曹守慧 丁士軍

(1.中南財經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院 湖北 武漢 430073；2.中南財經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院 湖北 武漢 430073)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

隨著中國新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的不斷推進(jìn)與城鄉(xiāng)要素流動障礙的日益消除，大量農(nóng)村剩余勞動力為獲得更高收入，逐步向工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的非農(nóng)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移，形成了“農(nóng)民工”這一特殊群體。農(nóng)民工作為城市發(fā)展不可或缺的勞動力群體，他們的生存條件、融入程度與收入水平等受到廣泛關(guān)注，其中收入狀況是農(nóng)民工其他方面得以保障的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，農(nóng)民工家庭的收入受到社會、經(jīng)濟(jì)以及個人稟賦等多方面因素影響，且這些影響存在不同程度的差異，因此本文聚焦于農(nóng)民工家庭收入的影響因素研究，從農(nóng)民工家庭總收入和收入不平等的兩個方面展開分析，對于改善農(nóng)民工家庭生活質(zhì)量、提高經(jīng)濟(jì)收入以及更好地推進(jìn)以人民為中心城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略具有重要意義。

近年來，學(xué)術(shù)界對農(nóng)民工收入進(jìn)行了積極探討，已有研究從不同視角進(jìn)行了積極探討，這些研究大體上可以分為三類：一是對整體農(nóng)民工收入的研究，發(fā)現(xiàn)人力資本、家庭結(jié)構(gòu)、個體特征等因素都會對農(nóng)民工的收入產(chǎn)生影響[1]，同時也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)社會資本對農(nóng)民工收入的影響較小[2][3]；二是對具體行業(yè)的農(nóng)民工或者對農(nóng)民工分行業(yè)研究，如單獨研究建筑業(yè)農(nóng)民工的收入影響因素[4]，通過分行業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)不同行業(yè)的收入影響因素存在差異[5]；三是重點關(guān)注教育對農(nóng)民工收入的影響，發(fā)現(xiàn)教育對收入有明顯提升作用，同時，接受教育的農(nóng)民工家庭可以更快速地脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[6][7]。

在研究方法上主要有三種。一是最小二乘法(OLS)和兩階段二乘法[8]，但OLS 的回歸是均值回歸，僅能描述自變量對因變量的平均影響。二是分位數(shù)回歸分析被部分學(xué)者采用[9]。分位數(shù)回歸能全面描述自變量對因變量的變化范圍及條件分布的影響；同時，該方法不對誤差項分布做具體假設(shè)，其系數(shù)估計比最小二乘回歸更穩(wěn)健。但以上兩種方法都存在一個共同的局限性，其不能計算各因素對收入不平等的貢獻(xiàn)率，只能對各因素對農(nóng)民工收入高低的影響或邊際作用進(jìn)行測量或比較，并不能精確測算諸因素對農(nóng)戶收入不平等的貢獻(xiàn)率。三是回歸分解法[10]，是一種以回歸方程為基礎(chǔ)的不平等分解框架。該框架可以量化和識別所有不平等的決定因素，也可以包含任意數(shù)目的變量或代理變量，能夠補(bǔ)充傳統(tǒng)分解所不具備的功能，并逐漸得到多數(shù)學(xué)者的認(rèn)可。

基于已有研究的不足，本文可能的創(chuàng)新點體現(xiàn)在幾個方面：第一，以農(nóng)民工家庭收入為單元進(jìn)行研究，在傳統(tǒng)的生活方式中，農(nóng)民工不是以單獨一個個體生存，更多的是以家庭為基本的生活單元，因此，本文有別于以往多數(shù)研究集中在農(nóng)民工個體層面，更符合實際的生存狀況。第二，豐富現(xiàn)有文獻(xiàn)對農(nóng)民工的研究，本文通過調(diào)研獲得的一手資料對農(nóng)民工收入進(jìn)行研究更直實具體。

