非正规就业者的境况得到改善了么？

王庆芳+郭金兴

摘要：为研究国有企业改革以来我国城镇非正规就业者的境遇变化，本文利用1997—2011年CHNS数据库，采用倾向得分匹配（PSM）方法，对城镇非正规就业者和正规就业者收入差距进行实证研究。结果发现，城镇非正规就业者与正规就业者收入存在显著差异，且呈现不断扩大的趋势，尤其是有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者与正规就业者收入差距越来越大，表明我国城镇非正规就业者的生存境遇正不断恶化，劳动力市场向着不利于非正规就业的方向发展。这要求在劳动力市场改革中应充分考虑非正规就业者的生存空间，加大对非正规就业者的扶持力度的同時，注重非正规就业政策的差异性，减少劳动力市场扭曲对非正规就业者的影响。

关键词：非正规就业；收入差距；劳动力市场分割；异质性；倾向得分匹配

中图分类号：F2414文献标识码：A文章编号：1000-4149（2017）02-0116-11

DOI：103969/jissn1000-4149201702012

收稿日期：2016-06-16；修订日期：2016-10-20

基金项目：国家社会科学基金一般项目“中国经济刘易斯转折的判断与农村剩余劳动力转移问题研究”（16BJL113）；

中国特色社会主义经济建设协同创新中心资助。

作者简介：王庆芳，经济学博士，南开大学经济学院博士后；郭金兴，经济学博士，南开大学经济学院副教授。

一、引言

20世纪90年代中后期以来，我国城镇劳动力市场发生了巨大变化，其中最显著的变化是非正规就业的快速发展。按照胡鞍钢和赵黎的估算，1995—2012年间非正规就业占城镇总就业的比重从197%上升到60%，占全部城镇新增就业岗位的102%（其中2个百分点是正规部门摧毁就业岗位的比率）[1]。非正规就业已经代替正规就业，成为我国城镇就业的主要渠道和新增就业的主要来源。

非正规就业作为城镇劳动力市场的重要组成部分，其生存和生活状态的改善一直是各方关注的焦点。但是由于对非正规就业产生原因认知上的差异，研究者对非正规就业的生存状态及政策取向认知产生较大的争论，并由此形成截然相反的理论观点。一方面，二元主义者认为非正规就业是劳动者在分割性劳动力市场下为了维持生计的生存选择，与正规就业相比，存在“无法解释”的收入差距，且具有劳动时间长、工作条件和稳定性差、缺乏必要的劳工保护和社会保障等“弱势”特征，因此政府应当采取措施减少非正规就业[2-3]。另一方面，新自由主义者认为非正规就业是劳动者在竞争性劳动力市场下的自主选择，与正规就业相比，不存在显著的收入差距，且更具竞争性、灵活性和自主性，因此政府应鼓励非正规就业的发展 [4-5]。

就业机会平等、同工同酬，让每个劳动者实现“体面就业”，是劳动力市场化改革的基本方向。随着我国劳动力市场供求关系发生转变，劳动力要素回报开始提升，政府对于劳动者生存状态的关注度也不断提高。尤其是2008年以来，新《劳动法》等一系列劳动法规的出台，以及近年来对于各项劳动者权益保障政策执行力度的加大，似乎都预示着劳动力市场正向着有利于劳动者的方向发展。但是这些转变是否使非正规就业者的生活境遇或收入水平得到改善，尚未得到实证上的验证，同时理论认知上的争论也造成对于正规就业和非正规就业境遇关注界限的模糊。为此，本文将利用1997—2011年CHNS数据库，采用倾向得分匹配（PSM）方法，从正规就业和非正规就业收入差距变动的角度，对劳动力市场化改革以来非正规就业的境遇状况变化进行研究，并提出政策建议。

二、文献综述

从20世纪70年代开始，国外学者就围绕二元主义和新自由主义理论的争论，对正规就业与非正规就业的收入差距进行了大量的研究，但并未取得一致的结论。进入21世纪以后，随着研究数据的丰富和计量技术的发展，国外学者沿着以下两条主线，对这一命题进行了更为细致和深入的研究。

