1、農民工就業與工資決定：教育與培訓的重要性中國勞動力市場信息網監測中心中國社會科學院人口與勞動經濟研究所王德文一、引言農村勞動力向城市大規模流動，是改革以來推動中國勞動力市場發育的 一支重要力量。據農業部數據統計，農村遷移勞動力數量從1993年的6200萬上升到2004年的1. 03億。國家統計局農調隊的調查數據顯示數量更多， 2003年農村遷移勞動力數量為1. 14億，2004年上升到1. 18億。農村勞動力流動對經濟結構調整和城市發展所產生的積極影響，逐漸為戶籍制度改革 和勞動力市場發育創造了有利條件。從20世紀80年代允許流動到本世紀初以來鼓勵流動的政策變遷，預示著中國農村勞動力流動進入了

2、一個嶄新的時 期。農村勞動力遷移和就業長期以來是以市場為導向的，在工資信號的引導 下，由勞動力市場的供求機制實現就業配置。大量研究表明，農民工具有年 齡結構以青壯年為主、受教育程度較高、男性多于女性等群體特征。這種群 體特征是勞動力市場上供求雙方雙向選擇的結果。從企業需求看，年齡和受 教育程度往往與生產率之間有著一定聯系，女性一旦進入婚育年齡之后面臨 著非農就業參與率下降等因素，因此，在勞動力市場需求導向作用下，農村 勞動力非農就業的供求匹配結果，使得具有較高人力資本的農村勞動力流向 城市和非農部門。從勞動力市場競爭角度看，農村遷移勞動力不僅互相之間需要競爭就業崗位，而且隨著城市勞動力市場形勢

3、變化，還需要同城市本地勞動力競爭。在20世紀80年代和90年代初期，進城農民工主要從事城市清潔衛生、運輸、餐飲服務和制造加工等工作，它們多數是城市本地勞動力不愿意從事的職業。當時，進城農民工與城市本地勞動力之間是一種就業補充關系。但是，從90年代中期開始的深化國有企業改革和城市就業體制改革，使得城市就業的市 場化程度不斷提高。這樣，農民工和城市本地勞動力之間就逐步由過去的互 補關系演變為一種競爭關系。在就業選擇和競爭過程中，擁有較高人力資本 的勞動力容易在勞動力市場上保持優勢地位。按照二元經濟條件下經典的遷移模型預示，農村勞動力遷移首先是進入城市非正規部門，然而再尋求時機進入正規部門就業（Ha

4、rris and Todaro，1970；Fields，1974）。中國城鎮的單位就業與就業總量之間差距擴大，即就業"分總不和"問題（蔡防，2005），也揭示了城鎮就業非正規化不斷增強的趨勢。傳統 的經典模型是利用正規部門的就業創造率、勞動力市場的搜尋概率和非正規 部門的失業率，來處理勞動力在正規部門和非正規部門的就業分配問題。這 種模型通常是假定城市非正規部門存在著就業不足和有很高的失業率。與此 鮮明對照的是，中國農村遷移勞動力的失業率很低（王德文等，2004）。他（她）們在城市除了從事工資收入的工作外，自我經營的比例也較高。在這種就業匹配和選擇過程中，教育和培訓會扮演什

5、么樣的角色目前尚不清楚。隨著勞動力市場發育和就業制度改革，教育與勞動力市場之間的連接不斷加強。一系列研究表明，中國的教育回報率呈現不斷上升趨勢。在20世紀80年代，由于受計劃手段的強制性干預，勞動力市場不能給教育提供正確的信號，中國城鄉的教育回報率低于同一發展水千的其它國家(Zhang 等, 2005)。Johnson和Chow(1997)利用1988年城鄉住戶數據研究發現，中國的教育回報 率平均在3. 3%左右，農村的教育回報率高于城市。一些利用城市國有企業和住戶數據的研究結果，發現城市的教育回報率更低，處于1. 4-2. 9%之間(Byron andManuloto，1990; Maure

