王學(xué)軍

（蘭州財經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，甘肅 蘭州 730101）*

·經(jīng)濟(jì)管理·

中國城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差異演變研究
——基于非條件分位數(shù)回歸的分解方法

王學(xué)軍

（蘭州財經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，甘肅 蘭州 730101）*

基于CHNS歷次調(diào)查的數(shù)據(jù)資料，利用非條件分位數(shù)回歸與分解方法，實證研究1989—2011年三個時期中國城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差異問題。研究表明：（1）兩個就業(yè)群體間的工資差距在不斷擴(kuò)大，正規(guī)就業(yè)的個體稟賦優(yōu)勢在工資決定中發(fā)揮了關(guān)鍵作用；（2）正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差距存在不對稱性現(xiàn)象，且在工資分布的末端表現(xiàn)明顯，符合“黏地板效應(yīng)”，而造成這一現(xiàn)象的主要原因在于低收入群體存在較為嚴(yán)重的市場分割和就業(yè)歧視；（3）由個體稟賦所解釋的特征差異呈現(xiàn)上升趨勢，而由非市場因素解釋的參數(shù)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(jī)制更加以市場為導(dǎo)向。

正規(guī)就業(yè)；非正規(guī)就業(yè)；工資差異；非條件分位數(shù)回歸

一、引言

非正規(guī)就業(yè)已經(jīng)成為世界各國普遍存在的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，并在創(chuàng)造就業(yè)崗位方面起著極其重要的作用。在20世紀(jì)末，整個拉丁美洲新增就業(yè)崗位的80%、非洲新增就業(yè)崗位的93%，都是來源于非正規(guī)就業(yè)[1]。即使是在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的美國和日本，按照國際勞工組織（ILO）的統(tǒng)計，其各種形式的非正規(guī)就業(yè)也占到總就業(yè)量的30%左右。目前中國城鎮(zhèn)的非正規(guī)就業(yè)規(guī)模已經(jīng)達(dá)到2.19億人，占全國總就業(yè)人數(shù)的28.55%，占城鎮(zhèn)總就業(yè)人數(shù)的60.76%[2]。

非正規(guī)就業(yè)在創(chuàng)造就業(yè)奇跡的同時，其消極影響也非常明顯。實際中，非正規(guī)就業(yè)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(rèn)為是非正規(guī)就業(yè)與正規(guī)就業(yè)之間最為典型的差距[4]。在已有的文獻(xiàn)中，早期的國外研究成果認(rèn)為，由于正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)之間存在市場分割，造成同等勞動生產(chǎn)效率條件下，非正規(guī)就業(yè)獲得的收益回報要低于正規(guī)就業(yè)[5-7]。也有少部分國外學(xué)者持有不同的看法。例如Sangeeta和Quintin（2006）研究認(rèn)為，沒有證據(jù)能夠反映出非正規(guī)就業(yè)的工資收益要低于正規(guī)就業(yè)[8]；而Tansel（2000）研究發(fā)現(xiàn)，女性的工資差距在正規(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)之間并不明顯，但男性的工資在二者之間差異顯著[9]。國內(nèi)有關(guān)非正規(guī)就業(yè)的討論也已經(jīng)展開，但大多集中在非正規(guī)就業(yè)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(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)之間的工資差異進(jìn)行實證研究。在檢索到的實證研究文獻(xiàn)中，吳要武（2009）分析發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)就業(yè)的人力資本收益率不低于正規(guī)就業(yè)者，勞動力市場的配置效率與勞動力市場的非正規(guī)化并無必然聯(lián)系[11]。常進(jìn)雄、王丹楓（2010）認(rèn)為正規(guī)就業(yè)的人力資本更具有優(yōu)勢，教育回報率和經(jīng)驗回報率是正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)之間工資差距的主因[12]。魏下海、余玲錚（2012）研究證實正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)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(yán)重的勞動力市場分割與就業(yè)歧視現(xiàn)象[4]。張彥吉、秦波（2015）分析發(fā)現(xiàn)非正規(guī)就業(yè)者總體的小時收入和月收入并未顯著低于正規(guī)就業(yè)者，但該群體存在明顯的異質(zhì)性特征[13]。

