勞動力遷移對社會階層流動影響的實證分析

路 蘭，高齊圣，劉瑞超

（青島大學 經濟學院，山東 青島 266061）

0 引言

社會的活力在于社會的流動性，即社會各個階層之間有著良好的互動性，特別是社會底層有機會、有通道向上變遷。然而目前這種流動性卻面臨著很大的挑戰，出現了所謂“社會階層固化”的現象。它嚴重妨礙了社會主義公平公正的實現，也遏制了社會發展的活力，必須在社會建設和治理中，著重予以化解。

以往有關勞動力流動與縮小貧富差距的研究中，多數學者認為勞動力流動具有縮小城鄉收入差距的作用，還有部分學者認為勞動力流動抬升了城鎮已有勞動力的工資，無助于縮小城鄉收入差距。傳統的勞動力遷移理論都是根據城鄉工資差距或收入差距來解釋勞動力遷移的。人們之所以想要移動，就是因為城市里的實際收入高于農村收入，且社會資源、教育資源等都要優于農村，否則沒有必要離開家鄉。貧富差距是一切差異的基礎，只要盡快使大部分人富裕起來，就能為破除階層固化，促進社會流動，奠定堅實的物質前提。

總體而言，現有的文獻中，關于遷移對社會階層流動影響的研究還沒有展開。本文在考慮個體異質性的基礎上，分析勞動力遷移對其自身社會階層流動的影響作用，證實了遷移行為對其自身的社會階層流動具有正向的促進作用。隨后，從不同收入組、不同年齡段分別討論了在考慮異質性的情況下，遷移行為對勞動者社會階層流動的影響。

1 變量及描述性統計信息

本文使用的數據是中國綜合社會調查（CGSS）2013年數據以及《中國統計年鑒（2013）》的相關數據。本文選取的主要變量及其統計量見下文表1。依據常住地、居住地點等信息，判別被調查者是否流動。原始數據中，去除無效及不可用數據，剩余樣本為2176個。

本文的被解釋變量是個人社會地位流動，這里采用社會階層流動主觀感知作為被解釋變量。人們在評價自身地位時，往往從自身所處環境出發，對社會進行“有選擇”的比較。鑒于此，本文結合CGSS2013問卷中的題目，通過選擇題“與同齡人相比，您本人的社會經濟地位是怎樣的？”以及“與三年前相比，您的社會經濟地位是如何變化了？”分別進行橫向和縱向測量。與同齡人相比您感覺您的社會地位是：1=較高；2=持平；3=較低；4=不好判斷。與三年前相比您感覺您的社會地位是：1=上升；2=持平；3=下降；4=不好判斷。

本文的主要解釋變量是勞動力遷移。遷移行為對于勞動者本身甚至其子代的收入、受教育程度、就業等各方面都具有很大的影響，從而促使勞動者本身或是其子代的社會階層流動。根據CGSS2013問卷中的問題“你是哪一年來到本地（本區/縣/縣級市）居住的？”以及“您出生時母親的主要居住地是哪里？”等信息來判別被調查者是否有過遷移行為。如果被調查者現居住地與其出生地不同，則認為該人進行了遷移，Migri=1；反之，則表示沒有遷移，Migri=0。

其他的解釋變量包括社會經濟特征、人口統計學信息以及個人健康狀況。社會地位是一個多維的測度指標，現有文獻的研究維度較為單一，或是從經濟地位進行分析，或是從社會地位進行分析。本文從社會地位和經濟地位兩個維度來選取與社會階層流動相關的影響因素。社會經濟特征主要包括家庭年均收入、個人財富狀況以及社會網絡。其中根據有關財富研究的相關結論，中國財富不平等情況80%來自于房地產。鑒于此，本文選擇了擁有住房情況對個人財富進行測度。根據CGSS2013問卷中的題目“您現在這座房子的產權（部分或全部產權）屬于誰？”來確定個人是否擁有房產，有房產=1，沒有房產=0。社會網絡衡量的是個人的社交能力。這里采用兩個方面的數據進行測量，一個是被調查者與鄰居進行社交娛樂活動的頻繁程度，二是與其他朋友進行社交娛樂活動的頻繁程度。本文假定被調查者與鄰居及其他朋友進行的社交娛樂活動越頻繁，則其社會網絡越發達。經虛擬化處理后，分為兩組，每年社交娛樂活動的次數低于12次的為社交網絡弱組，其他為社交網絡強組，弱組=0，強組=1。人口統計學信息包括性別、年齡、受教育年限等；個人健康狀況的測度采用的是健康自評結果，即“您覺得您目前的身體健康狀況如何？”，健康=1，不健康=0。因此，本文選擇的主要變量及其基本統計特征如表1所示。

