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城市少数民族汉语能力与收入效应分析
2021年03月01日 14:40 来源:《民族学刊》(成都)2020年第5期 作者:姜太碧 刘嘉鑫 字号
2021年03月01日 14:40
来源:《民族学刊》(成都)2020年第5期 作者:姜太碧 刘嘉鑫
关键词:城市少数民族;汉语综合能力;人力资本;收入效应

内容摘要:

关键词:城市少数民族;汉语综合能力;人力资本;收入效应

作者简介:

  内容提要:语言是人类交往和交流的媒介。通过语言,人类不仅区分族群,形成族群的共同标识,维系族群的共同价值;而且人类还可通过语言与其他族群进行交流,增进相互间的沟通、理解、信任与合作,从而产生人类交往的社会价值和经济价值等。本文基于“中国城市少数民族社会经济发展综合调查”数据,采用明瑟方程对我国城市少数民族汉语能力的收入效应进行分析。结果显示,我国城市少数民族汉语综合能力存在显著的收入效应,即汉语综合能力每提高一个等级,城市少数民族家庭人均年收入将增加7.5%,家庭等价规模收入增加6.26%,且这种效应在民族地区能得到稳健和一致的验证。另外,汉语能力的分位数回归结果说明,汉语综合能力对城市少数民族低收入家庭人均年收入和家庭等价规模收入的边际贡献更大,低收入家庭几乎是高收入家庭的1倍左右。此外,在城市低收入家庭中,教育、政治面貌和社会关系的收入效应边际贡献均要大于高收入家庭。因此,采取各种措施提高少数民族的汉语综合能力,这对提高我国城市少数民族低收入家庭的人均年收入和家庭等价规模收入均具有重要政策启示。

  关 键 词:城市少数民族;汉语综合能力;人力资本;收入效应

  项目基金:西南民族大学2019年校级教育教学研究与改革一般项目“民族高校经济学类专业高素质专门人才培养模式与实践创新研究”阶段性成果。

  作者简介:姜太碧,女,汉族,西南民族大学经济学院教授,研究方向:产业经济;刘嘉鑫,女,汉族,西南民族大学经济学院研究生,研究方向:产业经济。四川 成都 610041

  2019年我国教育部工作要点明确指出,加强我国通用语言文字推广普及和语言资源科学保护。通过通用语言文字的推广普及,树立国家通用语言文字认同感,培育中华民族共同体意识。[1]2000年10月31日颁布并从2001年1月1日起实施的《中华人民共和国国家通用语言文字法》规定:“国家通用语言文字是普通话和规范汉字”,也就是说我国的通用语言是汉语。加强我国通用语言文字推广普及,就是要加强汉语的普及和推广。显然,推广普通话、普及汉语不仅涉及中华民族共同体意识的培育,而且大量的研究还表明,语言技能还是一种重要的人力资本(Chiswick and Miller,2007),[2]以语言为重要表现形式的文化也是推动经济增长的第三大力量(Aghion & Howitt,2009)。[3]对掌握语言技能的个体,能够获得更好的求职机会(Gao and Smyth,2011),[4]扩大社会关系网络(Wang et al.,2016),[5]提高工作效率(Sthr,2015;Chiswick and Miller,2014),[6]因此语言能力对劳动者收入的绝对值数量和相对位次均会产生较大影响(陆铭、张爽,2007;Gao & Long,2014)。[7][8]

  目前国内语言经济学视角的研究已有一定成果问世,如研究普通话能力对劳动者收入的影响(陈媛媛,2016),[9]分析测度语言能力对劳动者的收入贡献(赵颖,2016),[10]中国少数民族劳动力普通话能力的语言收入效应(王兆萍、马小雪,2019)[11]等,这些成果基本都以典型的微观调查数据(如CGSS、CFPS、CLDS等)为基础来分析劳动者语言能力的收入效应,但以上研究却较少以少数民族劳动力为对象来分析语言的收入效应,更没有专门对城市少数民族群体的语言收入效应进行研究。然而,汉语能力对城市少数民族寻找工作机会、与人沟通交流做生意、结交非本民族好朋友以扩大社会关系网络等都有很大帮助,因此,对熟悉民族语言的少数民族而言,汉语能力应有明显的收入效应。对此,本文以西南民族大学经济学院2016年开展的“中国城市少数民族经济社会发展综合调查”数据为基础,专门分析我国城市少数民族汉语能力的收入效应。

  一、语言经济学视角下的语言收入效应相关研究概述

  目前,国内外从语言经济学角度研究语言收入效应的文献,大致可以分为以下几类:

  (一)分析外语的收入效应

  外语是相对于本国官方语言以外的外国国家语言。在国际化程度越来越高的今天,熟悉和掌握一门或多门外语,无疑将带来较多的机会和较高的收入。掌握一门外语可以提高收入(Ginsburgh,2013;赵颖,2016),[12][10]其中英语的收入溢价较高(刘国辉,2016)。[13]

