环境污染对劳动生产率的影响研究_杨俊

一、引言

２０世纪９０年代以来，中国经济得到了快速的发展，其中劳均国内生产总值从１９９０年的０．３２９６万元增长到２０１０年５．２３３６万元，然而中国的经济增长主要来自于固定资产投资的增加、资源的消耗和环境的破坏，并没有完全实现从外延式发展到内涵集约式发展的转变，经济发展并没有充分发挥人力资本积累的优势，劳均劳动份额的增长速度远低于劳均国内生产总值的增长速度，并且其差距也在不断扩大（见图１）。劳动生产率是经济可持续发展的重要渠道，也是充分发挥地区人力资本优势的重要方式，但制约劳动生产率的因素有很多，如教育规模和教育质量的提高（张海峰等，２０１０）、经济密度（陈良文等，２００８）和集聚效应（张浩然，２０１２）等，然而现有的研究却没有就环境污染如何影响劳动生产率进行直接研究，正如Ｇｒａｆｆ等（２０１１）所说的那样，环境污染也可以在不影响劳动供给的前提下对劳动生产率产生影响，因此本文从中国环境污染的客观现实出发来探讨其对劳动生产率的实际影响。

环境污染对劳动生产率的影响研究＊

杨俊盛鹏飞

＊本文获得国家自然科学基金重点项目（编号：７１１３３００７）和教育部“新世纪优秀人才支持计划”（编号：ＮＣＥＴ－１０－０８３３）的资助。

已有的关于环境影响劳动力市场的文献中，大多从环境管制的层面将环境污染对居民身体健康、劳动生产率和劳动供给的影响等作为环境管制政策的成本和收益的一部分，因此环境管制对劳动力市场的具体影响受到了国内外众多学者的关注。从“环境双重红利”（Ｔｕｌｌｏｃｋ，１９６７）的角度出发，

Ｂｏｖｅｎｂｅｒｇ等（１９９４、１９９７）认为环境税同时具有

“收入循环效应”和“税收交互效应”，一方面环境税的征收可以用来降低劳动者所得税，从而提高劳动

供给；另一方面环境税会导致污染性商品价格的提高，从而降低劳动者的实际收入并抵消

“收入循环效应”带来的劳动供给增加；Ｓｃｈｗａｒｔｚ等（２０００）认为环境税的征收可以导致环境质量的改善，从而能够起到提高劳动供给的效果，同时这个观点也得到了Ｗｉｌｌｉａｍ（２００３）的支持；通过将碳排放税的反馈效应分为医疗支出的减少、休闲时间的增加和劳动生产率的提高，Ｍａｙｅｒｅｓ等（２００８）采用ＧＥＭ－Ｅ３模型对欧洲国家进行分析发现，环境管制对劳动生产率有正效应，但其影响较为微弱。Ｇｒｅｅｓｔｏｎｅ（２００２）的实证研究认为在美国采取新的清洁空气法后１５年内

（１９６７～１９８２年），未达标的州县损失了大约５９万个工作岗位、３７０亿美元的物质资本存量和污染密集型行业７５０亿美元的产出；陈媛媛（２０１０）则基于中国２００１～２００７年２５个工业行业的面板数据，从环境管制的角度考察了其对劳动就业的影响，认为劳动与污染是总的替代品，环境管制加强能够提高就业水平。

环境管制影响劳动力市场的研究大多基于环境污染会降低居民健康水平和劳动生产率的先验假设，因此也有一部分学者开始研究环境污染对劳动力市场的具体影响。大量的文献证明环境污染能够导致劳动者健康水平的下降（Ｈａｕｓｍａｎ，１９８４；Ｌｉｎｎ等，１９８７；Ｐｏｎｋａ，１９９０；Ｆｒａｎｋｅｎｂｅｒｇ等，２００５），并且较差的健康水平会对劳动供给和劳动生产率产生复杂的影响；基于一般均衡模型，Ｂｒｕｖｏｌｌ等（１９９９）结合挪威的实际经济发展情况进行实证研究认为环境污染通过对劳动者健康水平和自然资源的消耗来影响劳动生产率，对生产具有一定的促进作用，但对社会福利的影响会更大；Ｈａｎｎａ等（２０１１）利用墨西哥Ａｚｃａｐｏｔｚａｌｃｏ石油精炼厂关闭前后周边区域的劳动供给数据和污染数据实证分析得出环境污染的改善可以显著提高劳动力供给水平的结论，并且其变化独立于劳动力市场的供求变化；Ｇｒａｆｆ等（２０１１）通过美国加利福尼亚州一个农场的工人劳动生产率数据和当地的臭氧浓度数据进行实证研究，结果表明环境污染的改善能够显著提高劳动生产率，１０ｐｐｂ的臭氧浓度的下降可以使劳动生产率提高４．２％。

上述文献表明，当前关于环境管制影响劳动力市场的研究较多，而直接研究环境污染

图1

1990～2009年中国经济发展与环境污染资料来源：《中国统计年鉴》

。

影响劳动生产率的文献则较少，且大多数研究是从生产的角度研究环境污染对劳动生产率的影响。然而，环境污染对劳动生产率的影响是多方面、多渠道的：从生产的角度出发，污染意味着自然资源的消费，从而可以增加经济产出进而提高劳动生产率；从劳动者健康水平出发，污染会导致劳动者健康水平的下降，降低劳动者的人力资本积累，从而降低劳动生产率；从消费的角度出发，污染的增加会显著损害环境质量，从而降低劳动者消费的正效用，抑制劳动者参与劳动的积极性，虽然劳动供给可能不会减少，但是劳动生产率却会显著下降，因此本文不仅从生产的角度，而且从消费的角度来对其进行理论分析和实证检验。

二、理论分析框架

有研究表明，环境污染可以在不影响劳动供给的前提下对劳动生产率产生显著的效应（Ｇｒａｆｆ等，２０１１），因此本文建立一个在劳动供给确定条件下的局部均衡模型，并从生产和消费的角度探讨环境污染影响劳动生产率的具体机制。

设定一：将环境污染作为一种生产要素（Ｆｏｒｓｔｅｒ，１９７２），本文在劳动供给确定情况下建立如下的产出决定方程：

q＝f（e，p，o１）（１）其中，q为劳动生产率；e为劳动支付，它表示在劳动供给确定的条件下，劳动者参与劳动的努力程度；p为环境污染变量；o１为其他影响产出的要素，如资本投入、土地、技术等。基于传统的生产理论，产出决定方程（１）满足凹形法则，即f e＞０；f ee＜０；f p＞０；f pp＜０。

