非正规部门的就业效应分析：产量及影响研究成果

作为就业岗位的提供者，非正规部门的发展将对劳动力市场的就业规模和就业结构形成冲出，构成就业效应。究竟非正规部门的就业效应有多大？本章将基于名义和实际两个维度对浙江省非正规部门的就业效应进行测度和解读。进一步地，本章还将对非正规部门、传统正规部门和新兴正规部门的就业效应进行比较。

一、亚非拉国家的经验证据

ILO和WTO（2009）最新数据显示，发展中国家50%—80%的就业岗位和20%—40%的社会产出由非正规部门创造。[1]鉴于具有准入门槛低、劳动成本低、文化技能要求低和就业岗位多的“三低一多”优势，非正规部门就业已成为当前扩大就业、缓解压力的有效手段。几乎所有的文献均赞同上述观点，认为非正规部门对居民就业起着不可忽视的作用。所谓非正规部门就业者是指“在特定某段时间内，不论职业身份是否为第二职业，至少在非正规部门生产单位就过一次业的劳动者”（Hussmanns，2001）。[2]大量调查显示，非洲国家的非正规部门具有强大的就业吸纳能力，非正规部门的发展极大地缓解了发展中国家的就业压力。如Chen（2001）通过对非洲劳动力市场的分析指出，“20世纪90年代，在全球化、经济改革和竞争压力的影响下，约93%的就业机会由非正规部门创造”；[3]表5－1描述了ILO（2002）对2000年部分国家非正规部门就业情况的调查结果，在接受调查的25个国家中，非正规部门就业者占非农就业总数的比例均超过1/3，其中就业比例超过50%的国家共计17个，占被调查国家总数的68%。特别是对于撒哈拉沙漠以南的非洲国家而言，非正规部门无疑是全社会就业岗位的主要提供源，其就业人数占非农就业人数的比例高达72%；[4]Schneider（2002）也同样发现，在撒哈拉沙漠以南的非洲国家，超过3/4的非农就业岗位由非正规部门创造；[5]Talmage和Freeman（2006）也得出了类似的结论。Xaba等（2002）还进一步对非洲国家的非正规部门就业规律进行了探索，他发现非洲国家的非正规部门在缓解就业压力的同时还具有与正规部门相反的发展趋势，“当正规部门就业人数或产出快速增长时，非正规部门就业人数和产出就相对下降，而当正规部门出现了就业下降或产出滞长时，非正规部门就业人数和产出则相对扩张”。[6]

亚洲国家的经验证据同样显示出非正规部门强大的就业吸纳能力。Charmes（2000）指出，非正规部门已成为许多亚洲国家吸纳城市劳动力的主要场所，约2/3的城市就业通过非正规部门就业的形式实现；ILO（2003）通过对10个亚洲国家的对比发现，非正规部门的就业比例呈现显著的国别差异[7]。表5－2数据显示，印度、尼泊尔、巴基斯坦、泰国的非正规部门就业占非农就业的比例相对较高，其非正规部门就业占非农就业的比例均超过50%，特别是泰国和尼泊尔，该比例高达71.0%—81.7%；哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦、菲律宾、俄罗斯、土耳其和土库曼斯坦的非正规部门就业比例则相对较低，非正规部门就业占非农就业的比例为6.8%—24.9%；在接受调查的10个国家中，大部分国家的农村非正规部门就业比例相对较高，但在吉尔吉斯斯坦和哈萨克斯坦却表现出不同的现象，城镇非正规部门就业比例相对较高。ILO（2003）指出，尽管不同国家采用不尽相同的非正规部门调查方法，其就业数据并不具备完全可比的充分条件，却足以展现非正规部门能为亚洲居民提供大量就业岗位的潜力；UN－EASC（2006）的调查再次表明了非正规部门强大的就业吸纳能力，印度51%的非农就业、尼泊尔65%的非农就业、巴基斯坦64%的非农就业、泰国47%的非农就业均通过非正规部门实现；Madziakapita（2003）对“以非常低的资本成本创造了大量就业机会”的非正规部门大加赞赏，认为“如果不存在非正规部门将引发‘社会危机’”；Becker（2004）[8]对非洲、亚洲、拉丁美洲及加勒比海地区国家的调查发现，非正规部门对非农就业、城镇就业做出了较大贡献，尤其构成了创造新增就业的主要源泉，调查结果如表5－3所示。

当然，许多实证研究表明，虽然非正规部门对扩大居民就业、提供所需商品和服务等方面具有积极作用，但发展非正规部门并不是解决失业的最优途径。Ghanna和Morisson（1975）、Lubeck（1977）、Maasdorp和Pillay（1978）、Dewar和Watson（1981）、Demol和Nihan（1982）、Elkan等（1983）给出的理由是“非正规部门生产单位规模小，工作条件艰苦，收入不稳定，增长潜力较低”；Verick（2006）认为一方面是与正规部门的就业相比，非正规部门就业不够体面，而另一方面是随着大量低教育水平工人进入非正规部门，其规模的不断扩张将严重影响技术进步转化为生产力的速度，阻碍整体经济的快速发展[9]。

表5－1　ILO（2002）对部分亚非拉国家非正规部门就业的调查

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表5－2　ILO（2003）对部分亚洲国家非正规部门就业的调查

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表5－3　Becker（2004）对部分亚非拉地区非正规部门就业的调查

二、发达国家的经验证据

非正规部门就业并不是发展中国家的特有现象，其同样普遍存在于发达国家。日本劳动省（JLM）较早关注发达国家非正规部门的发展情况，通过对1997年英国、德国、法国、荷兰和美国的非全日制就业人数、短期就业人数、派遣就业人数、非正规部门就业人数（包括自营就业者和家庭劳动者）的考察，认为发达国家同样存在非正规部门就业，但并未构成居民灵活就业的主要形式。[10]

2000年以来，OECD承担了两项关于发达国家非正规部门发展情况的研究:第一项研究成果《就业前景（Employment Outlook）》于2004年出版，主要对OECD国家同样存在非正规就业的系列证据进行了回顾，并基于国民经济核算数据对社会保障贡献进行了跨区估计；其第二项研究成果发布在2008年出版的《就业前景（Employment Outlook）》之中，详细探讨了捷克等7个收入相对较低的OECD国家的非正规就业现象（Danielle Venn，2008）[11]。研究表明，韩国、墨西哥和土耳其的非正规部门就业比例相对较高，接近非农就业总数的20%—30%；捷克、波兰和斯洛伐克3国的非正规部门就业比例则相对较低，未签署书面劳动合同的非农就业者只占非农就业总数的2%—5%；相比之下，匈牙利的情况更为复杂，尽管几乎所有就业者均签署了书面劳动合同，但未进行社会保障注册的就业者却大有人在，几乎接近非农就业总数的20%（OECD，2008）[12]。OECD调强，尽管“通过社会保障行政数据和劳动力调查数据的比较，将两者之间的差异来衡量非正规部门就业者数量”的方法较为简单，其估算结果仍具有一定的科学性，与相关研究结果也较为吻合，如利用劳动力调查数据对波兰开展的无合同就业者数量估计、基于社会保障的行政数据开展的非正规就业率的替代估计、Stanculesca（2005）对捷克无合同就业者数量的估计等[13]。不同于OECD简单的数据比较，K9lló （2007）、Scharle和Szabó（2008）通过行政数据与劳动力调查数据的相互转换，利用转换后的养老金贡献者存量数据与就业调查的存量数据，估算出匈牙利的非正规部门就业者人数比例（19.4%）[14]；Ihrig和Moe（2000）通过对OECD部分成员国的调查得出，约17%的劳动力通过非正规部门实现就业[15]；另外，Mosotho（2003）、Mukras（2003）、Mwamba（2004）、Kapunda等（2005）、Teal（2006）、Muwonge等（2007）、Akintoye（2008）、Sam O.等（2009）、Kar等（2009）的研究均充分肯定了非正规部门的就业吸纳能力。