  (二)分析方言的收入效应

  方言在不同人群中指代不同。在中国,方言是指地方语言,即区别于国家通用标准语言的某一地区语言,如上海话、广东话、四川话等,这种称呼不是根据语言间的亲属关系划分的;在欧洲,方言是指十八世纪后普遍称为的位于“语言(language)”下一级的“方言”,因为在欧洲语言之间是按亲属关系(发音、词法、语法)可分为语系(family)、语族(group)、语支(branch)和语言(language)划分的,方言属于“语言(language)”的下一级,这种方言一般区别于标准语且只通行于一个地区。但无论哪种方言分类,学者们的研究都证明方言也具有收入效应。例如,希伯来语在以色列有收入促进作用(Chiswick,1998);[14]西班牙的加泰罗尼亚语会明显提高劳动力的收入(Rendon,2007);[15]上海话除了能提高当地农民工的工资外,还增强了农民工的城市归属感与心理平衡(程名望,2016);[16]方言不仅具有收入效应,还具有健康效应,即能提高个体的健康水平(霍灵光、陈媛媛,2018)。[17]

  (三)分析国家通用语言的收入效应

  在英国,对外来移民而言,其国家通用语言即英语有明显的收入效应(Lindley,2002);[18]在加拿大,国家通用语言英语水平的高低对劳动力的收入也有显著正效应(Carliner,1981)。[19]在中国,国家通用语言普通话对劳动力的收入有明显的增收效应(秦广强,2014;丁塞等,2015;陈媛媛,2016;姜杉,2017;王兆萍等,2019)。[20][21][9][22][11]

  综上可见,国内外文献对作为人力资本重要组成部分的语言是否会带来劳动者收入的提高,从不同角度并用不同国家或地区的样本研究后发现,语言的确有明显的收入效应。但是针对我国少数民族特别是城市少数民族汉语能力的收入效应几乎没有研究,为此本文的研究成果有助于丰富语言收入效应的研究内容。

  大量研究还表明,语言的收入效应机理,主要体现在语言能力通过增强人力资本提升就业几率,扩大社会关系网络,提高劳动者的工作效率等,从而最终提高劳动者的收入水平。

  二、我国城市少数民族汉语能力收入效应的实证分析

  (一)数据来源与变量选择

  本文研究数据来源于西南民族大学经济学院2016年开展的“中国城市少数民族经济社会发展综合调查”。该调查在全国共选择19个省市***的主要城市为调查地点,根据一定标准(如城市民族聚居区和相邻社区)采用随机抽样且面对面入户访问的方式进行调查,最终调查了9108个有效样本。本次调查包括4个非民族省市的主要城市和15个民族省市的主要城市;调查内容共分五部分,分别是:人口学特征、健康与社会保障、基本公共服务、经济情况和价格水平、生活和思想状况以及少数民族专题。整个调查的前期、中期和后期都实行了严格的质量控制,以确保数据资料的真实性和可靠性。但在9108个样本中,本文仅保留了16岁以上且被调查者是少数民族以及对家庭年收入通过相关几个问题的逻辑检验符合实际的样本,本文最终使用的实际样本为1539个。

  1.被解释变量

  被解释变量包括两个:一个是城市少数民族家庭人均年收入的对数(ln y1),是指前一年(即2015年)被调查少数民族的家庭年总收入(元)/家庭总人口后取对数,这是一般经济学范畴平均衡量一个劳动者收入广泛使用的概念;二是城市少数民族家庭等价规模收入对数(ln y2),是指家庭年总收入/家庭总人口的平方根后取对数,家庭等价规模收入是家庭福利经济学中广泛使用的概念,因为人均家庭可支配收入考虑到家庭人口规模后其福利效应是不同的,为了克服家庭人均可支配收入在家庭福利衡量方面的局限,因此较多使用家庭等价规模收入(万相昱,2015)。[23]120但无论哪个被解释变量都要使用家庭年总收入,由于调查表中涉及家庭年总收入的问题除了直接问收入水平绝对值外,还设计了一个收入范围问题,在被调查者回答这两个问题时,考虑到被调查者有意隐瞒随意回答等情况,因此剔除了收入水平和收入范围两个问题回答不一致以及取对数时零为无效值的样本,最后获得民族地区804个家庭年总收入有效样本。家庭人均年收入对数均值为9.780268,家庭等价规模收入对数均值为10.18172。

  2.核心解释变量

  (1)汉语综合能力(Chi_language)。该变量的预期是对收入有正的贡献。在调查问卷中,该问题设计为:“您使用汉语的熟练程度如何?1.好,2.不太好,3.一般,4.较差,5.完全不会”。为了便于文中分析说明,本文在对该变量赋值时重新按照能力高低从低到高排序,同样按5级赋值,1:完全不会;2:较差;3:一般;4:不太好;5:好。

  (2)汉语阅读能力(Reading_ability)。该变量的预期也是对收入有正贡献。在调查问卷中,该问题设计为:“您在阅读汉字的时候是否存在困难?0.否,1.是”。文中分析时仍按2值变量赋值,0:存在困难;1:不存在困难。