设定二：对于消费，本文将劳动者的生产和消费结合起来，即劳动者通过在生产和消费两种活动中进行决策来实现其自身的效用最大化，因此我们将劳动者的总效用分为消费效用和劳动负效用。

对于消费效用，建立考虑污染和产出在内的消费效用决定方程：

u＝u（q，p，o２）（２）其中，u为消费效用，o２为其他影响消费效用的因素。并且我们假设消费效用决定方程满足凹形假设，即u y＞０，u yy＜０；同时环境污染对消费效用的影响为负，故有u p＜０，u pp＞０，u yp＜０，即随着污染水平的增加，边际污染导致劳动者消费效用的下降量增加，并且会降低边际产出带给劳动者的消费效用。

对于劳动负效用，其由劳动供给（e）、环境污染（p）等要素决定，因此建立劳动负效用决定方程：

ψ＝－v（e，p，o３）（３）其中，o３为其他影响劳动负效用的因素。并且沿用Ｈａｎｎａ等（２０１１）的观点，我们认为劳动负效用函数满足凸性假设，即v e＞０；v ee＞０；v p＞０；v pp＞０。随着劳动支付水平的提高，边际劳动支付带给劳动者的劳动负效用增加；随着污染水平的上升，边际污染带给劳动者的劳动负效用增加；此外，由于污染导致劳动环境质量的下降，从而污染的加重也将导致边际劳动支

付的劳动负效用增加，即v ep＞０。

通过设定二，我们可以将劳动者的总效用定义为劳动者消费效用和劳动负效用的总和，劳动者通过考虑提供劳动供给的量来实现效用的最大化：ｍａｘ∶Z＝u（q，p，o２）－v（e，p，o３），则：坠Z

坠e

＝u q f e－v e＝０。即劳动者在考虑环境污染的条件下，边际劳动产出带给劳动者的消费效用与边际劳动负效用相等时，劳动支付决策实现均衡。下面考虑环境污染对劳动生产率的影响，通过对劳动生产率q求环境污染p的导数，可以得到以下结果：

坠q 坠p ＝－u qq f e f p

＋u qp f e＋u q f ep－v ep

u qq f e

＝（－f p－u q f ep

u qq f e

）＋（v ep

u qq f e

－u qp

u qq

）（４）

通过式（４）可将环境污染对劳动生产率的影响分为［－f p－u q f ep／（u qq f e）］和［v ep／（u qq f e）－u qp／u qq］两部分。

［－f p－u q f ep／（u qq f e）］反映了环境污染作为一种生产要素对劳动生产率的影响，可视为“生产效应”：－f p＜０，说明由于存在边际产出递减规律，随着污染程度的加深，污染对劳动生产率的促进效应不断减弱。－u q f ep／（u qq f e）＞０①，说明随着污染程度的加深，总污染对边际劳动支付产出的贡献越来越大，从而带动了劳动生产率的增长，另一方面作为一种生产要素，污染的增加也会对劳动支付产生一定的挤出效应，从而导致劳动生产率的下降。最后，当不考虑污染对劳动支付的挤出时，只要边际污染产出为正，污染的增加总会对劳动生产率产生促进作用；然而当考虑环境污染对劳动支付的挤出时，污染对劳动生产率的影响将是不确定的。

［v ep／（u qq f e）－u qp／u qq］反映了环境污染通过对劳动负效用和消费效用的影响来改变“劳动支付”数量并进而对劳动生产率产生影响，因此可称为“决策效应”。v ep／（u qq f e）＜０②，说明环境污染导致劳动负效用增加，从而抑制了劳动者的劳动支付意愿，降低了劳动者的劳动支付程度，对劳动生产率产生负效应；－u qp／u qq＜０③，说明环境污染导致劳动者消费效用降低，从而降低了边际产出带给劳动者产生的消费效用，抑制了劳动支付，降低了劳动生产率；总体来说，环境污染降低了劳动者生产和消费活动中的总效应，抑制了劳动者的劳动支付意愿，并最终使得环境污染的“决策效应”对劳动生产率有显著的负效应。

三、实证模型

（一）模型设定

通过上述理论分析发现，环境污染对劳动供给的影响是不确定的，取决于环境污染的增加带来的“生产效应”和“决策效应”的总和。因此，本文从中国的实际出发，建立相应的计量分析模型来考察环境污染对劳动生产率的具体影响。即：

①由u q＞０，f ep＞０，u qq＜０，f e＞０可以推出－u q f ep／（u qq f e）＞０。

②由v ep＞０，u qq＜０，f e＞０可以推出v ep／（u qq f e）＜０。

③由u qp＜０，u qq＜０可以推出－u qp／u qq＜０。

LP it＝α０＋α１K it＋α２Edu it＋α３Fed it＋α４St２it＋α５St３it＋α６Tfp it＋α７Ur it＋α８SO it＋εit（５）其中，LP为劳动生产率。当前测度劳动生产率的方法有多种：一种是采用劳均国内生产总值的方法；一种是采用回归分析方法对生产函数进行分解来获得国内生产总值中劳动所占的份额；一种是采用国内生产总值核算中劳动份额来作为劳动产出。由于直接采用劳均国内生产总值来测度劳动生产率将难以区分劳动生产率的变化是来自于劳动数量和劳动素质等的变化还是资本的变化，并且采用回归分析方法得到的劳动份额又局限于方法的准确性和所选样本的特有属性而不能保证分析结果的有效性，因此本文采用以１９９０年为基期的国内生产总值核算中劳动份额来作为劳动产出，以劳动份额除以年底全社会就业劳动数来作为劳动生产率。

K为劳均资本投资。模型将劳均全社会固定资产投资作为主要的控制变量引入，具体采用以１９９０年为基期的劳均全社会固定资产投资来进行分析。Edu和Fed为教育变量，其中Edu为人均受教育水平，Fed为人均财政教育支出，本文采用人均受教育年限①来反映教育规模，采用人均财政教育支出来反映教育质量。st２和st３为产业结构变量，其中st２为第二产业增加值占国内生产总值的比重，st３为第三产业增加值占国内生产总值的比重。本文分别采用第二产业占比和第三产业占比来综合考虑产业结构对劳动生产率的影响。Tfp 为技术变量。本文采用Ｍａｌｍｑｕｉｓｔ—ＤＥＡ方法以国内生产总值为产出，以全社会就业劳动数和物质资本存量②为投入来计算的Ｍａｌｍｑｕｉｓｔ全要素生产率来表示。Ur为经济密度，反映经济集聚对劳动生产率的影响。由于城市就业较为密集，农村就业较为分散，因此本文采用城市中劳动就业数占全社会劳动就业人数的比重来反映就业密度。SO为环境污染变量。本文采用每百平方公里工业二氧化硫排放量作为环境污染指标。