表5－4　JLM（1998）对部分发达国家就业情况的调查

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三、国内文献主要观点归纳

迄今，国内尚未有一个准确的非正规部门就业人数的统计数据，大部分都是文献基于非正规部门就业者的身份构成，如城镇个体从业人员、流入城市的农村劳动力、下岗职工等主体的就业情况，对我国非正规部门就业人数予以估算。其中，较有代表性的结果如复旦大学非正规就业中心（2006）估算出我国非正规部门就业人员已达1.3亿；胡鞍钢、赵黎（2006）认为，我国非正规部门就业人员已爆发性地达到1.68亿人，等于城镇就业人员总数的59.4%。部分学者及研究机构对各类就业者的非正规部门就业比例予以粗略估算，如钟水映（1998）、张文娟等（1999）的估算结果表明，城市长期农村劳动力的非正规部门就业比例为40%—60%；上海城调队（1999）、劳动和社会保障部信息中心（1999）研究显示，下岗职工通过非正规部门实现再就业的比例在30%—40%；而复旦大学非正规就业中心发布的《2006中国非正规就业发展报告:劳动力市场的再观察》中指出我国城市劳动人口中超过40%的人是非正规就业。

尽管基于各种方法的估算结果不尽相同，但几乎所有文献均认为非正规部门的壮大对缓解我国沉重的就业压力具有重要意义。据此，胡鞍钢和杨韵新（2001）给出的理由主要是非正规就业增长已成为我国城镇就业新增岗位的主导渠道；蔡昉（2005）认为非正规就业的普遍化，有利于发挥尚未全面成熟的劳动力市场配置资源的作用，解决失业和下岗难题；柴定红和赖亦明（2005）更将发展非正规部门视为“解决我国城市农民工就业的一条创造性和革命性道路”；复旦大学非正规就业中心（2007）同样认为，非正规就业使数千万从城市国有和集体大工业企业中转移出来的下岗职工获得了再就业的机会，并保证社会在国有企业改革过程中的稳定和持续发展。在现今世界性经济危机的背景下，企业和社会组织纷纷裁减员工数量，非正规部门所具备的创造就业岗位、吸收待业人员的作用将更加突出。

非正规部门的就业效应既表现为非正规部门吸纳的劳动力数量，也表现为非正规部门吸纳劳动力数量的增长速度。为定量描述非正规部门的就业效应，较全面地展示非正规部门的发展对全社会就业水平和就业结构带来的动态影响，笔者仍以浙江省为例展开非正规部门就业效应的测度和比较。需要说明的是，为更客观地展示非正规部门与正规部门的就业效应差异，显现未被观测部分对非正规部门及整体就业水平的影响，笔者将从“名义维度”和“实际维度”两个视角分别对非正规部门就业效应进行测度和比较。

一、名义非正规部门就业发展的基本描述

如第一章所述，生产部门可根据主体的法律地位分为“正规部门”和“非正规部门”两类。对应地，现行的就业统计范围亦可根据“正规部门从业人员”和“非正规部门从业人员”重新归类。从名义维度考察非正规部门就业发展情况是指根据官方发布的统计信息来分析非正规部门就业规模及变化情况。笔者将“城乡个体从业人员”定义为“名义非正规部门从业人员”，将“城镇个体从业人员”定义为“城镇名义非正规部门从业人员”，“乡村个体从业人员”定义为“乡村名义非正规部门从业人员”。1990—2009年浙江省名义非正规部门从业人数及城乡构成情况的原始数据如表5－5与图5－1所示。[16]

数据显示，浙江省名义非正规部门就业总体呈现“波动中扩增”的发展态势。1990—2009年间，名义从业人数从153.92万人增至429.49万人，年均从业人数达278.60万人，年均增量为14.50万人，增长速度为5.55%，超过同期全社会从业人数增长速度3.74个百分点。

表5－6描述了浙江省名义非正规部门就业发展的阶段特征。分时间段看，1991—1995年的年均从业人数相对较少，但年均20.04万人的增量和年均10.55%的增长速度使得名义非正规部门从业人数迅速增至254.13万人；步入1996—2000年，名义非正规部门就业量开始出现小幅波动，增长速度明显下降，甚至在1997年和2000年出现了负增长；21世纪的头5年，尽管名义非正规部门从业人数的年均增长速度降至3.28%，但年均增量已开始回升；2006—2009年，名义非正规部门从业人数大幅回升，其年均增量扩至27.35万人，年均增长速度升至7.63%。

表5－5　浙江省名义非正规部门从业人数发展情况

图5－1　1990—2009年浙江省名义非正规部门就业发展趋势

从区域构成来看，乡村非正规部门是名义就业岗位的主要提供源，其年均就业人数为169.69万人，占名义非正规部门从业人数总量的60.91%。20年间，名义非正规部门就业发展呈现“从乡村到城镇转移”和“城镇非正规部门就业增长速度快于乡村非正规部门”的特征，城镇非正规部门无疑成为最有潜力的劳动力吸纳部门。具体来看，1991—1995年间，与乡村年均14.09万人的年均增量及9.10%的年均增速相比，尽管城镇名义非正规部门从业人数只维持5.95万人的年均增量，但年均增长速度却高达17.12%，超过乡村非正规部门8.02个百分点，也领先于城镇从业人数增长速度13.44个百分点；步入1996—2000年，乡村名义非正规部门从业人数开始下降，除1996年和1998年维持小幅增长之外，其余年份均出现了超过5万人的数量缩减，年均缩减速度达2.56%。与此不同的是，城镇名义非正规部门从业人数继续上升，年均增量扩至8.52万人，年均增速依然维持在12.24%的高位；2001—2005年，乡村名义非正规部门从业人数的缩减幅度和速度双双放缓，但仍然形成年均2.00万人的缩减量与1.17%的缩减速度；城镇非正规部门继续维持11.54万人的年均就业增量，但年均就业增长速度有所放缓，为9.78%；2006—2009年，一改近10年的缩减态势，乡村名义非正规部门从业人数转而以年均1.41万人的增量和0.84%增速扩增。与此同时，城镇非正规部门就业规模亦大幅增加，尤其是2006年和2007年，其名义就业增量达39.10万人和49.53万人，增长速度均超过25%。

二、名义非正规部门就业效应:基于就业弹性的测度

（一）非正规部门就业弹性测度公式

刻画就业效应的主要指标是“产出就业弹性（Output　Elasticity　of Employment）”，它表示产出增长每增加一个百分点所能带来的就业增加百分点。相关文献显示，产出就业弹性分析已成为经济学者研究经济增长和就业发展关系的一个重要的分析工具。笔者令MISEt为名义非正规部门从业人数，EMISt为名义非正规部门产出，那么，名义非正规部门的弹性EMISt的计算公式可表示为:

不同的EMISt值折射出不同的经济含义:

（1）EMISt＞0，表示非正规部门产出对名义就业具有正向的拉动作用，EMISt值越大表示效应越大，值越小则意味着名义非正规部门产出对名义就业的拉动效应越小。

（2）EMISt＜0，非正规部门产出对名义就业的拉动作用需进一步区分:当非正规部门产出体现为正增长但名义从业人数为负增长，即（MISEt＋1－MISEt）/MISEt＜0而（MISPt＋1－MISPt）/MISPt＞0时，意味着非正规部门产出增长对就业增长产生了“挤出效应”，并且随着的增大，挤出效应也增大；当非正规部门产出表现为负增长而名义从业人数为正增长，即（MISEt＋1－MISEt）/MISEt＞0而（MISPt＋1－MISPt）/MISPt＜0时，则意味着非正规部门产出增长对就业增长产生了“吸入效应”，该效应也将随增大而增大（张车伟和蔡昉，2002）。

