一、引言

共同富裕是社会主义的本质要求，也是全体人民的共同追求。党的十九届六中全会提出要“坚定不移走全体人民共同富裕道路”。“十四五”规划纲要提出到2035年全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展的远景目标。但当前我国的收入分配差距仍处在高位徘徊阶段(罗楚亮等，2021)，城乡居民之间以及进城农民工和城镇职工之间的收入差距在我国整体收入不均等中的占比较高(Wan et al., 2007)。城乡之间居民收入分配格局的失衡，不利于社会财富和收入的公平合理分配，从而制约了我国共同富裕目标的实现。关于城镇化与收入差距的理论研究认为城市部门的发展可以吸引农村劳动力向城镇迁移，使农村劳动力获得更好的就业机会和更高的收入，从而缩小城乡之间的收入差距(Lewis, 1954)。改革开放以来，我国的城镇化率由1978年的17.9%快速提高到2021年的64.7%。城镇化的快速发展在提高居民收入和缩小城乡收入差距方面发挥了重要作用。然而，当前我国的城镇化呈现出明显的非均衡化特征，大城市、特大城市的城镇化率快速提高，而中小城市、小城镇的城镇化进程相对缓慢，异地城镇化现象突出。近年来，异地城镇化模式面临诸多困境，大城市人口急剧膨胀带来较为明显的公共服务、生态环境、安全形势等问题(覃剑，2012；Chen et al., 2013)。同时，大城市中农业转移人口在劳动就业、公共服务、社会保障等方面均未能实现与城镇居民的同等待遇(张鸿雁，2013；Zhu, 2016；周文良等，2018)，形成“半城镇化”状态。而中小城镇则发展滞后，广大农村地区出现空心村、土地撂荒问题，留守老人和留守儿童现象明显(闫伯汉，2017)。在这一大背景下，“十四五”规划纲要提出要“推进以县城为重要载体的城镇化建设”。《“十四五”新型城镇化实施方案》指出要“统筹推进农村劳动力转移就业和就地就近就业创业，促进农民收入持续稳定增长，逐步缩小城乡居民收入差距。”上述文件的发布显示就近城镇化模式已成为我国城镇化战略的一个重要方向。

就近城镇化是指农村人口不需要远距离流动，而是近距离迁徙到家乡附近的城市或城镇。事实上，就近城镇化已经在部分地区推行实施。其中，通过政府力量以征地或户口改革方式推动农村人口完成农业户籍向城镇户籍的转变是就近城镇化的重要方式之一，这种方式被称为被动城镇化(章光日、顾朝林，2006)。在被动的就近城镇化模式下，由于户籍身份和就业形式的转变，工资收入成为实现就近城镇化的农村劳动力的主要收入来源。随之而来的问题是，同处于城镇劳动力市场，实现就近城镇化的农村劳动力与城镇户籍出身的劳动力之间是否能够实现工资待遇的同等对待？尽管城镇劳动力市场针对农村劳动力的工资歧视问题已经被许多研究所证实(邢春冰，2008；章莉等，2014；Ma, 2018)，但对于实现就近城镇化的农村劳动力是否仍然受到工资歧视的研究稍显不足。已有研究发现通过工作、转干等方式实现的主动城镇化是农民基于个人利益的理性决策，只有工资收入有所提高时他们才会做出主动城镇化的决策(张可云、王洋志，2021)。与之相对，政府通过户籍改革或征地方式推动的就近城镇化则具有明显的外生性、被动性特征，并且随着以县城为重要载体的城镇化建设的推进，这一城镇化模式将有可能发挥越来越重要的作用。因此，考察政府推动的就近城镇化模式是否能够消除工资歧视进而提高农村劳动力的工资收入就显得尤为重要。

有鉴于此，本文将利用2017年中国流动人口动态监测调查(CMDS)的户籍人口数据对政府通过征地或户口改革方式推动的就近城镇化能否消除城镇劳动力市场对农村劳动力的工资歧视问题展开研究，并进一步探究政府推动的就近城镇化影响农村劳动力工资收入的内在机理，为积极推进新型城镇化战略提供思路和依据。本文的结构安排如下：第二部分简要回顾就近城镇化与工资歧视的相关研究；第三部分对数据处理、变量设定和研究方法进行介绍；第四部分为实证分析，包括基准回归和选择性偏差处理；第五部分为机制分析; 第六部分为进一步讨论; 第七部分为结论与启示。