2 計量模型設定

2.1 估計方法與計量模型

本文的被解釋變量社會階層流動感知是一個4項有序選擇變量，由于有序變量相鄰選項之間的距離存在不可比性，因而直接采用普通最小二乘法有欠妥當，本文選擇的是Ordered Probit模型進行分析。

表1 主要變量含義及基本統計特征

在使用平均處理效應方法時，條件期望獨立假設是平均處理效應研究中常用的重要假設，這一假設在本文的含義在于：遷移是非強制性的，個體可以自行決定是否遷移，因此是否遷移與其預期的社會地位有關。Soci為個人自感的社會經濟地位；Migri為個人是否遷移的虛擬變量，遷移=1，未遷移=0。在平均處理效應的分析框架下，就遷移而言，個體i的社會經濟地位存在兩種潛在的結果(Soc1i，Soc0i)，Soc1i表示遷移后的社會經濟地位，Soc0i表示遷移前的社會經濟地位。這樣(Soc1i-Soc0i)為處理效應，即個體i遷移給社會經濟地位帶來的凈影響，然而任何個體只可能遷移或未遷移這兩種狀態之一，或是遷移，即Migri=1，或是未遷移Migri=0。將觀察到的Soci與Migri聯系起來，Soci表示如下：

上式假設在控制了一些與社會經濟地位有關的解釋變量Xi后，遷移與否與潛在的社會經濟地位無關，即是否遷移是通過Xi與潛在社會經濟地位相聯系。這一假設比傳統的外生性要求要弱。而根據李雪松等（2004）和Heckman等（2006）的思路，可以用兩階段法處理此類問題。第一階段由Probit模型或logit模型估計個體遷移的概率傾向得分，第二階段將傾向得分作為局部工具變量。

（1）未考慮異質性的模型

其中,i表示不同的個體（i=1，2，…，n），Soci表示被調查者的社會經濟地位自評值，Migri表示被調查者是否有過遷移，Xi表示解釋變量向量，比如受教育年限、收入、財富、身體狀況及與親戚朋友的互動情況等。βi為遷移對社會階層流動的影響力，γi為系數向量。

（2）考慮異質性的模型

假設人們根據下述選擇規則來決定是否遷移：

其中，Migri*為隱藏變量，代表遷移的凈收益，Zi是可觀測到的變量向量（Zi可能包含部分Xi）。Pi(Zi)表示遷移的概率，它可用概率模型或邏輯模型估計出來。ui表示個體i在選擇遷移過程中未被觀測到的異質性。為了不失一般性，假設ui在[0,1]區間上服從均勻分布，對于個體i來說，是否遷移完全取決于觀測到的異質性Pi(Zi)與未被觀測到的異質性μi之間的比值。則考慮異質性的模型如下：

模型中加入了控制異質性的遷移概率Pi(Zi)與其他控制變量Xi的交互項，與實際更加相符。

2.2 遷移概率的計算

本文采用Logit模型計算勞動力的遷移概率，其中被解釋變量為Migri，表示i是否遷移。若遷移，則Migri=1；否則Migri=0。關于勞動力遷移的選擇性問題，人力資本遷移理論提出了受過良好教育、有外出經驗、有移民網絡并與親戚朋友有聯系的勞動力更易發生遷移行為等一些列可檢驗的微觀假設。根據CGSS以及《中國統計年鑒》的相關數據，本文選擇的解釋變量Z主要包括受教育年限（edu）、年齡（age）、遷移地的吸引力（lnqindex）。其中遷移地的吸引力采用的是遷移地的實際收入水平來刻畫的，定義為遷移地城鎮居民的收入與當地居民消費價格指數的比值。相關指標的統計信息如表2所示。模型如下：