为了降低统计数据潜在的误差，并且使不同省份的数据更具有可比性，本文采用比率指标（X t／X t－１）来替换原有指标，得到以下模型：

lp it＝α０＋α１k it＋α２edu it＋α３fed it＋α４st２it＋α５st３it＋α６tfp it＋α７ur it＋α８so it＋εit（６）尽管式（６）可以有效地反映环境污染的变化对劳动生产率的影响，但对于这种影响是否会随着环境污染规模和时间的变化而变化却不能得到验证，因此在式（６）的基础上通过添加环境污染变化的滞后项和环境污染变化率与环境污染规模的交互项来进行验证。

（二）数据来源

本文采用１９９１～２００９年中国省级面板数据（包括除西藏外的３０个省份），物质资本存量、劳动生产率、人均财政教育支出等数据均以１９９０年的价格为基期进行平减。本文所有的数据均来自《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、《新中国六十年统计资料汇编》和《中国人口与就业统计年鉴》。

①对于人均受教育年限，本文采用Ｂａｒｒｏ等（２０００）提出的方法，即按照小学６年、初中９年、高中１２

年、大学１６年来对不同学历层次的劳动力人数进行赋值。

②物质资本存量采用张军等（２００４）的方法来进行计算。

注：＊、＊＊、＊＊＊表示１０％、５％、１％水平上显著。

表1变量平稳性检验ＬＬＣ

Ｂｒｅｔｕｎｇ

ＩＰＳ

ＡＤＦ－ＦｉｓｈｅｒＰＰ－Ｆｉｓｈｅｒ

劳动生产率－９．３９２５＊＊＊－６．８３８８＊＊＊－７．７１７６＊＊＊１６４．７０＊＊＊１７５．１１＊＊＊劳均资本投资－５．３９２１＊＊＊－２．１４５４＊＊－６．８３６０＊＊＊１５４．８８＊＊＊１７０．４１＊＊＊教育规模－１４．９７５６＊＊＊－４．７６６２＊＊＊－１７．９８６５＊＊＊３４９．４２＊＊＊５２３．８１＊＊＊教育质量－１７．４１０６＊＊＊－５．６４７７＊＊＊－１４．７０７４＊＊＊２８３．９０＊＊＊３２３．７８＊＊＊第二产业占比－１０．４８２４＊＊＊－５．０８３６＊＊＊－９．１０４８＊＊＊１８６．２８＊＊＊２０３．３８＊＊＊第三产业占比－１９．５９１４＊＊＊－３．８３７７＊＊＊－１８．３９８５＊＊＊３５７．８２＊＊＊４１３．９９＊＊＊Ｔｆｐ技术变化－６．１２５１＊＊＊－８．９４１５＊＊＊－５．７６５０＊＊＊１３１．１５＊＊＊１４７．４５＊＊＊Ｕｒ经济密度－７．３１０４＊＊＊０．３１３１－５．２８５８＊＊＊１４３．１４＊＊＊１９２．０７＊＊＊Ｓｏ环境污染变化－４２．６１２０＊＊＊－１０．１１８８＊＊＊

－２３．４０７５＊＊＊３０６．１７＊＊＊３４９．８２２＊＊＊环境污染变化×规模

－１４７．９８＊＊＊

－４．０９２１＊＊＊－３７．４３８２＊＊＊１７１．５３＊＊＊１６４．５５＊＊＊环境污染变化×规模平方－８０６．５６＊＊＊

－１０．２７＊＊＊

－１７４．５６＊＊＊

３１０．８８＊＊＊

３５８．２６＊＊＊

四、实证分析

（一）计量分析

由于本文所选择的面板数据的时间序列较长，因此有必要对数据的平稳性进行分析。具体采用相同根检验中的ＬＬＣ和Ｂｒｅｉｔｕｎｇ统计量与不同根检验中的ＩＰＳ、ＡＤＦ－Ｆｉｓｈｅｒ和ＰＰ－Ｆｉｓｈｅｒ统计量来进行分析。从表１可以看出，除Ｕｒ的Ｂｒｅｔｕｎｇ统计量外所有的统计量均在１％水平上显著，因此模型所涉及的所有变量均为平稳。

由于解释变量滞后项和交互项的引入，模型可能存在时期相关和异方差情况，因此本文采用时期似不相关方法（ＰｅｒｉｏｄＳｕｒ）进行估计。该估计方法允许同一个体不同时期存在协方差，对由各个时期方程所构成的系统进行ＧＬＳ估计，先利用第一阶段的ＯＬＳ估计量来获得协方差的估计值，然后在第二阶段利用协方差的估计值来获得相应的ＧＬＳ估计量。表２给出了相应的估计结果。首先基于施瓦茨（ＳＣ）准则，无论是截面固定效应估计，时期固定效应估计，还是双向固定效应估计，其ＳＣ值都显著高于无任何固定效应估计值，因此无任何固定效应的面板Ｓｕｒ估计值是最有效的；其次，除模型１和模型３之外所有模型估计的残差均呈正态分布，并且其ＤＷ值也表示估计模型不存在序列自相关问题，从而从统计意义上说明最终模型（模型５）的估计结果是有效的；再次，对于控制变量，所有模型中的控制变量均显著，人均物质资本存量的增加可以显著促进劳动生产率的提高，与体现型技术进步的观点相符；教育规模与劳动生产率呈现显著的负相关关系而教育质量的改善则提高了劳动生产率，这与张海峰等（２０１０）的研究一致；产业结构变量对劳动生产率有显著的负效应，并且第三产业的负效应要小于第一产业，与姚战琪（２００９）的结论不同，我们认为产业结构的变迁尽管可以促进劳动力要素的在配置，但也存在扭曲劳动力资源配置的情况，第二和第三产业较高的资本深化造成了资本对劳动的挤出，同样在姚战琪（２００９）的研究中，劳动力要素的再配置对工业部门劳动生产率的总效应为负，从而说明本文的结论是合理的；全要素生产率和就业密度对劳动生产率的影响显著为正，这与现有的研究是一致的；总的来看，无论从统计