二、文献综述

目前关于就近城镇化的研究尚不充分，已有研究较多集中于理论层面对就近城镇化含义的界定、模式的探讨等。李强等(2017)强调就近城镇化以地级市和县城为核心，也有学者认为就近城镇化应包含附近经济较发达的特色小城镇，或是能够满足城乡之间经常性往返需求的周边城镇(曾鹏、向丽，2016；Fan and Xiang, 2020; Zhang et al., 2022)。还有研究区分了就近城镇化与就地城镇化，认为就近城镇化是农村劳动力近距离迁移到附近的市镇，实现以地级市和县级城镇为核心的城镇化，而就地城镇化则是突出农村的就地改造，不具有劳动力迁移的特点(李强等，2017；门丹、齐小兵，2017)。也有学者对就近城镇化和就地城镇化不做区分，统称为就地就近城镇化(辜胜阻等，2009；顾东东等，2018)。除地理范围外，李强等(2017)提出就近城镇化还应包括以下几层涵义：就业方式的非农化、生活方式的市民化、接受城市文明、社会保障的城镇化和户籍身份的转变等。张可云、王洋志(2021)指出中国的城镇化存在自下而上和自上而下两种截然不同的推进方式。一种是政府依靠行政力量自上而下推动的城镇化，如通过征地和户口改革推动实现的城镇化即属于此类，在这种城镇化模式中由于农民不起决定性作用，自主选择性较弱，因此也被称为被动城镇化(章光日、顾朝林，2006)。另一种则是由农业现代化和工业化发展推动的农民自主发起的自下而上的城镇化，如通过升学、工作、购房等实现户籍转换的城镇化都属于农民的自主决策，因此被称为主动城镇化(辜胜阻、李正友，1998)。这两种不同的城镇化推进方式也存在于就近城镇化过程中。

相对于农民自主选择的主动城镇化，被动城镇化对农民收入的影响更加值得关注。通过征地、户口改革等方式推动的就近城镇化使农村劳动力实现了身份的转换，由农村人转换为市民，那么随之而来的问题是这种市民身份的转换是否能够消除农村劳动力在城镇劳动力市场所面临的工资歧视进而提高其工资收入？关于工资歧视问题的研究由来已久，Becker(1957)提出的个人偏好歧视模型，标志着当代歧视经济学的开端，后续研究通过市场结构、供求分析以及效用函数等方法，逐渐构建起基于新古典完全竞争市场理论的歧视经济学研究框架。歧视经济学理论认为，工资歧视是指群体间的工资差异不是来自劳动者的生产能力差异而是来自性别、种族、户籍等身份差异(Becker，1957；吴珊珊、孟凡强，2019)。工资歧视与劳动力市场发育水平密切相关，主要表现为同工不同酬和就业隔离(Meng and Zhang, 2001；王美艳，2007；吴晓刚、张卓妮，2014；许岩等，2020)。关于农村劳动力的工资歧视问题已有较多研究，多数研究认为由于户籍身份的差异农村劳动力在城镇劳动力市场往往面临工资歧视(孟凡强、邓保国，2014；Zhang et al., 2016；孙婧芳，2017；Qu and Zhao, 2017；吕炜等，2019)，但近年来也有研究认为城镇劳动力市场已不存在针对农民工的工资歧视，甚至部分研究认为农民工相对于城镇本地职工出现了工资的“反向歧视”(李实、吴彬彬，2020；邢春冰等，2021)。

