職業(yè)流動與農(nóng)民工群體的內(nèi)部收入差距

中圖分類號：F241 文獻標識碼：A 文章編號：1671-816X（2025）05-0082-10

DOI： 10.13842/j.cnki.issn1671-816X.2025.05.007

一、研究背景

改革開放以來，中國經(jīng)濟持續(xù)增長，人民生活水平明顯改善，收入差距也在不斷擴大，收入分配不合理、不公平現(xiàn)象日益突出，極大影響了社會的公平正義與和諧穩(wěn)定，并將對經(jīng)濟的發(fā)展造成不利影響[1]。但是，近年來農(nóng)民工群體內(nèi)部在所從事的職業(yè)、技術(shù)水平以及消費水平等方面出現(xiàn)了明顯差異[2-3]，這使農(nóng)民工群體內(nèi)部收入差距拉大，并呈現(xiàn)群體內(nèi)部分化的趨勢[4-5]。

勞動力流動使勞動者在不同部門和地區(qū)之間得以重新配置，促進勞動力市場的競爭性，縮小收入差距。職業(yè)流動是勞動力流動的一種形式，是市場經(jīng)濟的重要體現(xiàn)，也是提升勞動力人力資本的重要手段。始于改革開放初期的農(nóng)民工向城市非農(nóng)行業(yè)的轉(zhuǎn)移大潮顯著改善了農(nóng)村居民的收入水平和家庭生活[6]。隨著地區(qū)及城鄉(xiāng)流動的制度約束的減弱，目前我國勞動力流動問題突出體現(xiàn)在職業(yè)流動問題上，而且我國農(nóng)民工的職業(yè)流動率有高于城市從業(yè)人員職業(yè)流動率的趨勢［7]。

鑒于此，論文在新發(fā)展階段下，分析我國農(nóng)民工群體的內(nèi)部收入差距問題，以及職業(yè)流動對其影響。論文與已有研究相比有三點不同：一是研究內(nèi)容不同，目前大多數(shù)研究著眼于地區(qū)和城鄉(xiāng)之間的收入差距，文章以農(nóng)民工群體為研究對象，分析群體內(nèi)部的收入差距及其形成原因。二是研究數(shù)據(jù)不同，現(xiàn)有的關(guān)于收人差距的研究多使用宏觀數(shù)據(jù)進行分析，缺乏對個體異質(zhì)性的考慮，該論文則使用微觀數(shù)據(jù)分析影響群體內(nèi)部收入差距的因素。三是研究視角不同，已有研究多從技術(shù)變遷、勞動力市場分割等宏觀視角分析收入差距產(chǎn)生的原因，該論文則從個體職業(yè)流動的微觀視角分析導(dǎo)致群體內(nèi)收入產(chǎn)生差距的原因。

二、文獻綜述

中國農(nóng)民的城鄉(xiāng)流動和職業(yè)變遷是當代中國最為重要的社會和經(jīng)濟現(xiàn)象之一。學(xué)術(shù)界對職業(yè)流動與收入的關(guān)系進行了較為豐富的研究，但不論是理論還是實證研究，都并未就兩者之間的關(guān)系達成統(tǒng)一的結(jié)論。

工作搜尋理論認為只有當新崗位能夠帶來高工資時，職業(yè)流動才會發(fā)生，所以職業(yè)流動會促進收入增加[8]。目前我國農(nóng)民工職業(yè)轉(zhuǎn)換的機會成本較低[9，從事非農(nóng)行業(yè)的農(nóng)民將職業(yè)流動作為實現(xiàn)工資和收人增長的重要手段之一[7.10]。學(xué)者們將職業(yè)流動按照流動意愿劃分為主動流動和被動流動[11-12]，白南生指出主動發(fā)生的職業(yè)流動提升工資收入的效應(yīng)更為明顯[11]。Campbell認為主動的職業(yè)流動是著眼于長期來看，職業(yè)流動對整個生命周期內(nèi)的收入水平是有正向影響的，在其樣本考察期內(nèi)，職業(yè)流動將工資收人提高了10% ，其中有 1/4 是由向上的流動所導(dǎo)致的，1/6是由于流動到較高工資增長率的工作[13]，被動的流動則往往會降低收入水平[14]。

