流动人口收入

流动人口收入（共10篇）

流动人口收入 篇1

处于全球化经济浪潮的当代中国，已经成了世界工厂，并以其长期超高的增长速度成为世界关注的热点。中国社会正在转型，快速城市化的进程不可逆转。在这样的背景下，农村大量剩余劳动力向全国大中城市尤其是京津唐、长三角、珠三角等地区流动，进入城市参与就业竞争，这就形成了规模巨大而不容忽视的城市低收入流动人群。大量资本与劳动力的流动是活跃经济与丰富城市生活的动力，同时对城市住房提出一个巨大的要求。城乡二元户籍制度所造成的城乡差异，日益突出的流动人口城市居住问题，已成为影响社会稳定和发展的重要因素。从建筑师的角度，更能切实关注的是如何创造出针对城市低收入流动人口住宅的设计模式。在流动人口住宅设计中，针对“低收入流动性”，对适应性的研究更是必不可少，这正是本文所探讨的重点。

1 城市低收入流动人口概况与住宅适应性

研究城市低收入流动人口住宅设计必须从影响其居住需求的几个层面进行剖析，包括城市低收入流动人口的年龄构成、家庭构成、职业构成、居住现状及生活方式等。其中，城市低收入流动人口的年龄、家庭构成以及生活方式是影响住宅适应性设计最重要的因素。

1.1 城市低收入流动人口年龄及家庭构成

从农村向城市流动的人口多为青壮年，这也是他们进入城市参与就业竞争的主要优势。进城农民工呈现年轻化趋势，45岁以下年龄组的人占到总数的87.2%，而30岁以下的“80后”农民工占的比例为44%。城市低收入流动人口家庭结构关系存在三种方式:1)单个流动人口。这是最先外出的流动人口，工作的人可能逐步稳定下来。这类流动人口在城市中具有最大的灵活性，居住方式多以旅馆、临时性租房为主。2)“群体式”流动人口。这是最普遍的存在方式，为单个流动人口发展所致。群体式流动人口包括地缘型、亲缘型及业缘型三类，“群体式”流动人口规模大小不一，可以为几个或十几个，特别在业缘关系中可能存在几十个甚至上百个的情况。3)“家庭式”流动人口。此类在城市中一般都进行着，逐步发展。一般流动人口家庭的成员较少，大都是核心式的小家庭模式。其中，以夫妻共同流动的“1+1”模式和夫妇及子女共同流动的“1+2”模式为主要的流动形式。

1.2 城市低收入流动人口的生活方式

城市低收入流动人口的生活方式必然受到社会和城市的影响，但他们的经济条件和工作背景又不同于普通城市居民，会产生特殊性，主要体现在以下方面:1)工作时间长，劳动强度大，闲暇时间少。2)闲暇生活内容贫乏，社会关系简单。3)住宅消费以租赁住宅为主，租金承受能力低。

1.3 城市低收入流动人口的居住需求及住宅适应性

1.3.1 居住需求

通过以上对城市低收入流动人口家庭结构和生活方式的总结，可以对其居住需求进行分析:1)单个流动人口适合小面积单身公寓或微型多功能居住单元;群体式流动人口性别单一、社会关系单纯以及价值观念、文化程度接近，适合居住于公寓式的集体宿舍;家庭式流动人口可以采用小套型住宅方式解决。2)不同家庭结构对住宅功能空间要求不同，但休息功能是最重要的，卧室空间应完整全面，重点设计。3)厨卫空间在生活中使用率高，应精心设计。4)起居、餐厅、客厅空间可以集中设计，提高空间使用效率。5)功能空间在满足需求的同时应尽量节约面积，以实用小空间为主，但须提高舒适度。6)应考虑流动人口家庭生命周期转变所带来的影响，灵活多变，具备适应性。

1.3.2 住宅适应性

住宅空间的适应性是指利用建筑空间和结构的潜力，使住宅空间和功能适应使用者的需求变化。其意义在于:1)住宅满足未来的居住需求。当前的流动人口住宅建设中提倡小面积来缓解流动人口的居住困难，但随着经济的发展，住宅面积标准会逐步提高，小面积住宅要有能够随需求提高而扩大面积的潜力。2)住宅设计回应城市流动人口家庭生命周期的转变以及从单身流动到家庭流动的变化趋势，当前的流动人口住宅设计还是以公寓、宿舍的形式出现，但家庭化的趋势在流动人口中已越来越明显。3)提高住宅的适应性可以在居住面积相对较小的情况下，用经济的手段提高居住舒适性和生活质量。

2 城市低收入流动人口住宅适应性设计策略

2.1 套型内适应性设计策略

2.1.1 平面规则、模数化及标准化

套型平面的轮廓影响内部空间划分和功能布置，轮廓越方正，空间划分的可能性就越多。平面布置标准化，使房屋开间尽量统一，不仅可以增加相同预制构件的数量，提高生产效率，降低房屋造价，还方便根据居住需要灵活组合变化，发挥适应性的优势(见图1)。

2.1.2 套内空间弹性设计

1)设计“中性空间”。流动人口住宅中的起居室一般都是集休息、用餐、聚会等多种功能为一身，通过对功能的复合使用，起居室、阳台可以作为中性空间。中性空间可以转换为睡眠空间，通过设置折叠床、沙发床来实现。在单个流动人口居住的单身公寓中，起居空间可以与卧室相复合，两个空间之间没有明确的划分或者只用一些灵活的隔断相分离;在多人宿舍中，起居空间可与门厅复合，只起到户内外空间的过渡作用;在流动人口家庭居住的小套型住宅中，起居空间的复合功能相对较多，既可以复合用餐空间，又可以临时复合睡眠空间或学习空间。

2)室内空间灵活分隔。灵活分隔的方法有两种:a．通过门扇的开合;b．通过家具的设置。门扇分隔的方法适用于多房间的住宅套内。两个房间之间用门扇联系，若门扇较宽，当关上门扇时，两个空间相互分离，各自保持独立性。单身或一对夫妻居住的流动人口住宅，通常为一居室，套内所居住的人数较少，对私密性的要求不是很高，通过家具作为分隔空间的介质是可行的。

2.1.3 套内空间高效紧凑设计

1)厨卫空间集合设计。

一方面，集合设计有利于管道、通风井等设备的集中布置，有利于卫生间和厨房内部设备的标准化生产;另一方面厨房和卫生间的可变性较小，集中设计可以避免影响其他空间，从而保证其他空间拥有较大的灵活性。

2)空间高效紧凑利用。

a．高效紧凑利用空间，减小交通面积。一方面可以利用门后的空间或走道用作储藏;布置家具时尽量减少交通空间与实墙面的接触;利用上部空间作为储藏空间等。另一方面，流动人口住宅中，基于休息功能的重要，卧室空间设计中依据床和家具的尺度，追求紧凑的布置方式。b．竖向空间设计。一方面，住宅内部可以采取加层的方法来增大住宅的适应性。另一方面，目前流动人口住宅一般采用单开间平层的平面方式，将跃层住宅与走廊式交通结合是一种经济高效的方式。跃层住宅对单开间的平面很适用，可结合跃层的形式，则可以每两层设一条走廊。

2.2 套型间变化的适应性设计策略

套型间的适应性可以通过两条途径来实现:1)通过合并空间;2)通过交换空间。合并空间是指在套内面积较小、套型模块化和标准化的前提下，根据户型需要，将原有小户型通过合并转变为一个相对较大的户型。在设计中将2个～3个套型组成一组，在每组间的隔墙预留门洞作为套型间的联系，就能在有需要的时候将这2个～3个套型合为一组(见图2)。这种方法可以解决流动人口从单个流动向家庭流动转变时住宅的适应性问题，从而延长住宅的使用年限。交换空间是指基于调节二者面积和房间数的需要，将相邻的两个套型之间的空间与其中任意一个套型相连。这种方法特别适用于流动人口住宅设计，因为流动人口的家庭结构处于变化之中，套型比例随之变化。这样就为套型分配在套数不变的前提下提供了更多可能性。

3 结语

新生代的农民工进入城市的规模越来越大，市民化意愿更强。他们在城市中的住房问题是其融入城市的最高门槛，目前住房保障政策的覆盖面基本只针对城镇居民，而伴随着城镇化，日益增多的低收入流动人口的住房困难和需求将成为社会问题。通过对城市低收入流动人口住宅适应性设计进行探讨，希望对以后流动人口住宅的建设与发展提供有价值的参考意见。

参考文献

[1]张彧.低收入流动人口城市住宅初探[J].新建筑,2001(2):10-12.

[2]金玉棠,张一兵.城市低收入流动人口适用性出租住宅设计探析——以徐州地区为例[J].中国住宅设施,2010(5):28-31.

[3]杨清.当前城市化背景下流动人口住居研究[D].重庆:重庆大学硕士学位论文,2010.

流动人口收入 篇2

调查实施细则

第一章 总则

第一条 为做好我市廉租住房保障申请家庭人口、收入和住房等情况调查工作，根据《青岛市城镇最低收入家庭廉租住房管理办法》、《青岛市城镇最低收入家庭廉租住房申请、审核及退出管理实施细则》、《青岛市城市居民最低生活保障工作规定》的规定，制定本实施细则。

第二条

廉租住房保障申请家庭人口、住房、收入的调查核实应坚持实质性审查和形式性审查相结合，社区、街道经常性调查和区廉租住房保障管理部门重点调查相结合，分级管理的原则。

第三条 社区、街道、区廉租住房保障管理部门按照各自分工负责做好申请家庭人口、住房、收入等情况的调查、评估和审核工作。民政、劳动保障、公安、税务、工商等相关部门应积极配合做好调查工作。

第四条 申请家庭所有成员应主动接受并配合街道、社区等部门的调查，主动到所在单位及相关部门及时申请出具相关证明材料，及时送交区街调查工作人员相关证明材料的原件和复印件，工作人员应逐项进行核对，留存复印件或需留存的原件。

第五条 社区和街道应结合实际，对辖区家庭建立经常性调查制度，对符合保障条件的及时建立保障对象档案，进行预登记。

第二章 家庭和家庭成员

第六条 根据《中华人民共和国婚姻法》的有关规定，凡具有法定赡养、抚养、扶养关系，而又未经法定程序解除家庭成员关系的人员，应列入廉租住房保障对象的家庭成员范围。具体为：

（一）夫妻。

（二）父母与未成年或丧失劳动能力的子女；有负担能力的祖（外祖）父母与父母双亡的未成年或丧失劳动能力的孙（外孙）子女。成年子女、孙子女属于虽未完全丧失劳动能力、但收入不足以生活的或在校就读确无独立生活能力和条件的，应核为家庭成员。

（三）子女与无生活来源的父母；有负担能力的孙（外孙）子女与子女双亡的祖（外祖）父母。

（四）兄、姐与父母双亡或父母无力抚养的未成年弟、妹；弟、妹与扶养其长大且无生活来源的兄、姐。

（五）其他经认定的家庭成员

以上子女含养子女、继子女、非婚生子女；父母含养父母、继父母。

家庭按不超过两代核定，家庭成员应具有市内四区非农业常住户口，其中至少有一人应达到5年（含）以上。除

（一）、（二）外，家庭成员必须同一户籍且长期共同居住。

第七条 劳教人员和服刑人员在劳教的服刑期的，不核定为家庭人口。

第八条 孤老、孤儿可单独申请廉租住房保障。年满30周岁且未婚的一、二级残疾人（生活不能自理的）可单独申请廉租住房保障（实物配租除外）。

第九条

家庭成员属性分为以下几个种类：

（一）三无人员，是指经民政部门认定的无劳动能力、无生活来源、无法定赡养人、抚养人和扶养人的人员。

（二）在职人员，是指未与单位解除（终止）劳动关系的职工，包括单位内部退养、病休、待岗人员。

（三）下岗人员，是指与再就业服务中心签订协议，领取下岗证的人员。

（四）失业人员，是指登记办理《青岛市城镇劳动者失业证》的人员。

（五）退（离）休人员，是指办理退（离）休手续，领取退（离）休金的人员。

（六）残疾人员，是指经残疾人联合会核发《中华人民共和国残疾人证》的人员。

（七）劳模人员，是指经市级（含）以上人民政府授予劳动模范称号的人员。

（八）优抚人员，是指革命伤残军人、复员退伍军人、革命烈士家属、因公牺牲军人家属、病故军人家属和现役军人家属。

（九）遗属人员，是指职工亡故，配偶和未成年子女。

（十）低保人员，是指经民政部门核定，持有《最低生活保障证》的人员。

（十一）其他人员，不属于上述分类的其他情况的人员。第十条 家庭属性按照家庭成员属性相应分为十一类，每一类家庭是指家庭成员至少有1人（含）属于家庭成员类别属性的家庭。家庭属性类别作为轮候保障排序的重要依据。

第十一条 接受社区调查人员的调查，被调查家庭应提供家庭所有成员的以下证明材料：

（一）户籍证明材料。包括《居民户口簿》、《居民身份证》、户籍管理部门开具的户籍迁移证明（家庭成员因考学等原因户口迁出的）、非农业常住户口五年以上的证明（户口簿不能显示时）和门牌变更证明（户口簿标注地址和其对应房屋产权证明、承租证明地址不一致时）。

（二）婚姻状况证明材料。包括《结婚证》、《离婚证》及《离婚协议书》、人民法院调解或判决书、婚姻登记机构开具的未办理结婚登记的证明。

（三）家庭成员属性证明材料。市级医院出具的诊断证明或市劳动能力鉴定部门出具的完全或部分丧失劳动能力的证明、下岗证、《青岛市城镇劳动者失业证》、《退（离）休证》、《中华人民共和国残疾人证》、授予劳动模范称号的证明文件、优抚人员的证明文件、单位出具的遗属证明、《最低生活保障证》和其他证明文件。

第十二条 入户调查时，所有家庭成员的户口所在地和居住地都要如实调查。

第三章 家庭收入

第十三条 家庭收入指被调查人所有家庭成员在调查期以全部货币形式和实物形式得到的经常或固定的收入和一次性收入的总和，包括工薪收入、经营净收入、财产性收入、转移性收入、出售财物和借贷收入。收入的统计标准以实际发生的数额为准，无论收入是补发还是实发，只要在调查期得到的都应如实计算。

（一）工薪收入

1、工资和补贴收入。指国有单位职工、集体单位职工、其他单位职工、个体经营者、个体被雇人员、离退休再就业人员、其他就业人员通过劳动所获得的各种报酬，包括工资、奖金、各种津贴、补贴等。

２、其他劳动收入。指所有家庭成员的兼职、兼业收入和从事各种技艺、各项劳动服务所取得的报酬（稿费，讲课费等）以及以上部分以外的就业人员，包括没有固定性职业，在所调查期间从事社会劳动所取得的报酬（如从企业领取原料在自己家中进行生产加工、家庭拆洗缝补、家庭托儿、保姆）以及其他未领执照的个体劳动者的劳动报酬。

（二）经营净收入

经营净收入指个体、私营业主等在工商登记机关依法登记取得营业执照、合法经营取得的收入扣除从事生产和非生产经营费用支出、缴纳税款等，可直接用于生产性、非生产性建设投资、生活消费和积蓄的收入。

