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摘 要：运用杭州市调研数据，选取非正规部门年投资额和其就业者教育年限作为工具变量，采用有限信息极大似然估计法研究非正规部门是否存在异质性。实证研究发现，非正规部门存在异质性。在非正规部门中，年投资额对报酬具有正向影响，且在高层非正规部门中更为显著；其就业者教育年限在高层中对报酬呈现负向影响，在低层中对报酬呈现正向影响，二者存在明显的异质性。
关键词：非正规部门；异质性；报酬
中图分类号：F22 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）21-0274-02
引言
非正规部门（Informal Sector）是所有具有市场行为的住户非法人企业的合称，包括非正规自给性企业（Informal Own-account Enterprise）和非正规雇主企业（Informal Employer Enterprise）两种类型（EC、WB、OECD，2009）。中国主流观点认为中国的非正规部门是正规部门不足以吸收农村剩余劳动力与释放原有过剩劳动力的结果，是劳动力市场分割的弱势部分。同时，由于被迫进入该生产部门，政府将非正规部门“正规化”便成为主要政策（丁金宏和冷熙亮，2001；金一虹，2006；徐林清，2008；李培林，2009）。但是从统计数据上看，非正规部门所吸引的就业人数与城镇总就业人数之比从1978年的0.16%提升至目前的54%，并且仍呈不断增长的趋势。中国第二次经济普查显示，与2004年相比，中国国有企业与集体企业数分别减少了20.0%和44.0%，而非正规部门中的私营企业与有证照个体经营户数分别增长了81.4%和31.4%（国家统计局，2009）。
究竟中国的非正规部门是不是正规部门并不充足的岗位提供能力的产物？非正规部门的内部生产单位是否存在异质性？非正规部门到底应该怎样准确定位？对这些问题的探究无疑对这一在争议中不断扩展的生产部门极具理论和实践意义。
一、模型和数据
（一）模型
本文将区分高层和低层非正规部门的主要标准定为报酬。据此，引入拓展的Mincer（1974）工资方程：
ln（Yi）=α0+α1Schi+α2Expi+α3lnInvesti+…+βZi+εi （1）
其中，ln（Yi）为就业者平均月报酬的对数；Schi为就业者的受教育年限；Expi为工作经验；lnInvesti为年投资额的对数；Zi为控制个人特征的向量，包括性别、婚姻、户籍等特征变量。
（二）数据
本研究采用面谈式满意度问卷调查方式，笔者于2013年在杭州市八个主城区随机面访非正规部门就业者，共发放问卷487份，其中有效问卷472份，问卷有效率为97%。
二、异质性测度
（一）整体水平
本文先进行变量的内生性检验，选取方法为残差检验法。利用该方法对所涉及到的6个变量进行检验，最后发现在拓展的Mincer方程中，以教育年限作为自变量为基础，只有年投资额是较为合理的自变量，其余的变量的残差检验均为显著不相关。
在此基础上，利用EViews软件进行弱工具变量检验。数据显示，从第一阶段弱工具检验结果可知，弱工具变量检验Cragg-Donald统计量为24.7116，大于5%偏误下的临界值15.50，即拒绝弱工具变量的假设。因此，本文选择工具变量不存在弱工具变量问题。
所以，有限信息极大似然估计（Limited Information Maximum Likelihood，LIMI）方法和两阶段最小二乘（2-Stage Least Squares，2SLS）方法没有本质区别。
最终方程为：
ln（yi）=10.0232-0.2539Schi+0.1852lnInvesti （2）
（二）同行业非正规部门异质性影响因素分析
本文在非正规部门整体报酬拓展Mincer方程的基础上，根据报酬对被调查者进行合理“高低”分层。将月报酬在3 250元以上归为高报酬层次，月报酬在3 250元以下归为低报酬层次。从而得出各自层次的Mincer工资方程，系数如下表：
高层非正规部门：
ln（yhi）=1.9743-0.6182Schi+1.3489lnInvesti （3）
低层非正规部门：
ln（yli）=6.9103+0.0281Schi+0.0504lnInvesti （4）
结论