既然户籍身份的差异是导致农村劳动力在城镇劳动力市场遭受工资歧视的原因，那么城镇化带来的户籍身份转换是否能够消除工资歧视？关于这一问题学界尚未形成统一的结论。一些研究认为户籍身份的转换能够消除工资歧视，带来工资溢价。车蕾、杜海峰(2018)研究了城镇常住人口中潜在“农转非”(即农民工群体)与实际“农转非”群体的收入差距问题，发现非农户籍的获得能够显著提高劳动力的收入水平，户籍身份的转换存在“工资溢价”。温兴祥(2017)认为城市户籍的获取几乎可以消除因户籍差异造成的工资差异，户籍工资歧视程度的降低能够直接提高农民工工资水平和促进劳动者工资的持续增长。另一些研究则认为户籍身份的转换并不能消除工资歧视。李云森(2014)的研究表明，实现城镇户籍转换的劳动力的收入仍然比城镇原住劳动力低约10%以上。许岩等(2020)、许岩(2022)的研究也发现户籍的转变并不能在短时间内消除对农业转移人口的工资歧视。还有研究区分了主动城镇化和被动城镇化两种不同的户籍身份转换方式对工资歧视的影响差异。郑冰岛、吴晓刚(2013)认为只有通过“升学”、“参军”、“招工”、“转干”等高度选择性渠道即主动城镇化模式实现户口转换的群体才能够获得收入优势，而其他“农转非”渠道不存在收入效应，杨金龙(2018)、许岩等(2020)的研究也得出相同的结论。但张可云、王洋志(2021)的研究发现，主动城镇化和被动城镇化两种方式都能够带来收入优势，而王鹏(2017)则认为无论以何种方式实现“农转非”“新市民”与“老市民”之间都存在收入不平等。

通过对现有研究的梳理可以发现，虽然已有研究分析了城镇化带来的户籍身份转换对工资歧视的影响，但上述研究并未区分就近城镇化与异地城镇化模式的差异。相比异地城镇化，就近城镇化具有明显的近距离迁移特征，在地理范围、流动性等方面与传统的异地城镇化存在较大差异，其对农村劳动力工资收入的影响或也存在不同。同时，考虑到推动以县城为重要载体的城镇化建设已成为我国新型城镇化的重要方向，以县域城镇化为主要形式的就近城镇化模式对我国城镇化建设的作用日益凸显，尤其是政府以征地或户口改革等方式推动的就近城镇化将发挥越来越重要的作用。因此，本文将研究对象聚焦于政府推动的就近城镇化对农村劳动力工资收入的影响，深入考察政府通过征地、户口改革方式推动的就近城镇化是否能够消除工资歧视进而提高农村劳动力的工资收入，以弥补现有研究的不足。

三、研究设计 (一) 数据来源

本文所用数据为2017年中国流动人口动态监测调查(CMDS)中的户籍人口调查数据，该调查采用分层、多阶段、与规模成比例的PPS抽样方法，抽样框来源于国家卫健委2016年全员流动人口年报数据。户籍人口调查对象来自于江苏省苏州市、山东省青岛市、河南省郑州市、湖南省长沙市、广东省广州市、重庆市九龙坡区、云南省西双版纳州、新疆自治区乌鲁木齐市等8个城市(区)，采用配额的方式进行确定。

根据研究需要对数据进行了如下处理：(1)本文意在考察政府推动的就近城镇化对工资收入的影响，因此只保留了“农转非”方式为征地(包括村改居)或户口改革、当地不再有农业户口的劳动力，并将一出生即拥有非农业户口的城市本地户籍人口界定为“城镇本地职工”；(2)由于研究主题为工资收入，故只保留了当前有工作且就业身份为雇员的样本；(3)根据国家相关法规对劳动年龄的规定，保留了年龄在16周岁至60周岁(不含)之间的劳动力样本；(4)删除了工资、受教育年限等主要变量缺失的样本。经过处理后得到3379个样本，其中就近城镇化者997个，城镇本地职工2382个。

(二) 变量设定及描述

1.结果变量

劳动力的工资包括年工资、月工资和小时工资等形式。现有文献表明，与城镇本地职工相比，出身于农村的劳动力往往存在日工作时间更长的特征(石丹淅、赖柳华，2014)，如果采用年工资或月工资，可能导致工资差异的估计出现偏误。为避免这一问题，本文采用小时工资变量进行估计，将月工资除以4倍的周工作时间得到小时工资变量并进行了对数化处理。