  3.控制变量

  通过梳理相关研究文献成果,影响收入的因素大体可分为以下几类,一是个人特征方面的因素,如:性别、本地人、户口、宗教信仰、婚姻状况;二是人力资本因素,包括教育、年龄、工作经验、健康状况、政治面貌(党员)、社会关系资本等;三是其他因素,包括地区、行业等。本文按照以上分类因素和调查问卷实际情况,选择并设计控制变量如下:

  (1)性别(gender)。指被调查对象的性别,1:男;0:女。

  (2)户籍归属(bendi)。指被调查者的户籍所在地是本地或是外地,即本地人或是外地人。1:本地;0:外地。

  (3)户口类别(hukou)。指被调查对象的户口类别,1:农业户口;0:非农业户口。

  (4)宗教信仰(religious)。1:有宗教信仰;0:无宗教信仰。

  (5)婚姻状况(married)。1:已婚;0:未婚。

  (6)教育水平(edu)。指样本的文化程度,分7级赋值。1:没上过学;2:小学;3:初中;4:高中;5:中专或职业学校;6:大专;7:大学及以上。

  (7)年龄(age)。指调查时被调查少数民族16岁以上人口的实际年龄。

  (8)工作经验(agesq)。用年龄平方拟近似模拟工作经验。

  (9)健康状况(health)。指被调查对象的健康状况,分5级赋值,1:非常差;2:很差;3:一般;4:好;5:很好。

  (10)政治面貌(dangyuan)。指被调查对象是否是中共党员,1:党员;0:非党员。

  (11)社会资本(social)。指被调查对象在当地有无非本民族好朋友,1:有;0:无。

  (12)地区变量(region)。指被调查对象所在城市的地区分类,本文将此分为两类,1:民族地区(包括内蒙古、湖南、广西、四川、云南、西藏、甘肃、青海、宁夏、***10省区的城市);0:非民族地区(包括北京市、吉林、上海、广东4省区的城市。

  以上各类变量的描述性统计结果见表1。

  (二)模型设计

  由于本文主要研究城市少数民族汉语能力对收入的影响,一个人的语言能力也属于人力资本范畴,因此可采用主要反映人力资本收入贡献程度的明瑟(Mincer)人力资本模型。[24]本文具体计量模型是基于变形的明瑟方程,其形式如下:

  Lny1(or:ln y2)=C+β[,1]Chi_language+β[,2]Reading_ability+Σβ[,i]X+ε

  其中,被解释变量:ly y1,为家庭人均年收入,ln y2为家庭等价规模收入;核心解释变量有两个:一是Chi_language,指汉语综合能力,二是Reading_ability,指汉语阅读能力;X为一系列控制变量,包括个人特征控制变量(包括性别、户籍地归属、户口、宗教信仰、婚姻状况等)、人力资本控制变量(包括教育、年龄、工作经验、健康状况、政治面貌是否为党员、社会资本等)、地区类别控制变量等,具体内容见上文变量选择说明;ε为随机扰动项。

  当用横截面数据进行回归分析,可能会出现共线性、内生性以及异质性等问题而导致估计结果有偏。共线性、内生性检验一般在模型进行回归之前进行,以确定模型是否恰当和适用;而异质性检验一般在回归之后通过稳健性检验来验证。模型回归之后再进行异质性检验,以确定模型的稳健性(该部分将放在后面进行)。此处先做模型的共线性和内生性检查。

  1.模型的共线性问题

  一般共线性检验主要通过计算模型的方差膨胀因子(Variance Inflation Factor,VIF)值来判断。方差膨胀因子是指解释变量之间存在多重共线性时的方差与不存在多重共线性时的方差之比,其判断方法为:当0<VIF<10时,不存在多重共线性;当10≤VIF<100时,存在较强的多重共线性;当VIF≥100时,存在严重的多重共线性。本文模型的VIF检验结果显示,核心解释变量的VIF值分别为:VIF(Chi_language)=1.72,VIF(Reading_ability)=1.39,除了年龄和工作经验有较高的共线性意外(因为工作经验就是直接根据年龄的平方来近似代表,当然其共线性自然比较高。但这两个因素因最终回归结果不显著,最后也剔除了这两个因素,因此对模型主要变量估计不会产生偏误),其他各变量的VIF均小于4,各变量VIF的总体均值为5.31,总体说明模型的核心解释变量间不存在多重共线性,即使其他控制变量存在较高的VIF,但由于与核心解释变量并不完全相关,因此不会影响模型的有效性,这也说明该模型不存在多重共线性。

  2.模型的内生性问题

  内生性一般是由测量误差、联立性、遗漏变量等因素导致。关于测量误差,家庭人均年收入、家庭等价规模收入与个体的汉语综合能力等因素存在系统相关,这种系统性偏误的确存在,但本文在调查这些因素时,尽量根据与这些因素有关的逻辑问题是否有误来剔除和修正了相关变量的测量值,因此在较大程度上降低了本文中相关因素的系统性偏误。

