非正規就業的教育收益率異質性分析
侯海波 劉亞輝
內容摘要：以往對非正規就業者教育收益率的研究，通常採用「平均受教育年限」作為人力資本代理變量，比較正規與非正規就業之間的差異，並沒有從學歷、教育類型以及收入水平角度對兩類就業進行細分和對比。本文採用中山大學2012年中國動態勞動力微觀數據，定義了勞動者的學歷水平、教育類型以及收入水平，改變了以往研究中教育收益率線性相等的假設，重新評估了收益率的異質性。
關鍵詞：非正規就業；教育收益率；分位數回歸；中國動態勞動力調查；明瑟工資方程
中圖分類號：F406.7 文獻標識碼：A 文章編號：1004-7794（2018）10-0036-06
DOI: 10.13778/j.cnki.11-3705/c.2018.10.006
一、引言和文獻綜述
隨著中國市場經濟改革和社會體制轉型，非正規就業成為勞動力市場的重要組成部分，官方也稱其為「靈活就業」。20世紀90年代國企改革以前，政府計劃分配、城鄉身份、家庭出身等因素決定了勞動者在何種部門就業，而市場經濟發展使勞動者可以根據自我就業偏好、能力來自主擇業。勞動力市場由原來單一的正規就業類型，發展為自僱、自由職業等多重就業形態。姚宇（2005）認為非正規就業是當下勞動力市場中不可或缺的成分，是吸納社會就業的「海綿」和「蓄水池」以及緩解社會弱勢群體失業的重要途徑[1]。
「非正規就業」的定義屬於「舶來品」，中國的非正規就業與國外相比，有其自身的特殊性。漢斯·辛格（Hans Singer）通過考察將肯亞傳統就業部門定義為「非正規部門」（Informal Sector），其主要包括大量生存性就業[2]。國際勞動組織通過對發展中國家非正規就業的考察，發現當地非正規就業者的經濟收入和社會地位都處於相對「弱勢」，因此將非正規就業稱為「窮人的就業」。而中國的非正規就業不僅與「窮人的就業」無關，而且具有脫貧的特點。國內對非正規就業的定義主要來自蔡昉等（2004），他們認為中國的非正規就業有如下特點：經營形式主要為自我僱傭、家庭企業和中小微企業；這些單位的生產和服務活動都沒有與家庭的生活和消費嚴格區分，沒有獨立的經營帳戶，也沒有獨立企業所具有完全獨立法人單位的法律權利；其生產經營行為沒有被工商等行政部門記錄[3]。都陽等（2014）利用城市住戶抽樣調查數據發現：農民工是城市非正規就業的主要組成部分，對於處在收入水平底層的勞動者來說，非正規就業形態對他們有明顯的脫貧效果[4]。
隨著勞動力市場制度性壁壘不斷被打破，科學技術不斷變革，不同身份、不同人力資本的勞動者會迅速在勞動力市場上找到自己的位置，或在市場競爭中被排擠到邊緣位置。從經濟學角度看，在市場配置機制中，勞動力作為一種特殊的資源或要素，其是否能被配置到與其人力資本相匹配的就業中，使其更好地發揮人力資本、獲得最大化收益，是我們評判就業類型有效性的主要評價指標。於是，就產生這樣一個研究問題：非正規就業是否有效，是否能實現勞動者人力資本結構的有效匹配？
大量基於勞動者受教育年限的研究表明，非正規就業是有效率的，在教育收益率、勞動者人力資本結構與市場需求匹配，以及增加收入等方面具有積極的作用。吳要武（2009）採用人口普查數據發現，非正規就業者的人力資本收益率並非顯著低於正規就業者，甚至會比正規就業者更高，就業的非正規化並沒有造成勞動力人力資本配置效率的損耗[5]。胡鳳霞等（2011）認為，勞動者會根據自身的人力資本結構、正規就業的生產率要求以及家庭勞動分工和個人偏好等因素，最終選擇是否在非正規部門就業，這通常是現有約束條件下的最優決策；對於低技能勞動者來說，如果非正規部門為其提供與他人力資本結構相匹配的就業，且收入水平與正規就業相當，那麼非正規就業就是一個好的選擇[6]。從脫貧效果來看，非正規就業能夠滿足學歷水平較低勞動者的生存性就業，使他們免於遭受滑入貧困，成為社會的邊緣人。