第一条主线是从性别、受教育程度、个体选择性、企业规模、政府税收等多个角度，对正规就业和非正规就业的收入差距进行考察。比如，佩冈（Pagan）通过对墨西哥的研究发现，男性劳动者的正规就业收入溢价存在，而女性劳动者的正规就业收入溢价不存在 [6]。贡（Gong）和索斯特（Soest）对墨西哥的研究也发现，正规就业收入溢价随着受教育程度的提高而提高 [7]。巴尔甘（Bargain）和昆达（Kwenda）对巴西、南非和墨西哥的研究发现，工资分布中低端的正规就业工资溢价较高，而工资分布高端的正规就业工资溢价基本消失[8]。此外，还有一些研究发现，在控制了个人选择性偏差、公司规模效应以及税收因素影响之后，正规就业相对于非正规就业的工资溢价消失 [9-11]。

第二条主线是从非正规就业异质性出发，对不同类型非正规就业与正规就业的收入差距进行研究。非正规就业异质性是对非正规就业内部多样性的研究，是近十余年来国外非正规就业问题研究的主流观点之一。该观点认为非正规就业既不完全是二元主义认为的由于劳动力市场分割而被迫进入的生存选择者，也不完全是新自由主义认为的具有企业家精神的自主选择者，而是具有这两种特征的劳动者的集合 [12]。这类研究可以分为两类：第一类是先验的将非正规就业分为两类或两类以上，分别对其收入特征进行考察。例如，在迪莫瓦（Dimova）等人对西非的研究中，将非正规就业分为自我雇佣者和受雇者两类，结果发现二者在人力资本回报率和工资决定等方面都有较大的差异，从而证明了非正规就业存在异质性[13]。弗洛雷斯（Flórez）对哥伦比亚的研究也发现，非正规小企业雇主、自我雇佣者和非正规受雇者也表现出不同的收入特征[14]。第二类是从不可观测的非正规就业异质性假设出发，基于反事实分析方法，对不同类型非正规就业进行分解。甘瑟（Günther）和劳诺（Launov）利用该方法对科特迪瓦的研究发现，448%的非正规就业是低收入的生存选择者，而552%的非正规就业是高收入的自主选择者[15]。拉德琴科（Radchenko）对埃及的研究也发现，非正规就业与正规就业在人力资本回报、收入水平和就业选择机制等方面存在三重异质性[16]。

与国外长期以来深入而细致的研究不同，国内对于正规就业和非正规就业收入差距的研究起步较晚，且主要集中在基于分割性劳动力市场假设的“正规就业收入溢价的存在性”的检验。从研究结论来看，大多数研究表明存在“无法解释的”正规就业收入溢价，但是对劳动力市场分割强度的研究结果却存在较大的差异。比如，常进雄和王丹枫的研究发现，正规就业和非正规就业的工资差异中8101%是由受教育程度、经验等可观测的人力资本要素导致的，只有1899%是由不可观测的非市场因素导致的[17]。魏下海和余玲铮的研究则发现，753%的正規就业者和非正规就业者工资差异是由非市场因素导致的[18]。此外，吴要武的研究发现，非正规就业者的人力资本回报率并不显著低于正规就业者，劳动力市场非正规化并没有导致劳动力资源配置上的损失，从而支持了新自由主义的观点[19]。

现有国内研究主要存在以下不足：第一，从研究方法上看，大多数研究采用赫克曼（Heckman）两阶段模型控制样本的自选择性偏差，但是伦诺克斯（Lennox）等人的研究表明该模型存在严重的共线性和对选择方程模型设定的敏感问题[20]，这也是目前研究结论差异较大的原因之一。第二，大多数文献将非正规就业作为一个整体与正规就业收入进行比较，而对非正规就业异质性关注相对较少。第三，现有文献基本上是基于某一年数据的研究，没有考虑劳动力市场改革的动态变化对二者收入差距的影响。

