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非正规就业的教育收益率异质性探讨

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内容摘要:以往对非正规就业者教育收益率的研究,通常采用“平均受教育年限”作为人力资本代理变量,比较正规与非正规就业之间的差异,并没有从学历、教育类型以及收入水平角度对两类就业进行细分和对比。本文采用中山大学2012年中国动态劳动力微观数据,定义了劳动者的学历水平、教育类型以及收入水平,改变了以往研究中教育收益率线性相等的假设,重新评估了收益率的异质性。

关键词:非正规就业;教育收益率;分位数回归;中国动态劳动力调查;明瑟工资方程

一、引言和文献综述

随着中国市场经济改革和社会体制转型,非正规就业成为劳动力市场的重要组成部分,官方也称其为“灵活就业”。20世纪90年代国企改革以前,政府计划分配、城乡身份、家庭出身等因素决定了劳动者在何种部门就业,而市场经济发展使劳动者可以根据自我就业偏好、能力来自主择业。劳动力市场由原来单一的正规就业类型,发展为自雇、自由职业等多重就业形态。姚宇(2005)认为非正规就业是当下劳动力市场中不可或缺的成分,是吸纳社会就业的“海绵”和“蓄水池”以及缓解社会弱势群体失业的重要途径[1]。“非正规就业”的定义属于“舶来品”,中国的非正规就业与国外相比,有其自身的特殊性。汉斯•辛格(HansSinger)通过考察将肯尼亚传统就业部门定义为“非正规部门”(InformalSector),其主要包括大量生存性就业[2]。国际劳动组织通过对发展中国家非正规就业的考察,发现当地非正规就业者的经济收入和社会地位都处于相对“弱势”,因此将非正规就业称为“穷人的就业”。而中国的非正规就业不仅与“穷人的就业”无关,而且具有脱贫的特点。国内对非正规就业的定义主要来自蔡昉等(2004),他们认为中国的非正规就业有如下特点:经营形式主要为自我雇佣、家庭企业和中小微企业;这些单位的生产和服务活动都没有与家庭的生活和消费严格区分,没有独立的经营账户,也没有独立企业所具有完全独立法人单位的法律权利;其生产经营行为没有被工商等行政部门记录[3]。都阳等(2014)利用城市住户抽样调查数据发现:农民工是城市非正规就业的主要组成部分,对于处在收入水平底层的劳动者来说,非正规就业形态对他们有明显的脱贫效果[4]。随着劳动力市场制度性壁垒不断被打破,科学技术不断变革,不同身份、不同人力资本的劳动者会迅速在劳动力市场上找到自己的位置,或在市场竞争中被排挤到边缘位置。从经济学角度看,在市场配置机制中,劳动力作为一种特殊的资源或要素,其是否能被配置到与其人力资本相匹配的就业中,使其更好地发挥人力资本、获得最大化收益,是我们评判就业类型有效性的主要评价指标。于是,就产生这样一个研究问题:非正规就业是否有效,是否能实现劳动者人力资本结构的有效匹配?

大量基于劳动者受教育年限的研究表明,非正规就业是有效率的,在教育收益率、劳动者人力资本结构与市场需求匹配,以及增加收入等方面具有积极的作用。吴要武(2009)采用人口普查数据发现,非正规就业者的人力资本收益率并非显著低于正规就业者,甚至会比正规就业者更高,就业的非正规化并没有造成劳动力人力资本配置效率的损耗[5]。胡凤霞等(2011)认为,劳动者会根据自身的人力资本结构、正规就业的生产率要求以及家庭劳动分工和个人偏好等因素,最终选择是否在非正规部门就业,这通常是现有约束条件下的最优决策;对于低技能劳动者来说,如果非正规部门为其提供与他人力资本结构相匹配的就业,且收入水平与正规就业相当,那么非正规就业就是一个好的选择[6]。从脱贫效果来看,非正规就业能够满足学历水平较低劳动者的生存性就业,使他们免于遭受滑入贫困,成为社会的边缘人。定量化研究通常以受教育年限作为人力资本的代理变量,选择该变量确有其局限性。受教育年限对就业和收入的贡献是严格线性的,也就是说,接受9年教育和10年教育的边际收益相等。而现实并非如此,受教育年限为9年意味着仅完成初中义务教育,而10年就说明已经接受高中阶段教育。劳动力市场上,接受高中阶段教育的个体与仅完成初中教育的个体相比,前者教育收益率比后者会有一个“跳跃”,而非“匀速”增长。而且不同收入水平的劳动者,其教育水平对收入的贡献能力也存在差异。为解决上述问题,本文采用中山大学社会科学调查中心主持的2012年“中国动态劳动力调查”数据,将劳动者的学历水平和教育类型作为他们人力资本结构的代理变量,通过改进明瑟工资方程和模型的设定,识别学历水平以及不同教育类型对劳动者收益率的贡献能力。

