劳动力迁移对社会阶层流动影响的实证分析

路 兰，高齐圣，刘瑞超

（青岛大学 经济学院，山东 青岛 266061）

0 引言

社会的活力在于社会的流动性，即社会各个阶层之间有着良好的互动性，特别是社会底层有机会、有通道向上变迁。然而目前这种流动性却面临着很大的挑战，出现了所谓“社会阶层固化”的现象。它严重妨碍了社会主义公平公正的实现，也遏制了社会发展的活力，必须在社会建设和治理中，着重予以化解。

以往有关劳动力流动与缩小贫富差距的研究中，多数学者认为劳动力流动具有缩小城乡收入差距的作用，还有部分学者认为劳动力流动抬升了城镇已有劳动力的工资，无助于缩小城乡收入差距。传统的劳动力迁移理论都是根据城乡工资差距或收入差距来解释劳动力迁移的。人们之所以想要移动，就是因为城市里的实际收入高于农村收入，且社会资源、教育资源等都要优于农村，否则没有必要离开家乡。贫富差距是一切差异的基础，只要尽快使大部分人富裕起来，就能为破除阶层固化，促进社会流动，奠定坚实的物质前提。

总体而言，现有的文献中，关于迁移对社会阶层流动影响的研究还没有展开。本文在考虑个体异质性的基础上，分析劳动力迁移对其自身社会阶层流动的影响作用，证实了迁移行为对其自身的社会阶层流动具有正向的促进作用。随后，从不同收入组、不同年龄段分别讨论了在考虑异质性的情况下，迁移行为对劳动者社会阶层流动的影响。

1 变量及描述性统计信息

本文使用的数据是中国综合社会调查（CGSS）2013年数据以及《中国统计年鉴（2013）》的相关数据。本文选取的主要变量及其统计量见下文表1。依据常住地、居住地点等信息，判别被调查者是否流动。原始数据中，去除无效及不可用数据，剩余样本为2176个。

本文的被解释变量是个人社会地位流动，这里采用社会阶层流动主观感知作为被解释变量。人们在评价自身地位时，往往从自身所处环境出发，对社会进行“有选择”的比较。鉴于此，本文结合CGSS2013问卷中的题目，通过选择题“与同龄人相比，您本人的社会经济地位是怎样的？”以及“与三年前相比，您的社会经济地位是如何变化了？”分别进行横向和纵向测量。与同龄人相比您感觉您的社会地位是：1=较高；2=持平；3=较低；4=不好判断。与三年前相比您感觉您的社会地位是：1=上升；2=持平；3=下降；4=不好判断。

本文的主要解释变量是劳动力迁移。迁移行为对于劳动者本身甚至其子代的收入、受教育程度、就业等各方面都具有很大的影响，从而促使劳动者本身或是其子代的社会阶层流动。根据CGSS2013问卷中的问题“你是哪一年来到本地（本区/县/县级市）居住的？”以及“您出生时母亲的主要居住地是哪里？”等信息来判别被调查者是否有过迁移行为。如果被调查者现居住地与其出生地不同，则认为该人进行了迁移，Migri=1；反之，则表示没有迁移，Migri=0。

其他的解释变量包括社会经济特征、人口统计学信息以及个人健康状况。社会地位是一个多维的测度指标，现有文献的研究维度较为单一，或是从经济地位进行分析，或是从社会地位进行分析。本文从社会地位和经济地位两个维度来选取与社会阶层流动相关的影响因素。社会经济特征主要包括家庭年均收入、个人财富状况以及社会网络。其中根据有关财富研究的相关结论，中国财富不平等情况80%来自于房地产。鉴于此，本文选择了拥有住房情况对个人财富进行测度。根据CGSS2013问卷中的题目“您现在这座房子的产权（部分或全部产权）属于谁？”来确定个人是否拥有房产，有房产=1，没有房产=0。社会网络衡量的是个人的社交能力。这里采用两个方面的数据进行测量，一个是被调查者与邻居进行社交娱乐活动的频繁程度，二是与其他朋友进行社交娱乐活动的频繁程度。本文假定被调查者与邻居及其他朋友进行的社交娱乐活动越频繁，则其社会网络越发达。经虚拟化处理后，分为两组，每年社交娱乐活动的次数低于12次的为社交网络弱组，其他为社交网络强组，弱组=0，强组=1。人口统计学信息包括性别、年龄、受教育年限等；个人健康状况的测度采用的是健康自评结果，即“您觉得您目前的身体健康状况如何？”，健康=1，不健康=0。因此，本文选择的主要变量及其基本统计特征如表1所示。

