城郊農(nóng)民市民化后就業(yè)類型及收入差異比較
——以天津?qū)氎鎱^(qū)為例的實(shí)證研究

馬林靖，郭彩梅，孫 琦

(河北工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，天津 300401)

經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”下，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增速開始向中高速轉(zhuǎn)變，而城鎮(zhèn)化在我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型過程中起著重要的作用。隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，大量的城郊農(nóng)民被“市民化”，大多數(shù)農(nóng)民在失去土地后重新?lián)駱I(yè)，而城鎮(zhèn)化始終是縮小城鄉(xiāng)差距的重要途經(jīng)[1-2]。雖然多數(shù)農(nóng)民在市民化后社會(huì)保障得到改善，但仍存在部分傳統(tǒng)農(nóng)民因就業(yè)信息不對(duì)稱、地域、知識(shí)及年齡等限制在身份轉(zhuǎn)變后只能從事一些技能要求低且工作內(nèi)容單一的低收入工作，而且多數(shù)傳統(tǒng)農(nóng)民由于求職態(tài)度和企業(yè)歧視一直難以就業(yè)，這導(dǎo)致了部分城郊居民在市民化后陷入了就業(yè)難和收入低的困境。而且根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)可知，2018年和2019年我國(guó)城鎮(zhèn)登記失業(yè)率分別為3.8%和3.62%，2018年和2019年城鎮(zhèn)調(diào)查失業(yè)率指標(biāo)分別為4.93%和5.2%，可見調(diào)查失業(yè)率的比例要高于登記失業(yè)率，由此可知我國(guó)城鎮(zhèn)的實(shí)際失業(yè)率依然較高。而在這樣一個(gè)龐大的失業(yè)群體中包含了一大批城郊農(nóng)民，面對(duì)如此龐大的待就業(yè)群體，實(shí)現(xiàn)穩(wěn)就業(yè)將是我國(guó)現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)任務(wù)的重中之重，經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，目前非正規(guī)就業(yè)已經(jīng)成為我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的重要組成部分。

國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有的關(guān)于非正規(guī)就業(yè)的研究基本上是關(guān)于非正規(guī)就業(yè)的規(guī)模、特征以及對(duì)經(jīng)濟(jì)等的作用，近年來才逐步涉及非正規(guī)就業(yè)對(duì)收入的影響問題，而此類研究多是集中在非正規(guī)就業(yè)人員與正規(guī)就業(yè)人員收入差異的簡(jiǎn)單對(duì)比及對(duì)整體收入不平等的貢獻(xiàn)度，忽視了非正規(guī)就業(yè)自身對(duì)其的作用效果，對(duì)其收入效果分析較為籠統(tǒng)。本研究將重點(diǎn)放在非正規(guī)就業(yè)的收入差異上，以天津市寶坻區(qū)的大規(guī)模一手調(diào)研數(shù)據(jù)為樣本，基于PSM模型研究了282個(gè)勞動(dòng)力在不同就業(yè)選擇之下的不同收入并進(jìn)行比較。模型研究主要是將非正式就業(yè)者分為自雇者與受雇者2種類型，通過計(jì)量統(tǒng)計(jì)方法研究不同就業(yè)選擇群體的收入差異，以客觀數(shù)據(jù)結(jié)果直觀反映非正規(guī)就業(yè)與其他就業(yè)形式的收入差異；同時(shí)探討各就業(yè)形式的影響因素，其有利于說明不同就業(yè)形式選擇背后的深層次規(guī)律，從而為我國(guó)解決就業(yè)難、緩解低收入群體的民生困境及制定相應(yīng)就業(yè)促進(jìn)和安全保障政策提供一些切實(shí)可行的結(jié)論和建議。

一、相關(guān)理論與文獻(xiàn)綜述

(一)相關(guān)理論

1．二元經(jīng)濟(jì)理論。二元經(jīng)濟(jì)理論是區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)的奠基性理論之一。劉易斯較早地在《勞動(dòng)力市場(chǎng)無(wú)限供給下的經(jīng)濟(jì)發(fā)展》一文中提出了二元經(jīng)濟(jì)模型，這一模型基于3個(gè)假設(shè)：首先，部門分為現(xiàn)代與傳統(tǒng)2種形式。現(xiàn)代部門的發(fā)展依賴于勞動(dòng)力從傳統(tǒng)部門的轉(zhuǎn)移。其次，在付出等質(zhì)等量的勞動(dòng)條件下，非熟練勞動(dòng)者能夠在現(xiàn)代部門拿到更高額的報(bào)酬。再有，根據(jù)目前的工資水平，現(xiàn)代部門的勞動(dòng)力供需不平衡，供給大于需求。就這個(gè)意義來說，發(fā)展之初非熟練勞動(dòng)者是充裕的。它表明在發(fā)展中國(guó)家，農(nóng)村地區(qū)的傳統(tǒng)生產(chǎn)性農(nóng)業(yè)與城市地區(qū)制造業(yè)占主導(dǎo)的現(xiàn)代部門同時(shí)存在，又因?yàn)檗r(nóng)業(yè)中存在大量邊際生產(chǎn)率等于零的剩余勞動(dòng)力，所以這一群體由農(nóng)業(yè)向非農(nóng)的大量轉(zhuǎn)移能夠進(jìn)一步降低二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的程度[3]。

劉易斯模型是以城鄉(xiāng)來進(jìn)行二元結(jié)構(gòu)的劃分，然而隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，托達(dá)羅等發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)此提出了質(zhì)疑，他們認(rèn)為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力進(jìn)入城市后，并不能直接進(jìn)入城市中的正規(guī)部門，而是被非正規(guī)部門所吸納，主要以臨時(shí)工或者非全日制工作形式謀生，即非正規(guī)就業(yè)。因此可以得出農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移路徑為：“農(nóng)業(yè)—非正規(guī)就業(yè)—正規(guī)就業(yè)”，這一理論說明了非正規(guī)就業(yè)產(chǎn)生和發(fā)展的外部力量，從城鄉(xiāng)關(guān)系和城市化的動(dòng)態(tài)發(fā)展對(duì)其進(jìn)行了解釋。

