提要：據國家統計局數據顯示，農民工規模增長面臨拐點，教育結構有較大改善，絕對收入也還在持續增長。但農民工在現實生活中仍然屬于城市中的邊緣群體。本文使用2006-2015年五輪中國社會科學院社會綜合調查數據，結合年齡—時期—隊列分析方法，發現結構改善沒有真正提高他們的社會經濟地位，農民工的相對收入水平和社會地位自評反而在下降，呈現“逆成長”態勢。因此，本文認為即便是在勞動力供給下降的情況下，依靠市場因素自發調節和糾正農民工受歧視的地位仍難以實現，應該對社會政策的影響加以深刻反思。
關鍵詞：農民工；社會經濟地位；年齡—時期—隊列
一、研究背景
農民工一直是中國社會中一個非常特殊的社會階層，他們在城鄉夾縫中追求更好的生活，戶籍上屬于農業戶口，身份上是農村人，職業上是工人（李強，1999；李培林，2003；朱力，2003）。與農民相比，他們擺脫了臉朝黃土背朝天卻收入微薄的尷尬（李瑩，2004）；但與城鎮人口相比，他們在經濟收入、社會保障、職業崗位等方面均處于被歧視的地位（姚先國、賴普清，2004；李培林、李煒，2007）。雖然農民工階層從20世紀90年代之后就備受關注，與之相關的研究可謂汗牛充棟，但使用多期橫斷面調查數據來分析農民工中長期變化的研究并不多。
自2008年全球金融危機以來，中國經濟社會發展的外部形勢發生了巨大的變化，全球主要經濟體和新興市場國家紛紛陷入新的衰退周期，中國作為“世界工廠”亦難以幸免，依靠低廉勞動力價格優勢的出口外向型經濟遭受沖擊，進入中高速增長的經濟“新常態”。不過，農民工就業卻基本保持平穩。根據國家統計局公布的《農民工監測調查數據》，2015年農民工數量高達2.77億人，與2014年相比，增長了1.28%。盡管農民工總量在持續增長，增速卻出現了明顯的下滑，勞動力供給拐點即將出現。這一時期，農民工群體出現了三個方面的變化：（1）高學歷農民工的數量顯著增加。2011年大專及以上文化程度的農民工比例為5.3%，2015年大專及以上文化程度的比例進一步增加到8.3%。（2）農民工就業出現脫離第二產業的趨勢。從事第二產業農民工的比例也從2008年的60.2%下降到2015年的52.2%。（3）農民工絕對收入上升，增速卻顯著下降。從2010年到2013年，農民工平均月收入的增長速度均在10%以上，2015年農民工收入增速卻只有7.26%。
經典的社會學理論中，教育、職業和收入是決定社會經濟地位最為關鍵的變量（李強，2006；盧福營、張兆曙，2006；李春玲，2007）。近幾年農民工在教育、就業行業和收入水平上發生的顯著變化理應影響到他們的社會經濟地位和主觀自我評價。為了分析這些變化，本文使用中國社會綜合調查（CSS）2006年、2008年、2011年、2013年和2015年五輪全國范圍內的數據，結合年齡—時期—隊列模型的方法，分析農民工社會經濟地位及社會地位自評的年齡、時期和隊列差異。
二、文獻綜述與研究假設
（一）農民工群體的歷史變遷
戶籍政策和教育政策對農民工的影響最大，不僅改變了農民工的生命歷程，還改變了農民工的構成。本文嘗試梳理20世紀80年代以來中國戶籍政策、教育政策的變革過程，以及不同時期的政策變革對不同出生隊列的農民工的影響。
1.戶籍政策的歷史變化及影響
盡管中國政府在20世紀80年代中期就試圖以居民身份證制度取代戶籍制度，但直到90年代后期戶籍制度才出現實質性松動。1997年出臺的《國務院批轉公安部小城鎮戶籍管理制度改革試點方案和關于完善農村戶籍管理制度意見的通知》規定，已在小城鎮就業、居住并符合一定條件的農村人口，可以在小城鎮辦理城鎮常住戶口。1998年出臺的《國務院批轉公安部關于解決當前戶口管理工作中幾個突出問題意見的通知》規定，凡在城市有合法固定的住房、合法穩定的職業或者生活來源，已居住一定年限并符合當地政府有關規定的，可準予落戶。2001年頒布的《國務院批轉公安部關于推進小城鎮戶籍管理制度改革意見的通知》對小城鎮落戶不再實行計劃指標管理。
2012年出臺的《國務院辦公廳關于積極穩妥推進戶籍管理制度改革的通知》提出逐步實現城鄉基本公共服務均等化。2013年頒布的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》和2014年頒布的《國務院關于進一步推進戶籍制度改革的意見》則明確提出全面放開建制鎮和小城市落戶限制。
