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第 30 卷摇 第 4 期 高摇 霞: 流动人口的自营性收入不平等与工资性收入不平等
论是对于自营者还是受雇者,拥有农业户口劳动
者的收入均显著低于拥有非农业户口的劳动者,
并且当控制了其他变量后, 城市户口劳动者的平
均收入高于农业户口劳动的幅度在 2012 年均有
所减少。 (5) 结过婚的自营者收入显著低于没结
过婚的自营者,这可能是因为自我经营活动的月
收入与其投入的灵活工作时间具有很强的正向联
系, 而结过婚的劳动者大多已有子女, 照顾子女尤
其是未成年子女盂 需要付出一定的时间成本从而
会使自营者主动选择放弃一部分灵活性的工作时
间, 进而会减少其收入;而对于受雇者 ,由于工作
时间更多是属于非灵活时间,则不存在这种影响。
(6) 对于自营者和受雇者 , 东部地区的收入均显
著高于其他地区,2005 年高出幅度大约为 30% ~
40% ,2012 年该幅度有所减少 ,约为 15% ~ 23% 。
(7) 从行业来看 ,对于两类劳动者而言 ,金融保险
房地产业、 采矿业、 科技和地质勘查业、教育文化
娱乐广电业等国有比重较大、具有行政垄断性行
业从业者的收入均显著较高,而贸易、 住宿餐饮和
服务等市场竞争程度较高行业从业者的收入均显
著较低。
表 3摇 基于回归的 Gini 系数分解结果
主要
统计量
2005 年 2012 年
自营者 受雇者 自营者 受雇者
年龄 9郾 24 12郾 24 7郾 72 19郾 69
受教育年限 6郾 97 19郾 98 5郾 45 8郾 65
性别 5郾 37 3郾 35 3郾 21 7郾 29
户口性质 2郾 06 5郾 15 0郾 98 2郾 74
婚姻状况 0郾 47 0郾 06 0郾 04 1郾 53
地区 7郾 17 4郾 28 2郾 71 2郾 96
行业 1郾 54 2郾 37 1郾 13 2郾 34
自选择 0郾 09 1郾 14 0郾 93 0郾 45
截距项 0郾 00 0郾 00 0郾 00 0郾 00
回归残差 67郾 10 51郾 42 77郾 83 54郾 36
摇 摇 注:分解结果考虑了人口权重 。
摇 摇 从逆 Mills 比的系数来看,自我经营者的系数
为负值并具有显著性, 受雇者的系数为正并且多
数情况下显著。 这意味着平均来看, 选择从事自
我经营活动的劳动者的效率要低于工资性工作
者, 而选择从事工资性工作的劳动者的效率要高
于或至少不低于自营者。 这从一定程度上反映出
我国流动人口中选择自营性就业的劳动者可能多
数是在一般性劳动市场中得不到较好就业机会的
人群,从而该人群只好通过自我雇用方式在城市
谋求发展。
表 3 给出了利用收入方程对 Gini 系数进行
分解的结果。 由于 Shapley 分解过程需要进行大
量的运算,其对超过 10 个解释变量的回归方程很
难得到分解结果。 为简化处理,这里对地区和行
业这两个含有多个类别的虚拟变量进行了合并。
将中部、 西部和东北地区合并到一起, 从而将地区
变量合并为一个二值虚拟变量 ( 东部地区 = 1,
其他地区 = 0) 。 将采矿、 金融保险房地产、 交通
运输仓储通信以及科教文卫等行业合并到一起
作为行政垄断性行业, 其他行业合并到一起作
为竞争性行业 , 从而行业变量也合并为一个二
值虚拟变量( 行政垄断性行业 = 1, 竞争性行业 =
0)。 表 3 即为考虑了上述解释变量合并后的分
解结果。
根据表中结果首先可以看到,2005—2012 年
间, 收入回归方程对自营劳动者收入不平等的解
释能力不超过 33% ,自营劳动者间 67% 以上的收
入差距是由残差项即其他未观测或不可观测的因
素带来的;而受雇劳动者间的收入不平等能被收
入回归方程解释的比例要相对高一些, 超过了
45% , 但也有 50% 以上的收入差距是由不可观测
因素带来的榆 。 由于已经控制了通常在个人收入
决定研究中所利用的重要控制变量 ( 包括可识别
的个体特征因素和以往研究经常强调的户口、 地
区和行业分割等制度性因素 ), 同时还控制了自
选择变量,因此本文倾向于认为这些不可观测因
素反映了更多的非制度性因素,其中 ,个人能力虞
将是一个非常重要的不可观测因素。 从而, 该结
果可能意味着个人能力的差异对自我经营者的
收入差距影响比受雇者更大 。 同时 , 将 2012 年
与 2005 年进行比较可以看到, 无论是自营者还
是受雇者, 不可观测因素对其收入分布不平等
结果的影响均有所增加, 这也反映出随着我国
市场化改革进程的加快, 非政策制度性因素对
收入分布的影响正在减弱。 如果我们将不可观
测因素主要归因于个人能力, 鉴于个人能力差
异在很大程度上代表了个人贡献的差异 , 因此
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