正规与非正规雇佣对日本收入差距变化趋势的影响研究

胡 颖，李向东

（江苏理工学院 商学院，江苏 常州 213001）

正规与非正规雇佣对日本收入差距变化趋势的影响研究

胡 颖，李向东

（江苏理工学院 商学院，江苏 常州 213001）

文章运用日本总务省统计局《就业构造基本调查》中2002—2012年的数据，按照不同年龄段的正规雇佣者、非正规雇佣者等类别，首先，计算出收入的基尼系数。结果显示，调查对象的总体收入差距在逐渐扩大，但扩大的趋势在逐渐放缓。其次，通过计算收入的均值对数偏差指数以及对数方差指数并与基尼系数进行比较。结果表明，三者整体变化趋势相同。再次，通过对数方差指数分解公式，我们发现2002—2007年，正规雇佣和非正规雇佣两组内部以及两组间的收入差距整体都在缩小。但2007—2012年两组内部的收入差距整体在缩小，但两组间的收入差距却在扩大。最后，根据计算结果结合实际，探讨与日本政府劳动政策变化的关系。

日本；非正规雇佣；收入差距；基尼系数；对数方差分解

［DOI］10.13939／j.cnki.zgsc.2016.46.171

1 引言与文献回顾

日本一向以在发达国家中收入差距小而闻名。但是大竹文雄·小原美纪（2010）和太田清（2010）等学者所做研究结果表明20世纪90年代日本经济危机之后，收入差距在逐年扩大。［1］［2］从OECD发布的结果来看2012年日本的基尼系数高达0.328，高于OECD成员国平均的0.27，已经逼近美国的0.34。①数据来源：OECD统计数据库。对于收入扩大的原因，相关学者也都提出了各种可能性，比如劳动政策的缓和、高新技术的发展以及国际贸易的高速发展等（大竹·小原（2010）和太田（2006）等）。［1］［3］另外，20世纪90年代之后日本持续的老龄化少子现象的加剧导致的雇佣者平均年龄逐渐增大也是其中的一个重要因素。

关于年龄构成的变化对收入差距的影响方面，篠崎武久（2001）采用了厚生劳动省发布的“收入构造基本统计调查”的数据，对1979—1999年的收入的基尼系数进行了计算，得出各个年龄层的男性在20世纪80年代整体的收入差距在扩大，进入20世纪90年代后逐渐缩小，之后保持平稳趋势。此外，通过对数方差分解的方法，指出进入90年代后各个年龄层雇佣者的收入差距逐渐缩小。［4］

关于正规和非正规雇佣②非正规雇佣：相对于正规雇佣的雇佣形态，也称之为非典型雇佣或非定型雇佣。在日本主要包括钟点工、业余打工者、临时工、短期合同工和派遣员工等形式。构成的变化对收入差距的影响方面，太田清（2005）采用了总务省统计局发布的“就业构造基本调查”的数据，分年龄层算出了1997—2002年间收入的基尼系数。针对非正规雇佣的增加是否造成了收入差距扩大的疑问，分别计算出在正规与非正规雇佣者内部专职雇员的收入差距，20世纪90年代一度缩小，但2000开始又呈现出扩大的趋势，并且从各个年龄层看来都可以得出同样的结论。［5］

此外，小塩隆士（2010）采用“国民生活基础调查”的数据，以家庭为单位来进行计算，得出2000年为止收入差距在不断缩小的结论。但并未对非正规雇佣部分加以计算。［6］

国内学者对日本收入差距扩大的现状与原因分析得比较少。其中，王海涛和谭晓军（2008）从政治经济学角度指出日本收入差距的扩大与日本政府所实施的新自由主义经济政策息息相关，并对未来日本的贫富差距问题的演变趋势做了预测。［7］施锦芳（2009）提出应借鉴日本在缩小地区间差距和促进就业方面的政策改革。［8］曾国安和洪丽（2011）借助世界收入不平等数据库中反映收入分配的数据，考察了日本自19世纪90年代以来居民收入差距的演变历程及对我国的启示。［9］孙敬水、黄秋虹（2013）对日本收入分配差距的现状进行了分析，在此基础上探讨了日本在缩小收入差距方面的经验以及存在的问题，为我国缩小收入差距提供了经验教训。［10］

