摘 要：基于2015年中国流动人口动态监测调查数据，通过再中心化影响函数最小二乘法估计，并结合Blinder-Oaxaca分解方法，系统研究了京津冀地区流动人口工资收入分配及其影响因素。研究发现：京津冀地区人口流动尚属于城镇化过程中的农民工转移，以提高工作匹配质量为目的的人口流动还未形成规模；在京津冀地区，北京市流动人口生产率禀赋回报最高，但农业户口等非生产率禀赋也给流动人口带来了明显的工资劣势；京津冀地区省际人口流动在行业优势工资引导下优化了就业结构。为实现以就业匹配为目的的京津冀地区人口有序流动，须消除三地间人口流动的行政障碍，减弱户籍与附加福利的关联度，完善劳动力市场对生产率禀赋的回报机制。
关键词：京津冀；人口流动；收入分配
在中国经济高速发展和劳动力市场逐步完善背景下，由于户籍管制的放松，城乡二元结构的融合，中国劳动力资源配置逐步打破了地域行政壁垒，形成了一场史无前例的大规模人口流动(余运江 等，2017)。根据国家统计局《2017年农民工监测调查报告》，截止到2017年底，中国农民工流动人口已达2.87亿人，而且随着我国区域经济一体化的发展，长江三角洲、珠江三角洲、京津冀等地区在较长时间内已成为人口流入的集中地(王桂新 等,2012)。在这场大规模的人口流动中工资收入发挥着至关重要的调节作用，因此区域经济体中流动人口的工资收入分配问题逐渐成为人们关注的焦点。本文主要关注的问题：在京津冀一体化政策被提升到国家战略地位背景下，什么因素影响了京津冀地区省际和省内流动人口的工资收入分配？这些因素在多大程度上影响工资收入水平和工资收入基尼系数？
一、文献回顾
国内外学术界已对流动人口工资收入分配影响因素做了很多研究(Knight et al，2000；Maurer-Fazio，2004；李春玲 等，2008；陈维涛 等，2012；梁名双 等，2017；曾永明 等，2018)，但研究结论不尽相同。例如，Maurer-Fazio(2004)认为职业隔离、行业隔离是造成流动人口工资收入劣势的主要原因；李春玲等(2008)则认为估价性歧视和分配性歧视叠加，严重影响了流动人口的工资收入；更多的学者(Knight et al，2000；陈维涛 等，2012；梁名双 等，2017)认为户籍、区域保护制度是影响流动人口工资收入的主要因素。可见，影响流动人口工资收入的因素不仅包括人力资本等生产性要素，还包括了隔离、歧视、制度等非生产性要素。
随着京津冀一体化政策被提升到国家战略高度，跨行政区划界限的人口流动，以及其是否能够获得与自身生产率禀赋相对应的劳动报酬问题逐渐成为人们关注的焦点。但是截止到当前，仅有少数学者研究了京津冀地区人口流动问题。其中叶裕民等(2008)初步研究了京津冀地区人口流动的现状，发现京津冀流动人口主要集中在京津地区，河北省是京津地区人口流动的重要来源地；张耀军等(2015)研究结果表明京津冀地区人口和地理重心向东北方向移动，且经济、社会和自然因素对京津冀三地人口区域分布的影响具有空间异质性(郑贞 等，2014)；也有学者认为区域经济差异、政策、迁移距离、户籍制度、就业、医疗、交通等是影响京津冀三地人口流动的主要因素(李培 等，2007；张耀军 等，2015；李勇军，2017)。聚焦在京津冀协同发展视角探讨流动人口工资收入分配(王新霞 等，2018)的研究更是屈指可数。此外，人口流动明显表现为省内流动和跨省流动，不同人口流动类型劳动者的工资收入分配存在显著差异，如果不区分劳动力人口流动类型，研究结论将具有一定的模糊性。
故本文为有针对性地提出促进京津冀地区劳动力要素合理配置和有序流动的建议，主要借助中国流动人口动态监测调查数据，以京津冀地区流动人口为研究对象，探讨省际和省内流动人口工资收入分配的影响因素，并采用Blinder-Oacaxa分解方法研究相关禀赋影响流动人口工资收入分配差距的程度。
二、实证策略及数据、变量选择
(一)基尼系数的RIF函数回归
本文主要结合Firpo 等(2018)的再中心化影响函数和Blinder-Oaxaca分解方法，构建如下计量模型，对流动人口的收入分配及其影响因素进行系统研究。
假设v=v(F)是定义在任意分布函数F上的泛函。根据本研究目的，v选择是刻画工资收入y分布F(y)的基尼系数。y的无条件分布函数(边缘分布函数)可以写为：
(4)拍摄不同压力条件下油滴图片，分析计算表面张力，得到一组表面张力值。对于无法直接观察到混相现象的样品，通过数据回归得到MMP。
Duodenal polyps as a manifestation of portal hypertensive duodenopthy (PHD),an uncommon event, have been reported previously. The prevalence of PHD in cirrhotic patients with portal hypertension ranges from 8.4% to 51.4%. However,manifestation as multiple duodenal polyps is rare.
