非正規就業者的境況得到改善了么？

王慶芳+郭金興

摘要：為研究國有企業改革以來我國城鎮非正規就業者的境遇變化，本文利用1997—2011年CHNS數據庫，采用傾向得分匹配（PSM）方法，對城鎮非正規就業者和正規就業者收入差距進行實證研究。結果發現，城鎮非正規就業者與正規就業者收入存在顯著差異，且呈現不斷擴大的趨勢，尤其是有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規自雇者與正規就業者收入差距越來越大，表明我國城鎮非正規就業者的生存境遇正不斷惡化，勞動力市場向著不利于非正規就業的方向發展。這要求在勞動力市場改革中應充分考慮非正規就業者的生存空間，加大對非正規就業者的扶持力度的同時，注重非正規就業政策的差異性，減少勞動力市場扭曲對非正規就業者的影響。

關鍵詞：非正規就業；收入差距；勞動力市場分割；異質性；傾向得分匹配

中圖分類號：F2414文獻標識碼：A文章編號：1000-4149（2017）02-0116-11

DOI：103969/jissn1000-4149201702012

收稿日期：2016-06-16；修訂日期：2016-10-20

基金項目：國家社會科學基金一般項目“中國經濟劉易斯轉折的判斷與農村剩余勞動力轉移問題研究”（16BJL113）；

中國特色社會主義經濟建設協同創新中心資助。

作者簡介：王慶芳，經濟學博士，南開大學經濟學院博士后；郭金興，經濟學博士，南開大學經濟學院副教授。

一、引言

20世紀90年代中后期以來，我國城鎮勞動力市場發生了巨大變化，其中最顯著的變化是非正規就業的快速發展。按照胡鞍鋼和趙黎的估算，1995—2012年間非正規就業占城鎮總就業的比重從197%上升到60%，占全部城鎮新增就業崗位的102%（其中2個百分點是正規部門摧毀就業崗位的比率）[1]。非正規就業已經代替正規就業，成為我國城鎮就業的主要渠道和新增就業的主要來源。

非正規就業作為城鎮勞動力市場的重要組成部分，其生存和生活狀態的改善一直是各方關注的焦點。但是由于對非正規就業產生原因認知上的差異，研究者對非正規就業的生存狀態及政策取向認知產生較大的爭論，并由此形成截然相反的理論觀點。一方面，二元主義者認為非正規就業是勞動者在分割性勞動力市場下為了維持生計的生存選擇，與正規就業相比，存在“無法解釋”的收入差距，且具有勞動時間長、工作條件和穩定性差、缺乏必要的勞工保護和社會保障等“弱勢”特征，因此政府應當采取措施減少非正規就業[2-3]。另一方面，新自由主義者認為非正規就業是勞動者在競爭性勞動力市場下的自主選擇，與正規就業相比，不存在顯著的收入差距，且更具競爭性、靈活性和自主性，因此政府應鼓勵非正規就業的發展 [4-5]。

就業機會平等、同工同酬，讓每個勞動者實現“體面就業”，是勞動力市場化改革的基本方向。隨著我國勞動力市場供求關系發生轉變，勞動力要素回報開始提升，政府對于勞動者生存狀態的關注度也不斷提高。尤其是2008年以來，新《勞動法》等一系列勞動法規的出臺，以及近年來對于各項勞動者權益保障政策執行力度的加大，似乎都預示著勞動力市場正向著有利于勞動者的方向發展。但是這些轉變是否使非正規就業者的生活境遇或收入水平得到改善，尚未得到實證上的驗證，同時理論認知上的爭論也造成對于正規就業和非正規就業境遇關注界限的模糊。為此，本文將利用1997—2011年CHNS數據庫，采用傾向得分匹配（PSM）方法，從正規就業和非正規就業收入差距變動的角度，對勞動力市場化改革以來非正規就業的境遇狀況變化進行研究，并提出政策建議。