不同時期的戶籍改革重點不同。80年代戶籍改革重點解決的是農民進不了城的問題，90年代戶籍改革重點解決的是農民工進城落戶問題，而最新一輪戶籍改革的重點在于解決農民工在城鎮的市民化問題（劉傳江，2013）。從表面上看，三個不同時期戶籍政策調整只影響到特定時期的一部分農民工群體，但事實上這些政策整體性地改變了農民工群體的就業機會和生活預期。
2.教育政策的歷史變化及影響
20世紀90年代中期以前，國家對大學生統招統分、給予干部身份和城市戶口的優待，對當時缺乏向上流動路徑的農村社會而言，上大學就是個人命運的轉折點。但整體而言，“70后”以及更早期的農民工完成高等教育的比例極少。
人們習慣把1999年視為中國高校擴招元年，當年高校招生總人數超過150萬人，增幅超過40%。高校擴招在較短時間內提高了升學率，從高考錄取率的數據來看，1977年恢復高考時錄取率不足5%，1998年達到34%，2012年則接近75%。高校擴招讓更多的1980年之后出生的農家子女進入了高等學府。
真正讓農家子女既能上大學又能保留農業戶籍的政策是一個當時看起來并不起眼的“便民措施”。2003年出臺的《公安部三十項便民利民措施》規定，“考取普通高等學校、普通中等專業學校的學生，入學時可以自愿選擇是否辦理戶口遷移手續”。此時，農村戶口含金量隨著承包地、宅基地升值以及各種補貼出臺而提高，特別是城鎮近郊土地升值，使得一些農家子女選擇了不轉戶口上大學的方式。
讓農村大學生不愿意轉戶口的另一個原因是：高考擴招之后，高等教育從精英教育階段進入大眾教育階段，而相當一部分農村大學生就讀的學校是三本或者高職院校。接受優質高等教育機會的不平等、文憑貶值，再加上社會資本的不足，使得他們在職業發展上遇到瓶頸，難以謀得較好的職業崗位。高職院校的農業戶籍畢業生多進入了技術性藍領的職業崗位（田豐，2015），加入了“農民工”的隊伍。
1999年的高考擴招、2003年的便民措施，再加上農業戶籍含金量提高和文憑貶值等一系列的經濟社會環境變化，形成了農民工教育結構變化的分水嶺。在“70后”以及更早期的農民工中很少能看到大學畢業生，而“80后”以及更后來的農民工中大學生已經占到了一定份額。
3.農民工個體生命歷程變遷的代際差異
改革開放之后，中國社會現代化進程加快，農民工從人口結構到生活方式，從經濟地位到社會認同等方面均發生了巨大變化。王春光在評價白南生等人關于農民工“80年代以尋求就業為主轉變為90年代以尋求增加收入為主”的觀點時認為，單純從經濟視角來審視以“80后”為主的新生代農民工是不夠的，更要關注到他們社會認同的代際差異。王春光認為，社會認同的代際差異有可能改變農民工的生命歷程，早期的農民工多以有務農經歷的“60后”為主，他們的定位是城市的匆匆過客，趁著年輕力壯外出賺錢補貼家用，最終是要葉落歸根回農村。新生代農民工則不同，“特別是當他們在流入地社會陷入失業困境的時候,他們不像第一代農村流動人口那樣選擇回歸農村,而是選擇繼續留在外地,繼續過著流動的生活”（王春光，2001）。這意味著不同年代的農民工的個體生命歷程出現了整體性變化。
老一代農民工身上也有明顯的年齡效應。李培林（1996）對濟南農民工的調研中就發現，收入最高的是26-35歲的農民工。他還發現連續外出務工3年以上的農民工收入最高，這說明農民工也存在人力資本積累的情況，較多的工作經驗能夠提高他們的收入水平。
農民工的個體生命歷程還受到外部經濟社會環境變化的時期影響，特別是2003年之后，東南沿海地區普遍出現了“民工荒”，且持續多年。勞動力市場供求關系的改變客觀上為農民工的個體生命歷程變革提供了條件，一些年齡較大的農民工能夠延續他們的職業生涯，而新進入勞動力市場的農民工則有了更多的選擇。符平和唐有財（2009）的研究發現，即便處于“民工荒”之下，新生代農民工的社會流動與年齡之間仍然存在著“倒U型”軌跡。他們沒有走出上一代的陰影,繼續深陷于進退兩難的困境之中。這些都說明，在新生代農民工身上存在著代際效應和時期效應，同時還有“倒U型”曲線的年齡效應。
其實，不論是老一代農民工還是新生代農民工，都會受到特定時期的經濟社會條件和社會政策的影響，在個體生命歷程中所處的不同階段和年齡也會影響到他們的社會經濟地位和社會地位自評，加上出生隊列所帶來的代際差異，兼具有年齡、時期和隊列的混合效應。