2.貧困就業(yè)理論?！胺钦?guī)部門”這一概念源于國(guó)際勞動(dòng)組織，其在1973年《就業(yè)、收入和平等：肯尼亞增加生產(chǎn)性就業(yè)的戰(zhàn)略》的報(bào)告中首次出現(xiàn)，之后在1991年、1992年，又分別對(duì)其進(jìn)行了更加詳盡的定義，并且形成了國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)，即：廣義上，非正規(guī)部門是指以創(chuàng)造就業(yè)和提供收入為基礎(chǔ)，主要由從事產(chǎn)品生產(chǎn)以及勞務(wù)的單位組成的就業(yè)部門。其最重要的特點(diǎn)為：生產(chǎn)規(guī)模小、對(duì)勞動(dòng)力和資本一視同仁、組織水平較低。ILO的相關(guān)報(bào)告表明，在發(fā)展中國(guó)家城市中，大量自謀就業(yè)、臨時(shí)工數(shù)量的上升，有效地解決了其日益嚴(yán)重的就業(yè)問題，成為重要的就業(yè)選擇途徑。同時(shí)ILO認(rèn)為非正規(guī)就業(yè)就像是“海綿”，對(duì)勞動(dòng)力具有極強(qiáng)的吸納能力，而且對(duì)緩解城市貧困具有很重要的意義，因此非正規(guī)就業(yè)能夠成為城市貧困群體選擇就業(yè)的一種模式。

貧困就業(yè)理論可以說是非正規(guī)就業(yè)產(chǎn)生和發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)力。正是其所強(qiáng)調(diào)的城市內(nèi)部的結(jié)構(gòu)分化，尤其是因城市失業(yè)以及貧困化而出現(xiàn)的社會(huì)階層分化,推動(dòng)了非正規(guī)就業(yè)的產(chǎn)生和繁榮。

3.非正規(guī)經(jīng)濟(jì)理論。一系列有關(guān)非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的理論在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變化過程中應(yīng)運(yùn)而生，從而促進(jìn)了人們對(duì)非正規(guī)就業(yè)的認(rèn)識(shí)。首先，在針對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)以及城市貧困問題進(jìn)行研究時(shí)，國(guó)際勞動(dòng)組織以及世界銀行統(tǒng)一將非正規(guī)經(jīng)濟(jì)歸屬為欠發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)的一部分，而其就業(yè)則被認(rèn)定為不充分就業(yè)。其次，以受雇與自雇為基礎(chǔ)，哈特認(rèn)為在城市的勞動(dòng)力群體中存在二元結(jié)構(gòu)，也就是其二元化模型。隨后，地下經(jīng)濟(jì)學(xué)理論又對(duì)非正規(guī)經(jīng)濟(jì)理論的發(fā)展給予了一定的推動(dòng)和詮釋。最后，以新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)為出發(fā)點(diǎn)，地下經(jīng)濟(jì)為框架，法伊格提出了一種有效的分類方法，該方法是以制度化為原則，將地下經(jīng)濟(jì)分為4類：非法、未申報(bào)、未登錄以及非正式經(jīng)濟(jì)。而非正規(guī)就業(yè)則大量存在于后3類，并且在此特征基礎(chǔ)上不斷地進(jìn)行延伸，擴(kuò)大范圍。

(二)文獻(xiàn)綜述

關(guān)于非正規(guī)就業(yè)問題國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界進(jìn)行了廣泛討論和深入研究，并取得了豐碩成果。

1.關(guān)于非正規(guī)就業(yè)所包含的范圍。“非正規(guī)就業(yè)”這一名詞由國(guó)際勞工組織的人類學(xué)家Keith Hart在20世紀(jì)60年代首先提出，認(rèn)為非正規(guī)就業(yè)是指那些不受國(guó)家管理和支持的小規(guī)模企業(yè)以及木匠、小商、小販和修理工等職業(yè)，隨后提出就業(yè)者的單位以及自身屬性也應(yīng)予以考慮，隨后Sabot、Jütting、Ruiz等都對(duì)這一概念進(jìn)行了進(jìn)一步的完善，以便于更好地研究非正規(guī)就業(yè)[6-8]。我國(guó)從20世紀(jì)80年代開始出現(xiàn)非正規(guī)就業(yè)，理論界對(duì)此關(guān)注則是從20世紀(jì)90年代開始，不少學(xué)者都對(duì)這一概念進(jìn)行了探索，胡鞍鋼和趙黎、姚宇、吳要武、常進(jìn)雄、薛進(jìn)軍、楊帆等把非正規(guī)就業(yè)理解為非正規(guī)部門的就業(yè)以及正規(guī)部門中的臨時(shí)工、非全日制以及勞務(wù)派遣制等[9-13]；閆海波等認(rèn)為判斷是否非正規(guī)就業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)往往涉及到雇傭關(guān)系是否正式和是否進(jìn)入政府征稅和監(jiān)管體系[14]；張抗弘等將非正規(guī)就業(yè)概念界定為：無(wú)雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者、臨時(shí)工、領(lǐng)取工資的家庭工人以及政府機(jī)關(guān)、國(guó)有企事業(yè)單位和集體企業(yè)中的短期臨時(shí)工、非全日制就業(yè)和勞務(wù)派遣就業(yè)[15]。