（3）EMISt＝0，表示非正规部门产出对名义就业增长不具有拉动作用。

（二）名义非正规部门就业弹性及效应判断

就业弹性依赖的产出指标一般由“GDP增长率”来衡量，就业指标则由“从业人数增长率”来衡量。由于统计年鉴对GDP的分组并不能完全满足研究者对不同类别就业弹性测度的数据要求，因而常常选择相关指标对GDP进行替代，如Navaretti等（2003）使用“企业营业收入”衡量企业的产出水平，计算并比较了跨国公司和本地企业面临需求冲击时的产出就业弹性差异[17]；方明月等（2010）采用“企业销售额”衡量产出水平，采用“职工人数”衡量就业水平，计算并比较了1999—2005年我国不同所有制企业的微观就业弹性。鉴于无法从统计年鉴中获得按照生产主体的部门构成进行的GDP分类数据，笔者以“总产出”指标来衡量非正规部门的产出水平，图5－2所描绘的具有高度相关关系的总产出增长速度与GDP增长速度（相关系数为0.90）亦为指标替代提供了依据。

图5－2　1991—2009年浙江省总产出增长速度与GDP增长速度比较

图5－3　1991—2009年浙江省名义非正规部门就业弹性发展趋势

具体来看，“非正规部门总产出”由“非正规部门总产值”和“非正规部门营业收入”构成。其中，前者是“从事工业和手工业、建筑业（2005年之后为从事采矿业，制造业，电力、燃气及水的生产和供应业，建筑业）”城乡个体经营户创造的总产值；后者是“从事运输业、商业、饮食业、服务业、修理业、其他行业（2005年之后为从事运输、仓储及邮政业，批发和零售业，住宿餐饮业，房地产业，租赁与商务服务业，居民服务及其他服务业，卫生、社会保障和社会福利业，文化、体育与娱乐业，其他行业）”城乡个体经营户的营业收入。当然，笔者在测度总产出增长速度时，以历年的CPI指数对名义非正规部门总产出水平进行了价格调整，计算结果如表5－7和图5－3所示。[18]

表5－7　浙江省名义非正规部门就业弹性计算结果

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总体看来，长期持续的非正规部门产出增长为劳动力提供了大量的就业机会，其年均名义就业弹性为0.22，意味着1个百分点的名义非正规部门产出增长将带来0.22个百分点的就业增长，呈现出显著的正向效应。与同期全社会就业弹性相比，除2000年、2001年和2002年等个别年份外，非正规部门就业弹性均显著高于全社会水平，其强劲的就业潜力一览无余。不可忽视的是，尽管名义非正规部门就业弹性总体为正，但呈现较明显的阶段特征。表5－8显示，名义非正规部门就业弹性从1991—1995年的0.1557降至1996—2000年的0.0809，表明1个百分点的非正规部门产出增长所引致的就业增长下降了0.07个百分点，正向的就业拉动效应有所减弱；21世纪的头5年，名义非正规部门就业弹性转而升至0.4007，其对就业的拉动力度大幅上升；在接下来的5年中，就业弹性继续小幅上升，1个百分点的名义非正规部门产出增长将带来0.6976个百分点的就业人数扩增，其正向的就业拉动度进一步强化。较为特殊的是1997年、2000年和2002年，非正规部门体现出“海绵效应”:11.84%、12.12%和6.06%的名义非正规部门产出增长并未带来从业人数的同期增长，反而以3.18%、3.21%和0.63%的速度缩减，非正规部门表现为明显的“吸入效应”。（见表5－8）

三、对名义非正规部门就业效应的解读

不断变化的就业弹性说明每创造一个增量的非正规部门产出需要投入的劳动增量并非固定，也同时意味着非正规部门的劳动生产率并非稳定。劳动生产率的变化不外乎两种因素的共同作用:一为技术进步；二是与产业结构相对应的就业结构变化。在第一种情况下，相同工作量的劳动量需求趋于降低，其就业弹性将呈现不断衰减的过程；在第二种情况下，一旦资金相对密集的产业增长速度与劳动相对密集的产业增长速度并不一致时，就业弹性随即出现波动。笔者也据此基于产业结构的视角对名义非正规部门就业弹性及其波动进行解读。

（一）基于非正规部门产业分布的解读

表5－9描述了1990—2009年间浙江省非正规部门生产单位、从业人员和总产出的产业分布。20年来，非正规部门的产业分布始终维持“三、二、一”的格局，其产业结构基本稳定，变化甚小。从生产单位分布来看，非正规部门生产单位的三大产业分布比重分别是0.47%、18.77%、80.76%；从就业人员分布来看，三大产业分布比重分别是0.66%、29.56%、69.78%；从产出分布来看，三大产业分布比重分别是1.04%、41.13%、57.83%。

第三产业无疑构成了浙江省非正规部门的主导产业，其发展热点主要集聚在与居民生活息息相关的领域，典型的如:①零售商业。在粮油类、禽蛋类、肉食类、烟草类、糖果糕点类、干鲜菜类、调味品类、文化用品类、五金交电类、特产类、日用杂货类等事关居民日常生活的零售商业中发挥主要作用，并形成了以个体商业为主体的小商品交易或专业交易中心，如温州瑞安商城、义乌小商品市场、绍兴轻纺城等市场。②饮食业。如个体饭店、个体酒馆、饮食摊铺、茶馆、咖啡屋、冷饮店、面馆广泛分布于城镇的大街小巷，极大方便了居民的生活。③居民服务业。如旅馆业、理发业、洗浴业、照相业、洗染业、刻字业、信息传播、科技交流、咨询服务等服务业，钟表、自行车、摩托车、收录机、电视机、汽车、冰箱、皮鞋、雨伞等修理行业中，非正规部门生产单位拥有大片的市场。21世纪以来，随着房地产业持续升温以及各地蓬勃发展的旅游经济和假日经济的积极推动，部分非正规部门生产单位开始涉足社区服务业、中介服务业、信息服务业、融资担保业等，新兴服务业已成为非正规部门第三产业发展中极具增长潜力的亮点之一。第二产业是支撑浙江省非正规部门发展的第二大产业。从事该产业的非正规部门主要集中于传统的制造业，以服装、纺织品、小家电等产品为典型制造对象。随着浙江特色的区域块状经济的发展，从事第二产业的非正规部门逐渐形成了一定规模的产业集聚，如余姚市马渚镇的蓄电池生产、奉化市新兴的美容美发器具生产、余杭区云会乡的装饰布生产、柳市的低压电器生产、海宁的皮革生产、永康的五金制品生产、嵊州的领带生产、诸暨大唐的袜业生产等。同时，一批以个私企业为主的工业园区的形成，如桐庐分水制笔工业园区、湖州织里童装工业园区等，也进一步促使非正规部门第二产业的发展。从1994年开始，浙江省才开始出现从事第一产业的非正规部门生产单位。第一产业非正规部门主要指在农业用地或单独的场所从事以出售农产品为目的的种植业、林业、牧业、渔业生产经营活动的个体经营户，也包括提供农林牧渔业服务业服务的个体经营户。20世纪末以来，随着浙江省各级工商行政管理机关积极贯彻落实支持“三农”的各项政策，配合政府部门运用产业政策对农民进行引导，极大地提高了农民开办个体工商户的积极性。同时，随着效益农业和农业产业化经营的发展，个私企业投资从事农业和农业开发的积极性明显提高。不可忽视的是，尽管非正规部门第一产业的发展速度一直领先于第二、三产业，但无论是企业数、从业人数还是产出规模，第一产业在非正规部门产业结构中的比重都不足2%。