针对以上研究不足，本文将从以下角度展开研究：第一，采用倾向得分匹配方法（Propensity Score Matching，PSM）控制样本的自选择性偏差。较之其他方法，倾向得分匹配法不仅能够有效控制样本的自选择性偏差，并能清晰地刻画出选择非正规就业对劳动者收入的净影响。第二，参考弗洛雷斯

的研究[14]，将非正规就业划分为有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规雇佣者和非正规受雇者三类，从非正规就业的异质性角度对不同类型非正规就业与正规就业收入差距进行更为细致的考察。第三，利用1997—2011年CHNS数据库，考察国有企业改革以来非正规就业与正规就业收入差距的动态变化。

三、数据、变量与方法

1. 对非正规就业的统计界定

本文使用美国北卡罗莱纳大学和中国疾病控制中心联合发布的CHNS数据库1997—2011年数据进行研究

CHNS数据库分别于1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年完成了9次调查，调查范围包括辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、河北、湖南、广西、贵州9个省区，2011年增加了北京、上海、重庆三个直辖市。。该数据库提供了详尽的劳动力个体特征以及就业和收入信息，是我国目前连续调查持续时间最长的数据库之一。为了保证足够的样本数量，分别对1997和2000年、2004和2006年、2009和2011年样本进行合并，构成T1（1997 & 2000）、T2（2004 & 2006）和T3（2009 & 2011）三个时期，从而对国有企业改革以来城镇正规就业和非正规就业收入差距的动态变化进行研究。研究对象为16—65岁之间的城镇劳动力。

根据以往研究经验，本文使用CHNS调查中的“你在此工作中的职位是何种类型？”和“你工作单位是何种类型？”来对正规就业和非正规就业进行区分，并与第17届劳工统计大会（ICLS）提出的非正规就业统计框架相对应。具体方法如下：①删除无报酬的家庭帮工以及单位职位类型不确定的样本；②将CHNS数据库中“无雇工的个体经营者”、“有雇工的个体经营者”、“领取工资的家庭工人”分别对应第17次ICLS大会决议框架中的“自负盈亏的个体劳动者”、“雇主”、“有贡献的家庭工人”，划分为非正规就业；③按照第15届劳工统计大会（ICLS）的大会决议对非正规部门企业的划分标准，将独立的个体劳动者和规模在20人以下的私营企业分别作为个体经营者和小微型企业，划分为非正规部门，将政府机关、国有企事业单位、集体企业和“三资”企业划分为正规部门；④将在非正规部门就业的“为他人或单位工作的长期工、合同工、临时工”对应第17次ICLS大会决议框架中的“非正规部门企业受雇者”，将在正规部门就业的临时工对应第17次ICLS大会决议框架中的“正规部门企业非正规受雇者”，划分为非正规就业。最终得到正规就业样本7781个，非正规就业样本2258个。

2. 模型设定和变量选取

建立明瑟收入方程，对非正规就业选择对劳动者收入的影响进行研究：

其中，lnW表示劳动者收入的对数，IE表示劳动者的就业决策，Exp和Exp2分别表示工作经验及其平方项，X表示其他控制变量。变量具体设定如下。

（1）被解释变量（LnW）：CHNS数据库中提供的收入数据包括工资、实物性收入、奖金和补贴等指标。考虑到除了工资以外，各类奖金和补贴也是劳动者从事工作的直接收入，且大多是以现金形式发放的，因而采用包括工资、奖金和各种补贴在内的工资性月收入作为收入指标，并以2011年为基期进行平减。

（2）解释变量（IE）：以非正规就业虚拟变量为解释变量，IE=1表示非正规就业，IE=0表示正规就业，并设置有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规雇佣者和非正规受雇者三个虚拟变量，对非正规就业的异质性进行考察。