2.就非正規(guī)就業(yè)的影響因素而言。Marc研究教育程度對(duì)拉丁美洲國(guó)家非正規(guī)就業(yè)的影響，結(jié)果顯示受教育程度與非正規(guī)就業(yè)呈反比，即受教育程度的上升，會(huì)降低選擇非正規(guī)就業(yè)的可能性[16]。吳要武和蔡昉、胡鳳霞和姚先國(guó)從微觀視角出發(fā)，也得出相近的結(jié)論[17-18]。Julie和Alexandra利用印度尼西亞的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果表明家庭中嬰兒以及兒童的數(shù)量對(duì)男性的就業(yè)選擇基本沒有影響，但對(duì)女性存在顯著的影響，其表現(xiàn)為嬰兒或兒童數(shù)量的上升會(huì)極大地提升女性選擇非正規(guī)就業(yè)的可能性，二者存在正相關(guān)關(guān)系[19]。劉波和徐藹婷利用2009年CHNS 數(shù)據(jù)研究家庭收入對(duì)居民非正規(guī)就業(yè)選擇的影響，結(jié)論為非正規(guī)就業(yè)比例與家庭收入呈現(xiàn)“U”型趨勢(shì)，同時(shí)隨著受教育水平的上升，非正規(guī)就業(yè)比例逐漸下降且女性的非正規(guī)就業(yè)比例較高[20]。吳燕華和李金昌利用1993—2011年“中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查”數(shù)據(jù)，研究家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇及收入的影響。研究發(fā)現(xiàn)，家庭老年照料會(huì)降低女性從事正規(guī)就業(yè)的可能性而提高其從事非正規(guī)就業(yè)的可能性，并且老年照料的強(qiáng)度越高(每周照料時(shí)間超過10小時(shí))，女性勞動(dòng)者非正規(guī)就業(yè)傾向越大。同時(shí)家庭老年照料強(qiáng)度對(duì)女性工資收入負(fù)效應(yīng)的影響與就業(yè)類型有關(guān)，表現(xiàn)為非正規(guī)就業(yè)正相關(guān)，正規(guī)就業(yè)負(fù)相關(guān)，即非正規(guī)就業(yè)有利于緩減收入負(fù)效應(yīng)[21]。張劍等研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)大多數(shù)地區(qū)來說，最低工資的提高對(duì)非正規(guī)就業(yè)水平具有顯著的正向影響[22]。

3.非正規(guī)就業(yè)對(duì)收入的影響效果分析。屈小博研究非正規(guī)就業(yè)者與正規(guī)就業(yè)者收入差異，結(jié)論為非正規(guī)就業(yè)者收入低于正規(guī)就業(yè)者，同時(shí)認(rèn)為原因在于勞動(dòng)力市場(chǎng)以及戶籍分割, 張曉昕基于CFPS數(shù)據(jù)證實(shí)了相較于正規(guī)就業(yè)者，非正規(guī)就業(yè)者的勞動(dòng)收入和教育收益率更高[23-24]。薛進(jìn)軍和高文書以2005年城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)非正規(guī)就業(yè)占比高達(dá)58.85%，而其小時(shí)收入則低于正規(guī)就業(yè)者。而Pratap等在控制自我選擇的條件下認(rèn)為非正規(guī)部門工資并未低于正規(guī)部門[25]。Timofeyev通過分位數(shù)回歸，以俄羅斯居民為對(duì)象，研究非正規(guī)就業(yè)對(duì)居民收入的影響。結(jié)果顯示非正規(guī)就業(yè)可以提高低收入者的收入[26]。Lehmann和Zaiceva研究得出正規(guī)就業(yè)高于非正規(guī)就業(yè)的收入的部分會(huì)隨著個(gè)人選擇性偏差、公司規(guī)模效應(yīng)和稅收等因素的控制而消失[27]。胡鳳霞等利用CHNS數(shù)據(jù)研究受教育程度對(duì)不同就業(yè)工資差異的影響，得出人力資本，特別是教育在非正規(guī)就業(yè)和正規(guī)就業(yè)二者的收入差異方面起了重要作用[28]。蘇曉芳和杜妍冬通過建立OLS回歸方程以及Oaxaca—Blinder的分解方法，實(shí)證分析了人力資本、社會(huì)資本與我國(guó)流動(dòng)人口就業(yè)收入的關(guān)系得出，流動(dòng)人口的人力資本對(duì)正規(guī)就業(yè)收入有促進(jìn)作用，而社會(huì)資本則對(duì)非正規(guī)就業(yè)收入的促進(jìn)效果較為明顯。Oaxaca—Blinder的分解表明，受教育程度差異是造成工資收入差異的主要原因[29]。

基于對(duì)以往研究的梳理，針對(duì)非正規(guī)就業(yè)國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有研究重點(diǎn)多聚焦于非正規(guī)就業(yè)的規(guī)模、特征以及影響因素的論證，近年來才逐步涉及非正規(guī)就業(yè)對(duì)收入影響的問題，這一層面的問題大多以勞動(dòng)力從事非正規(guī)就業(yè)與正規(guī)就業(yè)的收入差異進(jìn)行研究，主要從勞動(dòng)力市場(chǎng)和戶籍分割、受教育程度、性別等個(gè)體特征來進(jìn)行探討，而缺少直接研究非正規(guī)就業(yè)這一就業(yè)形式對(duì)收入的影響效果，更未將非正規(guī)就業(yè)的不同形式進(jìn)行區(qū)分，難以消除不可觀測(cè)因素導(dǎo)致的自我選擇偏誤，因此本文選擇傾向得分匹配模型(PSM)，詳細(xì)選取了多個(gè)處理組與控制組，對(duì)不同就業(yè)群體以及非就業(yè)群體的收入進(jìn)行對(duì)比，更加清晰的呈現(xiàn)不同形式的非正規(guī)就業(yè)其對(duì)就業(yè)者收入的提升作用，進(jìn)一步凸顯其對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的重要性。