  关于联立性,就是反向因果问题,从目前文献研究成果看,基本上的语言收入效应文献恰恰支持的是语言能力为因,收入为果,而不是相反。现实中,人们获得或习得语言能力往往在前,有了语言能力才有资本获得更高的收入,因此获得收入在后,是果,语言能力在先,是因。所以本文研究的主要问题基本上较少出现反向因果问题。

  遗漏变量,凡是对语言能力和收入相关的因素未完全考虑进来就会出现估计偏误的遗漏变量问题。本文根据现有相关问题的研究成果,都尽可能努力控制了这些变量,使遗漏变量导致的内生性影响尽量降低。即使这样,在以后的研究中,还是应继续收集能构造有效降低内生性问题的工具变量所需的资料(如宏观层面的地区汉语培训机构数量或汉语培训频次等),以便进一步更为准确的分析我国城市少数民族汉语能力的收入效应。

  综上可见,虽然本文模型可能存在一定的内生性,但影响不大,因此在后面的回归中,直接采用OLS估计方法。

  (三)主要变量描述性统计

  表1 主要变量的描述性统计(民族地区)

变量 样本量 均值 标准差 最小值 最大值  
家庭人均年收入(ln y1) 804 9.780268 1.079931 5.809143 14.91412  
家庭等价规模收入(ln y2) 804 10.18172 0.9956083 6.358449 14.91412  
汉语综合能力(Chi_language) 1523 4.240315 1.193512 1 5  
汉语阅读能力(Reading_ability) 1521 0.7153189 0.4514109 0 1  
性别(gender) 1538 0.506502 0.5001203 0 1  
户籍归属(bendi) 1536 0.796875 0.4024558 0 1  
户口类别(hukou) 1535 0.3732899 0.4838358 0 1  
宗教信仰(religious) 1538 0.6059818 0.4887977      
婚姻状况(married) 1507 0.711347 0.4532866 0 1  
教育水平(edu) 1533 3.775603 2.011197 1 7  
年龄(age) 1512 44.13161 17.0924 11 97  
工作经验(agesq) 1512 2239.556 1646.148 121 9409  
健康状况(health) 1538 3.859558 0.8827356 1 5  
政治面貌(dangyuan) 1531 0.1580666 0.3649227 0 1  
社会资本(social) 1529 0.7841727 0.4115297 0 1  
地区变量(region) 1539 0.8447044 0.362304 0 1

  如果将研究样本的语言能力按家庭人均年收入(对数)(见表2)进行分组,可以看出语言能力对家庭收入贡献明显。其中,家庭人均年收入对数均值变化随语言综合能力的提高总体呈上升趋势,当语言综合能力达到5级(即好)时,家庭人均年收入对数均值为9.99558,高于所有样本的家庭人均年收入对数均值9.780266;汉语阅读能力对家庭人均年收入的影响也有同样的趋势,当汉语阅读能力不存在障碍时,其家庭人均年收入对数均值为9.934486,也高于所有样本的家庭人均年收入对数均值9.7802666。因此,从直观的变量数据描述和简单的统计分析均可看出,少数民族的汉语能力与其家庭收入间的确存在相关关系,但这种相关关系是否具有统计上的显著因果效应呢?下面将通过计量模型的回归分析结果来证明。

  表2 按照汉语综合能力和阅读能力分组的家庭人均年收入对数统计情况

能力等级 0 1 2 3 4 5  
汉语综合能力 家庭人均年收入对数均值 8.427987 9.084114 9.810385 9.491214 9.99558  
  样本量 59 25 173 54 490  
汉语阅读能力 家庭人均年收入对数均值 9.427982 9.934486  
  样本量 248 553

  (四)计量结果分析

  1.样本总体回归结果

  我国城市少数民族汉语能力收入效应的总体回归结果见表3。

  表3 我国城市少数民族汉语能力的收入效应(OLS估计)