（三）财产性收入

财产性收入指家庭拥有的动产（如银行存款、有价证券）、不动产（如房屋、车辆、土地、收藏品等）所获得的收入。包括出让财产使用权所获得的利息、租金、专利收入；财产营运所获得的红利收入、财产增值收益等。下列项目应计入申请家庭的收入：

１、投资收入，包括利息收入、股息红利收入、保险受益和其他投资受益。２、出租房屋等资产收入，将家庭拥有的产权房屋、车辆、土地等资产出租产生的收入。

３、知识产权收入。自己创作、发明或者参与创作、发明、并归个人所有的著作权、专利权、专有技术等带来的收入，专利人将专利权让给他人或许可他人在一定的时间和范围内使用其专利所得的个人收入和非专利技术所有者将非专利技术有偿地提供、转让他人所取得的个人收入。

４、其他财产性收入，指除上述之外的财产产生的收入。

（四）转移性收入

转移性收入指国家、单位、社会团体对居民家庭的各种转移支付和居民家庭间的收入转移。包括政府对个人收入转移的离退休金、失业救济金、赔偿等；单位对个人收入转移的辞退金、保险索赔、住房公积金、家庭间的赠送和赡养等。下列项目应计入申请家庭的收入：

１、养老金或离退休金 ２、辞退金 ３、赔偿收入 ４、失业保险金 ５、赡养费 ６、抚（扶）养费 ７、接受馈赠收入 ８、继承收入 ９、提取住房公积金

10、遗属补助费

11、经认定应计入收入的其他收入

（五）出售财物收入

主要包括出售住房收入、因建设征地农转非等原因领取一次性经济补偿金和安置补助费、拆迁安置房屋货币补偿收入和因劳动合同终止（包括解除）所获得的经济补偿金（生活补助费、一次性安置费）和出售其他物品收入。

（六）借贷收入

主要包括提取储蓄存款、收回借出款、收回储蓄性保险本金、兑售有价证券、收回投资本金、其他借贷收入。

第十四条 在核定家庭收入时，实物收入应按市场价折款计入家庭收入。

第十五条 收入的调查期为申请家庭提出申请所在年。核定家庭成员月收入时，对每月产生固定收入的项目，按其提出申请当月前连续３个月内收入的平均数计算；对凡属一年内每月不能产生固定收入的一次性收入或多次收入的项目，应将其加增并分摊到１2个月计算平均数。

第十六条 家庭人均月收入为每个家庭成员月收入加增除以家庭人口数。第十七条 对工薪收入按照以下规定进行调查核定：

（一）在职职工收入的核定。经职工所在单位劳资部门审核填写《青岛市廉租住房保障职工收入情况证明》，单位主要领导签字，并经单位盖章认定。对连续6个月以上未领到或未足额领到工资的在职职工（含厂内待岗、厂内退养、病休等各类离岗人员），按实际收入计算家庭收入。

（二）其他劳动收入的核定。对兼职性收入等其他劳动收入，由个人诚信申报，区街根据所从事的社会劳动情况评估确定。其中，属于在市场、商店、早市、夜市等商业场所从事经营活动的，由市场管理部门填写《夜市等商业场所从事经营活动人员收入情况证明》，证明其收入情况；市场部门不能证明其收入的，由个人诚信申报，区街根据所从事的社会劳动情况评估确定。区街应依据劳动种类建立评估标准。

第十八条 对经营净收入的调查评估按照以下规定执行： 对税务部门实行查帐征收的个体经营、私营企业者，其收入由税务部门开具收入证明，证明其净收入情况。对税务部门不实行查帐征收的个体经营、私营企业者，经营净收入由被纳税人诚信申报，区街调查评估确定。

第十九条 对财产性收入的调查评估按照以下规定执行：

（一）知识产权收入、出租房屋等资产的收入，按照租赁等合同核定收入，合同价款明显低于市场价格的，由区街评估确定。

（二）利息收入、股息红利收入、保险受益和其他投资受益，由申请人家庭成员诚信申报，区街调查评估确定。

第二十条 对转移性收入的调查评估按照以下规定执行：

（一）不计入家庭收入的范围

１、优抚对象按规定享受抚恤金、补助金、护理费、保健金； ２、政府颁发的对特别贡献人员的奖励金、补贴金等； ３、区（市）以上劳动模范退休后享受的荣誉津贴； ４、工伤人员的护理费；

５、因公（工）死亡人员及其家属享受的一次性抚恤金、丧葬费；

６、因公（工）致残返城知青的护理费；

７、按规定由个人缴纳的住房公积金和各项社会保险统筹费；

８、政府和社会给予贫困在校生的救助金、生活补贴和在校学生获得的奖学金、助学贷款等;

9、人身伤害赔偿中除生活费以外的部分;

10、政府和社会给予的临时性生活救助金;

11、过渡性就业人员6个月内的劳动报酬;

12、拆迁安置中的安置补助费、拆迁补助费;

13、经认定不计入收入的其他收入。

（二）赡养费的计算。凡成年子女，均应承担父母的赡养义务。子女家庭月人均收入低于低保标准150％的，可不计算其父母应得赡养费收入；子女家庭月人均收入高于低保标准150％的，计算其父母应得赡养费。计算公式为：每一子女的月赡养费＝（子女家庭月总收入－当地当年月低保标准150％×家庭人口）×50％。如有人民法院裁定调解或判决的，按协议、调解、判决书确定。

（三）抚（扶）养费的计算。抚（扶）义务人家庭月人均收入低于当地当年月最低工资标准的，可不计算其子女应得抚（扶）养费收入；抚（扶）义务人家庭月人均收入高于当地当年月最低工资标准的，计算其子女应得抚养费收入。抚（扶）费一般可按抚养义务人月总收入的25％计算；负担两个以上子女的，比例可适当提高，但一般不超过月总收入的50％。如有人民法院调解或判决的，按调解、判决书确定。

（四）失业人员失业保险金认定。凭本人《失业证》予以认定。

（五）退休金或养老金认定。凭本人养老金或退休金领取存折予以认定。

（六）接受馈赠收入。由被调查人诚信申报，区街进行评估认定。

（七）继承收入。继承房产不列入收入，除此外的其他继承收入由申请人诚信申报，区街评估确定。

（八）提取住房公积金。凭公积金查询存折予以认定。

（九）辞退金。凭用人单位辞退证明文件等予以认定。

（十）赔偿收入。凭人民法院调解书、判决书等证明文件予以认定。

（十一）遗属补助费。凭单位开具的遗属补助费证明等予以认定。

第二十一条 对出售财产收入的调查评估按照以下规定执行：

（一）对出售财产收入的调查期限不受一年限制。

（二）因建设征地农转非等原因领取一次性经济补偿金和安置补助费，房屋拆迁实行货币补偿所得收入、出售住房获得的收入、因劳动合同终止（包括解除）所获得的经济补偿金（生活补助费、一次性安置费）及其他出售财产收入，因缴纳社会保险、购房、医治大病、就学等家庭支出无剩余的，不计入家庭收入；有剩余的，其剩余部分按廉租住房保障收入标准和家庭人口计算可分摊的月数，在可分摊的月数内，该家庭不享受廉租住房保障。

（三）一个家庭占多项出售财产收入项目的，应合并计算；其支出项目不能重复扣减，并由申请家庭进行支出举证，不能举证的视同没有支出；其收入剩余部分应进行分摊。

第二十二条 对借贷收入，由申请人家庭成员诚信申报，区街调查评估确定。借贷收入的调查评估期及分摊按照出售财产性收入规定执行。

第二十三条 家庭成员拥有的资产，包括实物资产和货币资产，由申请人家庭成员诚信申报，区街调查评估确定。调查评估期及分摊按照出售财产性收入规定执行。

第四章 家庭住房

第二十四条 下列住房应当认定为家庭成员的住房

（一）家庭成员现拥有的私有住房（含已购公有住房）;

（二）家庭成员现承租的公有住房；

（三）家庭成员赠予他人的住房。

第二十五条 家庭成员所拥有和承租的各类性质的房屋面积，应核定为家庭的住房面积。

第二十六条 应继承房屋尚未办理继承手续的，暂缓调查评估，待办理房屋继承手续后，按照公正、法院判决等法律文书核定房屋面积。

第二十七条 家庭成员现居住房屋或户籍地房屋，属于非违章建筑，且无房屋产权证明或承租证明的，由居住人或户主进行非私有房屋和非承租房屋举证，不举证的，视为同户籍人或共同居住人共同拥有或承租房屋，房屋面积由调查工作人员实际测量，平均分摊计算人均拥有或承租房屋面积。第二十八条 已进行农转非，仍拥有或居住农村房屋的，应核定为其房屋面积。房屋面积由调查人现场测量确定。

第二十九条 现拥有私房和承租公有住房面积的认定。申请人住房建筑面积的核定应以房屋租赁契约、房屋所有权证、房屋买卖合同等合法证件中载明的类型、面积为准；没有载明建筑面积的，以载明的使用面积乘以1.33计算。

第三十条 房屋拆迁，选择货币安置的，房屋补偿金计入家庭收入。选择实物安置的，拆迁过渡期内暂缓调查评估，待实际安置房屋定位后，按实际安置房屋核定面积。2000年8月1日前实施房屋拆迁的，按拆迁协议标注的安置人口平均分摊安置房屋核定面积。

第三十一条 调查申请人家庭成员的住房情况时，家庭每一个成员的户籍所在地和居住地的房屋情况必须进行认真调查核实。通过调查查清房屋的产权人或承租人以及同申请家庭成员之间的关系；同时查明房屋是否为家庭成员的以下居住情况：

（一）拥有的已购公有住房；

（二）拥有的私有住房；

（三）承租自管公房、直管公房；

（四）租赁房屋；

（五）借住房屋；

（六）自行搭建的临时房屋；

（七）廉租住房保障的租赁住房补贴房屋；

（八）廉租住房保障的实物配租房屋；

（九）其他房屋。

第三十二条 房屋调查时，家庭成员应提供居住地和户籍所在地的房屋产权证明、房屋承租证明等相关证明材料。

第五章 调查制度

第三十三条 户籍地和居住地不一致且在现居住地居住满一年的人员，由居住地的区街进行调查，调查资料移交户籍所在地；户籍地人员由户籍地的区街进行调查；人户分离人员调查档案由户籍地的区街负责建立和保管。属低保家庭的按照民政部门低保管辖的规定进行调查。

第三十四条

申请人申请廉租住房保障应经区街调查评估，并建立调查档案后，以书面形式向街道办事处提出申请。

第三十五条

区街建立廉租住房保障调查评估小组，负责对申请廉租住房保障家庭进行调查核实，向社区民主议事会介绍申请廉租住房保障资格评估情况，调查群众反映的问题。调查评估小组由5-7人组成。

第三十六条

申请人应主动提供家庭成员户口、收入证明、住房证明等必备材料向区街提出调查申请。第三十七条

区街接到申请后，由区街廉租住房保障评估小组在3个工作日内完成该家庭的人口、收入、住房调查评估和公示。区街廉租住房保障评估小组成员进行入户调查评估时应3人以上。调查评估情况经区街廉租住房保障评估小组成员集体研究，形成调查评估意见，提交社区民主议事会讨论。社区应在7个工作日内召开民主议事会，民主议事会应由11-17人组成。

社区民主议事会讨论调查评估意见，应当由社区居民小组长、申请人等列席会议。

社区民主议事会讨论调查评估意见的一般议程：

（一）申请人介绍家庭人口、收入和住房详细情况；

（二）评估小组介绍评估情况；

（三）议事会成员向申请人进行询问；

（四）申请人回答询问；

（五）申请人退场；

（六）对调查评估意见进行表决。

第三十八条 社区民主议事会成员2/3票同意的，社区应同意，并签署意见。

第三十九条 调查申请人家庭成员的人口、住房、收入等情况采取下列方式：

（一）查档取证。与劳动保障、房管、社保经办机构、工商、税务、银行等部门建立联系，及时查阅家庭房产、收入等情况，有关部门、单位应当积极配合，如实提供相关情况。

（二）入户调查。调查人员直接到申请人家中，核实其家庭收入和吃、穿、用等实际情况。现场查勘申请人户籍所在地和居住地房屋现状，认真核对房屋产权证、租赁证等证明材料。

（三）邻里访问。通过走访社区居民或到申请人工作单位，了解其家庭收入、实际生活和住房基本情况。

（四）信函索证。对不便走访的有关单位和人员，通过信函索取有关证明材料。

（五）信息共享。通过廉租住房保障信息化建设，逐步实现多部门信息联网，及时查阅申请家庭成员房产、收入等情况。

第四十条 区街应根据辖区居民状况经常性进行廉租住房保障家庭人口、收入、住房等情况调查，经评估符合条件的，建立调查档案。调查档案超过一年的，要及时年审，有变动的要及时更新。

第四十一条 区廉租住房保障管理部门的调查核实，按照《青岛市城镇最低收入家庭廉租住房申请、审核及退出管理实施细则》的规定执行。

第六章 附则

第四十二条

流动人口收入 篇3

关键词： 代际收入流动性；趋势；工具变量

摘 要： 利用中国居民健康和营养调查（CHNS）1991-2011的数据，估计并分析了中国居民代际收入流动性趋势。研究结果表明：父代教育、职业变量是有效的工具变量，中国居民代际收入弹性在1991-2011年间平均为0.57，说明代际收入流动性整体较低；中国居民代际收入弹性在1991-2004年间总体上呈现出一种向上的趋势，并且在2004年达到峰值0.7。其后代际收入弹性在2004-2009年间经历了一个迅速下降的过程，而在2009-2011年间，代际收入弹性有所反弹。

中图分类号： F224.7 文献标志码： A 文章编号： 10012435（2015）06076907

代际收入流动性作为衡量一个社会机会公平程度的重要指标之一，是指同一个家庭中父代收入对其子代收入的影响程度，较低的代际收入流动性意味着父代收入对子代的影响较大，从而反映出较高的机会不平等程度。近年来，“富二代”、“穷二代”等词汇频繁见于媒体，引起了人们的广泛关注。那么这类“二代”现象是否是我国代际收入流动性整体较低的写照？我国的代际收入流动性究竟如何？

在Becker and Tomes（1979）建立的框架下，代际收入流动性一般用代际收入弹性来表示，该弹性越高，说明父代收入对子代收入的影响越大，代际收入流动性越低。国外关于代际收入弹性的估计起步较早，如Behrman and Taubman（1985）、Becker and Tomes（1986）等对美国代际收入弹性的估计结果大约在0.2左右，说明美国有着较高的代际收入流动性。但由于早期研究结论与真实世界严重不符，其后的研究分别采用收入均值法、工具变量法来纠正暂时性收入偏误，所得代际收入弹性的测算结果比以往研究要大，符合理论预期（Solon，1992；Zimmerman，1992；Bjorklund and Jantti，1997）。国内对代际收入弹性的估计始于王海港（2005），但是他使用的是父代单年的收入，因此其估计的结果有向下偏误的较大可能。之后姚先国等（2006）姚先国，赵丽秋.中国代际收入流动与传递路径研究：1989-2000.第六届中国经济学年会入选论文。利用父亲三年平均收入来处理暂时性收入偏误；何石军等（2013）也利用收入均值法来处理暂时性收入偏误，估计出中国2000、2004、2006、2009年的代际收入弹性分别为0.66、0.49、0.35和0.46。除了收入均值法，也有学者采用工具变量法，如胡洪曙等（2014）同时利用父代教育、职业作为工具变量，对中国居民的代际收入弹性进行了估计。

