就業流動人口收入差距影響因素的模型估計與政策涵義——基于重慶的經驗數據

王朝明 周宗社

一、引 言

本文所討論的就業流動人口，是指調查期中正在從事或者即將從事連續一個月以上的工作，且獲得高于當地最低工資標準收入的非本地戶籍勞動人口。從發達國家的經驗來看，就業流動人口的流向模式并不局限于鄉－城流動，還有城－城流動，以及城－鄉流動。根據事實經驗，在工業化、城市化之初，就業人口主要體現為鄉－城流動，城－鄉流動模式不是主流。但是，伴隨著城鄉一體化和農業現代化的有序發展，城－鄉流動有不斷擴大的趨勢。目前，我國就業流動人口的流向模式主體仍然是鄉－城流動，主要體現為農村戶籍人口從鄉村流向城市，且流入地主要分布于珠三角、長三角及京津滬等經濟發達地區。據2010年第六次全國人口普查主要數據公報顯示，我國流動人口總體規模已經達到2.61億。在市場經濟的宏觀背景下，人口流動有利于合理配置人力資源，促進經濟發展。然而，在中國“特色”的轉型發展中，流動人口規模不斷擴大的同時，也帶來了諸多經濟社會問題，其中，最為顯著的就是收入差距的持續擴大。

事實上，對于外地流入人口而言，盡管其平均收入往往低于本地戶籍的就業人口收入，但卻能夠獲得較之于流出地更高的比較收益。勞動力遷移可以顯著提高勞動力遷移的收入水平，有利于縮小地區之間、城市與鄉村之間和人口特征不同的收入分配差距有著積極影響。〔1〕然而，從就業流動人口群體內部來看，因人力資本、社會資本及就業行業、職業身份等的差異，流動人口間的收入差距越來越大。蔡昉的研究發現，女性外出打工的實際收入比男性少得多。〔2〕楊菊華的研究則指出，與流入地市民相比，鄉－城流動人口的收入較低，城－城流動人口的收入更高。〔3〕王衛、汪鋒、張宗益通過實證分析發現，有遷移行為的非農村戶籍男性居民的收入水平較其他居民高，工作類型對居民個人收入的影響顯著。〔4〕另外，從人力資本含量對流動人口收入的影響來看，劉士杰〔5〕與明娟、張建武〔6〕的研究都表明，人力資本水平對農村戶籍就業流動人口工資有顯著的正向影響。還有研究文獻表明，農村戶籍就業流動人口接受職業培訓的回報率顯著高于教育回報率;〔7〕在職培訓和教育水平提高對于增加女性農村戶籍就業流動人口收入有重要作用。〔8〕此外，戴霞以廈門市為案例，研究發現，流動人口的工資收入與性別、所受教育情況、先前工資收入以及在廈門工作時間相關，與年齡、婚姻狀況、在外打工年數無關。〔9〕同時，是否參加社會保險對于農村戶籍就業流動人口的工資水平也有顯著差別，參加社會保險的農村戶籍就業流動人口的工資要顯著高于未參加社會保險的。〔10〕章元、陸銘的研究有微弱的證據表明，擁有更多的社會網絡能夠直接提高農村戶籍就業流動人口在流入地勞動力市場上的工資水平，〔11〕但明娟、張建武的研究卻表明，社會關系網絡無助于提升農村戶籍就業流動人口的工資水平。〔12〕

總之，從現有文獻來看，對就業流動人口與本地戶籍的就業人口之間的收入差距已有較多的研究成果，但關于就業流動人口內部收入差距影響因素的文獻尚不多，已有文獻大多對農村戶籍就業流動人口收入差距影響因素關注較多，而對農村戶籍就業流動人口與非農村戶籍就業流動人口之間收入差距的微觀影響因素進行探究的文獻相對較少。從宏觀的角度來講，一個國家或者一個地區GDP、產業結構、就業水平、科技發展等是影響該國家或者地區居民收入的重要變量;從微觀的角度來講，影響居民收入及收入的變量主要包括性別、年齡、教育年限、工作經驗、職業身份、戶籍性質等等。考慮到GDP、三次產業結構等對于每一個就業者來說都是一個系統性的影響變量，且微觀因素相比宏觀因素而言，往往對就業流動人口收入的影響更直接、更重要，基于此，本文利用重慶市就業流動人口的調查數據，把兩種不同戶籍流動人口結合起來分析就業流動人口收入差距影響因素的模型估計及政策涵義，不失為推進就業流動人口收入差距研究的一個新嘗試。