6、r-Fazio，1999)。90年代以來，中國的教育回報率開始不斷上升。陳曉宇等(2003)利用30個省(市)城市住戶數據的估計結果顯示，城鎮的教育回報率從1991年的6. 8%上升到2000年的8. 5%。Zhang(2005)使用6個省 仲)城市住戶數據分析表明，教育回報率從 1988年的4. 0%上升2001年的10. 2%，接近普通發展中國家的水平(Psacharopoulos，1992)。 de Brauw 和Rozelle(2006)利用農村住戶資料研究發現，農村遷移勞動力在90年代初期的教育回報率平均在6. 4%左右。這些都說明了教育對工資決定的作用日益上 升。本文將利用兩次最新

7、的調查數據，分析教育和培訓對農民工就業與工資 決定所產生的影響。本文余下部分安排為：第二部分介紹了數據來源；第三部分討論了農民工的就業選擇問題；第四部分討論了農民工的工資決定問題;最后是本文結論。二、數據來源本文數據有兩個來源：一是來自2005年中國社會科學院人口與勞動經濟 研究所在12個城市開展的中國城市就業與社會保障研究問卷調查。二是 勞動和社會保障部 2006年企業春季用工需求調查和農村外出務工人員 就業情況問卷調查。利用這兩次調查資料進行分析，可以起到相互補充和相互印證的效果。中國城市就業與社會保障研究問卷調查包括城市家庭和個人、外來 移民家庭和個人兩個部分。本文主要利用外來移民和個人

8、部分來進行分析。 這個調查是采取分層等距隨機抽樣方法抽取住5520戶和12820個人。由于外來移民中包含有 24. 3%從城鎮遷入的勞動力，本文沒有將其納入分析。因 此，最后用于分析的樣本數量為4179戶和9954個人。中國城市就業與社會保障研究調查問卷不僅收集了個人特征（如年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、政治面貌）、就業狀況（個人工作史、就業類型、行業、職業、失業、工資收入 ）、社會保障狀況等與個人相關的信息， 而且還收集了父母的教育背景、家庭收入和消費支出等家庭信息。這次調查 有關父母的教育背景、社會網絡、初次外出的就業情況有助用來選擇工具變 量，消除教育和培訓的內生性問題。這次調查還將

9、農民工就業方式劃分為自 我經營和受雇于人兩種類型，它為我們分析農民工對就業選擇提供了可能性。為了掌握農村外出務工人員就業、工資報酬以及企業用工需求等情況， 勞動和社會保障部在 2006年春季開展了農村外出務工人員就業情況問卷調 查和企業春季用工需求調查。這兩項調查分別覆蓋了 25個省份的48個 縣和23個大中城市，共有5300多名農村外出務工人員和 2600多家企業接受 調查。調查內容包括農村外出務工人員2005年的就業情況及工資報酬、2006年外出意愿及就業意向、企業2006年春節前用工情況、2006年春季用工需求及預期工資待遇等。這樣，就可以從供求角度來觀察農民工的就業匹配問 題。三、農民

10、工的就業選擇農村勞動力進城務工的就業選擇取決于個人就業能力、企業家素質和勞 動力市場條件。如果勞動力市場上存在有工資收入的就業崗位，此時，個人 選擇受雇于人還是自我經營，需要做成本收益比較。如果工資收入大于自我 經營收入，則選擇受雇于人；反之，則選擇從事自我經營。在后者情況下， 個人所具有的企業家素質對其就業選擇具有重要影響。由于具有企業家素質 和才能的人對風險具有較大的喜好性，喜歡從事創新性或預期有高收益的活 動，這些人一般愿意從事自我經營或自我雇用的活動。在廣大發展中國家，由于制度約束或者市場扭曲，城市正規部門的就業 創造率往往小于凈遷入率，受城鄉巨大收入差距驅動，大量農村遷移勞動力 聚集