（3）控制变量（X）：选取年龄（Age）、年龄平方（Age2）分别作为工作经验及其平方的代理变量。其他控制变量包括受教育年限（Edu，按最高教育程度折算，小学毕业为6年，初中毕业为9年，高中毕业和中等技术学校、职业学校为12年，大专或大学毕业为16年，硕士及以上为19年）、性别（Gender，男性=1）、婚姻状况（Marital，已婚=1）、户籍（Hukou，城镇=1）、单位性质（Firm，政府机关、国有事业单位和研究所、国有企业=1）和单位规模（Size，职工数大于100=1），以及职业（Occu）

按照CHNS调查中的“你的主要职业是什么？”设置12个虚拟变量。职业类型设置为：1高级专业技术工作者（医生、教授、律师、建筑师、工程师等）；2一般专业技术工作者（助产士、护士、教师、编辑、摄影师等）；3管理者/行政官员/经理（厂长、政府官员、处长、司局长、行政干部及村干部等）；4办公室一般工作人员（秘书、办事员）；5农民、渔民、猎人；6技术工人或熟练工人（工段长、班组长、工艺工人等）；7非技术工人或熟练工人（普通工人、伐木工等）；8军官与警官；9士兵与警察；10司机；11服务行业人员（管家、厨师、服务员、看门人、理发员、售货员、洗衣工、保育员等）；12运动员、演员、演奏员；13其他；-9不知道。其中，13和-9为未明确标注类型。、地区（Area）和年份（Year）虚拟变量。

表1给出了主要变量的描述性统计。1997年以来，正规就业和非正规就业主要变量特征变化如下：①T1—T3时期，正规就业和非正规就业收入都有所提高，但是正规就业收入显著高于非正规就业收入水平；②分时期看，T1时期非正规就业平均收入高于正规就业，但T2时期以后，正规就业的平均收入开始超过非正规就业的平均收入；③年龄、性别、婚姻状况差距及变动都较小；④正规就业的平均受教育年限明显高于非正规就业，且二者差距呈扩大趋势；⑤非正规就业拥有城镇户籍的比例明显低于正规就业，表明从农村转移到城市就业的劳动者主要从事非正规就业。

3. 倾向得分匹配方法

劳动者受个体特征、家庭背景、社会关系等因素的影响，其选择正规就业或非正规就业的概率并不是完全随机的，从而使得劳动者收入决定方程中个体就业决策变量存在内生性。此时直接的OLS估计得到的非正规就业决策对收入的影响是有偏的。本文采用罗森鲍姆（Rosenbaum）和鲁宾（Rubin）提出的倾向得分匹配方法（PSM）来纠正样本的选择性偏差[21]。PSM方法是一种基于观测数据分析变量间因果关系并且能够有效控制样本选择偏差的数据处理方法。其核心思想是：通过一定的方法（即倾向得分匹配）找到与每一个处理组（即非正规就业，IE=1）除了就业决策不同，其他方面特征相同或类似的控制组（即正规就业，IE=0）个体样本，将其收入作为处理组个体样本的“反事实”收入，从而最大限度地消除样本的选择性偏差。具体步骤如下。

首先使用Logistic回归模型来预测每个劳动者选择非正规就业的条件概率，即样本的倾向得分值，具体公式如下：

其估计式为：

其中Pi表示第i个劳动者选择非正规就业的概率，σ为估计系数，Zi为影响劳动者非正规就业选择的变量，包括受教育年限、年龄、年龄的平方、性别、婚姻状况、户籍、地区虚拟变量以及年份虚拟变量，μ为误差项。然后采用一定的匹配方法对倾向得分值进行处理，从而得到与处理组相匹配的对照组。本文选择基于不同匹配原理的半径匹配和核匹配两种方法，进行对比分析。其中半径匹配的原理是将对照组中的倾向得分与处理组样本i的倾向得分差异小于预定常数r的样本选定为匹配对象。核匹配的原理是通过构造核函数对对照组样本收入进行加权，以对照组所有个体收入的加权平均值作为每个处理组样本个体的“反事实”收入，权重与对照组个体和处理组个体倾向得分差距呈反比，该方法具有不损失样本信息的优点。最后对匹配后的样本进行回归，由此确定非正规就业决策对劳动者收入的净影响。