二、數據來源、描述性分析、變量選擇及模型構建

(一)數據來源

重慶作為西部工業重鎮，長江上游地區的經濟中心，盡管外流人口較多 (重慶市向外省流動)，但隨著重慶市經濟社會的發展不斷向好，不僅促進了市內各區縣人口的流動，也不斷吸引著外省人口的流入，近年來就業流動人口日益增多，對研究不同戶籍的就業流動人口收入差距影響因素是完全適用的，相信研究結果也當具有一定的普遍意義。

具體講，本研究的數據來源于2012年重慶市流動人口動態監測問卷調查，其中，流入人口(包含跨省流入和市內跨區縣流入)3997戶，涉及其家庭成員共11995人;流出人口6113戶，涉及其家庭成員共18669人。本研究的對象是重慶市市內流動人口以及市外流入重慶市的流動人口。在3997戶被訪談的流入人口家庭 (訪談對象本人)中，就業的流動人口為3459人，所占比重為86.54%。其中，農村戶籍就業流動人口2531人，占比73.17%;非農村戶籍就業流動人口928人，占比26.83%。

(二)統計描述

對于抽樣調查的流動人口，相應的指標主要包括就業流動人口的收入水平、就業流動人口的文化程度、工作經驗及工作強度、人口學特征、就業流動人口業余時間是否與老鄉來往，是否上網瀏覽通訊、就業身份，以及是否享有城鎮職工醫療保險和是否有吸煙的消費偏好。抽樣結果顯示的特點如下所示。

1．就業流動人口收入水平整體偏低

以3000元為臨界點，圖1給出了重慶市2012年月收入在3000元及3000元以上和3000元以下流動人口占比情況。從中可以看出，就業流動人口收入整體水平偏低，月收入在3000及3000元以上的占比只有34.9%，65.10%的就業流動人口月收入在3000元以下。

圖1 2012年重慶市就業流動人口月收入水平占比

2．文化程度、工作經驗及工作強度特點

被調查就業流動人口平均受教育年限為10.06年，整體受教育水平相當于高中或中專一年級水平。平均而言，就業流動人口外出平均工作年限接近9年。就業流動人口平均工作強度較高，每天平均工作9.29小時 (見表1)。

表1 定量變量的描述性統計

3．就業流動人口的人口學特征分析

由圖2可知，就業流動人口以男性為主，男性就業流動人口比例高出女性就業流動人口比例13.4個百分點;1980前出生的就業流動人口數量多于1980年后出生的就業流動人口數量，前者是后者的1.62倍;農村戶籍就業流動人口占比超過70%，但是非農村戶籍就業流動人口比例達到了26.8%，這也是一個值得分析和重視的群體;超過七成的就業流動人口已經結婚;流動人口以市內跨區縣流動為主，市外流入的就業流動人口所占比例不到40%;業余時間與老鄉來往的比例較低，比例不到32%。

圖2 就業流動人口人口學特征變量

4．就業流動人口業余時間與老鄉來往比例及上網瀏覽通訊比例偏低

圖3給出了就業流動人口業余時間是否與老鄉來往及是否上網瀏覽通訊的情況，從中可以看出，僅有超過四成的就業流動人口在業余時間上網瀏覽通訊，獲取信息，增加人力資本積累。業余時間與老鄉來往的比例只有31.40%，接近七成的就業流動人口在業余時間沒有與老鄉往來。

圖3 就業流動人口業余時間是否與老鄉來往及是否上網瀏覽通訊

5．就業流動人口中雇主及自營勞動者比例偏低

圖4給出了2012年重慶市就業流動人口身份比重情況。可以看出，雇主及自營勞動者所占比例不到四成，超過六成的就業流動人口集中在職員和家庭幫工中，中高端就業比例偏低，表明絕大多數就業流動人口以打工為主，自主創業的比例不高。在當前及今后一段時期內，流動人口依然是一支打工隊伍。

