非正式經濟、就業與企業銷售績效
——基于世界銀行調查數據

姜玉勇

（貴州財經大學，貴州 貴陽 550025）

引言

世界勞工組織2018年的報告顯示，全球有20億人正在從事非正規就業，占全球就業人口的61%以上，其中非洲占比為85.8%，亞洲及太平洋地區和阿拉伯國家為68%左右。即使在正式部門里也存在非正式就業（如臨時工），約占全部就業的6.7%。

中國非正式就業人口中，農民工占有相當大的比重。國家統計局公布的2018年農民工監測調查報告數據顯示，2018年中國外出就業農民工總量為17266萬人，占農民工總量的59.88%。外出農民工在第二產業就業的比例為49.1%，在第三產業就業比例為50.5%。農民職業屬于正式職業還是非正式職業存在很大爭議。中國是一個人口大國，2020-2021年全球新冠疫情影響下非正式經濟對于增加就業機會和實現社會穩定至關重要。中國政府已經關注到非正式經濟在國民經濟發展中起著重要作用。2020年5月，中央文明辦明文表示不再要求將占道經營列入全國文明城市測評指標，希望通過包括地攤經濟在內的非正式經濟活動緩解就業壓力。2021年3月的政府工作報告提出就業優先政策要繼續強化，創造更多就業機會。在這種大背景下，研究非正式經濟與就業的關系十分必要。

本研究從非正式經濟與正式經濟的關系入手，從就業增長、勞動生產率變化、非正式經濟與正式經濟的競爭等幾個維度，探討非正式經濟對企業銷售績效的作用。本文目的是研究非正式經濟對企業銷售績效是起到促進作用還是抑制效應。研究意義是為國家對非正式經濟的發展采取更為寬容的策略，進而最終促進非正式經濟向正式經濟轉移提供理論依據。本文的貢獻體現在從企業層面研究非正式經濟對銷售績效的影響，通過實證分析解釋非正式經濟的作用，并有針對性地提出有關非正式經濟的政策建議。

一、文獻綜述

（一）非正式經濟概念及特點

Hart（1971，1973）、Singer和Jolly（1972）、Feige（1979）等學者提出的“非正式部門”“地下經濟”“影子經濟”“灰色經濟”“并行經濟”“黑市經濟”“第二經濟”等均屬于與非正式經濟相關概念。夏興園和廖涵（1992）、萬向東（2008）認為，地下經濟指未向政府申報和納稅、政府不能管理和控制，其收入未納入國民生產總值的經濟活動。地下經濟可以分為非法經濟、未申報經濟和未統計經濟三種類型。非正式就業是處于低層次和邊緣地位的就業[1][2]。羅伯特·紐沃夫（2012）經過對若干國家和地區數年的實地調查研究，對非正式經濟有著深刻的認識，他認為非正式經濟即D（DIY）系經濟，它具有創造性、白手起家、自謀出路、不注冊、不受監管等特征。D系經濟對經濟規范、商業規范和管理規范等提出一系列挑戰，已悄然打入公共服務領域，如撿垃圾、舊貨回收、跑摩的等[3]。Loayza（2016）認為，非正式經濟中的非正式勞動避免了監管和稅收負擔，非正式性是欠發達的一個基本特征。如果單純加大對非正式經濟的處罰力度，會帶來更嚴峻的后果：更多的失業、自謀職業和企業規模縮小[4]。黃耿志和薛德升等（2016）、吳曉華和張克克（2019）認為，城市化過程中，大部分農村剩余人口涌入城市，雖然極大地推動了城市化進程，但并未進入正式部門就業，而是進入非正式領域，且與城市失業問題關系密切[5][6]。

（二）非正式經濟與正式經濟的關系

Skenderi等（2017）對科索沃的非正式經濟與正式經濟中小企業的關系進行了研究，引用了國家戰略報告的數據，截至2012年，全球的非正式經濟占國內生產總值33%，歐盟的非正式經濟則占18.5%，非正式經濟體量非常龐大。在學術界，他們認為學者對非正式經濟的態度可以分為兩類，一類是非正式經濟扭曲了經濟指標，加劇了不公平競爭，減少了社會公共產品的產出；另一類是非正式經濟可以減少失業，且對企業數量增長的影響很小，應該得到支持[7]。劉波和李金昌（2018）從社會核算視角對非正式經濟進行了研究，他們認為正式經濟和非正式經濟之間存在著互相購買產品或服務的密切關聯關系[8]。