意义上还是从经济意义上来说，模型的估计结果是有效的。

（二）环境污染对劳动生产率的影响

首先，对于环境污染变量，模型１～５均表明当期环境污染变量对劳动生产率有显著的正效应，说明当期的环境污染有显著的生产促进效应，并提高了劳动生产率；然而从滞后一期的环境污染变量来看，滞后一期的环境污染变量显著为负，而滞后二期的环境污染变量则对劳动生产率没有显著的影响。因此，

本文认为环境污染可以在当期对劳动生产率产生显著的促进效应，即通过环境污染对生产的促进效应来提高当期的劳动生产率，但环境污染会显著影响劳动者下一期的劳动支付决策，从而会导致下一期劳动生产率的下降。

第二，模型４表明环境污染规模对劳动生产率有显著的抑制效应，说明在中国当前环境污染规模下，环境污染对劳动生产率影响总体为负；模型５通过引入环境污染规模的二次项来分析其对劳动生产率的具体影响，计量结果显示，环境污染规模对劳动生产率的影响呈现出显著的倒“Ｕ”形关系，即当环境污染规模较低时，随着环境污染的变化，劳动生产率有显著的增长趋势，当环境污染规模较大时，环境污染对劳动生产率的促进效应将会

注：施瓦茨准则０为不附加任何效应的ＳｃｈｗａｒｚＣｒｉｔｅｒｉｏｎ统计量；施瓦茨准则１为加截面固定效应的ＳｃｈｗａｒｚＣｒｉｔｅｒｉｏｎ统计量；施瓦茨准则２为加时期固定效应的ＳｃｈｗａｒｚＣｒｉｔｅｒｉｏｎ统计量；施瓦茨准则３为加截面和时期双向固定效应的ＳｃｈｗａｒｚＣｒｉｔｅｒｉｏｎ统计量；＊、＊＊、＊＊＊分别表示在１０％、５％、１％水平显著。

表2

模型估计结果

变量模型１模型２模型３模型４模型５劳均资本投资０．１０３５＊＊＊０．１８８１＊＊＊０．１６７５＊＊＊０．１９６６＊＊＊０．１６３９＊＊＊教育规模－１．０５６０＊＊＊－０．９３３４＊＊＊－０．９５９７＊＊＊－０．９４１６＊＊＊－０．９９２５＊＊＊教育质量０．９９７７＊＊＊０．８５７５＊＊＊０．８７５７＊＊＊０．８５６４＊＊＊０．８９９６＊＊＊第二产业占比－０．４７６９＊＊＊－０．５１９２＊＊＊－０．５０６２＊＊＊－０．５１８４＊＊＊－０．４６３７＊＊＊第三产业占比－０．３３２５＊＊＊－０．３２８０＊＊＊－０．３１７９＊＊＊－０．３２６２＊＊＊－０．３００７＊＊＊技术变化０．０８７１＊＊＊０．０７６２＊＊＊０．０７５０＊＊＊０．０９８６＊＊＊０．０８２０＊＊＊经济密度

０．０４９０＊＊＊

０．０２６７＊＊

０．０２６２＊＊０．０２７４＊＊

０．０１８２＊

滞后二期的环境污染变化－０．００１８滞后一期的环境污染变化－０．０６８８＊＊＊－０．０６１９＊＊＊－０．０６９４＊＊＊－０．０５８２＊＊＊当期环境污染变化

０．１０７８＊＊＊

０．０６７１＊＊＊

０．０５９２＊＊＊

０．０５６２＊＊＊０．０６９０＊＊＊环境污染变化×环境污染规模－０．０１９５＊＊

０．０７９９＊＊＊环境污染变化×环境污染规模的平方项－０．１１９７＊＊＊常数项１．５４６６＊＊＊１．６５３０＊＊＊１．６６５３＊＊＊１．６４５０＊＊＊１．６０２８＊＊＊施瓦茨准则０－３．４９６９－３．５２９１－３．５１００－３．５１９９－３．５１２７施瓦茨准则１－３．４７４８－３．５０８８－３．４９９５－３．４９７９－３．４９５０施瓦茨准则２－２．０１２７－２．０４９２－２．０１４１－２．０４５９－２．０２８６施瓦茨准则３－２．２１６７－２．２７３６－２．２５３７－２．２６２６－２．２５１５调定拟合优度０．８５４９０．８１０００．７８５８０．８００３０．８１６６杜宾沃森１．９９６５１．９９６３０．７８５８１．９９６３１．９９６３残差Ｊ－Ｂ

８．５９６１

０．３３２３

０．４９５３

２．１３５９

０．６０４４

下降，并且当环境污染规模到达一定程度时，其对劳动生产率的影响将会显著为负。结合中国环境污染的实际情况，除了新疆、青海等地广人稀的省份之外，其他大部分省份的环境污染规模对劳动生产率均产生了显著的负效应，北京、上海、江苏、山东等东部发达地区由于每平方公里污染物排放量较大，其劳动生产率受到了非常大的影响。

最后，由于环境污染对生产的促进效应会提高劳动生产率，而环境污染又可以对劳动者劳动支付决策产生显著的影响，由于环境污染会对劳动者的健康水平和消费活动产生显著的负效应，降低了劳动者劳动支付的收益，进而降低其劳动支付程度，因此环境污染对当期劳动生产率的正效应会被其对下一期劳动生产率的负效应所抵消。另外，环境污染对劳动生产率的影响会随环境污染规模的变化而变化，当环境污染规模较低时，随着污染程度的加深，环境污染对生产的促进效应增强将有利于劳动生产率的提高，并且其对劳动者劳动支付决策的影响并不显著。然而，当环境污染规模较大时，由于边际要素产量递减效应的作用，环境污染对生产的促进效应减弱，但是日益严重的环境污染会显著降低劳动者的劳动支付收益，从而抑制其劳动支付意愿，降低当期的劳动生产率。