二、樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

(一)樣本點(diǎn)基本情況

周良水苑小區(qū)，坐落在天津市寶坻區(qū)周良街道辦事處南100米，占地面積32.06萬(wàn)平方米，建筑面積27.93萬(wàn)平方米，小區(qū)共有樓房2 298套，其中別墅96套。社區(qū)中設(shè)有幼兒園、綜合服務(wù)站、衛(wèi)生服務(wù)站、科普活動(dòng)站、警務(wù)室、圖書室、農(nóng)商銀行便民服務(wù)站、超市，周邊有溫泉都商業(yè)廣場(chǎng)、小型集貿(mào)市場(chǎng)以及餐飲娛樂場(chǎng)所等配套設(shè)施，居民在社區(qū)內(nèi)及周邊就可以享受到門類齊全的各種綜合服務(wù)。2014年3月以來，水苑社區(qū)先后被評(píng)為“天津市美麗社區(qū)”“天津市文明社區(qū)”“寶坻區(qū)科普社區(qū)”等。從2009年開始，水苑小區(qū)由張?zhí)魄f村、張旭莊村、劉莊子村、木家鋪村、王良莊村、李賢莊村、聶莊子村、柴家鋪村、蔡家鋪村、李山莊村10個(gè)村陸續(xù)分3批還遷組建，涉及戶數(shù)1 053戶，人口3 401人，共有黨員202人。

水苑小區(qū)物業(yè)費(fèi)按照多層及別墅0.38元/平方米、高層0.6元/平方米，取暖費(fèi)25元/平方米的標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一收取。為保障小區(qū)居民的民計(jì)民生，社區(qū)居民享受搬遷協(xié)議內(nèi)所屬人員每人15 000元的物業(yè)取暖基金，每年每人能夠使用1 080元的基金利息收益抵扣物業(yè)和取暖費(fèi)，多退少補(bǔ)，極大地惠及了小區(qū)廣大住戶，因此每年小區(qū)的物業(yè)和取暖費(fèi)收取率均達(dá)96%以上。社區(qū)自成立以來，各類組織和制度逐漸得到改善，管理系統(tǒng)標(biāo)準(zhǔn)化，運(yùn)行機(jī)制得到改進(jìn)，社區(qū)的體制、機(jī)制也在不斷的創(chuàng)新。社區(qū)辦公地點(diǎn)設(shè)在小區(qū)物業(yè)樓二樓，辦公面積71平米，服務(wù)場(chǎng)所面積820平米，社區(qū)建設(shè)初期就本著“建筑以人為本”的設(shè)計(jì)理念，綠地面積15.74萬(wàn)平方米，配套公共設(shè)施建筑面積2.01萬(wàn)平方米，小區(qū)內(nèi)設(shè)路燈、庭院燈550盞，機(jī)動(dòng)車停車位1 747個(gè)，體育文化休閑廣場(chǎng)1個(gè)，消防設(shè)施、安全監(jiān)控設(shè)施以及清潔和排污設(shè)施齊全，并做到了管理規(guī)范，運(yùn)轉(zhuǎn)正常。

社區(qū)通過宣傳櫥窗、板報(bào)、宣傳標(biāo)語(yǔ)等宣傳方式，對(duì)與社區(qū)建設(shè)相關(guān)的事宜進(jìn)行宣傳，加大對(duì)黨內(nèi)相關(guān)理論知識(shí)的講解介紹，加強(qiáng)社區(qū)居民對(duì)社區(qū)以及黨內(nèi)思想的認(rèn)識(shí)與了解；同時(shí)積極舉辦相關(guān)社區(qū)文化活動(dòng)，鼓勵(lì)社區(qū)居民積極參與并建言獻(xiàn)策，提升其對(duì)社區(qū)的認(rèn)同感以及歸屬感，從而建立和諧的人際關(guān)系，共同推進(jìn)社區(qū)更好的發(fā)展。近些年水苑社區(qū)陸續(xù)開展了一系列的美化、凈化環(huán)境活動(dòng)，通過對(duì)社區(qū)公共區(qū)域及死角的清理打掃，增強(qiáng)居民保護(hù)環(huán)境、自覺遵守公共衛(wèi)生意識(shí)，而且還成立了文明衛(wèi)生巡邏隊(duì)，對(duì)不文明、不衛(wèi)生現(xiàn)象進(jìn)行勸導(dǎo)，積極引導(dǎo)社區(qū)居民形成良好的生活習(xí)慣，真正體現(xiàn)了“社區(qū)是我家，創(chuàng)建靠大家”的文明、和諧的精神風(fēng)貌。

周良街水苑小區(qū)是天津市城鎮(zhèn)化建設(shè)過程中較為突出的宅基地遷移地點(diǎn)，因此此次我們以它作為調(diào)研點(diǎn)來深入分析居住方式改變對(duì)居民生活的影響，進(jìn)而回答居民對(duì)城鎮(zhèn)生活的適應(yīng)性、滿意程度和城鄉(xiāng)文明融入情況。

(二)數(shù)據(jù)來源

筆者使用的數(shù)據(jù)資料為2018年底在天津?qū)氎鎱^(qū)進(jìn)行的入戶調(diào)查問卷，該調(diào)查以周良水苑小區(qū)為調(diào)查單元，主要采取的調(diào)研方法包括訪談法、觀察法和問卷調(diào)查法。本次調(diào)研時(shí)間點(diǎn)選擇2008年和2018年，通過隨機(jī)抽樣方式獲得了來自108個(gè)家庭共計(jì)334個(gè)有效樣本信息，并比較10年前后農(nóng)民就業(yè)的轉(zhuǎn)型和生活變遷。

