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第 33 卷摇 第 5 期 杨摇 娟, 赵心慧: 教育对不同户籍流动人口收入差距的影响

构列出了三组分解结果。 如表 3 所示,其中,全样 来的差异对于收入差距的影响并不大。
本分解的结果显示可解释部分占比 49郾 7% ,不可
表 4摇 OB 标准分解结果
[8] 的研
解释部分占比 50郾 3% ,这与 Meng & Zhang
可解释 不可解释
究结果接近;对于反向分解来说,2015 年不可解 部分 百分比 部分 百分比
释部分占比在 60% 左右,与邓曲恒 [2] 得出的结论 - 0郾 180 *** - 0郾 281 ***
受教育年限 96郾 7
一致;而标准分解的各部分占比与邢春冰 [6] 的结 (0郾 004) (0郾 014) 151郾 2
果相似,一定程度上验证了本文使用数据的可靠 性别 0郾 001 * 0郾 022 ***
- 0郾 6 - 11郾 6
性。 我们倾向于选取以城镇流动人口为基准的标 (男性 = 1) (0郾 001) (0郾 005)
准分解进行接下来的讨论,一是遵循以往学者的 - 0郾 024 *** - 0郾 523 ***
年龄 13郾 0 281郾 3
方法设定,二是相对于农村户口而言,劳动力市场 (0郾 005) (0郾 112)
** ***
上不存在针对非农户口的歧视。 0郾 009 0郾 150
年龄的平方 - 5郾 0 - 80郾 8
(0郾 005) (0郾 056)
表 3摇 OB 分解的三种分解结果 %
0郾 624 ***
可解释 不可解释 常数项 - 336郾 1
(0郾 059)
部分占比 部分占比
- 0郾 169 *** - 0郾 016 ***
基于方程(3)的标准分解 91郾 2 8郾 8 总差异 91郾 2 8郾 8
基于方程(4)的反向分解 39郾 8 60郾 2 (0郾 004) (0郾 005)
*
全样本分解 49郾 7 50郾 3 摇 摇 注:括号内为标准误; 、 ** 、 *** 分别代表在 10% 、
5% 、1% 水平上显著。 上述分解结果还包括省份虚拟变
摇 摇 总的来说,虽然标准分解中不可解释部分只 量、所有制,限于篇幅,未一一列出。
占据收入差距的一个较小份额,但是不同因素的
摇 摇 (三) 农村与城镇流动人口收入差异的分布
作用有正有负, 只考察总的解释能力会掩盖一些
分解
重要的内容 [6] 。 所以下文以城镇流动人口作为
由于上文 OB 分解只考察了农村与城镇流动
基准组,分解得出各组变量尤其是受教育年限对
人口的工资差异均值分解,为了研究各要素尤其
于收入差距的贡献度并进行详细探讨。
如表 4 所示,受教育年限可解释部分占比最 是教育如何影响不同分布下的收入差距,表 5 报
大,和以往多数研究的发现相同 [2,6,15] ,说明教育 告了 2015 年城乡流动人口的收入差距分别在第
作为衡量劳动力技能的重要指标,对收入差异具 10、25、50、75、90 分位点的标准分解结果。
有较大解释力度 [8] 。 这与现实相符,教育可以通 摇 摇 如表 5 所示,首先,总差异表现为高收入阶层
过提高流动人口的竞争力使其在劳动力市场上获 的收入差距最大,低收入阶层的收入差距最小。
得较高的回报率,而城镇流动人口更重视对教育 其次,不同分位点的差异由结构效应和价格效应
的投资,因此有利于其获得更多收入,从而拉大了 组成,前者即特征差异,后者可以理解为无法用个
城乡流动人口的收入差距,表现为受教育年限与 体特征变量表示的户籍歧视,两者对收入差异的
总差异的符号方向相同。 对于不可解释部分而 贡献各有不同但系数方向都为正值,即拉大了农
言,受教育年限占比依然较大,说明受户籍歧视的 村与城镇流动人口的收入差距。 总体来看,即使
影响,加上教育扩张导致劳动力市场发生拥堵效 近年来户籍制度改革不断推进,但是对于流动人
应,在教育水平相同的流动人口内部,城镇流动人 口而言,作用效果似乎并不明显,体现在各分位点
的价格效应基本都大于结构效应,这一分解结果
口比农村流动人口的收入更高。
此外,我们观察到,年龄的解释力度位居其 与一些学者的观点略有不同。 于潇、孙悦 [15] 发现
次,即年龄的差异也是造成两者收入差距的重要 在收入的低分位处结构效应高于价格效应,即特
原因 [6] 。 性别所占百分比很低,绝对值基本在 征因素对收入的影响大于户籍歧视的作用。 原因
12% 以下,教育程度、技术水平和管理水平等方面 主要在于其采用的分位数分解方法以及选取的解
的提高都会增大女性工资水平,因此性别因素带 释变量与本文并不一致。

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