（三）稳健性分析

从表２可以看出，模型１～５控制变量的符号和显著性水平均未发生较大的变化，并且相应的变量系数也没有显著的变化，从而说明本文的计量结果较为稳健。

结合现有的关于稳健性检验的方法，本文采用以下方法进行稳健性分析：（１）由于就业密度在模型５中的显著性水平为１０％，

在检验中剔除就业密度变量；（２）通过更改样本期为１９９４～２００８年进行分析；（３）采用非农业化率①来替代原有的产业结构变量；（４）由于环境污染是多元的，采用烟尘排放量②来替代原有的二氧化硫排放量。从稳健性检验结果③中我们发现除了更换新的环境污染变量之外其他所有的检验均与主检验的结果一致。此外对于新环境污染变量，烟尘排放水平的增加不仅会导致下一期劳动生产率的降低，而且对当期劳动生产率也有显著负效应，说明环境污染对劳动生产率具有显著负效应的结果是稳健

图2

环境污染规模对劳动生产率的影响

①非农业化率＝（第二产业增加值＋第三产业增加值）÷地区生产总值。

②根据《世界卫生组织空气质量准则》（２００６），二氧化硫（ＳＯ２）、臭氧（Ｏ３）、可吸入颗粒物（ＰＭ）和二氧化氮（ＮＯ２）是影响人们健康的重要污染物，但限于中国统计数据的缺失，对于其他３种污染物的数据并不能获取，因此采用烟尘排放量来进行替代。③因篇幅限制，稳健性结果未在文中列出。

的，但其对当期劳动生产率的影响因不同的污染物而存在差异。结合二氧化硫和烟尘的属性，二氧化硫主要来自于能源燃烧过程中所含的杂质而烟尘主要是化石燃料燃烧不充分释放出来的气溶胶，也就是说二氧化硫排放的增加代表着化石燃料低成本的消耗，而烟尘排放的增加则表示化石燃料的非充分利用，因此烟尘排放的增加对生产的促进效应较低，从而其更主要从劳动支付决策的角度来影响来影响劳动生产率，因此二氧化硫排放的增加对当期劳动生产率有显著的正效应，烟尘排放量的增加对劳动生产率则有显著的负效应。

五、结论和政策建议

本文从生产和劳动支付决策的角度出发，探讨了环境污染对劳动生产率的具体影响，并且采用中国１９９１～２００９年３０个省份的数据进行实证研究。局部均衡模型表明，环境污染对劳动生产率的影响可以分为两部分，一部分是由环境污染作为生产要素对生产的促进效应，但随着环境污染规模的增加，边际污染产出下降，其对劳动生产率的促进效应下降；另一部分是由于环境污染会对劳动者的消费活动和健康水平产生损害，从而改变劳动者的劳动支付决策，对劳动生产率产生显著的负影响。

基于实证研究，当期环境污染对当期的劳动生产率有显著的正效应，印证了环境污染作为生产要素对劳动生产率的促进效应，然而其对滞后一期的劳动生产率则有显著的负效应，说明环境污染会对劳动者的劳动支付决策产生影响，降低劳动者的劳动支付意愿，导致劳动生产率降低；环境污染规模对劳动生产率的影响呈现出显著的倒“Ｕ”形关系，当环境污染规模较低时，环境污染规模的增加有利于劳动生产率的提高，而当环境污染规模较大时，环境污染规模的增加则会抑制劳动生产率的提高。结合中国环境污染的实际情况，在大多数省份，环境污染对劳动生产率的影响显著为负，并且东部发达地区尤其严重。

基于中国现在的国情，环境污染已成为制约劳动生产率提高的重要因素，尽管当期污染的增加可以对劳动生产率有一定的促进效应，但从长期来看环境污染对劳动生产率的总效应为负，即污染的增加不仅不会提高劳动生产率，反而会有更强的负效应，从而不利于中国经济的持续健康增长。因此本文认为目前应加大人力资本投资，建立健全劳动者教育培训体系；逐步放弃“资源投入、出口拉动、资本投资”的旧的发展模式，形成“资源节约型、环境友好型”的现代化发展模式；建立有效的外商直接投资监管机制，拒绝高污染高耗能的外资流入，优化外资流入结构，从而能够起到带动中国产业结构和产业技术升级的效果。

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（责任编辑：朱犁）

ｈｉｇｈｅｒｗｈｉｌｅｔｈｅｌｏｗｇｅｔｓｌｏｗｅｒ．Ｔｈｅｂｒｅａｋｄｏｗｎｒｅｓｕｌｔｓｏｆｔｈｉｓｉｎｄｕｓｔｒｙｗａｇｅｇａｐｃｈａｎｇｅ，ｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｇｅｎｅｒａｌｉｚｅｄＧｉｎｉｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ，ｓｈｏｗｔｈａｔｔｈｅｉｎｄｕｓｔｒｙｗａｇｅｇｒｏｗｔｈｉｎｔｈｅ１９８０＇ｓｗａｓｍｏｒｅｃｏｎｃｅｎｔｒａｔｅｄｉｎｌｏｗ－ｗａｇｅｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ，ａｎｄｔｈｅｉｎｄｕｓｔｒｙｗａｇｅｇｒｏｗｔｈａｆｔｅｒｔｈｅ１９９０ｓｗａｓｍｏｒｅｃｏｎｃｅｎｔｒａｔｅｄｉｎｈｉｇｈ－ｗａｇｅｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ．Ｄｕｒｉｎｇｔｈｅｉｎｓｐｅｃｔｉｏｎｐｅｒｉｏｄ，ｔｈｅｅｓｔｉｍａｔｅｄｒｅｓｕｌｔｓ，ｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｉｎｄｕｓｔｒｙｗａｇｅｃｏｎｖｅｒｓｉｏｎｍａｔｒｉｘａｎｄｌｉｑｕｉｄｉｔｙｉｎｄｅｘｅｓ，ｉｎｄｉｃａｔｅｔｈａｔＣｈｉｎａ＇ｓｉｎｄｕｓｔｒｙｗａｇｅｌｉｑｕｉｄｉｔｙｈａｓｂｅｃｏｍｅｗｅａｋｅｒａｎｄｗｅａｋｅｒ．Ｉｔｗａｓｏｎｌｙｓｏｃｉａｌｄｅｓｉｒａｂｌｅｉｎｔｈｅ１９８３－１９９２ｐｅｒｉｏｄａｎｄｗａｓｔｏｏｌｏｗｉｎｏｔｈｅｒｐｅｒｉｏｄｓ．