（二）社會經濟地位
社會經濟地位和社會地位自評是社會分層領域中的主流話題，相關研究的文獻非常多。篇幅所限，本文主要對與本研究相關的重要文獻加以評述。
討論社會經濟地位難以繞開鄧肯（Duncan,1961）提出的社會經濟地位指數，這一指數也是社會學家最常用的比較不同人群社會經濟地位的關鍵性指標。鄧肯把教育和收入兩個變量擬合成一個指標，這種做法代表了社會學在研究方法上的突破，使一個重要研究主題有了可測量的依據，但同時也受到了一些質疑，后續的研究者在重復研究時發現社會經濟地位指數的解釋力并沒有那么強（Featherman & Stevens，1982）。而且，如果教育和收入能夠準確預測社會經濟地位，它們之間又存在如此強的因果關系，那么為什么不直接使用教育和收入取代社會經濟指數來分析相關的議題呢（Haller & Bills，1979; Vos, 2005）？直接使用教育和收入兩個變量的好處是能夠分析兩個變量背后不同的社會機制和影響因素，在兩者變動趨勢出現背離的情況下尤其適用。因此，本文的分析還是圍繞著教育和收入兩個核心變量來討論。
1.教育
盡管高等教育的快速擴張可能加劇了機會的不平等(張揚波，2002；李春玲，2010)，但不可否認，高等教育擴張也惠及了農民工階層。一部分接受過高等教育的農村青年沒有改變戶籍屬性，使農民工階層的平均受教育年限增加，呈現出明顯的時期效應和隊列效應。從教育與年齡之間的變化來看，關系較為復雜：在義務教育階段，同一個出生隊列受教育年限與年齡之間幾乎是完全線性關系；在完成義務教育之后，受教育年限與年齡之間仍然會保持較強的線性關系，但線性關系會在完成高等教育之后基本終結。如果只使用單個時點的橫斷面調查數據，可以假設被調查者構成了一個虛擬隊列，這樣就構成了受教育年限與年齡之間的線性關系，但這種情況與現實生活不一致。綜上，本文只提出兩個關于教育的假設。
假設1a（時期效應假設）：2006年到2015年間，農民工階層的平均受教育年限逐年增加。
假設1b（隊列效應假設）：農民工階層的平均受教育年限隨著出生隊列的后延而增加。
2.收入
在全社會收入水平提高的背景下，農民工絕對收入的增長并不一定意味著社會經濟地位的提升，衡量社會經濟地位變化的指標應該是相對收入，也就是相對于社會平均水平的位序變化。收入歧視和收入影響因素研究是農民工收入研究的重點領域（蔡昉等，2001；李駿、顧燕峰，2011；劉瑋瑋，2015）。其中，應用最多的理論是人力資本理論，其基本假設包括：人力資本越高，收入越高；收入與年齡之間存在“倒U型”曲線關系。
決定人力資本的最重要的變量之一是教育，而隨著農民工階層平均受教育年限逐年增加，他們的收入水平也會增長。同時，高考擴招的主要受益人群是“80后”農民工，其平均受教育年限的提高也會讓收入水平更高。但農民工在勞動力市場上被歧視，其教育回報率低于城鎮人口（Wang et al.，2010），這意味著雖然其受教育程度提高了，教育卻可能沒有充分發揮作用，導致收入增長速度比其他社會階層更慢，相對收入變動帶有較大的不確定性。本文沿襲人力資本理論中教育與收入相關的假設，提出下面三個關于收入的假設。
假設2a（時期效應假設）：2006年到2015年間，農民工階層相對收入水平逐年提高。
假設2b（年齡效應假設）：農民工階層的相對收入水平隨著年齡的增長呈現倒U型變化。
假設2c（隊列效應假設）：農民工階層的相對收入水平隨著出生隊列的后延而提高。
（三）社會地位自評
社會地位自評在一些學者的研究中也被稱為主觀階層地位認同。通常認為社會地位自評作為個人對自己的總體性評價，能夠比較好地反映出個人所處的社會經濟地位，特別是能夠體現出一些客觀指標無法體現的社會內容（Ostrove et al., 2000）。但這也會造成社會地位主觀自評與客觀指標之間相關性較弱以及認知偏差帶來的“趨中型”等問題（Evans & Kelley，2004；李培林、張翼，2008；范曉光，2015）。
以往的研究者發現，影響社會地位自評的因素可以歸結為客觀結構性和主觀建構性兩個方面（仇立平、韓鈺，2014）。客觀結構性因素主要包括教育、收入、住房、政治身份、戶籍屬性等，主觀建構性因素則包括公平感、幸福感等主觀態度。本文的研究對象均為農民工，其個體特征上差異不大，而本文主要關注的是社會地位自評與教育和收入之間的關系，以及社會地位自評在年齡、時期、隊列上的變化。考慮到農民工在教育和收入上的變化可能具有相似性，本文提出下面三個關于社會地位自評的假設。
