中國城鎮正規就業與非正規就業的工資差異演變研究
——基于非條件分位數回歸的分解方法

王學軍

（蘭州財經大學 工商管理學院，甘肅 蘭州 730101）*

·經濟管理·

中國城鎮正規就業與非正規就業的工資差異演變研究
——基于非條件分位數回歸的分解方法

王學軍

（蘭州財經大學 工商管理學院，甘肅 蘭州 730101）*

基于CHNS歷次調查的數據資料，利用非條件分位數回歸與分解方法，實證研究1989—2011年三個時期中國城鎮正規就業與非正規就業的工資差異問題。研究表明：（1）兩個就業群體間的工資差距在不斷擴大，正規就業的個體稟賦優勢在工資決定中發揮了關鍵作用；（2）正規就業與非正規就業的工資差距存在不對稱性現象，且在工資分布的末端表現明顯，符合“黏地板效應”，而造成這一現象的主要原因在于低收入群體存在較為嚴重的市場分割和就業歧視；（3）由個體稟賦所解釋的特征差異呈現上升趨勢，而由非市場因素解釋的參數差異則在不斷下降，反映出我國勞動力市場在整體上趨于公平和完善，工資的決定機制更加以市場為導向。

正規就業；非正規就業；工資差異；非條件分位數回歸

一、引言

非正規就業已經成為世界各國普遍存在的經濟現象，并在創造就業崗位方面起著極其重要的作用。在20世紀末，整個拉丁美洲新增就業崗位的80%、非洲新增就業崗位的93%，都是來源于非正規就業[1]。即使是在經濟發達的美國和日本，按照國際勞工組織（ILO）的統計，其各種形式的非正規就業也占到總就業量的30%左右。目前中國城鎮的非正規就業規模已經達到2.19億人，占全國總就業人數的28.55%，占城鎮總就業人數的60.76%[2]。

非正規就業在創造就業奇跡的同時，其消極影響也非常明顯。實際中，非正規就業人員往往收入低、工作條件差、社會保障缺乏，甚至還會受到社會的歧視，被稱之為“有工作的窮人”[3]。尤其工資上的差異，被認為是非正規就業與正規就業之間最為典型的差距[4]。在已有的文獻中，早期的國外研究成果認為，由于正規就業與非正規就業之間存在市場分割，造成同等勞動生產效率條件下，非正規就業獲得的收益回報要低于正規就業[5-7]。也有少部分國外學者持有不同的看法。例如Sangeeta和Quintin（2006）研究認為，沒有證據能夠反映出非正規就業的工資收益要低于正規就業[8]；而Tansel（2000）研究發現，女性的工資差距在正規就業和非正規就業之間并不明顯，但男性的工資在二者之間差異顯著[9]。國內有關非正規就業的討論也已經展開，但大多集中在非正規就業的概念界定、起源、影響和政策框架等定性分析[10]，鮮有對正規就業與非正規就業之間的工資差異進行實證研究。在檢索到的實證研究文獻中，吳要武（2009）分析發現，非正規就業的人力資本收益率不低于正規就業者，勞動力市場的配置效率與勞動力市場的非正規化并無必然聯系[11]。常進雄、王丹楓（2010）認為正規就業的人力資本更具有優勢，教育回報率和經驗回報率是正規就業與非正規就業之間工資差距的主因[12]。魏下海、余玲錚（2012）研究證實正規就業與非正規就業工資差異中的75.3%是市場無法解釋的，因而我國存在較為嚴重的勞動力市場分割與就業歧視現象[4]。張彥吉、秦波（2015）分析發現非正規就業者總體的小時收入和月收入并未顯著低于正規就業者，但該群體存在明顯的異質性特征[13]。