变量 家庭人均年收入对数(lny1) 家庭等价规模收入对数(lny2)  
  (1) (2) (3)   (4) (5) (6)  
常数项 8.579*** 9.313*** 8.584***   9.104*** 9.708*** 9.310***  
  (0.121) (0.177) (0.365)   (0.112) (0.166) (0.337)  
Chi_language 0.263*** 0.209*** 0.0750**   0.228*** 0.191*** 0.0626*  
  (0.0319) (0.0365) (0.0378)   (0.0295) (0.0328) (0.0345)  
Reading_ability 0.171* 0.142 0.0156   0.197** 0.174** 0.0524  
  (0.0873) (0.0916) (0.0885)   (0.0807) (0.0833) (0.0801)  
gender   0.106 0.0987     0.113* 0.110*  
    (0.0706) (0.0688)     (0.0656) (0.0636)  
bendi   -0.296*** -0.239**     -0.342*** -0.258***  
    (0.0982) (0.103)     (0.0911) (0.0958)  
hukou   -0.301*** -0.152*     -0.254*** -0.136*  
    (0.0806) (0.0901)     (0.0738) (0.0826)  
religious   -0.292*** -0.0734     -0.288*** -0.0844  
    (0.0756) (0.0761)     (0.0705) (0.0701)  
married   0.0133 0.105     0.101 0.216***  
    (0.0815) (0.0825)     (0.0773) (0.0783)  
edu     0.136***       0.121***  
      (0.0233)       (0.0209)  
age     0.00409       -0.00460  
      (0.0112)       (0.0106)  
agesq     -3.48e-05       2.52e-05  
      (0.000109)       (0.000104)  
health     0.110***       0.0967***  
      (0.0415)       (0.0371)  
dangyuan     0.180**       0.199**  
      (0.0891)       (0.0834)  
social     0.370***       0.346***  
      (0.0998)       (0.0933)  
region     -0.320***       -0.317***  
      (0.0919)       (0.0865)  
Observations 801 773 756   801 773 756  
R-squared 0.122 0.119 0.248   0.118 0.125 0.262

  注:*表示在10%水平上显著,**表示在5%水平上显著,***表示在1%水平上显著。括号里的系数为t统计值。

  从表3可以看出,总体而言,汉语综合能力对少数民族家庭人均年收入和家庭等价规模收入都有显著贡献,且贡献方向与上文中呈现的变量相关关系一致,即在其他条件不变的情况下,汉语综合能力提高每提高一个等级,将使我国城市少数民族家庭人均年收入增加7.5%,家庭等价规模收入增加6.26%;但汉语阅读能力对家庭人均年收入和家庭等价规模收入影响不显著。表3中1-3列表示各变量对家庭人均年收入的影响;第4-6列为各变量对家庭等价规模收入的影响。

  具体而言,表3第1列的回归系数表示,当不控制个人特征、人力资本和地区等控制变量时,每增加一个等级的汉语综合能力,将使少数民族家庭人均年收入显著增加26.3%;另外,当汉语阅读能力相对于存在困难的少数民族,将使汉语阅读能力不存在困难的少数民族家庭人均年收入在10%水平上显著增加17.1%。另外表3第4列是针对家庭等价规模收入的回归系数,即当不控制个人特征、人力资本和地区等控制变量时,汉语综合能力和汉语阅读能力都有显著的收入增加效应,汉语综合能力的效应为22.8%,汉语阅读能力的效应为19.7%。

  表3第2列的回归系数表示,当控制了个人特征变量但不控制人力资本变量和地区变量后,汉语综合能力对少数民族家庭人均年收入仍然有显著的贡献,即每增加一个等级的汉语综合能力,将使少数民族家庭人均年收入显著增加20.9%,但汉语阅读能力此时对家庭人均年收入的贡献效应不显著,而户籍地归属、户口、宗教信仰等对家庭人均年收入都有显著的影响,但性别和婚姻对家庭人均年收入无影响。表3第5列针对家庭等价规模收入回归而言,其汉语综合能力和汉语阅读能力均有显著影响,当控制了个人特征变量但不控制人力资本变量和地区变量后,即每增加一个等级的汉语综合能力,将使少数民族家庭等价规模收入显著增加19.1%,汉语阅读能力此时对家庭等价规模收入也有显著贡献,即当汉语阅读能力相对于存在困难的少数民族而言,汉语阅读能力不存在困难的少数民族,其家庭等价规模收入在5%水平上显著增加17.4%。而户籍地归属、户口、宗教信仰等对家庭等价规模收入也有显著影响,且与对家庭人均年收入的影响方向与影响程度基本一致,但性别对家庭等价规模收入有10%的显著影响,婚姻对家庭等价规模收入无影响。

  表3第3列和第6列的回归系数表示,当控制各种变量后,汉语综合能力对家庭人均年收入的影响仍是显著的,且影响的方向也与相关分析一致,但汉语阅读能力影响不显著。由于第3列和第6列的回归模型是尽可能加入所有控制变量后的模型,因此可以理解为其回归结果是比较接近真实的影响结果。换句话说,在现实中,在其他条件不变的情况下,当城市少数民族汉语综合能力每提高一个等级,其对家庭人均年收入的贡献会增加7.5%,对家庭等价规模收入的贡献为6.26%,但汉语阅读能力均没有显著的收入影响效应,可能的原因也许是在城市少数民族中,其汉语综合能力中最重要的应该是听和说的能力,而汉语阅读能力相对贡献要小,因此其收入效应不明显。