2.处理变量

本文意在考察由政府通过户籍改革或征地方式推动的就近城镇化是否能够消除工资歧视进而提高劳动力的工资收入。因此，结合李强等(2017)的研究，将具有本区(县、市)非农户口，经历过“农转非”户籍转换，在居委会居住与工作，拥有城市社会保障①并从事非农工作的农村劳动力界定为“就近城镇化者”，作为处理组，赋值为1；同时将城镇本地职工作为控制组，赋值为0^②。

①   受数据所限，本文只考虑了城市医疗保险情况。

②   受数据所限，本文未能区分就近城镇化与就地城镇化，而是将两者统称为就近城镇化。

3.控制变量

根据现有关于工资问题和就近城镇化的研究，本文选取的控制变量包括劳动力的受教育年限、工作经验、性别、婚姻状况、民族等个体特征变量，所从事的职业类型、行业类型和单位所有制性质等工作特征变量以及所在城市变量。参考相关研究的做法(岳希明等，2010；吴彬彬等，2020)，将从事的职业划分为白领和其他职业两个大类，将所在的行业划分为垄断行业和非垄断行业两个大类，将就业单位划分为国有单位和其他单位两个大类。具体变量设定如表 1所示。

从均值层面来看，就近城镇化者的平均小时工资为20.3元，而城镇本地职工的小时工资为23.0元，高于就近城镇化者近13.3个百分点，T检验^③显示两个群体的工资差异是显著的。在整体分布层面，两群体对数小时工资的核密度图显示，在低收入群体中，就近城镇化者与城镇本地职工的工资核密度曲线基本重合，说明在低收入群体中两群体之间并不存在明显的工资差异。但在中高收入群体中城镇本地职工的工资水平要明显高于就近城镇化者，但在极高收入群体中两群体的工资差异不明显。由此表明，就近城镇化者与城镇本地职工的工资差异主要体现在中高收入群体中，那么两群体间工资差异产生的原因是什么？他们之间是否还存在工资歧视，关于这一问题还需要进一步分析。

③   均值T检验结果为4.6238，表明就近城镇化者和城镇本地职工的小时工资在1%统计水平上存在显著差异。

图 2为就近城镇化者和城镇本地职工的就业分布情况。其中，垄断行业、白领职业和国有单位通常待遇更好、保障更全、更加稳定，被认为是“好工作”。如图所示，就近城镇化者在垄断行业就业的比例比城镇本地职工低4个百分点，Z检验结果显示这一差异是显著的，而在国有单位和白领职业中两者的比例差异并不显著。总体来看，虽然就近城镇化者从事“好工作”的比例要低于城镇本地职工，但比例差异并不大。

(三) 研究方法

1.基准模型设定

参考以往研究文献(陈珣、徐舒，2014；孟凡强、熊家财，2015)，本文采用扩展Mincer工资方程并引入就近城镇化虚拟变量，利用普通最小二乘法(OLS)估计就近城镇化者与城镇本地职工的工资差异，从而获得就近城镇化对工资收入的影响。具体工资方程形式如下：

$ Lnwage_i=\beta_1+\beta_2 Urban_i+\beta_3 Edu_i+\beta_4 Exper_i+\beta_5 Exper_i^2+\alpha Z_i+\varepsilon_i $

(1)

其中，被解释变量Lnwage_i为个体的对数小时工资，Urban_i指代就近城镇化的虚拟变量，Edu_i为受教育年限，Exper_i为工作经验，Z_i代表影响工资的控制变量，包括劳动力的性别、婚姻状况、民族、职业、行业和单位、所有制变量，同时加入城市固定效应以控制城市间差异。

2.选择偏差问题

(1) 自选择偏差。

OLS回归虽然可以实现对其他变量的控制以获得就近城镇化对农村劳动力工资收入的影响，但由于是否就近城镇化并不是完全随机选择的结果，因此就近城镇化者与城镇本地职工之间有可能存在系统性的群体特征差异。在存在自选择偏差(Self-Selection bias)的情况下，OLS回归的结果通常是有偏差的(Heckman and Li, 2004)。因此，本文采用政策评估中常用的倾向得分匹配法(Propensity Score Matching, PSM)估计就近城镇化对工资收入的平均处理效应(Average Treatment Effect for the Treated, ATT)，以消除样本的自选择偏差。具体公式如下：