（三）非正式經濟的作用和影響

胡鞍鋼和楊韻新（2001）、胡鞍鋼和趙黎（2006）指出，中國改革開放以來，非正式就業發展迅猛，成為創造城鎮就業崗位的主渠道和加速城鎮化進程的重要動力。1990—2004年，城鎮非正規部門對新增非農產業GDP的貢獻達到45.9%。非正規就業是緩解我國就業壓力的重要舉措[9][10]。胡俊超（2007、2009）、黃宗智等（2010）和李明歡等（2011）對非正式經濟與就業、社會流動及社會經濟的發展、誠信規制問題等進行了研究和探討。劉偉和雍旻等（2018）對農民創業進行了研究，他們認為農民創業者更多通過生存型創業的非正式經濟實現向機會型創業的正式經濟過渡，從而在一定程度上起到緩解貧困的作用[11]。杜瑤和王忠等（2019）認為，在其他條件不變的情況下，最低工資水平影響流動人口選擇正式就業的愿望，提高最低工資水平會激勵流動人口向正式就業轉移[12]。

從已有研究可以看出，主要從非正式經濟的定義及分類、與正式經濟的關系、作用與影響等幾個方面進行探討，尚未有專門的文獻從企業視角研究非正式經濟對銷售績效產生的影響。這也是本研究的出發點和重要內容。

三、研究設計

（一）理論基礎與研究假設

本研究建立模型的理論依據主要在劃分非正式部門與正式部門邊界的基礎上，從非正式經濟與就業增長、勞動生產率增長、正式經濟與非正式經濟的競爭等幾個因素對企業銷售績效的影響進行討論。

對比非正式部門與正式部門的主要區別，可以看出正式部門的特點是具有長期雇傭合約，而非正式經濟中的人員獲得這樣的合約則極其困難。即便是高校和醫院這樣的事業單位，也通常以各種理由將應該轉為長期的合約變為短期服務協議。相關單位基于制度博弈，一般不會輕易將非正式部門的職工轉入正式部門。國內以就業方式為依據將職工分為體制內和體制外，同時將是否納入統計范圍分為規模以上企業職工和規模以下企業職工。一般情況下，將經過正式注冊，接受工商管理、稅務、技術監督和民政部門管理和監督的經濟單位稱為正式經濟的觀點是易于被接受的。除正式經濟之外的經濟模式則稱為非正式經濟或是地下經濟等。但要清晰地界定正式經濟與非正式經濟的邊界則相當困難。非正式經濟和正式經濟常常體現為你中有我、我中有你錯綜復雜的關系。如建筑公司、季節性生產的公司在施工期或生產加工期會大量雇傭臨時工，一旦工程或項目完工，短期契約則結束。正式部門的員工也會利用自己的特殊技能從事兼職，從而又具有非正式經濟的某些特征。為便于討論設定模型和變量的作用及影響范圍，本研究把正式部門以外的部門都界定為非正式部門，之后的假設也建立在該基礎之上。

（1）非正式經濟促進就業增長對企業銷售績效的影響。根據劉易斯（1958，1972）“二元經濟”中的勞動力轉移拐點（劉易斯拐點）理論，農村勞動力在向城市轉移的進程中，先經歷因勞動力過剩而無限供給階段，之后會出現勞動力短缺階段。城市化進程中勞動力轉移也遵循邊際收益判斷規律，當農村不愿再向城市提供勞動力時，即出現劉易斯拐點。當農村勞動力仍向城市轉移時，非正式就業無法避免。

