非正規部門異質性測度及其因素探究

劉圣源+祝瑜晗

摘 要：運用杭州市調研數據，選取非正規部門年投資額和其就業者教育年限作為工具變量，采用有限信息極大似然估計法研究非正規部門是否存在異質性。實證研究發現，非正規部門存在異質性。在非正規部門中，年投資額對報酬具有正向影響，且在高層非正規部門中更為顯著；其就業者教育年限在高層中對報酬呈現負向影響，在低層中對報酬呈現正向影響，二者存在明顯的異質性。

關鍵詞：非正規部門；異質性；報酬

中圖分類號：F22 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）21-0274-02

引言

非正規部門（Informal Sector）是所有具有市場行為的住戶非法人企業的合稱，包括非正規自給性企業（Informal Own-account Enterprise）和非正規雇主企業（Informal Employer Enterprise）兩種類型（EC、WB、OECD，2009）。中國主流觀點認為中國的非正規部門是正規部門不足以吸收農村剩余勞動力與釋放原有過剩勞動力的結果，是勞動力市場分割的弱勢部分。同時，由于被迫進入該生產部門，政府將非正規部門“正規化”便成為主要政策（丁金宏和冷熙亮，2001；金一虹，2006；徐林清，2008；李培林，2009）。但是從統計數據上看，非正規部門所吸引的就業人數與城鎮總就業人數之比從1978年的0.16%提升至目前的54%，并且仍呈不斷增長的趨勢。中國第二次經濟普查顯示，與2004年相比，中國國有企業與集體企業數分別減少了20.0%和44.0%，而非正規部門中的私營企業與有證照個體經營戶數分別增長了81.4%和31.4%（國家統計局，2009）。

究竟中國的非正規部門是不是正規部門并不充足的崗位提供能力的產物？非正規部門的內部生產單位是否存在異質性？非正規部門到底應該怎樣準確定位？對這些問題的探究無疑對這一在爭議中不斷擴展的生產部門極具理論和實踐意義。

一、模型和數據

（一）模型

本文將區分高層和低層非正規部門的主要標準定為報酬。據此，引入拓展的Mincer（1974）工資方程：

ln（Yi）=α0+α1Schi+α2Expi+α3lnInvesti+…+βZi+εi （1）

其中，ln（Yi）為就業者平均月報酬的對數；Schi為就業者的受教育年限；Expi為工作經驗；lnInvesti為年投資額的對數；Zi為控制個人特征的向量，包括性別、婚姻、戶籍等特征變量。

（二）數據

本研究采用面談式滿意度問卷調查方式，筆者于2013年在杭州市八個主城區隨機面訪非正規部門就業者，共發放問卷487份，其中有效問卷472份，問卷有效率為97%。

二、異質性測度

（一）整體水平

本文先進行變量的內生性檢驗，選取方法為殘差檢驗法。利用該方法對所涉及到的6個變量進行檢驗，最后發現在拓展的Mincer方程中，以教育年限作為自變量為基礎，只有年投資額是較為合理的自變量，其余的變量的殘差檢驗均為顯著不相關。

在此基礎上，利用EViews軟件進行弱工具變量檢驗。數據顯示，從第一階段弱工具檢驗結果可知，弱工具變量檢驗Cragg-Donald統計量為24.7116，大于5%偏誤下的臨界值15.50，即拒絕弱工具變量的假設。因此，本文選擇工具變量不存在弱工具變量問題。

所以，有限信息極大似然估計（Limited Information Maximum Likelihood，LIMI）方法和兩階段最小二乘（2-Stage Least Squares，2SLS）方法沒有本質區別。

最終方程為：

ln（yi）=10.0232-0.2539Schi+0.1852lnInvesti （2）

（二）同行業非正規部門異質性影響因素分析

本文在非正規部門整體報酬拓展Mincer方程的基礎上，根據報酬對被調查者進行合理“高低”分層。將月報酬在3 250元以上歸為高報酬層次，月報酬在3 250元以下歸為低報酬層次。從而得出各自層次的Mincer工資方程，系數如下表：