产业特征的显著差异致使从事不同产业的非正规部门生产单位具有不尽相同的劳动力要素需求。从非正规部门生产单位户均劳动力需求比较，第三产业企业的户均劳动力需求最低，其户均从业人数为1.56人；第二产业企业的户均劳动力需求相对最高，其户均从业人数为2.84人；第一产业企业的户均劳动力需求居中，其户均从业人数为2.51人。图5－4描绘了1990—2009年浙江省各产业非正规部门生产单位的户均从业人数变化情况，较为明显的两个特征便是:①第一产业的非正规部门生产单位户均从业人数波动显著，而第二、三产业的非正规部门生产单位户均从业人数发展较为稳定；②1990—2005年，非正规部门生产单位户均从业人数一直维持“二产、一产、三产”的位次顺序，当2006年第一产业非正规部门生产单位户均从业人数首次超过第二产业非正规部门生产单位户均从业人数之后，其户均从业人数波动更为剧烈，于2009年再次超过第二产业非正规部门生产单位，成为户均劳动力需求最高的产业。

图5－4　1990—2009年浙江省各产业非正规部门生产单位平均就业规模发展趋势

不同产业的非正规部门生产单位具有不尽相同的发展速度。图5－5显示，第一产业非正规部门生产单位具有相对高的发展速度，其年均增长速度达21.30%；第二、三产业的非正规部门生产单位发展速度大致相当，分别为3.46%和3.64%。同时，第一产业非正规部门生产单位发展速度波动剧烈，第二、三产业的非正规部门生产单位发展速度相对平缓。

图5－5　1991—2009年浙江省各产业非正规部门生产单位增长速度发展趋势

（二）基于非正规部门产业结构偏离度的解读

就业结构依赖于产业结构，随着非正规部门产业结构的演进，其就业结构也将发生相应的变化。一种判断就业结构是否合理的有效方法便是计算产业结构偏离度，其不仅可以反映非正规部门各产业的就业比重和产值比重是否协调一致，而且通过表达式的适当转换还可以论证整体非正规部门产业结构与就业结构的均衡性。

非正规部门产业结构偏离度为非正规部门各产业的劳动力比重与其产值比重之差，计算公式为:

其中，Pit表示第t期第i产业的结构偏离度，MISEit表示第t期第i产业的从业人数份额，MISPit为同期第i产业的产出份额。Pit越接近于零，表明产业结构与就业结构越吻合；Pit大于零，即该产业非正规部门生产单位的就业比重大于其产值比重，表明该产业非正规部门生产单位的劳动生产率较低；Pit小于零，即该产业非正规部门生产单位的就业比重小于其产值比重，则意味着该产业非正规部门生产单位的劳动生产率较高。

图5－6刻画了1990—2009年浙江省非正规部门产业结构偏离度的变化趋势。从结构偏离度绝对值之和看，从1990年的7.16%上升至2009年的30.49%，总体呈现越来越大之势，表明浙江省非正规部门的就业结构和产出结构正逐步背离平衡；分三次产业观察，第一产业非正规部门生产单位的结构偏离度基本围绕0值波动，表明第一产业的产值增加幅度与从业人数的增加幅度基本相符；第二产业非正规部门生产单位的结构偏离度于20世纪90年代初期出现小幅波动后持续下降，从1993年开始维持持续的负值状态，直至下降到2009年的－15.02%，说明第二产业的产值增加幅度远大于从业人数的增加幅度，其就业结构和产出结构存在严重的不对称，也说明第二产业非正规部门生产单位的劳动生产率较高，具有吸纳剩余劳动力的空间；不同的是，第三产业非正规部门生产单位的结构偏离度于从1993年开始维持为正，并且结构偏离度绝对值逐年扩大，从1993年1.23%扩大至2009 年15.47%，这不仅意味着第三产业非正规部门生产单位的劳动生产率相对较低，也表明了非正规部门第三产业的劳动力吸纳能力正逐年退化。

图5－6　1990—2009年浙江省非正规部门产业结构偏离度发展趋势

（三）基于非正规部门偏离份额模型的解读

为更加深入地解读非正规部门的就业效应，以区分部门差异（即非正规部门与生产部门一般水平的差异）和产业差异（即非正规部门某产业竞争力与三次产业竞争力一般水平的差异）对非正规部门总就业效应的影响，笔者采用偏离份额分析模型来具体分析。

令Δ表示非正规部门第t年第i产业的从业人数变化，为基期第i产业的从业人数表示第t年第i产业的从业人数增长速度，则

令Rit表示浙江省第t年第i产业的从业人数增长速度，Rt为全省三次产业从业人数平均增长速度，则方程（5－3）可转换为如下方程:

进一步转换为:

把方程（5－3）代入方程（5－5）得到:

化简得:

上式左边为“非正规部门第i产业从业人数相对增长率”，用以衡量非正规部门第i产业的相对就业效应，即“非正规部门总就业效应”；上式右边第一项为“第i产业从业人数相对增长率”，用来测度某产业就业吸纳能力的一般水平；右边第二项为“第i产业非正规部门从业人数相对增长率”，用来衡量非正规部门各产业生产单位就业吸纳能力的特殊之处。为体现两者对非正规部门就业效应的贡献份额，笔者将称为“产业效应”，将称为“部门效应”。

1991—2009年浙江省非正规部门三次产业的就业效应及其分解结果如表5－10所示。与一般水平比较，非正规部门三次产业的总就业效应值均为正，分别为23.75%、3.52%和3.93%，说明非正规部门各产业均呈现较强的就业吸纳能力。从总就业结构和趋势来看，20世纪90年代以来，浙江省政府进行了一系列改革，为劳动力流动创造了宽松的制度环境，大量农村劳动力向非农产业转移，第二产业和第三产业成为吸纳劳动力就业的主导产业。也就是说，第一产业的总就业效应为负，第二、三产业的总就业效应为正，第三产业的就业吸纳能力最强。

然而，非正规部门的就业结构具有特殊之处:①第一产业总就业效应为正，部门效应的巨大贡献弥补了产业效应的负贡献。部门效应使得非正规部门第一产业体现出较强劲的就业吸纳能力，其高达123.29%的贡献率弥补了产业效应的负贡献，使得从业人数在2002年、2005年和2007年出现小幅下降之外，其余年份均保持较快的速度增长，总就业效应为正且潜力巨大。②第二产业总就业效应为正，近八成贡献源于产业效应。第二产业年均3.52%的就业正效应主要由产业效应贡献，其平均贡献率为79.53%，表明全省工业化进程的加速推进，对非正规部门第二产业劳动力就业增长也起到了重要作用。当然，除2003年外，部门效应均为正值，第二产业的竞争优势为非正规部门总就业效应做出了20.47%的贡献。③第三产业总就业效应为正，产业效应成为主导贡献源。第三产业年均3.93%的就业正效应主要由产业效应贡献，其平均贡献率为96.77%。尽管非正规部门的部门效应对第三产业就业效应的贡献微乎其微，但1991年、1997年、2002年、2003年、2004年、2005年和2008年，部门效应的贡献率超过100%。

一、实际生产部门就业发展的基本描述

从实际维度考察非正规部门就业发展，是指结合官方发布的统计信息以及笔者的估算结果来分析实际从事非正规部门就业的人数及变化情况。同时，为开展非正规部门与正规部门就业效应的比较分析，笔者将“单位从业人员”定义为“正规部门从业人员”，记为FSEt。根据就业单位注册类型的差异，进一步将正规部门细分为“传统正规部门”和“新兴正规部门”，前者主要指“城镇单位，包括国有单位、集体单位、联营单位、股份合作单位、有限责任公司、股份有限公司、港、澳、台商投资单位和外商投资单位”等城镇单位；后者主要包括“城镇私营企业、农村乡镇企业和农村私营企业”等企业。对应地，传统正规部门从业人员是指在城镇各级国家机关、政党机关，社会团体及企业、事业单位中工作，取得工资或其他形式的劳动报酬的全部人员，记为TFSEt；新兴正规部门从业人员是指在城镇私营企业、农村乡镇企业和农村私营企业中工作，取得工资或其他形式的劳动报酬的全部人员，记为UFSEt。