通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，被調(diào)查者幾乎99%以上依然是農(nóng)業(yè)戶口，且男性比例為53.9%、女性為46.1%。從年齡分組看，18～65歲的勞動(dòng)力比例超過64%，且各年齡段分布較為平均，樣本的性別和年齡分布基本均衡；同時(shí)由學(xué)歷分布可以看出，整體樣本中59.8%的被調(diào)查者為中學(xué)學(xué)歷，剩余32.7%為小學(xué)學(xué)歷，這兩者占到了總樣本的90%以上，大學(xué)以上學(xué)歷僅為6.6%，因此從總體上看樣本數(shù)據(jù)較為合理，如表1所示。

表1 變量的基本情況與特征

(三)描述統(tǒng)計(jì)

圖1展示了10年前后總體就業(yè)的變遷和構(gòu)成，非正規(guī)就業(yè)明顯上升，正規(guī)就業(yè)略有增加，務(wù)農(nóng)比例大幅下降。2008年水苑小區(qū)的10個(gè)村未搬入樓房居住前，他們的就業(yè)情況是以務(wù)農(nóng)為主占58%，其次是非正規(guī)就業(yè)占26%，從事正規(guī)就業(yè)的占9%，未就業(yè)的占7%。根據(jù)2018年最新調(diào)查結(jié)果，由于征地等原因務(wù)農(nóng)人群基本沒有，正規(guī)就業(yè)比例上升了4%，非正規(guī)就業(yè)占48%，行業(yè)分布集中在社會(huì)服務(wù)、制造業(yè)、建筑業(yè)和餐飲零售。

(a)2008年

(b)2018年

無(wú)業(yè)人群較10年前明顯增加，扣除年老體弱及無(wú)就業(yè)意愿的部分，有就業(yè)意愿而沒有工作的約占總體的6.7%，其中未就業(yè)人群中女性占比65.2%，而具有就業(yè)意愿的女性比例為46%。

進(jìn)一步來看非正規(guī)就業(yè)的單位類型中，自營(yíng)工商業(yè)約為19%、受雇臨時(shí)工比例最大為63%、企業(yè)占9%、小攤販占2%。工作地點(diǎn)有93%集中在寶坻區(qū)范圍內(nèi)，在寶坻區(qū)以外的天津其他地區(qū)為7%，外省市比例為零。這表明非正規(guī)就業(yè)群體更傾向選擇離家近的工作，這也是一種典型的就地城鎮(zhèn)化就業(yè)(見圖2)。

(a)單位類型

(b)工作地點(diǎn)

從總體收入和消費(fèi)看，2018年被調(diào)查家庭平均總收入10.1萬(wàn)元，較2008年的5.58萬(wàn)元明顯增加；消費(fèi)上漲更為明顯，從2008年家庭全年花費(fèi)1.6萬(wàn)元上漲到4.2萬(wàn)元。調(diào)查過程中，老百姓表現(xiàn)出強(qiáng)烈的增加收入意愿。

筆者對(duì)比了不同就業(yè)類型的收入發(fā)現(xiàn)，從總體趨勢(shì)看除務(wù)農(nóng)和無(wú)業(yè)人群，其他就業(yè)類型的收入都較10年前明顯增加，增長(zhǎng)最快的是正規(guī)就業(yè)和退休人員，其中退休人員的收入水平增加了近80%。2008年非正規(guī)就業(yè)者的收入最高，務(wù)農(nóng)人群的收入水平和無(wú)業(yè)人員都是最低的，表示務(wù)農(nóng)行業(yè)對(duì)農(nóng)民來說并不利于收入增長(zhǎng)，在就業(yè)轉(zhuǎn)型之后他們的收入反而能較從前有所增加。因此，就業(yè)轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)民來說就是一條增收之路(見圖3)。

圖3 不同就業(yè)類型的收入對(duì)比圖

從單位類型來看(見圖4)，自營(yíng)工商業(yè)者的收入領(lǐng)先，公務(wù)員和事業(yè)單位排在第2位，但增長(zhǎng)速度排在首位，第3位和第4位分別是企業(yè)和臨時(shí)工，務(wù)農(nóng)和小攤販的收入最少。自營(yíng)工商業(yè)也是一種非正規(guī)就業(yè)類型，對(duì)收入增加作用明顯。鼓勵(lì)農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)是促進(jìn)農(nóng)民增收的最重要渠道。

筆者通過研究還發(fā)現(xiàn)，老百姓并沒有表現(xiàn)出對(duì)非正規(guī)就業(yè)類型的歧視與不滿，69.6%的非正規(guī)就業(yè)者對(duì)目前的工作狀態(tài)表示滿意，72.3%的人不打算更換非正規(guī)工作，他們更看重的是收入。

圖4 不同單位類型的收入比較圖

三、模型構(gòu)建與實(shí)證分析

(一)模型構(gòu)建

此次實(shí)證分析所使用的數(shù)據(jù)即為上述2018年針對(duì)天津市寶坻區(qū)所進(jìn)行的調(diào)研數(shù)據(jù)，為了更加直觀地探討非正規(guī)就業(yè)與正規(guī)就業(yè)、無(wú)業(yè)者的收入差異，本文定義以下收入方程：

Y=αV+βX+ε

(1)

其中，Y為就業(yè)者的收入，V表示就業(yè)者是否選擇非正規(guī)就業(yè)的二值變量，X為控制變量矩陣，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。控制變量包括性別、年齡、年齡平方、受教育程度、子女?dāng)?shù)、婚姻、戶籍、地區(qū)、父親的職業(yè)及地區(qū)變量，其中對(duì)于地區(qū)變量，此次實(shí)證我們將其定義為本村、本鎮(zhèn)、本區(qū)縣、本市、外省市這5種形式。