圖4 流動人口就業身份占比

6．享受城鎮職工醫療保險的比例不到三成，超過三成的就業流動人口有吸煙的消費偏好

圖5顯示，僅有不到三成的就業流動人口享受到了城鎮職工醫療保險，數據隱含了就業流動人口在流入地的社會保障水平有待加強和提高;超過三成的就業流動人口有吸煙的消費偏好，對于健康類的人力資本積累不利。

圖5 就業流動人口是否享有城鎮職工醫療保險及是否有吸煙的消費偏好

(三)變量選擇及賦值說明

在市場經濟環境下，人口流動是基于理性選擇的結果。流動人口對于流出地和流入地有著不同的影響。流動人口為流入地帶來了人口紅利，是流入地經濟發展的有利要素，而對于流出地來說則是人口紅利的溢出。在此，以抽樣調查中“您上個月的收入是多少?”作為被解釋變量，樣本平均月收入為2735元。考慮到存在部分被訪談對象收入隱瞞的情況，結合重慶市當年城鎮居民收入水平，我們設定收入在3000元及3000元以上者為1，3000元以下為0。影響就業流動人口收入的微觀因素較多，主要包括:(1)受教育年限。設小學文化程度以下為0年，小學文化程度為6年，初中文化程度為9年，高中文化程度為12年，中專文化程度為12年，大專為15年，本科為16年，碩士研究生為19年。(2)工作經驗及工作經驗的平方。從便于計量和對比的角度選取就業流動人口第一次離開戶籍地到本次抽樣調查時的年限作為工作經驗的替代變量，選取工作經驗的平方作為解釋變量，目的在于檢驗收入與工作經驗之間的趨勢關系。(3)每天工作時間 (小時)。(4)性別 (男性=1，女性=0)。(5)年齡 (1980年前=1，1980年后=0)。(6)戶口性質 (非農村戶籍=1，農村戶籍=0)。(7)流動范圍 (省外流入=1，市內跨區縣流入=0)。(8)業余時間是否上網瀏覽通訊 (瀏覽=1，不瀏覽=0)。(9)業余時間是否與老鄉來往(來往=1，不來往=0)。(10)就業身份。(雇主=1，其他身份=0)，就業身份 (自營勞動者=1，其他身份=0)。(11)是否享受城鎮職工醫療保險(享受=1，沒有受享=0)。(12)是否吸煙 (吸煙=1，不吸煙=0)。

(四)模型構建

本文采用二元Logistic回歸模型來估計不同微觀因素對就業流動人口群體內部收入差距的影響。模型設定為:

式中

表示就業流動人口收入為3000三千元及30000元以上。其中，基礎變量包括:Edu代表受教育年限;Exp代表工作經驗;Exp2代表工作經驗的平方;χ2表示人口學特征層面的解釋變量，分別包括:男性、八零前、非農村戶籍、已婚及跨省流動;χ2表示人力資本增量及社會資本層面解釋變量，分別包括:業余時間上網瀏覽通訊、業余時間與老鄉來往;χ3表示就業身份、工作時間及社會保障層面的解釋變量，分別包括:雇主及自營勞動者、每天工作時間及享有城鎮職工醫療保險;χ4表示生活習慣方面的解釋變量，在這里我們選取吸煙作為解釋變量。