轉(zhuǎn)換者一停留者模型認為，基于個人的內(nèi)在特征，生產(chǎn)率較高的勞動者職業(yè)流動率較低，生產(chǎn)率較低的勞動者會頻繁換工作，頻繁的工作轉(zhuǎn)換會導(dǎo)致生產(chǎn)率的進一步降低，從而降低個體的工資收入，所以職業(yè)流動不利于收人增長。農(nóng)民工的就業(yè)崗位多集中在低端勞動力市場，具有一定的同質(zhì)性，缺乏向上流動的渠道，使得其工作變換更多地體現(xiàn)為同階層的橫向流動，從而無法顯著地提高其收入水平和社會地位[15]。由此可見，從人力資本角度來看，職業(yè)流動是提升低學(xué)歷勞動者收入水平的重要渠道，人力資本則對低學(xué)歷勞動者的收入水平?jīng)]有影響；高學(xué)歷勞動者的情況則與之相反[16]。此外也有學(xué)者認為，職業(yè)流動對低學(xué)歷者的影響以消極效應(yīng)為主。低學(xué)歷群體轉(zhuǎn)換工作的次數(shù)與收入呈U型模式，低學(xué)歷青年初次的工作往往是低端的職業(yè)，通過職業(yè)流動，甚至以降低收入追求自身的發(fā)展，隨著年限增長和技能提升，后期收人有增大的趨勢[17-18]。

綜上所述，職業(yè)流動對農(nóng)民工收人的影響方向是不定的，不同類型的職業(yè)流動具有不同的收入效應(yīng)；同一類型的職業(yè)流動所帶來的收人效應(yīng)也會因性別、年齡和工作階段的差異而不同[1.19-21]。馬瑞等認為職業(yè)流動與收入變化的關(guān)系本質(zhì)而言是一個實證問題，在不同的職業(yè)生涯階段會表現(xiàn)出不同的關(guān)系[22]。

三、理論框架

當前，包括中國在內(nèi)的發(fā)展中國家，居民勞動收入占總收入的比重很高，勞動力市場在收入分配當中起到極為關(guān)鍵的作用，而且總的收入差距在很大程度上取決于勞動收入的差距[23]，對固定資產(chǎn)收益、投資收入等其他收入來源較少的農(nóng)民工群體而言，勞動力收人更是占其總收人的93% [24]。論文所研究的農(nóng)民工群體內(nèi)部收入差距問題主要體現(xiàn)為工資收入差距。在研究收入差距之前需要厘清影響勞動者收入的因素，勞動經(jīng)濟學(xué)分析勞動者工資收入決定的理論主要有三個：一是新古典經(jīng)濟理論，二是勞動力市場分割理論，三是職業(yè)流動理論。

新古典經(jīng)濟學(xué)理論認為當勞動力市場是完全競爭市場時，不同勞動者之間的工資差異就完全取決于個人異質(zhì)性。程名望等給出了表現(xiàn)勞動力個體異質(zhì)性的四個方面的內(nèi)容，即物質(zhì)資本、金融資本、人力資本和社會資本[25]。勞動者對這些資本的擁有量決定了其在勞動力市場所面臨的要素價格，進而也導(dǎo)致了不同勞動者之間工資收入的差距。勞動力市場分割理論重點強調(diào)制度性和社會性因素在勞動者工資形成中的決定作用。從實證研究的結(jié)論來看，新古典經(jīng)濟學(xué)理論和勞動力市場分割理論通常是同時發(fā)揮著作用，以性別工資的差異為例，一部分學(xué)者認為兩性之間的工資差異由兩性在生理功能上的差異所導(dǎo)致，因為不同的生理特點導(dǎo)致了不同的職業(yè)選擇，進而導(dǎo)致性別工資差異；另一部分學(xué)者認為，兩性之間的工資差異是由于市場存在的性別歧視所導(dǎo)致的，從而使得具有完全無差異的勞動生產(chǎn)率的男性和女性出現(xiàn)工資差異［26]。