綜上可知，圍繞正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)之間的工資差距問題，國內(nèi)的研究成果主要是從條件均值視角來進(jìn)行分析，而從工資收入分布角度進(jìn)行嘗試的非常少見。事實上，在工資分布的不同位置，應(yīng)該說受教育水平、工作經(jīng)驗、職業(yè)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(yè)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(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)工資差異歷史演變的梳理以及差異來源變化規(guī)律的細(xì)致分析，在對二者工資差異的演變進(jìn)行統(tǒng)計性分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用非條件分位數(shù)回歸與分解方法，進(jìn)一步對其影響因素、差異來源的變化情況進(jìn)行深入研究，以期為政府保障不同就業(yè)群體的合法權(quán)益、合理制定收入分配政策提供參考依據(jù)。

二、研究數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)說明與描述

本文數(shù)據(jù)來源于CHNS。該數(shù)據(jù)庫中包含了詳盡的居民個體人口學(xué)特征和經(jīng)濟(jì)活動等各方面信息。選取數(shù)據(jù)庫中的六次調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)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(zhèn)居民的個人工資、教育背景、年齡、職業(yè)類型等信息，以此來全面地考察城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資差異的演變趨勢[14]。

為了分析正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)之間工資差異的變化狀況，首先是如何對正規(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)進(jìn)行劃分?？紤]到CHNS數(shù)據(jù)指標(biāo)的可識別性，同時遵從于ILO對非正規(guī)就業(yè)的界定，本文的非正規(guī)就業(yè)包括：在集體企業(yè)、國有企事業(yè)單位或者政府機(jī)關(guān)的合同工、家庭幫工、個體經(jīng)營者以及臨時工；而正規(guī)就業(yè)是指為他人或單位工作的長期工。

被解釋變量為對數(shù)月工資收入，具體包括工資和各類獎金、補(bǔ)貼，同時使用2011年的消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）進(jìn)行調(diào)整，以便于不同時期之間進(jìn)行比較。另外，在解釋變量中，將教育劃分為文盲、小學(xué)、初中、高中和大學(xué)及以上共五個層次；將職業(yè)劃分為：一般藍(lán)領(lǐng)（非技術(shù)工人）、一般白領(lǐng)（辦公室一般工作人員、一般專業(yè)技術(shù)工作者）、高級藍(lán)領(lǐng)（熟練工人、技術(shù)工人）和高級白領(lǐng)（高級專業(yè)技師工作者、行政官員和管理者）共四個階層；對于工作經(jīng)驗的量化，按照常見做法，量化公式為：工作經(jīng)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(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的個體稟賦和就業(yè)情況的描述性統(tǒng)計結(jié)果①。

在個體特征方面，整體上我國城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)較非正規(guī)就業(yè)者具有明顯優(yōu)勢（除了工作經(jīng)驗）。具體從不同方面來看：（1）受教育程度上，正規(guī)就業(yè)者遠(yuǎn)高于非正規(guī)就業(yè)，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(xué)及以上教育程度在正規(guī)就業(yè)者中的比率高出非正規(guī)就業(yè)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(guī)就業(yè)的青睞越來越強(qiáng)。（2）工作經(jīng)驗方面，在1989—2011年的三個時期,非正規(guī)就業(yè)群體具有明顯的優(yōu)勢，并且其優(yōu)勢還在不斷增強(qiáng)。（3）從職業(yè)類型來看，非正規(guī)就業(yè)者主要為一般藍(lán)領(lǐng)階層，就業(yè)人員以非熟練工人、非技術(shù)工人等為主，而正規(guī)就業(yè)者中的白領(lǐng)階層比例較大，大多數(shù)的就業(yè)人員為管理者、專業(yè)技術(shù)工人和辦公人員等。另外，伴隨我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與轉(zhuǎn)型升級，在1989—2011年兩個就業(yè)群體的職業(yè)階層還呈現(xiàn)向上流動的態(tài)勢，即從事一般藍(lán)領(lǐng)工作的非技術(shù)工人越來越少。同時，在非正規(guī)就業(yè)中，從事高級藍(lán)領(lǐng)和白領(lǐng)工作人員的比重在不斷上升；而在正規(guī)就業(yè)中，高級藍(lán)領(lǐng)人員所占的比重總體上稍有下降，從事專業(yè)技術(shù)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(lǐng)工作，較1989—1991年期間上升了22.10個百分點。這也說明專業(yè)技術(shù)、管理工作崗位欠缺的基本面在非正規(guī)就業(yè)群體沒有改變，同時兩個就業(yè)群體間的職業(yè)分割現(xiàn)象較為嚴(yán)重。