(1)
其中，x表示影响收入分布y的向量，则任意分布F(y)的再中心化影响函数可以定义为：
(2)
基尼系数可以利用洛伦兹函数R(FY)界定为：
v(FY)=1-2μ-1R(FY)
(3)
其中，μ表示样本的平均工资水平，根据影响函数定义
其中，Fε(y)=(1-ε)F+εδy，0≤ε≤1，δy表示刻画工资收入y分布集中度的变量，所以，dF(y)=0。
本研究采用2015年国家卫生健康委中国流动人口动态监测调查数据，选择京津冀地区省际和省内有劳动收入，且当前处于就业状态的流动人口为研究对象，最终筛选出有效样本数量为20314个。
(4)
另外，
(5)
综合式(1)、(4)、(5)可以得到RIF(y;v)在X条件下的条件期望值等于泛函数v(F)的结论，即：
(6)
令：mv(x)≡E[RIF(y,v)|X]，则线性方程可以表示为：
(7)
其中，表示导数dmv(x)/dx的估计量，估计系数向量可以表示一组投影系数：
所以，分解方程式可以进一步表达为Blinder-Oaxaca分解形式：
(8)
在调查样本中，省际流动人口和省内流动人口在月工资对数、性别、年龄、婚姻状况、工作时间、学历、企业性质、工作所属的产业等方面均存在着显著性的差异(具体见表1)，这些差异也进一步影响到流动后的工资收入分配。所以，为研究京津冀地区省际和省内流动人口的工资收入分配，还必须考虑流动人口的群体性因素。
v(Ft)=E[RIF(yn;v)|T=t]，t=u,n和v(FC)=E[RIF(yu;v)|t=n]，其中，FC(·)是反事实状态的分布函数。 那么RIF回归可以表达为：
(9)
(10)
那么基尼系数差异可以表示为：
2.2 皮肤保护 患儿皮疹部位使用炉甘石洗剂涂抹止痒，每日用温水擦洗1次保持清洁。穿柔软棉质衣服保护，床单位保持清洁无渣。向家属宣教看护患儿，避免患儿挠抓皮疹。痒感较重时局部以毛巾裹冰袋降温止痒或让患儿看电视、听故事分散注意力。
(11)
秀容月明刚回住处，蒋春猪拄着双拐迎了上来。他双腿断了，在床上躺了半年。他对秀容月明说，元帅，老家来信了。
(12)
(二)数据、变量及描述
进一步可以推导出RIF函数的性质之一，即RIF(y;v)函数的积分等于泛函v(F)：
公路建设前期、中期和后期对沿线周边水资源和土壤资源的破坏是慢性的，造成较严重的水土流失现象。公路造成的水土流失不仅会导致土壤厚度减少、土壤结构破坏和土壤保水能力降低，还会促进水土流失的快速发展，加剧了水土流失的严重性，引发更为严重的土壤侵蚀现象，导致恶性循环。此外，水土流失还会影响道路沿线分布的水源保护区功能，降低生态系统自净能力，增加公路周边区域坡面径流量，更容易引起洪涝灾害。
本研究选择月工资对数为因变量，自变量主要包括性别、年龄(年)、民族、户口、婚姻状况等人口特征变量；打工年限(年)，打工年限的平方(年)，学历等人力资本变量；以及机关、事业单位、国有企业、国有控股企业、集体企业等不同企业性质类别变量；工作所在的第一产业、第二产业、第三产业的产业类别变量，以及周工作时间(小时)等，具体变量以及变量的含义见表1。本研究中的哑变量处理为：流动人口在类别变量中，女性为基准比较群体；汉族之外的其他民族为基准比较群体；非农户口流动人口为基准比较群体；已婚流动人口为基准比较群体；小学及小学以下教育程度的流动人口为基准比较群体；机关、事业单位工作的流动人口为基准比较群体；第三产业中的流动人口为基准比较群体。
京津冀地区省际流动人口在不同的企业性质中工作获得的工资回报也存在着显著差别。天津市和北京市省际流动人口在国有企业工作具有明显的工资优势，工资分别比在机关或事业单位工作高出13.94%、10.98%，但河北省省际流动人口在国有单位工作与在机关、事业单位工作的工资收入没有明显的差异。省际流动人口在天津市和北京市的集体企业中工作相对在机关和事业单位工作分别具有32.31%和30.91%的工资优势；省际流动人口在北京市和天津市的外商投资企业、股份/联营企业工作均具有显著的工资优势，且在北京市工作的工资优势更加明显。在北京、天津、河北地区，省际流动人口以个体工商户的身份从事劳动可以获得高于机关、事业单位34.80%、31.61%和28.24%的工资优势。
为了实现对省际流动人口和省内流动人口两个群体的基尼系数的分解，假设：vt=v(Ft)，t=u,n，n表示省际流动，u表示省内流动，其中vc=v(Fc)其中vc为反事实泛函。因此vt、vc的期望值表达式为：
质量评估包括对水泥浆的黏稠、河砂含沙量、砂浆配合比例、砌体孔隙率。建立严格的质量评估体系，能够保证工程的质量，从而保证工程有效抵御洪水侵袭，达到防洪标准。
表1京津冀三地流动人口变量定义、均值及均值检验