11、在城市非正規部門，等待獲得從事正規部門較高工資的機會。由于有工 資收入的就業崗位不足，聚集在城市非正規部門的遷移者往往只好通過自我 雇用的方式，獲得一定收入，維持自己的生計。中國雖然農村遷移勞動力的 失業率很低，但是，由于戶籍制度的存在，農村遷移勞動力很難獲得在城市正規部門就業的機會。在這種情況下，大量農村遷移勞動力通過自我雇用方 式在城市謀求發展發展。這個過程也或多或少地培養了他們的經營管理素質。表1農民工就業方式與工資水平就業類型（）月工資（元）小時工資（元/小時）自我受雇 自我經營受雇于（3）=（1）自我經受雇于二城市經營于人合計(1)人/ (2)營人/(5)上海60.939.1100.

12、01463.11153.11. 275. 45. 70.94武漢76.323.7100.0921.6805.41. 143. 24. 20.77沈陽66.133.9100.0768.8825.90. 932. 93. 80.76福州52.747.3100.01151.1850.51. 354. 04. 01.00西安72.727.4100.01043.4945.11. 103. 54. 30.83慶56.044.0100.0950.0675.31. 413 . 63. 4大1.06錫42.357.7100.01570.91211.61. 306. 75. 7無1.18昌56.044.0100.

13、0961.4648.01. 483. 42. 9宜1.18溪68.231.9100.0662.3876.70. 762. 93. 8本0.76海39.660.4100.01635.71190.21. 377. 45. 8珠1.29雞75.724.3100.0688.2620.91. 112. 42. 7寶0.89圳23.976.1100.02224.91733.51 . 289. 09. 5深0.955 個省會城市 69.330.7100.01102.4979.51.133. 94. 70.82市 47.252.8100.01506.11171.01. 296. 65. 61.175. 70.

14、7759.8 40.3100.01196.41150.61. 044. 4資料來源：中國社會科學院人口與勞動經濟研究所,2005年中國城市就業與社會保障研究問卷調查.表1報告了在12城市農村遷移勞動力的就業分布除了無錫、珠海和深50%。武漢、西安圳外，其它城市的農村遷移勞動力的自我經營比例都超過和寶雞等中西部城市的農村遷移勞動力的自我經營比例均超過70%。由于省會城市戶籍制度改革相對遲緩和就業保護程度高，5個省會城市的農村遷移勞動力的自我經營比例平均為 69. 3%,比周邊的5個中等城市高出 22. 1 個百分點。從12個城市平均看，農村遷移勞動力的自我經營比例接近60%。農村遷移勞動力如此高

15、的自我經營比例，與我們的抽樣方式都很大關系。中國城市就業與社會保障研究對外來勞動力抽樣是按照先抽取社區，再抽取調查戶的方式來進行外來移民調查。在無法準確地獲得外來移民家庭樣本框的情況下，只好選擇利用城市社區有關外來移民家庭信息作為樣本框。這樣，就把在城市從事建筑、餐飲服務和制造等行業的農民工遺漏在樣本框 外，在一定程度上高估農村遷移勞動力在就業選擇上的自我經營比例。不過,由于調查的樣本數量較大，我們可以用這套資料來觀察農村遷移勞動力的就 業選擇表1也提供了農村遷移勞動力從事自我經營和受雇于人的工資比較。如 果采取月工資比較，除了沈陽和本溪兩個城市外，自我經營的月收入大于受雇于人的月收入。在5個

16、省會城市，自我經營的月平均收入是受雇于人的1.13倍；在5個中等城市，自我經營的月平均收入是受雇于人的1. 29倍；12個城市平均，自我經營的月收入是受雇于人的1. 04倍。由于月收入沒有考慮到工作時間長短問題， 而12個城市平均的自我經營的工作時間是受雇于人 的1. 34倍，這樣，經過把工作時間調整之后，在12個城市中有7個城市，農村遷移勞動力的自我經營的小時工資低于受雇于人的小時工資。在5個省會省市中，自我經營的小時工資相當于受雇于人的82%;在5個中等城市中，自我經營的小時工資比受雇于人的小時工資高出17%; 12個城市平均，前者相當于后者的77%。對于農村遷移勞動力而言，選擇自我經營還