通過對(duì)調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理，剔除掉其中具有缺失值的數(shù)據(jù)，最終共計(jì)獲得282個(gè)數(shù)據(jù)樣本，其中處理組非正規(guī)就業(yè)115個(gè)(其中自雇型26個(gè)，受雇型89個(gè))，控制組分別為正規(guī)就業(yè)36個(gè)、無(wú)業(yè)者131個(gè)觀測(cè)值。

傾向得分匹配方法所依據(jù)的理論為：反事實(shí)推斷，即事物的雙面性。由于在統(tǒng)計(jì)中樣本選擇的偏差以及復(fù)雜變量的影響，會(huì)導(dǎo)致結(jié)果的不合理性。而此方法恰好可以進(jìn)行很好的區(qū)別處理，能夠?qū)μ幚斫M和對(duì)照組予以很好的對(duì)比。此方法在Paul Rosenbaum、Donald Rubin兩位學(xué)者的研究中提出，在醫(yī)學(xué)、公共衛(wèi)生以及經(jīng)濟(jì)學(xué)等領(lǐng)域得到廣泛的應(yīng)用。

本文采取傾向得分匹配法探究非正規(guī)就業(yè)的影響效果，通過對(duì)非正規(guī)就業(yè)自身對(duì)收入的影響進(jìn)行觀測(cè)，基于此方法，依據(jù)研究目的將勞動(dòng)力樣本分為處理組(非正規(guī)就業(yè))和控制組(正規(guī)就業(yè)、無(wú)業(yè))，并將處理組進(jìn)一步細(xì)分為自雇型與受雇型。同時(shí)定義非正規(guī)就業(yè)對(duì)收入的作用效果即平均處理效應(yīng)為ATT：

ATT=E(Y1i|Vi=1,P(Xi))-E(Y0i|Vi=0,P(Xi))

(2)

其中，Y1i為就業(yè)者非正規(guī)就業(yè)下的收入，Y0i為就業(yè)者未非正規(guī)就業(yè)下的收入。P(Xi)為傾向得分，表示在控制可觀測(cè)變量X的情況下就業(yè)者選擇非正規(guī)就業(yè)的條件概率：

(3)

條件概率可以通過Logit模型進(jìn)行估計(jì)，利用其擬合值計(jì)算兩組數(shù)據(jù)的條件概率，即傾向得分。

以傾向得分為依據(jù)，進(jìn)而為每位非正規(guī)就業(yè)者匹配適宜的未非正規(guī)就業(yè)人員，形成符合試驗(yàn)要求的對(duì)照組，使得處理組與對(duì)照組能夠直接比較。但由于 Logit 模型估計(jì)出來的P(Xi)為連續(xù)變量，傾向得分完全相同的匹配結(jié)果幾乎不可實(shí)現(xiàn)，因此不能直接應(yīng)用傾向得分測(cè)算ATT值。對(duì)此問題的解決，目前一般采用最近鄰匹配、半徑匹配以及核匹配等方法進(jìn)行匹配，從而得到較為接近的兩組數(shù)據(jù)。本文將這3種方法同時(shí)運(yùn)用，進(jìn)而通過結(jié)果進(jìn)行比較，若三者的結(jié)果相近，則可說明最終的估計(jì)結(jié)果是較為穩(wěn)健的。

(二)傾向得分的Logit回歸結(jié)果

首先針對(duì)處理組與不同控制組進(jìn)行條件概率估計(jì)，即計(jì)算其傾向得分。本文中非正規(guī)就業(yè)包括自雇型與受雇型2種形式，而非正規(guī)就業(yè)則包含正規(guī)就業(yè)與無(wú)業(yè)2部分人群，所以針對(duì)不同的樣本組合實(shí)驗(yàn)需要重復(fù)進(jìn)行4次。因此共形成了4組樣本數(shù)據(jù)，如表2所示，列示的是處理組與控制組的Logit估計(jì)結(jié)果。

從結(jié)果來看，相對(duì)于正規(guī)就業(yè)者來說，年齡、年齡的平方、受教育程度以及戶籍、地區(qū)因素會(huì)對(duì)就業(yè)者選擇非正規(guī)就業(yè)具有一定的影響，年齡較大、學(xué)歷較低、農(nóng)村戶口這類的就業(yè)者大多傾向于非正規(guī)就業(yè)，同時(shí)非正規(guī)就業(yè)人群多就業(yè)于本地區(qū)；而相對(duì)于無(wú)業(yè)人群來說，性別、年齡以及受教育程度、地區(qū)因素同樣存在影響，男性、年齡較大以及受教育程度較高這類就業(yè)者傾向于選擇非正規(guī)就業(yè)，而不是依舊處于無(wú)業(yè)狀態(tài)，同時(shí)這部分人群的非正規(guī)就業(yè)方向多傾向于外部區(qū)域，并不僅限于本地區(qū)，這也為就業(yè)者更好及更快地獲得就業(yè)機(jī)會(huì)提供了很好的機(jī)遇。

表2 處理組與不同控制組的Logit回歸結(jié)果

(三)傾向得分匹配分析

接下來以Logit回歸得到的ps值為基礎(chǔ)，運(yùn)用匹配方法對(duì)不同數(shù)據(jù)組進(jìn)行匹配分析，進(jìn)而得到收入績(jī)效評(píng)估，最后進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以保證實(shí)驗(yàn)結(jié)果的真實(shí)性、穩(wěn)健性、有效性。

