西藏流动人口工资博弈能力分析

巩艳红庞洪伟

(①西南财经大学工商管理学院 四川成都 610041 ②西藏大学经济与管理学院 西藏拉萨 850000)

一、文献回顾

2017年西藏流动人口数量达到38.9万人，占到西藏总人口的11.5%，相对全国各省流动人口平均水平而言，规模较小。2017年11月，国家卫计委发布了《中国流动人口发展报告2017》，报告指出2016年中国流动人口规模达到2.45亿人，占到全国总人口的17.72%。相较于2015年流动人口规模2.47亿，减少了171万人。2010年西藏流动人口为26.2万人（石人炳、石玲，2014），到2017年西藏流动人口增加了12.7万人，比2010年增长了48.5%。可以预见，今后较长一段时期，大规模的人口流动迁徙仍将是中国人口发展及经济社会发展中的重要现象（陈刚，2016），西藏流动人口规模也会持续增长。如果流动人口收入问题不能很好解决，会带来贫困、民众情绪不满、劳资矛盾等社会问题（杨菊华，2015）。

西藏流动人口占常住人口比例远远低于全国平均水平，省内流动人口比重较低，但跨省流动人口比重和全国平均水平持平（石人炳、石玲，2014）。西藏流动人口来自于四川、甘肃、河南等27个省份，给西藏经济社会发展注入多种文化元素的活力，但从流动人口职业分类上看，流动人口的职业多为个体商户，其次为餐饮业、服务业、建筑业等行业，其中没有专业技术的普通劳工占到68.5%（马戎、旦增伦珠，2012）。西藏流动人口劳动技能、劳动力来源、学历等方面决定了，西藏自治区政府要比内地兄弟省份做出更多的努力，为西藏流动人口提供良好的工作环境、培训条件、生活医疗保障等（王茂侠，2014）。

西藏流动人口在就业市场获得的工资收入差距很大，靠企业特征、流动人口技能差异并不能完全解释这一差距，就业市场信息不对称是重要因素之一。通过同村、同乡流动人口介绍，可以获得好的工作机会，提高工资收入（李萌，2004）。流动人口通过自身社会关系获得就业信息，能有效降低劳动一年拿不到工资的概率（尹志锋、陈明、郭琳，2011）。有效的就业信息、充分的人口流动可以有效缓解流动人口在就业市场的弱势地位。企业利益和流动人口利益发生冲突时，企业会利用自身掌握就业信息的优势，在趋利的动机下，尽可能压低流动人口工资（张杰、黄泰岩，2010）。在最低工资制度下，企业充分利用信息不对称，低技能劳动力的工作时长、工作环境、再就业机会等受到影响，综合工资收入不升反降（马双、张劼、朱喜，2012）。可见信息不对称因素对流动人口就业影响较大。

本文用双边随机边界前沿法估算就业信息对西藏流动人口和企业工资博弈的影响。本文后续安排如下：第二部分构建流动人口工资博弈理论模型；第三部分数据介绍和变量选取；第四部分实证分析；第五部分结论和建议。

二、西藏流动人口工资博弈模型

西藏流动人口就业市场存在劳动供给方和需求方，如果劳动供求信息不畅通，就会导致就业需求和劳动供给错配，流动人员工资也会受到影响。假定在西藏流动人口没有流动限制，流动人员工资形成模型可用如下模型模拟（Kumbhakar、Parmeter,2009）：

为了把流动人员和企业对就业信息的掌握程度体现在（1）式中，我们引入理想状态下流动人员工资指流动人员个体特征，S在流动人口就业市场真实存在，但无法准确测度，并且理想工资表示企业在工资博弈过程中获得的剩余，表示流动人员在工资博弈过程中获得的剩余。双方哪一方掌握的信息量大，在工资博弈过程中获得的剩余相对较多，反应了其讨价还价能力强。在此基础上（1）式可以整理为：