高層非正規部門：

ln（yhi）=1.9743-0.6182Schi+1.3489lnInvesti （3）

低層非正規部門：

ln（yli）=6.9103+0.0281Schi+0.0504lnInvesti （4）

結論

運用杭州市的調查數據，本文研究了非正規部門內部異質性的影響因素。為了克服非正規部門就業者的報酬內生性，我們用教育年限和年投資作為工具變量。檢驗表明，我們選取的工具變量不存在弱工具變量問題。因此有限信息極大似然方法（LIML）和兩階段最小二乘（2SLS）方法對弱工具變量的估計沒有本質區別，我們用這兩種方法進行工具變量估計。

研究表明，非正規部門內部并是非同質，而是存在異質性。通過殘差檢驗分析，得出教育收益率與年投資額是致使非正規部門內部分層的主要原因。其中，教育收益率的影響顯著大于年投資額的影響。

在高層非正規部門之中報酬與教育收益率呈現負相關，即教育年限越高，凈報酬越低。我們考慮到可能是由于改革開放之初，商人文化程度普遍不高，但其報酬使其中大部分處在高層非正規部門之中，所以系數呈現上述特征，但內在原因還需要更加深入的探究。高層非正規部門就業者的報酬受年投資額影響程度高，其報酬與該部門經濟效益發展更為緊密。

對于低層非正規部門就業者，教育年限越高，報酬越高，即 “高學歷，高報酬”。大多低層非正規部門就業者為雇員，而雇主在選拔人才時更傾向于學歷高應聘者。相比之下，學歷低的應聘者獲得的報酬較低。低層非正規部門就業者多為雇員，其報酬與部門發展的密切程度遠不及高層非正規部門就業者，其報酬的提升受個人自身的因素（教育水平）的影響更大。

在研究過程中還發現非正規部門的社會認同度較低，眾多就業者認為正規部門的社會認同度遠高于非正規部門就業者。對非正規部門就業者予以肯定，提升其法律保障，福利保障，并鼓勵非正規部門的被雇傭者轉化為雇傭者，積極提升其自身技能從而提高其社會認可度。

參考文獻：

[1] 徐藹婷，李金昌.非正規部門角色定位與發展機理：基于機構部門的考察[J].統計研究，2012，（6）：10-17.

[2] 郭為，秦宇，王麗.旅游非正規就業的群體特征與行業滿意度[J].旅游學刊，2012，（7）：81-90.

[3] 國家統計局.中國經濟普查年鑒（2004）[K].北京：中國統計出版社，2006.

[4] 丁金宏，冷熙亮，宋秀坤，等.中國對非正規就業概念的移植與發展[J].中國人口科學，2001，（8）.

[5] 金一虹.女性非正規就業：現狀與對策[J].河海大學學報：哲學社會科學版，2006，（1）：6-10.

[6] 徐林清.勞動力市場分割對農村勞動供給行為的影響分析[J].經濟體制改革，2008，（3）：36-39.

[7] 李培林，李煒，范雷.當前中國就業形勢的特點和變化[J].社會科學研究，2009，（2）.

[責任編輯 魏 杰]endprint

摘 要：運用杭州市調研數據，選取非正規部門年投資額和其就業者教育年限作為工具變量，采用有限信息極大似然估計法研究非正規部門是否存在異質性。實證研究發現，非正規部門存在異質性。在非正規部門中，年投資額對報酬具有正向影響，且在高層非正規部門中更為顯著；其就業者教育年限在高層中對報酬呈現負向影響，在低層中對報酬呈現正向影響，二者存在明顯的異質性。

關鍵詞：非正規部門；異質性；報酬

中圖分類號：F22 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）21-0274-02

引言

非正規部門（Informal Sector）是所有具有市場行為的住戶非法人企業的合稱，包括非正規自給性企業（Informal Own-account Enterprise）和非正規雇主企業（Informal Employer Enterprise）兩種類型（EC、WB、OECD，2009）。中國主流觀點認為中國的非正規部門是正規部門不足以吸收農村剩余勞動力與釋放原有過剩勞動力的結果，是勞動力市場分割的弱勢部分。同時，由于被迫進入該生產部門，政府將非正規部門“正規化”便成為主要政策（丁金宏和冷熙亮，2001；金一虹，2006；徐林清，2008；李培林，2009）。但是從統計數據上看，非正規部門所吸引的就業人數與城鎮總就業人數之比從1978年的0.16%提升至目前的54%，并且仍呈不斷增長的趨勢。中國第二次經濟普查顯示，與2004年相比，中國國有企業與集體企業數分別減少了20.0%和44.0%，而非正規部門中的私營企業與有證照個體經營戶數分別增長了81.4%和31.4%（國家統計局，2009）。