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

（二）研究方法

為了分析工資收入分布的不同位置上城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)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(shù)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(shù)差異表示具有相同的個體稟賦特征的兩組就業(yè)群體因為就業(yè)類型不同而導(dǎo)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(chǔ)上，進(jìn)一步估計兩組就業(yè)群體在不同分位數(shù)上的工資差距及其來源的變化。已有文獻(xiàn)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(guī)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(shù)回歸與分解估計方法，對1989—2011年三個時期我國城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差距演變情況進(jìn)行實證分析。

非條件分位數(shù)回歸適用于一個數(shù)據(jù)集合中任何一個分位數(shù)上的統(tǒng)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(shù)回歸是一種基于RIF（Re-centered Influence Function）映射函數(shù)的回歸方法，F(xiàn)irpo-Lemieux利用RIF回歸來對收入分布的某一個分位數(shù)上的變化進(jìn)行分解[16]?？紤]到本文的研究目的，采用這一回歸方法非常適用。

設(shè)隨機(jī)變量Y的分布函數(shù)為F（y）=P（Y≤y），則Y的第θ個分位數(shù)可以定義為：

（1）

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

（2）

其中，fy為Y的邊際密度函數(shù)，I（?）為指示函數(shù)，其取值為0或1。對于本文設(shè)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(shù)估計結(jié)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(shè)定為：

（3）

（4）

三、估計結(jié)果與分析

（一）工資差異的描述性統(tǒng)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(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)對數(shù)工資的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)以及JB正態(tài)檢驗的結(jié)果。由表1可知，JB正態(tài)檢驗顯示二者的工資分布并不服從正態(tài)分布。從對數(shù)工資的均值來看，在1989—2011年的不同時期，城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)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(guī)就業(yè)的人均工資水平為非正規(guī)就業(yè)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(kuò)大到1.94倍（e0.6641≈1.94）。從計算的標(biāo)準(zhǔn)差、基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)來看，兩個就業(yè)群體內(nèi)部的收入差距有一個逆轉(zhuǎn)的過程。具體來說：在1989—1991年期間，非正規(guī)就業(yè)內(nèi)部收入差距還遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于正規(guī)就業(yè)，但隨后非正規(guī)就業(yè)群體的內(nèi)部收入差距整體上呈現(xiàn)縮小趨勢（先縮小后擴(kuò)大），而正規(guī)就業(yè)群體的內(nèi)部收入差距持續(xù)性惡化，最終正規(guī)就業(yè)群體的內(nèi)部收入差距略大于非正規(guī)就業(yè)。

圖1進(jìn)一步給出了兩個就業(yè)群體在不同分位數(shù)上的平均工資差異情況。由圖1可以看出，兩個就業(yè)群體間的工資差距在1989—2011年的三個不同時期里均呈現(xiàn)出非對稱性。正規(guī)就業(yè)的工資優(yōu)勢基本呈現(xiàn)出單調(diào)遞減態(tài)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(xiàn)象稱之為“天花板效應(yīng)”，而在工資分布末端存在較大收入差距的現(xiàn)象被稱之為“黏地板效應(yīng)”[17]。圖1為我國城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差距存在“黏地板效應(yīng)”提供了事實依據(jù)。

表1 城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資差異的描述性統(tǒng)計分析

圖1 城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)在不同分位數(shù)上的平均工資差異

（二）非條件分位數(shù)回歸

為了進(jìn)一步考察正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)群體在工資決定機(jī)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(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的非條件分位數(shù)回歸結(jié)果（見表2-表4）。作為對比，表2-表4也給出了三個時期相應(yīng)的混合最小二乘法（OLS）估計結(jié)果。結(jié)果顯示：