二、数来源和变量定义

本文数据来源于2012年的“中国动态劳动力调查”(ChinaLaborforceDynamicSurvey,CLDS),去掉不符合要求的数据,剩余4854个有效样本。本文界定了城乡劳动力市场中的正规就业与非正规就业的劳动者群体,并对其收入、教育、工作经验进行估计和测量。本文对核心变量作如下定义。1.个人收入。该变量为劳动者工资收入与经营性收入的加总。其中,工资收入包括所有工资、各种奖金和补贴的货币形式的收入,经营性收入为税后纯收入。用以上两种收入类型之和代表个人收入变量,旨在描述劳动个体从劳动力市场获得的货币收入。正规就业者会获得养老、医疗、子女教育等方面的社会公共服务作为额外福利,而非正规就业者缺少此类收入,但由于数据结构限制,本文并未对该问题进行研究。2.工作类型。采用彭希哲等(2004)[7]的研究,“正规就业者”主要包含如下就业类型:党政机关、事业单位、国营企业、集体企业的正式职工;三资企业、私营企业中与资方签订劳动合同的职工。而“非正规就业者”主要来自:在党政机关、事业单位、国营企业以及集体企业中未签订劳动合同,或者签订的是劳动派遣合同的职工;三资企业、私营企业中未与资方签订劳动合同的职工;就业身份选择为单位雇员,并且工作单位人数为2至7人的劳动者;就业身份选择为自雇体力或非体力工作者,工作单位为1人的劳动者①。3.受教育程度。关于个体受教育状况的变量界定如下②:教育年限根据受访者提供的不同学历阶段起始与结束的年份计算得出;学历水平分为文盲、小学、初中、高中阶段教育、大学专科、大学本科及以上学历;教育类型分为义务教育(小学、初中)、学历型教育(高中、本科、硕士与博士研究生)、职业型教育(中等职业教育、大专)。

三、研究策略

(一)不同学历水平

如果将不同学历分组直接放到回归方程中,只能反映出每个学历组相对于对照组的平均教育收益率,而无法观察不同学历组上受教育年限的边际效应。因此,本文改进识别策略。笔者将学历水平重新进行分组:第一组为小学及以上学历(包括小学、初中、高中阶段教育、大学专科、大学本科及以上学历),其中文盲为参照组;第二组为初中及以上学历(包括初中、高中阶段教育、大学专科、大学本科及以上学历),其中小学及以下学历为参照组(小学、文盲);第三组为高中及以上学历(包括高中阶段教育、大学专科、大学本科及以上学历),其中初中及以下学历为参照组;第四组为大专及以上学历(包括大学专科、大学本科及以上学历),高中及以下学历为参照组;第五组本科及以上学历,大专及以下学历为参照组。

(二)不同教育类型

进一步评估不同教育类型中,劳动者受教育年限的边际回报率,笔者将样本分为义务教育、学历教育和职业教育3个子样本分别观察。

(三)不同收入水平

采用分位数回归设计,可以观察到正规就业与非正规就业的收入影响因素的回报率在不同收入分布的位置的差异。分位数回归是建立在对因变量y的条件分布基础之上实现对自变量x的线性拟合的回归方法,本质上来讲,就是一种对均值回归的拓展。

四、回归结果及分析

(一)不同教育水平的收益率

(1)受教育年限平均每增加1年的条件下,小学以上学历的正规就业劳动者能使得收益增加2.5个百分点,初中以上学历的劳动者收入能增加3.2个百分点,高中以上的劳动者收入能增加3.4个百分点,而大专以上的正规就业者能使得收入增加4个百分点,本科以上学历的正规就业者能使得收入增加4.8个百分点。可以认为,在同等学历程度上,劳动者教育年限的增加会带来收入水平的增加,而在不同学历之间,学历水平越高,教育的收益率也越高,这是正规就业教育收益率在不同学历上的基本图景。(2)交叉项系数表示,与对照组相比,特定学历分组劳动者的教育边际回报率的增加值。正规就业者中,小学以上学历的劳动者教育边际回报率比文盲高出了4.9个百分点;初中以上学历劳动者受教育年限每增加1年,其边际收益率比文盲和小学学历劳动者高4.9个百分点;高中及以上学历劳动者的边际收益率比参照组高出4.7个百分点;但是随着正规就业者学历水平越高,教育边际回报率的增加效应越低,大专及以上学历劳动者教育回报率增加值与高中学历劳动者无显著差异,而本科及以上学历中,受教育年限多增加1年,边际增加值为负。这符合教育经济学的基本结论:受教育年限的贡献率也遵循边际报酬递减规律。非正规就业者的情形与正规就业者存在显著差异,非正规就业者的教育边际收益率对学历层次的差异不敏感。(1)小学及以上学历分组中,受教育年限每增加1年,收入水平增加5个百分点;初中及以上学历劳动者的教育收益率为4个百分点;而高中及以上学历劳动者教育年限每增加1年,教育收益率能增加3.5个百分点;大专及以上学历的劳动者教育收益率为3.2个百分点,而本科及以上学历劳动者教育收益率为3.3个百分点。劳动者教育收益率随教育水平提高而提高的趋势并不明显,甚至最高点出现在初中以上学历的劳动者,而在高中及以上学历的教育收益率都要低于初中以上学历教育非正规就业者的收益率,从数据上可以解释社会中广泛流传的“读书无用论”。而这一趋势与正规就业者的教育回报率相反,随着学历水平越高,正规就业者的教育回报率2越大。(2)交叉项系数显示,随着非正规就业者学历水平的提高,受教育年限收益率的边际变化率并不显著,这意味着非正规就业者的教育回报率对学历水平的变化并不敏感。