综上所述，在目前已有的相关研究中，涉及非正规雇佣的数据不多，而近年来在日本非正规雇佣者不断增加的趋势下，如果不把这一部分纳入研究数据中，研究结果将缺乏说服力。同时，我国的非正规雇佣人员的比例也在逐年增加，收入差距不断扩大。研究日本正规雇佣与非正规雇佣对于整体收入差距的影响，对于找到造成我国收入差距扩大的原因，更好地解决收入差距扩大问题具有重要的借鉴意义。

2 数据的选取及研究方法

本文运用2007—2012年的“就业构造基本调查”数据对20～59岁的正规雇佣者和非正规雇佣者等类别分别计算出收入基尼系数，接着通过计算青年层三个年龄段的雇佣者、正规雇佣者、非正规雇佣者收入的均值对数偏差指数以及对数方差指数与基尼系数进行比较。但是，基尼系数很难区分各组内部的差距大小与各组间的差距大小。因此，本文又利用对数方差分解公式，对青年层的正规与非正规两组内部的收入差距以及两组间的收入差距，对于整体的影响进行分析。并根据计算结果结合实际，探讨与日本政府劳动政策变化的关系。

下面对本文中一些容易引起歧义的概念进行说明。首先，为了提高计算结果的稳定性，收入差距主要通过一般工资收入计算而成。虽然单位时间内的劳动报酬是最具有说服力的指标，但因为月劳动时间数据无法准确获得，因此采用月收入进行计算。其次，因为雇佣者占日本就业者的绝大部分，所以本文以雇佣者作为主体进行分析。而自营业者以及家族从业者因为难以区分资产所得与自身报酬所得，因此在税制上进行对自己有利的操作的可能性很大。最后，采用的数据是主要职业获得的收入，资产所得与副业收入都没有计算在内。

此外，日本女性婚后出于对税收和社会保障制度的考虑，存在着自发减少了劳动供给的现象。比如大量女性婚后或产后选择回归家庭做全职太太，因此在数据的统计上具有较大不稳定性，因此本文中只采用了男性的数据进行分析。

3 实证分析

3.1 基尼系数的推移

图1 不同年龄段正规和非正规雇佣者收入的基尼系数推移

从图1可以看出，2002—2007年之间收入差距的变化与2007—2012年之间收入差距的变化趋势有所不同，因此我们分成前、后两段分别进行分析。

第一，2002—2007年之间收入差距的变化（前半段）。20～24岁所有的雇佣者，20～34岁的非正规雇佣者，55～59岁的正规雇佣者收入差距都在缩小，特别是20～24岁的非正规雇佣者的收入差距下降水平是最明显的。另外，与之相对的是，中高年龄层（35～59岁）的收入差距却与之相反，成扩大趋势，也正因为这样，虽然青年层（20～34岁）的收入差距在不断缩小，但总体收入差距仍然在扩大。从年龄合计以及各个年龄段的总体趋势来看，收入差距分别都有扩大的趋势。

第二，2007—2012年之间收入差距的变化（后半段）。整体收入差距的扩大相对于前半段有所缓和，因此可以解释为收入差距在不断减小。特别是正规雇佣者和前半段相比，增长幅度减半，25～29岁、55～59岁收入差距已经缩小。但是，与之相反，20～24岁所有的分类收入差距都从缩小转为增大。但是25～29岁的雇佣者整体的收入差距在不断扩大，但正规雇佣和非正规雇佣分别的收入差距却在缩小，因为基尼系数间不适用加法原理，因此很难很好地解释上述现象。