17、是受雇于人，受到個人自身 狀況和勞動力市場條件來共同決定。我們可以建立一個概率模型來觀察個人 特征變量和勞動力市場狀況對就業選擇的影響。Pi(Y = 1|X，D)=Prob(X B +D 丫 + £ >0)上述就業選擇的概率模型，反映了在給定個人特征變量X和反映勞動力市場條件等因素的虛擬變量 D之下，農村遷移勞動力選擇受雇于人的概率。 特征變量包括農村遷移勞動力的性別、婚姻狀況、受教育程度、經驗、經驗 的平方、政治面貌、遷入所在城市的親戚獲得朋友數量、家庭人口規模，以 及城市虛擬變量等。表2農村遷移勞動力的就業選擇概率模型估計結果(1) (2)0.399性別(男性=1)(5.2

18、)*(5.15)*婚姻狀況(已婚或喪偶=1)(3.70) *(3.71)*受教育年限(年)(2.12) * (2.12)*經驗(年)(2.12) * (2.12) *經驗的平方(年的平方)(1.90)(1.88)獲得過培訓(是=1)(2.33) *(2.32) *家庭人口規模(4.70) *(4.67) *0.3950.511 0.5110.0320.0310.027 0.0270.000 0.0000.3540.3540.177 0.176政治面貌(黨員二1)0.169(0.71)遷入前在本市的親戚或朋友0.000數量(0.60)截距項0.3360.350(1.44)(1.50)觀察值個數7

19、0307030注:(1)括號中為z計值，*代表5%顯著水平，* *代表1%的顯著水平。(2)為了簡潔，城市虛擬變量的估計值略去。表2結果顯示，在回歸方程(1)中只有經驗的平方一項不顯著。在回歸方 程(2)中，我們引入了反映個人社會資本的政治面貌和社會網絡狀況的指標， 觀察它們對農村遷移勞動力就業選擇的影響，結果發現兩者都不顯著。根據 回歸方程 的結果，我們可以歸納出一下幾個要點：第一、男性比女性更易于選擇有工資收入的崗位就業。在給定其它條件下，男性比女性選擇受雇于人的就業方式的邊際概率高出0.40。第二、已婚或有家庭負擔會提高農村遷移勞動力選擇自我經營。這種就 業方式有助于在收入創造的同時，兼

20、顧家庭成員的需要。第三、教育和培訓能夠顯著提高農村遷移勞動力從事有工資收入的就業 選擇概率。教育的邊際效應為0.32，而獲得過培訓的編輯影響為0.354。第四、經驗變量對選擇有工資收入的工作的邊際影響，首先是隨著經驗積累而下降，當經驗達到一定開始上升的一個過程。這點與通常的假設有悖，一般是隨著經驗積累而上升，當經驗達到一定程度之后，開始下降。四、農民工的工資決定Mincer(1974)經驗方程通常用來估計教育的匯報，以及人力資本對收入和工資的決定作用。其經典的半對數函數形式如下：Ln(Yi)=ln(Yoi)+ 丫 Si+ B lEi+ B 2Ei2+ £ i式中，Yi代表個人收入或小

21、時工資，Yoi代表初始收入水平或生存工資，Si代表受教育程度，Ei代表經驗，Ei2代表經驗的平方，& i代表誤差項。利用Mincer方程估計教育回報有幾個問題值得重視：一是關于個人能力的異質性問題，即能力偏差問題(Griliches，1977)。如果在回歸方程沒有考慮到個人能力的異質性，那么，就會導致教育回報估計的偏差。在計量經濟學 中的經典案例是沒有將有關變量納入回歸方程。例如，如果我們采取如下方 程來進行回歸估計：Ln(Yi)=ln(Yoi)+ 丫 Si+ £ i，而真實的方程則包括了個人的 經驗或能力 Ai，方程函數形式為：Ln(Yi)=In(Yoi)+ 丫 Si+ B