二、數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計性描述

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)依托于國家自然科學(xué)基金項目“新型城鎮(zhèn)化背景下進(jìn)城農(nóng)民工家庭生計轉(zhuǎn)型：基于可持續(xù)生計分析框架”(項目批準(zhǔn)號：71673303)課題。基于隨機(jī)分層抽樣的原則，2017 年8—10 月份，課題組選擇湖北省的武漢市、襄陽市和廣東省的佛山市、珠海市作為調(diào)研地點，對農(nóng)民工家庭2016 年的生計狀況展開調(diào)查，主要包括家庭人口基本情況、資本狀況、收入情況等。隨著城鎮(zhèn)化布局的逐步完善，廣東省作為珠三角城市群的主要力量，2017 年城鎮(zhèn)化率達(dá)69.85%，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平位居全國首位；湖北省作為中部內(nèi)陸城市的代表，城鎮(zhèn)化率達(dá)59.3%，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平位于全國中上游水平，同時這兩個省份匯集了大量農(nóng)民工，適合開展調(diào)查研究。課題組從這四個城市中隨機(jī)選擇受訪農(nóng)民工家庭，調(diào)查對象構(gòu)成豐富，從調(diào)查樣本所從事的行業(yè)來看，分布廣泛，涉及了制造業(yè)、建筑業(yè)、服務(wù)業(yè)等諸多行業(yè)；從年齡來看，涵蓋了18歲至70 歲各年齡層次。在刪除異常值的樣本后，本文選用樣本940 份。

(二)統(tǒng)計性描述

收入不平等不僅存在于宏觀區(qū)域之間，還存在于微觀家庭之間。若以省、市的農(nóng)民工收入水平均值進(jìn)行測算，則測算的是不同區(qū)域間農(nóng)民工的群體的不平等，即組間不平等；若以單個農(nóng)民工家庭收入測算，則測量的是農(nóng)民工個體間的不平等，即組內(nèi)不平等。在本文的研究中，通過收入組的劃分后，各收入組之間的收入差距為組間不平等，收入組內(nèi)部的收入差距為組內(nèi)不平等。就所調(diào)查農(nóng)民工家庭之間的不平等來看，人均年收入最高的1%農(nóng)民工家庭，是最低1%農(nóng)民工家庭的13.13倍。同樣在5%、10%和25%的三個分位數(shù)上，該倍數(shù)分別為5.87、4.3 和2.08，差距懸殊。

借鑒國家統(tǒng)計局《統(tǒng)計年鑒》對全國居民人均可支配收入五等分的劃分原則，本文將調(diào)查的940戶農(nóng)民工家庭的樣本按照五等分的原則，分為低收入、中等偏下收入組、中等收入組、中等偏上收入組合和高收入組五個組，對各收入組的農(nóng)民工家庭進(jìn)行比較分析，觀察各收入組組內(nèi)和組間的收入情況和個人、家庭特征。

根據(jù)收入分組劃分的結(jié)果來看(表1)，農(nóng)民工家庭出現(xiàn)了較明顯的收入差距，高收入組的人均年收入是低收入組的6.16 倍。

表1 按五等份分組的農(nóng)民工家庭人均年收入單位：元

從收入來源與結(jié)構(gòu)來看，總收入由各分項收入構(gòu)成，將總收入的基尼系數(shù)分解到各分項收入即可得到不同收入來源對總不平等的貢獻(xiàn)。本文借鑒已有收入的分類方式并結(jié)合數(shù)據(jù)自身特點，將收入來源分為四類：一是工資性收入，是勞動者在各類企業(yè)和其他單位勞動得到的工資報酬；二是經(jīng)營性收入，包括農(nóng)業(yè)經(jīng)營的收入和非農(nóng)經(jīng)營的收入；三是轉(zhuǎn)移性收入包括集體分配、親友饋贈、政策補(bǔ)貼和福利性收入等；四是財產(chǎn)性收入，包括利息、股息和各種租金收入。本文按照上述四種收入的劃分，運用Stata15.1 對數(shù)據(jù)進(jìn)行測算，分解結(jié)果見表2。