究竟中國的非正規部門是不是正規部門并不充足的崗位提供能力的產物？非正規部門的內部生產單位是否存在異質性？非正規部門到底應該怎樣準確定位？對這些問題的探究無疑對這一在爭議中不斷擴展的生產部門極具理論和實踐意義。

一、模型和數據

（一）模型

本文將區分高層和低層非正規部門的主要標準定為報酬。據此，引入拓展的Mincer（1974）工資方程：

ln（Yi）=α0+α1Schi+α2Expi+α3lnInvesti+…+βZi+εi （1）

其中，ln（Yi）為就業者平均月報酬的對數；Schi為就業者的受教育年限；Expi為工作經驗；lnInvesti為年投資額的對數；Zi為控制個人特征的向量，包括性別、婚姻、戶籍等特征變量。

（二）數據

本研究采用面談式滿意度問卷調查方式，筆者于2013年在杭州市八個主城區隨機面訪非正規部門就業者，共發放問卷487份，其中有效問卷472份，問卷有效率為97%。

二、異質性測度

（一）整體水平

本文先進行變量的內生性檢驗，選取方法為殘差檢驗法。利用該方法對所涉及到的6個變量進行檢驗，最后發現在拓展的Mincer方程中，以教育年限作為自變量為基礎，只有年投資額是較為合理的自變量，其余的變量的殘差檢驗均為顯著不相關。

在此基礎上，利用EViews軟件進行弱工具變量檢驗。數據顯示，從第一階段弱工具檢驗結果可知，弱工具變量檢驗Cragg-Donald統計量為24.7116，大于5%偏誤下的臨界值15.50，即拒絕弱工具變量的假設。因此，本文選擇工具變量不存在弱工具變量問題。

所以，有限信息極大似然估計（Limited Information Maximum Likelihood，LIMI）方法和兩階段最小二乘（2-Stage Least Squares，2SLS）方法沒有本質區別。

最終方程為：

ln（yi）=10.0232-0.2539Schi+0.1852lnInvesti （2）

（二）同行業非正規部門異質性影響因素分析

本文在非正規部門整體報酬拓展Mincer方程的基礎上，根據報酬對被調查者進行合理“高低”分層。將月報酬在3 250元以上歸為高報酬層次，月報酬在3 250元以下歸為低報酬層次。從而得出各自層次的Mincer工資方程，系數如下表：

高層非正規部門：

ln（yhi）=1.9743-0.6182Schi+1.3489lnInvesti （3）

低層非正規部門：

ln（yli）=6.9103+0.0281Schi+0.0504lnInvesti （4）

結論

運用杭州市的調查數據，本文研究了非正規部門內部異質性的影響因素。為了克服非正規部門就業者的報酬內生性，我們用教育年限和年投資作為工具變量。檢驗表明，我們選取的工具變量不存在弱工具變量問題。因此有限信息極大似然方法（LIML）和兩階段最小二乘（2SLS）方法對弱工具變量的估計沒有本質區別，我們用這兩種方法進行工具變量估計。

研究表明，非正規部門內部并是非同質，而是存在異質性。通過殘差檢驗分析，得出教育收益率與年投資額是致使非正規部門內部分層的主要原因。其中，教育收益率的影響顯著大于年投資額的影響。

在高層非正規部門之中報酬與教育收益率呈現負相關，即教育年限越高，凈報酬越低。我們考慮到可能是由于改革開放之初，商人文化程度普遍不高，但其報酬使其中大部分處在高層非正規部門之中，所以系數呈現上述特征，但內在原因還需要更加深入的探究。高層非正規部門就業者的報酬受年投資額影響程度高，其報酬與該部門經濟效益發展更為緊密。

對于低層非正規部門就業者，教育年限越高，報酬越高，即 “高學歷，高報酬”。大多低層非正規部門就業者為雇員，而雇主在選拔人才時更傾向于學歷高應聘者。相比之下，學歷低的應聘者獲得的報酬較低。低層非正規部門就業者多為雇員，其報酬與部門發展的密切程度遠不及高層非正規部門就業者，其報酬的提升受個人自身的因素（教育水平）的影響更大。

在研究過程中還發現非正規部門的社會認同度較低，眾多就業者認為正規部門的社會認同度遠高于非正規部門就業者。對非正規部門就業者予以肯定，提升其法律保障，福利保障，并鼓勵非正規部門的被雇傭者轉化為雇傭者，積極提升其自身技能從而提高其社會認可度。

參考文獻：

[1] 徐藹婷，李金昌.非正規部門角色定位與發展機理：基于機構部門的考察[J].統計研究，2012，（6）：10-17.