运用杭州市的调查数据，本文研究了非正规部门内部异质性的影响因素。为了克服非正规部门就业者的报酬内生性，我们用教育年限和年投资作为工具变量。检验表明，我们选取的工具变量不存在弱工具变量问题。因此有限信息极大似然方法（LIML）和两阶段最小二乘（2SLS）方法对弱工具变量的估计没有本质区别，我们用这两种方法进行工具变量估计。
研究表明，非正规部门内部并是非同质，而是存在异质性。通过残差检验分析，得出教育收益率与年投资额是致使非正规部门内部分层的主要原因。其中，教育收益率的影响显著大于年投资额的影响。
在高层非正规部门之中报酬与教育收益率呈现负相关，即教育年限越高，净报酬越低。我们考虑到可能是由于改革开放之初，商人文化程度普遍不高，但其报酬使其中大部分处在高层非正规部门之中，所以系数呈现上述特征，但内在原因还需要更加深入的探究。高层非正规部门就业者的报酬受年投资额影响程度高，其报酬与该部门经济效益发展更为紧密。
对于低层非正規部门就业者，教育年限越高，报酬越高，即 “高学历，高报酬”。大多低层非正规部门就业者为雇员，而雇主在选拔人才时更倾向于学历高应聘者。相比之下，学历低的应聘者获得的报酬较低。低层非正规部门就业者多为雇员，其报酬与部门发展的密切程度远不及高层非正规部门就业者，其报酬的提升受个人自身的因素（教育水平）的影响更大。
在研究过程中还发现非正规部门的社会认同度较低，众多就业者认为正规部门的社会认同度远高于非正规部门就业者。对非正规部门就业者予以肯定，提升其法律保障，福利保障，并鼓励非正规部门的被雇佣者转化为雇佣者，积极提升其自身技能从而提高其社会认可度。
参考文献：
[1] 徐蔼婷，李金昌.非正规部门角色定位与发展机理：基于机构部门的考察[J].统计研究，2012，（6）：10-17.
[2] 郭为，秦宇，王丽.旅游非正规就业的群体特征与行业满意度[J].旅游学刊，2012，（7）：81-90.
[3] 国家统计局.中国经济普查年鉴（2004）[K].北京：中国统计出版社，2006.
[4] 丁金宏，冷熙亮，宋秀坤，等.中国对非正规就业概念的移植与发展[J].中国人口科学，2001，（8）.
[5] 金一虹.女性非正规就业：现状与对策[J].河海大学学报：哲学社会科学版，2006，（1）：6-10.
[6] 徐林清.劳动力市场分割对农村劳动供给行为的影响分析[J].经济体制改革，2008，（3）：36-39.
[7] 李培林，李炜，范雷.当前中国就业形势的特点和变化[J].社会科学研究，2009，（2）.
[责任编辑 魏 杰]
关键词：非正规部门；异质性；报酬
中图分类号：F22 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）21-0274-02
引言
非正规部门（Informal Sector）是所有具有市场行为的住户非法人企业的合称，包括非正规自给性企业（Informal Own-account Enterprise）和非正规雇主企业（Informal Employer Enterprise）两种类型（EC、WB、OECD，2009）。中国主流观点认为中国的非正规部门是正规部门不足以吸收农村剩余劳动力与释放原有过剩劳动力的结果，是劳动力市场分割的弱势部分。同时，由于被迫进入该生产部门，政府将非正规部门“正规化”便成为主要政策（丁金宏和冷熙亮，2001；金一虹，2006；徐林清，2008；李培林，2009）。但是从统计数据上看，非正规部门所吸引的就业人数与城镇总就业人数之比从1978年的0.16%提升至目前的54%，并且仍呈不断增长的趋势。中国第二次经济普查显示，与2004年相比，中国国有企业与集体企业数分别减少了20.0%和44.0%，而非正规部门中的私营企业与有证照个体经营户数分别增长了81.4%和31.4%（国家统计局，2009）。
究竟中国的非正规部门是不是正规部门并不充足的岗位提供能力的产物？非正规部门的内部生产单位是否存在异质性？非正规部门到底应该怎样准确定位？对这些问题的探究无疑对这一在争议中不断扩展的生产部门极具理论和实践意义。
一、模型和数据
（一）模型
本文将区分高层和低层非正规部门的主要标准定为报酬。据此，引入拓展的Mincer（1974）工资方程：
ln（Yi）=α0+α1Schi+α2Expi+α3lnInvesti+…+βZi+εi （1）
其中，ln（Yi）为就业者平均月报酬的对数；Schi为就业者的受教育年限；Expi为工作经验；lnInvesti为年投资额的对数；Zi为控制个人特征的向量，包括性别、婚姻、户籍等特征变量。