表2 與遷移有關的主要變量含義及基本統計特征

表3 Logit回歸結果

由表3的回歸結果可知，受教育年限（edu）、年齡（age）、遷移地的吸引力（lnqindex）對個人遷移的影響都是非常顯著的。其中，受教育年限與遷移呈正向關系，隨著受教育年限的增加，遷移概率是上升的，且上升幅度不大，只有4.4%。年齡與遷移是呈負向關系的，即隨著年齡的增長，遷移概率是下降的，但是下降的幅度并不大，只有2.6%。而遷移地的吸引力對遷移的影響是非常明顯的，吸引力越大，則遷移概率越大，并且吸引力每增加一個單位，則遷移概率會提升197.8%。這說明年齡對于個人來講并不是決定是否遷移的關鍵因素，如果遷移地的吸引力足夠大，不管是青年人還是中年人甚至是老年人都有可能會選擇遷移。但由于個人客觀環境的影響，年齡越大，決定遷移的成本就會越高，所以隨著年齡的增大遷移概率是在下降的。

根據上述模型可以求出每個人的遷移概率Pi(Zi)，對比分析一下遷移群體與非遷移群體的遷移概率值，如果兩組群體的遷移概率存在顯著差異，則說明遷移對不同個體來講具有明顯的異質性，因此后續進行社會地位流動分析時考慮個體異質性是必要的，反之則不必要。

表4 遷移群體與非遷移群體的遷移概率差異性分析

根據表4，本文將遷移群體與非遷移群體的遷移概率進行了t檢驗。通過檢驗結果發現，遠小于0.05，因此需要拒絕原假設，也就是說兩組人群的遷移概率具有明顯的差異。

3 實證結果

表5給出了模型（1）和模型（2）的回歸分析結果。需要說明的是，Odered probit方法的參數估計結果可以用來分析變量影響的方向、大小和顯著性，但是缺乏直接的解釋力。表6在表5的基礎上給出了主要解釋變量對于社會階層流動的邊際效應。下頁表7和表8分別給出了不同收入水平下、不同年齡段的參數估計結果。

表5 模型（1）與模型（2）的回歸結果

表6 邊際效應

3.1 遷移對社會階層流動的影響分析

表5是根據模型（1）和模型（2）分別進行的回歸分析。表中模型G（0）和L（0）是沒有考慮異質性的，回歸結果表明，遷移對于勞動者的社會地位流動具有正向的促進作用。模型G（1）和L（1）考慮了個體的遷移異質性，即用遷移概率pscore代替了原有的二元選擇變量遷移Migr，但是沒有考慮交互項。模型G（2）是考慮交互項的異質性模型。無論是模型G（1）還是G（2），遷移概率都是顯著的，說明遷移概率對社會地位的流動是具有顯著影響的，且穩健性較好。考察其他解釋變量還可以看到，所有模型中社會地位的流動與收入是呈“U”型關系的，即隨著收入的增加，個人潛在的社會地位流動受阻，但到達了某一個臨界值后，個人潛在社會地位又開始大幅度上升。其次，在模型G（0）和G（1）中是否擁有住房對社會地位的自評結果也有很顯著的影響，并且是負向的；在與自己進行縱向對比的模型L（0）中變量ownhouse卻是不顯著的。這說明擁有住房的人相對于沒有住房的人來說潛在社會地位自評結果要低。這與現實情況是相符的，對于大部分的中低層收入的家庭來說，基本上都是貸款買房，還款金額占據了家庭月收入的30%。所以相對于同齡人來講，沒有買房或是不需要買房的人要比已經買房的人的經濟壓力小很多。由此可見，收入對個人社會地位流動的影響是很大的。

為了更加直接具體的解釋遷移與社會地位流動的不同影響，表6補充計算了遷移對社會地位流動的邊際效應，進一步比較遷移對社會地位流動的影響程度。

3.2 考慮個體異質性時，勞動力遷移對社會階層流動的收入等級差異影響

本文中按照家庭人均收入的上、下四分位數將樣本劃分為低收入、中等收入、高收入三個等級。將收入按照從低到高進行排序，按照上下四分位進行劃分，低于下四分位數的為低收入群體，高于上四分位數的為高收入群體，其余的為中等收入群體。通過表7的回歸結果發現，對于中高收入人群來說，是否擁有住房對個人的社會地位流動性具有顯著影響，尤其是對于中等收入人群影響是最大的。中等收入人群對于房貸的壓力明顯要大于高收入群體，這也是在常理之中的。但對于遷移概率來說，不論是低收入、中等收入還是高收入人群，遷移概率對于社會地位流動都有著顯著影響，而且影響力度很大。尤其是低收入人群，遷移對于其社會經濟地位的影響力度是最大的，都要明顯大于中等收入和高收入人群。