非正规部门和正规部门从业人员的具体构成可概括为:

表5－11和图5－7描述了浙江省正规部门从业人员、非正规部门从业人员以及各部门从业人员的具体构成发展情况。经济的高速发展和社会的快速转型使得阻碍劳动力流动的因素逐步消除，1990—2009年间浙江省生产部门的就业发展总体显现以下三个特征。

图5－7　1990—2009年浙江省生产部门从业人员发展趋势

（一）正规部门仍然是吸纳劳动力的主要部门

1990—2009年，由正规部门从业人员和非正规部门从业人员共同构成的浙江省生产部门从业人数得到快速发展，从1990年的1788.73万人逐年扩增至2009年的3580.91万人。年均94.33万人的增量与3.72%的年均增速显现出快速发展的非农化进程，顺应了“农业劳动力份额逐渐下降”的经济发展规律。尤其是21世纪以来，除2008年出现小幅度的就业回流之外，劳动力非农化脚步明显加快，各年生产部门从业人数的增长速度均超过5个百分点。从生产部门构成来看，正规部门依然是吸纳劳动力的主要部门，从1990年的986.51万人发展至2009年的2905.03万人，其年均增量为100.97万人，年均增速为5.85%，超过生产部门从业人数增长速度2.13个百分点。20年来，平均每年有70.60%从业人员在正规部门实现就业，其就业比例从1990年的55.15%提升至2009年的81.13%，平均每年提升1.37个百分点。相比之下，尽管非正规部门对扩大浙江省居民就业具有十分重要的作用，但并非成为吸纳就业的主要部门。

（二）传统正规部门相对萎缩，新兴正规部门则不断壮大

图5－8描述了1990—2009年浙江省正规部门从业人员及其构成的发展趋势。总体来看，传统正规部门就业规模经历了“逐年萎缩—小幅回升”的发展过程。数据显示，1990年以来，随着经济体制向市场经济的转型和城镇就业体制改革，城镇单位，尤其是国有单位和集体单位逐步消弭着长期存在的冗员现象，浙江省传统正规部门的相对规模逐年缩小，其从业人数占正规部门从业人数的比例从1990年的48.25%逐年降至2003年的19.24%。特别是城镇国有单位和集体单位从业人数分别从1990年的280.87万人和189.12万人降至2003年的170.40万人和30.53万人，下降幅度达39.33% 和83.86%；2004年开始随着城镇国有单位和集体单位从业人数的回调，浙江省传统正规部门从业人数比例出现小幅的回升，2009年，其从业人数占正规部门从业人数的比例升至25.80%。

截然相反的是，新兴正规部门就业规模不断增长，逐渐成为正规部门劳动力的主要吸纳源。从绝对规模看，以私营企业和乡镇企业构成的新兴正规部门，其从业人员从1990年的510.29万人增长至2009年2155.46万人，提升了3.22倍，平均每年增加86.58万人，年均增长速度为7.88%；从相对规模看，新兴正规部门从业人员占正规部门就业总数的比例从1990年的51.75%提升至2009年的74.20%，平均每年提升1.18个百分点。观察新兴正规部门的就业构成，随着浙江省各项政策的出台，如2003年出台的通过减免税费、提供小额贷款、财政贴息、创业培训等含金量颇高的优惠措施；2006年发布的《关于鼓励支持和引导个体私营等非公有制经济发展的实施意见》；2007年提出了“创业富民创新强省”战略，鼓励民营经济通过多种形式进入社会事业领域、农业和公用服务行业等，新兴正规部门的就业经历了由“乡镇企业主导型”转换为“乡镇企业和私营企业并列”的模式转变，私营企业从业人数比例从1990年的不足3%稳步提升至2009年的接近40%，俨然已成为新兴正规部门的主要部门。

图5－8　1990—2009年浙江省正规部门从业人员及其构成发展

（三）非正规部门在一定程度上充当了经济发展的“稳定器”

考察1991—2009年非正规部门和正规部门就业人数增长速度的发展趋势，如图5－9。按照传统的“峰—峰”法划分，1991年以来浙江省非正规部门的就业发展经历了四次完整的周期（即1992—1998年整周期、1999—2001年整周期、2002—2005年整周期、2006—2009年整周期）。与此同时，正规部门就业发展也经历了三个较完整的经济周期（即1994—2000年整周期、2001—2004年整周期、2005—2007年整周期）和两个半周期（1991—1993年半周期和2008—2009年半周期）。初步考察发现，两者具有较强的互补关系。表5－12描述了特殊年份两部门的就业发展关系。总体而言，非正规部门从业人数增长体现出明显的“逆正规部门就业增长”特征，当正规部门从业人数增长速度为正并持续上升时，非正规部门从业人数往往缩减并维持持续的下降，尤其是1994年、2000年、2001年和2005年，两部门从业人数的增长波动恰恰互补。进一步地，笔者通过计算Pearson相关系数和Spearman相关系数来考察非正规部门从业人数增长率和正规部门从业人数增长率之间的同步性。计算表明，1990—2009年间，两部门从业人数增长率之间的Pearson相关系数为－0.475，Spearman相关系数为－0.568，二者均于5%的显著水平通过相关性检验。考虑到时间跨度比较大，可能会因从业人数增长波动因素的互相抵消而降低计算结果的准确性，笔者根据非正规部门从业人数的增长波动周期来计算相关系数，结果如表5－13所示。计算结果再一次表明了两部门从业人数发展显著的互补关系，非正规部门在一定程度上减缓了全社会的就业波动，为浙江省经济快速而稳健的发展起到了积极作用。这一特征也与国外文献的研究结论相吻合，如Carneiro（1997）和Maloney（1997）等。

图5－9　1991—2009年浙江省正规部门与非正规部门从业人数增长速度发展趋势

表5－12　特殊年份正规部门和非正规部门从业人数增长的波动情况(www.xing528.com)