变量名称变量定义总体均值省际流动均值省内流动均值均值差异lnwage月工资的对数8.22798.29248.0234-0.2690∗∗∗demographics人口特征gender男性=1,女性=00.54680.54020.56740.0271∗∗∗age流动人口的年龄35.264735.555734.3465-1.2088∗∗∗national汉族=1,其他=00.95910.96110.9530-0.0081∗∗residence农村户口=1,非农户口=00.78410.76470.84510.0804∗∗∗marriage未婚=1,已婚=00.18730.16020.27270.1125∗∗∗weekhour周平均工作时间51.082550.374353.33432.9600∗∗∗Human capital人力资本exp外出打工年限8.76409.05667.8406-1.2160∗∗∗exp2外出打工年限的平方120.7755125.9814104.3292-21.6521∗∗∗Primary小学及以下=1,其他=0; 0.11150.12210.07820.0439∗∗∗Junior 初中学历=1,其他=00.48990.48580.50300.0172∗High高中学历=1,其他=00.20760.19500.24730.0522∗∗∗Junior college大专学历=1,其他=00.10710.10080.12690.0261∗∗∗Bachelor本科学历=1,其他=00.07390.08390.0422-0.0417∗∗∗Postgraduate研究生学历=1,其他=00.01000.01240.0024-0.0099∗∗∗Enterprise nature企业性质Government机关、事业单位=1,其他=0; 0.02210.01970.02940.0097SOEs国有及国有控股企业=1,其他=0 0.05650.05610.05790.0018
续表1京津冀三地流动人口变量定义、均值及均值检验
变量名称变量定义总体均值省际流动均值省内流动均值均值差异CES集体企业=1,其他=00.02770.03280.0117-0.0211∗∗∗JEs 股份/联营企业=1,其他=00.06240.06510.0538-0.0113∗∗IEs个体工商户=1,其他=00.35670.34030.40900.0687∗∗∗PEs私营企业=1,其他=00.30580.31000.2922-0.0178∗HMTEs港澳台独资企业=1,其他=00.00650.00380.01500.0112∗∗∗FOEs外商独资企业=1,其他=00.01920.02490.0012-0.0237∗∗∗SFJEs中外合资企业=1,其他=00.01310.01630.0027-0.0137∗∗∗CPOs社团/民办组织=1,其他=00.00230.00180.00390.0021∗∗other其明确单位性质=1,有明确单位性质=00.03290.03390.0300-0.0039No unit无单位=1,有单位=00.09480.09530.0932-0.0021Industry产业Industry_1第一产业=1,其他=00.01020.01170.0054-0.0064∗∗∗Industry_2第二产业=1,其他=00.22480.23300.1987-0.0343∗∗∗Industry_3第三产业=1,其他=0 0.76500.75530.79590.0406∗∗∗
注：*、**、***分别表示在1%、5%、10%的水平上显著
三、京津冀地区流动人口工资收入分配影响因素实证结果
(一)京津冀地区省际流动人口平均工资收入的影响因素实证结果
分别以北京市、天津市、河北省的省际流动人口月工资对数为因变量，采用OLS方法，与相关影响因素回归，估计结果如表2。天津市、河北省、北京市男性省际流动人口相对女性具有的工资优势分别为26.20%、24.47%、20.06%；流动人口在河北省和天津市具有明显的年龄工资劣势，河北省省际流动人口的年龄劣势为：年龄每增加一年，月工资将下降0.43%；具有农业户口的省际流动人口在北京和天津地区具有一定的工资劣势；北京市省际流动人口的打工经验回报情况符合一般的经验回报规律，即随着打工年限的增加，劳动者的工资收入回报先增加后减少，而河北省省际流动人口的打工经验对工资收入没有明显的影响；在人力资本投资回报方面，北京市流动人口具有明显的回报优势，而河北省、天津市劳动力市场对外来劳动力的人力资本回报率相对较低。
通过万能试验机(GP-TS2000)测试焊后铝合金对焊样品的拉伸强度，拉伸试样为Φ15 mm×40 mm棒材对焊件.焊后试样经切割、镶嵌、抛光，并用化学腐蚀液腐蚀后，制备成所需金相试样.腐蚀液配方为：V(HF)∶V(HCl)∶V(HNO3)∶V(H2O3)=2∶3∶5∶10.使用光学显微镜观察焊接接头的金相组织.