$ \begin{aligned} E\left(Y_{1 i} \mid D_i=1\right)-E\left(Y_{0 i} \mid D_i=0\right) &=\underbrace{E\left(Y_{1 i} \mid D_i=1\right)-E\left(Y_{0 i} \mid D_i=1\right)}_{A T T} \\ &+\underbrace{E\left(Y_{0 i} \mid D_i=1\right)-E\left(Y_{0 i} \mid D_i=0\right)}_{\text {自选择偏差 }} \end{aligned} $

(2)

上式等号右边的第二项即为自选择偏差，代表处理组(就近城镇化者)与控制组(城镇本地职工)的系统性特征差异，倾向得分匹配法通过将处理组与控制组特征相近的样本进行匹配从而使得选择性偏差项等于零，进而得到的处理组与控制组结果变量均值之差即为ATT，在本文中即为就近城镇化对工资收入的影响。

(2) 样本选择偏差。

在分析就近城镇化对工资收入的影响时，由于未就业群体的工资无法观察，本文只考察了处于就业状态的劳动力群体中就近城镇化对其工资收入的影响。是否就业可能与观测不到而又影响工资的因素系统相关，所以只用就业样本有可能导致工资方程的估计结果产生偏误(孟凡强、熊家财，2015)，从而产生样本选择偏差问题。为此，本文进一步采用Heckman两步法对这一问题进行处理，步骤如下：第一阶段，利用包含就业和未就业群体的全样本观测值，建立就业选择方程，采用Probit模型估计农村劳动力选择就业的概率，计算得到逆米尔斯比率(λ)作为工资方程中选择性偏差的修正系数；第二阶段，在工资收入的基准回归方程中加入逆米尔斯比率作为控制变量，进一步估计就近城镇化对于农村劳动力工资收入的影响，从而得到一致估计量。需要注意的是，就业选择方程除应包含影响小时工资的变量外，还需要包含满足排他性条件的识别变量，本文选取本地家庭依赖人口(本地家庭6周岁以下儿童数量)、家庭人均收入以及个人自评健康状况作为识别变量。具体模型如下：

$ Probit\left(Work_i=1\right)=\pi+\rho X_i+\tau F_i+\sigma D_i+\delta_i $

(3)

$ Lnwage_i=\gamma_1+\gamma_2 Urban_i+\gamma_3 Edu_i+\gamma_4 Exper_i+\gamma_5 Exper_i^2+\varphi Z_i+\vartheta \lambda_i+\mu_i $

(4)

方程(3)中X_i代表受教育年限、性别、年龄、婚姻状况、民族和个体自评健康状况等个体特征变量，F_i包含家庭人均月收入、家庭依赖人口等家庭特征变量，D_i为城市特征变量。方程(4)是在基准方程(1)的基础上加入了逆米尔斯比率λ，以克服样本选择偏差问题。如果逆米尔斯比率λ不为0且在统计上显著，说明模型存在样本选择偏差问题，可以采用Heckman两阶段模型予以纠正(Heckman, 1979)。

四、实证分析 (一) 基准回归

表 2报告了基准回归结果。第(1)-(3)列分别为仅加入就近城镇化者虚拟变量、增加个体特征变量、增加单位特征变量的估计结果，三列方程均控制了城市固定效应。从表 2可以看出，在第(1)列的双变量回归中，就近城镇化者的估计系数显著为负，这说明就近城镇化者的工资收入显著低于城镇本地职工。在加入控制变量后，第(2)-(3)列的估计结果与第(1)列方向一致，均显示就近城镇化者的工资收入显著低于城镇本地职工。第(3)列的结果显示，在其他条件相同的情况下，就近城镇化者的工资收入仍然低于城镇本地职工11.1个百分点。由此表明，实现就近城镇化的农村劳动力与城镇本地职工之间仍然存在显著的工资差异，就近城镇化并不能通过户籍身份的转换来消除工资歧视。

