劉圣源+祝瑜晗

摘 要：運(yùn)用杭州市調(diào)研數(shù)據(jù)，選取非正規(guī)部門年投資額和其就業(yè)者教育年限作為工具變量，采用有限信息極大似然估計(jì)法研究非正規(guī)部門是否存在異質(zhì)性。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)部門存在異質(zhì)性。在非正規(guī)部門中，年投資額對(duì)報(bào)酬具有正向影響，且在高層非正規(guī)部門中更為顯著；其就業(yè)者教育年限在高層中對(duì)報(bào)酬呈現(xiàn)負(fù)向影響，在低層中對(duì)報(bào)酬呈現(xiàn)正向影響，二者存在明顯的異質(zhì)性。

關(guān)鍵詞：非正規(guī)部門；異質(zhì)性；報(bào)酬

中圖分類號(hào)：F22 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2014）21-0274-02

引言

非正規(guī)部門（Informal Sector）是所有具有市場(chǎng)行為的住戶非法人企業(yè)的合稱，包括非正規(guī)自給性企業(yè)（Informal Own-account Enterprise）和非正規(guī)雇主企業(yè)（Informal Employer Enterprise）兩種類型（EC、WB、OECD，2009）。中國(guó)主流觀點(diǎn)認(rèn)為中國(guó)的非正規(guī)部門是正規(guī)部門不足以吸收農(nóng)村剩余勞動(dòng)力與釋放原有過剩勞動(dòng)力的結(jié)果，是勞動(dòng)力市場(chǎng)分割的弱勢(shì)部分。同時(shí)，由于被迫進(jìn)入該生產(chǎn)部門，政府將非正規(guī)部門“正規(guī)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(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)上看，非正規(guī)部門所吸引的就業(yè)人數(shù)與城鎮(zhèn)總就業(yè)人數(shù)之比從1978年的0.16%提升至目前的54%，并且仍呈不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)。中國(guó)第二次經(jīng)濟(jì)普查顯示，與2004年相比，中國(guó)國(guó)有企業(yè)與集體企業(yè)數(shù)分別減少了20.0%和44.0%，而非正規(guī)部門中的私營(yíng)企業(yè)與有證照個(gè)體經(jīng)營(yíng)戶數(shù)分別增長(zhǎng)了81.4%和31.4%（國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，2009）。

究竟中國(guó)的非正規(guī)部門是不是正規(guī)部門并不充足的崗位提供能力的產(chǎn)物？非正規(guī)部門的內(nèi)部生產(chǎn)單位是否存在異質(zhì)性？非正規(guī)部門到底應(yīng)該怎樣準(zhǔn)確定位？對(duì)這些問題的探究無疑對(duì)這一在爭(zhēng)議中不斷擴(kuò)展的生產(chǎn)部門極具理論和實(shí)踐意義。

一、模型和數(shù)據(jù)

（一）模型

本文將區(qū)分高層和低層非正規(guī)部門的主要標(biāo)準(zhǔn)定為報(bào)酬。據(jù)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(yè)者平均月報(bào)酬的對(duì)數(shù)；Schi為就業(yè)者的受教育年限；Expi為工作經(jīng)驗(yàn)；lnInvesti為年投資額的對(duì)數(shù)；Zi為控制個(gè)人特征的向量，包括性別、婚姻、戶籍等特征變量。

（二）數(shù)據(jù)

本研究采用面談式滿意度問卷調(diào)查方式，筆者于2013年在杭州市八個(gè)主城區(qū)隨機(jī)面訪非正規(guī)部門就業(yè)者，共發(fā)放問卷487份，其中有效問卷472份，問卷有效率為97%。

二、異質(zhì)性測(cè)度

（一）整體水平

本文先進(jìn)行變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)，選取方法為殘差檢驗(yàn)法。利用該方法對(duì)所涉及到的6個(gè)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，最后發(fā)現(xiàn)在拓展的Mincer方程中，以教育年限作為自變量為基礎(chǔ)，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(yàn)均為顯著不相關(guān)。

