方言在不同人群中指代不同。在中國，方言是指地方語言，即區別于國家通用標準語言的某一地區語言，如上海話、廣東話、四川話等，這種稱呼不是根據語言間的親屬關系劃分的；在歐洲，方言是指十八世紀后普遍稱為的位于“語言(language)”下一級的“方言”，因為在歐洲語言之間是按親屬關系(發音、詞法、語法)可分為語系(family)、語族(group)、語支(branch)和語言(language)劃分的，方言屬于“語言(language)”的下一級，這種方言一般區別于標準語且只通行于一個地區。但無論哪種方言分類，學者們的研究都證明方言也具有收入效應。例如，希伯來語在以色列有收入促進作用(Chiswick，1998)；[14]西班牙的加泰羅尼亞語會明顯提高勞動力的收入(Rendon，2007)；[15]上海話除了能提高當地農民工的工資外，還增強了農民工的城市歸屬感與心理平衡(程名望，2016)；[16]方言不僅具有收入效應，還具有健康效應，即能提高個體的健康水平(霍靈光、陳媛媛，2018)。[17]

　?。ㄈ┓治鰢彝ㄓ谜Z言的收入效應

　　在英國，對外來移民而言，其國家通用語言即英語有明顯的收入效應(Lindley，2002)；[18]在加拿大，國家通用語言英語水平的高低對勞動力的收入也有顯著正效應(Carliner，1981)。[19]在中國，國家通用語言普通話對勞動力的收入有明顯的增收效應(秦廣強，2014；丁塞等，2015；陳媛媛，2016；姜杉，2017；王兆萍等，2019)。[20][21][9][22][11]

　　綜上可見，國內外文獻對作為人力資本重要組成部分的語言是否會帶來勞動者收入的提高，從不同角度并用不同國家或地區的樣本研究后發現，語言的確有明顯的收入效應。但是針對我國少數民族特別是城市少數民族漢語能力的收入效應幾乎沒有研究，為此本文的研究成果有助于豐富語言收入效應的研究內容。

　　大量研究還表明，語言的收入效應機理，主要體現在語言能力通過增強人力資本提升就業幾率，擴大社會關系網絡，提高勞動者的工作效率等，從而最終提高勞動者的收入水平。

　　二、我國城市少數民族漢語能力收入效應的實證分析

　?。ㄒ唬祿碓磁c變量選擇

　　本文研究數據來源于西南民族大學經濟學院2016年開展的“中國城市少數民族經濟社會發展綜合調查”。該調查在全國共選擇19個省市***的主要城市為調查地點，根據一定標準(如城市民族聚居區和相鄰社區)采用隨機抽樣且面對面入戶訪問的方式進行調查，最終調查了9108個有效樣本。本次調查包括4個非民族省市的主要城市和15個民族省市的主要城市；調查內容共分五部分，分別是：人口學特征、健康與社會保障、基本公共服務、經濟情況和價格水平、生活和思想狀況以及少數民族專題。整個調查的前期、中期和后期都實行了嚴格的質量控制，以確保數據資料的真實性和可靠性。但在9108個樣本中，本文僅保留了16歲以上且被調查者是少數民族以及對家庭年收入通過相關幾個問題的邏輯檢驗符合實際的樣本，本文最終使用的實際樣本為1539個。

　　1.被解釋變量

　　被解釋變量包括兩個：一個是城市少數民族家庭人均年收入的對數(ln y1)，是指前一年(即2015年)被調查少數民族的家庭年總收入(元)/家庭總人口后取對數，這是一般經濟學范疇平均衡量一個勞動者收入廣泛使用的概念；二是城市少數民族家庭等價規模收入對數(ln y2)，是指家庭年總收入/家庭總人口的平方根后取對數，家庭等價規模收入是家庭福利經濟學中廣泛使用的概念，因為人均家庭可支配收入考慮到家庭人口規模后其福利效應是不同的，為了克服家庭人均可支配收入在家庭福利衡量方面的局限，因此較多使用家庭等價規模收入(萬相昱，2015)。[23]120但無論哪個被解釋變量都要使用家庭年總收入，由于調查表中涉及家庭年總收入的問題除了直接問收入水平絕對值外，還設計了一個收入范圍問題，在被調查者回答這兩個問題時，考慮到被調查者有意隱瞞隨意回答等情況，因此剔除了收入水平和收入范圍兩個問題回答不一致以及取對數時零為無效值的樣本，最后獲得民族地區804個家庭年總收入有效樣本。家庭人均年收入對數均值為9.780268，家庭等價規模收入對數均值為10.18172。

