郝 恬，楊玉梅

（北京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100083）

改革實(shí)踐

正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資差異及其影響因素研究

郝 恬，楊玉梅

（北京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100083）

依據(jù)2010年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，利用傾向得分匹配法，在控制其他因素的前提下，對(duì)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)進(jìn)行一對(duì)一匹配，找出兩種就業(yè)類型工資產(chǎn)生差異的影響因素，并對(duì)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差異進(jìn)行均值分解，找出其主要的影響因素及影響程度，即正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)產(chǎn)生的差異是由歧視、勞動(dòng)力市場(chǎng)分割等不可解釋的部分導(dǎo)致的，還是由人力資本、個(gè)人稟賦等合理因素導(dǎo)致的。結(jié)果表明，正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)間存在顯著的工資差異，且正規(guī)就業(yè)者的工資顯著高于非正規(guī)就業(yè)者的工資，其中制度因素對(duì)兩種就業(yè)類型人群的工資差異影響最大。Oaxaca-Blinder分解結(jié)果表明，正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差異主要是由市場(chǎng)機(jī)制發(fā)揮作用而產(chǎn)生的合理差異導(dǎo)致的。

正規(guī)就業(yè)；非正規(guī)就業(yè)；工資差異；傾向得分匹配；Oaxaca-Blinder分解

1 國(guó)內(nèi)外研究概述

隨著世界經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展及全球范圍經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整引起的就業(yè)結(jié)構(gòu)的改變，非正規(guī)就業(yè)規(guī)模在世界范圍內(nèi)呈現(xiàn)出不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)，從而也引起了國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)非正規(guī)就業(yè)相關(guān)問題研究的廣泛關(guān)注。在中國(guó)，改革開放以來(lái)，大量農(nóng)民工進(jìn)城務(wù)工，及國(guó)家取消對(duì)大專院校畢業(yè)生包分配、提供就業(yè)的制度，均給城市就業(yè)崗位增加帶來(lái)了負(fù)擔(dān)，從而導(dǎo)致了非正規(guī)部門的快速成長(zhǎng)。薛進(jìn)軍等使用2005年全國(guó)1%的人口普查數(shù)據(jù)，得出非正規(guī)就業(yè)在中國(guó)城鎮(zhèn)非農(nóng)就業(yè)者中所占比例為58.85%[1]。曾湘泉（2015）在ILO非標(biāo)準(zhǔn)就業(yè)報(bào)告中認(rèn)為，2010—2012這三年期間，中國(guó)非標(biāo)準(zhǔn)就業(yè)的比重應(yīng)介于52.9%～62.7%區(qū)間之間。由此可見，非正規(guī)就業(yè)已經(jīng)在我國(guó)占據(jù)了舉足輕重的地位。然而，不同就業(yè)類型間在工資薪酬、福利待遇等方面存在顯著的差異。

從國(guó)外來(lái)看，一些學(xué)者認(rèn)為，非正規(guī)就業(yè)可能是增加勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的工具，并且是走向正規(guī)就業(yè)的“墊腳石”[2-3]，但多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，非正規(guī)就業(yè)比正規(guī)就業(yè)要差很多。首先，非正規(guī)就業(yè)者由于缺少應(yīng)有的保障，其更替率和失業(yè)率相對(duì)來(lái)說會(huì)更高一些[4]。其次，在同等條件和工作的情況下，非正規(guī)就業(yè)者的收入要比正規(guī)就業(yè)者少得多，這一差異范圍從西班牙的47%到德國(guó)的17%不等[5]。最近來(lái)自英國(guó)、法國(guó)、西班牙和德國(guó)的研究中，均涉及到了工資與條件等和非正規(guī)就業(yè)的關(guān)系，并發(fā)現(xiàn)非正規(guī)就業(yè)者的收入明顯低于正規(guī)就業(yè)者。比如，Jimeno及Toharia發(fā)現(xiàn)正規(guī)就業(yè)者與非正規(guī)就業(yè)者的工資差異在西班牙為8.5%～10.8%；Blanchard和Landier表示正規(guī)就業(yè)者與非正規(guī)就業(yè)者的工資差異在法國(guó)為20%等等[6]。從經(jīng)濟(jì)學(xué)上理解來(lái)看，主要是基于勞動(dòng)力市場(chǎng)分割的觀點(diǎn)，即因?yàn)檎?guī)部門就業(yè)門檻的限制，導(dǎo)致同等勞動(dòng)生產(chǎn)率狀況下，非正規(guī)部門只能獲得低于正規(guī)部門的回報(bào)。