1.平衡性檢驗(yàn)。傾向得分匹配方法的運(yùn)用需要滿足共同支撐假設(shè)與平衡性假設(shè)。為了確保匹配結(jié)果的有效性，需要對(duì)這2種假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。首先對(duì)共同支撐假設(shè)條件進(jìn)行檢驗(yàn)，通過核密度函數(shù)圖對(duì)其進(jìn)行解釋：利用最近鄰匹配對(duì)處理組與對(duì)照組的數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，從而得出2組數(shù)據(jù)匹配前后的核密度函數(shù)圖，從圖中可以看出匹配之前，2組數(shù)據(jù)的重合區(qū)域較小，這說明2組數(shù)據(jù)之間存在顯著差異，這進(jìn)一步得出不能直接對(duì)從事非正規(guī)就業(yè)與未從事非正規(guī)就業(yè)的就業(yè)收入進(jìn)行比較；而在匹配之后，可以明顯看出，處理組與對(duì)照組的核密度圖組間差異減小，這說明經(jīng)過匹配后，2組數(shù)據(jù)的可觀測(cè)值具有相似的特征，從而說明2組數(shù)據(jù)具有可比性。同時(shí)，如圖5所示可以看出，處理組和對(duì)照組核密度函數(shù)圖的取值范圍相同，因此這充分說明滿足共同支撐假設(shè)條件，而且，本文還通過半徑匹配以及核匹配方法分別進(jìn)行了驗(yàn)證，結(jié)果顯示匹配結(jié)果均滿足共同支撐假設(shè)。核密度函數(shù)圖如圖5所示，4組數(shù)據(jù)的圖均符合共同支撐假設(shè)，故為避免繁瑣并未將所有結(jié)果圖列至于此，僅放置自雇與正規(guī)就業(yè)、受雇與無(wú)業(yè)這2組數(shù)據(jù)的核密度函數(shù)圖。

(a)自雇與正規(guī)

(b)受雇與無(wú)業(yè)

傾向得分匹配所需滿足的第二個(gè)假設(shè)條件為：平行假設(shè)。此假設(shè)運(yùn)用均衡檢驗(yàn)予以驗(yàn)證。如表3所示，自雇型非正規(guī)就業(yè)與不同控制組的檢驗(yàn)效果：控制組為正規(guī)就業(yè)時(shí)，年齡、年齡平方、婚姻在匹配后標(biāo)準(zhǔn)偏誤均低于5%，同時(shí)受教育程度、地區(qū)以及父親的職業(yè)在匹配后標(biāo)準(zhǔn)偏誤均低于20%，其二者的差異均在1%的置信水平上不再顯著；控制組為無(wú)業(yè)人群時(shí)，除性別以及地區(qū)外，其余變量匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏誤均低于20%，同時(shí)未成年子女?dāng)?shù)、婚姻、戶籍以及14歲時(shí)父親的職業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)偏誤均低于5%，且差異均在1%的置信水平上不再顯著。這說明匹配后處理組與控制組大部分的變量均不存在顯著差異，匹配效果較好，且滿足了平衡性假設(shè)條件。

如表4所示，受雇型非正規(guī)就業(yè)與不同控制組的檢驗(yàn)效果：控制組為正規(guī)就業(yè)時(shí)，除未成年子女?dāng)?shù)外，其余各變量在匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏誤均低于20%，其中一些變量的標(biāo)準(zhǔn)偏誤低于5%，且差異均在1%的置信水平上不再顯著；控制組為無(wú)業(yè)人群時(shí)，除受教育程度以及婚姻外，其余變量在匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏誤也均低于20%，有一些變量的標(biāo)準(zhǔn)偏誤低于5%，甚至為0%，且差異也均在1%的置信水平上不再顯著。

所以從整體來看，此定點(diǎn)分析模型滿足傾向得分匹配法的假設(shè)條件，且匹配效果較好，其對(duì)非正規(guī)就業(yè)與正規(guī)就業(yè)、無(wú)業(yè)的收入差異研究的結(jié)果具有可信度及有效性。

表3 自雇型與不同控制組的平衡檢驗(yàn)效果

表4 受雇型與不同控制組的平衡檢驗(yàn)效果

2.匹配結(jié)果分析。經(jīng)過Logit回歸得到傾向得分以及相關(guān)檢驗(yàn)的驗(yàn)證之后，可以說明此次不同分組的樣本數(shù)據(jù)滿足傾向得分匹配方法的要求，且不同處理組與控制組除是否非正規(guī)就業(yè)這一個(gè)變量外，其余變量均不存在顯著差異，所以可以進(jìn)行最后一步的ATT值的估計(jì)，也即非正規(guī)就業(yè)的收入差異分析，如表5所示。

將非正規(guī)就業(yè)細(xì)分為自雇型與受雇型再進(jìn)行匹配后，可以發(fā)現(xiàn)當(dāng)處理組為自雇型非正規(guī)就業(yè)時(shí)，無(wú)論是匹配前后，自雇者的收入均要高于正規(guī)就業(yè)者與無(wú)業(yè)者，在消除干擾因素后，自雇者的收入要比正規(guī)就業(yè)者高12萬(wàn)元/年，比無(wú)業(yè)者高8.46萬(wàn)元/年；而當(dāng)處理組為受雇者時(shí)，匹配前，受雇者的收入要低于正規(guī)就業(yè)者1.58萬(wàn)元/年，高于無(wú)業(yè)者2.44萬(wàn)元/年，在消除其他因素的干擾后，受雇者的收入雖高于正規(guī)就業(yè)者的收入，但僅有1 367元/年，而且并不顯著，但受雇者的收入要比無(wú)業(yè)者的收入高1.86萬(wàn)元/年，在1%的置信水平上差異顯著。