在此基礎(chǔ)上，利用EViews軟件進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)顯示，從第一階段弱工具檢驗(yàn)結(jié)果可知，弱工具變量檢驗(yàn)Cragg-Donald統(tǒng)計(jì)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(shè)。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(jì)（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(zhì)區(qū)別。

最終方程為：

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

（二）同行業(yè)非正規(guī)部門異質(zhì)性影響因素分析

本文在非正規(guī)部門整體報(bào)酬拓展Mincer方程的基礎(chǔ)上，根據(jù)報(bào)酬對(duì)被調(diào)查者進(jìn)行合理“高低”分層。將月報(bào)酬在3 250元以上歸為高報(bào)酬層次，月報(bào)酬在3 250元以下歸為低報(bào)酬層次。從而得出各自層次的Mincer工資方程，系數(shù)如下表：

高層非正規(guī)部門：

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

低層非正規(guī)部門：

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

結(jié)論

運(yùn)用杭州市的調(diào)查數(shù)據(jù)，本文研究了非正規(guī)部門內(nèi)部異質(zhì)性的影響因素。為了克服非正規(guī)部門就業(yè)者的報(bào)酬內(nèi)生性，我們用教育年限和年投資作為工具變量。檢驗(yàn)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(duì)弱工具變量的估計(jì)沒有本質(zhì)區(qū)別，我們用這兩種方法進(jìn)行工具變量估計(jì)。

研究表明，非正規(guī)部門內(nèi)部并是非同質(zhì)，而是存在異質(zhì)性。通過殘差檢驗(yàn)分析，得出教育收益率與年投資額是致使非正規(guī)部門內(nèi)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(guī)部門之中報(bào)酬與教育收益率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，即教育年限越高，凈報(bào)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(bào)酬使其中大部分處在高層非正規(guī)部門之中，所以系數(shù)呈現(xiàn)上述特征，但內(nèi)在原因還需要更加深入的探究。高層非正規(guī)部門就業(yè)者的報(bào)酬受年投資額影響程度高，其報(bào)酬與該部門經(jīng)濟(jì)效益發(fā)展更為緊密。

對(duì)于低層非正規(guī)部門就業(yè)者，教育年限越高，報(bào)酬越高，即 “高學(xué)歷，高報(bào)酬”。大多低層非正規(guī)部門就業(yè)者為雇員，而雇主在選拔人才時(shí)更傾向于學(xué)歷高應(yīng)聘者。相比之下，學(xué)歷低的應(yīng)聘者獲得的報(bào)酬較低。低層非正規(guī)部門就業(yè)者多為雇員，其報(bào)酬與部門發(fā)展的密切程度遠(yuǎn)不及高層非正規(guī)部門就業(yè)者，其報(bào)酬的提升受個(gè)人自身的因素（教育水平）的影響更大。

在研究過程中還發(fā)現(xiàn)非正規(guī)部門的社會(huì)認(rèn)同度較低，眾多就業(yè)者認(rèn)為正規(guī)部門的社會(huì)認(rèn)同度遠(yuǎn)高于非正規(guī)部門就業(yè)者。對(duì)非正規(guī)部門就業(yè)者予以肯定，提升其法律保障，福利保障，并鼓勵(lì)非正規(guī)部門的被雇傭者轉(zhuǎn)化為雇傭者，積極提升其自身技能從而提高其社會(huì)認(rèn)可度。

參考文獻(xiàn)：

[1] 徐藹婷，李金昌.非正規(guī)部門角色定位與發(fā)展機(jī)理：基于機(jī)構(gòu)部門的考察[J].統(tǒng)計(jì)研究，2012，（6）：10-17.

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

[3] 國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.中國(guó)經(jīng)濟(jì)普查年鑒（2004）[K].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2006.

[4] 丁金宏，冷熙亮，宋秀坤，等.中國(guó)對(duì)非正規(guī)就業(yè)概念的移植與發(fā)展[J].中國(guó)人口科學(xué)，2001，（8）.

[5] 金一虹.女性非正規(guī)就業(yè)：現(xiàn)狀與對(duì)策[J].河海大學(xué)學(xué)報(bào)：哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版，2006，（1）：6-10.