另外，很多學(xué)者對(duì)非正規(guī)就業(yè)進(jìn)行了更加細(xì)化、深入的研究。Sara和Florentino考慮了擁有不同資質(zhì)的就業(yè)者并通過資質(zhì)水平探討了正規(guī)就業(yè)者和非正規(guī)就業(yè)者的收入差距。并運(yùn)用Oaxaca-Blinder分解對(duì)對(duì)工資進(jìn)行了均值分解，了解哪些變量對(duì)收入差距的影響最大。Saavedra and Chong將就業(yè)者分類進(jìn)行研究，并發(fā)現(xiàn)正規(guī)就業(yè)部門和非正規(guī)就業(yè)部門的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者的收入幾乎沒有差異，而工薪階層人員因就業(yè)部門不同，他們的收入差距依然很大[7]。另外還有國(guó)外學(xué)者發(fā)現(xiàn)，在墨西哥，正規(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)人員的受教育水平都比較低時(shí)，他們的工資差距會(huì)比較小，而隨著受教育水平的提高，他們之間的工資差距會(huì)逐漸擴(kuò)大[8]。這一發(fā)現(xiàn)與Pianto相似。

從國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)來(lái)看，有關(guān)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資差異的問題研究起步較晚，且文獻(xiàn)研究多停留于定性描述或基本特征及規(guī)模的描述，除張延吉等利用2011年中國(guó)社會(huì)狀況綜合調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）；薛進(jìn)軍等利用2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)；屈小博利用2010年中國(guó)城市勞動(dòng)力抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)外，其余文獻(xiàn)均采用CHNS數(shù)據(jù)作為對(duì)兩種就業(yè)類型工資差異的研究。首先CHNS數(shù)據(jù)不夠新，為2010年以前的數(shù)據(jù)，其次，CHNS數(shù)據(jù)的側(cè)重點(diǎn)為中國(guó)居民營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查，因此用它來(lái)研究勞動(dòng)力市場(chǎng)問題顯然具有一定的局限性。

其次，關(guān)于非正規(guī)就業(yè)與正規(guī)就業(yè)工資差異的實(shí)證研究相對(duì)匱乏，即使在現(xiàn)有的文獻(xiàn)中，各文獻(xiàn)間也有許多矛盾之處。如多數(shù)研究認(rèn)為正規(guī)就業(yè)者的教育回報(bào)率和經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率均遠(yuǎn)高于非正規(guī)就業(yè)者，并認(rèn)為這兩者的差異是正規(guī)就業(yè)者和非正規(guī)就業(yè)者間工資收入差異的主要原因[9-10]。然而，也有不同的觀點(diǎn)。吳要武利用2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)分析了我國(guó)城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)者和非正規(guī)就業(yè)的教育回報(bào)率,發(fā)現(xiàn)正規(guī)就業(yè)者的教育回報(bào)率要低于非正規(guī)就業(yè)者，其研究結(jié)果與國(guó)內(nèi)外對(duì)非正規(guī)就業(yè)的研究結(jié)果顯著不同[11]。魏下海認(rèn)為，經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率在兩種就業(yè)類型存在顯著差異。當(dāng)工作經(jīng)驗(yàn)低于一定水平（7.5年左右），非正規(guī)就業(yè)的經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率高于正規(guī)就業(yè)；而當(dāng)工作經(jīng)驗(yàn)超過這一水平，非正規(guī)就業(yè)的經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率則低于正規(guī)就業(yè)。由此其認(rèn)為，對(duì)非正規(guī)就業(yè)而言，經(jīng)驗(yàn)對(duì)工資收入的作用比教育更為重要[12]。

最后，在正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資差異方法的選取上，大多數(shù)學(xué)者采用OLS進(jìn)行估計(jì)，并運(yùn)用Oaxaca-Blinder分解法對(duì)工資差異進(jìn)行分解。但很少有學(xué)者在使用OLS估計(jì)前考慮到內(nèi)生性問題及自選擇偏差的問題，且OLS回歸中協(xié)變量間的相關(guān)或共線性關(guān)系，導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)產(chǎn)生偏誤[13]。