職業(yè)流動理論認為，勞動者可憑職業(yè)流動選擇與自身稟賦相匹配的職業(yè)，進而獲得更高工資收入。學(xué)術(shù)界對職業(yè)流動影響收入有如下四種解釋：去留模型、人力資本模型、工作搜尋模型和職業(yè)匹配模型。去留模型認為是否換工作是個人偏好，有些勞動者天生就喜歡換工作，這種傾向是由個體潛在特質(zhì)決定的，不會隨時間變化而消失，這使得高生產(chǎn)率的勞動者會避免職業(yè)流動，而低生產(chǎn)率的勞動者則會經(jīng)歷較高水平的職業(yè)流動[27]。人力資本模型則強調(diào)，職業(yè)流動過程中專用性人力資本的不可轉(zhuǎn)移性會導(dǎo)致?lián)Q工作后專用性人力資本的損失，而對其工資收入造成不利影響，但如果專用性人力資本具有一定程度的可轉(zhuǎn)移性，職業(yè)流動對收入的影響又會變得更為復(fù)雜［28-29]。工作搜尋模型著眼于勞動力供給雙方所存在的信息不對稱問題，勞動者通過頻繁地搜尋工作，可以獲得與更多工作崗位進行匹配的機會，同時隨著搜尋經(jīng)驗的增加，勞動者對崗位和市場的了解也更加深刻，從而提高工資收入[8]。職業(yè)匹配模型認為隨著勞動者工作時間的延長，勞動力與崗位的匹配信息就會被各企業(yè)和用人單位所熟悉，與勞動力相關(guān)的生產(chǎn)率信息也得以披露，工資水平也會隨之進行調(diào)整[30]。

從已有的工資收入決定的理論來看，決定勞動者收入的因素包括兩部分：一是勞動者自身的個體特征、資源稟賦和稟賦回報系數(shù)；二是勞動者本身職業(yè)流動情況。通過分析影響收入決定因素，我們可以進一步得到影響收入差距的因素。圖1直觀展示了收入決定和收入差距之間的邏輯關(guān)系。其中，決定收入的因素對收入差距起著擴大和縮小兩種作用。如果勞動力市場不是完全競爭的，由歧視、制度和非正式規(guī)則所形成的市場分割就會擴大處在不同市場之間勞動者的收入差距。論文所涉及的要素流動主要指勞動力的職業(yè)流動，如果勞動者可以自由地選擇職業(yè)流動，則可以促進勞動者對勞動力市場相關(guān)信息的了解，同時獲得與其能力更加匹配的工作，縮小收入差距。一旦職業(yè)流動受到市場分割等非個體自選擇因素的影響，便會加劇勞動者之間的收入差距。此外，職業(yè)流動還可能增加勞動者收入的不穩(wěn)定性，從而加劇收入差距[31]。要素稟賦主要包括勞動者的個體特征、物資資本、金融資本、人力資本及社會資本，當勞動力的稟賦回報系數(shù)相同時，勞動力市場處于完全競爭狀態(tài)，此時勞動者可以自由流動，進而縮小勞動者之間的收入差距；反之，則會擴大勞動者之間的收入差距[32]。

四、變量、數(shù)據(jù)與描述性分析

（一）變量選擇與說明

論文將農(nóng)民工年工資收入的對數(shù)作為因變量，并使用面板分位數(shù)回歸方法估計出農(nóng)民工在不同收入分位點的收入方程。如果某一解釋變量在低分位點的回歸方程中顯著為正，但在高分位點的回歸方程中不顯著，則這一變量即可以縮小群體內(nèi)的收入差距；如果某一解釋變量在低分位點和高分位點的回歸方程中均顯著為正，但低分位點的邊際影響要大于高分位點的邊際影響，則這一變量也可以縮小群體內(nèi)部的收入差距[25.33]。