綜上可知，圍繞正規就業與非正規就業之間的工資差距問題，國內的研究成果主要是從條件均值視角來進行分析，而從工資收入分布角度進行嘗試的非常少見。事實上，在工資分布的不同位置，應該說受教育水平、工作經驗、職業類型等個體稟賦的工資回報率會有所不同，這正是本文的研究目的之一，即探尋不同位置上兩大就業群體的工資差距及其來源的差異。同時，考慮到已有研究缺乏對正規就業和非正規就業工資差異歷史演變的梳理以及差異來源變化規律的細致分析，在對二者工資差異的演變進行統計性分析的基礎上，運用非條件分位數回歸與分解方法，進一步對其影響因素、差異來源的變化情況進行深入研究，以期為政府保障不同就業群體的合法權益、合理制定收入分配政策提供參考依據。

二、研究數據與方法

（一）數據說明與描述

本文數據來源于CHNS。該數據庫中包含了詳盡的居民個體人口學特征和經濟活動等各方面信息。選取數據庫中的六次調查數據，構建1989—1991年、1997—2000年以及2009—2011年三個時期，并整理出三個時期城鎮居民的個人工資、教育背景、年齡、職業類型等信息，以此來全面地考察城鎮正規就業與非正規就業工資差異的演變趨勢[14]。

為了分析正規就業與非正規就業之間工資差異的變化狀況，首先是如何對正規就業和非正規就業進行劃分。考慮到CHNS數據指標的可識別性，同時遵從于ILO對非正規就業的界定，本文的非正規就業包括：在集體企業、國有企事業單位或者政府機關的合同工、家庭幫工、個體經營者以及臨時工；而正規就業是指為他人或單位工作的長期工。

被解釋變量為對數月工資收入，具體包括工資和各類獎金、補貼，同時使用2011年的消費價格指數（CPI）進行調整，以便于不同時期之間進行比較。另外，在解釋變量中，將教育劃分為文盲、小學、初中、高中和大學及以上共五個層次；將職業劃分為：一般藍領（非技術工人）、一般白領（辦公室一般工作人員、一般專業技術工作者）、高級藍領（熟練工人、技術工人）和高級白領（高級專業技師工作者、行政官員和管理者）共四個階層；對于工作經驗的量化，按照常見做法，量化公式為：工作經驗=實際年齡-教育年限-6。并給出了1989—1991年、1997—2000年以及2009—2011年三個不同時期城鎮正規就業與非正規就業的個體稟賦和就業情況的描述性統計結果①。

在個體特征方面，整體上我國城鎮正規就業較非正規就業者具有明顯優勢（除了工作經驗）。具體從不同方面來看：（1）受教育程度上，正規就業者遠高于非正規就業，并且二者的差距愈加明顯。以高等教育為例：在1989—1991年期間，大學及以上教育程度在正規就業者中的比率高出非正規就業6.58個百分點；在1997—2000年期間高出12.01個百分點；至2009—2011年期間，這一差距增至22.66%，反映出高端人才對正規就業的青睞越來越強。（2）工作經驗方面，在1989—2011年的三個時期,非正規就業群體具有明顯的優勢，并且其優勢還在不斷增強。（3）從職業類型來看，非正規就業者主要為一般藍領階層，就業人員以非熟練工人、非技術工人等為主，而正規就業者中的白領階層比例較大，大多數的就業人員為管理者、專業技術工人和辦公人員等。另外，伴隨我國產業結構的調整與轉型升級，在1989—2011年兩個就業群體的職業階層還呈現向上流動的態勢，即從事一般藍領工作的非技術工人越來越少。同時，在非正規就業中，從事高級藍領和白領工作人員的比重在不斷上升；而在正規就業中，高級藍領人員所占的比重總體上稍有下降，從事專業技術工人、辦公人員、管理者等崗位的人員比重迅速增加。到2009—2011年期間，超過60%的員工從事白領工作，較1989—1991年期間上升了22.10個百分點。這也說明專業技術、管理工作崗位欠缺的基本面在非正規就業群體沒有改變，同時兩個就業群體間的職業分割現象較為嚴重。