2 计量模型设定

2.1 估计方法与计量模型

本文的被解释变量社会阶层流动感知是一个4项有序选择变量，由于有序变量相邻选项之间的距离存在不可比性，因而直接采用普通最小二乘法有欠妥当，本文选择的是Ordered Probit模型进行分析。

表1 主要变量含义及基本统计特征

在使用平均处理效应方法时，条件期望独立假设是平均处理效应研究中常用的重要假设，这一假设在本文的含义在于：迁移是非强制性的，个体可以自行决定是否迁移，因此是否迁移与其预期的社会地位有关。Soci为个人自感的社会经济地位；Migri为个人是否迁移的虚拟变量，迁移=1，未迁移=0。在平均处理效应的分析框架下，就迁移而言，个体i的社会经济地位存在两种潜在的结果(Soc1i，Soc0i)，Soc1i表示迁移后的社会经济地位，Soc0i表示迁移前的社会经济地位。这样(Soc1i-Soc0i)为处理效应，即个体i迁移给社会经济地位带来的净影响，然而任何个体只可能迁移或未迁移这两种状态之一，或是迁移，即Migri=1，或是未迁移Migri=0。将观察到的Soci与Migri联系起来，Soci表示如下：

上式假设在控制了一些与社会经济地位有关的解释变量Xi后，迁移与否与潜在的社会经济地位无关，即是否迁移是通过Xi与潜在社会经济地位相联系。这一假设比传统的外生性要求要弱。而根据李雪松等（2004）和Heckman等（2006）的思路，可以用两阶段法处理此类问题。第一阶段由Probit模型或logit模型估计个体迁移的概率倾向得分，第二阶段将倾向得分作为局部工具变量。

（1）未考虑异质性的模型

其中,i表示不同的个体（i=1，2，…，n），Soci表示被调查者的社会经济地位自评值，Migri表示被调查者是否有过迁移，Xi表示解释变量向量，比如受教育年限、收入、财富、身体状况及与亲戚朋友的互动情况等。βi为迁移对社会阶层流动的影响力，γi为系数向量。

（2）考虑异质性的模型

假设人们根据下述选择规则来决定是否迁移：

其中，Migri*为隐藏变量，代表迁移的净收益，Zi是可观测到的变量向量（Zi可能包含部分Xi）。Pi(Zi)表示迁移的概率，它可用概率模型或逻辑模型估计出来。ui表示个体i在选择迁移过程中未被观测到的异质性。为了不失一般性，假设ui在[0,1]区间上服从均匀分布，对于个体i来说，是否迁移完全取决于观测到的异质性Pi(Zi)与未被观测到的异质性μi之间的比值。则考虑异质性的模型如下：

模型中加入了控制异质性的迁移概率Pi(Zi)与其他控制变量Xi的交互项，与实际更加相符。

2.2 迁移概率的计算

本文采用Logit模型计算劳动力的迁移概率，其中被解释变量为Migri，表示i是否迁移。若迁移，则Migri=1；否则Migri=0。关于劳动力迁移的选择性问题，人力资本迁移理论提出了受过良好教育、有外出经验、有移民网络并与亲戚朋友有联系的劳动力更易发生迁移行为等一些列可检验的微观假设。根据CGSS以及《中国统计年鉴》的相关数据，本文选择的解释变量Z主要包括受教育年限（edu）、年龄（age）、迁移地的吸引力（lnqindex）。其中迁移地的吸引力采用的是迁移地的实际收入水平来刻画的，定义为迁移地城镇居民的收入与当地居民消费价格指数的比值。相关指标的统计信息如表2所示。模型如下：