工资形成模型(2)由三部分组成，π()x表示特定特征下的流动人口基准工资分别为在工资博弈过程中企业剩余和流动人口剩余。企业利用自身所掌握的就业信息，剥夺一部分流动人口工资，剥夺程度为，其中(1 -δ)为企业所掌握的信息度，为流动人口的预期工资剩余，企业可以利用自身掌握的信息度来压低流动人口工资水平；流动人口也可以利用自身所掌握的就业信息，剥夺企业剩余，剥夺程度为，其中δ为流动人口所掌握的信息程度为企业预期的剩余，流动人口可以通过提升自身掌握的信息度来提高工资水平为工资博弈过程产生的净剩余，即工资博弈过程中劳动供求信息不对称程度的综合效应。

通过模型（2）可以看出，在工资形成过程中，企业对就业市场信息的掌握对工资形成有负效应，流动人口对就业市场信息的掌握对工资形成有正效应，因此就业信息对工资形成影响是双边的。我们可以把模型（2）简化为：

我们用MLE来估计(3)式中的β和工资博弈双方各自获取的剩余，在(3)式中ϑi、ϵi都具有单边分布特征，我们假定二者都服从指数分布，另外，常规干扰项μi服从正态分布并且μi、ϵi、ϑi之间相互独立，均独立于xi的个体特征。基于以上假定，复合干扰项τi的概率密度函数可表示为：

其中，Φ(·)、ϕ(·)分别代表累积分布函数、标准正态分布的概率密度函数，

假设样本量为n，对数似然函数可整理如下：

其中，θ=[β、σμ、σϵ、σϑ]'，通过MaxlnL(X;θ），可以求出参数的极大似然估计值。

本文的核心是测算企业和流动人口因对就业信息把握程度不同，在工资博弈过程中获得的剩余，我们需要推导出εi、ϑi的条件分布：其中，γ=1/σϵ+1/σϑ。在(6)式的基础上，可以得到工资博弈过程中ϵi、ϑi的条件期望：

进一步可以求出工资博弈过程中的净剩余NS：

通过计算净剩余NS，可以清楚的分析在工资博弈过程中，对就业信息掌握的多寡对西藏流动人口和企业获得剩余的多少的影响，为引导流动人口流向提供依据。

三、数据来源和变量选取

（一）数据来源

本文所选用的数据为国家卫生计生委主持开展的“全国流动人口卫生计生动态检测调查（西藏部分）”数据（以下简称“流动人口数据”），“流动人口数据”调查始于2010年，每年调查一次，按照随机原则在全国31个省（区、市）和新疆生产建设兵团流动人口较为集中的流入地抽取样本点，开展抽样调查，使调查结果对全国和各省具有代表性。以31个省（区、市）和新疆生产建设兵团2014年全员流动人口年报数据为基本抽样框，采取分层、多阶段、与规模成比例的PPS方法进行抽样。调查对象为在流入地居住一个月以上，非本区（县、市）户口的15周岁及以上流入人口。流动人口调查对象中不包括调查时在车站、码头、机场、旅馆、医院等地点的旅客、病人及临时陪护人员，不包括在校学生与“半边户”流动人口。对符合抽样总体要求但在非正规场所（临时工地、废弃厂房、草棚、涵洞等非正式居所）居住的流入人口，编制次级抽样框时应避免遗漏。其中西藏部分涉及到拉萨、林芝、日喀则三个地市的流动人口抽样数据。

到目前为止，卫计委发布了2009年、2010年、2011年、2012年、2013年、2014年、2015年的“流动人口数据”，由于2009年、2010年、2011年三个年度数据缺少本文涉及的核心变量，本文数据来源于2012年、2013年、2014年、2015年全国流动人口卫生计生动态检测调查（西藏部分）。本文按照调查对象在18岁以上，对2012年-2015年的数据进行筛选合并，并且删除了对问题“您上个月（或上次就业）收入为多少？（不包含包吃包住费）”这一问题回答为空值的样本，4年合计有效样本量为9687个，样本总体情况见表1。

从表1样本的时间和地市分布看，大部分样本集中在2013年、2014年、2015年，并且拉萨市的样本量较大，占到55.68%，流动人口中已婚占到62.79%，男性占到61.09，并且大部分流动人口职业为服务业。