以往的不少文献以父代2-5年的平均收入作为其持久收入的代理变量，收入的暂时性波动很大，即便是5年的平均收入也很难代表其持久性收入。Solon（1992），Mulligan（1997）等认为父代教育和职业等个人特征短时期内不会出现变化，能够较为真实地反映出其持久性收入，因而可能是合适的工具变量。胡洪曙等（2014）的研究表明父代的个人特征的确可以作为其持久收入的工具变量，但是他们的研究基本都是将若干年的数据合并在一起使用，这样做只能得到一个静态的结论。而现实的情况是，中国宏观经济环境的变化可能会使居民的代际收入流动性发生改变，因此某一个静态的结论可能并不能准确反映出中国居民这几十年来的代际收入流动性。基于此，本文利用1991-2011年中国居民健康和营养调查数据（CHNS），选择合适的工具变量，估计并分析代际收入弹性的变化趋势，以便更加清楚地了解中国居民的代际收入流动性。

一、数据处理及研究方法

（一）数据处理

本文数据来源于中国健康与营养调查（CHNS），该调查为美国北卡罗来纳大学与中国疾病预防控制中心营养和食品安全研究所进行的国际合作项目。本文将使用1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009、2011共8年，跨越我国1990年代以及2000年代共20年间的数据。该数据主要覆盖我国辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西、贵州9个省份（2011年添入北京、上海和重庆样本），具有较好的代表性。CHNS数据采用多段随机抽样方法，样本中包含有城镇和农村居民。

本文首先对所有样本中父代（父亲）和子代的信息进行分离，然后将同属一个家庭的父代、子代数据合并得到父代与其子代历年的综合信息数据。接着结合以往的研究以及CHNS数据自身情况，选择合适年龄段的劳动力。从数据初步统计结果看，样本中子代劳动力进入劳动力市场的年龄比较低，不少劳动力甚至未成年。由于使用较低年龄段的子代收入会带来较大的测算误差（Haider and Solon， 2006；何石军等，2013；胡洪曙等，2014），因此本文选择成年以后的子代劳动力。参考中国一般劳动人口的基本特征，本文设定父代劳动力的年龄上限为60岁，删除了父代、子代年龄差距在14岁以下的样本。最后利用CHNS数据提供的2011年消费价格指数对父代、子代收入变量进行了处理，并剔除样本中存在的异常值。经过以上处理，共获得4153对有效配对样本，各年具体的配对数如表1。

表1还分别给出了父代、子代样本净收入、年龄、教育和职业变量的统计结果。年净收入主要包括居民的经营性收入和工资性收入农村居民经营性收入包括非农经营收入及农业经营收入。农业经营收入由务农收入、园艺收入、畜牧收入及渔业收入构成。。由于净收入数据均经过2011年消费价格指数处理，因此各年之间可以直接比较。从表1中可以看出，1991年以来父代与子代年净收入均有了较大的提高，其中子代收入提高的幅度高于父代。父代的平均年龄在50-52岁之间，子代的平均年龄在22-26岁之间。教育变量为个人受教育年限。1991到2011年间，中国居民的平均受教育程度有所提高，父代平均受教育程度从小学上升至初中，子代平均受教育程度从初中上升至高中。职业变量的设定是参照Erikson and Goldthorpe（2002）的职业等级分类表，对职业进行打分管理者/行政官员/经理（厂长、政府官员、处长、局司长、行政干部及村干部等）=12；军官与警官=11；高级专业技术工作者（医生、教授、律师、建筑师、工程师等）=10；一般专业技术工作者（助产士、护士、教师、编辑、摄影师等）=9；办公室一般工作人员（秘书、办事员）=8；技术工人或熟练工人（工段长、班组长、工艺工人等）=7；士兵与警察=6；服务行业人员（管家、厨师、服务员、看门人、理发员、售货员、洗衣工等）=5；司机=4；非技术工人或熟练工人（普通工人、伐木工等）=3；农民、渔民、猎人=2；其他=1。endprint

。从基本统计结果来看，父代职业平均分值变化不大，基本保持在4.5左右，子

代职业平均分值有所上升且从2006年起超越了父代。

（二）研究方法

参考以往的研究（Solon，1992；何石军等，2013），设定代际收入弹性基本估计方程为：

lny1=ρlny0+ε（1）

其中，y1表示子代持久性收入，y0表示父代持久性收入，ρ表示父代持久性收入对子代持久性收入的影响程度，ε为随机扰动项。

由于父代持久性收入很难获得，学者们一般使用父代单年收入作为其持久性收入的替代。但是父代单年收入与其持久性收入往往有较大偏差，因此使用父代单年收入来估计代际收入弹性有很大可能会带来向下的偏误（Solon，1992；Zimmerman，1992）。

由于个人一生实际收入一般为单峰型，因此针对单年收入可能带来的向下偏误问题，一个有效的办法是对个体的年收入水平用年龄及其平方项进行调整（Solon，1992）。调整后的方程为：

lny1t=β0+γlny0t+β11age1t+β12age1t2+β01age0t+β02age0t2+μ（2）

其中，y1t，y0t分别为子代、父代在t年的收入，age1t，age0t分别为子代、父代在t年的年龄，μ为随机扰动项。

Solon（1992），何石军等（2013）认为，对年龄进行调整可以减小单年收入与持久性收入之间的差异，进而优化单年收入对持久性收入的替代效果。尽管如此，估计出的代际收入弹性仍然可能存在一定程度的偏误，原因在于y0t与μ仍然相关。在此基础上，一种常用的处理办法是收入均值法，但是正如上文所述，收入的暂时性波动很大，父代二三年的平均收入可能并不能很好代表其持久性收入，而父代教育和职业等个人特征短时期一般不会出现变化，反而能够较为真实反映出其持久性收入，因此本文以父代的教育、职业变量作为工具变量，同时采用两阶段估计办法。第一阶段估计方程为：

lny0t=γ1Education0+γ2Occupation0+μ（3）

根据上式得出γ2和γ2的估计值γ^1和γ^2，在此基础上，第二阶段利用第一阶段所得到的估计值进行最小二乘估计，第二阶段估计方程为：

lny1t=β0+ρ（γ^1Education0+γ^2Occupation0）+e（4）

本文中父代年龄段基本处于40-60岁，属于人生劳动收入成熟的阶段，教育和职业的回报率差别不会太大。因此，在第一阶段中用教育和职业估计出的收入基本上能够代表父代40-60岁之间的收入，从而可以较为有效地表示其持久性收入。

二、实证结果分析

表2给出了利用OLS方法对（1）式和（2）式进行的回归结果。从回归结果看，由（1）式和（2）式估计得到的代际收入弹性均在1%的水平上显著，但两者区别不大。

表3给出了利用工具变量法估计出的代际收入弹性。除了2009年，其他年份的估计结果均在1%的水平上显著，且估计结果均有所提高，符合理论预期。从估计结果看，1991-2011年间中国居民代际收入弹性基本都在0.4以上，平均为0.57。但是估计结果是否可靠还需对工具变量的有效性进行检验，因为工具变量若无效，则可能导致估计结果不一致。

表4给出了工具变量是否有效的检验结果。从过度识别检验的结果来看，各年的P值均大于0.1，故可以认为工具变量基本上外生，与扰动项不相关。从弱工具变量检验结果来看，各年的F值均大于10，LIML法与2SLS法估计出的弹性系数非常接近，从而可以拒绝“存在弱工具变量”的原假设。过度识别和弱工具变量的检验结果可以表明父代教育、职业变量作为本文的工具变量基本是有效的，表3中代际收入弹性的估计结果具有一定的可信度。

本文将表3中代际收入弹性的估计结果与国外的研究结果（Solon，1992；Zimmerman，1992；Bjorklund et al，1997）相比较，发现中国居民的代际收入流动性在此期间总体上比较低。国内关于代际收入弹性的研究事实上还没有取得一致结论，采用不同数据库和收入处理办法得出的中国代际收入弹性在0.3-0.9的大范围内波动（王海港，2005；姚先国等，2006；何石军等，2013；胡洪曙等，2014）。本文对中国居民8年的估算结果均处于这一范围内，说明估算结果具有一定的合理性。

本文将三种方法各年的估计结果绘制成中国居民代际收入弹性趋势图（图1），其中，弹性Ⅰ为基本方程的估计结果，弹性Ⅱ为控制父代、子代年龄后的估计结果，弹性Ⅲ为通过工具变量估计的结果。从图1中可以看出，弹性Ⅰ与弹性Ⅱ差别很小，两者几乎重叠在一起；弹性Ⅲ在趋势上几乎与弹性Ⅰ、Ⅱ保持一致，但是在结果上高于弹性Ⅰ、Ⅱ。趋势一致从侧面反映出通过工具变量估计出的结果具有一定的可信度，而结果略高则说明通过工具变量的确能够在一定程度上纠正利用单年收入估计而产生的向下偏误问题。

由于弹性Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ趋势基本一致，本文以弹性Ⅲ为代表来分析中国居民代际收入弹性的趋势。从图1中可以看出，该趋势大致可以分为三个阶段：第一阶段为1991-2004；第二阶段为2004-2009；第三阶段为2009-2011。在第一阶段中，尽管代际收入弹性在2000年有所下降，但是总体上呈现出一种向上的趋势，并且在2004年达到峰值0.7，该结论与魏颖（2009）的研究保持一致；代际收入弹性在第二阶段经历了一个迅速下降的过程，然而在第三阶段却有所反弹。

图1 中国居民代际收入弹性趋势图

在第一阶段，代际收入弹性较高且总体上呈现一种向上的趋势，说明父代对子代收入的影响较大。带来这种结果的原因当然是多方面的，对于城镇居民来说，比较重要的一点是间接的“接班”和“顶替”现象，以及随后的“交换”现象“顶替”和“接班”是指父代在某一行业部门工作，退休后可由其子女无条件接班；间接的“顶替”和“接班”是指许多行业系统虽然也是公开招聘，但却依然倾向招收本行业系统工作人员的子女；“交换”现象是指一些收益较高行业的工作人员子女在就业时互相交换。如某地方的金融行业与邮电行业约定，邮电行业工作人员的子女在就业时可以优先进入本地区的金融行业，作为交换，本地区金融行业工作人员的子女在就业时可以优先进入本地区的邮电行业（郭丛斌，2009）。endprint

在这一阶段仍然比较盛行。郭丛斌等（2005-2009）的研究表明在这一阶段整个社会代际之间行业的继承性非常明显。父代在科学研究、技术服务业工作，其子代主要的流动方向为公共管理和社会组织、信息技术和计算机业等收益较高的行业；父代在水、电及燃气供应业工作，其子代除了子承父业外，主要流动的方向依然为其他收益较高的行业，如水利、环境和公共设施管理，交通运输和邮政业等；而父代在制造业工作，其子代主要流向建筑业和批发零售业等收益较低的行业。对于农村居民来说，20世纪90年代初农村剩余劳动力依然不断转移到乡镇企业，由于乡镇企业基本都在当地，加之农村又是一个熟人社会，因此父代对其子代进入乡镇企业就业或多或少会产生作用。随后农村剩余劳动力开始向城市大规模流动，1997-2004年，外出劳动力每年平均增长率高达14.9%（蔡昉，2007）。在这过程中，子代劳动力寻找非农劳动岗位一方面会受其父代直接影响，另一方面有资源的父代会委托亲戚、朋友给予其子代帮助。

在第二阶段，代际收入弹性迅速下降。究其原因，在这一阶段，工作岗位对劳动者的学历、能力的要求更高，间接“接班”“顶替”以及“交换”现象有所缓解，个人的收入越来越受到教育等人力资本因素的影响。与此同时，大量农民工进城，使得城镇管理岗位供给急剧增加。这些都为城镇中低层子代向上流动提供了巨大的空间。对于农村居民而言，随着我国现代化和城市化的步伐不断加快，城市经济的快速发展创造出了大量就业机会，如商业、服务业、生产运输业，这为所有农村子代劳动力提供了很多非农就业的机会。由于机会较多，农村子代劳动力可以在较少依赖父代的情况下自行寻找到非农就业岗位并获得收入，从而带来代际收入流动性的提高。此外，计划生育政策的严格执行降低了人口的出生率，使得主要劳动力市场优势职业劳动者子女数量减少相对于农村居民，计划生育政策对城镇居民更加严格，而对于主要劳动力市场的职业劳动者，如国家机关工作人员和专业技术工作人员等，则尤其严格。

。这不仅为城镇中低层子代向上流动提供了机会，同时也为受教育程度较高的农村青年向上流动提供了可能。最后，科学技术进步带来不少新兴职业，而这些新兴职业大部分都集中在社会职业体系的中上层，有着较高且稳定的收入预期。这些新增的职业岗位为所有处于中低阶层的子代提供了向上流动的机会，从而有助于提高居民代际收入流动性。

在第三阶段，居民代际收入弹性出现反弹，一个可能的解释是随着中国经济发展的逐步平稳，社会阶层可能正逐步形成，父代对子代收入的影响逐步加大。

三、主要结论及建议

尽管直接采用父代收入与子代收入进行回归得出的代际收入弹性事实上只能反映出两者的相关关系，而非因果关系，但是较为准确地估算出代际收入弹性可以更加清楚地了解中国的代际收入流动性，也便于与其他国家的研究成果进行比较，因而具有较强的现实意义。本文利用中国健康与营养调查（CHNS）1991-2011年的数据，采用合适的的工具变量对中国居民代际收入流动性进行了估计。研究结果表明：（1）父代受教育程度、职业类型是有效的工具变量，居民代际收入弹性在1991-2011年间基本都在0.4以上，平均为0.57，与国外研究相比较可以发现中国居民代际收入流动性较低，机会不平等程度较高。（2）1991-2004年间，居民代际收入弹性总体上呈现出一种向上的趋势，并且在2004年达到峰值0.7。原因在于城镇中间接的“接班”“顶替”以及随后的“交换”现象在这一阶段仍然比较盛行，此外20世纪90年代农村乡镇企业仍具生命力，90年代末农村剩余劳动力开始向城市大规模流动，在此阶段农村父代对子代影响较大；2004-2009年间，居民代际收入弹性经历了一个迅速下降的过程。原因可能是科学技术进步、城镇管理岗位供给增加、主要劳动力市场优势职业劳动者子女数量减少为城镇中低层子代向上流动提供了巨大的空间，此外随着城市经济发展的加快，农村子代劳动力能够在较少依赖父代的情况下，获得大量非农就业的机会；2009-2011年间，居民代际收入弹性有所反弹的情况表明随着中国经济发展的逐步平稳，社会阶层可能正逐步形成，父代对子代收入的影响开始增强。而这恰好可以说明近年来“富二代”现象的出现。