[2] 郭為，秦宇，王麗.旅游非正規就業的群體特征與行業滿意度[J].旅游學刊，2012，（7）：81-90.

[3] 國家統計局.中國經濟普查年鑒（2004）[K].北京：中國統計出版社，2006.

[4] 丁金宏，冷熙亮，宋秀坤，等.中國對非正規就業概念的移植與發展[J].中國人口科學，2001，（8）.

[5] 金一虹.女性非正規就業：現狀與對策[J].河海大學學報：哲學社會科學版，2006，（1）：6-10.

[6] 徐林清.勞動力市場分割對農村勞動供給行為的影響分析[J].經濟體制改革，2008，（3）：36-39.

[7] 李培林，李煒，范雷.當前中國就業形勢的特點和變化[J].社會科學研究，2009，（2）.

[責任編輯 魏 杰]endprint

摘 要：運用杭州市調研數據，選取非正規部門年投資額和其就業者教育年限作為工具變量，采用有限信息極大似然估計法研究非正規部門是否存在異質性。實證研究發現，非正規部門存在異質性。在非正規部門中，年投資額對報酬具有正向影響，且在高層非正規部門中更為顯著；其就業者教育年限在高層中對報酬呈現負向影響，在低層中對報酬呈現正向影響，二者存在明顯的異質性。

關鍵詞：非正規部門；異質性；報酬

中圖分類號：F22 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）21-0274-02

引言

非正規部門（Informal Sector）是所有具有市場行為的住戶非法人企業的合稱，包括非正規自給性企業（Informal Own-account Enterprise）和非正規雇主企業（Informal Employer Enterprise）兩種類型（EC、WB、OECD，2009）。中國主流觀點認為中國的非正規部門是正規部門不足以吸收農村剩余勞動力與釋放原有過剩勞動力的結果，是勞動力市場分割的弱勢部分。同時，由于被迫進入該生產部門，政府將非正規部門“正規化”便成為主要政策（丁金宏和冷熙亮，2001；金一虹，2006；徐林清，2008；李培林，2009）。但是從統計數據上看，非正規部門所吸引的就業人數與城鎮總就業人數之比從1978年的0.16%提升至目前的54%，并且仍呈不斷增長的趨勢。中國第二次經濟普查顯示，與2004年相比，中國國有企業與集體企業數分別減少了20.0%和44.0%，而非正規部門中的私營企業與有證照個體經營戶數分別增長了81.4%和31.4%（國家統計局，2009）。

究竟中國的非正規部門是不是正規部門并不充足的崗位提供能力的產物？非正規部門的內部生產單位是否存在異質性？非正規部門到底應該怎樣準確定位？對這些問題的探究無疑對這一在爭議中不斷擴展的生產部門極具理論和實踐意義。

一、模型和數據

（一）模型

本文將區分高層和低層非正規部門的主要標準定為報酬。據此，引入拓展的Mincer（1974）工資方程：

ln（Yi）=α0+α1Schi+α2Expi+α3lnInvesti+…+βZi+εi （1）

其中，ln（Yi）為就業者平均月報酬的對數；Schi為就業者的受教育年限；Expi為工作經驗；lnInvesti為年投資額的對數；Zi為控制個人特征的向量，包括性別、婚姻、戶籍等特征變量。

（二）數據

本研究采用面談式滿意度問卷調查方式，筆者于2013年在杭州市八個主城區隨機面訪非正規部門就業者，共發放問卷487份，其中有效問卷472份，問卷有效率為97%。

二、異質性測度

（一）整體水平

本文先進行變量的內生性檢驗，選取方法為殘差檢驗法。利用該方法對所涉及到的6個變量進行檢驗，最后發現在拓展的Mincer方程中，以教育年限作為自變量為基礎，只有年投資額是較為合理的自變量，其余的變量的殘差檢驗均為顯著不相關。