在其他個體特征指標中：（1）從性別來看，女性員工更青睞于非正規就業，同時女性員工的比重在兩個就業群體中呈現一定的下降趨勢；（2）從婚姻狀況來看，已婚勞動者構成了兩個就業群體的主體；（3）從戶籍來看，農村戶籍員工的比重在兩個就業群體中同樣呈現下降趨勢。總之，在1989—2011年的三個時期，城鎮正規就業與非正規就業之間的個體特征不僅顯著存在，而且差距還在擴大。

（二）研究方法

為了分析工資收入分布的不同位置上城鎮正規就業與非正規就業的工資差異及其來源的變化趨勢，首先，必須分離出造成二者工資差距形成的來源，即“特征差異”與“參數差異”。其中，特征差異表示由勞動者個體稟賦因素變化所引起的工資差異；而參數差異表示具有相同的個體稟賦特征的兩組就業群體因為就業類型不同而導致的工資差異，反映了勞動力市場的扭曲和歧視程度[15]。在分離的基礎上，進一步估計兩組就業群體在不同分位數上的工資差距及其來源的變化。已有文獻常用的Blinder-Oaxaca分解方法（1973）是一種均值分解，無法解決收入差異在不同位置上的特征與規律。為此，采用Firpo-Lemieux（2009）提出的反事實理論框架和非條件分位數回歸與分解估計方法，對1989—2011年三個時期我國城鎮正規就業與非正規就業的工資差距演變情況進行實證分析。

非條件分位數回歸適用于一個數據集合中任何一個分位數上的統計分布，同時良好的非條件屬性使其更具一般性。非條件分位數回歸是一種基于RIF（Re-centered Influence Function）映射函數的回歸方法，Firpo-Lemieux利用RIF回歸來對收入分布的某一個分位數上的變化進行分解[16]。考慮到本文的研究目的，采用這一回歸方法非常適用。

設隨機變量Y的分布函數為F（y）=P（Y≤y），則Y的第θ個分位數可以定義為：

（1）

在式（1）中，0<θ<1，代表回歸線以下的數據占全體數據的比例。按照Firpo-Lemieux的設定，位于θ分位數的變量Y的RIF方程表示為：

（2）

其中，fy為Y的邊際密度函數，I（?）為指示函數，其取值為0或1。對于本文設定的每個時期（1989—1991年、1997—2000年和2009—2011年），依托于RIF的非條件分位數估計結果，即得到所需的回歸方程以及反事實工資的分布，具體模型設定為：

（3）

（4）

三、估計結果與分析

（一）工資差異的描述性統計分析

表1給出了1989—1991年、1997—2000年以及2009—2011年三個時期我國城鎮正規就業與非正規就業對數工資的均值、標準差、基尼系數、泰爾指數以及JB正態檢驗的結果。由表1可知，JB正態檢驗顯示二者的工資分布并不服從正態分布。從對數工資的均值來看，在1989—2011年的不同時期，城鎮正規就業與非正規就業的工資水平都在不斷提高，但二者的工資差距越來越大。具體來說：在1989—1991年期間，正規就業的人均工資水平為非正規就業的1.35倍（e0.3025≈1.35），在1997—2000年期間為1.46倍（e0.3787≈1.46），至2009—2011年期間，這一比值擴大到1.94倍（e0.6641≈1.94）。從計算的標準差、基尼系數和泰爾指數來看，兩個就業群體內部的收入差距有一個逆轉的過程。具體來說：在1989—1991年期間，非正規就業內部收入差距還遠遠大于正規就業，但隨后非正規就業群體的內部收入差距整體上呈現縮小趨勢（先縮小后擴大），而正規就業群體的內部收入差距持續性惡化，最終正規就業群體的內部收入差距略大于非正規就業。