（二）变量选取

在2012-2015年“流动人口数据”中有一个题目“您个人三个月（或三次就业）收入多少？（不含包吃包住费）”，用此衡量流动人口实际工资收入（lnin⁃come）。为衡量流动人口的基准工资，我们选择几个反应流动人口个体特征的变量：流动时间长度（year_num）,通过问卷中“您第一次离开户籍地（县级）是什么时候？”这一问题，计算得出该样本流动的年数，流动的年份长，说明对就业市场了解越多，在工资博弈中越具有优势；职业（occupation），通过问卷中“您现在的主要职业是什么？”，根据被访者回答，本文按照被访者职业稳定程度，把职业划分为三大类并进行赋值：1是公务及专业技术人员，包括国家机关、党群组织、企事业单位负责人和公务员、办事人员、专业技术人员；2是农业及生产制造类人员，包括农林牧渔水利业生产人员，生产、运输、建筑、其他生产、运输设备操作人员及有关人员、无固定职业和其他人员；3是服务业人员，包括经商、商贩、保洁、家政、餐饮、保安、其他商业、服务业人员等，赋值越大工作相对越不稳定；另外还有其他特征变量，如性别、民族、年龄、户籍、婚姻状况、受教育程度等。另外，考虑到流动人口所在地经济发展程度不同，本文把我国31个省份划分为东部地区、中部地区、西部地区、东北地区四个经济地区，考虑到不同年度对结果的影响，本文也控制了调查年份。本文选取变量的详细统计描述见表2。

表1样本的时间、地市分布

四、实证分析

（一）模型筛选

基于上述对流动人口工资形成机制及测度方法的分析，本文用OLS、SFA（双边随机前沿方法）分析了西藏流动人口和企业在工资形成过程由于掌握就业信息程度不同所产生的效应，详细回归结果见表3。

表3中模型1为基础模型，用OLS估计，模型2-6对模型1进行扩展，在双边随机前沿分析思路下，用MLE进行估计。模型1、2仅考虑了年龄、性别、民族、受教育程度、户籍和婚姻六个解释变量，模型3加入了流动时长变量，从表4可以看出模型3优于模型2。模型4在模型3的基础上加入所属职业变量，从表4可以看出模型4优于模型2、模型3。模型5、模型6分别加入了对地区和年份的控制，从总体看模型6优于模型2、模型3、模型4和模型5。本文以下部分的分析都是基于最优模型6展开。模型间LR检验详细结果见表4。

表2变量统计描述

表3流动人口工资形成模型估计

表4模型间LR检验结果

从表3的估计结果不难发现性别、受教育程度、户籍、婚姻、流动时长对工资形成具有正向作用，年龄、民族、所属职业三个变量对工资形成具有负向作用。说明在流动人口中具有以下特征的人群：男性、受教育程度越高、城市户籍、已婚、流动时间越长，更有可能在工资博弈过程中获得更高的工资；相反流动人口特征为：年龄越大、汉族、所属职业为农业及生产制造类人员和服务业人员，在工资博弈过程中获得的工资低于基准工资。

（二）方差分解：就业信息对工资博弈的解释能力

西藏流动人口掌握的就业信息对其最终工资的影响见表5。从表5可以看出，掌握就业信息的多寡对西藏流动人口工资形成有重要影响，即在工资博弈过程中有较强的话语权，在工资博弈过程中流动人口博弈能力稍高于企业工资博弈能力（0.4236-0.1592=0.2644），平均而言西藏流动人口的工资博弈能力要远高于企业工资博弈能力，使得就业信息因素对流动人口工资形成的综合影响为正，说明西藏流动人口可以获得高于基准水平的工资。模型6中被解释变量月工资收入的对数（lnin⁃come）无法解释部分的总方差为0.2929，就业信息因素在总方差中比重，说明就业信息因素占到流动人口工资收入无法解释部分总方差的绝大部分，达到91.35%。在就业信息因素对工资形成的总影响中，西藏流动人口博弈能力影响比重较大，达到67.5%，企业工资博弈能力影响仅占32.95%。

从对表5的分析可以得出，在西藏流动人口工资博弈过程中，企业具有一定的工资博弈能力，但西藏流动人口很大程度上主导了工资的形成。为了进一步分析流动人口、企业双方在工资博弈过程中获得剩余，我们对工资博弈双方进行单边效应估计。