1.受教育程度是反映人力資本的重要因素，估計結(jié)果證實了教育在正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資決定中起著重要的作用，而且較高教育程度對應(yīng)著較高的工資收入水平，即大學(xué)及以上教育程度的邊際貢獻(xiàn)率最高，而小學(xué)教育程度的邊際貢獻(xiàn)率幾乎不顯著。將三個時期教育程度的邊際貢獻(xiàn)率進(jìn)行縱向比較還會發(fā)現(xiàn)，在工資分布的不同位置，無論是正規(guī)就業(yè)還是非正規(guī)就業(yè)，各級教育水平的邊際貢獻(xiàn)率均呈現(xiàn)遞增態(tài)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(fā)展與完善，人力資本因素在工資決定中的關(guān)鍵作用將進(jìn)一步凸顯。例如高等教育（大學(xué)及以上學(xué)歷），在1989—2011年的不同時期，不同分位數(shù)上的邊際貢獻(xiàn)率在兩個就業(yè)群體之間均顯著增強(qiáng)（尤其是正規(guī)就業(yè)），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(jīng)驗對非正規(guī)就業(yè)群體的貢獻(xiàn)率均明顯高于正規(guī)就業(yè)，并且在同一就業(yè)類型內(nèi)部，工資分布的分位數(shù)越高，工作經(jīng)驗的貢獻(xiàn)率越低。這表明非正規(guī)就業(yè)者工作經(jīng)驗的邊際回報率更具優(yōu)勢，同時對于中低收入群體，工作經(jīng)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(fā)現(xiàn)，無論正規(guī)就業(yè)還是非正規(guī)就業(yè)，工作經(jīng)驗的影響都在逐漸減弱，甚至在2009—2011年期間，工作經(jīng)驗對兩個就業(yè)群體工資的影響已經(jīng)變得不再顯著。這在一定程度上說明隨著我國市場經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，高收入群體的“年輕化”已經(jīng)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(yè)類型對工資影響的顯著性水平呈現(xiàn)增強(qiáng)趨勢，同時系數(shù)值越來越大（即對工資的邊際貢獻(xiàn)率越來越高），特別是高級白領(lǐng)的貢獻(xiàn)率增長尤為明顯。這就客觀上反映了職業(yè)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(qiáng)，同時不同職業(yè)階層的收入差距呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢。

4.地區(qū)間的工資差異與我國市場化改革進(jìn)程和經(jīng)濟(jì)地理結(jié)構(gòu)密切相連。具體來說：在1989—1991年期間，中部地區(qū)的非正規(guī)就業(yè)工資水平與東部地區(qū)基本持平，西部最低；而在正規(guī)就業(yè)方面，中部地區(qū)>東部地區(qū)>西部地區(qū)。得益于沿海地理優(yōu)勢和國家政策的優(yōu)先扶持，上世紀(jì)90年代東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，到1997—2000年期間，無論是正規(guī)就業(yè)還是非正規(guī)就業(yè)，東部地區(qū)的工資水平均顯著超過中西部地區(qū)。步入新世紀(jì)之后，隨著“西部大開發(fā)”和“中部崛起”戰(zhàn)略的深入實施，國家出臺了一系列支持中西部地區(qū)的優(yōu)惠政策，使得區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距開始縮小，也使東部與中西部地區(qū)正規(guī)就業(yè)的收入差距在2009—2011年期間有所收窄，但同期非正規(guī)就業(yè)的工資差距依然擴(kuò)大，這反映了國家在中西部的政策支持上，對其正規(guī)就業(yè)的影響要大于非正規(guī)就業(yè)。