圖1進一步給出了兩個就業群體在不同分位數上的平均工資差異情況。由圖1可以看出，兩個就業群體間的工資差距在1989—2011年的三個不同時期里均呈現出非對稱性。正規就業的工資優勢基本呈現出單調遞減態勢，即越接近收入分布末端，收入差距越大；越接近收入分布頂端，收入差距越小。從工資分布特征來看，在工資分布頂端存在較大收入差距的現象稱之為“天花板效應”，而在工資分布末端存在較大收入差距的現象被稱之為“黏地板效應”[17]。圖1為我國城鎮正規就業與非正規就業的工資差距存在“黏地板效應”提供了事實依據。

表1 城鎮正規就業與非正規就業工資差異的描述性統計分析

圖1 城鎮正規就業與非正規就業在不同分位數上的平均工資差異

（二）非條件分位數回歸

為了進一步考察正規就業與非正規就業群體在工資決定機制上的差異，基于式（3）得到1989—1991年、1997—2000年以及2009—2011年三個時期，我國城鎮正規就業與非正規就業的非條件分位數回歸結果（見表2-表4）。作為對比，表2-表4也給出了三個時期相應的混合最小二乘法（OLS）估計結果。結果顯示：

1.受教育程度是反映人力資本的重要因素，估計結果證實了教育在正規就業與非正規就業的工資決定中起著重要的作用，而且較高教育程度對應著較高的工資收入水平，即大學及以上教育程度的邊際貢獻率最高，而小學教育程度的邊際貢獻率幾乎不顯著。將三個時期教育程度的邊際貢獻率進行縱向比較還會發現，在工資分布的不同位置，無論是正規就業還是非正規就業，各級教育水平的邊際貢獻率均呈現遞增態勢，說明教育在工資決定中的作用在逐漸增長。伴隨勞動力市場的發展與完善，人力資本因素在工資決定中的關鍵作用將進一步凸顯。例如高等教育（大學及以上學歷），在1989—2011年的不同時期，不同分位數上的邊際貢獻率在兩個就業群體之間均顯著增強（尤其是正規就業），說明高等教育對工資報酬的“信號”作用更加明顯。

2.在工資分布的不同位置，工作經驗對非正規就業群體的貢獻率均明顯高于正規就業，并且在同一就業類型內部，工資分布的分位數越高，工作經驗的貢獻率越低。這表明非正規就業者工作經驗的邊際回報率更具優勢，同時對于中低收入群體，工作經驗的積極作用更加顯著。不僅如此，通過三個時期的縱向比較也發現，無論正規就業還是非正規就業，工作經驗的影響都在逐漸減弱，甚至在2009—2011年期間，工作經驗對兩個就業群體工資的影響已經變得不再顯著。這在一定程度上說明隨著我國市場經濟的不斷發展，高收入群體的“年輕化”已經成為了一種主流趨勢。

3.從總體趨勢來看，在1989—2011年的不同時期，職業類型對工資影響的顯著性水平呈現增強趨勢，同時系數值越來越大（即對工資的邊際貢獻率越來越高），特別是高級白領的貢獻率增長尤為明顯。這就客觀上反映了職業類型正在逐漸成為決定勞動者工資收入的重要因素，而且作用力度越來越強，同時不同職業階層的收入差距呈現擴大趨勢。

4.地區間的工資差異與我國市場化改革進程和經濟地理結構密切相連。具體來說：在1989—1991年期間，中部地區的非正規就業工資水平與東部地區基本持平，西部最低；而在正規就業方面，中部地區>東部地區>西部地區。得益于沿海地理優勢和國家政策的優先扶持，上世紀90年代東部地區經濟快速發展，到1997—2000年期間，無論是正規就業還是非正規就業，東部地區的工資水平均顯著超過中西部地區。步入新世紀之后，隨著“西部大開發”和“中部崛起”戰略的深入實施，國家出臺了一系列支持中西部地區的優惠政策，使得區域間的經濟發展差距開始縮小，也使東部與中西部地區正規就業的收入差距在2009—2011年期間有所收窄，但同期非正規就業的工資差距依然擴大，這反映了國家在中西部的政策支持上，對其正規就業的影響要大于非正規就業。