就收入來源與構(gòu)成看，在農(nóng)民工家庭收入中，工資性收入占比最高(74.44%)，其次是經(jīng)營性收入(21.62%)，再次是轉(zhuǎn)移性收入(2.06%)和財產(chǎn)性收入(1.88%)。由此可見，工資性收入是進(jìn)城農(nóng)民工的核心收入來源。進(jìn)一步分析經(jīng)營收入的構(gòu)成，“農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入”和“非農(nóng)經(jīng)營收入”占比分別為4.77%和95.23%，農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)民工收入中微乎其微。農(nóng)民工收入主要是來自工資性等勞動性收入，而轉(zhuǎn)移性和財產(chǎn)性收入普遍不高。

在分項收入的基尼系數(shù)部分，除工資性收入占比較高外，其它幾個分項收入占比都較少，但經(jīng)營性、財產(chǎn)性和轉(zhuǎn)移性收入的基尼系數(shù)卻明顯更高，這說明在農(nóng)民工家庭的收入差距上，相對于總收入來說分項收入的差距更明顯；在分項收入之間，占比少的收入差距更明顯。

觀察表格中分項收入對總基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)率可以發(fā)現(xiàn)，各分項收入的貢獻(xiàn)率大小與所占總收入的比重具有緊密的聯(lián)系，占比高的分項收入貢獻(xiàn)率也較高，占比較高的工資性收入和經(jīng)營性收入貢獻(xiàn)度位居一二，占比較小的財產(chǎn)性收入與轉(zhuǎn)移性收略有變化。

進(jìn)一步看邊際貢獻(xiàn)率，除工資性收入外，經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的增加均會導(dǎo)致總基尼系數(shù)增加。通過擬基尼系數(shù)也可以得到進(jìn)一步證實，只有工資性收入的基尼系數(shù)小于總基尼系數(shù)，其余三項均大于總基尼系數(shù)。由此可見，工資性收入的增加會降低總收入的不平等，其余三項收入的增加都會提高總收入的不平等。

三、模型建立與實證分析

(一)被解釋變量與模型的設(shè)定

最早的回歸分解方法由Oxaca(1973)和Blinder(1973)提出，主要研究平均收入在兩個群體間的差異。后來得到學(xué)者不斷豐富與發(fā)展，思路和方法已十分成熟。在現(xiàn)有的回歸分解方法中，絕大部分都源于Shorrocks(1982 年)提出的自然分解原理。目前應(yīng)用比較廣泛的有MS 方法、FY 方法以及sharply 值方法。其中，F(xiàn)Y 方法是一種通過分解回歸方程為基礎(chǔ)的不平等框架，進(jìn)而量化分解出收入不平等的影響因素。其使用的收入是對數(shù)形式且通過變異系數(shù)平方來衡量對數(shù)收入的不平等。因此，本文以FY 方法進(jìn)行回歸分解。建立農(nóng)民工收入決定方程并進(jìn)行回歸。根據(jù)方法要求，被解釋變量為農(nóng)民工家庭人均收入對數(shù)，方程如下：

進(jìn)一步，擴(kuò)展建立分位數(shù)回歸方程，

其中，被解釋變量lnyi 表示第i 個農(nóng)民工家庭人均收入的對數(shù)，當(dāng)按照收入結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析時，被解釋變量分別為工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的人均收入對數(shù)。解釋變量HC、PC、SC、control 分別表示人力資本、物質(zhì)資本、社會資本和控制變量；ε 是隨機(jī)誤差項。系數(shù)β 是半彈性系數(shù)，表示解釋變量變化一個單位對人均收入影響的百分比。

(二)解釋變量

表2 農(nóng)民工結(jié)構(gòu)性收入基尼系數(shù)

本調(diào)查所獲得的數(shù)據(jù)中涉及的變量較為豐富，本文根據(jù)需要從中整理出人力資本、物質(zhì)資本、社會資本變量和控制變量進(jìn)行分析。