基于上述分析，本文將在完善研究方法的同時(shí)對(duì)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資差異及其影響因素進(jìn)行進(jìn)一步分析，并對(duì)兩種就業(yè)類型間的工資差異進(jìn)行均值分解，找出其主要影響因素及影響程度，這對(duì)于政府采取有效的應(yīng)對(duì)措施，出臺(tái)相應(yīng)政策，縮小因就業(yè)差別導(dǎo)致的收入差距，促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定等有重要意義。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與描述統(tǒng)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選用了中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）2010年的中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查數(shù)據(jù)作為研究樣本，樣本數(shù)據(jù)量大，質(zhì)量高。該數(shù)據(jù)問卷包含3種，分為入戶登記表、抽樣類型頁(yè)和一份正式的調(diào)查問卷。從A到Q，共涉及17個(gè)板塊，且該數(shù)據(jù)對(duì)就業(yè)類型有較為合理的分類，能夠?qū)Ψ钦?guī)就業(yè)與正規(guī)就業(yè)進(jìn)行明確劃分，可以較客觀的分析本文所要研究的內(nèi)容，了解當(dāng)前中國(guó)非正規(guī)就業(yè)整體現(xiàn)狀。通過剔除無(wú)效樣本和不適用、拒絕回答的樣本，最終得到有效樣本3 749個(gè)。

對(duì)于正規(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)的劃分，本文采用曾湘泉在中國(guó)非標(biāo)準(zhǔn)就業(yè)報(bào)告（2015）中通過定義標(biāo)準(zhǔn)就業(yè)來(lái)反推非標(biāo)準(zhǔn)就業(yè)的方法所確定的非標(biāo)準(zhǔn)就業(yè)范疇作為本文對(duì)非正規(guī)就業(yè)的界定。即首先確定正規(guī)就業(yè)者，然后利用勞動(dòng)力群體總?cè)藬?shù)減去正規(guī)就業(yè)者，從而得到非正規(guī)就業(yè)者樣本。最終，得到正規(guī)就業(yè)者人數(shù)1 465人，占總樣本的39%；非正規(guī)就業(yè)者人數(shù)2 284人，占總樣本的61%。

2.2 描述統(tǒng)計(jì)

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從表1中我們可以看到，正規(guī)就業(yè)者的月平均工資是2 885元，非正規(guī)就業(yè)者的月平均工資是2 095元，明顯低于正規(guī)就業(yè)者，但就整體平均工資來(lái)看，兩類就業(yè)者的月平均工資都比較低；就平均工作經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，非正規(guī)就業(yè)者略高于正規(guī)就業(yè)者；從每周的平均工作小時(shí)數(shù)來(lái)看，正規(guī)就業(yè)者的平均工作小時(shí)數(shù)略低于非正規(guī)就業(yè)者。

勞動(dòng)力群體中不同年齡段的就業(yè)情況如圖1所示。從兩種不同就業(yè)類型的分類來(lái)看，非正規(guī)就業(yè)群體主要集中在了30歲以下、61～70歲和71歲以上這三個(gè)年齡段，其中尤以兩頭的年齡段的人最多。

樣本中不同就業(yè)類型人員受教育程度分布情況如圖2所示。在正規(guī)就業(yè)部門中，技校、大專、本科和研究生及以上的學(xué)歷層次所占比重相對(duì)較高，分別為58%、67%、71%和78%；在非正規(guī)就業(yè)部門中，沒有受過任何教育、小學(xué)、初中和高中的學(xué)歷層次所占比重相對(duì)較高，分別占到該層次的96%、90%、80%和58%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出同等層次正規(guī)就業(yè)人員的人數(shù)，由此得出，正規(guī)就業(yè)者的平均受教育水平要遠(yuǎn)高于非正規(guī)就業(yè)者。

表2為正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的均值差異T檢驗(yàn)。從表中我們可以看到，正規(guī)就業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)差為0.770 47，非正規(guī)就業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)差為0.958 14，即這兩種就業(yè)類型人群的內(nèi)部工資差異非常小，但這兩種就業(yè)類型間的工資具有很大差異，可以看到正規(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)人群的工資，在1%的顯著性水平上存在顯著差異，且正規(guī)就業(yè)者的工資明顯高于非正規(guī)就業(yè)者的工資。