二、文獻綜述

從20世紀70年代開始，國外學者就圍繞二元主義和新自由主義理論的爭論，對正規就業與非正規就業的收入差距進行了大量的研究，但并未取得一致的結論。進入21世紀以后，隨著研究數據的豐富和計量技術的發展，國外學者沿著以下兩條主線，對這一命題進行了更為細致和深入的研究。

第一條主線是從性別、受教育程度、個體選擇性、企業規模、政府稅收等多個角度，對正規就業和非正規就業的收入差距進行考察。比如，佩岡（Pagan）通過對墨西哥的研究發現，男性勞動者的正規就業收入溢價存在，而女性勞動者的正規就業收入溢價不存在 [6]。貢（Gong）和索斯特（Soest）對墨西哥的研究也發現，正規就業收入溢價隨著受教育程度的提高而提高 [7]。巴爾甘（Bargain）和昆達（Kwenda）對巴西、南非和墨西哥的研究發現，工資分布中低端的正規就業工資溢價較高，而工資分布高端的正規就業工資溢價基本消失[8]。此外，還有一些研究發現，在控制了個人選擇性偏差、公司規模效應以及稅收因素影響之后，正規就業相對于非正規就業的工資溢價消失 [9-11]。

第二條主線是從非正規就業異質性出發，對不同類型非正規就業與正規就業的收入差距進行研究。非正規就業異質性是對非正規就業內部多樣性的研究，是近十余年來國外非正規就業問題研究的主流觀點之一。該觀點認為非正規就業既不完全是二元主義認為的由于勞動力市場分割而被迫進入的生存選擇者，也不完全是新自由主義認為的具有企業家精神的自主選擇者，而是具有這兩種特征的勞動者的集合 [12]。這類研究可以分為兩類：第一類是先驗的將非正規就業分為兩類或兩類以上，分別對其收入特征進行考察。例如，在迪莫瓦（Dimova）等人對西非的研究中，將非正規就業分為自我雇傭者和受雇者兩類，結果發現二者在人力資本回報率和工資決定等方面都有較大的差異，從而證明了非正規就業存在異質性[13]。弗洛雷斯（Flórez）對哥倫比亞的研究也發現，非正規小企業雇主、自我雇傭者和非正規受雇者也表現出不同的收入特征[14]。第二類是從不可觀測的非正規就業異質性假設出發，基于反事實分析方法，對不同類型非正規就業進行分解。甘瑟（Günther）和勞諾（Launov）利用該方法對科特迪瓦的研究發現，448%的非正規就業是低收入的生存選擇者，而552%的非正規就業是高收入的自主選擇者[15]。拉德琴科（Radchenko）對埃及的研究也發現，非正規就業與正規就業在人力資本回報、收入水平和就業選擇機制等方面存在三重異質性[16]。

與國外長期以來深入而細致的研究不同，國內對于正規就業和非正規就業收入差距的研究起步較晚，且主要集中在基于分割性勞動力市場假設的“正規就業收入溢價的存在性”的檢驗。從研究結論來看，大多數研究表明存在“無法解釋的”正規就業收入溢價，但是對勞動力市場分割強度的研究結果卻存在較大的差異。比如，常進雄和王丹楓的研究發現，正規就業和非正規就業的工資差異中8101%是由受教育程度、經驗等可觀測的人力資本要素導致的，只有1899%是由不可觀測的非市場因素導致的[17]。魏下海和余玲錚的研究則發現，753%的正規就業者和非正規就業者工資差異是由非市場因素導致的[18]。此外，吳要武的研究發現，非正規就業者的人力資本回報率并不顯著低于正規就業者，勞動力市場非正規化并沒有導致勞動力資源配置上的損失，從而支持了新自由主義的觀點[19]。

現有國內研究主要存在以下不足：第一，從研究方法上看，大多數研究采用赫克曼（Heckman）兩階段模型控制樣本的自選擇性偏差，但是倫諾克斯（Lennox）等人的研究表明該模型存在嚴重的共線性和對選擇方程模型設定的敏感問題[20]，這也是目前研究結論差異較大的原因之一。第二，大多數文獻將非正規就業作為一個整體與正規就業收入進行比較，而對非正規就業異質性關注相對較少。第三，現有文獻基本上是基于某一年數據的研究，沒有考慮勞動力市場改革的動態變化對二者收入差距的影響。