假設3a（時期效應假設）：2006年到2015年間，農民工階層社會地位自評逐年提高。
假設3b（年齡效應假設）：農民工階層的社會地位自評隨著年齡的增長呈現倒U型變化。
假設3c（隊列效應假設）：農民工階層的社會地位自評隨著出生隊列的后延而提高。
三、研究方法與研究變量
（一）研究方法
年齡、時期和隊列都是與時間相關的變量，三者之間的關系可以表達為：時期＝年齡＋出生隊列，這也就不可避免地導致三者之間存在著完全共線性的問題。如何處理年齡、時期和隊列之間的完全共線性，解決參數估計的問題，始終困擾著研究者。
通常來講，在社會經濟急劇變遷的情況下，年齡、時期和隊列分析會有一些特殊的含義，它們傳遞出來的信息也不相同。在常規的研究方法中，對年齡效應和時期效應的分析是比較常見的。年齡效應代表了個體生命歷程不同階段的特點，最常看到的研究是微觀層面個體生理條件隨著年齡產生的變化。時期效應代表了調查時點或者統計時點宏觀社會環境的影響，最常看到的研究是宏觀層面社會、經濟、制度、政策等方面的變化以及重大事件帶來的影響。隊列與前兩者不同，它指的是同一個出生隊列或者經歷過同一歷史事件的人群，比如屬于同一個出生隊列的“80后”、“90后”，屬于經歷過同一歷史事件的紅衛兵、下崗工人等等。隊列分析是強調人生命中各個階段與社會歷史互動的研究方法，它假定特定的社會變遷或者歷史事件產生特定的影響，導致這一群人的經歷具有相似性，而不同隊列的人群則呈現出不同的生命軌跡（封婷等，2013）。
關于年齡效應、時期效應和隊列效應的研究在各自的領域內都有比較成熟的分析方法和模型，但把年齡、時期和隊列放在一起，分析年齡、時期和隊列各自的凈效應，則因為共線性的存在而有了難度。年齡—時期—隊列分析的核心假設是個體之間的差異會受到與時間相關的年齡、時期和隊列三個因素的共同影響，因而，研究者需要分析不同調查時點和不同出生隊列的年齡別數據。但區分年齡效應、時期效應和隊列效應卻面臨著一些困難，比如在多期橫斷面數據中，年齡效應和隊列效應混雜在一起；在追蹤調查數據中，年齡效應和時期效應在某一個出生隊列中也是混雜在一起的。從技術上來講，常規的回歸方法沒有辦法解決模型識別的問題，從而無法實現對年齡效應、時期效應和隊列效應的區分。
最早提出年齡—時期—隊列分析思路的是梅森等人(Mason & Poole,1973)，他們提出了APC多分類模型方法，但并沒有真正解決年齡、時期和隊列共線性的問題。之后的研究者在這一領域進行了非常多的探索，展開了一系列的研究，發展出了不同的研究路徑，如約減的二因子模型、非線性參數轉換、代理變量方法、IE變量等（Kupper et al.，1985；Wilmoth，1990; O’Brien，2000；Yang et al.，2004）。受統計分析方法和計算能力所限，這些研究多集中在匯總數據層面。隨著統計思路和方法的演進以及計算機計算能力的提高，特別是廣義混合線性模型分析框架的廣泛使用，解決模型識別的問題不再那么困難了。從方法論的角度來看，年齡—時期—隊列分析的目標就是分析年齡、時期和隊列各自的凈效應(Yang & Land, 2008)，可以從年齡、時期和隊列三個時間角度來解釋分析的結果。但在實際研究中，隊列效應的分析結果往往研究價值更大。甚至有學者認為，年齡—時期—隊列分析主要目標就是獲得隊列效應的影響(Hobcraft et al., 1982)，在某種意義上說，年齡—時期—隊列分析可以等同于隊列分析(Smith, 2008)。
在前人研究的基礎上，楊揚等（Yang & Land，2008）提出了多層次年齡—時期—隊列（Hierarchical APC，簡稱HAPC）模型，其中適用于多期橫斷面調查數據的多層次年齡—時期—隊列模型又被稱為多層次APC-交叉分類隨機效應模型（Hierarchical APC-Cross-Classified Random Effects Models，簡稱HAPC-CCREM）。多層次APC-交叉分類隨機效應模型通過把年齡效應和時期效應、隊列效應放置在模型的不同層次，既解決了模型識別的問題，又能夠觀察時期和隊列的差異，從而避免了三者完全共線性的問題。其潛在的假設是年齡屬于個體層次的變量，而同一個時期或者同一個隊列的人群經歷的社會事件和人生經歷是相似的，在群體層面上會有相似的影響，時期和隊列都可以視為群體層次的變量。故而多層次APC-交叉分類隨機效應模型通常在第一層放置的是個體層面的年齡變量，在第二層放置時期或者隊列的變量。其模型可以表達如下：