定量化研究通常以受教育年限作為人力資本的代理變量，選擇該變量確有其局限性。受教育年限對就業和收入的貢獻是嚴格線性的，也就是說，接受9年教育和10年教育的邊際收益相等。而現實並非如此，受教育年限為9年意味著僅完成初中義務教育，而10年就說明已經接受高中階段教育。勞動力市場上，接受高中階段教育的個體與僅完成初中教育的個體相比，前者教育收益率比後者會有一個「跳躍」，而非「勻速」增長。而且不同收入水平的勞動者，其教育水平對收入的貢獻能力也存在差異。
為解決上述問題，本文採用中山大學社會科學調查中心主持的2012年「中國動態勞動力調查」數據，將勞動者的學歷水平和教育類型作為他們人力資本結構的代理變量，通過改進明瑟工資方程和模型的設定，識別學歷水平以及不同教育類型對勞動者收益率的貢獻能力。
二、數據來源和變量定義
本文數據來源於2012年的「中國動態勞動力調查」（China Labor force Dynamic Survey，CLDS），去掉不符合要求的數據，剩餘4854個有效樣本。本文界定了城鄉勞動力市場中的正規就業與非正規就業的勞動者群體，並對其收入、教育、工作經驗進行估計和測量。本文對核心變量作如下定義。
1.個人收入。
該變量為勞動者工資收入與經營性收入的加總。其中，工資收入包括所有工資、各種獎金和補貼的貨幣形式的收入，經營性收入為稅後純收入。用以上兩種收入類型之和代表個人收入變量，旨在描述勞動個體從勞動力市場獲得的貨幣收入。正規就業者會獲得養老、醫療、子女教育等方面的社會公共服務作為額外福利，而非正規就業者缺少此類收入，但由於數據結構限制，本文並未對該問題進行研究。
2.工作類型。
採用彭希哲等（2004）[7]的研究，「正規就業者」主要包含如下就業類型：黨政機關、事業單位、國營企業、集體企業的正式職工；三資企業、私營企業中與資方籤訂勞動合同的職工。而「非正規就業者」主要來自：在黨政機關、事業單位、國營企業以及集體企業中未籤訂勞動合同，或者籤訂的是勞動派遣合同的職工；三資企業、私營企業中未與資方籤訂勞動合同的職工；就業身份選擇為單位僱員，並且工作單位人數為2至7人的勞動者；就業身份選擇為自僱體力或非體力工作者，工作單位為1人的勞動者 。
3.受教育程度。
關於個體受教育狀況的變量界定如下 ：教育年限根據受訪者提供的不同學歷階段起始與結束的年份計算得出；學歷水平分為文盲、小學、初中、高中階段教育、大學專科、大學本科及以上學歷；教育類型分為義務教育（小學、初中）、學歷型教育（高中、本科、碩士與博士研究生）、職業型教育（中等職業教育、大專）。
三、研究策略
（一）不同學歷水平
如果將不同學歷分組直接放到回歸方程中，只能反映出每個學歷組相對於對照組的平均教育收益率，而無法觀察不同學歷組上受教育年限的邊際效應。因此，本文改進識別策略。
筆者將學歷水平重新進行分組：第一組為小學及以上學歷（包括小學、初中、高中階段教育、大學專科、大學本科及以上學歷），其中文盲為參照組；第二組為初中及以上學歷（包括初中、高中階段教育、大學專科、大學本科及以上學歷），其中小學及以下學歷為參照組（小學、文盲）；第三組為高中及以上學歷（包括高中階段教育、大學專科、大學本科及以上學歷），其中初中及以下學歷為參照組；第四組為大專及以上學歷（包括大學專科、大學本科及以上學歷），高中及以下學歷為參照組；第五組本科及以上學歷，大專及以下學歷為參照組。將上述重新定義的學歷分組與教育年限交乘，經驗方程設定如下：
四、回歸結果及分析
（一）不同教育水平的收益率
觀察表1中正規就業者的教育年限以及交叉項的係數，即 和 。
（1）受教育年限平均每增加1年的條件下，小學以上學歷的正規就業勞動者能使得收益增加2.5個百分點，初中以上學歷的勞動者收入能增加3.2個百分點，高中以上的勞動者收入能增加3.4個百分點，而大專以上的正規就業者能使得收入增加4個百分點，本科以上學歷的正規就業者能使得收入增加4.8個百分點。可以認為，在同等學歷程度上，勞動者教育年限的增加會帶來收入水平的增加，而在不同學歷之間，學歷水平越高，教育的收益率也越高，這是正規就業教育收益率在不同學歷上的基本圖景。