22、 Ai+ B Ai+ £ i。那么，真實的教育回報率估計值為:plim =葉B如果個人能力與教育之間存在正相關，那么，缺失飽涵個人能力變量的回歸結果就導致高估教育的回報率。在 實際處理這類問題時， 通常是加入更多的控制變量，如個人的智商或能力分值(aptitude scores)家庭背景等變量現有的研究表明，家庭背景對教育回報率確實有顯著的影響。Heckman和Hotz(1986)在研究男性工資決定方程中發現，加入了父親和母親的教育變 量確實對子女收入有正的影響，母親教育的作用甚至更大。當把父母的教育 放進回歸方程后，男性工資方程中的教育回報率下降了25%。Maria等(2003)對

23、西班牙勞動力市場研究的結果也表明，父母的教育(或職業)與男性工作者的教育回報率有正相關關系。de Brauw和Rozelle(2006)利用農村住戶資料研究 也發現，父母的教育對子女的非農就業收入有正向影響。關于家庭背景對教育回報率影響的經濟解釋比較復雜。Shultz(1988)指出家庭背景可以作為未觀測變量的代理變量如個體的技能和教育質量。A1tonji和Dunn (1996)認為父母的受教育程度不僅影響子女在校的學習狀況，而且也對 他們入學前的教育質量產生影響，這些差異將會在他們成年后在勞動力市場 中的生產率體現出來。家庭背景和教育回報率之間的關系反映了一種社會和 經濟結構，在這種社會和經

24、濟結構下，家庭和社會的影響對不平等在代際之 間的轉移起到重要的作用(Maria&Asuncion，2003)。如果財富和受過良好教育 的父母可以為子女提供更多更好的學習機會，那么家庭背景對子女的教育獲得就會有影響(姚先國，黃志嶺等，2006)o本文也將家庭背景納入回歸方程來 觀察它對農民工工資決定的影響。圖1利用中國城市就業與社會保障研究調查數據展示了子女受教育 年限與父母受教育年限之間的關系。如圖1所示，在兩種就業類型中，子女的受教育年限都與父母的受教育年限之間存在著正相關關系，即隨著父母平 均受教育年限延長，子女的受教育年限也相應延長。我們預期父母受教育年 限對農民工的工資收入有正

25、向影響。不過，Card(1999)認為，家庭背景如果不能夠對工資收入決定有直接影響，或用來反映缺失能力變量的效應，那么， 它就不是一個理想的工具變量。在利用芬蘭數據的模擬研究中，ConneelyandUus"alo(1999)發現，利用家庭背景作為工具變量拒絕了它和工資 方程中殘差項無關的假設。圖1子女受教育年限與父母受教育年限之間的關系估計教育回報率的另外一個問題涉及教育決定的內生性問題。目前,經濟學中嘗試采用準自然試驗(Quasi-NaturalExperiment)等方法來解決這個問題。在回歸技術上，常用工具變量方法，或者是對照組試驗的方法來進行估計。本文將不這個問題展開深入分

26、析。除了將家庭背景引入經典的 Mincer方程外，我們還引入了性別、婚姻狀況、政治面貌、培訓等變量。在對經驗變量處理中，是將年齡減去受教育年 限、再減去6得到。經驗的平方項是用來控制收入或工資與經驗之間的非線 性關系。將政治面貌引入工資方程，是用來觀察政治資本對農民工資決定的 影響，而將培訓引入工資方程，貝規觀察培訓對農民工工資的決定作用。表3報告了利用中國城市就業與社會保障研究調查數據估計的農民工工資方程回歸結果。在自我經營的收入回歸方程中，除了培訓變量外，其它變量的回歸系數都達到了1%或5%的顯著水平。在受雇于人的工資方程中，教育和性別在所有方程中都達到了1 %的顯著水平，而經驗及其平方項