綜合以上數(shù)據(jù)來(lái)看，非正規(guī)就業(yè)勞動(dòng)群體工資普遍偏低，但工作時(shí)間較長(zhǎng)（個(gè)體工商戶除外），并且基本的社會(huì)福利相較正規(guī)就業(yè)群體來(lái)說得不到有效保障，在社會(huì)中處于不利地位。

3 模型及結(jié)果分析

3.1 傾向得分匹配

本文將采用傾向得分匹配法對(duì)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)收入差異的影響因素進(jìn)行分析。之所以采用此方法是因?yàn)?，從事正?guī)就業(yè)或非正規(guī)就業(yè)的選擇不是隨機(jī)的，如果我們簡(jiǎn)單地將兩種就業(yè)類型作為虛擬變量，對(duì)總體進(jìn)行回歸的話，在回歸模型中，協(xié)變量間的相關(guān)或共線性關(guān)系，會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)產(chǎn)生偏誤，并且OLS回歸難以處理的反向因果關(guān)系和遺漏變量等內(nèi)生性問題及自選擇問題。

在本文中，使用傾向得分匹配法的核心思路是首先將非正規(guī)就業(yè)視為處理組（賦值為1），將正規(guī)就業(yè)視為對(duì)照組（賦值為0）進(jìn)行準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)。通過Probit回歸將所有控制變量進(jìn)行降維處理，并求出每個(gè)樣本的傾向得分，然后，逐一匹配與正規(guī)就業(yè)者傾向得分相接近的非正規(guī)就業(yè)者。最終，獲得正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)在被解釋變量上的平均差異，并獲得處理組的平均干預(yù)效應(yīng)其顯著性水平。

從傾向值匹配結(jié)果中可看出，LR卡方檢驗(yàn)值為1 209.91，p值為0.000 0＜0.01，由此證明模型整體回歸顯著。由PseudoR2為24.12%可以得出模型擬合度良好。

從剩余變量顯著性程度來(lái)看，年齡及年齡的平方的系數(shù)分別為0.155和-0.000 8一正一負(fù)，且分別通過了1%與5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明年齡對(duì)工資差異有顯著的影響，且為倒U型曲線，即隨著年齡的增加，正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差異會(huì)增大，但當(dāng)年齡超過某一臨界值時(shí)，兩種就業(yè)類型的工資差異則會(huì)逐漸減小。

受教育程度的系數(shù)為0.084，顯著為正，說明受教育程度越高，從事正規(guī)就業(yè)的概率越大。

從工作經(jīng)驗(yàn)及工作經(jīng)驗(yàn)的平方來(lái)看，工作經(jīng)驗(yàn)的系數(shù)為-0.095，顯著為負(fù)，且p＜0.01，但工作經(jīng)驗(yàn)的平方并不顯著，這表明，就業(yè)者工作經(jīng)驗(yàn)越多，從事非正規(guī)就業(yè)的概率就會(huì)越高。

從戶籍變量來(lái)看，系數(shù)為0.251，顯著為正，且p＜0.01，證明戶籍對(duì)正規(guī)就業(yè)及非正規(guī)就業(yè)工資差異有顯著影響，而正規(guī)就業(yè)群體中多為城鎮(zhèn)戶口。

就每周工作小時(shí)數(shù)來(lái)看，系數(shù)顯著為正（p＜0. 01），說明每周工作時(shí)間越長(zhǎng)，越有可能為正規(guī)就業(yè)者。

從是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)情況來(lái)看，系數(shù)為0.325，顯著為正，且p＜0.01，證明從事正規(guī)就業(yè)的群體參加醫(yī)療保險(xiǎn)的概率會(huì)更高；與醫(yī)療保險(xiǎn)情況相同，是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的系數(shù)為0.713，顯著為正，且P＜0.01，說明正規(guī)就業(yè)人員參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的概率會(huì)更高。

3.2 Oaxaca-Blinder分解

Oaxaca-Blinder分解方法建立在OLS回歸基礎(chǔ)之上，根據(jù)最小二乘法（OLS）殘差均值為零的性質(zhì)，我們可以將正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)兩種就業(yè)類型的平均工資差異表示為：