（2）交叉項係數表示，與對照組相比，特定學歷分組勞動者的教育邊際回報率的增加值。正規就業者中，小學以上學歷的勞動者教育邊際回報率比文盲高出了4.9個百分點；初中以上學歷勞動者受教育年限每增加1年，其邊際收益率比文盲和小學學歷勞動者高4.9個百分點；高中及以上學歷勞動者的邊際收益率比參照組高出4.7個百分點；但是隨著正規就業者學歷水平越高，教育邊際回報率的增加效應越低，大專及以上學歷勞動者教育回報率增加值與高中學歷勞動者無顯著差異，而本科及以上學歷中，受教育年限多增加1年，邊際增加值為負。這符合教育經濟學的基本結論：受教育年限的貢獻率也遵循邊際報酬遞減規律。
表1 不同學歷水平教育收益率邊際增加值的估計
| 學歷水平 | 正規就業 | 非正規就業 | ||||
| 虛變量β1 | 教育年限β2 | 交叉項β3 | 虛變量β1 | 教育年限β2 | 交叉項β3 | |
| 小學以上 | –0.566*** | 0.025* | 0.049*** | 0.081 | 0.050*** | –0.027 |
| 初中以上 | –0.544*** | 0.032*** | 0.049*** | 0.007 | 0.040*** | –0.005 |
| 高中以上 | –0.439*** | 0.034*** | 0.047*** | –0.164 | 0.035*** | 0.012 |
| 大專以上 | –0.027 | 0.040*** | 0.019 | 0.445 | 0.032*** | –0.023 |
| 本科以上 | 0.717** | 0.048*** | –0.026*** | –0.261 | 0.033*** | 0.026 |
註：不同學歷水平分組子樣本回歸中，我們均控制了個體的性別、年齡、婚姻狀況、戶籍狀況、所屬省份；***，**，*分別表示在1%，5%和10%水平上顯著。下同。
非正規就業者的情形與正規就業者存在顯著差異，非正規就業者的教育邊際收益率對學歷層次的差異不敏感。
（1）小學及以上學歷分組中，受教育年限每增加1年，收入水平增加5個百分點；初中及以上學歷勞動者的教育收益率為4個百分點；而高中及以上學歷勞動者教育年限每增加1年，教育收益率能增加3.5個百分點；大專及以上學歷的勞動者教育收益率為3.2個百分點，而本科及以上學歷勞動者教育收益率為3.3個百分點。勞動者教育收益率隨教育水平提高而提高的趨勢並不明顯，甚至最高點出現在初中以上學歷的勞動者，而在高中及以上學歷的教育收益率都要低於初中以上學歷教育非正規就業者的收益率，從數據上可以解釋社會中廣泛流傳的「讀書無用論」。而這一趨勢與正規就業者的教育回報率相反，隨著學歷水平越高，正規就業者的教育回報率 越大。
（2）交叉項係數顯示，隨著非正規就業者學歷水平的提高，受教育年限收益率的邊際變化率並不顯著，這意味著非正規就業者的教育回報率對學歷水平的變化並不敏感。
（二）不同教育類型的收益率
由表2可知，義務教育分組中，正規就業者受教育年限增加1年的收益率為0.9個百分點，且不顯著；而非正規就業者在接受義務教育過程中，受教育年限增加1年，使收入增加2.7個百分點。這個結論與上文中的結論一致，即非正規就業主要為學歷水平較低的勞動者提供了就業的機會，而對正規就業者的影響不顯著。
在學歷型教育中，正規就業者更具有比較優勢，學歷教育中受教育年限每增加1年，工資收益率提高9.7個百分點；而該類型教育對非正規就業者的貢獻為5.4個百分點。顯然，接受學歷教育能顯著增加正規和非正規就業者的收益，但正規就業者更具有優勢。
表2 不同教育類型中的受教育年限的邊際收益率
|
| 義務教育 | 學歷教育 | 職業教育 |
| 正規就業 | 0.009 | 0.097*** | 0.040*** |
| 非正規就業 | 0.027** | 0.054** | 0.056** |