圖1收入決定與收入差距關(guān)系邏輯圖

論文自變量分為兩大類：一是要素稟賦變量；二是要素流動變量。要素稟賦包括個體特征和資源稟賦，其中個體特征包括性別和年齡，資源稟賦包括農(nóng)民工的人力資本和社會資本。人力資本分別使用受教育程度、是否擁有職業(yè)/技術(shù)證書和工作年限測量；社會資本使用“農(nóng)民工在當?shù)仃P(guān)系密切并可以獲得支持和幫助的朋友數(shù)量”測量。要素流動使用根據(jù)個體的工作史計算所得的職業(yè)流動次數(shù)（或工作轉(zhuǎn)換的次數(shù)）測量，職業(yè)流動次數(shù)一方面可以衡量勞動者所在勞動力市場的發(fā)育程度，另一方面也可以代表勞動者本身對職業(yè)流動的偏好。考慮到農(nóng)民工群體內(nèi)部存在可能造成市場分割的因素，論文的控制變量還包含了勞動者所在企業(yè)的所有制類型，以及勞動者所在職業(yè)的職業(yè)階層①[34-35]。此外，為了控制地區(qū)因素對不同地區(qū)農(nóng)民工工資的影響，論文還加入了由東中西地區(qū)所表示的地區(qū)虛擬變量。變量的名稱、含義及取值見表1所示。

（二）數(shù)據(jù)來源與描述統(tǒng)計結(jié)果

數(shù)據(jù)來自于中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心主持的中國勞動力動態(tài)追蹤調(diào)查（ChinaLaborDy-namicSurvey，CLDS）2012年個體問卷數(shù)據(jù)和2014年個體問卷的追蹤數(shù)據(jù)。CLDS于2012年展開第一次全國性調(diào)查，樣本覆蓋中國29個省市（港澳臺、西藏、海南除外），調(diào)查對象為樣本家庭中的全部勞動力（年齡15至64歲的家庭成員）。該調(diào)查采用多階段、多層次與勞動力規(guī)模成比例的概率抽樣方法。

表1變量介紹

注：東中西地區(qū)的劃分如下：其中東部地區(qū)有北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南;中部地區(qū)有山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南;西部地區(qū)有四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和廣西

在進行描述性分析之前，對數(shù)據(jù)進行如下清理：研究對象為農(nóng)民工，在樣本中保留出生時戶口類型為農(nóng)業(yè)戶口的受訪者。有的樣本出生時戶口類型為農(nóng)業(yè)戶口、當前的戶口類型為城市戶口，鑒于戶口所具備的身份象征，依舊將此類個體視為農(nóng)民工。在追蹤樣本中，2012年有1031人從農(nóng)業(yè)戶口改為城市戶口，2014年增加了71人，該戶口的樣本數(shù)占總樣本數(shù)的比例由2012年的11% 增加到2014年的 12% 。為避免創(chuàng)業(yè)人群導(dǎo)致農(nóng)民工群體內(nèi)部收入差距較大的現(xiàn)象，論文只保留工作類型為雇員的樣本。為了考察農(nóng)民工群體內(nèi)部收人差距的情況，剔除了沒有參加工作的樣本。由于改革開放前后的勞動力市場具有顯著的差異，為了保證樣本均是在改革開放后參加工作，刪除了初次工作時間在1978年之前的樣本。

從表2可知，樣本中收入均值為33155.21元，與2014年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告顯示的人均收入34368元較為接近①。年齡的均值為41.24歲，說明外出務(wù)工以中年為主。是否換工作、職業(yè)證書數(shù)和企業(yè)屬性呈現(xiàn)出標準差大于方差的情形，說明樣本在這三個變量的取值較為分散。以是否換工作為例，因為樣本本身具有自選擇性，一些樣本偏好換工作，而另外一部分樣本厭惡換工作，是否換工作變量在樣本中的分布就不是隨機的，職業(yè)證書數(shù)目與企業(yè)屬性具有相似情況。