3.2 均值对数偏差指数和对数方差指数的推移

均值对数偏差指数和对数方差指数的定义式如式（2）和式（3）所示：

其中，MLD为均值对数偏差指数，LV为对数方差指数；n为劳动者的人数；为平均收入，为收入对数值的平均；yi代表第i个劳动者的收入。

笔者利用上述两个公式对青年层的雇佣者、正规雇佣者、非正规雇佣者收入的均值对数偏差指数和对数方差指数分别进行了测算，变化趋势如图2和图3所示。

从图2、图3可以看出，均值对数偏差指数和对数方差指数与基尼系数的变化趋势相同，特别是20～24岁，前半段收入差距在缩小，后半段收入差距在扩大。特别是，偏差值对平均值有着很强的依赖性，因此与基尼系数相比，更容易被分布的情况所改变，因此虽然从基尼系数看来，收入差距扩大的趋势在放缓，但在均值对数偏差和对数方差中，却看不到缓和的趋势。

图2 青年层正规和非正规雇佣者收入的均值对数偏差指数的推移

图3 青年层正规和非正规雇佣者收入的对数方差指数的推移

3.3 按不同年龄段与雇佣属性对对数方差进行分解

以上虽然对各个年龄层与雇佣属性的人群的收入变化趋势进行了分析比较，但对于雇佣者整体的影响大小却还未明确，因此在本节中，将针对各个年龄段与雇佣属性的人群的收入变化对于雇佣者整体收入差距变化的影响进行定量分析。对数方差的定义式如式（2）所示。在分析中，将正规雇佣者（j＝1）和非正规雇佣者（j＝2）分为两个组，各自的对数方差用LVj表示，各自占雇佣者全体的比例用sj＝nj／n表示，则全体的对数方差如下表示：

进一步，把时间变化量引入（4）式，得到如下公式：

式（5）右边各项可以分别解释为：

第1项：由ΔLVj带来的两组内差距的变化部分；

第3项：基于构成比变化的部分；

第4项：基于构成比变化的部分。

根据上述方法，对2002—2007年、2007—2012年的对数方差分解如下表所示。

按不同年龄段与雇佣属性对对数方差分解表

续 表

由上表可以看出，在20～24岁，前半段雇佣者整体收入差距在缩小（-0.033），后半段收入差距相较于前半段有很大的增大幅度（0.066）。从分解结果来看，这与在前半段中，正规和非正规两组内部的差距（-0.0173）、正规非正规两组间的差距（-0.0193）同时缩小有着很大的关系。但后半段与前半段完全相反，正规和非正规两组内部的差距（0.0254）、正规和非正规两组间的差距（0.0426）同时呈现扩大的趋势。

在25～29岁，虽然雇佣者整体收入差距有着扩大的趋势（前半段0.020，后半段0.031），但正规雇佣的部分却几乎没有变化（前半段0.010，后半段0.000）。从分解结果来看，前半段中，正规和非正规两组内部的差距分别在扩大（0.0018），而组间的差距却在缩小（-0.0073）。后半段中，两组内的差距分别在缩小（-0.0020），而组间差距却在显著扩大（0.0226）。这与前半段劳动政策缓和、后半段政策强化是对应的。而且，构成比的增加与非正规雇佣的增加相对应，特别是前半段，推动了收入差距的扩大。

在30～34岁，收入差距在持续扩大（前半段0.011，后半段0.037），正规与非正规同时有着扩大的趋势。通过分解得出，前半段和后半段一样，正规与非正规两组内部的差距都分别在缩小（前半段-0.0107，后半段-0.0303），但相反组间的差距在扩大（前半段0.0057，后半段0.0148）。特别是后半段，缩小和扩大都很显著。而这与近年来两者在劳动条件差距的不断扩大有一定的关系。

4 结 论

本文按照年龄以及正规雇佣者、非正规雇佣者等类别，使用收入不公平程度测算中的基尼系数、均值对数偏差以及对数方差的方法分析2002—2012年收入差距变化的趋势。利用对数方差分解公式，分析青年层的正规与非正规两组内部的收入差距以及两组间的收入差距对于整体的影响。