　　2.核心解釋變量

　　(1)漢語綜合能力(Chi_language)。該變量的預期是對收入有正的貢獻。在調查問卷中，該問題設計為：“您使用漢語的熟練程度如何？1.好，2.不太好，3.一般，4.較差，5.完全不會”。為了便于文中分析說明，本文在對該變量賦值時重新按照能力高低從低到高排序，同樣按5級賦值，1：完全不會；2：較差；3：一般；4：不太好；5：好。

　　(2)漢語閱讀能力(Reading_ability)。該變量的預期也是對收入有正貢獻。在調查問卷中，該問題設計為：“您在閱讀漢字的時候是否存在困難？0.否，1.是”。文中分析時仍按2值變量賦值，0：存在困難；1：不存在困難。

　　3.控制變量

　　通過梳理相關研究文獻成果，影響收入的因素大體可分為以下幾類，一是個人特征方面的因素，如：性別、本地人、戶口、宗教信仰、婚姻狀況；二是人力資本因素，包括教育、年齡、工作經驗、健康狀況、政治面貌(黨員)、社會關系資本等；三是其他因素，包括地區、行業等。本文按照以上分類因素和調查問卷實際情況，選擇并設計控制變量如下：

　　(1)性別(gender)。指被調查對象的性別，1：男；0：女。

　　(2)戶籍歸屬(bendi)。指被調查者的戶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)戶口類別(hukou)。指被調查對象的戶口類別，1：農業戶口；0：非農業戶口。

　　(4)宗教信仰(religious)。1：有宗教信仰；0：無宗教信仰。

　　(5)婚姻狀況(married)。1：已婚；0：未婚。

　　(6)教育水平(edu)。指樣本的文化程度，分7級賦值。1：沒上過學；2：小學；3：初中；4：高中；5：中?；蚵殬I學校；6：大專；7：大學及以上。

　　(7)年齡(age)。指調查時被調查少數民族16歲以上人口的實際年齡。

　　(8)工作經驗(agesq)。用年齡平方擬近似模擬工作經驗。

　　(9)健康狀況(health)。指被調查對象的健康狀況，分5級賦值，1：非常差；2：很差；3：一般；4：好；5：很好。

　　(10)政治面貌(dangyuan)。指被調查對象是否是中共黨員，1：黨員；0：非黨員。

　　(11)社會資本(social)。指被調查對象在當地有無非本民族好朋友，1：有；0：無。

　　(12)地區變量(region)。指被調查對象所在城市的地區分類，本文將此分為兩類，1：民族地區(包括內蒙古、湖南、廣西、四川、云南、西藏、甘肅、青海、寧夏、***10省區的城市)；0：非民族地區(包括北京市、吉林、上海、廣東4省區的城市。

　　以上各類變量的描述性統計結果見表1。

　?。ǘ┠Ｐ驮O計

　　由于本文主要研究城市少數民族漢語能力對收入的影響，一個人的語言能力也屬于人力資本范疇，因此可采用主要反映人力資本收入貢獻程度的明瑟(Mincer)人力資本模型。[24]本文具體計量模型是基于變形的明瑟方程，其形式如下：

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

　　其中，被解釋變量：ly y1，為家庭人均年收入，ln y2為家庭等價規模收入；核心解釋變量有兩個：一是Chi_language，指漢語綜合能力，二是Reading_ability，指漢語閱讀能力；X為一系列控制變量，包括個人特征控制變量(包括性別、戶籍地歸屬、戶口、宗教信仰、婚姻狀況等)、人力資本控制變量(包括教育、年齡、工作經驗、健康狀況、政治面貌是否為黨員、社會資本等)、地區類別控制變量等，具體內容見上文變量選擇說明；ε為隨機擾動項。