（三）工资博弈双方获得剩余的单边效应估计

1.总体样本估计

估算西藏企业和流动人口在工资博弈过程中所获取的剩余和净剩余，也就是对7.1式和7.3式进行估计。可以理解为由于西藏企业和流动人口对就业信息把握的不同而获得不同的剩余，导致工资相对于基准工资变动的百分比，估计结果见表6。从表6第二列可以看出，平均而言，由于西藏流动人口对就业信息的把握而获得的剩余，可以使其获得的工资高于基准工资的29.44%；由于企业对就业信息的把握而获得的剩余，可以使其支付给流动人口的工资低于基准工资22.83%。综合而言，由于西藏企业和流动人口在工资博弈过程中获得的剩余不同，使得西藏流动人口最终获得的工资会高于基准工资6.61%。也就是说，在当前西藏人文自然环境、流动人口素质和流动人口政策等因素不变的前提下，西藏流动人口获得的工资水平将会高于基准工资的6.61%。

表5工资博弈能力对工资形成的效应分析

表6工资博弈过程中企业和流动人口剩余

表6后三列分别呈现了第25百分位、第50百分位、第75百分位西藏流动人口和企业获取剩余和净剩余的分布，从分布状况看，西藏流动人口和企业对就业信息的掌握具有很强的异质性。第25百分位统计结果可以看出，劳资双方工资博弈使得流动人口最终工资低于基准工资9.85%。第50百分位统计结果表明，劳资双方工资博弈使得流动人口最终工资高于基准工资5.35%。第75百分位统计结果表明，劳资双方工资博弈使得流动人口最终工资高于基准工资22.81%。可见西藏流动人口、企业掌握就业信息的程度差异较大，但从整体看每个百分位点上西藏流动人口剩余都高于企业剩余。

图1流动人口和企业获得的剩余分布（%）

图1更为直观的呈现出西藏流动人口、企业获得的剩余和二者净剩余的分布特点。图1中西藏流动人口获得的剩余和西藏企业获得的剩余都呈现出右拖尾特征，说明仅有部分流动人口和企业在工资博弈过程中处于绝对强势。从图2可以看出，大概有40.2%的净剩余为负，说明在这个区间企业通过掌握的就业信息压低了西藏流动人口工资。有59.2%的西藏流动人口，利用自身掌握的就业信息，在工资博弈过程中获得的工资高于基准工资水平。

西藏流动人口工资博弈能力从2012-2015年逐年提升。从表7不难发现，2012年-2015年流动人口和企业净剩余均值都在5%以上，2015年达到7.6%，说明从总体上来看流动人口获得工资高于基准工资5%以上。2015年西藏流动人口获得的工资收入高出基准工资7.6%，说明2012年-2015年西藏出台了支持流动人口进藏的政策，流动人口规模上升，有助于提高流动人口的工资博弈能力，进而提高流动人口工资收入。2012年39.2%的净剩余为负值，2013年40.4%的净剩余为负值，2014年有40%为负值，2015年39.9%的净剩余为负值，说明西藏流动人口中低技能劳动力的状况逐渐好转。

图2 净剩余分布（%）

表7流动人口和企业净剩余年度分布特征

表8流动人口和企业净剩余地区分布特征

表9流动人口和企业获得剩余的户籍效应

本样本涉及到西藏拉萨市、林芝市和日喀则市，通过表8西藏三地市流动人口和企业净剩余地区分布特征，可以发现拉萨、林芝、日喀则三地市的流动人口净剩余都在5%以上。日喀则市流动人口获得的净剩余最高达到8.66%，说明日喀则流动人口获得的工资收入高出基准工资8.66%。通过表8后三列，可以看出，相对而言低收入劳动力群体在拉萨获得工资收入较高；高收入劳动力群体在日喀则获得的工资较高。