5.戶籍對工資的影響在不同時期表現不一。具體來說，在1989—1991年期間，戶籍對非正規就業的工資收入影響并不明顯，而其影響主要體現在正規就業上。但隨著上世紀90年代農村勞動力不斷涌入城市，在1997—2000年期間，無論正規就業還是非正規就業，擁有城鎮戶口的勞動力其工資水平明顯高于農村戶口，且二者工資差距開始擴大。至2009—2011年期間，與上一時期相比，不同戶籍勞動力之間的收入差距呈現縮小趨勢，同時戶籍對勞動者工資的影響轉變為主要體現在非正規就業上。另外，性別間的工資差距不僅客觀存在，而且非正規就業的性別工資差距要高于正規就業，同時兩端的差距較中間位置更加明顯；婚姻變量的系數值在不同時期的各個分位數上均顯著為正，說明已婚者的工資收入要高于未婚者。

表2 城鎮正規就業與非正規就業工資的非條件分位數回歸結果（1989—1991年）

表3 城鎮正規就業與非正規就業工資的非條件分位數回歸結果（1997—2000年）

表4 城鎮正規就業與非正規就業工資的非條件分位數回歸結果（2009—2011年）

（三）非條件分位數分解

在上述估計結果的基礎上，進一步利用式（4）可以在工資分布的不同位置上分解出構成工資差異的特征差異和參數差異。具體分解結果如表5所示。可以看出：

首先，在1989—2011年的不同時期，正規就業與非正規就業工資的總差異呈現遞增趨勢。以估計的均值為例，在1989—1991年期間為0.181，在1997—2000年期間為0.216，至2009—2011年期間上升為0.301，顯示出我國城鎮正規就業與非正規就業的工資差距在不斷拉大。上世紀90年代初期，在原有的計劃經濟體制下，企業和個人均沒有工資決定權，尤其在國有企業、事業單位和政府部門工作的正規就業群體，其工資支付完全是按照政府的計劃制定，無法反映出人力資本、職業技能等因素在工資中的決定性作用[18]。隨著市場經濟體制改革的深入推進，市場機制在工資決定中的作用越來越明顯，而正規就業較高的進入門檻又使其具有明顯的人力資本優勢，因此，城鎮正規就業與非正規就業之間出現了收入差距持續擴大的局面。關于這一點也可從特征差異的變化趨勢中進一步得到佐證。特征差異反映了由勞動者個體稟賦的不同而引起的工資差異，這部分工資差異屬于“同工同酬”的合理差異。在1989—1991年期間，特征差異對總差異的解釋度為43.09%，不足一半，到了2009—2011年期間，這一解釋度已經上升到70.43%，反映出人力資本、職業類型等因素在工資決定中起著越來越重要的作用。

其次，在1989—2011年的不同時期，工資分布的分位數越低，總差異越大；分位數越高，總差異越小，符合“黏地板效應”，這與本文之前的描述性統計分析結論一致。由參數差異的分解結果可以看出，產生這一現象的主要原因在于低收入群體存在較為嚴重的勞動力市場分割和就業歧視。參數差異是指非市場因素引起的工資差異，用來衡量勞動力市場的非效率和扭曲程度。而表5分解結果顯示，在1989—2011年的不同時期，普遍存在位于工資分布末端的參數效應要大于位于工資分布頂端的參數效應，即低收入群體的收入差距主要由非市場因素引起。關于這一點在實際生活中并不難理解：因為在工資分布的末端（低收入群體），往往對應的非正規就業人員都是缺乏技術、依靠體力勞動的臨時工，他們通常工作不穩定、待遇差，最容易遭受市場歧視和經濟波動的影響，因此，相比于相同分位數上的正規就業人員必然存在明顯的工資差距。然而，對于處于工資分布頂端的非正規就業群體，他們大多是具備一定素養和技能的有雇工的個體經營者或者專業人員，這一群體中的部分員工甚至是主動選擇的非正規就業，他們的工資收入與相同分位數上的正規就業者并無明顯差距，甚至還出現個別逆轉現象[4]。