1.人力資本

人力資本對收入起著關(guān)鍵的正向作用，是影響外出務(wù)工決策的重要因素。本文的人力資本選取家庭勞動力比率、健康狀況、基礎(chǔ)教育、技能培訓(xùn)與工作經(jīng)驗作為衡量指標(biāo)。勞動力比率用家庭總體勞動能力占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?，能有效降低家庭?guī)模所帶來的偏差，根據(jù)農(nóng)民工勞動生活的特殊性，本文借鑒以往的經(jīng)驗[11]，將家庭中15—65 歲之間的有勞動能力的成員賦值為1，大于65 歲，但身體健康且從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的成員賦值為0.5，其他則為0，家庭總體勞動能力比即為各勞動能力的賦值之和與家庭成員總數(shù)的比值；勞動力的健康狀況也是衡量人力資本的重要指標(biāo)，會影響農(nóng)民工家庭對外出工作地點和從事職業(yè)的選擇，家庭收入水平也因此發(fā)生改變；通過基礎(chǔ)教育、技能培訓(xùn)指標(biāo)能夠較好地測算出農(nóng)民工家庭的勞動力質(zhì)量，考察人力資本質(zhì)量提升對經(jīng)濟(jì)收入的影響；最后選擇勞均工作年限來衡量工作經(jīng)驗對收入帶來的影響。

2.物質(zhì)資本

物質(zhì)資本是影響收入的另一個重要變量，本文結(jié)合問卷特點分別選取耕地規(guī)模情況、耐用品和房屋作為衡量指標(biāo)。在耕地規(guī)模變量的選取方面，從所調(diào)查農(nóng)民工家庭的耕地狀況來看，多數(shù)農(nóng)民工家庭中把所有耕地作為一個整體來處理，無人耕種的多選擇全部拋荒或無償轉(zhuǎn)讓給他人種植，家庭留守人員耕種的則會全部或大部分自留種植，不能很好地體現(xiàn)出對收入的具體影響，因此本文沒有選取人均耕種面積，而是選擇用0-1 變量表示家庭是否有在種耕地；耐用品選擇包括電視、冰箱、空調(diào)和一些其他生產(chǎn)設(shè)備等的人均件數(shù)，房屋價值選用人均房屋價值，這兩個變量能夠反映一個家庭的財富積累狀況，對其收入差距也會產(chǎn)生影響。

3.社會資本

社會資本也是影響收入的一個重要指標(biāo)。王春超、周先波(2013)認(rèn)為社會資本對農(nóng)民工收入具有顯著影響，社會資本包括由地緣或親緣等閉合網(wǎng)絡(luò)方式所形成“整合型”[12]，也包含因流動而造成不同社會群體之間跨越聯(lián)結(jié)而形成的“跨越型”，本文在選擇社會資本的測算標(biāo)準(zhǔn)時，選取春節(jié)拜訪的親友數(shù)，親友中是否擁有干部、管理人員等社會地位的人員和是否存在有能力提供經(jīng)濟(jì)幫助的親友，能夠較好地包含農(nóng)民工家庭地緣和親緣的社會資本狀況。

4.控制變量

本文將家庭規(guī)模、戶主行業(yè)、家庭匯合程度、地域差異設(shè)置為控制變量，家庭規(guī)模主要采取家庭人口數(shù)量；戶主行業(yè)分為制造業(yè)、服務(wù)業(yè)和建筑業(yè)三類；家庭匯合程度，即家庭成員中有兩個或兩個以上成員匯合于流入地的家庭流動程度[13]，地域差異即按照流入地進(jìn)行劃分，分為廣東省和湖北省。具體的變量設(shè)置和統(tǒng)計性描述見表3。