三、實證研究與結果分析

本文采用SPSS20.0軟件對模型進行估計。從每個模型的回歸過程來看，模型系數的綜合檢驗均在低于0.001的水平上通過顯著性檢驗，Hosmer和Lemeshow檢驗均在低于0.05的水平上通過顯著性檢驗，表明模型回歸效果理想。Cox＆Snell R方及Nagelkerke R方由模型1的0.035、0.048上升到模型5的0.174和0.239，從微觀的角度講，這是比較理想的回歸結果，解釋變量能夠較好地對被解釋變量做出解釋。表2報告了五個模型的回歸結果。模型1是針對三個基礎變量進行回歸的結果，模型2是在模型1的基礎上增加了變量人口學特征變量之后的回歸結果，模型3是在模型2的基礎上增加了人力資本及社會資本變量之后的回歸結果，模型4是在模型3的基礎之上增加了就業及勞動權益變量之后的回歸結果，模型5是在模型4的基礎之上增加了生活習慣變量之后的回歸結果。在五個回歸模型當中，受教育年限對于收入的影響均顯著;模型2至模型5均表明性別、戶籍、婚姻及流動范圍變量對于就業流動人口的收入有顯著性影響，相應系數的符號沒有發生改變;模型3至模型5均表明業余時間是否上網瀏覽通訊對于流動人口的收入在低于1%的水平上顯著，且回歸系數為正，表明業余時間瀏覽通訊能夠顯著增加流動人口的就業收入，說明人力資本增量對于收入的增加是有正向回報的;模型4與模型5的回歸結果顯示就業身份是雇主及自營勞動者對收入的影響均顯著，是否享受城鎮職工醫療保險對于流動人口的就業收入影響十分顯著;模型5回歸顯示吸煙對于收入的影響顯著。基于前述分析，我們選取模型5作為最終的回歸分析。

下面對表2模型估計結果中影響就業流動人口收入差距的各種變量因素具體分析說明:

表2 二元Logistic模型回歸分析結果

(一)基礎變量的影響

從模型5的實證結果來看，基礎變量受教育年限對收入差距影響顯著。受教育年限對于就業流動人口的收入在低于1%的水平上影響顯著。實證表明，教育對于流動人口就業者的收入有著較高的正向回報率。教育正向回報率的提高與當前的宏觀經濟大勢有一定的聯系，在經濟發展方式轉變，經濟結構不斷優化和調整的背景下，粗放式的經濟增長方式必然逐步轉向集約式的經濟增長。在文化水平整體提升的前提下，對于就業流動人口來說，受教育年限越高，其相應的學習能力就越強，在競爭激烈的就業市場上有一定的競爭能力，獲取較高收入的幾率大大增加。

另一個基礎變量工作經驗對于收入的影響不顯著。回歸系數為正，表明工作經驗相對豐富的人收入相對較高。經驗之所以對收入的影響不顯著，一方面的原因在于知識經濟的大環境下，有不少行業更需要的是就業者的創新能力和冒險精神，工作經驗反而成為制約創新和冒險的最大障礙;另一方面的原因可能在于工作經驗在一部分就業流動人口中還沒有很好的形成人力資本。工作經驗平方對收入影響不顯著，回歸系數為負，表明收入隨著工作年限的增加呈現出“倒U型”曲線。

續表2 二元Logistic模型回歸分析結果

(二)人口學特征變量的影響

1．男性就業流動人口收入顯著高于女性就業流動人口收入，在就業市場上，女性就業處于劣勢地位

從回歸的結果來看，性別因素對于收入的影響在低于1%的水平上影響顯著。這表明在一定范圍內，性別就業歧視依然存在，相比男性就業流動人口，女性就業流動人口處于劣勢。在其他變量保持不變的前提下，男性就業流動人口的收入是女性就業流動人口收入的2.26倍。男性流動人口，尤其是農村戶籍就業流動人口，在建筑、機械制造等勞動強度大的領域就業的比例相對更高，對就業者的勞動能力 (主要是體力)要求更高，而女性勞動力在這方面明顯不如男性。大部分女性就業流動人口所從事的工作具有較高的替代性，工作崗位的競爭力不高。這種工作崗位進入門檻低，供給大于需求，因此，工資收入水平自然較低。

2．在流入地非農村戶籍就業流動人口收入顯著高于農村戶籍就業流動人口收入，流動人口“二元體制”效應仍然存在

戶籍性質對于收入的影響在低于10%的水平上顯著。戶籍性質的回歸系數為正，表明非農村戶籍的就業流動人口收入要顯著高于農村戶籍的就業流動人口收入。這說明初始制度稟賦的差異是影響收入差異的重要解釋變量，從一個側面反映出城鄉分割的戶籍制度所造成的收入差距不僅在城鄉之間普遍存在，即使在流動人口進入城市內部也廣泛存在，深深打上了“城鄉二元”結構的烙印。這種情況的存在對于破除傳統意義上的“城鄉二元”體制帶來了一定的挑戰，背后深層次的原因在于目前的城市化還并不是真正意義上的城市化，還是不穩定的城市化，甚至是偽城市化。