最后，省际流动人口在北京市第一产业工作具有明显的工资劣势，他们的工资比在第三产业工作低24.11%，在第二产业和第三产业工作的工资收入没有显著性的差异。然而河北省的省际流动人口从事第二产业工作具有明显的工资优势，比第三产业工作的工资平均高出12.81%。省际流动人口在天津市的三个产业工作回报没有显著差别。
今年是毛泽东同志批示“枫桥经验”50周年，也是落实十八大关于全面推进依法治国、加快建设社会主义法治国家重要部署的开局之年。面对新形势、新任务，深挖“枫桥经验”精神价值，提炼其法治化的实践和做法，对于传承发展“枫桥经验”、加快法治建设进程具有重要意义。
表2京津冀地区省际流动人口平均工资收入的影响因素实证结果
变量名称北京市省际流动天津市省际流动河北省省际流动变量名称北京市省际流动天津市省际流动河北省省际流动gender0.2006∗∗∗0.2620∗∗∗0.2447∗∗∗CES-0.04110.3231∗∗∗0.3091∗∗(0.0136)(0.0132)(0.0174)(0.0588)(0.0573)(0.1309)age-0.0014-0.0026∗∗∗-0.0043∗∗∗JEs0.2200∗∗∗0.1784∗∗∗0.1203(0.0010)(0.0010)(0.0011)(0.0448)(0.0586)(0.1018)national-0.03570.0513-0.0547IEs0.3480∗∗∗0.3161∗∗∗0.2824∗∗∗(0.0327)(0.0402)(0.0392)(0.0424)(0.0505)(0.0927)
续表2京津冀地区省际流动人口平均工资收入的影响因素实证结果
变量名称北京市省际流动天津市省际流动河北省省际流动变量名称北京市省际流动天津市省际流动河北省省际流动residence-0.1428∗∗∗-0.1214∗∗∗-0.0060PEs0.2286∗∗∗0.1657∗∗∗0.2365∗∗(0.0182)(0.0220)(0.0271)(0.0415)(0.0515)(0.0931)marriage-0.1713∗∗∗-0.1912∗∗∗-0.2239∗∗∗HMTEs0.03180.2011∗0.3365∗(0.0205)(0.0227)(0.0247)(0.1051)(0.1137)(0.2001)weekhour0.00000.0024∗∗∗0.0020∗∗∗FOEs0.2145∗∗∗0.2046∗∗∗-0.0874(0.0005)(0.0004)(0.0005)(0.0621)(0.0584)(0.2386)exp0.0305∗∗∗0.0091∗∗∗0.0051SFJEs0.2628∗∗∗0.10140.2089(0.0032)(0.0030)(0.0038)(0.0613)(0.0680)(0.1486)exp2-0.0008∗∗∗-0.0002-0.0001CPOs0.07450.3495∗-0.0399(0.0001)(0.0001)(0.0001)(0.1337)(0.2084)(0.2385)Junior0.1866∗∗∗0.1121∗∗∗0.1052∗∗∗Other0.03090.06740.1919∗(0.0282)(0.0197)(0.0237)(0.0527)(0.0617)(0.1024)High0.3147∗∗∗0.1958∗∗∗0.1174∗∗∗No unit0.1517∗∗∗0.1615∗∗∗0.1826∗(0.0306)(0.0247)(0.0306)(0.0502)(0.0524)(0.0949)Junior college0.5694∗∗∗0.2849∗∗∗0.2311∗∗∗Industry_1-0.2411∗∗∗-0.0547-0.0759(0.0349)(0.0322)(0.0449)(0.0728)(0.0515)(0.0596)Bachelor0.8102∗∗∗0.4468∗∗∗0.3524∗∗∗Industry_2-0.00780.00310.1281∗∗∗(0.0363)(0.0437)(0.0568)(0.0191)(0.0168)(0.0226)Postgraduate0.9151∗∗∗0.5902∗∗∗0.7933∗∗∗Constant7.7723∗∗∗7.6725∗∗∗7.7204∗∗∗(0.0521)(0.1543)(0.1479)(0.0764)(0.0817)(0.1174)SOEs0.1098∗∗0.1394∗∗0.1346Observations6,6835,1313,657(0.0472)(0.0555)(0.1044)R-squared0.29920.16690.1128
注：括号内表示标准差，*、**、***分别表示在1%、5%、10%的水平上显著
(二)京津冀地区省际流动人口工资收入基尼系数影响因素实证结果