針對以上研究不足，本文將從以下角度展開研究：第一，采用傾向得分匹配方法（Propensity Score Matching，PSM）控制樣本的自選擇性偏差。較之其他方法，傾向得分匹配法不僅能夠有效控制樣本的自選擇性偏差，并能清晰地刻畫出選擇非正規就業對勞動者收入的凈影響。第二，參考弗洛雷斯

的研究[14]，將非正規就業劃分為有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規雇傭者和非正規受雇者三類，從非正規就業的異質性角度對不同類型非正規就業與正規就業收入差距進行更為細致的考察。第三，利用1997—2011年CHNS數據庫，考察國有企業改革以來非正規就業與正規就業收入差距的動態變化。

三、數據、變量與方法

1. 對非正規就業的統計界定

本文使用美國北卡羅萊納大學和中國疾病控制中心聯合發布的CHNS數據庫1997—2011年數據進行研究

CHNS數據庫分別于1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年完成了9次調查，調查范圍包括遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、河北、湖南、廣西、貴州9個省區，2011年增加了北京、上海、重慶三個直轄市。。該數據庫提供了詳盡的勞動力個體特征以及就業和收入信息，是我國目前連續調查持續時間最長的數據庫之一。為了保證足夠的樣本數量，分別對1997和2000年、2004和2006年、2009和2011年樣本進行合并，構成T1（1997 & 2000）、T2（2004 & 2006）和T3（2009 & 2011）三個時期，從而對國有企業改革以來城鎮正規就業和非正規就業收入差距的動態變化進行研究。研究對象為16—65歲之間的城鎮勞動力。

根據以往研究經驗，本文使用CHNS調查中的“你在此工作中的職位是何種類型？”和“你工作單位是何種類型？”來對正規就業和非正規就業進行區分，并與第17屆勞工統計大會（ICLS）提出的非正規就業統計框架相對應。具體方法如下：①刪除無報酬的家庭幫工以及單位職位類型不確定的樣本；②將CHNS數據庫中“無雇工的個體經營者”、“有雇工的個體經營者”、“領取工資的家庭工人”分別對應第17次ICLS大會決議框架中的“自負盈虧的個體勞動者”、“雇主”、“有貢獻的家庭工人”，劃分為非正規就業；③按照第15屆勞工統計大會（ICLS）的大會決議對非正規部門企業的劃分標準，將獨立的個體勞動者和規模在20人以下的私營企業分別作為個體經營者和小微型企業，劃分為非正規部門，將政府機關、國有企事業單位、集體企業和“三資”企業劃分為正規部門；④將在非正規部門就業的“為他人或單位工作的長期工、合同工、臨時工”對應第17次ICLS大會決議框架中的“非正規部門企業受雇者”，將在正規部門就業的臨時工對應第17次ICLS大會決議框架中的“正規部門企業非正規受雇者”，劃分為非正規就業。最終得到正規就業樣本7781個，非正規就業樣本2258個。

2. 模型設定和變量選取

建立明瑟收入方程，對非正規就業選擇對勞動者收入的影響進行研究：

其中，lnW表示勞動者收入的對數，IE表示勞動者的就業決策，Exp和Exp2分別表示工作經驗及其平方項，X表示其他控制變量。變量具體設定如下。

（1）被解釋變量（LnW）：CHNS數據庫中提供的收入數據包括工資、實物性收入、獎金和補貼等指標。考慮到除了工資以外，各類獎金和補貼也是勞動者從事工作的直接收入，且大多是以現金形式發放的，因而采用包括工資、獎金和各種補貼在內的工資性月收入作為收入指標，并以2011年為基期進行平減。

（2）解釋變量（IE）：以非正規就業虛擬變量為解釋變量，IE=1表示非正規就業，IE=0表示正規就業，并設置有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規雇傭者和非正規受雇者三個虛擬變量，對非正規就業的異質性進行考察。