四、实证结果及分析

1. 正规就业和非正规就业收入差距的实证结果

首先对全部非正规就业与正规就业的收入差距进行估计。在对样本进行倾向得分分析之前，有必要对处理组和对照组可观测变量的差异进行检验，即样本平衡性检验。如果检验结果表明存在显著性差异，则需要对样本进行倾向得分匹配处理，否则，没有必要进行处理。检验结果显示，匹配前样本存在显著的选择性偏差，匹配后样本的选择性偏差不显著，表明半径匹配和核匹配方法有效地解决了样本的选择性偏差问题限于篇幅，本文没有给出平衡性检验的检验结果，如有需要，可向作者索要。。为了对倾向得分匹配效果进行对比，同时给出了匹配前和匹配后样本的回归结果（见表2）。由表2前三列可知，T1时期，匹配前非正规就业回归系数为负但不显著，匹配后非正规就业系数显著为负，且分别比匹配前高出64和41个百分点，表明基于未处理的原始样本得到的估计结果在一定程度上低估了非正规就业对劳动者收入的负向影响。从匹配后的样本回归结果来看，T1—T3时期，非正规就业回归系数全部为负且显著，表明在控制样本选择性偏差和可观测控制变量影响之后，非正规就业收入仍然显著低于正规就业，证明我国城镇劳动力市场存在“无法解释的”正规就业收入溢价，从而支持了二元主义的关于非正规就业是“劳动者在分割性劳动力市场下的生存选择”这一观点。20世纪90年代中期以来，随着城乡劳动力流动政策的放松，大量农村剩余劳动力转移到城镇就业，一方面，由于正规部门的发展壮大需要时间，创造的就业岗位相对有限，大部分农民工不得不进入非正规部门就业。同时地方政府利用戶籍制度等措施对城市居民的就业机会加以保护，加剧了劳动力市场的分割性。另一方面，国有企业改革造成的大批下岗职工，不得不以“再就业”的形式进入非正规部门就业，也增加了非正规就业的贫困就业特征。

从非正规就业回归系数的变化趋势来看，半径匹配下T2和T3时期非正规就业收入折价分别比T1时期高113和141个百分点，核匹配下T2和T3时期非正规就业收入折价分别比T1时期高147和149个百分点，表明城镇非正规就业与正规就业收入差距经历了从大幅拉大到小幅增加的变化过程，城镇劳动力市场的分割性在加剧，与正规就业者相比，非正规就业者的生存境遇并未得到改善，甚至有所恶化。1997—2001年间，以国有企业就业为主体的正规就业正处于深度改革期，国有企业效率低下和冗员现象严重，导致正规就业收入水平较低，而以个体、私营企业就业为主的非正规就业刚刚进入劳动力市场获得了较高的收入回报，因此非正规就业和正规就业收入差距较小，这与邢春冰、夏庆杰等对国有单位和非国有单位收入分配效应研究的结论相一致 [22-23]。2004年之后，随着以“减员增效、下岗分流”为主的国有企业改革阶段基本完成，市场机制对劳动力的基础性配置作用越来越强，正规就业的人力资本回报率开始上升，但是由于我国处于典型的城乡二元劳动力市场，以农村转移劳动力为主的城镇非正规就业处于“无限供给”阶段，非正规就业收入增长缓慢，此时正规就业与非正规就业的收入差距开始加大，劳动力市场分割加剧。2009年之后，随着劳动力市场的扩张和人口结构的转变，人口红利逐渐消失，劳动力市场“供求关系”发生逆转，非正规就业收入也开始快速上涨，但是这一时期正规就业收入增长也较快，因此正规就业和非正规就业的收入差距非但没有缩小，反而小幅上升。