最后，將特征差異與參數差異進行對比還可以發現，在1989—1991年和1997—2000年兩個期間，從均值來看，參數差異大于特征差異，這說明在20世紀90年代正規就業群體存在一定程度的“工資溢價”。雖然正規就業與非正規就業的個體稟賦存在一定差異，并且這種差異對于兩個就業群體的工資差異起到了一定作用，但是工資差異的主要原因并非個體特征的不同。到了2009—2011年期間，特征差異則遠大于參數差異，表明進入21世紀以來，造成工資差異的主要原因是兩個就業群體的個體稟賦不同，這一差異屬于市場機制發揮作用而產生的合理差異，反映出我國勞動力市場機制整體趨于公平和完善。

表5 城鎮正規就業與非正規就業工資差異的分解結果 單位：%

注：括號內為特征差異與參數差異占總差異的比重。

四、結論與啟示

以上以歷年CHNS為基礎，利用非條件分位數回歸與分解方法，對我國1989—2011年三個時期的城鎮正規就業與非正規就業的工資差距演變進行了實證分析。結果表明：首先，正規就業與非正規就業在人力資本、職業特征等方面存在明顯差距，正規就業群體在個體特征上的優勢愈加明顯。其次，正規就業與非正規就業的工資差距在不斷擴大，而且呈現不對稱現象，越接近工資收入分布末端，收入差距越大，越接近工資收入分布頂端，收入差距越小，即存在“黏地板效應”。最后，將正規就業與非正規就業的工資差距分解為特征差異和參數差異后發現，造成二者收入差距擴大的主要原因在于正規就業的個體稟賦優勢在勞動力市場中發揮了應有的作用。同時，產生“黏地板效應”的主要原因在于低收入群體存在勞動力市場分割和就業歧視現象。另外，由個體稟賦所解釋的特征差異呈現上升趨勢，而由非市場因素解釋的參數差異則在不斷下降，表明我國的勞動力市場整體上趨于公平和完善，工資的決定機制更加以市場為導向。

正規就業和非正規就業都是我國市場經濟發展的重要組成部分，縮小二者之間的工資差距，對于實現社會的公平和公正具有重要的現實意義。綜上可以看出，我國城鎮正規就業與非正規就業的工資差距主要來源于低收入群體，即存在著“黏地板效應”，這一現象與低收入群體存在較為嚴重的勞動力市場分割和就業歧視有關。而位于工資收入分布頂端的非正規就業人員，基本可以實現“同工同酬”。因此，為了縮小二者的收入差距，推進和諧社會建設，首先，政府應將注意力更多地放在非正規就業中的低收入群體，著力降低行業就業壁壘，消除低收入群體所遭受的就業歧視，在承認非正規就業部門合法性地位和重要作用的同時，建立統一且平權的勞動力市場，實現非正規就業者“體面就業”和“有尊嚴地工作”。其次，適當控制正規就業中部分行業的薪酬水平，例如非市場化的壟斷往往造成國有企業中的正規就業者存在工資溢價，這不僅拉大了兩者的收入差距，也往往成為社會輿論關注的焦點。最后，考慮到個體稟賦差異（尤其是教育程度）是導致工資差異形成的一個重要原因，政府應該投入更多的財力來支持低收入群體的教育和職業技能培訓，并通過設立相關優惠政策或激勵機制吸引行業優秀人才從事非正規就業，以此提升非正規就業部門的生產效率，進而持續性地提高非正規就業者的工資收入水平和社會認可度。

注釋：

① 考慮到論文的篇幅和版面問題，省略了描述性統計結果的具體內容，如有需要的讀者可向作者索取。

[1] 姚宇.國外非正規就業研究綜述 [J].國外社會科學, 2008（1）：32-37.