多層次APC-交叉分類隨機效應模型有一個突出的優點：在處理多期橫斷面調查數據時，不需要每一年度都必須有調查數據，同時，對多期橫斷面調查年份的間隔也沒有固定年限的要求。甚至在CSS抽樣框出現多次變動的情況下，多層次年齡—時期—隊列模型估計仍然能夠保持穩定的結果。
多層次APC-交叉分類隨機效應模型通過分層模型的形式，把年齡變成了嵌套在群體層次的時期和隊列之下的個體層次變量，化解了多重共線性的問題。本研究使用的多層次APC-交叉分類隨機效應模型包括：(1)因變量是定距變量時，使用多層線性模型分析；（2）因變量是二分變量時，使用廣義線性分層模型。本文構建多層線性模型的統計軟件是SAS9.4。
（二）研究變量
本研究的分析對象是農民工階層的社會經濟地位和社會地位自評，因變量是教育、收入和社會地位自評。
1.因變量
教育：本研究將教育操作化定義為受教育年限。按照未上學為0年、小學為6年、初中為9年、高中/中專/職高為12年、大專/高職為15年、本科為16年、研究生及以上為19年的規則，將調查中的教育變量轉變為受教育年限。
收入：本研究使用了兩種收入計算方式，一種是絕對收入，一種是相對收入。絕對收入就是比較被調查者回答的個人總收入和分項收入之和，選擇兩者中較高者作為絕對收入的統計值。相對收入則是把絕對收入按每輪調查年份做標準化處理，轉化為服從標準正態分布的相對值。相對收入測量了農民工在每一輪調查時的收入與社會平均水平比較所處的相對位置，因而更能體現出全社會收入都在上升的大背景下農民工經濟社會地位的相對變化趨勢。
社會地位自評：本研究對主觀社會地位自我評價的處理方法有兩種。第一種是把社會地位自評視為定距變量，由于自評為上層的比例很小，故在模型中將上層與中上層合并；第二種是把社會地位自評重新分組為二分變量，自評為上層、中上層和中層合并，取值為1，自評為中下層、下層合并，取值為0。
2.自變量
由于農民工階層的職業、戶籍等常規變量高度一致，因此，本文使用的自變量主要是年齡、時期和隊列三個時間變量。
四、描述性分析
農民工收入偏低的原因是多方面的，其中農民工文化程度不高是造成收入偏低的主要原因之一。教育作為最重要的人力資本要素，是決定農民工的收入和社會經濟地位的基礎性變量。因而，本文的分析也從教育開始。
（一）教育
從整體受教育情況來看，2006年農民工平均受教育年限為8.4年，隨后持續上升，到2015年農民工的平均受教育年限超過了9年。
圖1中左圖是按照2006年、2008年、2011年、2013年和2015年五輪調查的順序，分不同出生隊列計算的農民工平均受教育年限變化。圖1中右圖則是把五輪調查按照被調查者在調查時點的年齡計算的農民工平均受教育年限變化。從左圖中可以看到，2006年到2015年五個時期的調查結果幾乎完全重疊，農民工的平均受教育年限隨著他們的出生隊列后延而快速增長。“60后”和“70后”農民工平均受教育年限都在10年以下，而“85后”、“90后”和“95后”農民工的平均受教育年限則超過了12年。從圖1右圖中分年齡組的平均受教育年限來看，除15-19歲年齡組之外，其他年齡組的農民工基本上是年齡越大平均受教育年限越低。
（二）收入
按照人力資本理論，文化程度越高，收入也越高。上文分析顯示，農民工的平均受教育年限在最近10年有了顯著的增長，從收入絕對值來看也有顯著增長。調查數據顯示，2006年農民工的平均月收入為1076元，2008年為1387元，2011年為2596元，2013年為3524元，2015年為4212元。
農民工收入增加除了源于人力資本要素提升之外，還有一個原因是中國居民收入水平的整體性增長。因此，農民工的收入水平變化不僅僅要看收入的絕對值，還要看收入的相對值。相對值才能真正表明農民工在收入分布中的位序變化。