3．已婚就業流動人口收入顯著高于未婚就業流動人口收入

回歸模型顯示出婚姻狀況對于收入的影響在低于1%的水平上顯著。婚姻狀況回歸系數為正，表明相對未婚的就業流動人口來說，已婚的就業流動人口收入顯著高于未婚的就業流動人口收入。一方面，在于已婚的就業流動人口由于家庭責任的約束，會集中精力工作爭取更多的收入維持家庭的穩定與發展;另一方面，已婚的就業流動人口由于背后有家庭做支撐，思想更穩定，更能激發干中學的本領，有利于人力資本的積累，從而獲取較高收入的概率也就較高。而對于未婚的就業流動人口，缺乏家庭的剛性約束，在就業市場上可能更多的挑挑揀揀，且流動性更強，八零后的就業流動人口在這方面表現尤為突出，這樣容易錯失一些機會，對于人力資本的積累是不利的。

4．跨省流動的就業流動人口收入顯著高于市內跨區縣就業流動人口收入

跨省流動就業人口收入在低于1%的水平上顯著高于市內跨區縣流動的就業流動人口收入。一種可能的解釋在于，跨省就業流動人口一般是從人均GDP較低、經濟欠發達地區流向人均GDP較高的經濟發達地區 (如改革以來很長一段時期，農村轉移勞動力都是從中西部地區向東部地區流動，曾形象比喻為“孔雀東南飛”)，以獲得更高收入;同時，面對日益激烈競爭的勞動力市場，跨省就業流動人口必須具備較高的勞動技能和市場適應能力，才能獲取更高收入以彌補跨省流動更大的遷徙成本。如果跨省流動不能實現流動就業人口在成本——收益比較下的如此初衷，這種流動的優勢也就喪失了。這是2004年以來為什么“民工荒”從東部地區濫觴的一個重要原因。

(三)人力資本和社會資本的影響

業余時間上網瀏覽通訊對于就業流動人口的收入在低于1%的水平上影響顯著，系數為正，反映出業余時間經常上網瀏覽通訊的收入要高于業余時間不上網瀏覽通訊的收入。表明信息是一種資源，在信息不對稱的前提下，有效信息是一種寶貴的資源，誰能搶得信息先機，誰就能夠在職場上、商場上擁有更多的機會。

業余時間與老鄉交往對收入的影響不顯著。系數為正，意味著就業流動人口收入要高于不與老鄉往來的收入。業余時間經常與老鄉來往的就業流動人口能擁有更大的社會網絡，這對一個從農村家族血緣關系網中躍遷到城市匿名社會的流動人口群體來說，是對他們社會資本損失的有力補充。很多經驗證據都清楚表明，社會資本對流動人口收入的增加有著明顯的作用。從理論上講，這也是社會資本中組織資源對流動人口的收入水平提高有著促進作用。

(四)就業及勞動權益狀況的影響

1．就業身份不同收入顯著不同

就業身份是雇主的在低于5%的水平上對于收入的影響顯著，回歸系數為正，說明相對于家庭幫工及員工而言，雇主身份的就業流動人口收入要顯著高于家庭幫工及員工的就業收入，在其他條件保持不變的情況下，前者收入是后者收入的4.26倍。而就業身份是自營勞動者的在低于10%的水平上對于收入的影響顯著，回歸系數為正，說明相對于家庭幫工及員工而言，自營身份就業流動人口收入要顯著高于家庭幫工及員工的就業收入，在其他條件保持不變的情況下，前者收入是后者收入的2.59倍。按照馬克思經濟學的觀點，行業之間通過競爭和資本轉移形成平均利潤率后，行業之間的收入是趨向均衡的。但是，我國轉型背景下的諸多因素決定了行業之間的收入差距相當顯著，尤其是壟斷行業從業人員的平均收入要遠遠高于其它行業從業人員的平均收入。而雇主及自營勞動者的就業流動人口與員工及家庭幫工相比，前者由于初始稟賦及社會資本擁有量普遍較高，在勞動力市場的競爭中具有占有優勢，更有可能從事壟斷性經營，獲取收入整體上顯著好于員工及家庭幫工流動人口的收入。