(三)回歸結(jié)果及分析

本文所使用的數(shù)據(jù)屬于截面數(shù)據(jù)，在不存在自相關(guān)的情況下對多重共線性和異方差進(jìn)行檢驗，結(jié)果顯示，除勞動力比率的方差膨脹因子(VIF)為1.59 外，其余所有解釋變量的方差膨脹因子均小于1.5，且接近于1，說明模型中各變量的共線性很弱，懷特檢驗中P 值大于0.05，表明不存在異方差。

運用Stata15.1 軟件將上述解釋變量和被解釋變量代入方程(1)進(jìn)行回歸，從結(jié)果來看，絕大多數(shù)解釋變量系數(shù)的符號都與理論預(yù)期相一致，整體回歸效果良好。

在下一節(jié)不平等分解中會詳細(xì)報告各變量對收入不平等的貢獻(xiàn)度，在該部分重點分析各回歸系數(shù)的符號和對各因素對農(nóng)民工家庭總收入的影響。人力資本的所有變量系數(shù)都是正的，且在1%的水平上顯著，這表明農(nóng)民工家庭的收入對勞動力具有較強(qiáng)的依賴性，人力資本在家庭收入中發(fā)揮重要的作用。

表3 變量設(shè)置及統(tǒng)計性描述分析

耕地規(guī)模、耐用品數(shù)量和房屋價值三個物質(zhì)資本變量都在1%水平上顯著，在耕地規(guī)模方面，選擇從事農(nóng)業(yè)種植活動對農(nóng)民工家庭收入影響為負(fù)，小規(guī)模的農(nóng)業(yè)種植方式并不能帶來明顯的增收，非規(guī)?；r(nóng)業(yè)生產(chǎn)所帶來的收入低于非農(nóng)活動中所帶來收入；曾有研究表明的農(nóng)民外出的可能性、外出的數(shù)量與家庭收入水平呈正相關(guān)，勞動力外出務(wù)工使農(nóng)戶家庭總收入顯著增加，其主要源于非農(nóng)生產(chǎn)收入的增加。在本研究中，當(dāng)農(nóng)民工家庭成員都在務(wù)工地實現(xiàn)匯合，即農(nóng)村沒有家庭留守成員時，就基本脫離了農(nóng)業(yè)經(jīng)營活動，他們從事非農(nóng)活動所帶來的收入更有助于提高家庭收入水平。

人際往來等社會資本變量系數(shù)都為正，且人際往來在1%水平上顯著，表明社會資本在潛移默化地對收入產(chǎn)生正向的影響。省份虛擬變量系數(shù)為正，相對于在湖北省，在廣東省對增加農(nóng)民工家庭收入的作用更明顯，這主要受到地域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，廣東省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高于湖北省、就業(yè)機(jī)會也較多，“地利”使他們的收入水平高于其他地區(qū)。

在考察各因素對農(nóng)民工家庭總收入影響作用的過程中，數(shù)據(jù)的異方差問題是面臨的首要問題。為了克服存在異方差的情況下使用傳統(tǒng)的普通最小二乘法(OLS)造成的估計偏誤，根據(jù)Reed and Ye(2011)的建議，采用可行廣義最小二乘法(FGLS)對上述模型進(jìn)行估計，該方法能夠允許數(shù)據(jù)異方差及自相關(guān)的存在，十分適合用于農(nóng)民工家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)分析。FGLS 回歸結(jié)果與OLS 回歸結(jié)果對比發(fā)現(xiàn)，兩者系數(shù)值的正負(fù)號沒有變化，但部分影響因素的顯著性發(fā)生變化，在人力資本方面，基礎(chǔ)教育和工作經(jīng)驗的顯著性由1%下降到5%的水平上顯著；物質(zhì)資本方面，房屋價值變?yōu)?%水平上顯著，控制變量中的家庭人口規(guī)模和省份差異的顯著性發(fā)生變化?？傮w看來，通過FGLS回歸后，模型的總體顯著性得到提升。