分别以京津冀地区省际流动人口月工资收入对数计算基尼系数，采用RIF-OLS回归估计结果如表3。首先，流动人口的性别比例对京津冀三地流动人口基尼系数影响明显不同，其中天津与河北地区的男性省际流动人口可以有效地降低当地流动人口的基尼系数，这说明天津与河北地区男性省际流动人口的收入分配相对于女性更加平等；其次，在北京市，省际流动人口年龄的增加会提高当地流动人口基尼系数，而在河北省内，省际流动人口年龄的增加会降低当地流动人口基尼系数，这也说明随着省际流动人口年龄的增加，北京市劳动力市场回报相对较高，从而加大了当地流动人口的收入分配差距。京津冀地区省际流动人口由于农业户口降低了流动人口总体的基尼系数，表明农业户口流动人口收入分配差距较小；另外，从实证结果可以看出，北京市省际流动人口随着学历的提高，基尼系数在不断地增加，尤其是高学历提高了省际流动人口的工资收入差距，然而天津市省际流动人口基尼系数并没有因为学历改变而出现明显变化。
表3京津冀各地区的省际流动人口工资收入基尼系数影响因素实证结果
变量北京市省际流动天津市省际流动河北省省际流动变量北京市省际流动天津市省际流动河北省省际流动gender0.0001-0.0027∗∗∗-0.0047∗∗∗Junior-0.0043∗∗-0.0022∗-0.0044∗∗(0.0008)(0.0009)(0.0013)(0.0017)(0.0013)(0.0018)age0.0002∗∗∗0.0000-0.0002∗∗High-0.0037∗-0.0013-0.0031(0.0001)(0.0001)(0.0001)(0.0019)(0.0016)(0.0023)national-0.00210.00070.0017Junior college-0.0021-0.0012-0.0073∗∗(0.0020)(0.0026)(0.0030)(0.0021)(0.0021)(0.0034)residence-0.0036∗∗∗-0.0043∗∗∗-0.0051∗∗Bachelor0.0075∗∗∗0.0035-0.0100∗∗(0.0011)(0.0014)(0.0021)(0.0022)(0.0028)(0.0043)marriage-0.0029∗∗-0.0020-0.0028Enterprise nature控制控制控制(0.0013)(0.0015)(0.0019)Industry控制控制控制weekhour0.00000.0000∗0.0000Constant0.0325∗∗∗0.0316∗∗∗0.0454∗∗∗(0.0000)(0.0000)(0.0000)(0.0047)(0.0053)(0.0090)exp0.00030.0007∗∗∗0.0004Observations6,6835,1313,657(0.0002)(0.0002)(0.0003)R-squared0.04810.05580.0260exp20.0000-0.00000.0000(0.0000)(0.0000)(0.0000)
注：括号内表示标准差，*、**、***分别表示在1%、5%、10%的水平上显著
(三)京津冀地区省际与省内流动人口收入分配影响因素分解实证结果
为进一步研究省际和省内流动对劳动者工资收入产生的影响，以京津冀流动人口中有工资收入的劳动者为样本，在基于明瑟方程最小二乘法回归估计基础之上进行Blinder-Oacaxa分解。分解结果显示省际流动人口、省内流动人口平均月工资对数分别为8.2980、 8.0288，两群体工资差距为0.2693(见表4)。根据对省内和省际流动人口的描述性统计(见表1)可以发现省内和省际流动人口具有明显的群体特征，这些群体特征会将省内和省际流动人口的劳动收入部分合理化，所以，由群体禀赋不同导致的劳动收入差异是可以被解释的。但从下面的实证结果可以发现，在两个群体的劳动收入差距中可以解释的部分为0.0424，不可解释部分为0.2269，这就意味着省内流动人口和省际流动人口的劳动收入差距主要是由流动的范围不同引起的。
假设xT表示影响工资收入分配的禀赋向量，且考虑线性投射可得：
具体而言，省内和省际流动人口劳动收入差异，主要是人口特征和人力资本特征等不同引起的，即使省内流动人口具有更长的工作时间，省内流动人口在人口特征、人力资本特征等方面的资源禀赋劣势效应仍然使其工资低于省际流动人口。
在不可解释部分，省际流动人口在工作时间、人力资本、企业性质等方面具有明显的回报优势，即省内和省际流动人口劳动人才差距的不可解释部分很大程度上是由省际流动的小时工资回报和人力资本回报率较高，以及进入到回报丰厚的企业单位中工作形成的。
表4省际和省内流动人口平均工资收入的影响因素实证结果