从控制变量的回归结果中，也可以得到城镇劳动力市场的一些变化特征。为了便于论述，本文只对核匹配下的控制变量回归结果进行分析。T1—T3时期，受教育年限的回归系数分别为12%、39%和2%，表明随着市场配置劳动力资源作用不断增强，劳动者教育回报率得到提高

T3时期受教育年限回归系数的降低，并不意味着受教育年限的收入效应下降，而可能是因为受教育年限与收入差距的关系并不是简单的线性关系[24]。本文也试图在回归中加入受教育年限的平方项，结果显示，T3时期的受教育年限及其平方项都显著，而在其他时期不显著，因此并没有汇报这一回归结果。。年龄回归系数为正，年龄平方回归系数为负，表明年龄对劳动力收入影响呈倒“U”型，且年龄的拐点分别在395、408和35岁，表明2009年之后劳动力市场收入分配机制变化对年轻人越来越有利。性别回归系数显著为正且T2时期大幅增加，表明2004年以来劳动力市场的性别歧视加剧。已婚劳动者的收入溢价经历了由负到正的变化过程，表明2009年以后劳动力市场状态更有利于已婚劳动者。城镇户籍收入溢价也经历了由负到正的变化过程，表明城乡户籍分割效应增强

这一结果与余向华和陈雪娟的研究相一致[25]。这可能是由于劳动力市场化改革初期，农村转移劳动力在年龄、性别等人力资本要素上具有优势，获得较高收入，2009年之后，随着人口红利的消失，农村转移劳动力的人力资本优势消失，城乡户籍分割效应开始显现。。国有单位回归系数从T2时期开始不显著，表明2004年之后由单位类型导致的收入差异消失。单位规模回归系数T3时期显著为正，表明2009年之后企业规模效应开始显现。总体来看，1997年以来的劳动力市场化改革，使得受教育年限、年龄等人力资本要素回报率得到提高，但是与此同时性别、婚姻状况、户籍和企业规模等非市场因素的分割性却不断增强。

2. 基于非正规就业异质性的实证结果

为了从非正规就业的异质性角度对不同类型非正规就业的生存境遇变化进行考察，本文将非正规就业分为有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者三类，分别对应小微企业主、自我雇佣者和非正规受雇者，与正规就业的收入差距进行回归。限于篇幅，只给出了核匹配方法下的回归结果（见表3）。从解释变量的回归结果来看，不同类型非正规就业与正规就业收入差距表现出较大的差异，表明我国城镇非正规就业存在异质性。除前两列以外，模型（3）—（9）中解释变量的回归系数为负且基本显著，表明有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者收入基本都低于正规就业收入，表明即使考虑非正规就业的异质性，我国城镇劳动力市场依然表现出较强的分割性，非正规就业是分割性劳动力市场下的生存选择。从T3时期来看，有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者与正规就业者的收入差距依次递增，表明城镇劳动者收入由高到低依次为正规就业者、有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者，正规就业者和非正规受雇者的收入差距是城镇劳动者收入分配差距的主要来源。

从变化趋势来看，T1和T2时期，有雇工的非正规雇佣者的回归系数显著为正，T3时期，回归系数则显著为负，表明2006年之前从事小规模私营或个体自营活动的非正规雇主收入高于正规就业，但2009年之后，其收入却开始明显低于正规就业，劳动力市场向着不利于小微企业经营者发展的方

向转变。这可能是由于2008年我国先后出台了《劳动合同法》、《劳动争议仲裁法》和《社会保险法》，加强对劳动者权益的保护，这无疑增加了小微企业的运营成本。与此同时在国际金融危机影响

下，进出口贸易受到重创，使得以外包、转包为主的小微企业的生存环境越来越恶劣，因此非正规雇佣者收入水平显著低于正规就业。从无雇工的非正规自雇者来看，T1时期回归系数为负但不显著，T2和T3时期则显著为负，表明自我雇佣者与正规就业者的收入差距在拉大；从非正规受雇者来看，T1—T3时期，回归系数全部显著为负，且不断增加，表明非正规受雇者与正规就业者的收入差距也在拉大。综合来看，有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者与正规就业者的收入差距都基本呈扩大趋势，表明劳动力市场的分割性在不断增强，非正规就业者的生存境遇不断恶化。