2.流动人口个体异质性分析

在前文分析过程中发现西藏流动人口和企业双方对就业信息的掌握程度有很强的异质性，接下来本文从户籍、教育程度、性别和年龄几个维度分析西藏流动人口和企业获得剩余及净剩余的分布特征。表9从非农村户籍和农村户籍两个方面统计西藏流动人口、企业获得的剩余及净剩余。从表9的统计结果来看，非农业户口的流动人口在工资博弈过程中获得的剩余高于农业户口流动人口获得的剩余，企业从非农业户口流动人口中获得的剩余也相对较高。平均而言，非农业户口的流动人口获得的工资比基准工资高9.05%，农业户口的流动人口获得的工资比基准工资高6.34%。一种可能的解释是，具有非农业户口的流动人口生活在较为发达地区、社交范围相对较广，其掌握就业信息的能力强于农业户口的流动人口。

表10呈现了西藏流动人口和企业在工资博弈过程中获得的剩余及净剩余在不同学历间的对比结果。从三类教育程度的对比结果可以看出，流动人口在工资博弈过程中获得剩余呈现倒U型，文盲及小学教育程度的流动人口获得的工资比基准工资高出6.33%，大学及以上教育程度的流动人口获得的工资比基准工资高出6.01%，均低于初高中及中专学历流动人口获得的净剩余6.8%。可见西藏城市经济发展对高学历人才、低学历劳动力需求量很均衡，城市发展离不开低学历流动人口，甚至需要更多的低学历劳动力，西藏城市人口政策应致力于为流动人口，尤其是低学历流动人口提供多方位的支持。

表10流动人口和企业获得剩余的教育效应

表11流动人口和企业获得剩余的性别效应

表11呈现了西藏流动人口和企业在工资博弈过程中获得的剩余及净剩余在不同性别间的对比。从表11的统计结果可以看出，性别因素对流动人口和企业在工资博弈过程中获得剩余的影响并不显著，这一结果表明，在西藏流动人口就业市场性别歧视并不严重。女性获得净剩余使其获得的工资高于基准工资6.43%，比男性获得净剩余略低。每个百分位点上均可以得到相似的结论。

表12呈现了西藏流动人口和企业在工资博弈过程中获得的剩余及净剩余在不同年龄段间的对比结果。18岁-60岁之间流动人口和企业工资博弈过程中获得净剩余都为正,说明，平均而言各个年龄段的流动人口在西藏都能获得高于基准工资的收入。年龄对西藏流动人口和企业工资博弈过程中获得净剩余影响呈现倒U型，35岁-45岁年龄组流动人口获得的净剩余最高，此年龄组流动人口获得的工资高于基准工资6.91%。从不同百分位点的统计结果上看，也能得到相似的结论。

五、结论

本文构建了西藏流动人口和企业对就业信息掌握程度的测度模型，基于“全国流动人口卫生计生动态检测调查（西藏部分）”数据，分析就业信息因素对流动人口就业市场工资形成的影响，并进行了实证检验，结果表明：

表12 流动人口和企业获得剩余的年龄效应

（一）流动人口和企业所掌握的就业信息对最终工资形成有重要影响。

根据市场的就业信息，流动人口在西藏全区自由流动，在工资博弈过程中流动人口博弈能力（0.4236）高于企业工资博弈能力（0.1592），就业信息因素对流动人口工资形成的综合影响为正，流动人口最终可以获得高于基准水平的工资。

（二）通过单边效应分析发现，在西藏流动人口工资博弈过程中，流动人口可以凭借自身掌握的就业信息，把工资提高29.44%，而企业凭借自身掌握的就业信息，可以把工资降低22.83%，流动人口和企业相互作用后，最终可以实现西藏流动人口工资高于基准工资6.61%。但由于西藏流动人口异质性较为严重，不同特征的流动人口获得工资差距较大。

（三）西藏流动人口在户籍、教育程度、性别和年龄等因素上存在的异质性对劳资双方工资博弈影响显著，可以通过落户制度、职业再教育等方面为西藏流动人口提供保障，吸引更多的劳动力加入到西藏经济建设。

2010年以来中国GDP增速下滑，西藏经济增长也逐渐放缓。人才是第一生产力，为了经济持续增长，当前各个省份都展开了“人才抢夺战”，受生态环境的制约，西藏在人才吸引方面没有优势，需要出台一系列政策，如户籍改革、职业再教育、子女就医求学优惠政策等，吸引流动人口进藏，并长期留藏工作。