  除此之外,表3第3列和第6列的回归模型结果还显示,户籍地归属、户口性质、教育、健康状况、政治面貌、社会关系以及地区不同等对家庭人均年收入和家庭等价规模收入均有不同程度的显著贡献,且影响方向基本与预期一致。其中,户籍地归属对家庭人均年收入和家庭等价规模收入的影响方向和影响程度基本一致,即相对于外地人,本地人家庭人均年收入和家庭等价规模收入分别减少23.9%和25.8%,这与预期一致,因为户籍是外地的人,如果要在城市立足,其汉语综合能力一定要高才有竞争能力,由于汉语综合能力是有收入贡献效应的,因此外地人相对于本地人,其收入应该增加,也就说本地人的收入会减少。户口类别的收入效应也是负的,这说明相对于非农业户口的城市少数民族而言,农业户口的少数民族家庭人均年收入和家庭等价规模收入相对要分别减少15.2%和13.6%,这也与预期一致,因为农业户口主要生活在农村,非农业户口主要生活在城市,而在城市生活和工作的少数民族的汉语综合能力一般要显著高于农村少数民族,因此其城市少数民族家庭的人均年收入和家庭等价规模收入均要比农村少数民族家庭高。

  教育对家庭人均年收入和家庭等价规模收入的贡献均是正的,这与一般的教育回报研究结果相符。本回归系数说明,教育每提升一个等级,少数民族家庭人均年收入和家庭等价规模收入分别显著增加13.6%和12.1%。如果将教育进行分级回归,结果显示(限于篇幅,结果详细列示省略,这里只报告主要结果),在其他条件不变的情况下,相对于没上过学的少数民族而言,具有初中文化程度的少数民族,其家庭人均年收入和家庭等价规模收入将分别显著增加34.5%和27.9%;具有高中文化程度的少数民族,其家庭人均年收入和家庭等价规模收入将分别显著增加67%和59.8%;具有中专及职业学校文化程度的少数民族,其家庭人均年收入和家庭等价规模收入将分别显著增加48.1%和41.9%;具有大专文化程度的少数民族,其家庭人均年收入和家庭等价规模收入将分别显著增加72.1%和59.8%;具有大学及以上文化程度的少数民族,其家庭人均年收入和家庭等价规模收入将分别显著增加83.7%和73.8%。由此可说明,文化程度越高,其收入效应越大。

  性别对家庭人均年收入没有显著影响,但对家庭等价规模收入有正的贡献,说明相对于女性而言,男性将增加家庭等价规模收入11%,该结果也与多数研究微观个体收入的结论相同,即男性高于女性呈现一定的收入性别歧视。

  婚姻状况对家庭人均年收入没有显著贡献,但对家庭等价规模收入有显著的贡献,即相对于未婚少数民族而言,已婚城市少数民族家庭等价规模收入将增加21.6%,这也与多数研究结论一致,即婚姻的溢价。

  健康状况对家庭人均年收入和家庭等价规模收入均呈显著的正贡献,说明被调查者的健康状况由差到好每上升一个等级,少数民族家庭人均年收入和家庭等价规模收入相应分别增加11%和9.67%,这也符合理论预期,因为健康也是一种人力资本。

  是否是党员的政治面貌对家庭人均年收入和家庭等价规模收入也均呈显著正影响,即相对于非党员而言,是党员的城市少数民族,其家庭人均年收入和家庭等价规模收入分别增加18%和19.9%,这也说明政治面貌提升还可以增加家庭收入。

  社会关系对城市少数民族家庭人均年收入和家庭等价规模收入呈显著的正效应。即相对于在当地无非本民族好朋友的少数民族而言,在当地有非本民族好朋友的少数民族,其家庭人均年收入和家庭等价规模收入分别增加37%和34.6%,这一结果也符合预期。因为在当地要能结交到非本民族好朋友,一方面说明其社会关系网络宽广,能为生活和工作提供诸多便利从而有利于增加收入;另一方面说明其语言能力即汉语综合能力较强,才能与非本民族朋友进行沟通,从而才能结交到较多非本民族好朋友,而汉语综合能力强本身就有助于其收入的提高。

  地区类别不同对家庭人均年收入和家庭等价规模收入均呈显著负影响,说明相对于非民族地区而言,在其他条件不变的情况下,处于民族地区的少数民族家庭人均年收入和家庭等价规模收入将分别下降32%和31.7%,这也说明,一方面非民族地区的收入水平比民族地区高,另一方面劳动力在非民族地区的汉语能力比民族地区更高,自然其收入水平也比民族地区高。

  只是年龄、工作经验对家庭人均年收入和家庭等价规模收入都没有显著影响。说明即在其他条件不变的情况下,年龄和工作经验对家庭人均年收入和家庭等价规模收入没有显著影响,该结论与一般研究结果有些出入,这可能与本文使用的调查数据样本量不足够多有关。

  2.样本分位数回归结果

  表3展示的仅是样本总体回归结果,它反映的是通过最小二乘法(OLS)对样本估计的汉语能力收入效应的平均结果。而要刻画在不同家庭年收入水平下,其汉语能力的收入边际效应是否有差别就需要通过对样本进行分位数回归。一般在进行分位数回归时,可以对被解释变量按10%、25%、50%、75%、90%等不同分位点进行分位。本文考虑到样本量大小,将城市少数民族家庭人均年收入和家庭等价规模收入都按25%、50%和75%三个分位点进行分位,同时剔除不显著的汉语阅读能力和一些控制变量,以主要考察汉语综合能力对城市少数民族不同家庭人均年收入和家庭等价规模收入的影响程度是否相同,具体采用400次迭代方式进行计算,其回归结果见表4。