（3）控制變量（X）：選取年齡（Age）、年齡平方（Age2）分別作為工作經驗及其平方的代理變量。其他控制變量包括受教育年限（Edu，按最高教育程度折算，小學畢業為6年，初中畢業為9年，高中畢業和中等技術學校、職業學校為12年，大專或大學畢業為16年，碩士及以上為19年）、性別（Gender，男性=1）、婚姻狀況（Marital，已婚=1）、戶籍（Hukou，城鎮=1）、單位性質（Firm，政府機關、國有事業單位和研究所、國有企業=1）和單位規模（Size，職工數大于100=1），以及職業（Occu）

按照CHNS調查中的“你的主要職業是什么？”設置12個虛擬變量。職業類型設置為：1高級專業技術工作者（醫生、教授、律師、建筑師、工程師等）；2一般專業技術工作者（助產士、護士、教師、編輯、攝影師等）；3管理者/行政官員/經理（廠長、政府官員、處長、司局長、行政干部及村干部等）；4辦公室一般工作人員（秘書、辦事員）；5農民、漁民、獵人；6技術工人或熟練工人（工段長、班組長、工藝工人等）；7非技術工人或熟練工人（普通工人、伐木工等）；8軍官與警官；9士兵與警察；10司機；11服務行業人員（管家、廚師、服務員、看門人、理發員、售貨員、洗衣工、保育員等）；12運動員、演員、演奏員；13其他；-9不知道。其中，13和-9為未明確標注類型。、地區（Area）和年份（Year）虛擬變量。

表1給出了主要變量的描述性統計。1997年以來，正規就業和非正規就業主要變量特征變化如下：①T1—T3時期，正規就業和非正規就業收入都有所提高，但是正規就業收入顯著高于非正規就業收入水平；②分時期看，T1時期非正規就業平均收入高于正規就業，但T2時期以后，正規就業的平均收入開始超過非正規就業的平均收入；③年齡、性別、婚姻狀況差距及變動都較小；④正規就業的平均受教育年限明顯高于非正規就業，且二者差距呈擴大趨勢；⑤非正規就業擁有城鎮戶籍的比例明顯低于正規就業，表明從農村轉移到城市就業的勞動者主要從事非正規就業。

3. 傾向得分匹配方法

勞動者受個體特征、家庭背景、社會關系等因素的影響，其選擇正規就業或非正規就業的概率并不是完全隨機的，從而使得勞動者收入決定方程中個體就業決策變量存在內生性。此時直接的OLS估計得到的非正規就業決策對收入的影響是有偏的。本文采用羅森鮑姆（Rosenbaum）和魯賓（Rubin）提出的傾向得分匹配方法（PSM）來糾正樣本的選擇性偏差[21]。PSM方法是一種基于觀測數據分析變量間因果關系并且能夠有效控制樣本選擇偏差的數據處理方法。其核心思想是：通過一定的方法（即傾向得分匹配）找到與每一個處理組（即非正規就業，IE=1）除了就業決策不同，其他方面特征相同或類似的控制組（即正規就業，IE=0）個體樣本，將其收入作為處理組個體樣本的“反事實”收入，從而最大限度地消除樣本的選擇性偏差。具體步驟如下。

首先使用Logistic回歸模型來預測每個勞動者選擇非正規就業的條件概率，即樣本的傾向得分值，具體公式如下：

其估計式為：

其中Pi表示第i個勞動者選擇非正規就業的概率，σ為估計系數，Zi為影響勞動者非正規就業選擇的變量，包括受教育年限、年齡、年齡的平方、性別、婚姻狀況、戶籍、地區虛擬變量以及年份虛擬變量，μ為誤差項。然后采用一定的匹配方法對傾向得分值進行處理，從而得到與處理組相匹配的對照組。本文選擇基于不同匹配原理的半徑匹配和核匹配兩種方法，進行對比分析。其中半徑匹配的原理是將對照組中的傾向得分與處理組樣本i的傾向得分差異小于預定常數r的樣本選定為匹配對象。核匹配的原理是通過構造核函數對對照組樣本收入進行加權，以對照組所有個體收入的加權平均值作為每個處理組樣本個體的“反事實”收入，權重與對照組個體和處理組個體傾向得分差距呈反比，該方法具有不損失樣本信息的優點。最后對匹配后的樣本進行回歸，由此確定非正規就業決策對勞動者收入的凈影響。