代际收入弹性的变化趋势表明，中国代际收入流动性从2004年起的改善正在走向转折点，因此需要政府制定相关政策来提高代际收入流动性。已有部分研究（Maye and Lopoo，2008；周波、苏佳，2012）表明公共教育投资能够有效地增加代际收入流动性。因此政府应该通过进一步普及教育，尤其是改善落后地区的教育资源来提高居民的代际收入流动性。此外，政府还应该继续健全劳动力市场，努力为每一个劳动者获得相应的工作岗位提供平等的机会。

由于数据的限制CHNS数据中城镇与农村样本大致为3∶7，在经过父代-子代配对及删除异常值后，城镇样本较少，不足以支撑本文对代际收入流动性趋势的研究。

，本文并未对城镇及农村的代际收入流动性趋势进行对比研究。

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我国代际收入流动性研究评述 篇4

居民收入分配差距扩大是一个世界性问题, 作为一个逐步崛起的发展中国家, 我们中国也正面临着这个难题, 在经济高速增长的同时, 居民收入差距也不断扩大。收入分配问题在中国经济改革过程中一直以来都是被关注的重点, 其中的不平等问题引起了民众越来越广泛的关注。

而近些年来有少数学者开始从代际收入流动性这个新角度来分析收入分配不平等问题。代际收入流动衡量的是一个人的收入受其上一代人收入影响的程度, 一般用代际收入弹性来测度代际收入流动性, 即子辈收入对父辈收入的弹性。一个社会的代际收入弹性越小, 则收入代际流动程度越大, 说明对子辈收入受父代收入这一先赋性因素的影响就越小, 而子女的个人特质以及努力程度对其收入的影响可能更为显著, 整个社会的机会不平等程度也就越低。

以往相关研究中, 基尼系数的高与低几乎成了衡量收入分配差距大与小的通用标准。事实上, 这是一种过于简单的判断。基尼系数在某种意义上数所测度的是结果的不平等, 而代际收入弹性所测度的是机会的不平等, 代际收入弹性是较基尼系数等不平等指标更为关键的测度方式, 其测度的代际收入流动性大小是直接关系到社会整体状态及社会发展趋势的核心问题。

二、理论和模型简介

(一) 基本的理论分析框架

1979年, Becker&Tomes发表了《收入分配与代际流动的均衡理论》一文, 在这篇文章中, 从单个家庭到均衡收入不平等, 从代际流动到家庭参数和市场参数的估计, 从异质性家庭到政府收入再分配, 再到关于经济发展及人力资本和非人力资本方面的研究拓展, 层层推进放松假设, 展示了很多有意思的理论含义, 为收入不平等的代际转移分析提供了基本的理论分析框架。

(二) 基本的实证研究模型

考察众多的文献, 多数国外学者以下面的基本模型作为实证研究的起点:

式中1nYic代表子辈成年后收入的对数;β1niP代表父辈生命期内收入的对数;i=1, 2, N, N代表父辈和子女所在的家庭;εi为随机扰动项, 并且εi~N (0, δ2) , 它代表了劳动力市场和婚姻中的幸运以及代际传递过程中基因和环境等一系列的随机因素。上式表明, 子女在成年后的收入是父辈终生收入的函数。由于模型采用双对数的形式, 所以β系数实际上就是子女收入对父辈收入的弹性, 即父辈收入对子女收入的影响程度, 而1-β就是测量代际流动性大小的指标。若β系数为0, 则父辈和子女的收入之间完全不相关, 代表的是一种完全充分流动的情况, 若β系数为1, 则情况正好相反。若β系数大于1, 则表明父辈的收入优势在子女身上被“放大”, 这也意味着代际间收入的不平等性在增加。

三、关于代际收入流动性研究的文献综述

(一) 国外学者关于代际收入流动方面的研究成果

经济学家在20世纪70年代涉足代际流动性的研究, 但早期的研究仍以测算相关系数为主, 且均得出了比较低的代际弹性。1979年Becker和Tomes在《收入分配与代际流动的均衡理论》一文中将人力资本理论拓展到微观经济分析中, 他将两代人的平均收入进行回归, 得出代际收入弹性系数为0.2。从而得出结论, 美国是一个高度流动的社会, 是一个“机会的国度”。但是, 新近的研究认为这些分析存在测量误差和同质性样本造成的偏误, 这种偏误使得所测算出的代际收入弹性向下偏误, 从而得出具有较高的代际流动性的结论。

1992年Solon所撰写的《美国的代际收入流动》一文是该领域研究的经典之作。在该文中Solon利用美国PSID数据, 建立了三个计量模型, 研究结果发现, 以收入自然对数、工资自然对数和家庭收入自然对数作为衡量收入的指标, 代际收入弹性系数的估计值分别为0.526, 0.449和0.530。很显然, 第三个模型表明代际收入弹性比较大, 代际间收入的继承性大, 而流动性较小, Solon的这一研究与以前的研究形成鲜明对比。

另外, 2004年Grawe在对英国的研究中指出, 英国的代际收入弹性系数在0.6左右。而其他学者对欧洲其他发达国家的相关研究中指出, 芬兰、瑞典、挪威这些北欧国家的代际收入弹性系数大概为0.2左右。

还有一些学者针对发展中国家进行相关研究, 得出了较低的代际收入流动程度。绝大多数发展中国家代际收入弹性系数都超过了0.5, 例如巴西、马来西亚、秘鲁、南非, 而厄瓜多尔的代际收入弹性系数甚至达到了1.13, 说明大多数发展中国家经济迅速腾飞的过程中, 其居民代际收入流动性小, 子辈收入的不平等程度高, 由于子辈获取收入的机会不平等造成了社会收入分配差距持续过大现象。

(二) 国内学者关于代际收入流动方面的研究成果

由于国内对收入代际流动研究起步较晚, 国内理论界有关收入代际流动与居民收入差距扩大关系的系统研究非常薄弱, 在有关收入代际流动的研究更多地是对国外已有成果的应用和推广, 不过随着居民收入分配差距日趋扩大的社会现象曝露, 更多学者开始着手这方面的研究, 从收入代际流动来解释收入差距扩大原因和提出相关解决政策。

2005年王海港在《中国居民收入分配的代际流动》一文中, 利用1988年和1995年“城乡居民收入分配课题组”的调查资料, 建立了城镇居民子代收入对家长父亲或母亲收入的回归方程, 得到了1988年和1995年代际收入弹性分别为0.384和0.424。

2007年姚先国和赵丽秋利用CH NS数据估计了我国的代际收入弹性, 约为0.7, 高于其他欧美国家;在此基础上他们还把代际收入相关性系数分解成教育、健康和社会资本这三条路径, 并估计了各路径的贡献率, 发现在我国社会资本是代际传递的主要路径。

2010年《中国农村居民代际收入流动性研究》文献中, 方鸣、应瑞瑶通过收入均值法和百分位转换矩阵法, 对我国农村居民的代际收入流动性状况进行了实证分析, 估计结果显示我国农村居民代际收入弹性东部地区0.5536, 中部地区0.4901, 西部地区0.4082。说明我国农村居民的代际收入流动性较差, 存在较明显的收入代际传递现象。

2010年韩军辉在《农村公共支出视野中的代际收入流动研究》一文中首次提出在公共支出视野中研究代际收入流动性这一问题, 他通过构造两水平统计模型将农村公共支出变量纳入分析框架, 得出公共支出水平较高的省区, 代际间的收入相关性表现出较强的减小趋势, 从而建议政府应注意优化支出结构, 适当增加公共医疗资源的供给, 为农村地区子女的发展创造更多的平等机会。

(三) 国内外文献综述总结

综合观察国内外近30年的研究文献, 我们可以得出一些基本的结论:

大部分有关美国和英国收入代际流动状况研究所计算出的代际弹性系数均在0.4以上, 这一结论改变人们认为美国是一个高度流动的社会, 是一个“机会的国度”的认识, 表明像美国、英国这样的发达国家也存在严重的代际收入流动性差现象。

而对欧洲其他发达国家的相关研究指出, 芬兰、瑞典、挪威这些北欧国家和加拿大的代际收入弹性系数大概为0.2左右。表明这些国家由于提供良好的福利和社会教育, 社会代际收入流动性程度高, 居民获得收入的机会平等, 收入合理分配。

对于我国代际收入流动性的相关研究指出, 我们代际收入弹性系数在0.5左右, 表明我国城乡居民代际收入流动性差, 并且有加重的趋势, 由于“富二代、穷二代”现象在中国社会已越来越常见, 我国目前由于机会不平等所造成的收入差距正不断扩大, 影响着社会公平和稳定。

四、中国居民收入代际传递现象存在的原因

(一) 先赋性因素的巨大差异

先赋性因素主要是来自于其家庭背景, 如家庭的收入、教育的观念, 父母双亲的社会地位等。如果从社会公平和代际公平的角度看, 大学生就业岗位的获得应该是自身实力发挥主导作用, 而不应该依靠父母的社会关系。而现如今许多大学生岗位的获得机制主要依靠父母的社会关系网络, 这样就造成青年一代之间就业机会的不平等, 尤其是农村大学生在城镇就业机会与其他人的巨大差异。

(二) 保障性制度的不完善

低收入群体收入有限, 因而将个人或家庭的大部分收入用于基本生存, 很少能够长时间支持子女接受教育, 加之本身文化观念的影响, 很多人并不认为教育可以改变现有贫困的现状。而现阶段, 除了基本的生存外, 低收入群体还面临着看病难、住房难等多种社会问题, 因此对于子女教育投入更加显得有心无力。而这些情况往往是由于低收入群体相应的社会保障性制度的缺失。

(三) 公共服务管理的严重缺陷

当前中国政府把经济增长放在第一位, 对公共服务的提供和管理投入过少, 造成中国居民享有的公共服务与发达国家相比有很大的差距。政府在基础教育、公共交通、医疗卫生、公共安全、公共事业、就业服务、社会保障等各方面公共服务数量、质量都存在或多或少的缺陷, 地区之间的差异更为明显, 农村获得的公共服务资源贫乏, 就拿就业举例, 相比城市, 农村就业信息交流和场所提供明显不足, 就业培训缺乏和工作机会缺少, 这些都影响着城乡代际收入获得资源的不平等, 制约着社会流动性, 扩大了贫富的差距。

(四) 中国特有的户籍制度造成的机会阻碍

在中国, 最大的机会不平等就是户籍制度所形成的不平等。机会平等又叫起点平等, 最主要的是就业、教育、培训的机会平等。各种公共资源的配置, 各种市场准入和交易均通行非歧视性原则, 不存在要素的地区流动、部门流动和产业流动等限制或障碍, 各经济主体能够不受任何制约地、平等地参与市场经济活动, 以平等竞争的方式接受教育或谋取职位。然而现行的户籍制度阻碍了这一平等, 各地区的各种资源配置只能由当地户口市民享用, 由此形成的不平等及进一步形成的市场阻碍, 造成中国居民代际收入流动性差的主要原因。

五、加强代际收入流动性的政策意见

(一) 加大教育经费投入, 合理配置教育资源

教育经费短缺的问题是困扰教育事业发展一个长期问题, 除了加大政府对教育经费的投入外, 还应该积极寻找新的筹集资金方式, 多渠道、全方位的保证教育经费持续增长。在保证教育经费充足的基础上, 还应合理利用, 有效配置教育资源。各地区应该实行统一的规则, 缩小教育投资在不同地区、不同领域之间的差距尽, 可能多地加大对落后地区、农村及低收入群体的扶持力度, 逐渐地缩小城乡之间、地区之间、贫富之间甚至是校际间的差距, 全面促进我教育的均衡发展。

(二) 完善社会保障制度

近些年来, 政府正加快脚步促进社保制度的改革和完善, 社会保障覆盖面持续扩大, 加大医疗、养老基金所占比重, 完善各项社保制度的缺陷, 比如说最近中国人社部、发改委等六部门制定的《社会保障“十二五”规划纲要》明确表示, 我国将落实医保关系转移接续方法, 实现医疗保险缴费年限在各地互认, 累计合并计算。但总体上看还存在不少问题, 特别是农村地区严重滞后的社保发展, 今后应加快建立健全农村社会保险体系, 尤其是医疗、养老、最低生活保障、社会救助等制度的建立, 这样才有利于中国城乡居民在各地的流动, 加强地区间的合理资源配置, 长期来看, 必定会促进代际收入流动性, 从而减缓机会不平等所带来的贫富差距。

(三) 加强政府公共服务管理

近些年来, 政府正逐步重视公共服务管理工作, 改变过去“重经济, 轻公共服务”的观点, 但相比发达国家, 公共服务管理人仍有许多缺陷。首先政府应改造行政审批管理体制, 剔除繁杂无用的行政流程, 加强政府公共服务的效率, 实现为人民服务的本质上来。其次、应促进农村和城市社区公共服务体制的建立, 加大在基础教育、医疗卫生、公共交通、就业服务、社会保障等方面资源的建立和调整, 实现农村居民和社区居民在公共服务资源上平等享用, 从而促进生活在社会底层的居民向上层社会的流动性, 子辈获得收入不再依靠父母的人力资本投资和社会资源的倾斜, 而是在机会平等地前提下获得应有的报酬, 从而减少收入不平等和贫富差距。

(四) 促进户籍制度改革

谈及户籍制度的改革, 经济方面的因素及城市的承载能力是所虑及的第一为因素, 我们不主张立即取消户籍制度, 这样会造成更大的社会问题, 而是主张所谓渐进式的改革, 即逐步剥离附着在户籍制度上的教育、就业、社会保障各种社会福利, 全面稳步推进, 让户口回归本位, 最终实现城乡户口的平等和统一。这样, 农村的子女能够获得更多、更公平的教育、医疗、社保、就业资源, 与城市的孩子站在同一起跑线上, 在机会平等的基础上获得各自合理的收入。

摘要：收入分配问题在中国经济改革过程中始终是被关注的重点, 其中的不平等问题引起了越来越广泛的关注, 而且基尼系数的高与低几乎成了衡量收入分配差距大与小的通用标准。但本文将从代际收入流动这个角度来分析收入分配不平等问题, 进而揭示由机会不平等所造成的子女收入差距过大现象, 由此剖析中国代际收入流动性差存在的原因, 并相应给予政策上的建议。

关键词：代际收入流动,机会不平等,收入分配

参考文献

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[2]Solon G.Intergenerational Income Mobility in the United States.American Economic R eview[J].1992, 82 (3) :393-407.

[3]王海港.中国居民收入分配的代际流动[J].经济科学, 2005, (2) .

[4]姚先国, 赵丽秋.中国代际收入流动与传递路径研究:1989-2000.第六届中国经济学年会入选论文.

[5]方鸣, 应瑞瑶.中国农村居民代际收入流动性研究.南京农业大学学报[J (]社会科学版) .2010, (2) .