(二)不同教育类型的收益率

义务教育分组中,正规就业者受教育年限增加1年的收益率为0.9个百分点,且不显著;而非正规就业者在接受义务教育过程中,受教育年限增加1年,使收入增加2.7个百分点。这个结论与上文中的结论一致,即非正规就业主要为学历水平较低的劳动者提供了就业的机会,而对正规就业者的影响不显著。在学历型教育中,正规就业者更具有比较优势,学历教育中受教育年限每增加1年,工资收益率提高9.7个百分点;而该类型教育对非正规就业者的贡献为5.4个百分点。显然,接受学历教育能显著增加正规和非正规就业者的收益,但正规就业者更具有优势。

(三)不同收入水平的教育收益率差异

在研究收入差距时,常用收入百分位来衡量个体在总体收入分布上的位置,可以刻画出相对贫困的程度。百分位越低,说明个体在总体收入分布中越靠后,相对贫困的可能性越大,而收入百分位越高,说明个体的收入越多,在总体的分布中越靠前,富裕的可能性就越高。对于非正规就业来说,教育收益率先上升下降(见表3),最终在第80百分位,劳动者教育收益率又提高,以微弱的优势(4.9%)超过在第15百分位上的最高点(4.9%)。非正规就业者的教育收益率走势比较特殊,并不存在显著的“马太效应”,而且在收入水平较高和较低的两端都出现了教育收益率比较高的现象,可以认为教育年限的增加对于收入较低和较高者的作用都比较明显。对于正规就业者,收入处在5百分位,即收入最低的5%的人群,教育收益率最低,从第5百分位到第35百分位出现波动(见表3),从第35百分位一直到第100百分位教育年限收益率不断上升,最终到达顶点,所以正规就业者的教育年限收益回报率呈现出比较明显的“马太效应”,即收入水平越高,其收益回报率越高。

五、研究总结

非正规就业作为一种可持续的生计方式,同样也是部分劳动力市场中弱势群体进入正规就业的一个过渡,在非正规就业中“干中学”,不断获得工作技能和工作经验,为进入收入相对稳定、社会保障水平相对较高的正规就业劳动力市场做准备。非正规就业本身作为一种重要的社会参与方式,增强了劳动力市场弱势群体和非正规就业者与市场的联系和社会交往,避免与社会和劳动力市场出现隔离。因此可知,非正规就业一方面对贫困和弱势劳动者群体提供了可持续生计的途径,另一方面,还为他们提供了一种承接力,作为一种就业缓冲层避免大量人口陷入到绝对贫困,极大缓解了最低生活保障体系的压力。为了进一步推动非正规就业的健康发展,在市场化改革中逐渐正规化。对劳动者来说,要树立起“教育改变命运”的信念,无论是避免失业,还是从非正规就业走向正规就业,教育都是改善自身就业条件的有效工具,只有提高劳动者的人力资本水平,才能延续人口红利,把人口数量优势转化为质量优势。对于国家来说,教育的目的不仅是致力于发掘劳动者个体的潜力和特点,也是在劳动力自我理性认知和劳动力市场配置的共同作用下,劳动者个体可以被配置到最适合的岗位上;同时推进户籍制度改革、跨区域间社会保障转移以及减少地区间劳动力流动障碍;建设完善城市零工市场,使劳动力市场的供求信息和价格信号能够及时有效地匹配,减少劳动者迁移、就业的障碍。

作者:侯海波;刘亚辉

人民教育杂志责任编辑:张雨    阅读:人次
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