The Impact of Pollution on Labor Productivity Yang Jun Sheng Peng fei·５６·ＢａｓｅｄｏｎＣｈｉｎｅｓｅｐｒｏｖｉｎｃｉａｌｐａｎｅｌｄａｔａｆｒｏｍ１９９１ｔｏ２０１０，ｔｈｅｅｍｐｉｒｉｃａｌｓｔｕｄｙｉｎｔｈｉｓｐａｐｅｒｅｓｔａｂｌｉｓｈｅｓｐａｒｔｉａｌｅｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍｍｏｄｅｌ，ｔａｋｉｎｇｐｏｌｌｕｔｉｏｎａｓａｖａｒｉａｂｌｅ，ｔｏｅｘａｍｉｎｅｔｈｅｅｆｆｅｃｔｓｏｆｐｏｌｌｕｔｉｏｎ．Ｔｈｅｐｏｌｌｕｔｉｏｎａｆｆｅｃｔｓｌａｂｏｒｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｉｎｔｗｏｍａｊｏｒｗａｙｓ：ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎａｎｄｄｅｃｉｓｉｏｎ－ｍａｋｉｎｇｏｆｌａｂｏｒｉｎｐｕｔ．Ｔｈｅｓｔｕｄｙｉｎｄｉｃａｔｅｓｔｈａｔｐｏｌｌｕｔｉｏｎｈａｓｐｏｓｉｔｉｖｅｉｎｆｌｕｅｎｃｅｓｏｎｌａｂｏｒｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｉｎｓｈｏｒｔｔｅｒｍｂｕｔｎｅｇａｔｉｖｅｏｎｅｓｉｎｔｈｅｌｏｎｇ－ｔｅｒｍ．Ｍｏｒｅｏｖｅｒｔｈｅｉｎｖｅｒｔｅｄ＂Ｕ＂ｒｅｌａｔｉｏｎｉｓｆｏｕｎｄｂｅｔｗｅｅｎｐｏｌｌｕｔｉｏｎｓｃａｌｅａｎｄｌａｂｏｒｐｒｏ－ｄｕｃｔｉｖｉｔｙ．Ｗｈｉｌｅｉｔｉｓｕｐｒｉｓｉｎｇｗｈｅｎｔｈｅｐｏｌｌｕｔｉｏｎｓｃａｌｅｉｓｓｍａｌｌ，ｔｈｅｌａｂｏｒｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｉｓｄｅｃｌｉｎｉｎｇｗｉｔｈｔｈｅｌａｒｇｅｐｏｌｌｕｔｉｏｎｓｃａｌｅ．

The Spatial Dependence analysis of Urbanization Level Wang Weijin Lu Jiehua·６６·Ｔｈｒｏｕｇｈｅｘｐｌｏｒａｔｏｒｙｓｐａｔｉａｌａｎａｌｙｓｉｓ，ｔｈｉｓｐａｐｅｒｆｉｎｄｓｓｔｒｏｎｇｓｐａｔｉａｌｉｎｔｅｒｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅｉｎｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎｌｅｖｅｌｓａｍｏｎｇ２８７ｐｒｅｆｅｃ－ｔｕｒｅ－ｌｅｖｅｌｃｉｔｉｅｓｉｎＣｈｉｎａ．Ｔｈｉｓａｎａｌｙｓｉｓｄｅｆｉｎｅｓ４ｍａｊｏｒｔｙｐｅｓｏｆｓｐａｔｉａｌａｇｇｌｏｍｅｒａｔｉｏｎａｍｏｎｇｔｈｅｎｅｉｇｈｂｏｒｉｎｇｃｉｔｉｅｓ，ａｎｄｔｈｅｈｉｇｈ－ｈｉｇｈｔｙｐｅａｎｄｌｏｗ－ｌｏｗｔｙｐｅａｒｅｔｈｅｍｏｓｔｃｏｍｍｏｎｏｎｅｓ．Ｔｈｅｍａｊｏｒｓｏｃｉｏ－ｅｃｏｎｏｍｉｃｆａｃｔｏｒｓａｌｓｏｓｈｏｗｏｂｖｉｏｕｓｓｐａｔｉａｌｉｎｔｅｒｄｅ－ｐｅｎｄｅｎｃｅ，ｗｈｉｃｈｍａｙｃｏｎｔｒｉｂｕｔｅｔｏｔｈｅｓｐａｔｉａｌａｇｇｌｏｍｅｒａｔｉｏｎｏｆｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎｌｅｖｅｌ．Ｓｐａｔｉａｌｅｒｒｏｒｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎｍｏｄｅｌｖｅｒｉｆｉｅｓａｎｄｃｏｎｔｒｏｌｓｔｈｉｓｋｉｎｄｏｆｓｐａｔｉａｌｉｎｔｅｒｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅ．Ｉｎａｄｄｉｔｉｏｎ，ｔｈｅｄｅｇｒｅｅｏｆｏｐｅｎｎｅｓｓｐｒｏｍｏｔｅｓｔｈｅｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎｌｅｖｅｌｍｏｒｅｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙｔｈａｎｔｈｅｄｅｇｒｅｅｏｆｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｉｚａｔｉｏｎｄｏｅｓｄｕｅｔｏＣｈｉｎａ＇ｓｒｅｓｉｄｅｎｔｒｅｇｉｓｔｒａｔｉｏｎｓｙｓｔｅｍａｓｗｅｌｌａｓｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｉｚａｔｉｏｎｓｔｒａｔｅｇｙａｎｄｐｒｏｇｒｅｓｓ．