从控制变量的估计结果来看，受教育年限的估计系数显著为正，表明在其他条件不变的情况下，受教育年限与工资水平之间呈现显著的正相关关系，受教育年限越长，劳动力的工资水平越高。而工作经验与工资水平之间同样呈现显著的正相关关系，并未发现工作经验与工资水平之间的倒U型关系。此外，性别、婚姻状况、民族等个体特征变量的估计结果也与理论预期和已有研究基本一致。由此可以说明，工资方程的估计结果是基本可信的。

(二) 自选择偏差纠正

1.倾向得分匹配法(PSM)估计

为消除自选择偏差对估计结果的影响，本文将城镇本地职工中与就近城镇化者特征相近的劳动力进行匹配，从而尽可能控制两类劳动力群体间的系统性差异。根据倾向得分匹配法的分析步骤，首先需要选定协变量，协变量的选择既要包括影响小时工资的变量，也要包括影响就近城镇化的变量，本文在工资方程控制变量的基础上增加个人健康状况变量构成最终的协变量向量，然后在运用Logit模型估计倾向得分的基础上采用K近邻匹配、半径匹配、卡尺内半径匹配和核匹配对样本进行匹配，最后利用公式(2)计算得到就近城镇化影响农村劳动力工资收入的平均处理效应(ATT)，估计结果如表 3所示。从表 3中可以看出，四类匹配方法估计出的就近城镇化对工资收入的平均处理效应分别为-0.1048、-0.1192、-0.1047、-0.1176，并且均在1%的显著性水平下显著，可以相互印证。这说明在控制自选择偏差问题后，倾向得分匹配法的估计结果仍然显示就近城镇化者的工资水平显著低于城镇本地职工，就近城镇化并未消除城镇劳动力市场对农村劳动力的工资歧视，这与前文OLS回归的结果一致。

2.倾向得分匹配法的检验

(1) 重叠假定检验。

PSM需要在协变量的每个可能取值上都同时存在处理组与控制组的个体，即“重叠假定”或“匹配假定”，从而保证倾向得分有共同取值范围。如果共同取值范围过小，则会产生损失样本过多进而导致结果偏误的问题。图 3为倾向得分的共同取值范围，结果显示处理组与控制组的绝大多数观测样本都处在共同取值范围内，损失样本较少，说明“重叠假定”得到了比较好的满足。

(2) 协变量平衡性检验。

PSM要求协变量X在匹配后的处理组和控制组之间分布较均匀，统计上被称为“数据平衡”。本文分别对K近邻匹配、半径匹配、卡尺内半径匹配和核匹配四类方法的“数据平衡”问题进行了检验，检验结果如表 4所示。受篇幅所限，仅展示了协变量平衡的联合显著性检验结果。从表 4可以看出，经过匹配后处理组和控制组协变量向量的标准偏差均小于5%，P值不能拒绝处理组和控制组协变量向量不存在显著差异的原假设，即在匹配后“数据平衡”问题得到解决，结合前文“重叠假定”的检验结果，可以认为倾向得分匹配法的估计结果是可信的。

(三) 样本选择偏差纠正

在工资方程估计过程中，样本选择偏差也会导致估计系数的不一致，为此本文采用Heckman两阶段模型处理样本选择偏差问题。表 5为Heckman两阶段模型估计结果，其中第(1)列为表 2基准回归中第(4)列的结果，第(2)列是采用Heckman两步法纠正样本选择偏差后的估计结果。结果显示，逆米尔斯比率λ的估计结果为-0.508，并且在1%的显著性水平下显著，表明确实存在样本选择偏差问题，需要进行纠正。在纠正样本选择性偏差后，就近城镇化者的工资收入仍然显著低于城镇本地职工。为保证结果的稳健性，第(3)列采用最大似然估计法(MLE)对样本选择偏差进行纠正，结果显示MLE与Heckman两步法的估计结果与基准回归的估计结果基本一致，进一步印证了估计结果的稳健性。