四、實證結果及分析

1. 正規就業和非正規就業收入差距的實證結果

首先對全部非正規就業與正規就業的收入差距進行估計。在對樣本進行傾向得分分析之前，有必要對處理組和對照組可觀測變量的差異進行檢驗，即樣本平衡性檢驗。如果檢驗結果表明存在顯著性差異，則需要對樣本進行傾向得分匹配處理，否則，沒有必要進行處理。檢驗結果顯示，匹配前樣本存在顯著的選擇性偏差，匹配后樣本的選擇性偏差不顯著，表明半徑匹配和核匹配方法有效地解決了樣本的選擇性偏差問題限于篇幅，本文沒有給出平衡性檢驗的檢驗結果，如有需要，可向作者索要。。為了對傾向得分匹配效果進行對比，同時給出了匹配前和匹配后樣本的回歸結果（見表2）。由表2前三列可知，T1時期，匹配前非正規就業回歸系數為負但不顯著，匹配后非正規就業系數顯著為負，且分別比匹配前高出64和41個百分點，表明基于未處理的原始樣本得到的估計結果在一定程度上低估了非正規就業對勞動者收入的負向影響。從匹配后的樣本回歸結果來看，T1—T3時期，非正規就業回歸系數全部為負且顯著，表明在控制樣本選擇性偏差和可觀測控制變量影響之后，非正規就業收入仍然顯著低于正規就業，證明我國城鎮勞動力市場存在“無法解釋的”正規就業收入溢價，從而支持了二元主義的關于非正規就業是“勞動者在分割性勞動力市場下的生存選擇”這一觀點。20世紀90年代中期以來，隨著城鄉勞動力流動政策的放松，大量農村剩余勞動力轉移到城鎮就業，一方面，由于正規部門的發展壯大需要時間，創造的就業崗位相對有限，大部分農民工不得不進入非正規部門就業。同時地方政府利用戶籍制度等措施對城市居民的就業機會加以保護，加劇了勞動力市場的分割性。另一方面，國有企業改革造成的大批下崗職工，不得不以“再就業”的形式進入非正規部門就業，也增加了非正規就業的貧困就業特征。

從非正規就業回歸系數的變化趨勢來看，半徑匹配下T2和T3時期非正規就業收入折價分別比T1時期高113和141個百分點，核匹配下T2和T3時期非正規就業收入折價分別比T1時期高147和149個百分點，表明城鎮非正規就業與正規就業收入差距經歷了從大幅拉大到小幅增加的變化過程，城鎮勞動力市場的分割性在加劇，與正規就業者相比，非正規就業者的生存境遇并未得到改善，甚至有所惡化。1997—2001年間，以國有企業就業為主體的正規就業正處于深度改革期，國有企業效率低下和冗員現象嚴重，導致正規就業收入水平較低，而以個體、私營企業就業為主的非正規就業剛剛進入勞動力市場獲得了較高的收入回報，因此非正規就業和正規就業收入差距較小，這與邢春冰、夏慶杰等對國有單位和非國有單位收入分配效應研究的結論相一致 [22-23]。2004年之后，隨著以“減員增效、下崗分流”為主的國有企業改革階段基本完成，市場機制對勞動力的基礎性配置作用越來越強，正規就業的人力資本回報率開始上升，但是由于我國處于典型的城鄉二元勞動力市場，以農村轉移勞動力為主的城鎮非正規就業處于“無限供給”階段，非正規就業收入增長緩慢，此時正規就業與非正規就業的收入差距開始加大，勞動力市場分割加劇。2009年之后，隨著勞動力市場的擴張和人口結構的轉變，人口紅利逐漸消失，勞動力市場“供求關系”發生逆轉，非正規就業收入也開始快速上漲，但是這一時期正規就業收入增長也較快，因此正規就業和非正規就業的收入差距非但沒有縮小，反而小幅上升。