五、结论与启示

本文通过对正规就业和非正规就业收入差距的研究，对1997—2011年非正规就业者的生存境遇状况变化进行考察。结果发现，虽然随着劳动力市场供求关系的转变，以及政府对劳动者保护政策的强化，劳动力要素回报得到提升，但是与正规就业者相比，非正规就业者的生存境遇并未得到明显改善，甚至处于越来越不利的地位，这一方面是由于非正规就业是分割性劳动力市场下，低收入劳动者为了维持生计的“生存选择”，具有天然的“弱势”特征。另一方面则反映了政府在纠正勞动力市场扭曲方面的失灵，由性别、婚姻、户籍等非市场因素导致的劳动力市场分割性的增强，使得非正规就业在劳动力市场竞争中处于更加不利的地位。此外，有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者三种类型非正规就业与正规就业的收入差距都在拉大，反映出政府在劳动力市场政策导向上，并未充分考虑非正规就业的重要作用及发展空间，比如对小商小贩等“未统计就业”、个体就业的行政管制过度，以及对小微企业扶持力度不足等，极大地压缩了非正规就业的生存空间。

非正规就业作为城镇劳动力市场的重要组成部分，其境遇状况和收入水平的改善对于提升城镇居民生活水平有重要意义。因此政府应当在促进非正规就业发展和改善非正规就业者生活境遇方面发挥积极的作用：首先，应当承认正规—非正规劳动力市场的二元分割性，以及非正规就业所具有的天然“弱势”特征，在劳动力市场政策导向上，充分考虑非正规就业者的生存环境，加强对非正规就业的扶持力度，保障非正规就业的生存空间；其次，深化劳动力市场化改革，比如加快户籍制度改革、减少劳动力市场性别、婚姻歧视等，减少非市场因素导致的劳动力市场扭曲对非正规就业者收入的不利影响；最后，在具体政策实施上，考虑非正规就业的异质性，注重非正规就业扶持政策的差异性，一方面通过提高“最低工资标准”等政策，提升最具“生存特征”的非正规受雇者的待遇水平，增加非正规受雇者接受教育、职业培训等渠道，提高非正规受雇者人力资本水平，同时为其提供必要的权益保护和社会保障；另一方面加强对以非正规自雇者为主体的小微型企业的扶持力度，比如增加对小微型企业的金融和财税支持等，同时“简政放权”，减少对小微型企业的行政规制，为其提供良好的发展环境。

從长期来看，无论二元主义还是新自由主义理论都认为，非正规就业是经济发展水平较低时，劳动者面对较高“正规化成本”的阶段性选择。随着经济发展水平的提高和制度环境的完善，为所有的劳动者提供正规化的工作环境和制度保障是劳动力市场发展的必然选择。但从我国现阶段经济发展水平来看，在今后很长一段时间内，非正规就业依然是保障我国城镇就业稳定和劳动者收入来源的重要渠道。随着人口结构转变和产业转型升级，就业结构转型升级和劳动力市场正规化发展也是经济发展的必然趋势。这要求政府在劳动力市场改革进程中，既要保障非正规就业的生存空间，提高非正规就业者的境遇状况和收入水平，又要着力于促进劳动力结构转型升级和非正规就业“正规化”发展。

参考文献：

[1]胡鞍钢， 赵黎. 我国转型期城镇非正规就业与非正规经济（1990—2004） [J]. 清华大学学报： 哲学社会科学版， 2006 （3）： 111-119.

[2]FIELDS G S. Ruralurban migration， urban unemployment and underemployment， and jobsearch activity in LDCs [J]. Journal of Development Economics， 1975（2）： 165-187.

[3]刘易斯. 二元经济论[M]. 北京： 北京经济学院出版社，1989：90-95.

[4]DE SOTO H. The other path： the invisible revolution in the Third World [M].