　　當用橫截面數據進行回歸分析，可能會出現共線性、內生性以及異質性等問題而導致估計結果有偏。共線性、內生性檢驗一般在模型進行回歸之前進行，以確定模型是否恰當和適用；而異質性檢驗一般在回歸之后通過穩健性檢驗來驗證。模型回歸之后再進行異質性檢驗，以確定模型的穩健性(該部分將放在后面進行)。此處先做模型的共線性和內生性檢查。

　　1.模型的共線性問題

　　一般共線性檢驗主要通過計算模型的方差膨脹因子(Variance Inflation Factor，VIF)值來判斷。方差膨脹因子是指解釋變量之間存在多重共線性時的方差與不存在多重共線性時的方差之比，其判斷方法為：當0＜VIF＜10時，不存在多重共線性；當10≤VIF＜100時，存在較強的多重共線性；當VIF≥100時，存在嚴重的多重共線性。本文模型的VIF檢驗結果顯示，核心解釋變量的VIF值分別為：VIF(Chi_language)=1.72，VIF(Reading_ability)=1.39，除了年齡和工作經驗有較高的共線性意外(因為工作經驗就是直接根據年齡的平方來近似代表，當然其共線性自然比較高。但這兩個因素因最終回歸結果不顯著，最后也剔除了這兩個因素，因此對模型主要變量估計不會產生偏誤)，其他各變量的VIF均小于4，各變量VIF的總體均值為5.31，總體說明模型的核心解釋變量間不存在多重共線性，即使其他控制變量存在較高的VIF，但由于與核心解釋變量并不完全相關，因此不會影響模型的有效性，這也說明該模型不存在多重共線性。

　　2.模型的內生性問題

　　內生性一般是由測量誤差、聯立性、遺漏變量等因素導致。關于測量誤差，家庭人均年收入、家庭等價規模收入與個體的漢語綜合能力等因素存在系統相關，這種系統性偏誤的確存在，但本文在調查這些因素時，盡量根據與這些因素有關的邏輯問題是否有誤來剔除和修正了相關變量的測量值，因此在較大程度上降低了本文中相關因素的系統性偏誤。

　　關于聯立性，就是反向因果問題，從目前文獻研究成果看，基本上的語言收入效應文獻恰恰支持的是語言能力為因，收入為果，而不是相反?，F實中，人們獲得或習得語言能力往往在前，有了語言能力才有資本獲得更高的收入，因此獲得收入在后，是果，語言能力在先，是因。所以本文研究的主要問題基本上較少出現反向因果問題。

　　遺漏變量，凡是對語言能力和收入相關的因素未完全考慮進來就會出現估計偏誤的遺漏變量問題。本文根據現有相關問題的研究成果，都盡可能努力控制了這些變量，使遺漏變量導致的內生性影響盡量降低。即使這樣，在以后的研究中，還是應繼續收集能構造有效降低內生性問題的工具變量所需的資料(如宏觀層面的地區漢語培訓機構數量或漢語培訓頻次等)，以便進一步更為準確的分析我國城市少數民族漢語能力的收入效應。

　　綜上可見，雖然本文模型可能存在一定的內生性，但影響不大，因此在后面的回歸中，直接采用OLS估計方法。

　?。ㄈ┲饕兞棵枋鲂越y計

　　表1 主要變量的描述性統計(民族地區)

　　如果將研究樣本的語言能力按家庭人均年收入(對數)(見表2)進行分組，可以看出語言能力對家庭收入貢獻明顯。其中，家庭人均年收入對數均值變化隨語言綜合能力的提高總體呈上升趨勢，當語言綜合能力達到5級(即好)時，家庭人均年收入對數均值為9.99558，高于所有樣本的家庭人均年收入對數均值9.780266；漢語閱讀能力對家庭人均年收入的影響也有同樣的趨勢，當漢語閱讀能力不存在障礙時，其家庭人均年收入對數均值為9.934486，也高于所有樣本的家庭人均年收入對數均值9.7802666。因此，從直觀的變量數據描述和簡單的統計分析均可看出，少數民族的漢語能力與其家庭收入間的確存在相關關系，但這種相關關系是否具有統計上的顯著因果效應呢？下面將通過計量模型的回歸分析結果來證明。