五、机制分析

劳动力通过户口改革以及征地的方式实现就近城镇化，有助于打破固有的二元户籍隔阂，促进农村劳动力市民化。但是户籍身份的变化并不能让“农转非”群体与城镇本地职工实现经济同化，两者在劳动力市场上仍有收入差距(李云森，2014；郑冰岛、吴晓刚，2013；杨金龙，2018)。前文的实证结果表明，在其他条件相同的情况下就近城镇化者的工资收入仍显著低于城镇本地职工，这说明就近城镇化者在城镇劳动力市场仍可能受到工资歧视。工资歧视主要表现为同工不同酬和就业机会歧视两种形式，本文借鉴吴彬彬等(2020)的做法，采用Appleton分解方法从职业、行业和单位所有制三个就业特征维度对就近城镇化者的工资歧视问题进行分解和评估，探究就近城镇化者与城镇本地职工工资差距的深层原因，从而揭示就近城镇化未能消除工资歧视的内在机制。

(一) 部门分割维度的机制分析

Appleton分解结果如表 6所示。从表中可以看出，就近城镇化者与城镇本地职工的对数小时工资差异约为0.082，这种差异主要是由户籍歧视而非两群体的特征差异造成的。在职业、行业和单位所有制维度下，特征差异造成的工资差异分别占18.49%、3.94%、16.09%，而歧视造成的工资差异在三个维度下的占比均在80%以上。从工资歧视的具体形式来看，就业机会分割不是导致就近城镇化者在城镇劳动力市场面临工资歧视的主要原因，其造成的工资差异比重最大仅为行业维度的3.31%。前文的描述统计也显示两者在就业分布方面的差异并不大。而同工不同酬是就近城镇化者在城镇劳动力市场面临的主要歧视类型，其造成的工资差异在职业、行业和单位所有制三个维度下分别占总工资差异的80.62%、92.74%和83.57%。上述结果表明，城镇劳动力市场对就近城镇化者的就业歧视主要表现为同工不同酬，而就近城镇化者在就业机会方面的歧视与隔离已不明显。

(二) 人力资本回报率维度的机制分析

前文的研究结论显示，就近城镇化者面临的工资歧视主要来自于同工不同酬，那么人力资本回报率的差异是否是同工不同酬的主要原因？为对这一机制进行检验，本文采用Neumark分解方法进行了分项分解，表 7为分解结果。从表中可以看出，教育回报率的差异是造成就近城镇化者与城镇本地职工同工不同酬的主要原因，同时就近城镇化者与城镇本地职工的工作经验回报率也有明显差异。对于教育回报率的差异，本文认为一方面虽然户籍转换使就近城镇化的农村劳动力与城镇本地职工实现了户籍身份上的平等，但统计性歧视难以在短期内消除(许岩，2022)，从而有可能导致教育回报率差异的继续存在；另一方面，城乡之间教育资源的差异仍然存在，造成城乡教育质量的差异(王智勇，2012)，这种差异可能导致相同受教育年限的不同群体间存在教育回报率差异(Card and Krueger, 1992)。

六、进一步讨论 (一) 就近城镇化与家庭收入

前文研究表明政府推动的就近城镇化并不能消除城镇劳动力市场对农村劳动力的工资歧视，那么一个令人担忧的问题是，就近城镇化一方面不能消除农村劳动力面临的工资歧视，另一方面又由于部分就近城镇化者失去了土地收入，有可能造成家庭收入的下降。如果事实如此，这将与共同富裕的远景目标相违背。为此，我们进一步考察了就近城镇化者的家庭收入问题。同时，虽然政府推动的就近城镇化不能消除工资歧视，但如果能够提升就近城镇化者的城市社会保障，那么这一城镇化模式对于改善农村劳动力福利水平仍具有重要的现实意义。政府推动的就近城镇化仍然是有意义的。关于这一问题，本文认为一方面城乡居民保险已基本实现合并，另一方面城镇居民保险属于政府社会保障的范畴，不会对就近城镇化者有区别对待，因此本部分将主要考察就近城镇化者的城镇职工保险参保情况受限于数据，本文只考察了城镇职工医疗保险的情况；职工保险方程采用probit模型，变量包含影响参保因素的个人特征变量(性别、年龄、受教育年限、婚姻状况、月收入)、家庭特征(家庭人口)、健康认知变量以及城市特征变量。。表 8的估计结果并没有发现就近城镇化者与农民工在家庭人均月收入方面的显著差异，这说明就近城镇化并没有造成农村劳动力家庭收入的下降。在城镇职工保险参保方面，许多研究都发现了用人单位在城镇职工基本保险参保方面对农村劳动力的歧视(黄志岭，2012；孟凡强，2021)。本文的估计结果显示在其他条件相同的情况下就近城镇化者的城镇职工保险参保率显著高于农民工，这说明就近城镇化虽然未能消除工资歧视，但却提高了城镇职工保险对就近城镇化者的覆盖率，产生了明显的社会保障提升效应。