流动人口收入 篇5

赣卫„2017‟149号

各有关单位：

现将《赣榆区农村低收入人口20种大病专项救治实施方案》印发给你们，请结合实际认真组织落实，确保按时序进度完成专项救治任务。

赣榆区民政局 赣榆区财政局

赣榆区人社局 赣榆区物价局

赣榆区扶贫办 赣榆区卫生计生委

2017年11月9日

赣榆区农村低收入人口20种大病

专项救治实施方案

为深入贯彻《中共中央 国务院关于打赢脱贫攻坚战的决定》，以及国家卫生计生委、国务院扶贫办、民政部等部门《关于实施健康扶贫工程的指导意见》精神，根据江苏省卫生计生委、民政厅、财政厅、人社厅、物价局、扶贫办《关于印发<江苏省农村低收入人口20种大病专项救治实施方案>的通知》和连云港市卫生计生委、民政局、财政局、人社局、物价局、扶贫办《关于印发<连云港市农村低收入人口20种大病专项救治实施方案>的通知》要求，结合我区实际制定本方案。

一、指导思想

全面贯彻落实总书记关于新时期推进精准扶贫的重要战略思想，深入实施精确识贫、精确扶贫、精准脱贫。通过开展农村低收入人口20种大病专项救治工作（以下简称为“专项救治工作”），切实减轻农村低收入人口大病患者费用负担，让他们看得上病、看得起病，共享改革开放成果，努力打赢脱贫攻坚战。

二、工作目标

到2018年底前，组织对我区“健康扶贫管理数据库”里的建档立卡农村低收入人口、经民政部门核实核准的农村特困人员、低保对象等医疗救助对象和农村计划生育特困家庭中，罹患儿童白血病、先心病、乳腺癌、宫颈癌、耐药结核病、终末期肾病、重性精神病、艾滋病机会感染、血友病、慢性粒细胞白血病、唇腭裂、肺癌、食道癌、胃癌、1型糖尿病、甲亢、急性心肌梗塞、脑梗死、结肠癌、直肠癌等20种疾病的患者进行专项救治。对上述疾病实行按病种收付费，控制费用总额，同时充分发挥基本医保、大病保险、医疗救助等制度的保障作用，降低患者实际自付费用。待具备条件的以后，再根据实际需求和医疗服务及保障水平，扩大专项救治的人群及病种范围。

三、时间安排

2017年7月-10月，宣传发动阶段，研究制定《赣榆区农村低收入人口20种大病专项救治实施方案》；成立区专项救治工作领导小组，确定各部门职责。

2017年11月-12月，组织筹备阶段，各部门完成信息筛查，建立相关台账，实现信息共享；根据汇总的相关部门筛查信息，筛选出符合农村低收入人口20种大病范围的患者信息，建立专项台账；各部门建立完善基本医疗保险、大病保险、医疗救助等制度；区卫计委牵头确定定点医院、制定诊疗方案、成立专家指导组；区定点医院完成救治对象基层医疗管理队伍组建工作。

2018年1月-6月，救治试行阶段，各部门开展救治对象数据信息动态管理；试行开展农村低收入人口20种大病专项救治。

2018年7月-12月，正式实施阶段，各部门及定点医院依职能序时推进各项工作。

四、部门职责

（一）区专项救治工作领导小组 1、8-9月份由区卫计、民政、财政、人社、物价和扶贫办等部门成立区专项救治工作领导小组，建立协作机制，负责协调解决各部门工作中需要协调的问题。

2、确定联络员，负责部门间联络，并负责与县区专项救治工作领导小组对接。

3、每半年至少召开一次工作会议，研究部署专项救治工作；2017年底、2018年6月底前做好迎接市救治工作的专项督查。

（二）区政府部门 1、10月底前参照市级模式，成立我区专项救治工作领导小组，建立协作机制，制定实施方案，统筹安排本辖区专项救治各项工作。

2、确定专门部门和专人具体负责推进辖区内专项救治各项工作，督导工作进度，审核相关数据，并负责与市专项救治工作领导小组对接，定期上报数据信息。

3、每季度至少召开一次工作会议，研究部署专项救治工作；每季度至少开展一次本辖区专项督查。

（三）卫生计生部门

1、建立组织架构，协调部门联络。区专项救治工作领导小组办公室设在区卫生计生部门，负责专项救治各项日常工作及救治台账的管理。要积极协调部门联络，建立联络员制度和例会制度，定期通报消息，讨论解决存在问题。要认真审核相关数据，并定期上报市专项救治工作领导小组办公室。

2、建立救治台账，完善管理机制。区卫生计生部门要将核实认定的农村计划生育特困家庭信息及时推送到定点医院。区卫生计生部门要充分利用居民健康档案、家庭医生签约服务等，从扶贫、民政、卫生计生部门提供的低收入人群中筛查出20种大病患者并建立台账，及时掌握低收入患者大病救治的需求，组织他们到定点医院进行疾病的诊断，做到新发一例治疗一例，并对相关病种的救治对象进行追踪管理。

3、确定定点医院，落实救治工作。根据《连云港市农村低收入人口20种大病专项救治实施方案》，市卫生计生委确定市一院负责全市农村低收入人口20种大病中儿童白血病、先心病的救治。我区定点医院负责本辖区内除儿童白血病、先心病外的其他农村低收入人口18种大病专项救治工作。设置定点医院为区人民医院和区康复医院（区康复医院仅负责农村低收入人口的精神病救治工作）。对需要转诊的18种大病中危急重病例应转入市级相应的定点医院。

4、组织医疗救治，优化服务流程。要充分发动基层卫生计生队伍作用，做好救治对象的组织工作。要根据台账登记的救治对象情况，有计划地组织其到定点医院进行救治。定点医院要设立综合服务窗口，合理设置医疗服务流程，为农村低收入大病患者开通就医绿色通道，低收入大病患者在本地定点医院住院实行先诊疗后付费，要配备临床经验丰富的医务人员，对大病患者实施医疗救治。会同人社、民政、扶贫等部门在医院积极推行基本医疗保险、大病保险、医疗救助“一站式”即时结算和信息交换，由各保险、救助经办管理机构直接向医疗机构支付相应费用，患者完成每次或每个周期的治疗后，只需缴纳个人自付部分，其余费用由定点救治医院先行垫付，由相应经办机构予以支付。

5、制订诊疗方案，严控医疗费用。定点医院要参照市卫生计生委根据国家卫生计生委发布的相关疾病诊疗指南规范和临床路径制订的具体细化的诊疗方案和临床路径认真实施，要优先选择基本医保目录内安全有效、经济适宜的诊疗技术和药品、耗材等，严格控制医疗费用。

6、提升医疗质量，保障医疗安全。定点医院要成立救治专家组，负责疑难、重症病例的会诊，提供技术支持与指导，保障医疗质量与安全。要强化医疗质量安全意识，完善管理制度和工作规范，开展单病种质量控制，按照相关病种临床路径要求，规范临床诊疗行为。

7、加强信息管理，提供数据支撑。卫生计生要积极会同民政、扶贫、人社等部门，牵头做好救治对象数据信息的动态管理和上报工作。定点医院要设立专门人员及时向区卫生计生委报送救治数据；同时做好数据定期统计、分析工作，为开展医疗质量、安全及效率评价，持续改进相关工作提供数据支撑。

（四）民政部门

1、推送部门信息，加强动态管理。县级民政部门负责从农村医疗救助对象中筛选出患有20种大病的人员信息，报送同级卫计部门建立档案，并实行动态管理，每季度按时更新1次。会同卫生计生、人社等部门推行“一站式”结算服务，做好救助信息实时数据共享和交换。

2、落实救助政策，减轻患者负担。区民政部门要进一步完善医疗救助政策，加大对医疗救助对象的救助力度，救助经办管理机构直接向医疗机构支付医疗费用，减轻患者负担。要加强与慈善捐赠项目的政策衔接，鼓励慈善机构加大对低收入患者的慈善捐赠力度，着力减轻救治对象就医压力。

（五）财政部门

财政部门要根据省卫生计生委、民政厅、财政厅、人社厅、物价局、扶贫办《关于印发<江苏省农村低收入人口20种大病专项救治实施方案>的通知》要求，落实相关经费。

（六）人社部门

1、实行按病种收付费。为有效控制医疗费用，对纳入大病 专项救治范围的病种，有机结合卫计部门的临床路径，实行单病种付费管理。要根据国家发改委等部门《关于推进按病种收费工作的通知》(发改价格[2017]68号)要求，做好按病种收费和付费改革的衔接，形成政策合力，并适时动态调整，有效调动医疗机构和医务人员积极性。

2、配合相关部门积极推行“一站式”结算服务。人社部门要积极推进基本医疗保险、大病保险信息实时数据共享和交换，各医疗保险经办管理机构直接向医疗机构支付基本医疗保险和大病保险费用。积极开展基本医疗保险异地就医直接结算，减少患者垫付医疗费的负担。

3、及时提供相关信息。人社部门要与卫生计生、民政、扶贫等部门做好农村低收入人口20种大病患者基本医疗保险和大病保险相关保险信息的数据共享与交换，便于数据统计和动态管理。

（七）物价部门

会同人社部门，根据国家发改委等部门《关于推进按病种收费工作的通知》(发改价格[2017]68号)要求，做好按病种收费和付费改革的衔接，形成政策合力。

（八）扶贫部门

区扶贫部门要将核实核准的“健康扶贫管理数据库”里符合救治条件的农村低收入人口信息及时推送到区救治工作领导小组办公室；会同卫生计生部门从中筛选出患有20种大病的人员信息，汇总至区卫计部门建立档案，动态管理。实时关注信息变化，每季度按时更新汇总，并做好信息实时数据共享和交换。配合卫生计生、民政、人社等部门推行“一站式”结算服务。

五、保障措施

(一)加强组织领导。

要建立低收入人口大病专项救治工作纳入脱贫攻坚、落实健康扶贫工作的领导责任制，明确并落实部门责任。区卫生计生、民政、扶贫、人社等部门，要主动向区委区政府报告工作进展，加强沟通协作，形成工作合力。卫生计生部门要组织医疗机构做好救治工作，保障医疗质量与安全；民政部门要制定完善医疗救 助政策，加大对贫困大病患者的救助力度。卫生计生、民政、扶贫、人社、物价等部门确定联络员，建立例会制度，共同督促各地落实低收入大病患者专项救治工作，做好城乡医保政策的衔接，协调建立基本医疗保险、大病保险、医疗救助等制度的紧密衔接和联动机制，共同做好救治工作台账和数据信息的动态管理工作。

(二)扎实做好迎查准备工作。

区卫生计生委、民政局、扶贫办、人力资源和社会保障局、物价局等部门要按照本方案的要求，细化工作任务，明确时间节点和工作要求，统筹做好政策衔接、资金安排、人力调配、推进实施等，确保专项救治工作落实到位，扎实做好市级迎查准备工作。

(三)广泛宣传。

要开展系列宣传活动，通过新闻媒体、互联网、电视报刊等形式，向社会广泛宣传农村贫困人口大病专项救治工作的有关政策，提高群众知晓率。要不断总结经验，创新开展工作，及时报送好的做法，注重宣传贫困人口大病专项救治工作进展和成效，以及涌现出的生动事迹和群众受益事例，在全社会努力营造良好舆论氛围。

附件：赣榆区农村低收入人口20种大病专项救治工作领导小组名单赣榆区农村低收入人口20种大病 专项救治工作领导小组名单

组 长： 王维锡 区卫生计生委主任 副组长： 陈 涛 区民政局副主任科员

孙玉霞 区财政局副局长

王 磊 区人社局党组成员

董 洁 区卫生计生委副主任

徐进峰 区物价局副局长

尚延坡 区委农工办（区扶贫办）副主任 成 员： 张传通 区卫生计生委医政科科长

郑家栋 区民政局社会救助科科长

钱 婷 区财政局社会保障科科长

梁洪永 区人社局社会保险管理科科长

李海德 区物价局价格科科长

张文松 区委农工办（区扶贫办）扶贫开发科科长

吴伟业 区卫生计生委医政科

流动人口收入 篇6

[关键词]塔吉克斯坦；人口收与和就业；人均国内生产总值

一、和平的环境下，全国人口持续快速增长

人口是构成国家的必备要素之一，是国家硬实力的重要组成部分，人口的多少和质量事关国家的生存和发展。塔吉克斯坦自取得独立之后，经历了内战，人口大幅度锐减，当国家走上和平的轨道之后，人口持续快速增长。从表1可以看出，1991-2011年，塔吉克斯坦人口从541.76万增至781-49万，20年间平均每年增加11.986万。2011-2014年人口从781.49万增至829.45万，每年增长11.9万人。按照这样速度，预计在2030年前塔吉克人口将达到1000万，届时，国家就有更充足的人才和劳动力用于发展经济，为国家未来持续发展打下良好基础。1997-2010年，塔吉克斯坦劳动力资源从252.6万增至443.5万，增长75.6%。人口和劳动力资源持续增长将为国家发展提供了强大的原生动力。按照世界人口网的统计，2014年，塔吉克斯坦人口总数为836.11万人，其中男性人口数量为410.98万，占49.2%，女性人口为425.12万，占50.8%。男女比例协调，但女性的工作机会和就业人数远远低于男性。

二、收入逐年递增，行业收入差距缩小

居民收入一定程度上反映了国家的经济发展水平，行业收入差距过大则影响了社会的效率和公平。从表2可以算出，2012年收入同比增长23.16%，2013年为26.50%，2014年为18.42%，2015年为6.35%，2016年前5个月为1.77%。由此可见，2015年是塔宏观经济发展十分艰难的一年。受俄罗斯经济下滑和塔主要出口商品国际市场价格疲软、外劳侨汇收入大幅减少等因素影响，塔经济形势总体严峻，经济下行趋势明显，消费和外贸形势均不容乐观，国家财政资金十分紧张，外汇储备不断减少，外汇市场持续震荡，国内消费需求明显减弱。

据塔官方统计，2015年塔GDP总额为78.52亿美元，同比增长6%，经济增速同比下降0.7个百分点，经济下行速度有所加大。其中工业增长11.2%，农业增长3.2%，固定资产投资增长21.2%，零售贸易总额增长5.5%。塔外贸总额为43.26亿美元，同比下降18%。塔消费价格指数为5.1%，失业率为2.5%。2015年1-9月，塔自俄罗斯劳务移民汇款10.54亿美元，同比下降65.1%。截至2015年6月底，塔外汇储备为4.5亿美元；截至2015年底，外债余额约为21.91亿美元，占塔GDP比重为27.9%。2015年塔本币索莫尼兑美元贬值41%，全年索莫尼兑美元平均汇率为1美元：6.1645索莫尼。

截止到2016年5月，塔吉克斯坦经济仍未走出低谷，人口平均收入虽有提高，但行业收入差异仍很明显。因此有必要对一些典型行业（诸如农业、狩猎、林业、渔业、建筑、能源、天然气、供水、金融、通讯等行业）的收入发展状况进行梳理、分析，尝试找出其形成原因并对未来一阶段作出相应的预测。