New York：Harper and Row， 1989：25-35.

[5]POST J R， EVANS D O. Sizedependent overwinter mortality of youngoftheyear yellow perch （perca flavescens）： laboratory， in situ enclosure， and field experiments [J]. Canadian Journal of Fisheries and Aquatic Sciences， 1989（11）： 1958-1968.

[6]PAGAN J A， JOSE A， TIJERINAGUAJARDO. Increasing wage dispersion and the changes in relative employment and wages in Mexicos urban informal sector： 1987-1993[J]. Applied Economics， 2000， 32 （3）： 335-347.

[7]GONG X， VAN SOEST A. Wage differentials and mobility in the urban labour market： a panel data analysis for Mexico [J]. Labour Economics， 2002 （4）： 513-529.

[8]BARGAIN O， KWENDA P. Earnings structures， informal employment， and selfemployment： new evidence from Brazil， Mexico， and South Africa [J]. Review of Income and Wealth， 2011， 57（s1）： S100-S122.

[9]PRATAP S， QUINTIN E. The informal sector in developing countries： output， assets and employment [R]. Working Paper， 2006：373-393.

[10]LEHMANN H， ZAICEVA A. Informal employment in Russia： definitions， incidence， determinants and labor market segmentation [J]. Center for Economic Research， 2014， 27 （3）： 697-711.

[11]BADAOUI E， STROBL E A， WALSH F. Is there an informal employment wage penalty？ evidence from South Africa [J]. Economic Development & Cultural Change， 2007， 56 （3）：683-710.

[12]PORTES A， SCHAUFFLER R. Competing perspectives on the Latin American informal sector [J]. Population and Development Review， 1994，20（2）： 491-518.

[13]DIMOVA R， NORDMAN C J， ROUBAUD F. Allocation of labor in urban West Africa： insights from the pattern of labor supply and skill premiums [J]. Review of Development Economics， 2010， 14 （1）： 74-92.

[14]FLOREZ C E. The function of the urban informal sector in employment： evidence from Colombia 1984—2000 [J]. SSRN Electronic Journal， 2002，1657（4）：1-60.

[15]GNTHER I， LAUNOV A. Informal employment in developing countries： opportunity or last resort？ [J]. Journal of Development Economics， 2012， 97 （1）： 88-98.

[16]RADCHENKO N. Heterogeneity in informal salaried employment： evidence from the Egyptian labor market survey[J]. World Development， 2014， 62（5）： 169-188.

[17]常进雄， 王丹枫. 我国城镇正规就业与非正规就业的工资差异[J]. 数量经济技术经济研究， 2010（9）： 94-106.

[18]魏下海， 余玲铮. 我国城镇正规就业与非正规就业工资差异的实证研究——基于分位数回歸与分解的发现[J]. 数量经济技术经济研究， 2012 （1）： 78-90.

[19]吴要武. 非正规就业者的未来[J]. 经济研究， 2009 （7）： 91-106.

[20]LENNOX C S， FRANCIS J R， WANG Z T. Selection models in accounting research [J]. Accounting Review， 2011， 87 （2）： 589-616.

[21]ROSENBAUM P R， RUBIN D B. The central role of the propensity score in observational studies for causal effects [J]. Biometrika， 1983， 70 （1）： 41-55.

[22]邢春冰. 经济转型与不同所有制部门的工资决定——从“下海”到“下岗”[J]. 管理世界， 2007 （6）： 23-37.

[23]夏庆杰， 李实， 宋丽娜，等. 国有单位工资结构及其就业规模变化的收入分配效应： 1988—2007 [J]. 经济研究， 2012 （6）： 127-142.

[24]赵剑治， 陆铭. 关系对农村收入差距的贡献及其地区差异——一项基于回归的分解分析 [J]. 经济学（季刊）， 2010 （1）： 363-390.

[25]余向华， 陈雪娟. 中国劳动力市场的户籍分割效应及其变迁[J]. 经济研究， 2012 （12）： 97-110.

[责任编辑 武玉]