[2] 閆海波, 陳敬良.非正規就業部門的形成機理研究：理論、實證與政策框架 [J].中國人口、資源與環境, 2013（8）：81-89.

[3] ILO.Women and men in the informal economy：a statistical picture[R].Geneva, ILO, 1972.

[4] 魏下海, 余玲錚.我國城鎮正規就業與非正規就業工資差異的實證研究[J].數量經濟技術經濟研究, 2012（1）：78-90.

[5] Mazumdar, Dipak.The urban labor market and income distribution：a study of malaysia [J].Journal of Economic Literature, 1982,7（20）：626-628.

[6] Kohn M L.Cross-national research in sociology[A].Roberts Bryan.the other working class:uncommitted labor in Britain,Spain and Mexico[C].New york:Sage Publication,1989:263-285.

[7] Pradhan, Menno & Arthur Van Soest.Formal and informal sector employment in urban areas of Bolivia [J].Labor Economic, 1995,2（11）：275-297.

[8] Pratap, Sangeeta & Erwan Quintion.Are labor markets segmented in augentina?[J].European Economic Review, 2006,10（50）：1817-1841.

[9] Tansel, Aysit.Wage earners, self employed and gender in the informal sector in Turkey[R].Policy report research on gender and development,working paper, 2000:24.

[10] 張國英.非正規就業：理論與發展[J].學術研究, 2012（8）：55-58.

[11] 吳要武.非正規就業者的未來[J].經濟研究, 2009（6）：59-69.

[12] 常進雄, 王丹楓.我國城鎮正規就業與非正規就業者的工資差異[J].數量經濟技術經濟研究, 2010（9）：94-106.

[13] 張彥吉, 秦波.城鎮正規就業與非正規就業收入差異研究[J].人口學刊, 2015（4）：92-103.

[14] 周興, 王芳.國有部門與非國有部門工資差異的演變與分解[J].經濟科學, 2013（3）：48-60.

[15] Autor D H, Katz L F, Kearney M S.Rising wage inequality：the role of composition and prices[R].NBER Working Paper,2005:11628.

[16] Firpo S, Fortin N, Lenieux T.Unconditional quantile regression[J].Econometrica,2009,3（77）：953-973.

[17] Albrecht J, Bjorklund A, Vroman S.Is there a glass ceiling in Sweden?[J].Journal of Labor Economics, 2003,3（21）：145-177.

[18] 尹志超, 甘犁.公共部門和非公共部門工資差異的實證研究[J].經濟研究, 2009（4）：129-140.

（責任編輯:漆玲瓊）

The Evolution of the Wage Differentials Between Formal and Informal Employment in China：Based on the Method of Unconditional Quantile Regression

WANG Xuejun

（SchoolofBusinessAdministration,LanzhouUniversityofFinanceandEconomics，LanzhouGansu730101,China）

Based on the CHNS data, and using the method of unconditioned quantile regression, this paper empirically studies the wage differentials between formal and informal employment in 1989—2011.The research shows that：firstly, the wage gap between the formal and informal employment is widening gradually, and the individual endowment advantage plays a proper role in the labor market.Secondly, the wage gap presents a asymmetry phenomenon, which accords with the “sticky floor effect”, and the main reason for the “sticky floor effect” is the labor market’s segmentation and employment discrimination in the low-income groups.Thirdly, the characteristics difference is increasing and the parameter difference is declining, which explains the reason for the growing income gap between formal and informal employment, and reflects the labor market tending to be more fair and perfect, and the market mechanism is stronger.

formal employment; informal employment;wage differentials;unconditional quantile regression

2016-12-20

國家自然科學基金（71503227）、甘肅省軟科學計劃研究項目（1604ZCRA027）.

王學軍（1965—），男，寧夏靈武人，蘭州財經大學工商管理學院教授，碩士生導師，研究方向：企業理論與市場營銷。

F241.4

A

1003-7217（2017）04-0089-08