　　表2 按照漢語綜合能力和閱讀能力分組的家庭人均年收入對數統計情況

　?。ㄋ模┯嬃拷Y果分析

　　1.樣本總體回歸結果

　　我國城市少數民族漢語能力收入效應的總體回歸結果見表3。

　　表3 我國城市少數民族漢語能力的收入效應(OLS估計)

　　注：*表示在10％水平上顯著，**表示在5％水平上顯著，***表示在1％水平上顯著。括號里的系數為t統計值。

　　從表3可以看出，總體而言，漢語綜合能力對少數民族家庭人均年收入和家庭等價規模收入都有顯著貢獻，且貢獻方向與上文中呈現的變量相關關系一致，即在其他條件不變的情況下，漢語綜合能力提高每提高一個等級，將使我國城市少數民族家庭人均年收入增加7.5％，家庭等價規模收入增加6.26％；但漢語閱讀能力對家庭人均年收入和家庭等價規模收入影響不顯著。表3中1-3列表示各變量對家庭人均年收入的影響；第4-6列為各變量對家庭等價規模收入的影響。

　　具體而言，表3第1列的回歸系數表示，當不控制個人特征、人力資本和地區等控制變量時，每增加一個等級的漢語綜合能力，將使少數民族家庭人均年收入顯著增加26.3％；另外，當漢語閱讀能力相對于存在困難的少數民族，將使漢語閱讀能力不存在困難的少數民族家庭人均年收入在10％水平上顯著增加17.1％。另外表3第4列是針對家庭等價規模收入的回歸系數，即當不控制個人特征、人力資本和地區等控制變量時，漢語綜合能力和漢語閱讀能力都有顯著的收入增加效應，漢語綜合能力的效應為22.8％，漢語閱讀能力的效應為19.7％。

　　表3第2列的回歸系數表示，當控制了個人特征變量但不控制人力資本變量和地區變量后，漢語綜合能力對少數民族家庭人均年收入仍然有顯著的貢獻，即每增加一個等級的漢語綜合能力，將使少數民族家庭人均年收入顯著增加20.9％，但漢語閱讀能力此時對家庭人均年收入的貢獻效應不顯著，而戶籍地歸屬、戶口、宗教信仰等對家庭人均年收入都有顯著的影響，但性別和婚姻對家庭人均年收入無影響。表3第5列針對家庭等價規模收入回歸而言，其漢語綜合能力和漢語閱讀能力均有顯著影響，當控制了個人特征變量但不控制人力資本變量和地區變量后，即每增加一個等級的漢語綜合能力，將使少數民族家庭等價規模收入顯著增加19.1％，漢語閱讀能力此時對家庭等價規模收入也有顯著貢獻，即當漢語閱讀能力相對于存在困難的少數民族而言，漢語閱讀能力不存在困難的少數民族，其家庭等價規模收入在5％水平上顯著增加17.4％。而戶籍地歸屬、戶口、宗教信仰等對家庭等價規模收入也有顯著影響，且與對家庭人均年收入的影響方向與影響程度基本一致，但性別對家庭等價規模收入有10％的顯著影響，婚姻對家庭等價規模收入無影響。

　　表3第3列和第6列的回歸系數表示，當控制各種變量后，漢語綜合能力對家庭人均年收入的影響仍是顯著的，且影響的方向也與相關分析一致，但漢語閱讀能力影響不顯著。由于第3列和第6列的回歸模型是盡可能加入所有控制變量后的模型，因此可以理解為其回歸結果是比較接近真實的影響結果。換句話說，在現實中，在其他條件不變的情況下，當城市少數民族漢語綜合能力每提高一個等級，其對家庭人均年收入的貢獻會增加7.5％，對家庭等價規模收入的貢獻為6.26％，但漢語閱讀能力均沒有顯著的收入影響效應，可能的原因也許是在城市少數民族中，其漢語綜合能力中最重要的應該是聽和說的能力，而漢語閱讀能力相對貢獻要小，因此其收入效應不明顯。