[6] 徐林清.勞動(dòng)力市場(chǎng)分割對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)供給行為的影響分析[J].經(jīng)濟(jì)體制改革，2008，（3）：36-39.

[7] 李培林，李煒，范雷.當(dāng)前中國(guó)就業(yè)形勢(shì)的特點(diǎn)和變化[J].社會(huì)科學(xué)研究，2009，（2）.

[責(zé)任編輯 魏 杰]endprint

摘 要：運(yùn)用杭州市調(diào)研數(shù)據(jù)，選取非正規(guī)部門年投資額和其就業(yè)者教育年限作為工具變量，采用有限信息極大似然估計(jì)法研究非正規(guī)部門是否存在異質(zhì)性。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)部門存在異質(zhì)性。在非正規(guī)部門中，年投資額對(duì)報(bào)酬具有正向影響，且在高層非正規(guī)部門中更為顯著；其就業(yè)者教育年限在高層中對(duì)報(bào)酬呈現(xiàn)負(fù)向影響，在低層中對(duì)報(bào)酬呈現(xiàn)正向影響，二者存在明顯的異質(zhì)性。

關(guān)鍵詞：非正規(guī)部門；異質(zhì)性；報(bào)酬

中圖分類號(hào)：F22 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2014）21-0274-02

引言

非正規(guī)部門（Informal Sector）是所有具有市場(chǎng)行為的住戶非法人企業(yè)的合稱，包括非正規(guī)自給性企業(yè)（Informal Own-account Enterprise）和非正規(guī)雇主企業(yè)（Informal Employer Enterprise）兩種類型（EC、WB、OECD，2009）。中國(guó)主流觀點(diǎn)認(rèn)為中國(guó)的非正規(guī)部門是正規(guī)部門不足以吸收農(nóng)村剩余勞動(dòng)力與釋放原有過剩勞動(dòng)力的結(jié)果，是勞動(dòng)力市場(chǎng)分割的弱勢(shì)部分。同時(shí)，由于被迫進(jìn)入該生產(chǎn)部門，政府將非正規(guī)部門“正規(guī)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(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)上看，非正規(guī)部門所吸引的就業(yè)人數(shù)與城鎮(zhèn)總就業(yè)人數(shù)之比從1978年的0.16%提升至目前的54%，并且仍呈不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)。中國(guó)第二次經(jīng)濟(jì)普查顯示，與2004年相比，中國(guó)國(guó)有企業(yè)與集體企業(yè)數(shù)分別減少了20.0%和44.0%，而非正規(guī)部門中的私營(yíng)企業(yè)與有證照個(gè)體經(jīng)營(yíng)戶數(shù)分別增長(zhǎng)了81.4%和31.4%（國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，2009）。

究竟中國(guó)的非正規(guī)部門是不是正規(guī)部門并不充足的崗位提供能力的產(chǎn)物？非正規(guī)部門的內(nèi)部生產(chǎn)單位是否存在異質(zhì)性？非正規(guī)部門到底應(yīng)該怎樣準(zhǔn)確定位？對(duì)這些問題的探究無疑對(duì)這一在爭(zhēng)議中不斷擴(kuò)展的生產(chǎn)部門極具理論和實(shí)踐意義。

一、模型和數(shù)據(jù)

（一）模型

本文將區(qū)分高層和低層非正規(guī)部門的主要標(biāo)準(zhǔn)定為報(bào)酬。據(jù)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(yè)者平均月報(bào)酬的對(duì)數(shù)；Schi為就業(yè)者的受教育年限；Expi為工作經(jīng)驗(yàn)；lnInvesti為年投資額的對(duì)數(shù)；Zi為控制個(gè)人特征的向量，包括性別、婚姻、戶籍等特征變量。

（二）數(shù)據(jù)

本研究采用面談式滿意度問卷調(diào)查方式，筆者于2013年在杭州市八個(gè)主城區(qū)隨機(jī)面訪非正規(guī)部門就業(yè)者，共發(fā)放問卷487份，其中有效問卷472份，問卷有效率為97%。