表7 按收入劃分的回歸結果

3.3 考慮個體異質性時，勞動力遷移對社會階層流動的年齡差異影響

本文對回歸模型中年齡進行了分組，通過描述統計分析發現，被調查者的年齡分布在17～79歲之間，其均值為40。根據不同階段的特點，按照年齡將樣本分為以下幾個：17≤age≤25，26≤age≤40，41≤age≤60，age＞60。表8結果表明，對于17≤age≤25及age＞60年齡段，所有的變量對其社會經濟地位自感結果影響都不顯著，17～25歲處于求學階段，這個年齡段的學生基本上都是高中生和大學生，身邊的朋友也都是學生，所以個體間基本上不存在異質性。對于大于60歲的群體，根據我國相關的勞動法規定，大于60歲的群體基本上是退休人員，對于高年齡段的人來說一般不會再去考慮遷移，這也是很符合常理的。從結果中可以看到，遷移對于26～60歲之間的群體影響是顯著的，尤其是41～60歲這個年齡段。26～40歲這個年齡段的人基本上都是年輕人，基本上都處于一個事業的拼搏期，對生活充滿了期望，認為通過自己的努力一定可以達到一個理想的地位，所以個人異質性對于社會經濟地位的自評具有顯著的影響，除了性別其他控制因素皆不顯著。但是等到了41～60歲這個年齡段可以發現，所有的控制變量對社會經濟地位的影響都是顯著的，包括遷移概率也是非常顯著的。中年危機期一般高發在40～50歲，這一人生階段可能經歷的事業、家庭、健康等各種關卡和危機，導致遷移概率對中年人的影響較其他年齡段大。

表8 按年齡段劃分的回歸結果

4 結論與建議

本文從實證的角度探討了勞動力遷移對其社會階層流動的影響。區別于現有文獻，從勞動力遷移的角度，考察了個體遷移的異質性，將未考慮異質性與帶有異質性的模型進行了比較分析。得出如下結論：

（1）通過對遷移群體與未遷移群體的遷移概率進行差異性分析可知，遷移群體與未遷移群體的遷移概率是具有明顯差異的，所以遷移是具有異質性的，在分析勞動力遷移對社會階層流動的影響時，考慮異質性是很有必要的。

（2）無論模型中是否考慮異質性，遷移概率對社會階層流動的影響都是顯著的，具有正向促進作用，且具有很好的穩健性。同時發現，收入、是否擁有住房對社會階層流動均具有顯著的負向作用。然而是否擁有住房又與勞動者的收入是直接掛鉤的，所以說收入對社會階層流動的影響是非常重要的。結果表明：考慮異質性的模型中，收入與社會階層的流動呈“U”型關系的，即隨著收入的增加，個人社會地位的流動反而是受阻的，但到達了某一個臨界值后，社會地位流動速度開始大幅度上升。

（3）從不同的收入組以及年齡段考慮：不同收入組中遷移概率對社會階層流動均具有明顯的正向促進作用，尤其是對于低收入組人群，遷移對于其社會地位流動的影響力度是最大的，都要明顯大于中等收入和高收入人群。對于不同年齡段人群來說，遷移對于26～60歲之間的群體影響是顯著的，尤其是41～60歲這個年齡段。

上述結論的政策含義在于：這些經驗發現可以為政府進一步推進城市化和緩解階層固化提供可靠地政策依據。政府部門應采取恰當措施減少戶籍歧視、增加就業培訓等，使流動人口盡快融入城市。尤其是在我國不斷加快的新型城鎮化建設中，勞動者的自由擴大了，改變身份的機遇出現了，上升的通道也打開了，社會地位的改變也就有了實現的可能性。因此，優化經濟發展的空間格局，避免少數城市過分擁擠，勞動力市場過度競爭。這可以為勞動者在不同的地區提供更多的、多樣的就業機會，同時應對選擇遷移而就業難者提供職業培訓，因為遷移也許是其改善自身狀況的唯一途徑。