通過對(duì)結(jié)果分析可以發(fā)現(xiàn)，自雇型非正規(guī)就業(yè)的收入均高于正規(guī)就業(yè)人員的收入，且均在1%的置信水平上差異顯著；而對(duì)于無(wú)業(yè)人員來說，無(wú)論是自雇型還是受雇型的非正規(guī)就業(yè)對(duì)其收入都具有一定的促進(jìn)作用，又由于非正規(guī)就業(yè)對(duì)就業(yè)者的門檻較低，因此非正規(guī)就業(yè)應(yīng)該是無(wú)業(yè)人員特別是工作技能、學(xué)習(xí)水平等較低者的一個(gè)最佳就業(yè)選擇；而對(duì)于那些具有一定技術(shù)、資金以及創(chuàng)業(yè)想法的未就業(yè)者，僅從收入來看，自雇型非正規(guī)就業(yè)無(wú)疑是最優(yōu)選擇，不僅解決了自身的就業(yè)問題，同時(shí)這也將會(huì)為市場(chǎng)增加一部分就業(yè)機(jī)會(huì)，一舉兩得的選擇。

表5 傾向得分匹配的估計(jì)結(jié)果

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，筆者在進(jìn)行傾向得分匹配時(shí)，運(yùn)用了Bootstrap來對(duì)總體的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行推測(cè)，無(wú)論是半徑匹配亦或是核匹配，其結(jié)果均與最近鄰匹配相近。結(jié)果表明，對(duì)于不同的控制組，所得到的處理組的處理效應(yīng)(ATT)、控制組的處理效應(yīng)(ATU)以及總體的平均處理效應(yīng)(ATE)與表5結(jié)果并無(wú)較大差異，因此更加保證了匹配效果的良好，如表6所示。

表6 不同控制組不同匹配方法下的匹配效果

四、結(jié)論與政策建議

(一)主要結(jié)論

本文利用2018年對(duì)天津?qū)氎鎱^(qū)周良鎮(zhèn)水苑小區(qū)的調(diào)研數(shù)據(jù)，通過傾向得分匹配模型對(duì)自雇型、受雇型非正規(guī)就業(yè)者與正規(guī)就業(yè)、無(wú)業(yè)者的收入差異進(jìn)行實(shí)證分析，得出以下結(jié)果：

1.根據(jù)Logit回歸結(jié)果可以看出：相對(duì)于正規(guī)就業(yè)者來說，年齡、年齡的平方、受教育程度以及戶籍、地區(qū)因素會(huì)對(duì)就業(yè)者選擇非正規(guī)就業(yè)具有一定的影響，年齡較大、學(xué)歷較低、農(nóng)村戶口這類的就業(yè)者大多傾向于非正規(guī)就業(yè)，同時(shí)非正規(guī)就業(yè)人群多就業(yè)于本地區(qū)；而相對(duì)于無(wú)業(yè)人群來說，男性、年齡較大以及受教育程度較高這類就業(yè)者傾向于選擇非正規(guī)就業(yè)，而不是依舊處于無(wú)業(yè)狀態(tài)，同時(shí)這部分人群的非正規(guī)就業(yè)方向多傾向于外部區(qū)域，并不僅限于本地區(qū)，這也為就業(yè)者更好、更快獲得就業(yè)機(jī)會(huì)提供了很好的機(jī)遇。

2.從ATT結(jié)果可以得出，自雇者的收入均要高于正規(guī)就業(yè)者與無(wú)業(yè)者，在消除干擾因素后，自雇者的收入要比正規(guī)就業(yè)者高12萬(wàn)元/年，比無(wú)業(yè)者高8.46萬(wàn)元/年；受雇者的收入要比無(wú)業(yè)者的收入高1.86萬(wàn)元/年。由此可以看出非正規(guī)就業(yè)對(duì)于就業(yè)者收入具有重要作用，非正規(guī)就業(yè)的收入并不一定低于正規(guī)就業(yè)者的收入，其收入的高低不僅取決于其不同的就業(yè)形式，同時(shí)與其就業(yè)者自身的個(gè)體特征存在一定關(guān)系。

(二)政策建議

第一，創(chuàng)造良好的非正規(guī)就業(yè)環(huán)境。對(duì)于非正規(guī)就業(yè)應(yīng)該放松管理的嚴(yán)格程度，降低準(zhǔn)入門檻，鼓勵(lì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，制造更多非正規(guī)就業(yè)崗位。政府以及金融機(jī)構(gòu)進(jìn)一步給予非正規(guī)就業(yè)寬松環(huán)境和幫助扶持，放寬非正規(guī)就業(yè)的政策平臺(tái)。第二，鼓勵(lì)發(fā)展自雇型非正規(guī)就業(yè)。自雇型非正規(guī)就業(yè)成為所有就業(yè)形式中收入效應(yīng)最為明顯的形式，還能夠在解決自己就業(yè)問題的同時(shí)創(chuàng)造更多工作崗位，具有一定的乘數(shù)效應(yīng)以及福利效應(yīng)。各地政府相應(yīng)的鼓勵(lì)政策、稅收補(bǔ)貼以及金融扶持貸款應(yīng)當(dāng)有針對(duì)性的實(shí)行，應(yīng)鼓勵(lì)有創(chuàng)業(yè)想法的就業(yè)者選擇自雇型非正規(guī)就業(yè)。第三，完善非正規(guī)就業(yè)的勞動(dòng)和社會(huì)保障體系。非正規(guī)就業(yè)與正規(guī)就業(yè)者相比沒有社會(huì)保障，這也是就業(yè)者不愿選擇非正規(guī)就業(yè)的一大因素，因此政府應(yīng)該完善非正規(guī)就業(yè)的勞動(dòng)和社會(huì)保障體系。首先，政府應(yīng)該出臺(tái)措施，要求企業(yè)對(duì)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)在員工福利方面一視同仁。其次，完善社會(huì)保障體系內(nèi)容，對(duì)具體適宜進(jìn)行詳細(xì)規(guī)定，從而提高非正規(guī)就業(yè)人員的養(yǎng)老、醫(yī)療以及失業(yè)等的參保比例，以最大可能保障非正規(guī)就業(yè)人員的基本權(quán)益。