二、異質(zhì)性測(cè)度

（一）整體水平

本文先進(jìn)行變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)，選取方法為殘差檢驗(yàn)法。利用該方法對(duì)所涉及到的6個(gè)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，最后發(fā)現(xiàn)在拓展的Mincer方程中，以教育年限作為自變量為基礎(chǔ)，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(yàn)均為顯著不相關(guān)。

在此基礎(chǔ)上，利用EViews軟件進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)顯示，從第一階段弱工具檢驗(yàn)結(jié)果可知，弱工具變量檢驗(yàn)Cragg-Donald統(tǒng)計(jì)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(shè)。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(jì)（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(zhì)區(qū)別。

最終方程為：

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

（二）同行業(yè)非正規(guī)部門異質(zhì)性影響因素分析

本文在非正規(guī)部門整體報(bào)酬拓展Mincer方程的基礎(chǔ)上，根據(jù)報(bào)酬對(duì)被調(diào)查者進(jìn)行合理“高低”分層。將月報(bào)酬在3 250元以上歸為高報(bào)酬層次，月報(bào)酬在3 250元以下歸為低報(bào)酬層次。從而得出各自層次的Mincer工資方程，系數(shù)如下表：

高層非正規(guī)部門：

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

低層非正規(guī)部門：

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

結(jié)論

運(yùn)用杭州市的調(diào)查數(shù)據(jù)，本文研究了非正規(guī)部門內(nèi)部異質(zhì)性的影響因素。為了克服非正規(guī)部門就業(yè)者的報(bào)酬內(nèi)生性，我們用教育年限和年投資作為工具變量。檢驗(yàn)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(duì)弱工具變量的估計(jì)沒有本質(zhì)區(qū)別，我們用這兩種方法進(jìn)行工具變量估計(jì)。

研究表明，非正規(guī)部門內(nèi)部并是非同質(zhì)，而是存在異質(zhì)性。通過殘差檢驗(yàn)分析，得出教育收益率與年投資額是致使非正規(guī)部門內(nèi)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(guī)部門之中報(bào)酬與教育收益率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，即教育年限越高，凈報(bào)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(bào)酬使其中大部分處在高層非正規(guī)部門之中，所以系數(shù)呈現(xiàn)上述特征，但內(nèi)在原因還需要更加深入的探究。高層非正規(guī)部門就業(yè)者的報(bào)酬受年投資額影響程度高，其報(bào)酬與該部門經(jīng)濟(jì)效益發(fā)展更為緊密。

對(duì)于低層非正規(guī)部門就業(yè)者，教育年限越高，報(bào)酬越高，即 “高學(xué)歷，高報(bào)酬”。大多低層非正規(guī)部門就業(yè)者為雇員，而雇主在選拔人才時(shí)更傾向于學(xué)歷高應(yīng)聘者。相比之下，學(xué)歷低的應(yīng)聘者獲得的報(bào)酬較低。低層非正規(guī)部門就業(yè)者多為雇員，其報(bào)酬與部門發(fā)展的密切程度遠(yuǎn)不及高層非正規(guī)部門就業(yè)者，其報(bào)酬的提升受個(gè)人自身的因素（教育水平）的影響更大。

在研究過程中還發(fā)現(xiàn)非正規(guī)部門的社會(huì)認(rèn)同度較低，眾多就業(yè)者認(rèn)為正規(guī)部門的社會(huì)認(rèn)同度遠(yuǎn)高于非正規(guī)部門就業(yè)者。對(duì)非正規(guī)部門就業(yè)者予以肯定，提升其法律保障，福利保障，并鼓勵(lì)非正規(guī)部門的被雇傭者轉(zhuǎn)化為雇傭者，積極提升其自身技能從而提高其社會(huì)認(rèn)可度。

參考文獻(xiàn)：

[1] 徐藹婷，李金昌.非正規(guī)部門角色定位與發(fā)展機(jī)理：基于機(jī)構(gòu)部門的考察[J].統(tǒng)計(jì)研究，2012，（6）：10-17.

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

[3] 國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.中國(guó)經(jīng)濟(jì)普查年鑒（2004）[K].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2006.