  表4 我国城市少数民族汉语能力收入效应的分位数回归结果

变量 家庭人均年收入(lny1) 家庭等价规模收入(lny2)  
  (1) (2) (3) (1) (2) (3)  
  q25 q50 q75 q25 q50 q75  
               
Chi_language 0.0991** 0.0950** 0.0586 0.106*** 0.0888** 0.0715**  
  (0.0461) (0.0442) (0.0412) (0.0386) (0.0374) (0.0334)  
bendi -0.220* -0.311*** -0.0826 -0.256** -0.276*** -0.251**  
  (0.122) (0.113) (0.119) (0.102) (0.0913) (0.0987)  
hukou -0.186* -0.177 -0.0198 -0.151 -0.147* -0.0911  
  (0.0997) (0.119) (0.0985) (0.107) (0.0878) (0.0895)  
edu 0.152*** 0.141*** 0.106*** 0.141*** 0.115*** 0.108***  
  (0.0289) (0.0279) (0.0324) (0.0259) (0.0208) (0.0228)  
health 0.0637 0.0961* 0.106** 0.0920* 0.0804** 0.0962*  
  (0.0491) (0.0528) (0.0520) (0.0520) (0.0378) (0.0520)  
dangyuan 0.343*** 0.213** 0.182 0.285** 0.203*** 0.164  
  (0.102) (0.0835) (0.122) (0.110) (0.0724) (0.102)  
social 0.465*** 0.424*** 0.462*** 0.536*** 0.339*** 0.393***  
  (0.130) (0.110) (0.121) (0.145) (0.116) (0.0945)  
region -0.413*** -0.308*** -0.271** -0.323*** -0.328*** -0.232**  
  (0.123) (0.0857) (0.114) (0.123) (0.0749) (0.0954)  
Constant 8.202*** 8.732*** 9.254*** 8.468*** 9.383*** 9.782***  
  (0.236) (0.240) (0.220) (0.228) (0.179) (0.197)  
               
Observations 790 790 790 790 790 790
  注:*表示在10%水平上显著,**表示在5%水平上显著,***表示在1%水平上显著。括号里的系数为t统计值。

  表4结果说明,随着家庭人均年收入和家庭等价规模收入层次提高,其汉语综合能力的变动对家庭人均年收入和家庭等价规模收入的总体影响趋势将变小,说明汉语综合能力在中低收入特别是低收入层次的家庭中具有更大的收入溢出效应。而教育、政治面貌、社会关系等三个因素同样具有显著的收入效应递减趋势,即在低收入层次家庭中,这些因素的收入效应更明显。

  具体而言,汉语综合能力对不同家庭人均年收入分位层次的影响系数是递减的,说明汉语综合能力对不同层次家庭人均年收入的边际贡献程度不一样。汉语综合能力在25%分位数的家庭人均年收入层次上,且在5%的显著性水平上对家庭人均年收入有促进作用,具体为提高一个等级的汉语综合能力将使家庭人均年收入增加9.9%,在75%分位数的家庭年收入层次中,虽然不显著,但每提高一个等级的汉语综合能力,将使家庭人均年收入只增加5.86%,可见低收入层次与高收入层次相比,汉语综合能力的收入边际效应前者近乎是后者的1倍。同样,汉语综合能力对家庭等价规模收入在不同分位层次的影响系数也是递减的,且不同层次的递减影响都是显著的,即提高一个等级的汉语综合能力将使家庭等价规模收入在25%分位数的低收入家庭增加10.6%,在75%分位数的高家庭年收入只增加7.15%。

  教育在25%分位数的低收入家庭和75%的高收入家庭中,其对家庭人均年收入和家庭等价规模收入的边际贡献也呈显著的递减趋势,具体而言,在其他条件相同的情况下,教育每提升一个等级,其对25%分位数的低收入家庭的家庭人均年收入和家庭等价规模收入的贡献分别为15.2%和14.1%,但对75%分位数的高收入家庭的家庭人均年收入和家庭等价规模收入的贡献分别只有10.6%和10.8%,因此在城市低收入少数民族家庭中,教育提升的增收效应也更明显。

  政治面貌(是否是党员)在25%分位数的低收入家庭和75%的高收入家庭中,其对家庭人均年收入和家庭等价规模收入的边际贡献同样呈递减趋势,具体而言,在其他条件相同的情况下,党员相比非党员而言,其对25%分位数的低收入家庭的家庭人均年收入和家庭等价规模收入的显著贡献分别为34.3%和28.5%,但对75%分位数的高收入家庭的家庭人均年收入和家庭等价规模收入的贡献虽然不显著,但影响系数分别只有18.2%和16.4%,呈递减趋势。因此在城市低收入少数民族家庭中,政治面貌也有较为明显的增收效应。