5.戶籍對工資的影響在不同時期表現(xiàn)不一。具體來說，在1989—1991年期間，戶籍對非正規(guī)就業(yè)的工資收入影響并不明顯，而其影響主要體現(xiàn)在正規(guī)就業(yè)上。但隨著上世紀(jì)90年代農(nóng)村勞動力不斷涌入城市，在1997—2000年期間，無論正規(guī)就業(yè)還是非正規(guī)就業(yè)，擁有城鎮(zhèn)戶口的勞動力其工資水平明顯高于農(nóng)村戶口，且二者工資差距開始擴(kuò)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(xiàn)縮小趨勢，同時戶籍對勞動者工資的影響轉(zhuǎn)變?yōu)橹饕w現(xiàn)在非正規(guī)就業(yè)上。另外，性別間的工資差距不僅客觀存在，而且非正規(guī)就業(yè)的性別工資差距要高于正規(guī)就業(yè)，同時兩端的差距較中間位置更加明顯；婚姻變量的系數(shù)值在不同時期的各個分位數(shù)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(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資的非條件分位數(shù)回歸結(jié)果（1989—1991年）

表3 城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資的非條件分位數(shù)回歸結(jié)果（1997—2000年）

表4 城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資的非條件分位數(shù)回歸結(jié)果（2009—2011年）

（三）非條件分位數(shù)分解

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

首先，在1989—2011年的不同時期，正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資的總差異呈現(xiàn)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(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差距在不斷拉大。上世紀(jì)90年代初期，在原有的計劃經(jīng)濟(jì)體制下，企業(yè)和個人均沒有工資決定權(quán)，尤其在國有企業(yè)、事業(yè)單位和政府部門工作的正規(guī)就業(yè)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(yè)技能等因素在工資中的決定性作用[18]。隨著市場經(jīng)濟(jì)體制改革的深入推進(jìn)，市場機(jī)制在工資決定中的作用越來越明顯，而正規(guī)就業(yè)較高的進(jìn)入門檻又使其具有明顯的人力資本優(yōu)勢，因此，城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)之間出現(xiàn)了收入差距持續(xù)擴(kuò)大的局面。關(guān)于這一點也可從特征差異的變化趨勢中進(jìn)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(jīng)上升到70.43%，反映出人力資本、職業(yè)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(shù)越低，總差異越大；分位數(shù)越高，總差異越小，符合“黏地板效應(yīng)”，這與本文之前的描述性統(tǒng)計分析結(jié)論一致。由參數(shù)差異的分解結(jié)果可以看出，產(chǎn)生這一現(xiàn)象的主要原因在于低收入群體存在較為嚴(yán)重的勞動力市場分割和就業(yè)歧視。參數(shù)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(jié)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(shù)效應(yīng)要大于位于工資分布頂端的參數(shù)效應(yīng)，即低收入群體的收入差距主要由非市場因素引起。關(guān)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(yīng)的非正規(guī)就業(yè)人員都是缺乏技術(shù)、依靠體力勞動的臨時工，他們通常工作不穩(wěn)定、待遇差，最容易遭受市場歧視和經(jīng)濟(jì)波動的影響，因此，相比于相同分位數(shù)上的正規(guī)就業(yè)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(guī)就業(yè)群體，他們大多是具備一定素養(yǎng)和技能的有雇工的個體經(jīng)營者或者專業(yè)人員，這一群體中的部分員工甚至是主動選擇的非正規(guī)就業(yè)，他們的工資收入與相同分位數(shù)上的正規(guī)就業(yè)者并無明顯差距，甚至還出現(xiàn)個別逆轉(zhuǎn)現(xiàn)象[4]。

最后，將特征差異與參數(shù)差異進(jìn)行對比還可以發(fā)現(xiàn)，在1989—1991年和1997—2000年兩個期間，從均值來看，參數(shù)差異大于特征差異，這說明在20世紀(jì)90年代正規(guī)就業(yè)群體存在一定程度的“工資溢價”。雖然正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的個體稟賦存在一定差異，并且這種差異對于兩個就業(yè)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(yuǎn)大于參數(shù)差異，表明進(jìn)入21世紀(jì)以來，造成工資差異的主要原因是兩個就業(yè)群體的個體稟賦不同，這一差異屬于市場機(jī)制發(fā)揮作用而產(chǎn)生的合理差異，反映出我國勞動力市場機(jī)制整體趨于公平和完善。