从基尼系数的计算结果来看，总体收入差距在逐渐扩大，但扩大的趋势在逐渐放缓，特别值得注意的是，青年层正规雇佣者收入差距总体呈上升趋势，非正规雇佣者收入差距总体呈下降趋势。中高年龄层收入差距基本呈上升趋势，其中有一部分人群的收入差距是持平或逐渐缩小的。均值对数偏差指数和对数方差指数与基尼系数的变化趋势相同，总体收入差距在逐渐扩大，但看不出扩大的缓和趋势。

从对数方差的要素分解的计算结果来看，在20～34岁的年龄层中，前半段正规雇佣和非正规雇佣两组内部的收入差距整体在缩小，正规雇佣和非正规雇佣两组间的收入差距整体也在缩小。后半段正规雇佣和非正规雇佣两组内部的收入差距整体在缩小，但正规雇佣和非正规雇佣两组间的收入差距却在扩大。

本文的结果一定程度上能够反映日本政府劳动政策的变化。2007年的参议院议员选举中，在野党在参议院的席位就已超过半数，变成所谓的“扭曲国会”。因此当时政府提出的缓和的劳动政策并未能够很好地推行下去。比如有关劳务派遣法的修正法案就在政权交替的过程中被废止。2008年金融危机波及日本，从2008年11月起，日本的就业形势开始恶化，最突出的是劳务派遣等非正规雇佣人员问题，政府为此修改了雇佣保险法，把雇佣保险的参保对象扩大到了一部分非正规人员，并新设了职业培训期间的生活费支付制度以及紧急生活资金贷款制度等。此外，政府还修正了劳务派遣法放松管制的路线，比如2010年出台了禁止制造业除“常用型”雇佣以外的劳务派遣的规定。2012年禁止了日工的派遣以及实行集团内部派遣员工的规则法定化。2013年开始禁止了雇用时间在30天以内的短期派遣，允许将短期雇员转换为终身制正式雇员。总的来说，2007年后劳动政策开始由放松监管转向严格规制。而这正与2002—2012年间前、后两段期间，部分收入差距的动向完全相反存在一定联系。而我国解决收入差距以及非正式雇佣的问题，应该结合我国国情同时参考日本的经验，比如完善社会保障制度，出台相关法律法规合理控制非正规雇佣比例，优化非正规雇佣向正规雇佣的转换机制等，最终探索出解决我国收入差距扩大及非正规雇佣问题的有效途径。

［1］鷇口美雄.労鮏市场と所得分配［M］／／大竹文雄，小原美纪.所得格差.东京：应义塾大学出版会，2010：253-285.

［2］鷇口美雄.労鮏市场と所得分配［M］／／太田清.赁金格差-个人间、企业规模间、产业间格差.东京：庆应义塾大学出版会，2010：319-368.

［3］太田清.日本の赁金格差は小さいのか［R］.东京：内阁府経済社会総合研究，2006.

［4］篠崎武久.1980～90年代の赁金格差の推移とその要因［J］.日本労鮏研究雑誌，2001（9）：2-15.

［5］太田清.フリーターの増加と労鮏所得格差の拡大［E］.东京：内阁府経済社会総合研究，2005.

［6］小塩隆士.再分配の厚生分析：公平と効率を问う［M］.东京：日本评论社，2010.

［7］王海涛，谭晓军.日本贫富差距扩大的原因及趋势分析［J］.现代日本经济，2008（4）：60-64.

［8］施锦芳.现代日本社会收入差距分析［J］.财经问题研究，2009（2）：124-128.

［9］曾国安，洪丽.19世纪末以来日本居民收入差距的演变、状态及启示［J］.当代经济研究，2011（9）：79-86.

［10］孙敬水，黄秋虹.日本调节收入分配差距的基本经验及启示［J］.国际经贸探索，2013（4）：35-49.

胡颖（1982—），女，河南洛阳人，硕士，讲师。研究方向：产业经济理论与政策；李向东（1972—），男，江苏武进人，博士，教授。研究方向：产业经济理论与政策。