表5－13　不同时段正规部门和非正规部门从业人数增长的相关系数

二、实际非正规部门就业效应测度:基于时变参数状态空间模型

（一）就业弹性测度技术:从点弹性到计量模型

对于就业弹性，传统的测算技术不外乎三类:第一类是基于点弹性的测算，这种思路是计算考察期（通常是一年）内就业变化率对产值变化率的比率；第二类是基于弧弹性的测算，这种思路则是计算考察期（通常连续几年）内就业平均变化率对产值平均变化率的比率。鉴于方法简单易行，数据要求较低，无论是点弹性还是弧弹性均得到广泛的应用，如笔者对名义非正规部门就业效应的测算便运用了点弹性。类似地，齐建国（2000）、阎革（2002）、张车伟等（2002）、李红松（2003）、蔡昉等（2004）、张本波（2005）、程连升（2007）、简新华等（2007）均选择了较简便的点弹性或弧弹性测算技术。然而，丁守海（2009）认为基于上述两种技术测算的就业弹性是无效的，主要原因是点弹性无法避免剧烈波动，无法对就业弹性形成一个稳定的判断，尽管弧弹性能避免波动问题，但它的科学性不仅高度依赖考察期的合理性以及“要素投入结构一成不变”的严格假设。一旦基准年和结束年份在要素投入方式上发生了重大变化，弧弹性就只能是一种统计游戏。第三类是基于计量模型的测算，这种思路通过建立就业变量与产出变量的计量模型来刻画就业弹性的变化。在实际应用中，根据计量模型形式设定和参数估计方式的不同选择，该思路又可细分为:①基于时序数据构建回归方程，采用经典的OLS方法估计一时间段的就业弹性值，其替代方法便是将较长时期时间序列拆分为若干时间段，进而测算出不同时期的就业弹性值，ILO（2000）、张本波（2002）、赵建国（2003）、王春雷（2007）等选择了此类路径；②基于面板数据构建回归方程，通过GLS方法估算随时间变化的就业弹性值或随样本成员变化的就业弹性值，张江雪（2005）、Abdulnasser（2006）、Suryadarma （2007）等选择了该类路径；③基于新设定的计量方程，通过添加新的控制变量考察非产出因素对就业变量的影响以揭示更可靠的弹性值。国外学者在面板模型的基础上，从解释变量的角度进行了新的尝试，如Wah（1997）引入了资本劳动比和资本积累变量，Pehkonen（2000）引入了就业和产值的滞后变量，Solimano和Larrain（2002）引入了实际工资，Daniel等（2007）引入了劳动参与率的变化率，Sawtelle（2007）引入了人均收入、雇佣成本指数和利率等变量。国内学者同样开展了有意义的探索，如丁守海（2009）以Kumar－Michl理论为基础，通过引入劳动要素的准固定性假设以及对厂商调整劳动要素行为的修正，构建了估算就业弹性的动态模型，进而根据面板数据估算了不同地区不同产业的即期就业弹性和长期就业弹性；丁从明和陈仲常（2010）构建了带有雇用和解雇成本的就业模型，估算了不同类型冲击下的就业弹性值。从点弹性到计量模型的发展被认为是就业弹性测算技术的进步，计量模型不仅可以有效克服弧弹性方法的不足，并且经济意义充足，技术进步和资本投入等因素的作用都可以包含到截距中并具有易扩展的优势（陆梦龙，2007）。

在较长的时间跨度内，非正规部门的经济要素构成很可能会发生重大变化，因此其就业弹性也极可能随之变动。为此，笔者采用时变参数的状态空间模型来构建非正规部门产出增长与就业增长的关系，并借助卡尔曼滤波（Kalman　Filter）方法测算1990—2009年浙江省实际非正规部门就业效应。

状态空间模型由一组信号方程和状态方程构成，一般应用于多变量时间序列，设yt是包含k个经济变量的k×1维可观测向量。这些变量与m× 1维向量αt有关，αt被称为状态向量。定义“信号方程”为:

其中，T表示样本长度，Zt表示k×m维矩阵，dt表示k×1维向量，ut表示k×1维向量，是均值为0，协方差矩阵为Ht的连续的不相关扰动项，即E（ut）＝0，Var（ut）＝Ht。一般地，αt的因素是不可观测的，然而可表示成一阶马尔可夫（Markov）过程，再定义“状态方程”为:

其中，Tt表示m×m维矩阵，ct表示m×1维向量，Rt表示m×g维矩阵，εt表示g×1维向量，是均值为0，协方差矩阵为Qt的连续的不相关扰动项，即E（εt）＝0，Var（εt）＝Qt。[19]

选择状态空间模型至少存在两个优点:第一，状态空间模型将不可观测的变量（状态变量）并入可观测模型并与其一起得到估计结果；第二，状态空间模型是利用强有力的迭代算法———卡尔曼滤波来估计的，卡尔曼滤波是在时刻t基于所有可得到的信息计算状态向量的最理想的递推过程，它被广泛地用于变参数模型中。

（二）实际非正规部门就业弹性测度:整体视角

基于非正规部门整体视角计算实际非正规部门的就业弹性系数。笔者令SISEt表示非正规部门实际从业人数，SISPt表示非正规部门实际产出（经CPI调整成可比价实际产出）。取变量的自然对数并利用状态空间模型构造如下时变参数模型:

上述方程共同构成状态空间模型，其中方程（5－13）为量测方程，方程（5－14）为状态方程。参数αt为状态变量，反映非正规部门实际产出对实际从业人数变化的敏感程度，即实际非正规部门就业弹性。

1.变量单位根检验

在变量之间建立模型，当且仅当等式两端的变量具有相同的单整阶数时，所建立的模型才有意义，否则所建立的模型将产生伪回归问题。为此借助Eviews　6.0软件对lnSISEt和lnSISPt及相关变量进行平稳性检验，如表5－14所示。检验结果显示，尽管非正规部门实际从业人数、非正规部门实际总产出（剔除物价因素）都是非平稳序列，但它们的二阶差分在1%的显著水平下都是平稳序列，即lnSISEt和lnSISPt均为二阶单整序列。

表5－14　lnSISEt和lnSISPt及相关变量平稳性检验

注:检验形式（c，0，k）中c表示含有截距项，0表示不含趋势项，k＝1表示滞后一阶，k＝2表示滞后二阶，＊＊＊表示在1%水平下显著。

2.就业弹性系数估计结果

借助卡尔曼滤波算法对状态方程的形式进行筛选，得到如下模型:

其中，LogL＝30.48，AIC＝－2.55，SC＝－2.30，HQ＝－2.50。

Eviews　6.0估算显示模型拟合效果较好，其各个系数是显著的，AIC值和SC值也较小。表5－15和图5－10描述了1990—2009年浙江省整体非正规部门实际就业弹性的变化趋势。总体来看，整体非正规部门实际就业弹性系数维持在0.23左右，意味着每一个百分点的非正规部门产出增长将拉动就业人数增长0.22%—0.25%。与名义就业弹性系数相比，实际维度的非正规部门就业弹性系数上升至0.2345，1991—2009年间，有11年的实际就业弹性系数大于名义就业弹性系数，进一步表明非正规部门强大的就业吸纳能力。

表5－15　1990—2009年整体非正规部门实际就业弹性系数

续　表

图5－10　1990—2009年浙江省整体正规部门实际就业弹性发展趋势

需要指出的是，受参数估计过程中初始值选取、经济周期与制度变迁等因素的影响，实际就业弹性系数不可避免地存在一定的波动。党的十一届三中全会以来，在“坚持以公有制为主体，发展多种经济成分”方针政策的指引下，浙江省的非正规部门得到迅速发展。20世纪90年代初，省委、省政府面对城乡个体经济发展中存在的一些问题，如存在着违法经营、牟取暴利、偷税漏税、挥霍浪费等不法行为和不良现象等，提出了《加强城乡个体工商户管理的若干意见》并对生产销售伪劣产品、偷工减料、以次充好、进行假冒欺骗活动的个体工商户进行了严厉地打击，非正规部门就业弹性系数随之出现轻微的下调。1993年，在党的“十四大”精神和邓小平同志南方视察谈话的指引下，各地坚持以“三个有利于”为标准，认真贯彻以公有制为主体、多种经济成分长期共同发展的方针，把发展个体、私营经济作为经济发展的重要增长点和培育市场主体、健全市场机制的重要环节来抓。浙江省委、省政府发出《关于促进个体、私营经济健康发展的通知》，为非正规部门的发展注入了强劲的推动力，如积极鼓励个体工商户从事农业基础开发、科技开发、外向型产品和高新技术产品开发；鼓励具备条件的个体工商户开展边境贸易，兴办中外合资、合作企业，开展“三来一补”业务；允许个体工商户、私营企业从事综合经营、批发零售、长途贩运、代购代销和代储代运等经营活动；经工商行政管理机关依法审核批准，允许个人从事经纪人、代理商等中介性的经营活动等。同时，对非正规部门的用工制度也进行了一系列放松，如鼓励农民、城镇待业人员从事个体经营等；允许机关、企事业单位的离退休人员，停薪留职、辞退职人员以及编余富余人员、停工待业人员，持原单位有关证明，申请从事个体经营；企事业单位的科技人员，经所在单位同意，可以利用业余时间到个体工商户兼职等，非正规部门就业弹性系数随之上扬。