　　除此之外，表3第3列和第6列的回歸模型結果還顯示，戶籍地歸屬、戶口性質、教育、健康狀況、政治面貌、社會關系以及地區不同等對家庭人均年收入和家庭等價規模收入均有不同程度的顯著貢獻，且影響方向基本與預期一致。其中，戶籍地歸屬對家庭人均年收入和家庭等價規模收入的影響方向和影響程度基本一致，即相對于外地人，本地人家庭人均年收入和家庭等價規模收入分別減少23.9％和25.8％，這與預期一致，因為戶籍是外地的人，如果要在城市立足，其漢語綜合能力一定要高才有競爭能力，由于漢語綜合能力是有收入貢獻效應的，因此外地人相對于本地人，其收入應該增加，也就說本地人的收入會減少。戶口類別的收入效應也是負的，這說明相對于非農業戶口的城市少數民族而言，農業戶口的少數民族家庭人均年收入和家庭等價規模收入相對要分別減少15.2％和13.6％，這也與預期一致，因為農業戶口主要生活在農村，非農業戶口主要生活在城市，而在城市生活和工作的少數民族的漢語綜合能力一般要顯著高于農村少數民族，因此其城市少數民族家庭的人均年收入和家庭等價規模收入均要比農村少數民族家庭高。

　　教育對家庭人均年收入和家庭等價規模收入的貢獻均是正的，這與一般的教育回報研究結果相符。本回歸系數說明，教育每提升一個等級，少數民族家庭人均年收入和家庭等價規模收入分別顯著增加13.6％和12.1％。如果將教育進行分級回歸，結果顯示(限于篇幅，結果詳細列示省略，這里只報告主要結果)，在其他條件不變的情況下，相對于沒上過學的少數民族而言，具有初中文化程度的少數民族，其家庭人均年收入和家庭等價規模收入將分別顯著增加34.5％和27.9％；具有高中文化程度的少數民族，其家庭人均年收入和家庭等價規模收入將分別顯著增加67％和59.8％；具有中專及職業學校文化程度的少數民族，其家庭人均年收入和家庭等價規模收入將分別顯著增加48.1％和41.9％；具有大專文化程度的少數民族，其家庭人均年收入和家庭等價規模收入將分別顯著增加72.1％和59.8％；具有大學及以上文化程度的少數民族，其家庭人均年收入和家庭等價規模收入將分別顯著增加83.7％和73.8％。由此可說明，文化程度越高，其收入效應越大。

　　性別對家庭人均年收入沒有顯著影響，但對家庭等價規模收入有正的貢獻，說明相對于女性而言，男性將增加家庭等價規模收入11％，該結果也與多數研究微觀個體收入的結論相同，即男性高于女性呈現一定的收入性別歧視。

　　婚姻狀況對家庭人均年收入沒有顯著貢獻，但對家庭等價規模收入有顯著的貢獻，即相對于未婚少數民族而言，已婚城市少數民族家庭等價規模收入將增加21.6％，這也與多數研究結論一致，即婚姻的溢價。

　　健康狀況對家庭人均年收入和家庭等價規模收入均呈顯著的正貢獻，說明被調查者的健康狀況由差到好每上升一個等級，少數民族家庭人均年收入和家庭等價規模收入相應分別增加11％和9.67％，這也符合理論預期，因為健康也是一種人力資本。

　　是否是黨員的政治面貌對家庭人均年收入和家庭等價規模收入也均呈顯著正影響，即相對于非黨員而言，是黨員的城市少數民族，其家庭人均年收入和家庭等價規模收入分別增加18％和19.9％，這也說明政治面貌提升還可以增加家庭收入。

　　社會關系對城市少數民族家庭人均年收入和家庭等價規模收入呈顯著的正效應。即相對于在當地無非本民族好朋友的少數民族而言，在當地有非本民族好朋友的少數民族，其家庭人均年收入和家庭等價規模收入分別增加37％和34.6％，這一結果也符合預期。因為在當地要能結交到非本民族好朋友，一方面說明其社會關系網絡寬廣，能為生活和工作提供諸多便利從而有利于增加收入；另一方面說明其語言能力即漢語綜合能力較強，才能與非本民族朋友進行溝通，從而才能結交到較多非本民族好朋友，而漢語綜合能力強本身就有助于其收入的提高。