表2 与迁移有关的主要变量含义及基本统计特征

表3 Logit回归结果

由表3的回归结果可知，受教育年限（edu）、年龄（age）、迁移地的吸引力（lnqindex）对个人迁移的影响都是非常显著的。其中，受教育年限与迁移呈正向关系，随着受教育年限的增加，迁移概率是上升的，且上升幅度不大，只有4.4%。年龄与迁移是呈负向关系的，即随着年龄的增长，迁移概率是下降的，但是下降的幅度并不大，只有2.6%。而迁移地的吸引力对迁移的影响是非常明显的，吸引力越大，则迁移概率越大，并且吸引力每增加一个单位，则迁移概率会提升197.8%。这说明年龄对于个人来讲并不是决定是否迁移的关键因素，如果迁移地的吸引力足够大，不管是青年人还是中年人甚至是老年人都有可能会选择迁移。但由于个人客观环境的影响，年龄越大，决定迁移的成本就会越高，所以随着年龄的增大迁移概率是在下降的。

根据上述模型可以求出每个人的迁移概率Pi(Zi)，对比分析一下迁移群体与非迁移群体的迁移概率值，如果两组群体的迁移概率存在显著差异，则说明迁移对不同个体来讲具有明显的异质性，因此后续进行社会地位流动分析时考虑个体异质性是必要的，反之则不必要。

表4 迁移群体与非迁移群体的迁移概率差异性分析

根据表4，本文将迁移群体与非迁移群体的迁移概率进行了t检验。通过检验结果发现，远小于0.05，因此需要拒绝原假设，也就是说两组人群的迁移概率具有明显的差异。

3 实证结果

表5给出了模型（1）和模型（2）的回归分析结果。需要说明的是，Odered probit方法的参数估计结果可以用来分析变量影响的方向、大小和显著性，但是缺乏直接的解释力。表6在表5的基础上给出了主要解释变量对于社会阶层流动的边际效应。下页表7和表8分别给出了不同收入水平下、不同年龄段的参数估计结果。

表5 模型（1）与模型（2）的回归结果

表6 边际效应

3.1 迁移对社会阶层流动的影响分析

表5是根据模型（1）和模型（2）分别进行的回归分析。表中模型G（0）和L（0）是没有考虑异质性的，回归结果表明，迁移对于劳动者的社会地位流动具有正向的促进作用。模型G（1）和L（1）考虑了个体的迁移异质性，即用迁移概率pscore代替了原有的二元选择变量迁移Migr，但是没有考虑交互项。模型G（2）是考虑交互项的异质性模型。无论是模型G（1）还是G（2），迁移概率都是显著的，说明迁移概率对社会地位的流动是具有显著影响的，且稳健性较好。考察其他解释变量还可以看到，所有模型中社会地位的流动与收入是呈“U”型关系的，即随着收入的增加，个人潜在的社会地位流动受阻，但到达了某一个临界值后，个人潜在社会地位又开始大幅度上升。其次，在模型G（0）和G（1）中是否拥有住房对社会地位的自评结果也有很显著的影响，并且是负向的；在与自己进行纵向对比的模型L（0）中变量ownhouse却是不显著的。这说明拥有住房的人相对于没有住房的人来说潜在社会地位自评结果要低。这与现实情况是相符的，对于大部分的中低层收入的家庭来说，基本上都是贷款买房，还款金额占据了家庭月收入的30%。所以相对于同龄人来讲，没有买房或是不需要买房的人要比已经买房的人的经济压力小很多。由此可见，收入对个人社会地位流动的影响是很大的。

为了更加直接具体的解释迁移与社会地位流动的不同影响，表6补充计算了迁移对社会地位流动的边际效应，进一步比较迁移对社会地位流动的影响程度。

3.2 考虑个体异质性时，劳动力迁移对社会阶层流动的收入等级差异影响

本文中按照家庭人均收入的上、下四分位数将样本划分为低收入、中等收入、高收入三个等级。将收入按照从低到高进行排序，按照上下四分位进行划分，低于下四分位数的为低收入群体，高于上四分位数的为高收入群体，其余的为中等收入群体。通过表7的回归结果发现，对于中高收入人群来说，是否拥有住房对个人的社会地位流动性具有显著影响，尤其是对于中等收入人群影响是最大的。中等收入人群对于房贷的压力明显要大于高收入群体，这也是在常理之中的。但对于迁移概率来说，不论是低收入、中等收入还是高收入人群，迁移概率对于社会地位流动都有着显著影响，而且影响力度很大。尤其是低收入人群，迁移对于其社会经济地位的影响力度是最大的，都要明显大于中等收入和高收入人群。