  社会关系在25%分位数的低收入家庭和75%的高收入家庭中,其对家庭人均年收入和家庭等价规模收入的边际贡献也有显著影响,但家庭人均年收入的递减趋势不大,而对家庭等价规模收入的边际影响有明显的递减趋势。具体来说,在其他条件相同的情况下,相比在本地没有非本民族好朋友的少数民族而言,在本地有非本民族好朋友的少数民族,其对25%分位数的低收入家庭的家庭人均年收入和家庭等价规模收入的贡献分别为46.5%和53.6%,对75%分位数的高收入家庭的家庭人均年收入和家庭等价规模收入的贡献分别为46.2%和39.3%,可见,社会关系对家庭等价规模收入的边际影响,低收入家庭明显大于高收入家庭。因此在城市低收入层次的少数民族家庭中,多结交非本民族好朋友对其收入的贡献更大。

  3.稳健性检验:分地区回归结果的分析

  为了检验上文回归模型回归结果的稳健性,可以改变样本分类重新回归看结果趋势是否一致。此处拟将样本按地区分类分为民族地区与非民族地区,由于本文是研究少数民族汉语能力的收入效应,因此重点应放到民族地区,为此针对民族地区单独进行回归,结果见表5。

  表5 我国城市少数民族汉语能力的收入效应(针对民族地区的OLS估计)

变量 家庭人均年收入 家庭等价规模收入lny2  
  lny1    
Chi_language 0.0925** 0.0747*  
  (0.0419) (0.0385)  
Reading_ability -0.0245 0.0182  
  (0.101) (0.0913)  
gender 0.0546 0.0813  
  (0.0749) (0.0695)  
bendi -0.327*** -0.339***  
  (0.110) (0.101)  
hukou -0.0895 -0.0755  
  (0.0970) (0.0875)  
Religious 0.0195 -0.0245  
  (0.0885) (0.0798)  
Married 0.160* 0.254***  
  (0.0942) (0.0889)  
edu 0.136*** 0.120***  
  (0.0268) (0.0238)  
age 0.00507 -0.00421  
  (0.0125) (0.0117)  
agesq -4.38e-05 1.59e-05  
  (0.000123) (0.000116)  
health 0.145*** 0.120***  
  (0.0468) (0.0418)  
dangyuan 0.311*** 0.347***  
  (0.0987) (0.0885)  
social 0.481*** 0.418***  
  (0.101) (0.0949)  
region 民族地区 民族地区  
Constant 7.940*** 8.800***  
  (0.372) (0.341)  
Observations 606 606  
R-squared 0.276 0.292
  注:*表示在10%水平上显著,**表示在5%水平上显著,***表示在1%水平上显著。括号里的系数为t统计值。

  通过比较表5与表3的第3列和第6列回归系数的显著性水平和值的大小,可以看出,针对民族地区进行回归的结果与全部样本回归结果的显著性水平均没有明显变化,说明本文的回归结果是稳健的。只是核心解释变量汉语综合能力的影响程度明显提高,说明相对于非民族地区的少数民族,民族地区的少数民族,其汉语综合能力每提高一个等级,对城市少数民族家庭人均年收入和家庭等价规模收入分别由原来7.5%和6.26%提高到9.25%和7.47%。

  三、结论与启示

  语言是人类交往和交流的媒介。通过语言,人类不仅区分族群,形成族群的共同标识,维系族群的共同价值;而且人类还可通过语言与其他族群进行交流,增进相互间的沟通、理解、信任与合作,从而产生人类交往的社会价值和经济价值等。对于前者,主要属于语言文字学研究的范畴,而后者则属于语言社会学和语言经济学等研究的重点,特别是将语言作为人力资本的重要组成内容,研究语言对收入可能产生的重要影响。对此国内外学者围绕语言的收入效应已做了大量研究,如利用各种微观调查资料,有的研究英语对收入的影响,有的研究少数民族语言、方言或普通话对收入的影响等,研究结论也不一而足。本文研究结论显示,我国城市少数民族汉语综合能力存在显著的收入效应,这种效应在民族地区能得到稳健和一致的验证。另外,汉语能力的分位数回归结果还显示,汉语能力对城市少数民族低收入层次家庭人均年收入和家庭等价规模收入的边际贡献更大,其中汉语综合能力的收入效应,低收入层次家庭几乎是高收入层次家庭的1倍左右。此外,在城市低收入层次家庭中,教育、政治面貌和社会关系的收入效应边际贡献均要大于高收入家庭。

  因此,要提高我国城市少数民族的家庭人均年收入和家庭等价规模收入,在其他条件不变的情况下,应采取各种措施提高我国城市少数民族的汉语综合能力,这对提升其家庭人均年收入和家庭等价规模收入均有较大贡献。具体办法可以针对少数民族进行多种渠道的汉语综合培训、汉语听说训练等,以提升少数民族的汉语综合能力。

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