（二）数据
本研究采用面谈式满意度问卷调查方式，笔者于2013年在杭州市八个主城区随机面访非正规部门就业者，共发放问卷487份，其中有效问卷472份，问卷有效率为97%。
二、异质性测度
（一）整体水平
本文先进行变量的内生性检验，选取方法为残差检验法。利用该方法对所涉及到的6个变量进行检验，最后发现在拓展的Mincer方程中，以教育年限作为自变量为基础，只有年投资额是较为合理的自变量，其余的变量的残差检验均为显著不相关。
在此基础上，利用EViews软件进行弱工具变量检验。数据显示，从第一阶段弱工具检验结果可知，弱工具变量检验Cragg-Donald统计量为24.7116，大于5%偏误下的临界值15.50，即拒绝弱工具变量的假设。因此，本文选择工具变量不存在弱工具变量问题。
所以，有限信息极大似然估计（Limited Information Maximum Likelihood，LIMI）方法和两阶段最小二乘（2-Stage Least Squares，2SLS）方法没有本质区别。
最终方程为：
ln（yi）=10.0232-0.2539Schi+0.1852lnInvesti （2）
（二）同行业非正规部门异质性影响因素分析
本文在非正规部门整体报酬拓展Mincer方程的基础上，根据报酬对被调查者进行合理“高低”分层。将月报酬在3 250元以上归为高报酬层次，月报酬在3 250元以下归为低报酬层次。从而得出各自层次的Mincer工资方程，系数如下表：
高层非正规部门：
ln（yhi）=1.9743-0.6182Schi+1.3489lnInvesti （3）
低层非正规部门：
ln（yli）=6.9103+0.0281Schi+0.0504lnInvesti （4）
结论
运用杭州市的调查数据，本文研究了非正规部门内部异质性的影响因素。为了克服非正规部门就业者的报酬内生性，我们用教育年限和年投资作为工具变量。检验表明，我们选取的工具变量不存在弱工具变量问题。因此有限信息极大似然方法（LIML）和两阶段最小二乘（2SLS）方法对弱工具变量的估计没有本质区别，我们用这两种方法进行工具变量估计。
研究表明，非正规部门内部并是非同质，而是存在异质性。通过残差检验分析，得出教育收益率与年投资额是致使非正规部门内部分层的主要原因。其中，教育收益率的影响显著大于年投资额的影响。
在高层非正规部门之中报酬与教育收益率呈现负相关，即教育年限越高，净报酬越低。我们考虑到可能是由于改革开放之初，商人文化程度普遍不高，但其报酬使其中大部分处在高层非正规部门之中，所以系数呈现上述特征，但内在原因还需要更加深入的探究。高层非正规部门就业者的报酬受年投资额影响程度高，其报酬与该部门经济效益发展更为紧密。
对于低层非正規部门就业者，教育年限越高，报酬越高，即 “高学历，高报酬”。大多低层非正规部门就业者为雇员，而雇主在选拔人才时更倾向于学历高应聘者。相比之下，学历低的应聘者获得的报酬较低。低层非正规部门就业者多为雇员，其报酬与部门发展的密切程度远不及高层非正规部门就业者，其报酬的提升受个人自身的因素（教育水平）的影响更大。
在研究过程中还发现非正规部门的社会认同度较低，众多就业者认为正规部门的社会认同度远高于非正规部门就业者。对非正规部门就业者予以肯定，提升其法律保障，福利保障，并鼓励非正规部门的被雇佣者转化为雇佣者，积极提升其自身技能从而提高其社会认可度。
参考文献：
[1] 徐蔼婷，李金昌.非正规部门角色定位与发展机理：基于机构部门的考察[J].统计研究，2012，（6）：10-17.
[2] 郭为，秦宇，王丽.旅游非正规就业的群体特征与行业满意度[J].旅游学刊，2012，（7）：81-90.
[3] 国家统计局.中国经济普查年鉴（2004）[K].北京：中国统计出版社，2006.
[4] 丁金宏，冷熙亮，宋秀坤，等.中国对非正规就业概念的移植与发展[J].中国人口科学，2001，（8）.
[5] 金一虹.女性非正规就业：现状与对策[J].河海大学学报：哲学社会科学版，2006，（1）：6-10.
[6] 徐林清.劳动力市场分割对农村劳动供给行为的影响分析[J].经济体制改革，2008，（3）：36-39.
[7] 李培林，李炜，范雷.当前中国就业形势的特点和变化[J].社会科学研究，2009，（2）.
[责任编辑 魏 杰]