通过对不同行业的收入分析，有助于我们了解行业间的收入差距和产生这种差距的根源。分析表3，横向来看，塔吉克斯坦人口月收入从2011年至2014年持续高速增长，2015年呈现整体下滑趋势，但一些行业仍能保持有限增长，从2016年上半年来看，好于2015年。这也与表2所得结论一致，2015年是个转折年，是艰难的一年，由于受到世界经济整体复苏乏力和俄罗斯经济不景气的影响，塔吉克斯坦国内侨汇收入锐减（侨汇收入将近占GDP总量的一半），货币贬值，失业率升高，人均收入减少。考虑到受美俄关系、俄欧关系及世界经济整体复苏乏力的影响，塔吉克斯坦未来可能要经历一段时间的低速增长甚至是衰退。当然在对于世界市场和俄罗斯市场依赖的同时，中国的“一带一路”战略也为塔吉克斯坦发展提供了机遇，比如，双方在建筑业、农业、运输、通信、采矿业等方面的合作能为彼此提供一定的就业岗位。纵向来看，采矿业、建筑业、金融业、运输、通信行业的从业者收入较高，电力、天然气、供水、房地产、租赁等从业者收入居中，教育、卫生与社会服务、旅馆和餐饮业偏低，而农业、狩猎和林业的从业人员收入最低。从最高收入行业與最低收入行业对比来看，2011年农业、狩猎、林业与金融业者的收入相差14.3倍，2012年两者相差14.6倍，2013年为11倍，2014年为8倍，2015年为6.8倍，2016年上半年为6.2倍，由此可见，行业之间的收入差距在逐步减小。各个行业的收入水平在逐渐提高，当然，行业差距大有历史的原因也有现实的原因，有地理因素也有人为因素。体后的政治经济危机以及多年内战使塔国民经济遭受严重破坏经济损失总计超过70亿美元。1995年确立了以市场经济为导向的国家经济政策，并推行私有化改制。1997年国民经济开始步出低谷，呈现出恢复性增长。2000年10月成功发行国家新币索莫尼，初步建立国家财政和金融系统，开始逐步完善税收、海关政策。这就可以解释为什么金融业在塔吉克斯坦能够成为最高收入行业的原因了。

从地理因素看，塔吉克斯坦共和国深处中亚内陆，位于天山和帕米尔地区，是典型的“高山之国”，境内海拔300-7495米的山地占国土总面积的93%。因此全国可有效使用的土地面积不大，农业用地面积为3746万公顷。其中，耕地面积只有67.3l万公顷，草场面积为1.77万公顷，牧场面积为290.98万公顷。在这种情况下，829万人口（2014年）和劳动力资源来经营这些土地基本上是相适应的。地理因素或许与农业、狩猎和林业收入低有关。

三、失业率不高，通胀率保持在可控范围

流动人口收入 篇7

在中国古代民谚中就有“虎父无犬子”、“有其父必有其子”等,到了现代,甚至有“学好数理化,不如有个好爸爸”这样的观点。虽然这些民谚只是人们在日常生活中的经验判断,但它们也能在某种程度上说明家庭背景、社会地位对子女未来的收入、地位影响是非常巨大的。而如果用经济学语言来描述这种代际之间的变换,就是代际流动。

代际流动研究最开始包括代际之间的城市—农村流动、代际职业流动、代际教育流动以及代际收入流动研究等。20世纪90年代以前,国外对代际流动的研究主要集中在代际职业流动上。而收入作为社会成员拥有的一种重要的经济资源,不只是被职业所反映,因此,之后的研究焦点逐渐转移到代际的收入流动上来,它指子女收入对他们父母收入的依赖程度。较大的代际收入流动程度可以被理解成为一个社会较大的公平程度或机会平等。在贫富差距日益扩大的今天,对这个问题的研究是非常有意义的。

一、代际收入流动的测度

(一)代际收入流动测度的方法和问题

代际收入分配状况是社会平等问题的一个重要方面。社会学家研究代际之间的收入联系要比经济学家早些,1877年Gilton就做过跨代的个人特征回归分析。经济学家中较早关注收入代际流动的有Atkinson and Maynard(1978),他们用相关系数来衡量代际收入流动性,指出英格兰约可郡307对父子收入的相关系数为0.17。之后Atkinson(1981)归纳了两种常用的衡量收入代际流动性的方法:一种是基于对数收入模型的回归方法;另一种是转换矩阵的方法对代际收入弹性进行估计。代际收入弹性越大,社会的代际收入流动程度越大,反映一个社会机会平等程度越高。

现今对代际收入弹性的计量大多是建立在基于对数收入模型回归的基础上,运用普通最小二乘法(OLS)、工具变量回归法(IV)和双取样二阶最小二乘法(TS2SLS)等方法。Ng、Shen and Ho(2008)归纳了迄今为止研究者们提出的一些由于样本数据问题而产生的估计偏差问题:(1)一些研究只采用较短(比如一年)的收入区间数据,这样估计出的数据是偏小的。(2)所采用样本数据的年龄段不同,根据生命周期假说,当收入数据取自生命周期的中年阶段时,更能反映他们的持久收入。(3)对β值的估计依赖,使用父亲的收入还是家庭的收入数据,使用单个父亲的收入代表家庭收入会使其被低估。

(二)各国代际收入流动的测度及对比研究

早期对美国的研究结论都指出美国的代际收入弹性在0.2左右。而Solon(1992)在其经典之作中通过建立回归模型分析在控制了年龄等因素后父代收入对子代收入的影响,他指出“由于样本偏差和变量偏差,实际的弹性至少是0.4或更高”。Mazumder(2005)重新估计了美国的代际收入弹性,他认为Solon(1992)对美国父子代际收入弹性估计值为0.4或以上,这一结论低估了代际收入弹性的30%左右。另外,对英国的研究指出,英国的代际收入弹性系数在0.6左右(Grawe,2004)。

而对欧洲其他发达国家的相关研究指出,芬兰、瑞典、挪威这些北欧国家的代际收入弹性系数大概为0.2左右(见表1)。事实上,早在2002年,Solon就已通过对比各国已有的收入代际流动的研究结论,发现大部分有关美国和英国收入代际流动状况研究所计算出的代际弹性系数均在0.4以上,而大部分有关北欧国家和加拿大收入代际流动状况研究所计算出的代际弹性系数均在0.3以下。目前,较一致的结论是,美国和英国的代际收入流动程度与加拿大及北欧国家相比是较低的。

对发展中国家相关研究得出的代际收入流动程度见表2。以南非和巴西为例,这两个国家一向被人们认为是不平等程度高且流动性小的国家。Hertz(2001)指出南非的代际收入流动弹性系数是0.609;Dunn(2007)采用双变量工具变量法,得出巴西的代际收入弹性系数是0.69,而如果采用最小二乘法,得出的数值为0.53。

在这些研究的基础上,一些学者们对各国的代际收入流动性进行了对比研究。Ng、Ho and Shen(2008)比较了新加坡和美国的代际收入流动,其估计的代际收入弹性系数基本上相同,美国的是0.47,新加坡的是0.45。参考Grawe(2004)对厄瓜多尔、尼泊尔、巴基斯坦和秘鲁的研究,新加坡的代际收入流动程度比尼泊尔和巴基斯坦的要差,而比厄瓜多尔的要好,比加拿大和北欧国家的要差。

另外,一些经济学家研究了一国一个时间段的代际收入流动趋势(Chadwick,2002;Hertz,2005;Lee and Solon,2006)。现今对这方面的研究有一定的难度,特别是在发展中国家,主要因为这类研究有着更大的数据需求,而由于选取样本区间、样本对象以及研究方法等的差异,即使是对一国同一时期的研究也常会得出不一致的结论。

二、代际收入流动的影响机制

上述关于各国代际流动性程度的研究为洞察代际流动内部机制打下了基础。代际流动机制以至于一国政策和代际收入流动的互动可以说是代际收入流动研究的最终落脚点,现在对这方面的研究主要是从以下三个方面展开的:人力资本投资、选型交配、天赋遗传。

(一)人力资本投资

早在1976年,Becker and Tomes就指出,在贫困的父辈中,当贫困的家庭不能筹集到资金来完成对其子女的教育投资时,这种隔代收入的相关性将会更高。现在越来越多的文献结论指出,人力资本投资是影响代际收入流动的重要因素,父母对下一代的教育投入能在很大程度上决定其成人后的收入。另外,一个国家的教育体制、政策,也会通过影响人们人力资本的获得而影响该国的代际收入流动。

Restuccia and Urrutia(2004)发现,代际收入延续性主要是由父母对孩子的初级和中级教育投资所驱动的。因此,他们指出,一国以增加处于不利家庭背景个人早期教育的获得为政策目标会增加中后期教育投资的回报率,并使收入流动性的增加。另外,一国的教育机制、政策改革也会影响代际收入流动。Dustmann(2004)指出,德国较高的代际收入关联至少有一部分是因为德国的教育体制的原因。此外,一些学者对各国教育改革前后的情况进行对比研究。Meghir and Palme(2004)指出,瑞典的全面教育改革对那些有着很强能力而父母受教育程度低的学生的教育和收入都有着很大的影响。Pekkarinen and Pekkala(2006)研究了芬兰1972—1977年普及中学教育改革的前后情况,指出这次改革减少了代际收入关联的20%。

此外,对发展中国家的研究也验证了教育对代际收入流动的促进作用。Berg and Yu(2007)发现,南非在1970—2001年期间的代际流动情况得到了较大的改善,较大一部分原因是南非儿童有了更多的机会获得教育。Ferreira and Veloso(2006)也指出,巴西在过去40年中,穷人获得更多基础教育机会,那些受教育程度低的父亲的儿子就会得到受教育程度和收入的改善;另外,大学教育的分数限制在一定程度上限制了富人儿子的受教育程度;同时,学费的降低也在一定程度上给予穷人家庭孩子更多受教育机会。这都在很大程度上促进了巴西不平等程度的改善。

(二)遗传天赋

在心理学上,遗传天赋如何影响一个人的IQ已经被广泛研究。爱迪生的名言———天才是99%的汗水加上1%的灵感,毕竟只是激励大家付出更多努力的励志语句。事实上,心理学上一致认为遗传天赋能在很大程度上解释IQ的差异(Plomin and Petrill,1997)。20世纪末以来,随着基因学说的发展,学者们开始研究遗传天赋在代际收入流动中所起的作用。他们主要是通过采用两个样本:亲生父亲-孩子,非亲生父亲-孩子,分别对这两个样本的代际收入弹性进行测量,以此来显示出遗传天赋对代际收入的影响。

Bjo軃rklund et al.(2006)估计了被收养孩子受教育年限的回归方程式,其对亲生父母的天赋和培育依赖的估计回归系数分别是0.101和0.094,而对养父母的估计系数分别为0.021和0.094。2007年,他们继而将分析扩大到成长在六种(亲生父母家庭、单亲母亲家庭、亲生母亲和继父家庭、单亲父亲家庭、亲生父亲和继母家庭、继父和继母家庭)不同家庭环境中的孩子,进一步探索了代际流动的机制。结论指出,不管是出生前的遗传因素还是出生后的培育,都对代际流动有显著的影响。

此外,Sacerdote(2007)采用了一个特殊的被收养的分组人口数据(出生于韩国而在美国被收养,且地点是近似随机的),他发现,被收养儿童的受教育程度和他们的养母之间存在正相却较小的联系,而同样的一个母亲和她亲生孩子之间却有着相当大的联系;被观察的家庭特征能解释孩子成人后家庭收入的11%,遗传天赋能解释其33%。Liu、Zeng(2007)的研究也得出了相似的结论。

(三)选型交配

选型交配指的是在谈婚论嫁过程中的任何非随机配对。在经济学的文献里,选型交配的研究则主要集中配偶双方在教育的获得和收入方面,即一个人倾向于与自己和父母有相似收入、教育程度和地位的人结婚。比如Kremer(1997)指出,在美国,配偶双方在受教育程度上的相关程度达到了0.6。

成人的经济地位,不仅取决于个人收入,还取决于配偶的收入。研究发现,选型交配对男性和女性的代际收入流动同等重要。Chadwick and Solon(2002)发现,女儿家庭的收入对她父母收入的弹性与配偶对父母收入的弹性是大致相等的。而且,他们发现丈夫和妻子的个人收入与他们各自父母的收入以及配偶父母的收入有着很强且相等的相关性。Blanden(2005a)对英国的研究指出,配偶的收入和父母的收入之间的关系很大,甚至要比自己和父母的收入之间的联系更大,且与男性相比,选型交配对女性的代际流动延续性更加重要。Blanden(2005c)又通过使用加拿大的数据进一步验证了这一点。

另一些研究指出,家庭劳动供给选择能减轻选型交配对家庭收入不平等的影响,选型交配和家庭劳动供给的结合减轻了已婚女性自己的收入和他们父母收入之间的联系,进而减轻了选型交配对代际收入流动的影响。Eriksson and Naylor et al.(2007)比较了丹麦、芬兰、挪威、英国和美国已婚男性和女性的代际收入流动。他们指出,已婚女性的代际收入流动性比男性大。如果已婚女性的丈夫来自于一个富有的家庭背景,那么她就会降低劳动供给。这样,已婚女性自己的收入和他们父母收入以及配偶父母收入关系的弱化是由于选型交配和劳动供给反应共同作用的结果。

(四)其他机制

除了以上三个主要方面外,还有一些经济学家从其他角度,比如家庭规模、出生次序(Lena Lindahl,2002)、性别、种族(Hertz,2004)以及经济增长(Levine and Jellema,2007)等来分析代际收入流动的机制。虽然其中有些并没有得出明晰的结论,但这些文献也给逐渐增多的关于代际流动的研究提供了新的视角。

三、结论和展望

代际的收入流动性可以判断代际之间的机会平等状况,对它的相关研究具有很强的现实意义。除了上述的一些研究方向以外,今后对代际收入流动的研究,还可能将从以下几方面展开:

1.就收入而言,目前的研究往往集中在工资部分,但随着金融业的发展,人们资产组合方式日益多元化,代际收入流动的研究应该扩大“收入”的范围;

2.随着女性工作参与率的增高,应该适当增加对女性样本的相关研究;

3.进一步揭开代际收入流动传导机制的“黑匣子”。

参考文献

[1]Atkinson,Anthony B.,A.K.Maynard(1978),“Evidence on Intergenerational Income Mobility in Britain”,Economic Letters[J].I,183-388.

[2]Becker,G.S.,N.Tomes(1986)“,Human Capital and the Rise and Fall of Families.”Journal of Labor Economics 4(3):1-39.

[3]Dunn,C.(2007),“The Intergenerational Transmission of Lifetime Earnings:Evidence from Brazil”,Berkeley Electronic Journalof Economic Analysis and Policy(Contributions),7:2.