改革開放以來，非正式就業成為創造城鎮就業的重要渠道。1990—2004年，全國城鎮新增就業年平均增長率為3.2%，而同期城鎮非正式就業年平均增長率為12.5%，增速是正式就業的3.9倍（胡鞍鋼和趙黎，2006）。中國經濟的不充分和不均衡發展，也為上述選擇創造了條件。非正式經濟從業者一般先從應時之需的“短工”起步，如搬運工、裝修工、護理工等，或者從最低端的模仿經商開始，利用較少的本錢成為“街頭攤販”。這使非正式就業從一開始就呈現自雇傭、自組織、自適應的特征。城市化過程中，部分職業的勞動力供應持續短缺，城市化水平越高，該類勞動力的需求就越大，城市人口分類和分層也刺激了這類需求。同時，促使人們自力更生的原因還與“自救重于他救”的價值判斷有關。利用自己的能力獲得收入會產生某種自豪感，有勞動能力的人如果只靠政府救濟度日往往有失顏面，并且對成年子女婚配有負面影響。這些因素都極大地促進人們利用一切可能的途徑實現就業，即使是非正式就業。因此，非正式經濟增長與就業增長無疑是相輔相成的。

理論上，就業增長意味著更多人員投入生產，每個人將比未就業時貢獻更多的產出。就業人數上升又意味著更多的工資收入流向勞動者，這部分收入會轉為消費，從而消化企業的消費品產出，提高居民消費水平，促進經濟良性循環。在一定程度上，消費推動了貨幣和資本流動，使整個經濟系統運轉更加順暢，從而創造更多的就業。結果可能呈現出一種非正式經濟的就業乘數效應。因此提出假設條件1：

H1：年就業增長率對企業的銷售績效有正向促進作用，年就業增長率越高，銷售績效增長越快。（世界銀行的調查數據并未區分就業增長中非正式就業和正式就業增長的比例。實際上，就業增長可能為二者共同作用的結果）

（2）非正式經濟促進勞動生產率增長對企業銷售績效的影響。非正式經濟對勞動生產率的影響可能是隱性或是間接的。非正式經濟促進經濟增長，產出增長是其中之一。根據鮑默（1967）不平衡增長理論，產出增長與勞動生產率增長正相關，其原因是當投入要素從低生產率或增長較慢的部門向高生產率或增長較快的部門轉移時，會促進經濟總生產率增長。根據夏興園（1993）、丁述磊（2017）、Amin等（2019）的研究，非正式經濟具有勞動生產率低下的特點，是一種缺乏效率的生產要素投入方式，存在嚴重的資源浪費現象[1][8]。而非正式經濟也存在著自身獨有的增長方式，當部分非正式經濟個體盈利水平不斷提高，規模不斷擴大時，這部分非正式經濟可能會向正式經濟演變。隨著資金實力增強、員工人數增加以及承接正式經濟業務或談判的需要，過去非常規的存續方式已經不能適應未來的發展。流動攤販可能申請個體工商戶營業執照，或者直接注冊公司，非正式經濟從而變成了正式經濟。丹尼森（1962）指出，勞動力從低生產率部門向高生產率部門轉移會提高整體勞動生產率。當非正式經濟完成向正式經濟的過渡時，原非正式經濟的員工即實現從低生產率部門向高生產率部門轉移，從而促進勞動生產率增長。從另一角度分析，非正式經濟在發展過程中，同樣存在技術積累和發明創新，量變最終導致質變，從而導致勞動生產率發生質的變化。

在互聯網和大數據時代，“平臺+個體戶”的生產運作方式可能會提高勞動生產率。這與非正式經濟的行業分布、就業方式、平臺技術、管控方式及擇業觀念高度相關。根據馬克思關于未來社會是自由勞動者的設計思想（馬克思恩格斯選集(第1卷)，1995年版），隨著人工智能飛速發展，非正式經濟的效率可能迎來突飛猛進的變化，企業智能化和服務化就是值得關注的現象。

勞動生產率增長意味著在更短的時間內有更多的產出，從而促進銷售績效增長，因此提出假設條件2：

H2：年勞動生產率增長率對企業銷售績效有正向促進作用，增長率越高，銷售績效增長越快。

（二）數據來源

本研究的數據來源于世界銀行于2020年最新公開的混合截面數據。世界銀行于2002—2019年對144個國家和地區進行了實地調查，每個國家或地區調查時長為一年。調查樣本2910個，調查范圍包括制造業和服務業在內的企業。根據世界銀行對該數據的說明，對調查中的每個經濟體均使用最新一年的數據，企業全球調查方法的數據使用了平均值。