無論是OLS 估計還是FGLS 估計皆為條件均值回歸，描述的僅僅是變量間的平均影響程度，無法深入剖析各影響因素對不同收入層次農(nóng)民工家庭收入的異質(zhì)性影響。為解決這一問題，本文擬進(jìn)一步使用Firpo et al.(2009)提出的無條件分位數(shù)回歸方法(UQR)，全面考察各因素在不同分位點的影響和變化趨勢，為改善農(nóng)民工家庭收入提供更合理的政策和方法。分位數(shù)回歸結(jié)果說明如下。

從人力資本來看，勞動力狀況、健康狀況和技能培訓(xùn)的系數(shù)均顯著，表明人力資本是影響農(nóng)民工家庭收入的重要因素。勞動力比率和健康狀況無論是在上文的均值回歸還是在各分位點的回歸，都在1%的水平上顯著，勞動力比率的邊際貢獻(xiàn)率隨著收入分位點的提高呈現(xiàn)U 型變化趨勢，具體看來，在分位點Q20 時，勞動力比率的邊際貢獻(xiàn)率為84.38%；在Q40，下降為75.2%；在Q60 和Q80 上升至86.26%及以上。健康狀況在各分位點處的邊際貢獻(xiàn)率都處于13%左右，在最低分位點的貢獻(xiàn)率最高為14.18%，說明改善低收入農(nóng)民工家庭的醫(yī)療健康保障對提高他們家庭收入的效果更顯著。從教育水平來看，基礎(chǔ)教育的邊際貢獻(xiàn)隨收入分位點的提高而提高，并隨著分位點的提高顯著性不斷增強(qiáng)。技能培訓(xùn)對農(nóng)民工家庭收入的邊際貢獻(xiàn)率在5%的水平上顯著，工作經(jīng)驗在低分位點的邊際貢獻(xiàn)程度大于高分位點，且低分位點上，工作經(jīng)驗的顯著性更高，低收入的農(nóng)民工家庭所從事的工作對經(jīng)驗的要求更高。由此可知，人力資本的勞動力和健康是影響農(nóng)民工家庭收入的重要因素，盡管教育、培訓(xùn)和經(jīng)驗也會對收入產(chǎn)生影響，但在不同分位點的影響程度存在差異，因此在改善農(nóng)民工人力資本的時候，注重針對不同收入的農(nóng)民工家庭采取不同的方法。

物質(zhì)資本方面，耕地規(guī)模在各分位點的影響都十分顯著，選擇從事農(nóng)業(yè)種植對家庭收入的邊際貢獻(xiàn)為負(fù)值，隨分位點的上升，其對收入的負(fù)效用先減小后增加，呈現(xiàn)U 型變化，在最高分位點的邊際貢獻(xiàn)達(dá)-19.46%。耐用品無論是在均值回歸還是分位數(shù)回歸貢獻(xiàn)度都不明顯。作為重要的一項資產(chǎn)，房屋價值對收入的邊際貢獻(xiàn)雖然不高，但都十分的顯著?？傮w看來，物質(zhì)資本對收入的貢獻(xiàn)還是有限的。

從社會資本來看，隨著收入層次的提高，人際往來對收入的邊際貢獻(xiàn)程度是逐漸增加的，并且顯著性也越加明顯，親友社會地位的邊際貢獻(xiàn)對大部分低收入家庭影響并不明顯，但對高收入家庭的影響具有一定的顯著性?？傮w看來，社會資本對家庭收入的貢獻(xiàn)度和目前多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)果基本一致，社會資本對提高家庭收入的潛在作用并沒有發(fā)揮出來。

在個人家庭特征方面，家庭規(guī)模的邊際貢獻(xiàn)為負(fù)值，呈U 型變化趨勢。說明家庭規(guī)模越大反而對收入產(chǎn)生負(fù)向影響，對農(nóng)村家庭人口規(guī)模的控制，可以在一定程度上提高收入水平，在Q40 的位置，家庭規(guī)模的影響最為顯著。從務(wù)工的省份來看，在廣東省務(wù)工的農(nóng)民工家庭比湖北省的農(nóng)民工家庭收入更高，說明廣東省較發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)水平能夠給農(nóng)民工家庭帶來更多的經(jīng)濟(jì)效益和正面帶動作用，省份差異對低收入家庭和高收入家庭的影響更明顯。