月工资对数系数稳健标准误zP>z95%置信区间GINI省内流动工资对数8.02880.00661,208.15000.00008.01578.0418跨省流动工资对数8.29800.00471,755.19000.00008.28888.3073工资对数差异-0.26930.0082-33.02000.0000-0.2853-0.2533可解释部分-0.04240.0042-10.04000.0000-0.0506-0.0341不可解释部分-0.22690.0080-28.25000.0000-0.2427-0.2112可解释部分demographics-0.02570.0028-9.12000.0000-0.0312-0.0201weekhour0.00200.00072.76000.00600.00060.0034Human capital-0.02260.0029-7.67000.0000-0.0284-0.0168Enterprise nature0.00310.00161.96000.05000.00000.0062Industry0.00080.00051.48000.1400-0.00030.0018不可解释部分demographics0.12370.06202.00000.04600.00230.2452weekhour-0.03730.0285-1.31000.1900-0.09310.0185Human capital-0.14670.0393-3.73000.0000-0.2238-0.0696Enterprise nature-0.02110.0406-0.52000.6040-0.10050.0584Industry0.02400.00494.90000.00000.01440.0336Constant-0.16960.0894-1.90000.0580-0.34480.0057
注：观测值共包含20314个样本，其中省际之间流动样本15471个，省内流动样本包括4843个。Demographics包含: gender、age、national、residence、marriage；Human capital包含：exp、exp2、Primary、Junior、High、Junior college、Bachelor、Postgraduat；Enterprise nature包含：SOEs、CES、JEs 、IEs、PEs、HMTEs、FOEs、SFJEs、CPOs、Other、No unit；Industry包含Industry_1、Industry_2、Industry_3
根据省际和省内流动人口基尼系数的影响因素实证结果(见表5)，京津冀地区省内流动人口工资收入基尼系数为0.0303，省际流动人口工资收入基尼系数为0.0376，二者基尼系数差距为0.0073，说明省际流动人口工资收入基尼系数明显高于省内流动人口。省际流动人口总体上提高了京津冀地区流动人口的工资收入分配差距。其中可以解释部分是0.0023，不可解释部分是0.0049，说明省内流动人口基尼系数与省际流动人口基尼系数差别主要是由流动方式的差异引起的，且流动方式可以解释掉67.72%的流动人口基尼系数差异，另外32.28%的差异是由禀赋效应所造成的。
具体而言，省际和省内流动人口的基尼系数差异中可解释部分主要由人口特征、人力资本等因素形成，省际流动人口的人力资本优势、人口特征优势提高了其基尼系数。省际与省内流动人口的基尼系数差异中不可解释部分主要由于流动人口所在企业单位类型以及其所在产业对劳动者的回报不同造成。省际流动人口很容易通过选择适合的企业性质和行业来获得较高的收入回报，从而加大了省际流动人口的收入分配差距。例如，根据企业性质对流动人口工资收入影响可知，在私营企业、港澳台独资企业、外商独资企业、中外合资企业工作，相比在机关、事业单位工作获得的工资回报高，从而使得省际流动人口有机会在更广范围内来选择具有相对报酬优势的企业进行工作，进而提高了省际流动人口的工资水平，也扩大了该群体的工资离散程度，使得省际流动人口的工资收入基尼系数相对偏高。
表5省际和省内流动人口基尼系数的影响因素实证结果
GINI系数稳健标准误zP>z95%置信区间GINI省内流动基尼系数0.03030.000468.01000.00000.02940.0312跨省流动基尼系数0.03760.0003128.85000.00000.03700.0381基尼系数差异-0.00730.0005-13.68000.0000-0.0083-0.0062可解释部分-0.00230.0002-12.48000.0000-0.0027-0.0020不可解释部分-0.00490.0005-8.98000.0000-0.0060-0.0039可解释部分demographics-0.00100.0001-9.26000.0000-0.0012-0.0008weekhour-0.00000.0000-0.28000.7810-0.00010.0001Human capital-0.00160.0001-12.56000.0000-0.0019-0.0014Enterprise nature-0.00000.0001-0.12000.9060-0.00020.0001Industry0.00030.00014.26000.00000.00020.0004不可解释部分demographics0.00250.00410.61000.5450-0.00550.0105weekhour0.00290.00181.62000.1050-0.00060.0065Human capital-0.00320.0034-0.93000.3540-0.00990.0035Enterprise nature-0.00470.0028-1.67000.0940-0.01020.0008Industry0.00130.00033.87000.00000.00060.0020Constant-0.00380.0062-0.60000.5470-0.01600.0085