表2描述性統(tǒng)計分析

五、實證分析

（一）模型設(shè)定與實證估計策略

論文使用式（1）所示的方程對個體年工資收入對數(shù)進行估計，其中l(wèi)ninci表示 i 個體在t年的年工資收入的對數(shù)，changei為衡量i個體職業(yè)流動的變量， X 為解釋變量，包括性別、年齡、受教育程度、工作年限、有無職業(yè)證書、朋友數(shù)、職業(yè)階層和企業(yè)屬性。其中 u_i 為個體不隨時間變化的特征， ε_it 為隨機誤差項。

論文使用分位數(shù)回歸方法估計職業(yè)流動對收入的影響。其中 表示 P 分位數(shù)時常數(shù)項的估計系數(shù)， 表示包括職業(yè)流動和其他控制變量在內(nèi)的解釋變量在 p 分位數(shù)時的估計系數(shù)。因使用了兩期面板數(shù)據(jù)，故在計量中使用Koenker和Hallock于1978提出的面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸方法對參數(shù)進行估計[36]。

（二）內(nèi)生性問題處理

勞動者在是否換工作的決策上并沒完全隨機，一些職業(yè)流動可能是為了獲得更好福利和更優(yōu)質(zhì)工作條件，而另一些則可能是為了改善自身所處的不利經(jīng)濟地位。因此，職業(yè)流動的決策具有高度選擇性，直接比較樣本在職業(yè)流動結(jié)果上的差異，會使估計結(jié)果存在偏差。因此論文使用Heckman（1979）樣本選擇模型的兩步法思路，解決因樣本自選擇所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。具體將通過以下步驟完成估計：首先，利用全部樣本建立選擇模型，即使用面板logit模型估計出樣本換工作的概率，并據(jù)此計算出逆米爾斯比率（In-verseMillsRatio，IMR）；其次，將得到的逆米爾斯比率作為控制變量加入到估計收入方程的面板分位數(shù)回歸方程（1）中，來排除選擇性偏誤。

兩階段法能否矯正選擇性偏差的關(guān)鍵在于找到一個行之有效的排除限定變量，該變量能顯著影響是否換工作的決策，但對工資收人無顯著影響。論文以“找工作時找人幫忙的人數(shù)”作為第二階段選擇模型的排除限定變量。樣本能獲得的求職信息多，在很大程度上會影響勞動者的流動傾向和意愿，但并不會對組織內(nèi)部收人分配過程產(chǎn)生直接影響，因此是一個較為理想的排除限定變量[37]。逆米爾斯比率之所以可以識別選擇性偏差，是因為逆米爾斯比率是控制變量和排除限定變量的非線性函數(shù)，在控制逆米爾斯率的情況下進行估計，就可以得到無偏的估計，否則出現(xiàn)誤差項與職業(yè)流動變量相關(guān)，從而導(dǎo)致估計偏誤。

（三）實證分析結(jié)果

論文先使用面板Logit模型得出換工作概率的估計值①，估計結(jié)果見表3第一列。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)面板logit模型的估計結(jié)果計算逆米爾斯比率，并在估計年工資收入方程中將其作為控制變量。此外，在估計工資收入方程的過程中，還加人了年齡和換工作次數(shù)的平方項，以分析收入與年齡、收入與職業(yè)流動之間可能存在的非線性關(guān)系。由于初入職時缺乏相應(yīng)的專用性人力資本，且工作經(jīng)驗較為缺乏，故而，年齡小的群體收入水平偏低；當年齡較高時，會出現(xiàn)人力資本損耗現(xiàn)象，進而勞動者的工資也開始降低。