（三）实际非正规部门就业弹性测度:分产业视角

单位根检验结果显示，各产业非正规部门实际总产出 和均为非平稳序列，但它们的二阶差分在5%的显著水平下都是平稳序列。用卡尔曼滤波算法对各产业非正规部门的状态方程进行筛选，估计结果如表5－16、表5－17和表5－18所示。并归纳出以下特征:

表5－16　各产业非正规部门实际总产出变量的平稳性检验

注:检验形式（c，0，k）中c表示含有截距项，0表示不含趋势项，k＝1表示滞后一阶，k＝2表示滞后二阶，＊＊＊和＊＊分别表示在1%和5%水平下显著。

（1）非正规部门三次产业的产出就业弹性系数均为正。计算结果表明，1990—2009年间，各产业非正规部门的产出就业弹性系数均大于0，表明非正规部门发展对居民就业具有正向作用，非正规部门生产规模的扩张促进了居民就业水平的提高。

（2）非正规部门各产业的产出就业弹性维持“三、二、一”的高低位次。与名义维度的就业效应测度结果具有一致的结论，尽管非正规部门第三产业生产单位的劳动生产率较低，其就业吸纳能力依然强劲。从数值大小比较，第三产业非正规部门的产出就业弹性系数最大，其平均值为0.2432，说明第三产业非正规部门更具有“劳动密集型”的生产特征；第二产业非正规部门的产出就业弹性系数次之，其平均值为0.2242；而第一产业非正规部门的产出就业弹性系数最小，其平均值为0.0819，表明就业吸纳能力相对较弱。

（3）非正规部门各产业的产出就业弹性波动维持“一、二、三”的大小位次。实际维度的测度结果改变了名义维度测度结果的强烈波动，这也从侧面反映出未被观测的非正规部门对实际就业吸纳能力的显著影响。从计算结果来看，第二产业非正规部门产出就业弹性系数最为稳定，其变异系数为0.0301，第二产业非正规部门产出就业弹性的波动高于第二产业，其变异系数为0.0436，第一产业非正规部门产出就业弹性的波动最为剧烈，其变异系数为0.1581。

表5－18　1990—2009年各产业非正规部门实际就业弹性系数

图5－11　浙江省各产业正规部门实际就业弹性发展趋势

为详细分析各行业非正规部门的就业吸纳能力，笔者选择了2004年和2008年的经济普查数据进行描述与比较。由于第二次经济普查并未公布个体工商户从业人员的产业分布数据，也未公布无照经营的个体户相关信息，考虑到个体工商户户均从业人数的变化幅度并不显著，笔者以两次经济普查公布的有证照的个体工商户的产业分布数据来详细分析细分行业的非正规部门就业吸纳能力的变化情况，相关数据如表5－19所示。

表5－19　2004年和2008年非正规部门生产单位的产业分布情况[20]

续　表

无论是2004年还是2008年，工业非正规部门依然是第二产业非正规部门的主要构成，也依然是劳动力吸纳的主要部门。5年间，工业非正规部门单位数从2004年的26.81万户增长到2008年69.05万户，增长了157.26%。同时，伴随着浙江省建筑产业的迅速发展，建筑业非正规部门同样飞速扩增，其单位数从2004年0.64万户发展至2008年的8.25万户，足足增长了11.89倍，已然成为第二产业非正规部门最具潜力的就业吸纳部门。

行业分类的调整致使第三产业非正规部门的发展相对复杂。首先，原有产业的非正规部门仍然保持较快的发展势头，源源不断地提供就业岗位，如主导的第三产业非正规部门———批发零售业和住宿餐饮业非正规部门保持年均14.14%和20.3%速度高速增长，其单位数分别从2004年的84.71万户和9.77万户扩至2008年143.8万户和20.46万户，依然是非正规部门就业者的主要岗位提供者。其次，随着居民需求尤其是服务需求不断向多样化和专业化转变，诸如居民服务业和其他行业等非正规部门的发展速度大大超过了第三产业非正规部门的总发展速度。需要指出的是，文化、体育和娱乐业非正规部门和房地产业非正规部门异军突起，分别从2004年的0.99万户和0.37万户迅速发展到2008年的3.15万户和1.56万户，占第三产业非正规部门的比重分别从2004年0.72%和0.27%上升至2008年1.35%和0.67%，成为整体比例上升最快的行业。再次，经济的快速发展催生了诸如信息传输、计算机服务和软件业，金融业，科学研究、技术服务和地质勘查业等新兴第三产业非正规部门的兴起和快速发展，亦体现出较为强劲的就业吸纳能力。

三、实际非正规部门就业效应:一个比较分析

为进一步展现实际非正规部门就业效应，笔者开展非正规部门与传统正规部门、新兴正规部门的就业效应比较分析。令lnTRFEt为传统正规部门从业人数的对数序列、lnTRFPt为传统正规部门实际产值的对数序列、lnXXFEt为新兴正规部门从业人数的对数序列、lnXXFPt为新兴正规部门实际产值的对数序列。单位根检验结果显示，各变量的二阶差分为平稳序列。用卡尔曼滤波算法对传统正规部门和新兴正规部门的状态方程进行筛选，得到估计结果如表5－17、表5－18和表5－19所示。

表5－17　lnTRFEt、lnTRFPt、lnXXFEt、lnXXFPt及相关变量平稳性检验

注:检验形式（c，0，k）中c表示含有截距项，0表示不含趋势项，k＝1表示滞后一阶，k＝2表示滞后二阶，＊＊＊和＊＊分别表示在1%和5%水平下显著。

表5－18　传统正规部门和新兴正规部门状态空间模型筛选结果

表5－19　1990—2009年传统正规部门和新兴正规部门就业弹性系数

平均来看，由“城镇国有企业”和“城镇集体企业”两类机构单位组成的传统正规部门已不再呈现往日的辉煌，就业吸纳能力远低于新兴正规部门。1990—2009年间，传统正规部门就业弹性系数维持在0.11左右，意味着1个百分点的传统正规部门产出增长平均拉动就业人数增长0.11%，低于非正规部门0.12个百分点。不同的是，由“私营企业”和“乡镇企业”等机构单位组成的新兴正规部门逐渐显现出强劲的就业吸纳潜力，其就业弹性系数维持在0.31左右，意味着1个百分点的传统正规部门产出增长平均拉动就业人数增长0.31%，高于非正规部门0.08个百分点。图5－12、图5－13分别描述了传统正规部门、新兴正规部门与非正规部门就业弹性波动的比较情况。可以发现，传统正规部门产出就业弹性系数较非正规部门产出就业弹性波动剧烈，其变异系数为0.1345，新兴正规部门的产出就业弹性波动较非正规部门产出就业弹性波动平稳，其变异系数为0.0368。

图5－12　传统正规部门与非正规部门产出就业弹性系数波动

图5－13　新兴正规部门与非正规部门产出就业弹性系数波动

通过对亚非拉国家、发达国家以及国内文献对非正规部门就业效应贡献证据的归纳，本章围绕“名义非正规部门就业发展的基本描述”“名义非正规部门就业效应测度”“名义非正规部门就业效应解读”“实际非正规部门就业效应测度”和“实际非正规部门就业效应的一个比较分析”等内容，基于名义维度和实际维度较全面地对非正规部门就业效应进行了测度、比较与分析。

（一）名义就业效应测度与解读

总体来看，浙江省名义非正规部门就业总体呈现“波动中扩增”的发展态势。1990—2009年间，名义从业人数从153.92万人增至429.49万人，年均就业规模达278.60万人，年均增量为14.50万人，增长速度为5.55%，超过同期全社会从业人数增长速度3.74个百分点。从区域构成看，乡村非正规部门是名义就业岗位的主要提供源，其年均就业规模为169.69万人，占名义非正规部门就业总量的60.91%。20年间，名义非正规部门就业发展呈现“从乡村到城镇转移”和“城镇非正规部门就业增长速度快于乡村非正规部门”的显著特征，城镇非正规部门无疑成为最有潜力的劳动力吸纳部门。