表5 城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資差異的分解結(jié)果 單位：%

注：括號內(nèi)為特征差異與參數(shù)差異占總差異的比重。

四、結(jié)論與啟示

以上以歷年CHNS為基礎(chǔ)，利用非條件分位數(shù)回歸與分解方法，對我國1989—2011年三個時期的城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差距演變進(jìn)行了實證分析。結(jié)果表明：首先，正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)在人力資本、職業(yè)特征等方面存在明顯差距，正規(guī)就業(yè)群體在個體特征上的優(yōu)勢愈加明顯。其次，正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差距在不斷擴(kuò)大，而且呈現(xiàn)不對稱現(xiàn)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(yīng)”。最后，將正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差距分解為特征差異和參數(shù)差異后發(fā)現(xiàn)，造成二者收入差距擴(kuò)大的主要原因在于正規(guī)就業(yè)的個體稟賦優(yōu)勢在勞動力市場中發(fā)揮了應(yīng)有的作用。同時，產(chǎn)生“黏地板效應(yīng)”的主要原因在于低收入群體存在勞動力市場分割和就業(yè)歧視現(xiàn)象。另外，由個體稟賦所解釋的特征差異呈現(xiàn)上升趨勢，而由非市場因素解釋的參數(shù)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(jī)制更加以市場為導(dǎo)向。

正規(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)都是我國市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要組成部分，縮小二者之間的工資差距，對于實現(xiàn)社會的公平和公正具有重要的現(xiàn)實意義。綜上可以看出，我國城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差距主要來源于低收入群體，即存在著“黏地板效應(yīng)”，這一現(xiàn)象與低收入群體存在較為嚴(yán)重的勞動力市場分割和就業(yè)歧視有關(guān)。而位于工資收入分布頂端的非正規(guī)就業(yè)人員，基本可以實現(xiàn)“同工同酬”。因此，為了縮小二者的收入差距，推進(jìn)和諧社會建設(shè)，首先，政府應(yīng)將注意力更多地放在非正規(guī)就業(yè)中的低收入群體，著力降低行業(yè)就業(yè)壁壘，消除低收入群體所遭受的就業(yè)歧視，在承認(rèn)非正規(guī)就業(yè)部門合法性地位和重要作用的同時，建立統(tǒng)一且平權(quán)的勞動力市場，實現(xiàn)非正規(guī)就業(yè)者“體面就業(yè)”和“有尊嚴(yán)地工作”。其次，適當(dāng)控制正規(guī)就業(yè)中部分行業(yè)的薪酬水平，例如非市場化的壟斷往往造成國有企業(yè)中的正規(guī)就業(yè)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(guān)注的焦點。最后，考慮到個體稟賦差異（尤其是教育程度）是導(dǎo)致工資差異形成的一個重要原因，政府應(yīng)該投入更多的財力來支持低收入群體的教育和職業(yè)技能培訓(xùn)，并通過設(shè)立相關(guān)優(yōu)惠政策或激勵機(jī)制吸引行業(yè)優(yōu)秀人才從事非正規(guī)就業(yè)，以此提升非正規(guī)就業(yè)部門的生產(chǎn)效率，進(jìn)而持續(xù)性地提高非正規(guī)就業(yè)者的工資收入水平和社會認(rèn)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(tǒng)計結(jié)果的具體內(nèi)容，如有需要的讀者可向作者索取。

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

[2] 閆海波, 陳敬良.非正規(guī)就業(yè)部門的形成機(jī)理研究：理論、實證與政策框架 [J].中國人口、資源與環(huán)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(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資差異的實證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)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(guī)就業(yè)：理論與發(fā)展[J].學(xué)術(shù)研究, 2012（8）：55-58.

[11] 吳要武.非正規(guī)就業(yè)者的未來[J].經(jīng)濟(jì)研究, 2009（6）：59-69.

[12] 常進(jìn)雄, 王丹楓.我國城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)者的工資差異[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究, 2010（9）：94-106.

[13] 張彥吉, 秦波.城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)收入差異研究[J].人口學(xué)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(jīng)濟(jì)科學(xué), 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(jīng)濟(jì)研究, 2009（4）：129-140.

（責(zé)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(xué)基金（71503227）、甘肅省軟科學(xué)計劃研究項目（1604ZCRA027）.

王學(xué)軍（1965—），男，寧夏靈武人，蘭州財經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向：企業(yè)理論與市場營銷。

F241.4

A

1003-7217（2017）04-0089-08