在表3中，第1列為Heckman兩階段的第一階段估計樣本職業(yè)流動概率的估計結(jié)果；第2列為未控制自選擇效應(yīng)，且未使用分位數(shù)回歸所得面板固定效應(yīng)的估計結(jié)果，第3列至第5列依次為10分位數(shù)、50分位數(shù)和90分位數(shù)的固定效應(yīng)分位數(shù)回歸的估計結(jié)果。結(jié)果表明：換工作次數(shù)在50分位點顯著，換工作次數(shù)及其平方項的估計系數(shù)在50分位點均顯著，在90分位點均不顯著，在10分位點的估計方程中可以找到換工作次數(shù)的一個極值點，極小值點為8.36次②。由此說明，換工作次數(shù)在0到8.36之間時，換工作次數(shù)對工資收入的影響是負向的；當換工作次數(shù)大于8.36次時，隨換工作次數(shù)的增加工資收入水平逐步提高。樣本中有超過 98% 的樣本換工作次數(shù)小于等于8.36次。因此，職業(yè)流動降低了低收人群體的工資收入，但是對高收入群體的工資收入影響不顯著。換言之，職業(yè)流動可以擴大農(nóng)民工群體內(nèi)部的收入差距。從第2列固定效應(yīng)模型的結(jié)果可以看出，換工作次數(shù)及其平方項均不顯著，第3列和第4列中逆米爾斯率的估計系數(shù)均顯著，這意味著樣本自選擇會對估計的結(jié)果造成影響。

通過比較10分位數(shù)和90分位數(shù)方程中估計系數(shù)的取值大小及顯著性差異，可得到各解釋變量與收入差距之間的關(guān)系。具體而言，除職業(yè)流動外，受教育程度、有無職業(yè)證書和工作經(jīng)驗可縮小農(nóng)民工群體內(nèi)部收入差距。受教育程度取值為2時，在10分位點時顯著提高年工資收入，但是在90分位點時對年工資收人無顯著影響。受教育程度是通用性人力資本的代表，即通過教育提升勞動力的認知和實踐能力可以縮小群體內(nèi)部差異化。有無職業(yè)證書可代表勞動者專用性人力資本的強弱，在低分位點，有職業(yè)證書的人群比無職業(yè)證書的人群收入水平更高，因此獲得職業(yè)證書會縮小農(nóng)民工群體內(nèi)部收入差距。工作年限變量在10分位點的回歸方程中估計系數(shù)不顯著，在90分位點的估計方程中系數(shù)顯著為正，即工作年限會擴大農(nóng)民工群體內(nèi)部收入差距。導(dǎo)致這種現(xiàn)象的原因是高收入階層獲取收人的方式受年齡增加的影響較弱。換言之，高收人群體的工資收入不會因年齡增長所導(dǎo)致的體質(zhì)衰減而降低。

表3固定效應(yīng)模型與面板分位數(shù)回歸的結(jié)果

注：*、**、 *** 分別表示估計系數(shù)在 10% 、 5% 和 1% 的水平上顯著，其中括號內(nèi)的數(shù)值為估計系數(shù)的標準誤。下表中的含義與此相同，不再重復(fù)注釋

社會資本在10分位點的估計系數(shù)為正值，當社會資本的取值為1時，在90分位點的估計系數(shù)也為正值且大于對應(yīng)10分位點的取值，意味著社會資本較低的低收入和高收入群體，社會資本會擴大其收入差距。當社會資本取值為2時，在10分位點的社會資本系數(shù)顯著為正，但在90分位點的估計系數(shù)不顯著，這意味著對中等社會資本的群體而言，社會資本可以縮小低收入和高收入群體間的收入差距。之所以在高收入群體出現(xiàn)社會資本抑制工資收人水平提高的現(xiàn)象，主要是因為對農(nóng)民工群體而言，當其已經(jīng)獲得一定社會經(jīng)濟地位時，因受到制度等非市場因素的限制，再想獲得更高水平的職業(yè)和社會地位較為困難，而且農(nóng)民工群體的社會資本同質(zhì)性較強，缺少信息橋。農(nóng)民工群體中率先步人高收人階層的人也可能會成為其他低收入階層農(nóng)民工的社會資本。