Estimating China's Fertility Level Since2000:Based on the6th Population Census Li Handog Li Liu·７５·Ｗｉｔｈｒｅｃｅｎｔｌｙｐｕｂｌｉｓｈｅｄｄａｔａｆｒｏｍｔｈｅ６ｔｈＰｏｐｕｌａｔｉｏｎＣｅｎｓｕｓ，ｉｎｔｈｉｓｐａｐｅｒｗｅｕｓｅｔｈｅｐｏｐｕｌａｔｉｏｎｆｏｒｅｃａｓｔｉｎｇｍｏｄｅｌｃｏｎｓｔｒｕｃｔｅｄａｎｄｔｈｅｄａｔａｆｒｏｍｔｈｅ５ｔｈＰｏｐｕｌａｔｉｏｎＣｅｎｓｕｓｔｏｅｓｔｉｍａｔｅｔｈｅ１０ｙｅａｒｓ＇ａｖｅｒａｇｅｆｅｒｔｉｌｉｔｙｌｅｖｅｌｓｉｎｃｅ２０００．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｂｒｉｎｇｏｕｔｔｈｅｕｎｑｕｅｓｔｉｏｎａｂｌｅｆａｃｔ：ｔｈｅｏｆｆｉｃｉａｌｄｅｍｏｇｒａｐｈｉｃｄａｔａ，ｆｒｏｍｈｉｓｔｏｒｉｃａｌｃｅｎｓｕｓａｎｄｓｕｒｖｅｙｓ，ｃｏｎｔａｉｎｏｂｖｉｏｕｓｓｅｌｆ－ｃｏｎｔｒａｄｉｃｔｏｒｙｅｒｒｏｒｓｏｎｔｈｅｔｏｔａｌｐｏｐｕｌａｔｉｏｎ．Ｔｈｅａｎｎｕａｌｌｙｔｏｔａｌｆｅｒｔｉｌｉｔｙｒａｔｅｓｈｏｕｌｄｎｏｔｂｅｉｎｓｕｃｈｕｎｒｅａｓｏｎａｂｌｅｌｏｗｌｅｖｅｌｉｆｔｈｅ６ｔｈｃｅｎｓｕｓｄａｔａｉｓｃｏｒｒｅｃｔ．Ｆｒｏｍｗｈａｔｉｓｄｉｓｃｕｓｓｅｄｉｎｔｈｉｓｐａｐｅｒ，ｗｅｃａｎｄｒａｗａｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎｔｈａｔｔｈｅａｖｅｒａｇｅｔｏｔａｌｆｅｒｔｉｌｉｔｙｒａｔｅｓｉｎｃｅ２０００ｉｓａｐｐｒｏｘｉｍａｔｅｌｙａｂｏｕｔ１．５７ｕｎｄｅｒｔｈｅｃｏｎｄｉｔｉｏｎｔｈａｔｔｈｅｔｏｔａｌｐｏｐｕｌａｔｉｏｎｂａｓｅｄｏｎｔｈｅ５ｔｈＣｅｎｓｕｓｉｓｕｎｄｅｒｅｓｔｉｍａｔｅｄ．

Effective Education,Education Structure and Poverty Reduction in Western China Shan Depeng·８４·Ｔｈｉｓａｒｔｉｃｌｅｃｏｎｓｔｒｕｃｔｓａｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌｍｏｄｅｌｔｏａｎａｌｙｚｅｔｈｅｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｓａｍｏｎｇｅｆｆｅｃｔｉｖｅｅｄｕｃａｔｉｏｎ，ｅｄｕｃａｔｉｏｎｓｔｒｕｃｔｕｒｅａｎｄｐｏｖｅｒ－ｔｙｒｅｄｕｃｔｉｏｎ．ＩｔａｌｓｏｔｅｓｔｓｔｈｅｅｆｆｅｃｔｏｆｅｄｕｃａｔｉｏｎｏｎｐｏｖｅｒｔｙｒｅｄｕｃｔｉｏｎｂｙｕｓｉｎｇｔｈｅｄｙｎａｍｉｃｐａｎｅｌｄａｔａｓｅｔｏｆｗｅｓｔＣｈｉｎａｉｎ２０００－２０１０．ＩｔｓｈｏｗｓｔｈａｔｔｈｅｒｅｅｘｉｓｔｓｐｅｒｓｉｓｔｅｎｔｐｏｖｅｒｔｙｉｎＷｅｓｔｅｒｎＣｈｉｎａ，ｅｄｕｃａｔｉｏｎｅｘｐｅｎｄｉｔｕｒｅｈａｓｎｏｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｎｐｏｖｅｒｔｙｒｅｄｕｃｔｉｏｎｂｅｃａｕｓｅｏｆｔｈｅｔｒａｄｅｏｆｆｂｅｔｗｅｅｎｅｄｕｃａｔｉｏｎｑｕａｌｉｔｙａｎｄｑｕａｎｔｉｔｙ，ｔｈｅｅｄｕｃａｔｉｏｎｑｕａｌｉｔｙｃａｎａｃｈｉｅｖｅｍｏｒｅｐｏｖｅｒｔｙｒｅｄｕｃｔｉｏｎｉｎｕｒｂａｎａｒｅａｓｔｈａｎｔｈｅｅｄｕｃａｔｉｏｎｑｕａｎｔｉｔｙｄｏｅｓ，ｔｈｅｅｄｕｃａｔｉｏｎｑｕａｎｔｉｔｙｈａｓａｔｈｒｅｓｈｏｌｄｅｆｆｅｃｔｏｎｒｕｒａｌｐｏｖｅｒｔｙｒｅｄｕｃｔｉｏｎ，ａｎｄｅｆｆｅｃ－ｔｉｖｅｅｄｕｃａｔｉｏｎｈａｓｎｅｇａｔｉｖｅｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｎｐｏｖｅｒｔｙｒｅｄｕｃｔｉｏｎ．ＷｅｓｔｅｒｎＣｈｉｎａｉｓｓｏｆａｒａｗａｙｆｒｏｍｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙｆｒｏｎｔｉｅｒ，ｔｈｅｒｅｆｏｒｅｔｈｅｓｅｃ－ｏｎｄａｒｙｓｃｈｏｏｌｅｄｕｃａｔｉｏｎｂｅｃｏｍｅｓｍｏｒｅｅｆｆｅｃｔｉｖｅｔｏｒｅｄｕｃｅｒｕｒａｌｐｏｖｅｒｔｙｉｎｗｅｓｔＣｈｉｎａ．