理論上，企業具有體系完整的特征，但也可能與非正式經濟模式高度相關。如大量標準件工業品可以化整為零實現個體化大規模生產；工業品的小企業集群以非正式化方式實現高效率和大規模。本研究使用的世界銀行調查數據時間跨度為2002—2019年，也是中國加入WTO以后企業迅速發展和結構不斷調整的重要時期。該階段經歷過一些起伏，如2008年美國次貸危機及其后的歐洲主權債務危機對包括中國在內的全球企業產生了重大影響。經濟活動急劇動蕩期間，通常也是非正式經濟發生重大變化的時期，如世紀之交中國城市國有企業改革中大量下崗工人向臨時就業和個體戶轉化，成為當時中國非正式經濟規模迅速擴張的重要動因。

（三）變量選取及模型設定

本模型設定的因變量為樣本（均為企業，下同）中的年銷售增長率（SalesG），作為計算銷售績效的替代變量；核心自變量取年就業增長率（EmployG）和年勞動生產率增長率（ProducG）；控制變量取收入群組（IncomeG，虛擬變量，1-高收入，2-中上收入，3-低中等收入，4-低收入，用以考查不同收入發展水平的國家或地區該變量對銷售績效的影響）、區域（Region，虛擬變量，1-南亞，2-歐洲和中亞，3-撒哈拉以南的非洲，4-拉丁美洲和加勒比，5-東亞及太平洋地區，6-中東和北非，用以考查分區變量對銷售績效的影響）、將非正式經濟的競爭視為發展制約因素的正式公司百分比（Constra）、公司存續時長（Age）、引入流程創新的公司百分比（ProcessI）、為員工提供正式培訓的公司百分比（Train）。

其中：C為常量，β為系數，i為樣本，Con?trols為控制變量，ε為隨機誤差項。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

本研究對取得的數據進行了描述性分析，結果如表1所示。

表1 描述性統計表

偏度和峰度正態性檢驗結果顯示，各變量的P值均小于0.05，皆為正態分布。因變量與核心自變量的關系結合estat vif多重共線性檢驗結果，vif值均小于10，說明各變量不存在共線性（Hair，1995）。

（二）關于模型存在異方差問題的討論

本文中使用的數據為混合截面數據，可能會帶來異方差問題。在使用White方法進行異方差檢驗后，P值為0.000，拒絕原假設，因此模型中存在異方差問題，如果使用普通最小二乘法進行回歸，可能會得出有偏的估計結果，而使用適用于異方差的穩健線性回歸方法則可以解決這一問題。

（三）實證結果分析

本文采用逐個增加核心自變量和控制變量的方式對模型（1）進行系數估計，共包括6個方程，估計方法分別采用普通最小二乘法OLS和適用于異方差的穩健線性回歸方法，估計結果如表2所示。

表2 回歸結果a

根據回歸結果，從R2的逐級變化來看，當增加自變量后，R2逐漸變大，當加入所有自變量后，R2為0.840，模型擬合優度較高，說明模型整體對方差的解釋程度較高；當增加自變量后，核心自變量EmployG系數發生了較大變化；縱向對比，采用普通最小二乘法OLS和適用于異方差的穩健線性方法進行回歸，各變量系數并未發生顯著變化，標準差發生較小變化。

根據回歸結果，無論是采用最小二乘法還是穩健線性回歸方法，兩個核心自變量均在1%的水平上對企業銷售績效產生顯著正向影響，說明就業增長和勞動生產率增長率的提高可以促使企業銷售績效增長，這驗證了非正式經濟促進就業增長和勞動生產率增長率的增長從而對企業銷售績效產生拉動效應的假設。在控制變量中，所在國家或地區的收入水平、將非正式經濟的競爭視為發展制約因素的正式公司百分比以及企業存續時長，未對企業銷售績效產生顯著影響，而區域變量、引入流程創新的公司百分比、為員工提供正式培訓的公司百分比則在1%的水平上對企業銷售績效產生顯著影響。理論上，企業引入流程創新對銷售績效的影響應該是正向的，但本次回歸結果為負向，可能反映為企業引入流程創新的改革效應會對原制度下員工的工作慣性產生一定沖擊。該變量對企業銷售績效的影響可能是滯后的。