為了方便比較相對收入水平，本文把2006年到2015年間五輪社會狀況綜合調查中在業人口絕對收入按照調查年份分別做標準化處理，形成服從標準正態分布的相對值。從相對收入水平來看，農民工的收入水平整體上并沒有上升，其標準化之后的平均值在2006年為0.29，2008年為0.11，2011年為0.18，2013年為0.07，但2015年為0.17，反而低于2006年水平。
農民工相對收入水平的變化也會受到年齡、時期和隊列的不同影響。圖2中左圖是按照五輪調查的順序，分不同出生隊列計算的農民工平均相對收入變化；右圖則是把五輪調查按照被調查者在調查時點的年齡，分不同出生隊列計算的農民工平均相對收入變化。可以看到左圖中各個時期農民工相對收入按照出生隊列出現先升后降的變化趨勢，相對收入的峰值也是依次遞推后移，如2006年調查相對收入平均最高的是1970-1974年出生隊列，而2015年則移至1980-1984年期間的出生隊列。右圖中則重點展示了相對收入變化的年齡分布變化，農民工收入最高的是20-29歲年齡組和30-39歲年齡組。
（三）社會地位自評
盡管農民工的平均受教育年限和收入絕對值在逐年增加，但是相對收入水平在下降。在客觀指標出現不一致變化時，主觀指標可能更加真實地反映了農民工社會經濟地位的變化。五輪調查的農民工社會地位自評總體上呈現出下降的趨勢。
為方便比較農民工主觀自評的年齡、時期和隊列差異，本文對社會地位自評進行了簡化處理，把社會地位自評為上層、中上層和中層合并，自評為中下層和下層合并，這樣就把農民工社會地位自評轉化為一個二分變量，圖3的兩個圖中呈現的是認為自己社會地位屬于中層及以上的農民工比例。左圖中是按照2006年、2008年、2011年、2013年和2015年五輪調查的順序，分不同出生隊列計算的農民工認為自己社會地位屬于中層及以上的比例變化。可以看到2015年農民工社會地位自評是最低的。在同一年份的比較中，出生隊列較晚的農民工的評價要高一些。右圖是不同年齡組的農民工認為自己社會地位屬于中層及以上的比例，可以看到各個年齡組都出現了下降的趨勢，這說明新進入該年齡組的農民工社會地位自評在下降。
五、年齡、時期和隊列分析
由于出生隊列、年齡和時期存在著完全共線性的關系，一般的統計模型無法適用，因此本文試圖使用多層次年齡—時期—隊列模型來解決這一問題。楊揚（Yang,2013）提出的多層次年齡—時期—隊列模型的思路是用多層線性回歸模型的方法分析年齡、時期和隊列的凈效應。考慮到2011年的調查數據由于抽樣設計的原因可能與其他年份不一致，故而本文所有的模型都做了包含2011年調查數據和不包含2011年調查數據的兩個不同模型，兩個模型的分析結果基本一致。考慮到文章篇幅有限，同時也考慮到需要呈現比較完整的時期效應，本文只呈現了包含2011年調查數據的分析結果。
（一）教育獲得的分析
本文以農民工為分析對象，可以假定他們的生活境況較為接近，從個體的生命歷程來看，難以描述年齡與教育之間的關系，因此只檢驗時期效應和隊列效應（見圖4）。
從分析結果來看，時期效應假設成立，也就是最近10年農民工教育獲得逐年遞增，這與社會現實一致。其中，2011年出現了比較明顯的凸起，應該與當年調查對大城市樣本過度抽樣有關。
從圖4中可以看到隊列效應的變化，1970-1979年出生隊列的農民工出現了一個非常明顯的凹形，意味著在剝離了年齡效應和時期效應之后，1970-1979年出生的農民工的教育獲得既低于他們之前的出生隊列，也低于他們之后的出生隊列，假設1b不成立。造成凹形的原因與中國高考制度和戶籍制度下的城鄉社會流動有關。在“文革”之后恢復高考，大量農家子弟通過努力考上了大學，在他們考上大學的同時，戶籍屬性也從農業戶籍變為非農業戶籍，因而在早期很少有接受過高等教育的農民工。隨著中國戶籍制度和高考制度的改革，農村考生在考上大學之后可以不轉變戶籍屬性，很多農家子弟從自身利益的角度考慮也放棄了轉變戶籍屬性，就出現了一定比例的接受過高等教育的農民工。所以，從隊列效應分析中可以看到高考制度和戶籍制度造成了城鄉之間畸形社會流動的“掐尖效應”。
（二）收入水平的分析
按照人力資本理論，收入與年齡之間存在著“倒U型”的關系。從表2的分析結果可見，農民工相對收入水平存在著明顯的年齡效應。年齡和年齡的平方都顯著，也就是農民工收入同樣也隨著年齡增長呈現出倒U型，假設2b成立，也就是農民工的收入隨著年齡的增加而增加，達到一定水平之后隨著年齡繼續增加而下降。同時，教育年限與農民工收入是正相關關系。