2．是否享受城鎮職工醫療保險對收入影響十分顯著

享受城鎮職工醫療保險對于收入的影響在低于1%的水平上顯著，回歸系數為正，表明享受城鎮職工醫療保險的就業流動人口收入要高于沒有享受城鎮職工醫療保險的就業流動人口收入。實證的結果與實際情況一致，與沒有享受城鎮職工醫療保險的就業流動人口相比，那些享有城鎮職工醫療保險的就業流動人口一般在城市正規部門就業。就業流動人口在流入地享受城鎮職工醫療保險能有效降低風險，提高其生存、生活與發展能力，可以在一定程度上緩解就業流動人口的后顧之憂。城鎮職工醫療保險是社會安全保障網絡的一個節點，有力、有效推進就業流動人口在流入地城鎮職工醫療保險，有利于城市化的穩步建設與可持續發展，因為就業流動人口是人口城市化增量的一部分。實證的結果政策含義很明顯，那就是加強社會保障體系建設是有助于、有利于提高流動人口就業收入。

3．勞動時間與收入成正相關關系，對收入的影響較為顯著

勞動時間在低于10%水上對收入的影響顯著，回歸系數為正，表明在一定前提下，就業流動人口勞動時間越長其收入就越高。一般說來，流動人口在城市正規部門就業的比例較低，在市場經濟尚不健全及相關法律法規尚不完善的情況下，不少企業主，尤其是私營企業主，為了自身利益的最大化，往往通過提高勞動時間來提高對剩余價值的占有，盡管勞動者也獲取了相應的加班收入，但是相對于資本方，就業勞動者幾乎沒有工資談判的權利，在激烈的就業競爭市場上，只能被動接受資本方提供的現有薪酬。與此同時，那些在非正規部門就業的流動人口只有通過增加工作時間，才有可能獲取較高收入的概率。就業身份為雇主及自營勞動者這部分群體往往工作時的勞動強度很高，對于這部分群體來講，時間是最稀缺的資源之一，時間投入與他們獲取的收入是正相關的。

(五)生活習慣變量的影響

從生活習慣變量對就業流動人口收入的影響來看，吸煙對于就業流動人口收入的影響在低于10%的水平上是顯著的，系數為正，表明吸煙的就業流動人口其收入要顯著高于不吸煙就業流動人口收入。從社會資本理論的視野而言，吸煙的人總體上善于與他人分享，社會溝通能力要強于不吸煙的人，這與中國的傳統文化和中國的現實國情基本上是一致的。但是從人力資本理論或衛生健康經濟學的角度而言，吸煙是不利于身體健康的，從長期來看會損耗其人力資本存量，增加其潛在的醫療成本，最終影響其收入穩定增長。可見，盡管吸煙對于身體素質是不利的，但是任何事物都有其兩面性，理性的做法在于把握好度。

四、結論及政策建議

通過實證分析，得出結論如下:第一，教育回報率對于收入影響十分顯著，男性就業流動人口收入顯著高于女性就業流動人口收入，非農村戶籍就業流動人口收入顯著高于農村戶籍就業流動人口收入，已婚的就業流動人口收入顯著高于未婚就業流動人口收入，跨省流入的就業流動人口收入要高于市內流動的就業流動人口收入;第二，注重人力資本積累與提高的就業流動人口其收入相對也高;第三，就業身份不同，其收入顯著不同，就業身份是雇主及自營勞動者的收入要顯著高于就業身份是員工及家庭幫工的收入;第四，享受城鎮職工醫療保險的就業流動人口收入顯著高于沒有享受城鎮職工醫療保險的就業流動人口收入，收入與勞動時間正相關;第五，就業流動人口中吸煙者的收入顯著高于不吸煙者的收入。

流動就業人口是流入地經濟發展重要的人口紅利，這部分流動人口在流入地進得來、留得住、逐步能致富，是城鄉統籌發展，全面建成小康社會的題中之義。而調控這部分群體內部收入差距，是縮小城鄉收入差距、逐步改觀城鄉二元結構，推進新型城鎮化的重要內容。基于此，我們提出如下政策建議。