　　地區類別不同對家庭人均年收入和家庭等價規模收入均呈顯著負影響，說明相對于非民族地區而言，在其他條件不變的情況下，處于民族地區的少數民族家庭人均年收入和家庭等價規模收入將分別下降32％和31.7％，這也說明，一方面非民族地區的收入水平比民族地區高，另一方面勞動力在非民族地區的漢語能力比民族地區更高，自然其收入水平也比民族地區高。

　　只是年齡、工作經驗對家庭人均年收入和家庭等價規模收入都沒有顯著影響。說明即在其他條件不變的情況下，年齡和工作經驗對家庭人均年收入和家庭等價規模收入沒有顯著影響，該結論與一般研究結果有些出入，這可能與本文使用的調查數據樣本量不足夠多有關。

　　2.樣本分位數回歸結果

　　表3展示的僅是樣本總體回歸結果，它反映的是通過最小二乘法(OLS)對樣本估計的漢語能力收入效應的平均結果。而要刻畫在不同家庭年收入水平下，其漢語能力的收入邊際效應是否有差別就需要通過對樣本進行分位數回歸。一般在進行分位數回歸時，可以對被解釋變量按10％、25％、50％、75％、90％等不同分位點進行分位。本文考慮到樣本量大小，將城市少數民族家庭人均年收入和家庭等價規模收入都按25％、50％和75％三個分位點進行分位，同時剔除不顯著的漢語閱讀能力和一些控制變量，以主要考察漢語綜合能力對城市少數民族不同家庭人均年收入和家庭等價規模收入的影響程度是否相同，具體采用400次迭代方式進行計算，其回歸結果見表4。

　　表4 我國城市少數民族漢語能力收入效應的分位數回歸結果

　　表4結果說明，隨著家庭人均年收入和家庭等價規模收入層次提高，其漢語綜合能力的變動對家庭人均年收入和家庭等價規模收入的總體影響趨勢將變小，說明漢語綜合能力在中低收入特別是低收入層次的家庭中具有更大的收入溢出效應。而教育、政治面貌、社會關系等三個因素同樣具有顯著的收入效應遞減趨勢，即在低收入層次家庭中，這些因素的收入效應更明顯。

　　具體而言，漢語綜合能力對不同家庭人均年收入分位層次的影響系數是遞減的，說明漢語綜合能力對不同層次家庭人均年收入的邊際貢獻程度不一樣。漢語綜合能力在25％分位數的家庭人均年收入層次上，且在5％的顯著性水平上對家庭人均年收入有促進作用，具體為提高一個等級的漢語綜合能力將使家庭人均年收入增加9.9％，在75％分位數的家庭年收入層次中，雖然不顯著，但每提高一個等級的漢語綜合能力，將使家庭人均年收入只增加5.86％，可見低收入層次與高收入層次相比，漢語綜合能力的收入邊際效應前者近乎是后者的1倍。同樣，漢語綜合能力對家庭等價規模收入在不同分位層次的影響系數也是遞減的，且不同層次的遞減影響都是顯著的，即提高一個等級的漢語綜合能力將使家庭等價規模收入在25％分位數的低收入家庭增加10.6％，在75％分位數的高家庭年收入只增加7.15％。

　　教育在25％分位數的低收入家庭和75％的高收入家庭中，其對家庭人均年收入和家庭等價規模收入的邊際貢獻也呈顯著的遞減趨勢，具體而言，在其他條件相同的情況下，教育每提升一個等級，其對25％分位數的低收入家庭的家庭人均年收入和家庭等價規模收入的貢獻分別為15.2％和14.1％，但對75％分位數的高收入家庭的家庭人均年收入和家庭等價規模收入的貢獻分別只有10.6％和10.8％，因此在城市低收入少數民族家庭中，教育提升的增收效應也更明顯。