從圖5的時期效應來看，2006年明顯要高于其他四個時期，2008年和2013年的時期效應都要低于0，2015年比2013年有所提升。可見，雖然勞動力供給出現了顛覆性的逆轉，農民工的絕對收入水平不斷增加，但相對收入水平沒有出現逐年增長的情況，假設2a不成立。
農民工收入的隊列效應系數變化的振幅較窄，其中1960-1969年出生隊列的較低，而1980-1989年出生隊列的較高，假設2c不成立。造成波動的原因有二：一是與1980-1989年出生隊列農民工接受高等教育比例增加有關。盡管在模型中控制了個人的受教育程度，估計了教育對相對收入的影響，但教育除了直接影響到收入之外，可能還會通過其他路徑，比如工作單位和職位等間接影響到收入，而調查數據和分析模型中并沒有包含這些變量，所以教育影響也可以從出生隊列的效應中體現。二是與調查時點有關。在2006年調查時，一部分“60后”農民工就已經進入了個體生命歷程的后半期，身體機能下降導致他們的相對收入水平也較低。
（三）社會地位自評
本文將社會地位自評分析模型分為兩個思路來測量：第一個是把社會地位自評視為一個定距變量，使用多層線性模型。第二個是把社會地位自評合并分組形成一個二分變量，使用多層廣義線性模型。從分析結果來看，無論是把社會地位自評視為一個定距變量還是視為一個二分變量，分析結果中的年齡效應、時期效應和隊列效應的變動趨勢都是一致的。因篇幅有限，本文只呈現了第二個思路的結果（見表3）。
從年齡效應來看，年齡與社會地位自評之間存在著U型關系，即年齡大的農民工和年輕的農民工對自己的社會地位評價比較高，假設3b不成立。造成這一現象的主要原因可能是農民工在個體生命歷程中的生活壓力和參照群體的變化。李培林等研究發現，生活壓力在新生代農民工的行為和態度之間是一個關鍵性的中介變量（李培林、田豐，2011）。一部分青年農民工有足夠的能力融入城鎮社會，加之個人在青年階段生活壓力不高，他們可能懷有融入城鎮社會的美好期望。中年農民工面對著沉重的生活壓力，同時還有融入城鎮社會的種種困難，導致他們對自身的社會經濟地位評價較低。年齡較大的農民工生活壓力不大，加上他們有落葉歸根的想法，其參照群體更有可能是家鄉的農村居民，這些因素都會使得他們的自評較高。
從圖6呈現的五輪調查的時期效應來看，2006年到2011年之間農民工社會地位自評是上升的；在2011年之后，農民工社會經濟地位自評呈下降趨勢，假設3a不成立。考慮到2011年存在過度抽樣，農民工在2011年社會地位自評較高可能是抽樣所致。
從隊列效應來看，1970-1979年出生隊列的農民工社會地位自評最高，1980-1989年出生隊列的農民工社會地位自評最低，假設3c不成立。這一點與“70后”和“80后”人群的個體生命歷程有很大的關系，“70后”參加工作、結婚成家的時候既沒有文憑貶值，也沒有遇到高房價的困擾。這一點不僅體現在農民工身上，在其他人群中也有體現。曾有媒體報道稱，五成以上的“80后”認為生活壓力比“70后”更大（邱敏、李穎，2010）。事實上也是如此，在住房價格快速攀升的背景下，1970-1979年出生隊列的農民工進入婚育年齡時還能夠在城鎮里買得起房，而1980-1989年出生隊列的農民工依靠自己的收入在城鎮里購買住房的可能性下降，隊列變化實際上反映了不同出生隊列的農民工生活際遇的變化。
在模型2中，教育年限變量從個體層次轉移到群體層次。分析發現，教育年限對社會地位自評的影響隨著出生年份的后移而下降，也就是出生越晚的農民工，他們教育年限對自評的正向影響越小。
六、研究結論與討論
中國農民工階層社會經濟地位和社會貢獻之間的不對等是一個被討論了許多遍的話題。從社會貢獻來看，農民工承擔了城鎮社會中最苦最累最臟最差的工作，卻得不到社會的普遍尊重，無論是社會地位還是經濟地位，在城鎮社會中往往都處于最底層。以往的研究者多認為農民工階層社會地位低既與勞動力市場歧視有關，也與他們自身文化程度較低、人力資本少、勞動力供給過剩有很大的關系。