(二) 就近城镇化与自我雇佣

前文研究表明，雇员身份的就近城镇化者仍然受到工资歧视，那么其他类型的就业形式是否有助于打破这种歧视呢？已有研究发现，自我雇佣是移民城市就业的一种中间状态，是农民工受到就业歧视的被动回应(宁光杰，2012；刘超等，2020)。相比于受雇农民工，自我雇佣农民工具有明显的经济优势，能获得更高的经济回报(朱志胜，2018)，这有利于实现与城镇本地职工的经济同化。对于就近城镇化者，自我雇佣是否也能够打破身份歧视对其收入的负面影响？为检验这一猜想，本文将就近城镇化者和城镇本地劳动力划分为自雇群体和受雇群体，分别考察就近城镇化的收入效应。表 9的回归结果显示，在其他条件相同的情况下就近城镇化对于自雇农村劳动力的负向影响在统计上并不显著，即在自雇群体中就近城镇化者与城镇本地劳动力的收入是没有显著差异的。这一结果说明自我雇佣的就业形式的确能够消除户籍身份歧视对农村劳动力工资收入的负面影响。

七、研究结论与政策启示

近年来，以县域城镇化为主要形式的就近城镇化模式对我国城镇化建设的作用日益凸显，考察政府以征地或户口改革等方式推动的就近城镇化对农村劳动力工资收入的影响，对于缩小城乡收入差距、推进共同富裕具有重要现实意义。现有研究多聚焦于城镇化整体视角或重点关注异地城镇化模式对收入差距的影响，对就近城镇化与工资收入问题的研究阐发相对不足。有鉴于此，本文利用2017年中国流动人口动态监测调查(CMDS)中的户籍人口数据，结合OLS回归、PSM、Heckman两步法等实证分析了政府推动的就近城镇化对工资歧视的影响。研究发现：(1)政府通过征地、户口改革方式推动的就近城镇化并不能通过单方面的户籍身份转换消除工资歧视，实现就近城镇化的农村劳动力在其他条件相同的情况下其工资收入仍然低于城镇本地职工。(2)机制分析结果显示，就近城镇化者在就业机会方面的歧视与隔离已不明显，同工不同酬是工资歧视的主要表现形式，而教育回报率差异是就近城镇化者同工不同酬的主要原因。(3)进一步讨论发现，政府推动的就近城镇化虽然未能消除工资歧视，但提高了就近城镇化者的城镇职工保险覆盖率，产生了明显的社会保障提升效应。同时还发现，自我雇佣的就业形式有助于就近城镇化者打破劳动力市场的户籍身份歧视，实现与城镇本地人的收入同化。

基于研究结论，本文提出如下三点政策启示：第一，持续推进城乡基本公共服务均等化。应继续加强农村教育事业建设力度，加大农村公共教育资源的投入和农村优质教育资源的供给，缩小城乡教育质量差异，提升农村劳动力的人力资本水平，进而打破工资歧视的“玻璃门”。第二，加强农村劳动力“同工同酬”的保护力度。应进一步完善市场主导、政府监督的劳动力市场体系，通过劳动法律法规的健全和完善，加强对“同工不同酬”问题的监管力度，逐渐消除劳动力市场中的就业歧视问题。第三，稳步推进农村劳动力的就近城镇化。政府推动的就近城镇化虽然未能完全消除工资歧视，但是提高了农村劳动力的城镇职工保险覆盖率，产生了明显的社会福利效应。因此，应稳步推进就近城镇化并积极完善就近城镇化的相应配套政策，着力提升农村劳动力在养老、医疗等方面的福利水平。