從控制變量的回歸結果中，也可以得到城鎮勞動力市場的一些變化特征。為了便于論述，本文只對核匹配下的控制變量回歸結果進行分析。T1—T3時期，受教育年限的回歸系數分別為12%、39%和2%，表明隨著市場配置勞動力資源作用不斷增強，勞動者教育回報率得到提高

T3時期受教育年限回歸系數的降低，并不意味著受教育年限的收入效應下降，而可能是因為受教育年限與收入差距的關系并不是簡單的線性關系[24]。本文也試圖在回歸中加入受教育年限的平方項，結果顯示，T3時期的受教育年限及其平方項都顯著，而在其他時期不顯著，因此并沒有匯報這一回歸結果。。年齡回歸系數為正，年齡平方回歸系數為負，表明年齡對勞動力收入影響呈倒“U”型，且年齡的拐點分別在395、408和35歲，表明2009年之后勞動力市場收入分配機制變化對年輕人越來越有利。性別回歸系數顯著為正且T2時期大幅增加，表明2004年以來勞動力市場的性別歧視加劇。已婚勞動者的收入溢價經歷了由負到正的變化過程，表明2009年以后勞動力市場狀態更有利于已婚勞動者。城鎮戶籍收入溢價也經歷了由負到正的變化過程，表明城鄉戶籍分割效應增強

這一結果與余向華和陳雪娟的研究相一致[25]。這可能是由于勞動力市場化改革初期，農村轉移勞動力在年齡、性別等人力資本要素上具有優勢，獲得較高收入，2009年之后，隨著人口紅利的消失，農村轉移勞動力的人力資本優勢消失，城鄉戶籍分割效應開始顯現。。國有單位回歸系數從T2時期開始不顯著，表明2004年之后由單位類型導致的收入差異消失。單位規模回歸系數T3時期顯著為正，表明2009年之后企業規模效應開始顯現。總體來看，1997年以來的勞動力市場化改革，使得受教育年限、年齡等人力資本要素回報率得到提高，但是與此同時性別、婚姻狀況、戶籍和企業規模等非市場因素的分割性卻不斷增強。

2. 基于非正規就業異質性的實證結果

為了從非正規就業的異質性角度對不同類型非正規就業的生存境遇變化進行考察，本文將非正規就業分為有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規自雇者和非正規受雇者三類，分別對應小微企業主、自我雇傭者和非正規受雇者，與正規就業的收入差距進行回歸。限于篇幅，只給出了核匹配方法下的回歸結果（見表3）。從解釋變量的回歸結果來看，不同類型非正規就業與正規就業收入差距表現出較大的差異，表明我國城鎮非正規就業存在異質性。除前兩列以外，模型（3）—（9）中解釋變量的回歸系數為負且基本顯著，表明有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規自雇者和非正規受雇者收入基本都低于正規就業收入，表明即使考慮非正規就業的異質性，我國城鎮勞動力市場依然表現出較強的分割性，非正規就業是分割性勞動力市場下的生存選擇。從T3時期來看，有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規自雇者和非正規受雇者與正規就業者的收入差距依次遞增，表明城鎮勞動者收入由高到低依次為正規就業者、有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規自雇者和非正規受雇者，正規就業者和非正規受雇者的收入差距是城鎮勞動者收入分配差距的主要來源。

從變化趨勢來看，T1和T2時期，有雇工的非正規雇傭者的回歸系數顯著為正，T3時期，回歸系數則顯著為負，表明2006年之前從事小規模私營或個體自營活動的非正規雇主收入高于正規就業，但2009年之后，其收入卻開始明顯低于正規就業，勞動力市場向著不利于小微企業經營者發展的方

向轉變。這可能是由于2008年我國先后出臺了《勞動合同法》、《勞動爭議仲裁法》和《社會保險法》，加強對勞動者權益的保護，這無疑增加了小微企業的運營成本。與此同時在國際金融危機影響