Social Stratification and Mobility of Urban Residents in Shanghai Wang Fuqin·９５·ＴｈｅｒｅａｒｅｔｗｏｃｏｎｔｒｏｖｅｒｓｉａｌｖｉｅｗｐｏｉｎｔｓａｂｏｕｔｔｈｅｔｙｐｅｏｆｔｈｅｓｏｃｉａｌｃｌａｓｓｓｔｒｕｃｔｕｒｅｏｆｕｒｂａｎｒｅｓｉｄｅｎｔｓｉｎＳｈａｎｇｈａｉ：＂ｐｙｒａｍｉｄ＂ｏｒ＂ｏｌｉｖｅ＂．Ｍｏｒｅｏｖｅｒ，ｔｈｅｓｏｃｉａｌｍｏｂｉｌｉｔｙｂｅｔｗｅｅｎｄｉｆｆｅｒｅｎｔｃｌａｓｓｅｓｉｓｏｖｅｒｌｏｏｋｅｄｉｎｒｅｃｅｎｔｓｔｕｄｉｅｓ．Ａｃｃｏｒｄｉｎｇｔｏｔｈｅｔｈｒｅｅｄｉｍｅｎｓｉｏｎｓｏｆｐｕｂｌｉｃｐｏｗｅｒ，ｐｒｏｐｅｒｔｙｒｉｇｈｔｓａｎｄｍａｒｋｅｔａｂｉｌｉｔｙ，ｔｈｉｓｐａｐｅｒｓｏｒｔｓＳｈａｎｇｈａｉｕｒｂａｎｒｅｓｉｄｅｎｔｓｉｎｔｏｓｉｘｓｏｃｉａｌｓｔｒａｔａ．ＵｓｉｎｇｄａｔａｆｒｏｍＳｈａｎｇｈａｉＣｉｔｉｚｅｎｓＬｉｆｅＣｏｎｄｉｔｉｏｎＳｕｒｖｅｙ，ｔｈｅａｕｔｈｏｒｆｉｎｄｓｔｈａｔｃｕｒｒｅｎｔＳｈａｎｇｈａｉｒｅｓｉｄｅｎｔｓ＇ｓｏｃｉａｌｓｔｒａｔｉｆｉｃａｔｉｏｎｓｔｒｕｃｔｕｒｅｉｓｆａｒｌｅｓｓａｎｏｌｉｖｅｔｙｐｅｂｕｔａｔｙｐｉｃａｌｐｙｒａｍｉｄｔｙｐｅ．Ｔｈｅａｎａｌｙｓｉｓｂａｓｅｄｕｐｏｎｄｉｆｆｅｒｅｎｔｔｉｍｅｍｏｂｉｌｉｔｙｔａｂｌｅｓｓｈｏｗｓｔｈａｔ，ｏｖｅｒｔｉｍｅ，ｔｈｅｆａｔｈｅｒ＇ｓｓｏｃｉａｌｓｔａｔｕｓｈａｓｓｔｒｏｎｇｅｒｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎｗｉｔｈｔｈｅｓｏｎ＇ｓｓｔａｔｕｓ．Ｍｅａｎｗｈｉｌｅｉｔａｐｐｅａｒｓｃｅｒｔａｉｎｂｏｕｎｄａｒｉｅｓａｍｏｎｇｔｈｏｓｅｓｔｒａｔａ，ｓｏｔｈａｔｕｎｓｋｉｌｌｅｄｗｏｒｋｅｒｓａｎｄａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｌａｂｏｒｅｒｓａｒｅｍｏｒｅｄｉｆｆｉｃｕｌｔｔｏａｃｒｏｓｓｔｈｅｂｏｕｎｄａｒｙａｎｄｒｅａｌｉｚｅｕｐｗａｒｄｍｏｂｉｌｉｔｙ．ＴｈｅｓｅｔｒｅｎｄｓｍａｙｂｒｉｎｇａｂｏｕｔｃｅｒｔａｉｎｒｉｓｋｓｔｏｔｈｅｍｏｄｅｒｎｉｚａｔｉｏｎｏｆＳｈａｎｇｈａｉｒｅｓｉｄｅｎｔｓ＇ｓｏｃｉａｌｓｔｒｕｃｔｕｒｅ．

Career Decision and Income of"Double Migrant"Female Workers:Evidence from Beijing Migrant Survey

Li Qiang·１０４·＂Ｄｏｕｂｌｅｍｉｇｒａｔｉｏｎ＂，ｔｈｅｆａｍｉｌｙｍｉｇｒａｔｉｏｎａｎｄｒｕｒａｌ－ｔｏ－ｕｒｂａｎｍｉｇｒａｔｉｏｎｏｆａｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒ，ｈａｓｂｅｃｏｍｅａｍａｊｏｒｔｒｅｎｄｏｆＣｈｉ－ｎａ＇ｓｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ，ａｎｄｔｈｉｓａｌｓｏｈａｓａｐｏｔｅｎｔｉａｌｉｍｐａｃｔｏｎｔｈｏｓｅ＂ｄｏｕｂｌｅｍｉｇｒａｎｔ＂ｆａｍｉｌｉｅｓ，ｅｓｐｅｃｉａｌｌｙｆｏｒｔｈｅｗｏｍｅｎｉｎｔｈｅｆａｍｉｌｙ．Ｉｎｔｈｉｓｐａｐｅｒ，ａｆｒａｍｅｗｏｒｋｏｆｔｈｅＮｅｗＦａｍｉｌｙＥｃｏｎｏｍｉｃｓｉｓｕｓｅｄｔｏａｎａｌｙｚｅｆｅｍａｌｅｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒ＇ｓｃａｒｅｅｒｄｅｃｉｓｉｏｎａｎｄｔｈｅｆａｃｔｏｒｓｉｎ－ｆｌｕｅｎｃｉｎｇｔｈｅｉｒｉｎｃｏｍｅｓ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｏｆｅｍｐｉｒｉｃａｌｓｔｕｄｙ，ｂａｓｅｏｎｄａｔａｆｒｏｍａｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓｕｒｖｅｙｉｎＢｅｉｊｉｎｇ，ｉｍｐｌｙｔｈａｔｆａｍｉｌｙｍｉ－ｇｒａｔｉｏｎｆａｃｅｓａｄｉｍｉｎｉｓｈｉｎｇｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔｐｏｓｓｉｂｉｌｉｔｙｆｏｒｔｈｅｆｅｍａｌｅｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓ．Ｔｈｅａｖａｉｌａｂｉｌｉｔｙｏｆｐｕｂｌｉｃｓｅｒｖｉｃｅｓ，ｓｕｃｈａｓｐｒｅ－ｓｃｈｏｏｌｅｄｕｃａｔｉｏｎａｎｄｓｋｉｌｌｓｔｒａｉｎｉｎｇ，ｈｅｌｐｓｔｏｉｍｐｒｏｖｅｆｅｍａｌｅｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒ＇ｓｊｏｂｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ．Ｉｎａｄｄｉｔｉｏｎ，ｊｏｂｔｒａｉｎｉｎｇａｎｄｅ－ｄｕｃａｔｉｏｎｈａｖｅｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｉｍｐａｃｔｏｎｆｅｍａｌｅｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓ＇ｉｎｃｏｍｅ．