27、的回歸系數在經典的 Mincer方程中達到1 %的顯著水平，而經驗、經驗的平 方項、政治面貌、培訓、父母親及其平均的受教育年限的回歸系數都不顯著， 但F檢驗值表明，這些變量的回歸系數并不等于零。根據表3的回歸結果中，我們可以有以下幾點小結：第一、從教育回報率來看，有工資收入的教育回報率在4. 8% -6. 8%之間，高于自我經營的教育回報率，后者在 2. 7%-4. 7%之間。加入其它控制 變量之后，教育的回報率均有所下降，下降幅度為兩個百分點。表3農民工的小時工資或收入回歸方程估計結果自我經營受雇于人(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)受教育年限0.0470.0290.0270.027

28、0.0680.0480.0480.048(11.18)*(6.49) *(6.09)*(6.21) *(14.82) *(9.10)*(9.20) * (9.16)*經驗0.0300.0210.0250.0240.014-0.005-0.000-0.005(7.68)*(4.54)*(5.46)*(5.33)*(4.00)*(1.04)(1.14)(1.09)經驗平方項-0.0010.000 -0.001 -0.001 -0.000-0.000 -0.000 -0.000(7.67)*(5.21)*(6.10) *(5.77)*(4.31)*(0.75)(0.68)(0.72)性別(男性=1)

29、0.2570.2700.2660.2910.2910.291(11.86) *(12.53) * (12.33) *(10.02) *(10.01) *(10.00) *政治面貌(黨員=1)-0.192-0.166-0.1850.1030.1040.104(2.58) *(2.25) *(2.51) *(1.28)(1.29)(1.28)培訓(是=1)-0.014-0.0430.046-0.046-0.045-0.044(0.50)(0.52)(0.55)(0.79)(0.77)(0.76)父親受教育年限 0.021-0.001(7.20) *(0.29)母親受教育年限0.033-0.003(

30、10.40) *(0.73)父母平均受教育年限教育0.034-0.002(9.93) *(0.56)截距項 0.5110.5480.5170.4770.725 0.9730.9830.980(8.09) *(7.28) *(7.03) *(6.36) *(11.58) *(12.03) *(12.06) * (11.97) *觀2456200420042004察值3931362936293629R-squared 0.190.220.230.230.240.280.280.28注：括號中為t穩健估計值，*代表5%顯著水平，*代表1,的顯著 水平。(2)為了簡潔，城市虛擬變量的估計值略去.第二、

31、經驗及其平方項的回歸系數在經典Mincer方程中與理論預期一直，在擴展的Mincer方程中，利用自我經營收入得到的估計結果也一致，但在受 雇于人的工資方程，經驗及其平方項變得不顯著，經驗的回歸系數在方向上 也理論預期相反。這可能是經驗及其平方項與其它新引入的變量之間存在多 重共線關系。第三、在城市勞動力市場上，性別對農民工工資或收入有重要影響。但 政治面貌對有工資收入的工作沒有影響，而對自我經營有負面影響。后者難 以從理論上對其進行解釋。第四、培訓在所有方程中均不顯著。一方面，問卷中回答的該項的比例 較小。另一方面，如果不考慮抽樣權重，培訓對工資收入有顯著影響，但在 利用權重加權回歸估計之后，

32、培訓工對工資或收入的效應就不存在了第五、家庭背景對農民工掙得工資收入沒有顯著影響，但對于從事自我 經營收入有顯著影響。這點發現很有意思，可能是利用父母的教育年限，反 映了一些家庭傳承的或個人稟賦相關的經營素質等能力，但這些能力可能在 掙得工資收入的勞動力市場上，則沒有優勢。2006年春季農村外出務工人員就業情況問卷調查含有較好的關于農 民工工資、培訓和從事行業的信息。我們利用這套數據的回歸結果發現，培 訓對農民工工資收入有重要影響。回歸結果見表4。表4農民工工資收入方程回歸結果（1）（2）（3）受教育年限0.0420.340.027(12.93)* *(9.93) * *(7.96) * *經