（四）異質(zhì)性分析

首先，按“是否轉(zhuǎn)過戶口”對樣本進行劃分。因為戶籍在當下的中國是一種身份象征，會影響到戶籍擁有者的職業(yè)選擇范圍。從農(nóng)村戶口轉(zhuǎn)為城市戶口的樣本本身就意味著其獲取收入的能力較強，因而有必要對樣本進行細分，再分別對兩類樣本進行面板分位數(shù)回歸，估計的結(jié)果如表4所示。從出生到現(xiàn)在未發(fā)生戶口變化的樣本在低分位點職業(yè)流動的影響不顯著，但是在高分位點的影響則為負，這意味著職業(yè)流動縮小了收入差距。對于由農(nóng)村戶口轉(zhuǎn)為城市戶口的樣本在低分位點的估計方程中，職業(yè)流動顯著降低了工資收入，但是在高分位點的回歸方程中系數(shù)不顯著，這意味著職業(yè)流動擴大了收入差距。

其次，按務(wù)工所在區(qū)域?qū)颖具M行劃分。由于東中西部地區(qū)工資收入水平存在顯著差異，但在面板分位數(shù)回歸模型中使用了固定效應(yīng)模型，所以不隨時間變化的變量（受訪者性別和務(wù)工地點）無法在回歸方程中體現(xiàn)。表5為按務(wù)工所在區(qū)域劃分樣本后所得的估計結(jié)果，其中東部地區(qū)樣本在低分位點和高分位點時，換工作次數(shù)及其平方項對工資收人的影響系數(shù)均顯著，可計算出低分位點和高分位點回歸方程中的極值點分別為6.13次和17.18次，由于將近 95% 的樣本職業(yè)流動次數(shù)為5，所以隨著職業(yè)流動次數(shù)的增加，東部地區(qū)低收入和高收入群體的收入差距縮小。中部地區(qū)和西部地區(qū)樣本在低分位點和高分位點時，職業(yè)流動變量的影響均不顯著。因此，職業(yè)流動對中西部地區(qū)農(nóng)民工群體收入差距的影響不顯著。

最后，按照受訪對象的性別對樣本進行劃分。所得結(jié)果如表6所示。女性樣本中換工作次數(shù)變量在10分位點的回歸方程中不顯著，在90分位點時的邊際影響為0.0957；男性樣本中換工作次數(shù)變量在低分位點的估計系數(shù)不顯著，在高分位點的估計系數(shù)顯著，邊際影響為一0.0446，由此可知，在男性樣本中職業(yè)流動會縮小收入差距，在女性樣本中職業(yè)流動會擴大收入差距。

表4由戶口類型是否變動劃分樣本后的面板分位數(shù)估計結(jié)果

注：表格展示結(jié)果的估計方程為式（1），篇幅所限只展示職業(yè)流動相關(guān)變量的估計結(jié)果。表9和表10與此類似，不再注釋

表5由務(wù)工所在地區(qū)劃分樣本后的面板分位數(shù)估計結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

論文從職業(yè)流動的視角分析了農(nóng)民工群體內(nèi)部收入差距形成的原因。實證結(jié)果表明：（1）職業(yè)流動對低收入和高收入群體收入差距的影響存在顯著差異。從面板分位數(shù)回歸可知，不論是全樣本估計結(jié)果還是分地區(qū)、分性別分別進行回歸之后的結(jié)果，均表明職業(yè)流動在低分位點和高分位點對因變量的影響有差異。這說明職業(yè)流動對收入差距的影響方向是不定的，最終的影響效果取決于水平效應(yīng)與波動效應(yīng)的相對大小。（2）職業(yè)流動對不同性別和不同地區(qū)收入差距的影響效果有差異。男性農(nóng)民工群體的職業(yè)流動會縮小群體內(nèi)部的收入差距，女性農(nóng)民工群體的職業(yè)流動則會擴大群體內(nèi)部收入差距。與男性相比，女性所從事的職業(yè)多集中于家政服務(wù)業(yè)，其職業(yè)流動更多體現(xiàn)為盲目和被動的職業(yè)流動，所以并未對其工資收人有正向影響。就地區(qū)差異而言，東部地區(qū)農(nóng)民工職業(yè)流動能縮小群體內(nèi)差距，中西部地區(qū)的情況則與之相反。一方面是因為東部地區(qū)農(nóng)民工的平均工資收入高于中西部地區(qū)，進行職業(yè)流動時會更加謹慎；另一方面東部地區(qū)勞動力市場較為健全，有較為順暢的職業(yè)流動途徑，所以東部地區(qū)的職業(yè)流動會起到縮小群體內(nèi)部收入差距的作用。（3）工作年限會擴大群體內(nèi)部收入差距。工作年限通常能代表勞動者資歷和專用性人力資本水平，當勞動者獲得一定工作年限后其收入決定機制就與初入職者的收入決定機制有所差異，所以工作年限變量會擴大群體內(nèi)部收入差距。若這種依靠年限決定工資的制度固化，會抑制高工齡的工作和學(xué)習(xí)動機，也會打擊新人職者的工作動力，不利于企業(yè)長遠發(fā)展。