流动人口收入 篇8

第一, 加大扶贫投入提高扶贫标准。加大公共财力对农村扶贫开发的支持, 建立财政扶贫资金正常增长机制, 提高扶贫资金使用效益。优化扶贫资金投入结构, 以整村推进项目、产业化扶贫项目、贫困劳动力技能培训等开发性生产项目为主, 兼顾移民扶贫工程和乡村基础设施、公益设施建设。

第二, 采取多种措施推进扶贫开发。坚持开发式扶贫, 合理利用贫困地区资源。坚持巩固温饱和提高收入同时推进, 建立扶贫开发长效机制。坚持让贫困人口直接受益, 逐渐形成自我积累和发展的能力。继续加强扶贫培训基地建设, 充分利用各级扶贫培训基地开展贫困劳动力转移培训, 加快贫困地区人力资源的开发进程。

第三, 整合资源提高扶贫开发效益。以县为单位统一集中使用各级财政扶贫资金, 大力推进贫困地区水利、道路、电力、学校和医院等基础设施与公益设施建设。以县域经济为平台, 采取多种方式, 配套实施整村推进、产业化扶贫、移民扶贫、贫困劳动力转移培训等措施, 加快贫困地区生产力发展。坚持扶贫开发与其它工作相结合。

流动人口收入 篇9

按照发展经济学的理论, 劳动力的自由流动会带来不同地区的经济增长趋同和收入差距收敛。那么, 我国大规模的农村劳动力向城镇流动能否缩小城乡收入差距呢?本文拟通过全国层面的省级面板数据来实证研究劳动力流动对城乡收入差距的影响。

一、数据来源和变量说明

本部分实证研究使用1985年~2010年全国30个省、直辖市、自治区的分省面板数据, 来分析劳动力流动对城乡收入差距的影响。使用面板数据的原因是, 面板数据与时间序列数据相比具有的优点是:面板数据含有截面数据信息, 增加了观测值和样本信息量, 在一定程度上能够克服时间序列数据受多重共线性的困扰。

本文实证分析模型所采用的因变量是城乡收入差距, 更准确地说, 是城乡实际收入差距, 即经过各年城镇居民和农村居民消费价格指数消胀之后的城镇居民实际可支配收入与农村居民实际纯收入之比。

主变量是劳动力流动, 由于本文使用的数据是分省面板数据, 而不同年份省级层面的劳动力流动数据缺失, 因此本文使用间接衡量指标来度量劳动力流动, 即用人口机械增长量占总人口的比重 (%) 来表示, 其中, 人口机械增长量通过“本年末总人口-上年末总人口-上年末总人口*本年人口自然增长率”计算而来的。采用该衡量指标的主要原因是受数据可获得性的限制, 另一方面原因是该衡量指标与劳动力流动有较强的相关性 (两者之间的相关系数的绝对值为0.894③) , 且国内许多学者使用过该衡量指标作为劳动力流动的代理变量, 如应瑞瑶、马少晔④ (2011) 等。当然, 该指标对劳动力流动的衡量可能存在一些偏差, 主要表现为:人口机械增长量既包括城镇人口机械增长量也包括农村人口的机械增长量;城镇人口的机械增长量不仅包括农村进城务工人员, 还包括高校在校学生、农村进城非就业人口等。在估计到可能存在的偏差时, 本文仍采用人口机械增长量占总人口的比重来衡量劳动力流动的主要原因是:许多经济指标往往很难找到最优解释变量, 在数据不支持最优解释变量或指标时, 为了研究的需要, 只能采用次优解释变量或指标。

采用的控制变量包括人均收入, 用经过GDP缩减指数进行消胀之后的人均实际GDP (元/人) 的自然对数形式来衡量;城市化水平, 用城镇人口占总人口的比重 (%) 来衡量;劳动力市场发育程度, 用农业比较劳动生产率表示, 即第一产业产值占国内生产总值比重与第一产业就业人数占总就业人数比重之比;工业化进程, 用第二、三产业产值之和占GDP的比重 (%) 表示;农业财政支出, 用地方财政农业支出占地方财政支出的比重 (%) 表示;基础设施, 用公路里程和铁路运营里程之和 (万公里) 来表示。

二、实证研究模型

本文建立的实证分析的基本模型为:

式 (1) 中, Gap代表城乡收入差距, LM代表劳动力流动, Xj代表其他控制变量 (其中, X1、X2、X3、X4、X5和X6分别代表人均收入 (自然对数形式) 、城市化水平、劳动力市场发育程度、工业化进程、农业财政支出和基础设施) , i为控制变量的个数, ε代表随机误差项, a和βi是各变量前的系数。

为了研究不同时间段劳动力流动对城乡收入差距的不同影响, 本文在模 (1) 中加入了时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项, 建立时点固定效应模型, 参见模型 (2) 。具体地, 以1992年作为分界点, 因为从1992年开始, 我国的户籍制度改革加快, 并进入到一个新时期, 加入此虚拟变量可以分析户籍制度改革对劳动力流动的影响, 进而对城乡收入差距产生的间接影响。以乘法形式引入虚拟变量与主变量的交叉项是为了区别不同时期城乡收入差距关于劳动力流动的相对变化情况, 即模型斜率系数的变化情况。本文引入这个变量的依据是1992年前后城乡收入差距关于劳动力流动的斜率系数有差异的现实状况。此外, 本文在模型 (1) 中引入地区 (即东部、中部、西部地区) 虚拟变量与劳动力流动的交叉项来分析地域差别对劳动力流动的影响, 进而对城乡收入差距的间接影响, 即不同地区城乡收入差距关于劳动力流动的相对变化情况, 形成模型 (3) 。

在建立实证分析模型之前, 本文参照国发[2000]33号文件标准将我国31个省、直辖市、自治区分为东部、中部、西部三个地区⑤, 并构造地区虚拟变量, 且为了避免虚拟变量陷阱, 设定两个地区虚拟变量D2和D3。本文以城乡收入差距为被解释变量, 劳动力流动为核心解释变量建立时间固定效应面板数据模型和个体固定效应面板数据模型来估计劳动力流动对城乡收入差距的影响。其中, 时间固定效应模型的建立是根据研究问题的需要, 即分析随着时间变化, 劳动力流动对城乡收入差距的影响会有什么不同;个体固定效应模型的建立是基于F检验和Hausman检验。

本文所建立的面板数据估计模型如下 (2) 和 (3) :

其中, t为时间 (t=1978, 1979, …, 2010) , i为省、直辖市、自治区的个数 (i=1, 2, …, 30) , D1为时间虚拟变量, 且, γ被称为斜率差距系数, 分别表示1992年前后城乡收入差距函数斜率存在的差异, 为时点固定效应, εit为随机误差项, 且满足:, 其他变量含义同前。

其中D2, D3, 为地区虚拟变量, 且, μ2i为个体固定效应, 其他变量含义同前。

本文用时间虚拟变量与劳动力流动交叉项的系数γ来表示1992年之后劳动力流动对城乡收入差距的影响与1992年之前的差异, 其中, 系数α和α+γ分别表示1992年之前和1992年之后劳动力流动对城乡收入差距的影响。用地区虚拟变量与劳动力流动交叉项的系数和来分别表示中部地区和西部地区劳动力流动对城乡收入差距的影响与东部地区的差异, 其中, 系数α、α+γ1和α+γ2分别表示东部、中部和西部地区劳动力流动对城乡收入差距的影响。如果这些系数显著大于零, 则意味着劳动力流动与城乡收入差距正相关, 即劳动力流动比重的提高会扩大城乡收入差距, 此时应该采取限制劳动力流动的措施;反之若显著小于零, 表明劳动力流动与城乡收入差距负相关, 即劳动力流动会缩小城乡收入差距, 此时应该采取鼓励、支持和促进劳动力流动的措施。

三、研究假说及实证检验

(一) 提出假说

根据新古典均等收入理论, 生产要素的自由流动有利于提高要素生产率, 促进不同区域经济增长趋同和收入差距的收敛。因此, 劳动力的跨区域流动有助于城乡之间收入差距的收敛以及城乡收入差距的缩小。因此, 本文提出劳动力流动有助于缩小城乡收入差距的假说。具体地, 本文假设:在1992年之后, 随着户籍制度改革的深化, 劳动力流动规模扩大, 劳动力流动缩小了城乡收入差距;在不同地区, 由于东部地区是劳动力流动的净迁入地区, 中、西部地区是劳动力流动的净迁出地区, 本文假设劳动力流动导致东部地区城乡收入差距的扩大, 而对中、西部地区的城乡收入差距有缩小作用, 且劳动力流动对西部地区城乡收入差距的缩小作用比中部地区更强。

(二) 假说的实证检验

为了探究劳动力流动与城乡收入差距之间的因果关系, 本文利用1985年~2010年全国30个省、直辖市和自治区的面板数据, 用机械人口增长量占总人口的比重作为劳动力流动的衡量指标, 用城镇居民实际可支配收入与农村居民实际纯收入的比值作为城乡收入差距的衡量指标, 把城乡收入差距作为因变量, 劳动力流动作为主要解释变量, 并根据模型 (2) 和模型 (3) , 使用OLS回归估计方法, 得出两者之间的回归分析结果, 参见表1。

对于模型 (2) , 当回归方程不包含时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项时 (参见表1第1列) , 劳动力流动的系数α为-0.029且在1%的显著性水平下通过检验, 说明劳动力流动与城乡收入差距有显著的负相关, 即劳动力流动的扩大显著缩小了城乡收入差距, 且劳动力流动比重平均每提高一个百分点会导致城乡收入差距下降0.029;当加入时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项时 (参见表1第2列) , 系数α不显著, 在统计上可以看作为零, 但交叉项系数γ为-0.065在1%的水平下显著, 因此系数α+γ为-0.065。系数α与α+γ系数分别表示1992年之前劳动力流动对城乡收入差距没有显著影响, 而1992年之后劳动力流动对城乡收入差距有显著的负影响, 即1992年之后劳动力流动会缩小城乡收入差距, 而且劳动力流动平均每提高一个百分点城乡收入差距会下降0.065, 这意味着在现阶段应该采取一些鼓励、支持和促进劳动力流动的措施。

对于模型 (3) , 当回归方程不含时间虚拟变量与劳动力流动的交叉项时 (参见表1第4列) , 即使在10%的显著性水平下也没有通过检验, 此时劳动力流动对城乡收入差距没有显著影响;当加入地区虚拟变量 (D2、D3) 与劳动力流动的交叉项时 (参见表1第5列) , 系数α、α+γ1和α+γ2分别为0.053、-0.004和-0.013, 而且都在1%的水平下显著。系数α为0.053且在东、中、西三个地区中该系数的经济显著性最高, 说明东部地区劳动力流动对城乡收入差距有显著的较大的正向影响, 即劳动力流动比重的提高较大地扩大了城乡收入差距, 原因可能是东部地区的劳动力流动主要是从中部、西部地区迁移过来的, 且这些迁移人口并不是东部地区的户籍人口, 而实际上东部地区本身的城乡收入差距在扩大, 与劳动力流动无关, 即东部地区劳动力流动与城乡收入差距扩大具有时间上的趋势性, 两者可能并无因果关系;另一个可能原因是农村迁移人口在城镇所获得的收入太低, 农村居民收入增长速度远远低于城镇居民收入增长速度。系数α+γ1和α+γ2分别为-0.004和-0.013说明中、西部地区劳动力流动对城乡收入有显著的负向影响, 且与中部地区相比西部地区劳动力流动对城乡收入差距的负向影响更大, 这与前面的假说相吻合。

为了控制其它干扰因素对城乡收入差距的影响, 更准确地分析劳动力流动对城乡收入差距的影响, 本文在模型 (2) 和 (3) 中加入了其它一些控制变量重新进行回归估计分析, 回归估计结果参见表1。

1. 主变量的回归估计结果分析。

当在模型 (2) 中加入控制变量X1、X2、X3、X4、X5和X6时 (参见表1第3列) , 模型的拟合优度R2由0.210提高到0.540, 说明加入控制变量使得模型对观测值的拟合程度提高, 因此, 加入控制变量是必要的。加入控制变量后, 劳动力流动的系数α与不加入控制变量时一样, 都是不显著的, 时间虚拟变量与劳动力流动交叉项的系数的正负号以及显著性与不加入控制变量时一致, 且系数大小变化不大, 说明该交叉项与城乡收入差距的关系较稳健。因此, 系数α在统计上可以看作为零, α+γ为-0.0323, 这说明加入控制变量后1992年之后劳动力流动对城乡收入差距有负向影响, 且当劳动力流动的比重平均每提高一个百分点会导致城乡收入差距下降0.0323。

当在模型 (3) 中加入控制变量X2、X5和X6时 (参见表1第6列) , 模型的拟合优度提高, 且地区虚拟变量与劳动力流动交叉项系数γ1和γ2的正负号及显著性与不加入控制变量时一致, 系数α、α+γ1和α+γ2分别为0.0326、-0.0002和-0.008, 说明东部地区劳动力流动扩大了城乡收入差距, 而中部和西部地区劳动力流动缩小了城乡收入差距, 但是, 与不加入控制变量相比, 系数的绝对值都减小了, 系数的经济显著性降低了, 说明加入控制变量后东、中、西部地区劳动力流动对城乡收入差距的影响减小, 主要原因是这些控制变量稀释了主变量对城乡收入差距的影响。

2. 其它控制变量的回归估计结果分析。

在模型 (2) 加入的控制变量中, X3系数的绝对值最大且在统计上显著, 表明劳动力市场发育程度 (即农业比较劳动生产率) 对城乡收入差距的影响最大, 且系数符号为负, 说明劳动力市场发育程度 (即农业比较劳动生产率) 的提高会导致城乡收入差距的缩小, 这与理论预期相一致;人均收入、城市化水平和工业化进程对城乡收入差距有显著的负向影响, 即这些因素都会导致城乡收入差距的缩小, 这与理论预期及其他的实证研究结果相一致;农业财政支出对城乡收入差距有显著的正向影响, 原因可能是国家对农业的财政支出主要用于农业基础设施的建设, 而这些支出并没有转化为提高农村居民收入的途径;基础设施对城乡收入差距的影响不显著, 即铁路、公路里程的增加并没有显著地增加农村居民收入。

在模型 (3) 加入的控制变量中, 城市化水平对城乡收入差距有正向影响, 但显著性较弱 (在10%的水平下显著) ;农业财政支出对城乡收入差距有显著的负向影响;基础设施对城乡收入差距有显著的正向影响, 原因可能是城乡基础设施的差距较大, 城镇基础设施的存量和规模较大, 随着基础设施的扩大, 其产生的规模效益显著地增加了城镇居民的收入, 但农村由于基础设施的不完善、存量和规模相对较小, 基础设施的些微增加并没有或者只是较小幅度地提高了农村居民的收入。

注:表中数据表示相应变量的回归估计系数, 括号中的数据是t统计值, “No”表示估计方程中不含该变量, “***”、“**”和“*”分别表示在在1%、5%和10%的水平下显著, 其他数据和符号的含义同前。