33、驗0.0290.0270.017(13.48) * *(12.41) * *(7.89) *經驗平方項-0.001-0.001-0.000(9.34) * *(8.32) * *(6.15) * *15天簡單培訓-0.0100.0260.67(1.75)15天-90天短期培訓0.0660.064(4.15 ) * *(4.09) * *90天以上正規培訓0.1560.149(8.52)(8.45)性別（男性=1）0.117(8.93)截距項6.2376.2936.470(162.44)(158.41) * *(128.35)就業地點虛擬變量無無有遷出地虛擬變量無無有行業虛擬變量無無有觀察值47

34、1844184078R-squared0.070.090.26注：括號中為t穩健估計值,代表5 %顯著水平，*代表1, 6的顯著水平。農村外出務工人員就業情況問卷調查中沒有收集農民工工作時間。因此，表回歸結果是利用月工資收入的估計結果。從估計結果來看，除了回歸程中15天簡單培訓變量外，其它所有變量的回歸系數都達到了5%或1%的顯著水平。如果采用經典的Mincer方程， 教育回報率在4. 2%。弓I入培訓變量之后，教育回報率下降到3. 4%進一步把農民工就業地點的勞動力市場狀況、從事行業和遷出地等虛擬變量引入回歸程之后，教育回報率下降到 2. 7%。將遷出地信息作為虛擬變量影響，主要是利用這個變

35、量來控制各地 的教育質量。從培訓變量來看，我們采用沒有參加過培訓作為對照組，回歸結果顯示，15天簡單培訓對農民工的工資收入決定沒有顯著影響，而15-90天的短期培訓和90天以上的正規培訓對其收入有顯著性的作用。在控制其它變量的情況下，接收過短期培訓的農民工工資收入提高6. 4%，接受過正規培訓的農民工工資收入提高14. 9%。由此可見，除了對初次加入勞動力市場的農民工提供簡單的培訓外，今后培訓的著力點應逐步考慮向短期培訓和正規培訓傾斜，提供農民工的就業能力和收入。五、結論農民工就業和社會問題現已成為政府公共政策要著力解決好的重要問題。本文利用兩套調查數據分析表明，通過教育和培訓對農民工的就業類

36、型選擇和工資收入有重要影響。提高農民工就業能力是解 決農民工就業問題的 關鍵。在這個過程中，加大對農民工的短期培訓和正規培訓不僅有助于增加 農民工工資收入，而且有助于滿足企業用工需求和實現政策目標。隨著城市非正規部門和非正規就業規模的不斷擴大，大量農民工加入了這個部門，從事自我雇用和自我經營。利用調查數據分析發現，教育和培訓有助于這些農民工通過勞動力市場去尋找到有工資收入的崗位就業。當然， 針對從事自我經營的農民工而言，我們可能要考慮如何加一步加強他們的經 營能力，培養其企業家素質和自我創業能力，這樣，也有助于幫助其穩定就 業。在城市勞動力市場上，有工資收入的農民工教育回報率在4. 8%-6.

37、 8%之間，比從事自我經營農民工的教育回報率高出兩個百分點，接近城市勞動 力的教育回報率。分析發現，家庭背景對從事自我經營的收入創造活動有重 要影響，但通過借助勞動力市場獲得工資的收入創造活動沒有顯著影響。而 培訓對后者有顯著作用。隨著我國城市化進城加快，將有越來越多的農民工進入城市。為了完成將農民工從"農民"轉化為"市民"這個過程，一方面需要不斷擴大正規部門的就業吸納能力，將更多的農村勞動力從非正規部門吸收到正規部門就業；另一方面需要借助教育和培訓提高農民工的就業能力，滿足企業的用工需求，促進其收入增長。參考文獻：陳曉宇，陳良焜，夏晨.20世紀90年代

38、中國城鎮教育收益率的變化與啟示北京大學教育評論.2003, 2: 65-72姚先國，黃志嶺，逯巖家庭背景與子女高等教育的關系山西財經大學學報(高教版) 2006, 1: 510Altonji , J. and dunn Segun do, M. , the effects of family characteristics on the Returns toeducation, The Review of ecomonies and Sta"stics, 1996, 78, 4, 692-705.Byron , Raymond P . and Evelyn Q . Maniaoto

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