政府可以從三個方面對農(nóng)民工群體內(nèi)部存在的盲目流動對其收入所造成的不利影響進行干預(yù)：一是增加農(nóng)民職業(yè)培訓(xùn)，提升人力資本水平。如果勞動者沒有相應(yīng)的技術(shù)本領(lǐng)和學(xué)習(xí)能力，其職業(yè)流動更多地體現(xiàn)為盲目和被動流動，并不利于其工資收入水平的提升。當具備一定專業(yè)技能時，在換工作時會更加謹慎，同時與之前相比，在新的企業(yè)當中也具有更強的工資談判能力。二是構(gòu)建科學(xué)且有針對性的就業(yè)服務(wù)體系和農(nóng)民自己的組織。社會資本可以提升低收人群體的工資收人水平，建立統(tǒng)一的針對農(nóng)民工的信息公示平臺，并用農(nóng)民工群體最便捷的方式將信息發(fā)布出去，從而降低農(nóng)民工群體內(nèi)部所存在的工作不匹配和盲目換工作的現(xiàn)象。農(nóng)民工內(nèi)部這一自組織的形成，可以替代諸如依靠社會資本等非正規(guī)方式渠道，使得農(nóng)民工能夠更公平、更便捷地獲得就業(yè)信息。農(nóng)民工內(nèi)部還存在低收入群體將高收入群體作為社會資本來源的情況，從而可能對高收入群體的收入水平帶來不利影響，通過這一組織的建立，該情況也將有所緩解。三是建立完善的且有差異的農(nóng)民工就業(yè)促進政策。之所以職業(yè)流動對工資收入的影響在東中西部地區(qū)存在顯著差異，主要是因為不同地區(qū)的勞動力市場發(fā)育程度以及經(jīng)濟發(fā)展程度差異所導(dǎo)致的，應(yīng)該對這一宏觀制度層面的差異進行約束。

表6由性別劃分樣本后的面板分位數(shù)估計結(jié)果

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Occupation mobility and income gap among migrant workers

FAN Linfeng

（InstituteofEconomics，HenanAcademy ofSocial Science，Zhengzhou 45l464，Chinc

Abstract：BasedonthepaneldatafromtheChinaLabor-forceDynamicSurveyin2Ol2and2O14，itanalyzedthecharacteristics ofocupationalmobilityandincomegapamong migrantworkersandexplored thefactors influencing incomegapwiththepanel quantileregressionmodel.Itfound thatmigrantworkers'occupationalmobilitycontributes to widening theincomegapofmigrant workers.Amongthiueningfactosgeducatonlevel，ossessonofaoupatioalcertificatendocialitale positiveimpactonreducing the income gapamong migrant workers，whereas working years tend to widentheincome gap.Fur theranalysisshowssignificantgenderandregionalheterogeneitySpecifically，thoccupationalmobilityoffemalemgrantworkerstend towidentheincomegap.Regardingregionaldiferences，migrantworkers'occupationalmobilityinthecentralandeast ernregionhelpstonarowtheincomegap.Incontrast，inthecentralandwesterregion，ithasnoignificantimpactontheincome gap.

Keywords：Migrant workers；Occupation mobility；Wage income；Income gap

（編輯：赫雪俠）