四、農(nóng)民工收入不平等的結(jié)構(gòu)分解

本部分進(jìn)一步對結(jié)構(gòu)性收入不平等的影響因素及貢獻(xiàn)率進(jìn)行分析，有助于理解各影響因素對收入不平等的影響機(jī)理和作用路徑，采用和上文回歸分解同樣的模型，即方程(1)，分別對農(nóng)民工家庭四種主要收入來源建立模型，被解釋變量分別是工資性、經(jīng)營性、轉(zhuǎn)移性和財產(chǎn)性人均收入的對數(shù)，在回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上再選擇上文的FY 方法進(jìn)行測算，結(jié)果如表4 所示。

在工資性收入方面，其不平等貢獻(xiàn)率都較低，說明在所調(diào)查的農(nóng)民工家庭中，工資性收入的差距較小，工資性收入的不平等主要受控制變量中的一些因素影響，為2.884%，接近人力資本(1.423%)的兩倍。經(jīng)營性收入的不平等方面，物質(zhì)資本貢獻(xiàn)率最高，為36.813%，其中耕地規(guī)模的影響最高，主要原因在于農(nóng)民工家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營的方式不同，部分家庭的土地多處于拋荒或者小面積種植，家庭主要勞動力外出務(wù)工，留守家中的成員勞動力不強(qiáng)，用來滿足家庭基本生活需求；另有部分農(nóng)民工家庭的主要勞動力留守家中，發(fā)展規(guī)模種植或養(yǎng)殖。兩種勞動力分工模式帶來較大的農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入差距，也提高了收入不平等程度。就轉(zhuǎn)移性收入來看，人力資本和家庭特征的影響比較明顯。物質(zhì)資本中的在種耕地在一定程度上反而起到降低收入不平等的作用，調(diào)查中了解到，該部分的主要收入來自于我國的“農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼”政策，多數(shù)農(nóng)民工家庭每年都能收到農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼，有時并不受是否耕種土地的限制，該補(bǔ)貼在一定程度上縮小了家庭間的不平等程度，但也反映出了“農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼”政策存在的弊端，沒能精準(zhǔn)發(fā)揮農(nóng)業(yè)帶動作用。轉(zhuǎn)移性收入還受家庭規(guī)模的影響，人口規(guī)模大的家庭多與老年人一起居住，老年人的養(yǎng)老金補(bǔ)貼是一項典型的轉(zhuǎn)移性收入。就財產(chǎn)性收入來看，物質(zhì)資本(主要是房屋價值)和社會資本中的人際往來影響較明顯。

五、結(jié)論與建議

本文采用2016 年鄂粵兩省農(nóng)民工家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)，運用基尼系數(shù)分解以及FY 方法對農(nóng)民工的收入不平等進(jìn)行結(jié)構(gòu)性回歸分解，對影響收入不平等的因素進(jìn)行探究。研究發(fā)現(xiàn)：

表4 分項收入不平等影響因素的貢獻(xiàn)率單位：%

1.人力資本是影響收入的主要因素。通過理論與實證分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前農(nóng)民工家庭對勞動力具有較強(qiáng)的依賴性，人力資本在家庭收入中發(fā)揮著關(guān)鍵的作用，尤其是家庭勞動力比率與勞動力健康狀況對總收入的影響十分顯著；隨著農(nóng)民工家庭收入的提高，基礎(chǔ)教育對家庭總收入影響的顯著性增強(qiáng)，相對于工作經(jīng)驗來說，技能培訓(xùn)對總收入的影響更為顯著。通過對不同收入來源比較分析，發(fā)現(xiàn)人力資本主要是影響工資性和轉(zhuǎn)移性收入擴(kuò)大收入差距。