在此基礎上，利用EViews軟件進行弱工具變量檢驗。數據顯示，從第一階段弱工具檢驗結果可知，弱工具變量檢驗Cragg-Donald統計量為24.7116，大于5%偏誤下的臨界值15.50，即拒絕弱工具變量的假設。因此，本文選擇工具變量不存在弱工具變量問題。

所以，有限信息極大似然估計（Limited Information Maximum Likelihood，LIMI）方法和兩階段最小二乘（2-Stage Least Squares，2SLS）方法沒有本質區別。

最終方程為：

ln（yi）=10.0232-0.2539Schi+0.1852lnInvesti （2）

（二）同行業非正規部門異質性影響因素分析

本文在非正規部門整體報酬拓展Mincer方程的基礎上，根據報酬對被調查者進行合理“高低”分層。將月報酬在3 250元以上歸為高報酬層次，月報酬在3 250元以下歸為低報酬層次。從而得出各自層次的Mincer工資方程，系數如下表：

高層非正規部門：

ln（yhi）=1.9743-0.6182Schi+1.3489lnInvesti （3）

低層非正規部門：

ln（yli）=6.9103+0.0281Schi+0.0504lnInvesti （4）

結論

運用杭州市的調查數據，本文研究了非正規部門內部異質性的影響因素。為了克服非正規部門就業者的報酬內生性，我們用教育年限和年投資作為工具變量。檢驗表明，我們選取的工具變量不存在弱工具變量問題。因此有限信息極大似然方法（LIML）和兩階段最小二乘（2SLS）方法對弱工具變量的估計沒有本質區別，我們用這兩種方法進行工具變量估計。

研究表明，非正規部門內部并是非同質，而是存在異質性。通過殘差檢驗分析，得出教育收益率與年投資額是致使非正規部門內部分層的主要原因。其中，教育收益率的影響顯著大于年投資額的影響。

在高層非正規部門之中報酬與教育收益率呈現負相關，即教育年限越高，凈報酬越低。我們考慮到可能是由于改革開放之初，商人文化程度普遍不高，但其報酬使其中大部分處在高層非正規部門之中，所以系數呈現上述特征，但內在原因還需要更加深入的探究。高層非正規部門就業者的報酬受年投資額影響程度高，其報酬與該部門經濟效益發展更為緊密。

對于低層非正規部門就業者，教育年限越高，報酬越高，即 “高學歷，高報酬”。大多低層非正規部門就業者為雇員，而雇主在選拔人才時更傾向于學歷高應聘者。相比之下，學歷低的應聘者獲得的報酬較低。低層非正規部門就業者多為雇員，其報酬與部門發展的密切程度遠不及高層非正規部門就業者，其報酬的提升受個人自身的因素（教育水平）的影響更大。

在研究過程中還發現非正規部門的社會認同度較低，眾多就業者認為正規部門的社會認同度遠高于非正規部門就業者。對非正規部門就業者予以肯定，提升其法律保障，福利保障，并鼓勵非正規部門的被雇傭者轉化為雇傭者，積極提升其自身技能從而提高其社會認可度。

參考文獻：

[1] 徐藹婷，李金昌.非正規部門角色定位與發展機理：基于機構部門的考察[J].統計研究，2012，（6）：10-17.

[2] 郭為，秦宇，王麗.旅游非正規就業的群體特征與行業滿意度[J].旅游學刊，2012，（7）：81-90.

[3] 國家統計局.中國經濟普查年鑒（2004）[K].北京：中國統計出版社，2006.

[4] 丁金宏，冷熙亮，宋秀坤，等.中國對非正規就業概念的移植與發展[J].中國人口科學，2001，（8）.

[5] 金一虹.女性非正規就業：現狀與對策[J].河海大學學報：哲學社會科學版，2006，（1）：6-10.

[6] 徐林清.勞動力市場分割對農村勞動供給行為的影響分析[J].經濟體制改革，2008，（3）：36-39.

[7] 李培林，李煒，范雷.當前中國就業形勢的特點和變化[J].社會科學研究，2009，（2）.

[責任編輯 魏 杰]endprint