上式中，下標(biāo)p和t分別表示正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)，等式左邊表示正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差異，lnWp和lnWt分別表示正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資對(duì)數(shù)，βp和βt分別表示兩個(gè)工資方程的系數(shù)。等式右邊第一項(xiàng)為工資差異中能被方程中解釋變量的數(shù)量差異所解釋的部分，即特征差異；第二項(xiàng)為不可解釋的部分，表示有相同個(gè)人稟賦的兩種就業(yè)人群由于就業(yè)類別差異所導(dǎo)致的工資差異，即由歧視和勞動(dòng)力市場(chǎng)分割等不可解釋的部分所導(dǎo)致，我們稱之為系數(shù)差異。

從分解結(jié)果中我們可以看到，正規(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)的工資總差異為-0.574 5，其中，由特征因素引起的差異為-0.453 8，占總差異的79%；由系數(shù)因素引起的差異為-0.120 7，占總差異的21%。這一結(jié)果說明：在正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)兩類人群的工資差異中，有79%是由個(gè)人特征差異引起的，這部分差異是市場(chǎng)機(jī)制導(dǎo)致的差異，為合理差異；而21%的系數(shù)差異為市場(chǎng)無(wú)法解釋的部分，即我們所說的歧視部分。表5研究結(jié)果證明，正規(guī)就業(yè)者與非正規(guī)就業(yè)者的工資差異主要是由市場(chǎng)機(jī)制發(fā)揮作用而產(chǎn)生的合理差異導(dǎo)致的。

就分解項(xiàng)而言，年齡和工作經(jīng)驗(yàn)是造成正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資差異最主要的因素。從工作經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，這可能與兩種就業(yè)人群的工作經(jīng)驗(yàn)?zāi)陻?shù)差別較大有關(guān)，正規(guī)就業(yè)人群的工作經(jīng)驗(yàn)較低。

此外，性別的系數(shù)差異為-0.015 1，占比超過100%，充分說明了我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)就業(yè)存在嚴(yán)重的性別歧視。

4 結(jié)論及建議

本文使用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查中2010年的數(shù)據(jù)，分別利用傾向得分匹配法和Oaxaca-Blinder分解法找出正規(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)工資產(chǎn)生差異的影響因素，并對(duì)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)的工資差異進(jìn)行均值分解，找出其主要的影響因素及影響程度，即兩種就業(yè)類型工資產(chǎn)生的差異主要是由歧視、勞動(dòng)力市場(chǎng)分割等不可解釋的部分導(dǎo)致的，還是由人力資本、個(gè)人稟賦等合理因素導(dǎo)致的，從而得出以下結(jié)論：

正規(guī)就業(yè)者與非正規(guī)就業(yè)者的工資存在顯著差異，通過均值T檢驗(yàn)我們可以看到正規(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)人群的工資，在1%的顯著性水平上存在顯著差異；非正規(guī)就業(yè)者工資明顯低于正規(guī)就業(yè)者，工作時(shí)間長(zhǎng)于正規(guī)就業(yè)者，受教育程度較低，且醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保險(xiǎn)的參保率均低于正規(guī)就業(yè)者，基本的社會(huì)福利相較正規(guī)就業(yè)者來(lái)說得不到有效保障，在社會(huì)中處于不利地位。

根據(jù)傾向得分匹配法結(jié)果可以得出除性別、婚姻及健康狀況外，其他變量即年齡、受教育程度、工作經(jīng)驗(yàn)、戶籍、周工作小時(shí)數(shù)、醫(yī)療保險(xiǎn)及養(yǎng)老保險(xiǎn)這些變量均對(duì)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資差異產(chǎn)生了顯著的影響。我們可以看到，應(yīng)用傾向得分匹配法后，控制組即非正規(guī)就業(yè)的工資水平均值為7.215 67，相比未匹配時(shí)工資顯著提升了很多，說明考慮了性別、年齡、受教育程度、工作經(jīng)驗(yàn)、戶籍等這些變量因素后，正規(guī)就業(yè)者與非正規(guī)就業(yè)者間的工資差異減少了，但同時(shí)也進(jìn)一步說明了正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)間存在顯著的工資差異。