2.社會資本對家庭總收入影響不明顯。相對于城鎮(zhèn)職工，農(nóng)民工家庭在流入地的社會資本比較欠缺，或者說由于親緣、地緣等原因，社會資本對收入的作用不能顯著體現(xiàn)。很多研究表明農(nóng)民工的收入低于城鎮(zhèn)職工，我們不能把這種收入差距完全歸因于社會資本，但也不可否認(rèn)社會資本會對農(nóng)民工家庭收入產(chǎn)生影響。在本研究中，社會資本對農(nóng)民工家庭收入的影響并不顯著。在分位數(shù)回歸中，隨著分位點的提高，社會資本對收入的影響程度和顯著程度逐漸增加，說明社會資本在低收入的農(nóng)民工群體中的作用沒有充分體現(xiàn)。當(dāng)農(nóng)民工缺乏知識和技能培訓(xùn)進(jìn)入低收入工作的時候，可以通過改善人力資本來提升收入，但當(dāng)他們具備某項技能，卻因為缺少信息渠道、人際交往等社會資本而不得不進(jìn)入低收入工作的時候，即社會資本效用被抑制了。

3.經(jīng)營性收入是影響收入不平等的重要因素。目前，經(jīng)營性收入和工資性收入是農(nóng)民工家庭的主要收入來源，只是在不同收入組中，兩者所占比例略有不同。對分項收入進(jìn)一步分解，發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移性收入能夠減緩農(nóng)民工家庭的收入不平等，工資性收入對總體的農(nóng)民工家庭收入不平等起減緩作用，經(jīng)營性收入會提高多個收入組的不平等。通過對分項收入不平等的影響因素及貢獻(xiàn)率的計算，發(fā)現(xiàn)經(jīng)營性收入中物質(zhì)資本對收入不平等的貢獻(xiàn)率最高，其中耕地規(guī)模發(fā)揮的效用最大，在農(nóng)民工家庭總收入影響因素的研究中，在種耕地的選擇與家庭人均收入的關(guān)系為負(fù)相關(guān)，即從事小規(guī)模農(nóng)業(yè)種植并不能提高農(nóng)民工家庭的收入，規(guī)?；N植的農(nóng)民工家庭收入得到大幅度的提升，因此土地耕種規(guī)模在一定程度上擴(kuò)大了農(nóng)民工家庭收入的不平等。

基于上述研究，本文建議：第一，提高農(nóng)民工的人力資本質(zhì)量，在不同行業(yè)不同層次的農(nóng)民工中有針對性地開展技術(shù)培訓(xùn)，提高當(dāng)代和下一代的教育水平，避免出現(xiàn)貧困代際傳遞。第二，基于社會資本的特殊性，從親緣和地緣兩個方面出發(fā)，促進(jìn)農(nóng)民工家庭社會資本的轉(zhuǎn)換。通過組建各種協(xié)會組織，吸引和鼓勵農(nóng)民工加入，幫助其建立新的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，減少他們尋找工作時收集就業(yè)信息的成本，努力創(chuàng)造就業(yè)崗位和擴(kuò)大就業(yè)面，讓更多的農(nóng)民工家庭，尤其是中低收入的家庭共享社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果。第三，鼓勵農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)或發(fā)展土地規(guī)?；?jīng)營，對于那些不愿返鄉(xiāng)從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營的農(nóng)民工家庭，可以鼓勵并引導(dǎo)其將土地流轉(zhuǎn)承包給其他經(jīng)營者，并逐步建立農(nóng)業(yè)災(zāi)害補(bǔ)償機(jī)制和市場風(fēng)險補(bǔ)償機(jī)制。第四，注重增強(qiáng)社會保障制度，構(gòu)建起農(nóng)民工養(yǎng)老保險、醫(yī)療保障和最低生活保障全覆蓋的社會保障網(wǎng)絡(luò)，改善農(nóng)民工家庭的生活條件，提高農(nóng)民工家庭收入。