[4] 丁金宏，冷熙亮，宋秀坤，等.中國(guó)對(duì)非正規(guī)就業(yè)概念的移植與發(fā)展[J].中國(guó)人口科學(xué)，2001，（8）.

[5] 金一虹.女性非正規(guī)就業(yè)：現(xiàn)狀與對(duì)策[J].河海大學(xué)學(xué)報(bào)：哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版，2006，（1）：6-10.

[6] 徐林清.勞動(dòng)力市場(chǎng)分割對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)供給行為的影響分析[J].經(jīng)濟(jì)體制改革，2008，（3）：36-39.

[7] 李培林，李煒，范雷.當(dāng)前中國(guó)就業(yè)形勢(shì)的特點(diǎn)和變化[J].社會(huì)科學(xué)研究，2009，（2）.

[責(zé)任編輯 魏 杰]endprint

摘 要：運(yùn)用杭州市調(diào)研數(shù)據(jù)，選取非正規(guī)部門年投資額和其就業(yè)者教育年限作為工具變量，采用有限信息極大似然估計(jì)法研究非正規(guī)部門是否存在異質(zhì)性。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)部門存在異質(zhì)性。在非正規(guī)部門中，年投資額對(duì)報(bào)酬具有正向影響，且在高層非正規(guī)部門中更為顯著；其就業(yè)者教育年限在高層中對(duì)報(bào)酬呈現(xiàn)負(fù)向影響，在低層中對(duì)報(bào)酬呈現(xiàn)正向影響，二者存在明顯的異質(zhì)性。

關(guān)鍵詞：非正規(guī)部門；異質(zhì)性；報(bào)酬

中圖分類號(hào)：F22 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2014）21-0274-02

引言

非正規(guī)部門（Informal Sector）是所有具有市場(chǎng)行為的住戶非法人企業(yè)的合稱，包括非正規(guī)自給性企業(yè)（Informal Own-account Enterprise）和非正規(guī)雇主企業(yè)（Informal Employer Enterprise）兩種類型（EC、WB、OECD，2009）。中國(guó)主流觀點(diǎn)認(rèn)為中國(guó)的非正規(guī)部門是正規(guī)部門不足以吸收農(nóng)村剩余勞動(dòng)力與釋放原有過剩勞動(dòng)力的結(jié)果，是勞動(dòng)力市場(chǎng)分割的弱勢(shì)部分。同時(shí)，由于被迫進(jìn)入該生產(chǎn)部門，政府將非正規(guī)部門“正規(guī)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(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)上看，非正規(guī)部門所吸引的就業(yè)人數(shù)與城鎮(zhèn)總就業(yè)人數(shù)之比從1978年的0.16%提升至目前的54%，并且仍呈不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)。中國(guó)第二次經(jīng)濟(jì)普查顯示，與2004年相比，中國(guó)國(guó)有企業(yè)與集體企業(yè)數(shù)分別減少了20.0%和44.0%，而非正規(guī)部門中的私營(yíng)企業(yè)與有證照個(gè)體經(jīng)營(yíng)戶數(shù)分別增長(zhǎng)了81.4%和31.4%（國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，2009）。

究竟中國(guó)的非正規(guī)部門是不是正規(guī)部門并不充足的崗位提供能力的產(chǎn)物？非正規(guī)部門的內(nèi)部生產(chǎn)單位是否存在異質(zhì)性？非正規(guī)部門到底應(yīng)該怎樣準(zhǔn)確定位？對(duì)這些問題的探究無疑對(duì)這一在爭(zhēng)議中不斷擴(kuò)展的生產(chǎn)部門極具理論和實(shí)踐意義。

一、模型和數(shù)據(jù)

（一）模型

本文將區(qū)分高層和低層非正規(guī)部門的主要標(biāo)準(zhǔn)定為報(bào)酬。據(jù)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(yè)者平均月報(bào)酬的對(duì)數(shù)；Schi為就業(yè)者的受教育年限；Expi為工作經(jīng)驗(yàn)；lnInvesti為年投資額的對(duì)數(shù)；Zi為控制個(gè)人特征的向量，包括性別、婚姻、戶籍等特征變量。