表7 按收入划分的回归结果

3.3 考虑个体异质性时，劳动力迁移对社会阶层流动的年龄差异影响

本文对回归模型中年龄进行了分组，通过描述统计分析发现，被调查者的年龄分布在17～79岁之间，其均值为40。根据不同阶段的特点，按照年龄将样本分为以下几个：17≤age≤25，26≤age≤40，41≤age≤60，age＞60。表8结果表明，对于17≤age≤25及age＞60年龄段，所有的变量对其社会经济地位自感结果影响都不显著，17～25岁处于求学阶段，这个年龄段的学生基本上都是高中生和大学生，身边的朋友也都是学生，所以个体间基本上不存在异质性。对于大于60岁的群体，根据我国相关的劳动法规定，大于60岁的群体基本上是退休人员，对于高年龄段的人来说一般不会再去考虑迁移，这也是很符合常理的。从结果中可以看到，迁移对于26～60岁之间的群体影响是显著的，尤其是41～60岁这个年龄段。26～40岁这个年龄段的人基本上都是年轻人，基本上都处于一个事业的拼搏期，对生活充满了期望，认为通过自己的努力一定可以达到一个理想的地位，所以个人异质性对于社会经济地位的自评具有显著的影响，除了性别其他控制因素皆不显著。但是等到了41～60岁这个年龄段可以发现，所有的控制变量对社会经济地位的影响都是显著的，包括迁移概率也是非常显著的。中年危机期一般高发在40～50岁，这一人生阶段可能经历的事业、家庭、健康等各种关卡和危机，导致迁移概率对中年人的影响较其他年龄段大。

表8 按年龄段划分的回归结果

4 结论与建议

本文从实证的角度探讨了劳动力迁移对其社会阶层流动的影响。区别于现有文献，从劳动力迁移的角度，考察了个体迁移的异质性，将未考虑异质性与带有异质性的模型进行了比较分析。得出如下结论：

（1）通过对迁移群体与未迁移群体的迁移概率进行差异性分析可知，迁移群体与未迁移群体的迁移概率是具有明显差异的，所以迁移是具有异质性的，在分析劳动力迁移对社会阶层流动的影响时，考虑异质性是很有必要的。

（2）无论模型中是否考虑异质性，迁移概率对社会阶层流动的影响都是显著的，具有正向促进作用，且具有很好的稳健性。同时发现，收入、是否拥有住房对社会阶层流动均具有显著的负向作用。然而是否拥有住房又与劳动者的收入是直接挂钩的，所以说收入对社会阶层流动的影响是非常重要的。结果表明：考虑异质性的模型中，收入与社会阶层的流动呈“U”型关系的，即随着收入的增加，个人社会地位的流动反而是受阻的，但到达了某一个临界值后，社会地位流动速度开始大幅度上升。

（3）从不同的收入组以及年龄段考虑：不同收入组中迁移概率对社会阶层流动均具有明显的正向促进作用，尤其是对于低收入组人群，迁移对于其社会地位流动的影响力度是最大的，都要明显大于中等收入和高收入人群。对于不同年龄段人群来说，迁移对于26～60岁之间的群体影响是显著的，尤其是41～60岁这个年龄段。

上述结论的政策含义在于：这些经验发现可以为政府进一步推进城市化和缓解阶层固化提供可靠地政策依据。政府部门应采取恰当措施减少户籍歧视、增加就业培训等，使流动人口尽快融入城市。尤其是在我国不断加快的新型城镇化建设中，劳动者的自由扩大了，改变身份的机遇出现了，上升的通道也打开了，社会地位的改变也就有了实现的可能性。因此，优化经济发展的空间格局，避免少数城市过分拥挤，劳动力市场过度竞争。这可以为劳动者在不同的地区提供更多的、多样的就业机会，同时应对选择迁移而就业难者提供职业培训，因为迁移也许是其改善自身状况的唯一途径。