下，進出口貿易受到重創，使得以外包、轉包為主的小微企業的生存環境越來越惡劣，因此非正規雇傭者收入水平顯著低于正規就業。從無雇工的非正規自雇者來看，T1時期回歸系數為負但不顯著，T2和T3時期則顯著為負，表明自我雇傭者與正規就業者的收入差距在拉大；從非正規受雇者來看，T1—T3時期，回歸系數全部顯著為負，且不斷增加，表明非正規受雇者與正規就業者的收入差距也在拉大。綜合來看，有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規自雇者和非正規受雇者與正規就業者的收入差距都基本呈擴大趨勢，表明勞動力市場的分割性在不斷增強，非正規就業者的生存境遇不斷惡化。

五、結論與啟示

本文通過對正規就業和非正規就業收入差距的研究，對1997—2011年非正規就業者的生存境遇狀況變化進行考察。結果發現，雖然隨著勞動力市場供求關系的轉變，以及政府對勞動者保護政策的強化，勞動力要素回報得到提升，但是與正規就業者相比，非正規就業者的生存境遇并未得到明顯改善，甚至處于越來越不利的地位，這一方面是由于非正規就業是分割性勞動力市場下，低收入勞動者為了維持生計的“生存選擇”，具有天然的“弱勢”特征。另一方面則反映了政府在糾正勞動力市場扭曲方面的失靈，由性別、婚姻、戶籍等非市場因素導致的勞動力市場分割性的增強，使得非正規就業在勞動力市場競爭中處于更加不利的地位。此外，有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規自雇者和非正規受雇者三種類型非正規就業與正規就業的收入差距都在拉大，反映出政府在勞動力市場政策導向上，并未充分考慮非正規就業的重要作用及發展空間，比如對小商小販等“未統計就業”、個體就業的行政管制過度，以及對小微企業扶持力度不足等，極大地壓縮了非正規就業的生存空間。

非正規就業作為城鎮勞動力市場的重要組成部分，其境遇狀況和收入水平的改善對于提升城鎮居民生活水平有重要意義。因此政府應當在促進非正規就業發展和改善非正規就業者生活境遇方面發揮積極的作用：首先，應當承認正規—非正規勞動力市場的二元分割性，以及非正規就業所具有的天然“弱勢”特征，在勞動力市場政策導向上，充分考慮非正規就業者的生存環境，加強對非正規就業的扶持力度，保障非正規就業的生存空間；其次，深化勞動力市場化改革，比如加快戶籍制度改革、減少勞動力市場性別、婚姻歧視等，減少非市場因素導致的勞動力市場扭曲對非正規就業者收入的不利影響；最后，在具體政策實施上，考慮非正規就業的異質性，注重非正規就業扶持政策的差異性，一方面通過提高“最低工資標準”等政策，提升最具“生存特征”的非正規受雇者的待遇水平，增加非正規受雇者接受教育、職業培訓等渠道，提高非正規受雇者人力資本水平，同時為其提供必要的權益保護和社會保障；另一方面加強對以非正規自雇者為主體的小微型企業的扶持力度，比如增加對小微型企業的金融和財稅支持等，同時“簡政放權”，減少對小微型企業的行政規制，為其提供良好的發展環境。

從長期來看，無論二元主義還是新自由主義理論都認為，非正規就業是經濟發展水平較低時，勞動者面對較高“正規化成本”的階段性選擇。隨著經濟發展水平的提高和制度環境的完善，為所有的勞動者提供正規化的工作環境和制度保障是勞動力市場發展的必然選擇。但從我國現階段經濟發展水平來看，在今后很長一段時間內，非正規就業依然是保障我國城鎮就業穩定和勞動者收入來源的重要渠道。隨著人口結構轉變和產業轉型升級，就業結構轉型升級和勞動力市場正規化發展也是經濟發展的必然趨勢。這要求政府在勞動力市場改革進程中，既要保障非正規就業的生存空間，提高非正規就業者的境遇狀況和收入水平，又要著力于促進勞動力結構轉型升級和非正規就業“正規化”發展。

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[責任編輯 武玉]