（二）數(shù)據(jù)

本研究采用面談式滿意度問卷調(diào)查方式，筆者于2013年在杭州市八個(gè)主城區(qū)隨機(jī)面訪非正規(guī)部門就業(yè)者，共發(fā)放問卷487份，其中有效問卷472份，問卷有效率為97%。

二、異質(zhì)性測(cè)度

（一）整體水平

本文先進(jìn)行變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)，選取方法為殘差檢驗(yàn)法。利用該方法對(duì)所涉及到的6個(gè)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，最后發(fā)現(xiàn)在拓展的Mincer方程中，以教育年限作為自變量為基礎(chǔ)，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(yàn)均為顯著不相關(guān)。

在此基礎(chǔ)上，利用EViews軟件進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)顯示，從第一階段弱工具檢驗(yàn)結(jié)果可知，弱工具變量檢驗(yàn)Cragg-Donald統(tǒng)計(jì)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(shè)。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(jì)（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(zhì)區(qū)別。

最終方程為：

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

（二）同行業(yè)非正規(guī)部門異質(zhì)性影響因素分析

本文在非正規(guī)部門整體報(bào)酬拓展Mincer方程的基礎(chǔ)上，根據(jù)報(bào)酬對(duì)被調(diào)查者進(jìn)行合理“高低”分層。將月報(bào)酬在3 250元以上歸為高報(bào)酬層次，月報(bào)酬在3 250元以下歸為低報(bào)酬層次。從而得出各自層次的Mincer工資方程，系數(shù)如下表：

高層非正規(guī)部門：

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

低層非正規(guī)部門：

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

結(jié)論

運(yùn)用杭州市的調(diào)查數(shù)據(jù)，本文研究了非正規(guī)部門內(nèi)部異質(zhì)性的影響因素。為了克服非正規(guī)部門就業(yè)者的報(bào)酬內(nèi)生性，我們用教育年限和年投資作為工具變量。檢驗(yàn)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(duì)弱工具變量的估計(jì)沒有本質(zhì)區(qū)別，我們用這兩種方法進(jìn)行工具變量估計(jì)。

研究表明，非正規(guī)部門內(nèi)部并是非同質(zhì)，而是存在異質(zhì)性。通過殘差檢驗(yàn)分析，得出教育收益率與年投資額是致使非正規(guī)部門內(nèi)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(guī)部門之中報(bào)酬與教育收益率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，即教育年限越高，凈報(bào)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(bào)酬使其中大部分處在高層非正規(guī)部門之中，所以系數(shù)呈現(xiàn)上述特征，但內(nèi)在原因還需要更加深入的探究。高層非正規(guī)部門就業(yè)者的報(bào)酬受年投資額影響程度高，其報(bào)酬與該部門經(jīng)濟(jì)效益發(fā)展更為緊密。

對(duì)于低層非正規(guī)部門就業(yè)者，教育年限越高，報(bào)酬越高，即 “高學(xué)歷，高報(bào)酬”。大多低層非正規(guī)部門就業(yè)者為雇員，而雇主在選拔人才時(shí)更傾向于學(xué)歷高應(yīng)聘者。相比之下，學(xué)歷低的應(yīng)聘者獲得的報(bào)酬較低。低層非正規(guī)部門就業(yè)者多為雇員，其報(bào)酬與部門發(fā)展的密切程度遠(yuǎn)不及高層非正規(guī)部門就業(yè)者，其報(bào)酬的提升受個(gè)人自身的因素（教育水平）的影響更大。

在研究過程中還發(fā)現(xiàn)非正規(guī)部門的社會(huì)認(rèn)同度較低，眾多就業(yè)者認(rèn)為正規(guī)部門的社會(huì)認(rèn)同度遠(yuǎn)高于非正規(guī)部門就業(yè)者。對(duì)非正規(guī)部門就業(yè)者予以肯定，提升其法律保障，福利保障，并鼓勵(lì)非正規(guī)部門的被雇傭者轉(zhuǎn)化為雇傭者，積極提升其自身技能從而提高其社會(huì)認(rèn)可度。

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[責(zé)任編輯 魏 杰]endprint