产出就业弹性测度结果表明，长期持续的产出增长致使非正规部门提供了大量的劳动力就业机会，其年均名义就业弹性为0.22，意味着1个百分点的名义非正规部门产出增长将带来0.22个百分点的就业增长，呈现正向效应。除个别年份外，非正规部门就业弹性均显著高于全社会水平，其强劲的就业潜力一览无余。

不断变化的就业弹性说明每创造一个增量的非正规部门产出需要投入的劳动增量并非固定，也意味着非正规部门劳动生产率并非一成不变。20年来，非正规部门的产业分布始终维持“三、二、一”的格局，其产业结构基本稳定，变化甚小。产业特征的显著差异使从事不同产业的非正规部门生产单位具有不尽相同的劳动力吸纳能力。从产业分布看，就业人数的产业分布比重分别是“0.66%、29.56%、69.78%”，表明第三产业是创造非正规部门就业岗位的主要源泉。尽管第三产业吸纳了大部分的非正规部门劳动力，其劳动生产率并非最高。产业结构偏离度分析表明，第二产业生产单位的产值增加幅度远大于从业人数的增加幅度，说明非正规部门第二产业的劳动生产率较高，具有吸纳剩余劳动力的空间；而非正规部门第三产业生产单位的结构偏离度从1993年开始维持为正，不仅意味着劳动生产率相对较低，也表明了非正规部门第三产业并不具有持续的劳动力吸纳能力。

非正规部门偏离份额模型的计算结果进一步解释了非正规部门各产业生产单位就业吸纳能力的不同来源。其中，部门效应的巨大贡献弥补了第一产业非正规部门产业效应的消极影响，也使其具有正向的就业吸纳能力；不同的是，促使非正规部门第二产业和第三产业维持正向就业吸纳能力的动力仍然是产业效应，部门效应影响并非显著。

（二）实际就业效应测试与解读

状态空间模型的测度结果显示，与名义就业弹性系数相比，实际维度的非正规部门就业弹性系数上升至0.2345，意味着1个百分点的非正规部门产出增长将拉动就业人数增长0.22%—0.25%。1991—2009年间，有11年的实际就业弹性系数大于名义就业弹性系数，进一步表明非正规部门强大的就业吸纳能力。

分产业角度看，三次产业非正规部门的产出就业弹性系数均为正，其产出就业弹性维持“三、二、一”的高低位次，表明第三产业非正规部门仍然提供了最多的就业岗位。同时，从产出就业弹性的波动性来看，第一产业非正规部门最为剧烈，第二产业非正规部门次之，第三产业非正规部门最为平稳。

从细分产业角度看，工业非正规部门依然是第二产业劳动力主要吸纳部门，但建筑业非正规部门的发展速度远高于工业非正规部门，已然成为第二产业非正规部门最具潜力的就业吸纳部门。批发零售业和住宿餐饮业非正规部门保持高速增长，依然是第三产业非正规部门就业者的主要岗位提供者。随着居民需求，尤其是服务需求不断向多样化和专业化转变，诸如文化、体育和娱乐业非正规部门和房地产业非正规部门异军突起，成为就业比例上升最快的非正规部门；经济的快速发展催生了诸如信息传输、计算机服务和软件业，金融业，科学研究、技术服务和地质勘查业等新兴第三产业非正规部门的兴起和快速发展，亦体现出较为强劲的就业吸纳能力。

（三）非正规部门与正规部门的就业效应比较分析

比较分析表明，传统正规部门的就业效应小于非正规部门，其就业弹性系数维持在0.11左右，低于非正规部门就业单位系数0.12个百分点。当然，新兴正规部门仍然是浙江省劳动力的主要吸纳之源，其就业弹性系数高于非正规部门0.08个百分点。

[1]ILO　and　WTO，2009，Globalization　and　Informal　Jobs　in　Developing Countries，Geneva:ILO　and　WTO.

[2]Hussmanns　R，2001，Informal　Sector　and　Informal　Employmen:Elements　of A　Conceptual　Framework，Working　Paper，Bureau　of　Statistics　Policy　Integration Department　International　Labour　Office，Geneva.

[3]Chen　M　A，2001，Women　in　the　Informal　Sector:A　Global　Picture，The Global　Movement，Working　Paper，Economic　and　Social　Affairs，Washington.

[4]International　Labour　Organisation，2002，Working　Out　of　Poverty，Working Paper，International　Labour　Organisation，Geneva.

[5]Schneider　F，2002，Size　and　Measurement　of　the　Informal　Economy　in　110 Countries　Around　the　World，Working　Paper，Department　of　Economics，Johannes Kepler　University，Linz.

[6]Xaba　J，Horn　P，Motala　S，2002，The　Informal　Sector　in　Sub－Saharan Africa，Working　Paper，Employment　Sector　International　Labour　Office，Geneva.

[7]ILO，2003，Key　Indicators　of　Labour　Market，Third　Edition.

[8]Becker　K　F，2004，The　Informal　Economy:Fact　Finding　Study，Working Paper，Swedish　International　Development　Cooperation　Agency（SIDA），Stockholm.

[9]Verick　S，2006，The　Impact　of　Globalisation　on　the　Informal　Sector　in　Africa，Working　Paper，Economic　and　Social　Policy　Division，United　Nations　Economic　Commission　for Africa（ECA）and　Institute　for　the　Study　of　Labour（IZA），Washington　D　C.

[10]日本劳动省:《1998年海外劳动白皮书》，1998年。

[11]Danielle　Venn，2008，Measuring　Informal　Employment　in　OECD　Countries，www.wiego.org/reports/statistics/nov－2008/Venn.pdf.

[12]OECD，2008，Declaring　Work　or　Staying　Underground:Informal　Employment　in Seven　OECD　Countries，Chapter　2of　Employment　Outlook，OECD，Paris.

[13]Stanculesca　M，2005，Working　Conditions　in　the　Informal　Sector，South－East Europe　Review，No.3，pp.79－93.

[14]Elek P，Scharle，B Szabó，2008，An Estimation of Undeclared Employment in Hungary Based on Administrative Data，Background Paper Prepared as Part of the World Bank Project:Hungary Undeclared Employment，Ministry of Finance，Government of Hungary，Budapest.

[15]Ihrig Jane E，Moe Karine S，2000，The Dynamics of Informal Employment，International Finance Working Paper，No.664，http://ssrn.com/abstract＝231954or doi:10.2139/ssrn.231954.

[16]表中数据根据《浙江统计年鉴》《新浙江五十年统计资料汇编》与《中国统计年鉴》数据整理计算，对相同年份、相同指标在不同年鉴中的数据差异进行了适当调整。

[17]Giorgio　Barba　Navaretti，Daniele　Checchi，Alessandro　Turrini，2003，Adjusting Labour　Demand:Multinational　vs.National　Firms—A　Cross－European　Analysis，Journal　of the　European　Economic　Association，1（2）:708－719.

[18]1991—2000年数据源自历年的《浙江年鉴》，2001—2007年数据源自历年的《浙江统计年鉴》。必须指出的是，鉴于第二次经济普查结果仅公布了个体经营户单位数，并未公布个体经营户的产出情况。同时，《浙江统计年鉴2009》《浙江统计年鉴2010》《中国统计年鉴2009》《中国统计年鉴2010》也只发布了2008年和2009年的个体经营户单位数。因此，笔者根据2004—2007年的产出年均增长情况估算得到2008年和2009年的个体经营户的总产值和营业收入。

[19]高铁梅:《计量经济分析方法与建模》，清华大学出版社2006年版。

[20]相关数据根据浙江省第一次经济普查公报和第二次经济普查整理计算。