最近十幾年來，隨著中國經濟的高速增長和勞動力供給的持續緊張，農民工的絕對收入水平顯著上升。同時，戶籍制度、教育制度的改革使得農民工中出現了一些接受過高等教育的年輕人，農民工的教育結構也得到了一定改善。那么，這些變化是否有可能改變農民工階層的社會經濟地位和社會地位自我評價呢？就此問題，本文嘗試使用中國社會科學院社會狀況綜合調查2006年、2008年、2011年、2013年和2015年五輪具有全國代表性的調查數據，結合年齡—時期—隊列模型，分析在勞動力供給拐點即將出現和農民工教育結構改善的條件下農民工社會經濟地位和自評的變化。本研究發現，農民工的社會經濟地位實際上是出現了“逆成長”，相對收入水平和地位自評均出現了下降。具體分析如下。
首先，在分析農民工教育獲得的時期效應和隊列效應時，時期效應符合研究假設，呈現出增長趨勢，而隊列效應的分析則發現了高等教育對農村人口的“掐尖效應”。在中國特有的戶籍制度作用下，教育作為農村人口向上社會流動的階梯，通過高考將農村人口中的學習尖子導流為城鎮人口。在教育被認為可以改變命運的年代，戶籍制度和高考制度合力形成了農村人力資本不斷外流的局面，這對個人而言是向上社會流動，但對農村整體而言卻是人力資本的掠奪。特別值得關注的是，高等教育塑造的人力資本大多數是適合城市經濟發展的人力資本，并不適合農村經濟發展，造成了農村人才供給的空缺。
其次，按照一般的經濟供需關系，在勞動力供給出現拐點的情況下，勞動者的收入應該提高，特別是農民工教育結構改善可能對收入有正面影響。本文分析卻發現，他們的相對收入水平不但沒有提高，反而在時期效應上出現了下降的趨勢，這顯然與經濟學理論所預期的結果不一致。由此可知，如果僅僅依靠市場作用來改善農民工的社會經濟地位是難以實現的。此外，農民工階層收入在年齡效應上符合人力資本理論的假設，呈現出倒U型，隊列效應上也是平均教育年限較高的1980-1989年出生隊列的農民工收入水平較高。本研究也檢驗了教育在出生隊列群體層次上的影響，分析結果也印證了隊列效應實際上是生命歷程與社會歷史互動結果的呈現。
再次，農民工的社會地位自評在年齡效應上呈現出U型關系，上有老下有小的中年農民工對自己的社會地位評價最低。從時期效應來看，農民工階層社會地位自評也出現下降趨勢。隊列效應中，平均受教育年限較高、收入水平也相對較高的1980-1989年出生隊列農民工的社會地位自評反而相對較低，這與他們生活際遇帶來的相對剝奪感強有很大的關系。同時，本研究也發現教育對社會地位自評的影響的隊列效應是下降的，隨著出生隊列的延遲，教育對社會地位自評的正面影響在下降，“教育無用論”不僅體現在客觀的收入層面，也體現在主觀社會態度上。教育隊列影響下降極有可能引發年輕的農民工放棄接受更高程度教育的機會，形成教育—收入—態度之間惡性循環，進而導致農村社會流動的僵化。
總體來看，最近10年勞動力供給出現拐點，農民工教育結構得到改善，卻沒有提高他們的相對收入水平。教育與收入上的逆向變化增加了農民工的相對剝奪感，導致“80后”農民工階層社會地位自評也不高。其中最值得關注的是1980年之后出生隊列的新生代農民工平均受教育年限最高，收入也較其他出生隊列高一些，社會地位自評卻最低。綜合起來分析，農民工階層最近10年來無論是客觀的社會經濟地位，還是主觀的社會地位自評，都沒有得到有效的改善，反而出現了進一步下沉的趨勢。
在上述的經驗研究發現之外，本研究對社會政策亦有一些啟示。本研究證明，即使在勞動力供給下降的情況下，依靠市場因素自發調節和糾正農民工受歧視的地位仍難以實現。即便是在研究者認為有可能發生改變的新生代農民工身上，我們看到的仍是相對剝奪感帶來的社會地位自評下降。這一現象提示政府，僅僅依靠在戶籍登記上改變農民工戶籍屬性并不會提高他們的社會經濟地位，反而可能在城鎮社會形成一個以農民工為主體的社會底層。同時，政府還需要反思高等教育制度，在長期的“掐尖效應”之后，人才匱乏已經影響到農村社會的發展，如果不能采取有效政策措施彌補“掐尖效應”導致的農村人才真空，那么農村發展也就無從談起。
本研究還存在不少不足之處：首先，研究所使用的年齡—時期—隊列分析方法還有很大的改進空間。其次，在概念界定上，把社會經濟地位直接分成教育和收入兩個部分來分析也有值得商榷之處。最后，在模型設計上還有一些可以補充的變量。這些問題有待未來的研究繼續深入討論。
作者單位：中國社會科學院社會學研究所
（原文發表于《社會學研究》2017年第3期）
中國鄉村發現網轉自：微信號 社會學研究雜志
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