第一，加強農村基礎教育，提高農村教育水平，改革不合理的教育體制，合理優化城鄉教育資源配置，推進城鄉教育均衡發展，實行優質教育逐步向農村傾斜的制度，加大對中西部經濟落后地區支教援助力度，有效遏制教育優質資源城市過度化的不公平現象。

第二，繼續保持和進一步強化新農村建設發展戰略。通過新農村建設促進農村基礎設施建設和公共服務體系完善，推動農業產業化發展，增加農民收入，有力啟動農村市場，并且圍繞特色農業、生態農業形成農產品深加工的農村工業，能夠在農村地區內部有效吸收一部分剩余勞動力，實行部分農村剩余勞動力的就地轉移消化。

第三，探索建立有利于農村戶籍的就業流動人口向流入地轉移的就業制度。統籌城鄉就業政策，把農村剩余勞動力轉移就業納入總體謀劃，實行城鄉就業一盤棋政策，逐步、有序、高質化解“城鄉二元”體制的勞動就業困境，讓農村勞動力在城鄉統一的勞動力市場上公開、公平的開展就業競爭。并且加強對農村流動人口進城就業提供就業咨詢、就業信息、就業指導和職業介紹管理與服務。與此同時，政府及相關部門要切實履行相關職責，有效避免就業歧視現象的深化。

第四，營造寬松、和諧、充滿活力的人文環境、創業環境、生活環境，讓農村就業流動人口進得來、留得住、穩步能致富，切實從制度安排的角度降低流動人口在流入地的生活成本、創業成本和交易成本。

第五，切實把農村就業流動人口當做可開發的人力資源，建立農村戶籍的就業流動人口的培訓制度。創造條件為農村戶籍的就業流動人口開展各種市場需要而實用的技能培訓、崗前培訓、創業培訓等各種形式的人力資源開發培訓，以提高他們的創業就業能力和水平和增加他們的務工收入。同時，教育部門除了保證重點高校向中西部貧困地區的招生名額計劃以外，還要擴大高職 (高專)院校對農村貧困地區的招生規模，以促進這些地區人力資本快速增長。

第六，切實保護農村就業流動人口的合法權益。要依法懲處、糾正對就業流動人口合法權益的種種侵害，讓就業流動人口勞有所得、居有所安、老有所養、子有所教，使他們真正幸福、美滿地融入到奉獻了汗水、智慧和心血的城市他鄉。

〔1〕王衛，張宗益，徐開龍．勞動力遷移對收入分配的影響研究—以重慶市為例〔J〕．人口研究，2007，(6)．

〔2〕蔡昉．遷移決策中的家庭角色和性別特征〔J〕．人口研究，1997，(2)．

〔3〕楊菊華．城鄉分割、經濟發展與鄉—城流動人口的收入融入研究〔J〕．人口學刊，2011，(5)．

〔4〕王衛，汪鋒，張宗益．基于人口特征的收入差距分解分析—以重慶市為案例〔J〕．統計研究，2007，(3)．

〔5〕劉士杰．人力資本、職業搜尋渠道、職業流動對農民工工資的影響—基于分位數回歸和 OLS回歸的實證分析〔J〕．人口學刊，2011，(5)．

〔6〕明娟，張建武．人力資本積累、搜尋渠道與農民工工資水平—基于微觀調查數據的區間回歸分析〔J〕．西北人口，2011，(3)．

〔7〕馬巖，楊軍．我國城鄉流動人口教育回報率研究〔J〕．人口學刊，2012，(2)．

〔8〕李強．“雙重遷移”女性的就業決策和工資收入的影響因素分析—基于北京市農民工的調查〔J〕．中國人口科學，2012，(5)．

〔9〕戴霞．流動人口工資收入影響因素中的性別差異—以廈門市流動婦女為例〔J〕．南方人口，2005，(3)．

〔10〕明娟，張建武．人力資本積累、搜尋渠道與農民工工資水平—基于微觀調查數據的區間回歸分析〔J〕．西北人口，2011，(3)．

〔11〕章元，陸銘．社會網絡是否有助于提高農民工的工資水平?〔J〕．管理世界，2009(3)．

〔12〕明娟，張建武．人力資本積累、搜尋渠道與農民工工資水平—基于微觀調查數據的區間回歸分析〔J〕．西北人口，2011，(3)．