Constra對因變量SalesG影響并不顯著，反映了正式經濟未把非正式經濟的競爭視為對自身發展的主要制約因素。該結果與前人的文獻有不同之處，前人的研究表明非正式經濟增長似乎加劇了與正式經濟的競爭。非正式經濟由于未經注冊、不申報納稅、雇傭成本低，相比正式經濟擁有成本優勢，從而侵蝕了正式經濟市場份額（Amin等2019）。

現實中個體經營的非正式經濟包括低效率部門和高效率部門。換句話說，采用馬克思關于勞動生產率分為全社會勞動生產率和個別勞動生產率的分類方式（馬克思，資本論第1卷），非正式經濟的全社會勞動生產率可能是低效率的，但其個別勞動生產率則可能是高效率的。從中國國情出發，非正式部門就業人員相對正式部門的就業人員在同一就業情境下表現較高效。

（四）穩健性檢驗

本研究采用替代所有控制變量的方式進行模型的穩健性檢驗，替代的控制變量為購買固定資產的公司百分比（Assets）、企業內部私有制比例（Pri?vate）、擁有國際公認質量認證的公司百分比（QualiC）、引入新產品/服務的公司百分比（Introd?uP）、投入研發的公司百分比（RD）、高層管理者經驗（Experie）。回歸方法同上。

替代所有控制變量后進行回歸，可以看出，兩個核心自變量的方向及顯著性未發生明顯變化，擬合優度變化很小，說明模型是穩健的。

表3 穩健性檢驗回歸結果

（五）異質性問題處理

本文使用的樣本來自不同國家或地區，每個樣本就業率增長及勞動生產率增長變化可能對企業銷售績效有不同影響。因此，本文運用對收入In?comeG和分區Region虛擬變量進行分組和交乘項回歸方法，探索模型中的異質性問題。

回歸結果顯示，就業增長率與勞動生產率增長的交乘項對企業銷售績效產生顯著影響且有較低的標準誤；中上收入和低收入的國家或地區分別在5%和1%的水平上顯著，低中等國家或地區則不顯著；分區回歸結果中，歐洲和中亞、撒哈拉以南的非洲、中東和北非分別在1%、5%的水平上顯著。回歸結果不僅反映了樣本間的異質性，也反映出對于不同國家或地區，就業增長率的變化對企業銷售績效影響存在不同的邊際效應。

表4 就業增長率對企業銷售績效影響的異質性檢驗

（六）內生性檢驗及處理

模型可能存在遺漏變量、核心自變量與隨機誤差項相關等，由此會帶來內生性問題。本文在遺漏變量檢驗后，F值為28.75，P值為0.000，拒絕原假設，說明存在遺漏變量問題；采用Hausman法進行內生性檢驗，P值＜0.05，拒絕原假設，所以核心變量EmployG具有內生性。本文采用工具變量二階段估計法解決模型內生性問題。以企業中臨時工比例（workT）和為員工提供正式培訓的百分比（Train）作為EmployG的工具變量。在進行弱工具變量檢驗后，F值為57.70，大于經驗規則10，說明不存在弱工具變量問題。在此基礎上，分別采用OLS法、2SLS法、GMM法進行穩健回歸。

根據回歸結果，采用2SLS和GMM方法，核心自變量EmployG獲得比OLS更大的系數，但也產生了更大的標準誤差。對比三種回歸方法的結果，可見核心自變量EmployG和ProducG對企業銷售績效SalesG的影響一直是顯著的。

表5 就業增長率對企業銷售績效影響的內生性檢驗

五、結論與建議

（一）結論

本研究利用世界銀行2002—2019年對144個國家和地區的調查數據，通過建立模型、回歸分析，實證分析非正式經濟對企業銷售績效的影響。結果表明，非正式經濟的作用與前人文獻的結論有相同之處，同時也有一些發現：