其中制度因素對(duì)兩種就業(yè)類型人群的工資差異影響最大，可以看到是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)變量的系數(shù)為0.713，是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)變量的系數(shù)為0.325，戶籍變量的系數(shù)為0.251，系數(shù)均顯著為正，且P值均小于0.01，這表明中國(guó)城鄉(xiāng)二元制勞動(dòng)力市場(chǎng)背景下，勞動(dòng)力進(jìn)入正規(guī)就業(yè)部門的制度限制依然存在，即使能夠進(jìn)入也不能和擁有城鎮(zhèn)戶口的員工享有同樣的待遇，如進(jìn)修與培訓(xùn)，升職及加薪等；另外，社會(huì)中的公共服務(wù)資源如社會(huì)福利等還是更傾向于正規(guī)就業(yè)部門，在正規(guī)就業(yè)部門中的員工可以獲得更多的社會(huì)保障，這些都對(duì)正規(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)人員的工資差異產(chǎn)生了極大的差異。

根據(jù)Oaxaca-Blinder分解結(jié)果我們可以看出，正規(guī)就業(yè)者與非正規(guī)就業(yè)者的工資差異主要是由市場(chǎng)機(jī)制發(fā)揮作用而產(chǎn)生的合理差異導(dǎo)致的。在正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)兩類人群的工資差異中，有79%是由個(gè)人特征差異引起的，為合理因素導(dǎo)致，這些合理因素包括受教育程度、經(jīng)驗(yàn)等人力資本差異，由于正規(guī)就業(yè)人員獲得了更多的人力資本，從而得到更高的勞動(dòng)報(bào)酬，這部分差異是合理的；而剩下的21%為市場(chǎng)無(wú)法解釋的部分，即歧視、勞動(dòng)力市場(chǎng)的分割所導(dǎo)致的工資差異。如結(jié)果中的性別變量，我們可以看到，其系數(shù)差異占比超過100%，說明我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)就業(yè)存在嚴(yán)重的性別歧視。

正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)只是兩種不同的就業(yè)形式，均對(duì)增加就業(yè)做出了不同程度的貢獻(xiàn)，因此，首先要樹立正確的市場(chǎng)就業(yè)觀，盡量做到平等看待兩種就業(yè)模式，消除就業(yè)中的性別歧視。其次，要加快戶籍制度的改革，弱化戶籍觀念，并調(diào)節(jié)勞動(dòng)力市場(chǎng)中的公共服務(wù)資源，如社會(huì)保障等，要逐步完善非正規(guī)就業(yè)者的社會(huì)保障，逐步實(shí)現(xiàn)全覆蓋。最后，還要加大對(duì)教育、培訓(xùn)資金的投入，尤其是對(duì)非正規(guī)就業(yè)人員教育、培訓(xùn)的投入，從根本上提高他們的人力資本，從而加快非正規(guī)就業(yè)的發(fā)展。

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［責(zé)任編輯：路 實(shí)］

Study on Wage Differentials between Formal Employment and Informal Employment and Influence Factors

HAOTian，YANGYu-mei
（College ofEconomics and Management，BeijingForestryUniversity，Beijing100083，China）

According to 2010 CGSS,this paper utilizes propensity score matching to carry out one-to-one matching to formal employment and informal employment on the premise of controlling other factors,finding the influence factor of wage differentials caused by the two kinds of employment types,and carrying out mean decomposition to the wage differentials of formal employment and informal employment to find the main influence factors and influence degree,and that is tosaythe differentials caused byformal employment and informal employment are caused by the inexplicable factors such as discrimination,labor market segmentation or caused by the reasonable factors such as human capital,individual endowment.The results showthat,there is significant wage differentials between formal employment and informal employment,and the wage of formal employed persons is significantly higher than the wage of informal employed persons, wherein institutional factor has the biggest influence to the wage differentials of the two kinds of employment types.Oaxaca-Blinder decomposition result shows that the wage differentials of formal employment and informal employment is mainly caused by the reasonable factors produced by market mechanism playing a role.

Formal Employment;Informal Employment;Wage Differentials;Propensity Score Matching; Oaxaca-Blinder Decomposition

F272.92

A

1673-5919（2017）01-0035-05

10.13691/j.cnki.cn23-1539/f.2017.01.009

2017-01-10

郝恬（1992-），女，河北石家莊市人，碩士研究生。