注：观测值共包含20314个样本，其中省际之间流动样本15471个，省内流动样本包括4843个。Demographics包含: gender、age、national、residence、marriage；Human capital包含：exp、exp2、Primary、Junior、High、Junior college、Bachelor、Postgraduat；Enterprise nature包含：SOEs、CES、JEs 、IEs、PEs、HMTEs、FOEs、SFJEs、CPOs、Other、No unit；Industry包含Industry_1、Industry_2、Industry_3
四、主要结论与建议
本文基于2015年国家卫生健康委中国流动人口动态监测调查数据，研究了京津冀地区流动人口工资收入，以及省际和省内流动人口的工资收入分配影响因素等。主要研究结论和建议如下：
首先，目前京津冀地区的人口流动尚属城镇化过程中的农民工劳动力转移。通过描述性统计可以发现，流动群体多半属于农村户口，学历层次较低，说明目前人口流动尚属城镇化过程中的农民工劳动力转移，以提高工作匹配质量为目的的劳动力流动还未形成规模。所以，为提高京津冀地区的经济发展水平，必须采取积极的就业培训政策，加强劳动力信息中介服务建设，提高跨省和省内以就业匹配为目的人口流动。
（1）记录两组手术指标：手术用时、术中出血量和住院时间；（2）观察两组并发症：粘连性肠梗阻、低营养症、腹壁切口裂开与应激性溃疡；（3）检测两组治疗前后的体温、凝血酶原时间（PT）值以及血氧饱和度指标。
其次，北京市与天津市、河北省流动人口的工资收入作用机制存在着显著差别。北京市省际流动人口工资基尼系数没有受到性别、民族等人口特征因素的明显影响，却受到了学历等人力资本因素的显著影响；而天津市、河北省的省际流动人口工资基尼系数受到了性别、户口等因素较强的影响，学历等人力资本要素对工资的影响明显弱于北京市；这说明北京市劳动力市场具有较强的流动性，劳动力生产率禀赋可以得到较为公正的估价，这也是北京地区成为重要人口流入地的重要原因。故为实现京津冀地区人口有序流动，必须消除三地间人口流动的行政障碍，完善当地劳动力市场，减弱非市场要素对工资收入分配的影响。
第三，北京市流动人口生产率禀赋回报最高，但农业户口等非生产率禀赋也给其带来了明显的工资劣势。在学历投资回报方面，北京市流动人口的人力资本投资回报率最高，河北省，天津市相对较低；实证结果也表明北京市省际流动人口的年龄、学历提高了当地劳动力流动人口的基尼系数，说明当地流动人口收入分配差距主要是资源禀赋所引起。但是北京市流动人口的农业户口属性也给当地的流动人口带来了较强的工资劣势。所以，为了减少向北京聚集的劳动力数量，降低收入分配差距，必须加强天津市与河北省配套设施建设，做好对北京的产业转移和承接，提升天津市与河北省市场中资本对劳动的回报能力，消除与户籍关联的福利制度等，以使资本有效引导具有相应资源禀赋的人口有序流动。
江西日报社拥有江西日报微博微信、中国江西网微博微信、江西发布政务微博厅和江西手机报客户端等新媒体平台，形成了报纸、杂志、网站、微博、微信、手机报、移动客户端、户外等8种媒介形态的媒体矩阵，覆盖用户超过2000万。
第四，京津冀地区省际人口流动在行业优势工资的引导下优化了就业结构。实证结果表明在河北省，不论是省内流动人口还是省际流动人口，劳动者在第二产业从事工作所获得的报酬要明显高于其他产业；在北京从事第三产业的外来人口具有相对较高的工资优势。另外，在京津冀三地中，不论是省际流动还是省内流动人口从事第二产业都可以有效地降低流动人口的基尼系数，其中省际流动人口从事第二产业对降低基尼系数的效果更加明显。这说明在京津冀三地协同发展过程中，三地行业工资优势引导下的人口流动，有助于缓解河北省承接北京第二产业和部分第三产业过程中的劳动力不足压力。河北省需要通过产业工资优势来吸引外来劳动力，提高当地流动人口的劳动收入水平；北京应继续发展高端第三产业，将非首都功能产业外溢，减轻首都人口集聚的压力。最终通过人口的合理有序流动，形成与京津冀三地产业结构相匹配的就业结构，助力京津冀经济协同发展。
参考文献:
陈维涛,彭小敏.2012.户籍制度、就业机会与中国城乡居民收入差距[J].经济经纬(2):100-104.