四、实证研究结论

根据前面的实证研究结果, 可以得出以下结论:第一, 劳动力流动在不同时间段对城乡收入差距的影响不同, 具体地, 在1992年之前劳动力流动对城乡收入差距没有显著影响, 而在1992年之后劳动力流动显著地缩小了城乡收入差距;第二, 劳动力流动在不同的地区对城乡收入差距的影响也不同, 具体地, 在东部地区, 劳动力流动显著地扩大了城乡收入差距, 在中、西部地区, 劳动力流动显著地缩小了城乡收入差距, 且西部地区的劳动力流动对城乡收入差距的缩小作用更大;第三, 当在实证回归模型中加入其它控制变量时, 在不同的时间段、不同的地区, 劳动力流动对城乡收入差距影响的符号与不加入控制变量时一致, 说明劳动力流动对城乡收入差距的影响是较稳定的。综上, 本文的实证研究结果与前面所作的假说相吻合, 假说检验通过。

摘要：文章利用省级历年面板数据, 建立固定效应等计量经济模型, 采用OLS回归估计方法实证分析了劳动力流动对城乡收入差距的影响, 得出的基本结论是:从不同时间段来看, 1992年之后, 劳动力流动能显著缩小城乡收入差距;从不同区域来看, 中、西部的劳动力流动对缩小城乡收入差距有显著作用。

关键词：劳动力流动,城乡收入差距,实证研究

参考文献

[1]蔡昉.人口与劳动绿皮书.中国人口与劳动力问题报告, NO.7.北京:社会科学文献出版社, 2006年版:第78页

[2]蔡昉, 王美艳.为什么劳动力流动没有缩小城乡收入差距.经济学动态, 2009 (8)

[3]蔡昉等.我国人口与劳动问题报告2011.北京:社会科学文献出版社, 2011年版:第19页

[4]国务院研究室课题组.我国农民工调研报告.北京:言实出版社, 2006年版。

流动人口收入 篇10

关键词：空间流动,收入分化,非农就业,欠发达地区

一、引言

建国以来, 中国农村的教育、流动与社会分层的关系引起国内外学者的广泛和持续关注。多数研究结果表明, 在经济改革之前, 文化水平对个人经济收入高低并无显著影响。[1]改革以后, 从计划经济向市场经济转型的进程中, 伴随着农村劳动力大规模流动和城镇化水平的不断提高, 中国社会中传统的再分配权力、政治资本和家世背景等引起社会分层的因素逐渐减弱, 教育、技术和知识成为个人和社会进步的主要动力。[2]政治资本回报率与人力资本回报率之间的差异及其演变趋势, 关乎对中国社会转型的实质和道路如何解释与判断, 引起了海外中国问题研究者的关注。华裔社会学家倪志伟通过对1985年福建省624个农户调查数据的统计分析结果支持了这一理论预判。不过, 这一理论并未得到国内学者的广泛认同。还有一些学者甚至认为, 在当今的中国社会, 在“超/强社会资本”的作用下, 教育对社会分层的消极作用远远大于积极作用。[3]不过, 国内相关的实证研究并没有证实教育对收入存在显著的负面影响这一结论。[4]

社会学界和经济学界对教育如何影响农民收入分化的看法存在较大分歧。正如一些学者所言, 由于中国地域广大, 地区间的经济社会发展水平和资源禀赋差异极大, 任何关于教育与收入分层关系的观点都能在中国找到相左甚至完全相反的真实证据。[5]多数学者在实证分析农民收入的影响因素中, 单独考虑教育的影响, 较少考虑教育和流动以及非农就业的互动关系及其对收入的影响。目前, 对分地区农民收入分化的系统和深入地实证研究较少, 专门针对人口众多、农村劳动力大规模流动、经济欠发达为典型特征的中部地区的农民收入分化问题立教育、流动与农民收入分化关系的分析框架基础上, 采用欠发达地区的农户调查资料, 建立多元有序Logistic模型, 从劳动力空间流动和非农就业的视角, 分析教育水平对农民收入分化的影响, 试图更为科学和清晰地揭示欠发达地区农民收入的分化机制, 以及其中所蕴含的政策含义。

二、教育、流动对农民收入分化的影响分析

改革以来, 随着市场化和工业化进程的加快, 越来越多的农民离开世代耕种的农村, 加入了非农就业的跨区域流动洪流。流动和非农就业是农民自选择的结果, 地区间的收入差距以及农业与非农产业间的收入差距, 是吸引农村劳动力流动和非农就业的最重要驱动力。布尔迪厄认为, 主要以职业为社会分层基础的现代社会中, 教育是一种重要的阶级再生机制。从中国改革以来的教育与就业关系看, 接受高等教育是进入体制内从事非农产业获得较高和稳定收入的“通行证”, 也就意味着农民身份和阶层的转换。对于大多数没有接受过高等教育的农民而言, 上述关于教育在社会分层机制作用的理论和观点并不适用。需要说明的是, 本文关注的重点是初等教育对农民收入分化的影响。

理论上, 同等教育水平和能力的个体从事不同的产业, 或者在不同经济发展水平的地区从事相同的产业, 其获得的收入水平存在显著的差异。因此, 在农民收入的分化机制中, 职业以及职业所在地区的经济发展水平是能力因素以外影响收入的最重要因素。较高或者较低的教育水平既可能增加农民的流动概率, 也可能降低农民的流动概率, 这取决于农民所处的区位和时期, 国内学者对此做过一些实证研究。例如, 早期研究中, 赵耀辉对劳动力外出大省的农户调查研究发现, 教育程度越高, 越是倾向于在本地就业。[6]近些年来有研究发现, 受教育程度对跨省流动概率的影响呈倒U型, 即受教育程度较低和受教育程度较高者均倾向于省内流动。[7]基于以上分析可以看出, 教育首先是通过影响流动进而影响农民的非农就业选择, 来实现对收入的影响, 是影响收入的间接因素。教育水平的提高对于个体来说, 意味着知识水平的提升, 但并不意味着能力的必然提升。从另一个角度看, 教育水平提升意味着减弱了工作经验的积累, 从而不利于实际工作中的能力提升。同时, 教育水平提升也会导致人力资本投资的机会成本增加, 从某种程度上削弱了个体在市场经济中的“冒险”精神。特别是在法律和制度不规范的改革初期, 对于个体来说, 把握市场机会往往比接受更多的教育更为重要, 这一时期盛行“读书无用论”就是重要的佐证。因此, 教育是通过影响个体的知识和能力、职业选择和空间流动选择, 进而影响自身的收入水平, 是影响收入水平的间接因素。

三、数据和模型

1. 数据来源和样本特征

本文所用数据来源于2012年春节前后对安徽省6县582个农户的问卷调查。在调查区域的选择中, 课题组依据不同人口规模和经济发展程度类似的原则, 在安徽省选择6个代表性的县, 有关调查样本的分布区域、各区域的村民组数以及样本户数见表1。按照简单随机原则, 选取这些村民组中一半的农户作为样本农户。调查共发放问卷680份, 经整理获得有效问卷582份, 问卷有效率达到91.8%。

本次调查的对象均为已婚男性户主。从样本农户的户主年龄看, 55岁以上的样本户占比为24.7%, 36~45岁和46~55岁的样本户占比合计为67.1%。从学历层次看, 户主学历为不识字的占比为18.3%, 高中及以上占比仅为6.5%。从就业地点来看, 有33.3%的户主在省外工作, 58.8%的户主在县内工作。从家庭收入看, 样本户主的年收入大多在4万元~8万元, 占总样本农户数的68.1%, 收入在8万元以上的户主占比为10.3%。整体来看, 样本农户的户主年龄较大, 学历层次较低, 大部分户主在县内就业, 户主的年收入水平较高。

2. 模型设定

在社会学理论里, 收入分化也称为垂直分化, 是度量社会分层的一个最为重要的维度, 一般采用基尼系数、家庭恩格尔系数、五等分法等相对指标来度量, 本文直接采用五等分法度量收入分层。五等分法是按照收入高低分成五个等级, 较高等级表示收入向上分化。在本文中, 将农民年收入分组, 即将年收入在2万元以下的农民定义为“低收入”户主, 取值为1, 以此类推, 将年收入在2万元~4万元、4万元~6万元、6万元~8万元以及8万元以上的农民定义为“较低”、“中等”、“较高”和“高”收入户主, 分别赋值为2、3、4、5。由此, 在实证分析中, 采用有序Logistic模型来估计上述各项因素对收入分层的影响, 定义如下:

(1) 式中, j的取值为1~5, 表示各收入等级, μj表示门槛值, xk表示影响收入的因素, βk表示回归参数。

3. 变量选取

国内不少学者研究并证实了土地经营规模、农地流转、营养和健康、子女性别结构等对农民收入分化的影响。[8~11]基于现有关于农民收入问题的研究文献, 本文选取工作经验、受教育水平、空间流动、自感健康状况、承包地数量、子女性别等作为影响农民收入分化的因素。鉴于本文的样本农户没能获得工作经验的指标, 本文采用年龄减去受教育年限这一指标来度量工作经验。由于可能存在系统性的地区间收入差异, 本文依据样本农户所在地理区位设置了地区虚拟变量作为控制变量纳入模型。劳动力空间流动分为三种情形:省外就业、省内县外就业、县内就业, 在变量选取中选择县内和县外省内两个虚拟变量纳入模型。有关受教育程度指标, 分为两类:一类是接受教育的年限, 另一类是将教育程度分为小学及以下、初中、高中及以上三种类型, 考虑到受教育年限对收入可能存在非线性的影响, 选择小学及以下和高中及以上虚拟变量纳入模型。

四、估计结果和解释

1. 基于全样本的农民收入分化影响因素分析

基于现有研究文献, 本文建立了农民收入分化影响因素的有序Logistic模型, 采用极大似然法对农民收入分化的影响因素进行估计。考虑到空间流动和非农就业变量之间存在较大的相关性, 同时出现在模型中可能会引发严重的多重共线性问题, 本文首先对这两个变量的线性相关系数进行了计算, 结果显示, 相关系数均在0.2以下, 可以认为不存在严重的多重共线性问题。考虑到教育水平对收入分化可能存在非线性影响, 本文分别报告了受教育年限和学历虚拟变量两种度量教育水平的模型估计结果, 即模型1和模型2, 具体结果见表2。模型估计结果显示, 似然比统计检验和卡方统计检验均表明, 方程通过了显著性检验, 且通过了成比例发生比假设检验。

注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著。

地区虚拟变量、工作经验对农民收入分化有显著的正向影响, 在模型1和模型2中均通过了1%统计水平的显著性检验且系数均为正。非农就业、县内流动对农民收入分化有显著的正向影响, 在模型1和模型2中均通过了5%统计水平的显著性检验且系数均为正。教育水平对户主收入水平的影响不显著, 无论是采用受教育年限还是采用虚拟变量度量教育水平的模型1和模型2中, 教育水平对收入水平的影响均不显著, 这一结论与现有研究并不一致。

2. 不同群体特征户主收入分化影响因素分析

在人力资本理论中, 教育与收入的关系集中表现为教育回报率问题。关于教育回报的研究, 大多采用经典的明瑟工资方程为分析框架, 假定教育回报率为常数, 以受教育年限为解释变量估计其对收入的影响, 估计出来的系数即为教育回报率, 是一个平均意义的常数。[12]国内外的研究显示, 受教育年限对收入往往存在非线性的影响, 因此, 传统的估算平均教育回报率的意义并不大。国内外不少学者注意到教育回报的异质性问题, 尝试按照样本的不同特征对样本进行分组, 分别估算不同子样本的教育回报率。[13~15]借鉴现有研究的一些做法, 本文按照户主的流动特征和就业特征对样本进行分类, 分别估算教育对不同特征群体收入分化的影响。

(1) 教育对不同流动特征户主收入分化的影响。本文首先按照户主的空间流动特征对样本户主进行分组, 分别采用多元有序Logistic模型估算教育对农民收入分化的影响, 模型1的估计结果是以户主均为县内就业的样本, 模型2以户主均为县外就业的样本, 估计结果见表3。

注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著。

地区虚拟变量对县外就业户主的收入分化存在显著的正向影响, 对县内就业户主的收入分化有负向影响, 但并不显著。地区虚拟变量在模型2中通过了1%统计水平的显著性检验且系数符号为负。工作经验对县内就业和县外就业户主的收入分化均有显著的正向影响, 在模型1和模型2中均通过了1%统计水平的显著性检验且系数符号为正。承包地数量对县外就业户主的收入分化有显著的正向影响, 对县内就业户主的收入有显著的负向影响。承包地数量和耕地流转在模型2中均通过了1%统计水平的显著性检验且系数符号为正, 承包地数量在模型2中通过了5%统计水平的显著性检验且系数符号为负。这表明, 在其他条件不变情况下, 在县外就业的农户承包地越多, 户主的收入水平相对越高;在县内就业的户主, 拥有的承包地越多, 户主的收入水平越低。受教育年限对县外就业户主的收入分化有显著的正向影响, 对县内就业户主的收入分化有负向影响, 但不显著, 且在模型2中通过了5%统计水平的显著性检验, 表明在其他条件不变情况下, 在县外就业农户的受教育水平越高, 其收入水平相对越高。

(2) 教育对不同就业特征户主收入分化的影响。在农户调查中发现, 很多被调查的村庄, 县外就业的户主不一定都是在从事非农产业, 因此, 有必要进一步按照是否为非农就业的就业类型将户主分组, 分别估算教育对不同就业特征户主收入分化的影响, 估计结果见表4。

注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著。

(1) 地区虚拟变量对非农就业户主的收入分化有显著的正向影响, 对农业就业户主的收入分化有负向影响, 但不显著。工作经验对非农就业户主的收入分化有显著的正向影响, 对农业就业户主的收入分化的影响不显著, 在模型1中通过了1%统计水平的显著性检验且系数符号为正。受教育年限对农业就业户主的收入分化有显著的负向影响, 对非农就业户主有正向影响, 但不显著, 在模型2中通过了5%统计水平的显著性检验, 且系数为负。

五、结论和启示

本文利用安徽省6县582个农户调查资料, 采用有序Logistic模型实证分析了欠发达地区的教育、空间流动对农民收入分化的影响。基于全样本的农民收入分化影响因素分析发现, 地区虚拟变量、工作经验、非农就业对户主的收入分化有显著的正向影响, 县内流动对户主的收入分化有显著的负向影响, 无论是以受教育年限或学历虚拟变量度量的教育水平变量, 对农民收入分化的影响均不显著。以县外就业户主为样本的分析结果显示, 地区虚拟变量、工作经验、受教育年限和承包地数量对农民收入分化有显著的正向影响;以县内就业户主为样本的分析结果显示, 工作经验对农民收入分化有显著的正向影响;以非农就业户主为样本的分析结果显示, 地区虚拟变量对收入分化有显著的正向影响;以农业就业户主为样本的分析结果显示, 受教育水平对收入分化有显著的负向影响。以上分析可以看出, 教育水平显著地提高了外出 (县外) 就业户主收入的向上分化, 同时, 也显著地提高了农业就业户主收入的向下分化。由此, 本文从实证角度提出关于教育对农民收入分化的影响机制, 即教育本身不是影响农民收入分化的直接因素, 而是通过影响空间流动和非农就业实现对农民收入分化的影响。