（1）基準回歸表明，在控制收入群組、分區、競爭制約、企業存續年限等因素的前提下，非正式經濟增長因增加就業和提高勞動生產率水平而促進了企業銷售績效增長；穩健性回歸表明，在替換所有的控制變量后，核心自變量對企業銷售績效的影響仍顯著為正。

（2）異質檢驗表明，在虛擬變量中，中上收入和低收入水平的國家或地區分別在5%和1%的水平上對企業銷售績效產生顯著影響；在分區上則有50%的國家或地區在1%和5%的水平上對企業銷售績效產生顯著影響。

（3）內生性檢驗表明，在采用工具變量進行二階段回歸后，核心自變量就業增長率仍然對企業銷售績效產生顯著促進效應。

（二）建議

第一，政府應對非正式經濟的發展采取更多的包容。城市化過程中，農村剩余勞動力以非正式經濟途徑介入工業化或商業化，促進了經濟增長，驗證了“無工不富、無商不活”的經濟理論。非正式經濟通過促進就業、減少失業率、與正式經濟形成互補關系等，促進了經濟增長。

由于政府對正式經濟稅收和社保制度的機制約束，企業基于利潤追求，會尋求能夠保證產品和服務質量的經營模式，所以外包就成為許多正式組織降低生產成本的選擇。在不同國家和不同時期，外包到底層形成非正式經濟，帶來的好處一是淡化稅負和社保約束；二是正式經濟與非正式經濟之間的有效互動使相關業務得以有效運行。非正式經濟可以享受不注冊、少監管、低成本帶來的收益；正式經濟則可以享受重大項目投標、簽約和擴大經營規模的好處，二者共生共存。

第二，政府應引導非正式經濟向正式化和健康化發展。非正式經濟對國家和社會公共職能也做出了一定的貢獻。首先，非正式經濟在原料采購的支付內包含了原料供應方應交的相關稅收，如果該類交易不成立，這類稅收也難以實現；其次，非正式經濟解決了自我就業的問題，減少了政府財政有關失業救濟的支出；最后，說非正式經濟的職業內訓機制減少了政府就業技能培訓的支出。從某種意義上看，在未來具有高度不確定的情境下，非正式經濟對穩定社會和發展經濟至關重要。

非正式經濟的運作因常常游離于政府監管之外，相比正式經濟存在諸多不規范甚至會給消費者帶來一定的損害。就飲食業而言，路邊攤食品的衛生狀況常常為人們所擔心。政府在注意到非正式經濟能夠增加就業，促進社會穩定的同時，也應該采取引導措施，指引非正式經濟向正式化和健康化發展。正式化和健康化的非正式經濟一般不會對正式經濟形成威脅，真正對正式經濟形成威脅的是假貨經濟。假貨經濟對正式經濟和非正式經濟都是充滿惡意的攪局者和破壞者，不僅給正式經濟造成損失，也給非正式經濟帶來更多的歧視。

第三，政府應采取措施促進非正式經濟向正式經濟轉移。非正式經濟對就業的貢獻大于稅收貢獻。非正式經濟往往與非稅經濟相關，國家之所以在一定程度上允許這種經濟形式存在，即因其就業貢獻大于稅收貢獻。將新增非正式就業收入與新增政府失業救濟的邊際支出進行比較，若前者大于后者，政府就應該鼓勵非正式經濟的存在和發展，這也是未來的研究方向之一。

理論上，非正式經濟的結果有兩種，一種是非正式經濟的經營者發現可以實現更高收益的途徑或方式，從而離開該行業，其所從事的非正式經營自然消亡；另一種是隨著生產規模的擴大，非正式運營不再滿足持續運營的需要，從而實現向正式經濟轉移。無論是對社會還是對政府而言，非正式經濟向正式經濟轉移都是非常理想的狀態，也是非正式經濟最好的結局。一方面，可以更好地解決就業問題，穩定社會；另一方面，可以增加國家稅收收入。基于非正式經濟與正式經濟形成的互補關系，政府應引導非正式經濟向正式經濟過渡，增加注冊公司數量，從而利于稅收的征收和監管。政府采取措施促進非正式經濟向正式經濟轉移應成為一項長期策略。