李春玲,李实.2008.市场竞争还是性别歧视——收入性别差异扩大趋势及其原因解释[J].社会学研究(2) :94-117.
李培,邓慧慧.2007.京津冀地区人口迁移特征及其影响因素分析[J].人口与经济(6):61-65.
李勇军.2017.京津冀协同发展政策网络形成机制与结构研究[J].经济经纬(5):141-149.
梁名双,袁青川.2017.城市居民与农民工收入分配差距及其影响因素研究[J].东南学术(5):141-149.
王桂新,潘泽瀚,陆燕秋.2012.中国省际人口迁移区域模式变化及其影响因素——基于2000和2010年人口普查资料的分析[J].中国人口科学(5):2-13.
王新霞,袁青川.2018.京津冀地区流动人口工资收入分配差距研究[J].唐山学院学报(11):76-82.
叶裕民,李彦军,倪稞.2008.京津冀都市圈人口流动与跨区域统筹城乡发展[J].中国人口科学(2):57-64.
余运江,高向东.2017.集聚经济下流动人口工资差异——来自中国微观调查数据的证据[J].财经科学(2):99-111.
张耀军,张振.2015.京津冀区域人口空间分布影响因素研究[J].人口与发展(3):2-9.
曾永明,张利国.2018.户籍歧视、地域歧视与农民工工资减损[J].中南财经政法大学学报(5):141-150.
郑贞,周祝平.2014.京津冀地区人口经济状况评价及空间分布模式分析[J].人口学刊(2):19-28.
FIRPO S, NICOLE M, LEMIEUX T.2018.Decomposing wage distributions using Recentered Influence Function Regressions[J]. Econometrics,6(2):1-40.
KNIGHT J, SONG L.2000.Employment constraints and sub-optimality in Chinese enterprises[J]. Oxford Economic Papers,51(2):284-99.
MAURER-FAZIO M, DINH A N.2004.Differential rewards to, and contributions of, education in urban China’s segmented labor markets[J]. Pacific Economic Review, 9(3):173-189.
AnAnalysisofTheMigrants’WageDistributionandItsInfluenceFactorsinandamongBeijing-Tianjin-HebeiRegion——Based on Data of China Migrants Dynamic Survey in 2015
YUAN Qing-chuan1, YI Ding-hong2
(1.SchoolofEconomics,HebeiUniversity,Baoding071002,China; 2.SchoolofLaborRelationsandHumanResource,RenminUniversity,Beijing100872,China)
Abstract:Based on the data of China Migrants Dynamic Survey in 2015, by employing the least square estimation of Recentered Influence Function in combination with the decomposition of the Blinder-Oaxaca,this paper systematically studies the wage distribution of migrants in Beijing-Tianjin-Hebei region and its influencing factors. The results show that the current migrants in Beijing-Tianjin-Hebei are mainly the transfer of peasant-workers in the process of urbanization, population flow aimed at improving the quality of job matching has not yet taken shape. It is also found that among the migrants in Beijing-Tianjin-Hebei, productivity endowments of the migrants in Beijing get the highest labor reward, but the agricultural household registration gives them the most obvious wage disadvantage, and the inter-provincial migrants empowered by industry advantage wages in Beijing-Tianjin-Hebei have improved the employment structure. Thus, to realize the orderly flow of population in Beijing-Tianjin-Hebei for the employment matching, related governments should remove administrative barriers for population flow in Beijing-Tianjin-Hebei, attenuate the association between additional benefits and household registration, and improve the mechanism of labor market returns on productivity endowment.
Keywords:Beijing-Tianjin-Hebei; Population Flow; Income Distribution
基金项目：河北省社会科学基金项目(HB17YJ017)
作者简介：袁青川(1981— )，男，河南开封人，博士，副教授，主要从事劳动力流动、收入分配研究；易定红(1964— )，男，湖南岳阳人，博士，教授，主要从事劳动力流动研究。
中图分类号：F272.92
文献标识码：A
文章编号：1006-1096(2019)06-0009-08
收稿日期：2018-02-01
(编校：家伟)
标签：流动人口论文; 系数论文; 省内论文; 工资论文; 人口论文; 社会科学总论论文; 人口学论文; 世界各国人口调查及其研究论文; 《经济经纬》2019年第6期论文; 河北省社会科学基金项目(HB17YJ017)论文; 河北大学经济学院论文; 中国人民大学劳动人事学院论文;