在職業型教育中，中等職業教育和大專等技術性教育，每增加1年，使正規就業者的收入提高4個百分點，而使非正規就業者的收入提高5.6個百分點。顯然，職業教育使非正規就業更具有比較優勢。由於目前職業教育發展滯後，技術培訓能力還有待進一步提高，提高非正規就業者的專業技能還有很大的空間。
（三）不同收入水平的教育收益率差異
在研究收入差距時，常用收入百分位來衡量個體在總體收入分布上的位置，可以刻畫出相對貧困的程度。百分位越低，說明個體在總體收入分布中越靠後，相對貧困的可能性越大，而收入百分位越高，說明個體的收入越多，在總體的分布中越靠前，富裕的可能性就越高。
對於非正規就業來說，教育收益率先上升下降（見表3），最終在第80百分位，勞動者教育收益率又提高，以微弱的優勢（4.9%）超過在第15百分位上的最高點（4.9%）。非正規就業者的教育收益率走勢比較特殊，並不存在顯著的「馬太效應」，而且在收入水平較高和較低的兩端都出現了教育收益率比較高的現象，可以認為教育年限的增加對於收入較低和較高者的作用都比較明顯。
表3 不同教育類型中的人力資本收益率
| 收入分布 | 5% | 15% | 25% | 35% | 45% | 55% | 65% | 75% | 85% | 95% |
| 非正規就業 | 0.039** | 0.049*** | 0.041*** | 0.034*** | 0.031*** | 0.030*** | 0.038*** | 0.026*** | 0.034*** | 0.049*** |
| 正規就業 | 0.056*** | 0.066*** | 0.066*** | 0.058*** | 0.058*** | 0.057*** | 0.061*** | 0.064*** | 0.066*** | 0.078*** |
對於正規就業者，收入處在5百分位，即收入最低的5%的人群，教育收益率最低，從第5百分位到第35百分位出現波動（見表3），從第35百分位一直到第100百分位教育年限收益率不斷上升，最終到達頂點，所以正規就業者的教育年限收益回報率呈現出比較明顯的「馬太效應」，即收入水平越高，其收益回報率越高。
五、研究總結
非正規就業作為一種可持續的生計方式，同樣也是部分勞動力市場中弱勢群體進入正規就業的一個過渡，在非正規就業中「幹中學」，不斷獲得工作技能和工作經驗，為進入收入相對穩定、社會保障水平相對較高的正規就業勞動力市場做準備。非正規就業本身作為一種重要的社會參與方式，增強了勞動力市場弱勢群體和非正規就業者與市場的聯繫和社會交往，避免與社會和勞動力市場出現隔離。因此可知，非正規就業一方面對貧困和弱勢勞動者群體提供了可持續生計的途徑，另一方面，還為他們提供了一種承接力，作為一種就業緩衝層避免大量人口陷入到絕對貧困，極大緩解了最低生活保障體系的壓力。
為了進一步推動非正規就業的健康發展，在市場化改革中逐漸正規化。對勞動者來說，要樹立起「教育改變命運」的信念，無論是避免失業，還是從非正規就業走向正規就業，教育都是改善自身就業條件的有效工具，只有提高勞動者的人力資本水平，才能延續人口紅利，把人口數量優勢轉化為質量優勢。對於國家來說，教育的目的不僅是致力於發掘勞動者個體的潛力和特點，也是在勞動力自我理性認知和勞動力市場配置的共同作用下，勞動者個體可以被配置到最適合的崗位上；同時推進戶籍制度改革、跨區域間社會保障轉移以及減少地區間勞動力流動障礙；建設完善城市零工市場，使勞動力市場的供求信息和價格信號能夠及時有效地匹配，減少勞動者遷移、就業的障礙。
參考文獻
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作者簡介：
侯海波，男，1990年生，山東臨沂人，2018年畢業於中國社會科學院研究生院，獲勞動經濟學專業博士學位，現為中國財政科學研究院助理研究員，研究方向為財政與國家治理。
劉亞輝，女，1984年生，河南鄭州人，現為中國社會科學院研究生院農業經濟管理專業在讀博士研究生，研究方向為農村組織與制度。