　　政治面貌(是否是黨員)在25％分位數的低收入家庭和75％的高收入家庭中，其對家庭人均年收入和家庭等價規模收入的邊際貢獻同樣呈遞減趨勢，具體而言，在其他條件相同的情況下，黨員相比非黨員而言，其對25％分位數的低收入家庭的家庭人均年收入和家庭等價規模收入的顯著貢獻分別為34.3％和28.5％，但對75％分位數的高收入家庭的家庭人均年收入和家庭等價規模收入的貢獻雖然不顯著，但影響系數分別只有18.2％和16.4％，呈遞減趨勢。因此在城市低收入少數民族家庭中，政治面貌也有較為明顯的增收效應。

　　社會關系在25％分位數的低收入家庭和75％的高收入家庭中，其對家庭人均年收入和家庭等價規模收入的邊際貢獻也有顯著影響，但家庭人均年收入的遞減趨勢不大，而對家庭等價規模收入的邊際影響有明顯的遞減趨勢。具體來說，在其他條件相同的情況下，相比在本地沒有非本民族好朋友的少數民族而言，在本地有非本民族好朋友的少數民族，其對25％分位數的低收入家庭的家庭人均年收入和家庭等價規模收入的貢獻分別為46.5％和53.6％，對75％分位數的高收入家庭的家庭人均年收入和家庭等價規模收入的貢獻分別為46.2％和39.3％，可見，社會關系對家庭等價規模收入的邊際影響，低收入家庭明顯大于高收入家庭。因此在城市低收入層次的少數民族家庭中，多結交非本民族好朋友對其收入的貢獻更大。

　　3.穩健性檢驗：分地區回歸結果的分析

　　為了檢驗上文回歸模型回歸結果的穩健性，可以改變樣本分類重新回歸看結果趨勢是否一致。此處擬將樣本按地區分類分為民族地區與非民族地區，由于本文是研究少數民族漢語能力的收入效應，因此重點應放到民族地區，為此針對民族地區單獨進行回歸，結果見表5。

　　表5 我國城市少數民族漢語能力的收入效應(針對民族地區的OLS估計)

　　通過比較表5與表3的第3列和第6列回歸系數的顯著性水平和值的大小，可以看出，針對民族地區進行回歸的結果與全部樣本回歸結果的顯著性水平均沒有明顯變化，說明本文的回歸結果是穩健的。只是核心解釋變量漢語綜合能力的影響程度明顯提高，說明相對于非民族地區的少數民族，民族地區的少數民族，其漢語綜合能力每提高一個等級，對城市少數民族家庭人均年收入和家庭等價規模收入分別由原來7.5％和6.26％提高到9.25％和7.47％。

　　三、結論與啟示

　　語言是人類交往和交流的媒介。通過語言，人類不僅區分族群，形成族群的共同標識，維系族群的共同價值；而且人類還可通過語言與其他族群進行交流，增進相互間的溝通、理解、信任與合作，從而產生人類交往的社會價值和經濟價值等。對于前者，主要屬于語言文字學研究的范疇，而后者則屬于語言社會學和語言經濟學等研究的重點，特別是將語言作為人力資本的重要組成內容，研究語言對收入可能產生的重要影響。對此國內外學者圍繞語言的收入效應已做了大量研究，如利用各種微觀調查資料，有的研究英語對收入的影響，有的研究少數民族語言、方言或普通話對收入的影響等，研究結論也不一而足。本文研究結論顯示，我國城市少數民族漢語綜合能力存在顯著的收入效應，這種效應在民族地區能得到穩健和一致的驗證。另外，漢語能力的分位數回歸結果還顯示，漢語能力對城市少數民族低收入層次家庭人均年收入和家庭等價規模收入的邊際貢獻更大，其中漢語綜合能力的收入效應，低收入層次家庭幾乎是高收入層次家庭的1倍左右。此外，在城市低收入層次家庭中，教育、政治面貌和社會關系的收入效應邊際貢獻均要大于高收入家庭。

　　因此，要提高我國城市少數民族的家庭人均年收入和家庭等價規模收入，在其他條件不變的情況下，應采取各種措施提高我國城市少數民族的漢語綜合能力，這對提升其家庭人均年收入和家庭等價規模收入均有較大貢獻。具體辦法可以針對少數民族進行多種渠道的漢語綜合培訓、漢語聽說訓練等，以提升少數民族的漢語綜合能力。

　　參考文獻：

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