 2 姚先国，赖普清.劳资关系的户籍差异 J .经济研究， 2 0 0 4 ， （ 7 ） ： 8 2 -9 0 . 3 章元，王昊.城市劳动市场上的户籍歧视与地域歧视：基于人口普查数据的研究 J .管理世界， 2 0 1 1 ， （ 7 ） ： 4 2 -5 1 . 4 余向华，陈雪娟.中国劳动力市场的户籍分割效应及其变迁工资差异与机会差异双重视角下的实证研究 J .经济研究，2 0 1 2 ， （ 1 2 ） ： 9 7 -1 1 0 .01W 2 0 1 7M1 2万方数据 5 吴
43、贾，姚先国，张俊森.城乡户籍歧视是否区域止步来自改革进程中的经验证据： 1 9 8 9 -2 0 1 1 J .经济研究， 2 0 1 5 ，（ 1 1 ） ： 1 4 8 -1 6 0 . 6 王美艳.转轨时期的工资差异：歧视的计量分析 J .数量经济技术经济研究， 2 0 0 3 ， （ 5 ） ： 9 4 -9 8 . 7 邢春冰.农民工与城镇职工的收入差距 J .管理世界， 2 0 0 8 ， （ 5 ） ： 5 5 -6 4 . 8 邓曲恒.城镇居民与流动人口的收入差异基于O axaca-Blinder和Q uantile方法的分解 J .中国人口科学， 2 0 0 7 ， （ 2
44、） ： 8 -1 6 . 9 孟凡强，邓保国.劳动力市场户籍歧视与城乡工资差异基于分位数回归与分解的解析 J .中国农村经济， 2 0 1 4 ， （ 6 ） ： 5 6 -6 5 . 1 0 于潇，孙悦.城镇与农村流动人口的收入差异基于2 0 1 5年全国流动人口动态监测数据的分位数回归分析 J .人口研究， 2 0 1 7 ， （ 1 ） ： 8 4 -9 7 . 1 1 K am Wing Chan.The Chinese Hukou System at 5 0 J .Eurasian G eography and Economics， 2 0 0 9 ， 5 0 （ 2 ） ， pp.1 9 7 -2 2 1 . 1 2 陈传波，阎竣.户籍歧视还是人力资本差异？ 对城城与乡城流动人口收入差距的布朗分解 J .华中农业大学学报（社会科学版） ， 2 0 1 5 ， （ 5 ） ： 9 -1 6 . 1 3 李亚玲，汪戎.人力资本分布结构与区域经济 J .管理世界， 2 0 0 6 ， （ 1 2 ） ： 4 2 -4 9 . 1 4 R .O axaca.Male-female Wage D ifferentials in U rban Labor Markets J .International E