非正规就业与城镇居民收入分配：1991-2009年，本文主要内容关键词为：城镇居民论文,收入分配论文,非正规论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号F240 文献标识码A
20世纪90年代以来，随着改革开放的逐步深入，我国经济得到了高速的发展，但经济改革引起的激励机制和分配制度的变化使得我国居民收入分配格局发生重大变化。总体来看，改革开放以来我国居民的收入差距不断扩大，1978年全国的基尼系数仅为0.16，几乎是当时全世界最低的；1995年我国的基尼系数已经达到0.43，2001年则为0.45，2009年为0.48，远高于发达国家水平，接近收入差距的“警戒线”(李实，2013)。与此同时，城镇、农村居民内部收入差距也持续不断的扩大，以城镇居民收入差距为例，1991年城镇居民基尼系数为0.36，2009年已经上升至0.42(根据CHNS数据计算得到)。目前我国正处在从中等收入国家向高等收入国家转变的关键阶段，收入不平等的长期持续不仅不利于我国经济的持续健康发展，还会导致我国陷入中等收入陷阱，因此如何在继续保持稳定经济增长的同时降低收入差距成为越来越多的学者、政策制定者关注的话题。
国内学者已从不同的角度讨论了我国城镇居民收入不平等扩大的原因。李实和宋锦(2010)认为工资决定的市场化引起的教育、经验回报率的提高及劳动市场在性别间、行业间、地区间的分割是导致城镇居民收入差距扩大的重要原因。陈钊等(2010)研究发现，行业间的收入不平等对城镇居民收入差距的贡献越来越大，尤其来源于收入增加比较迅速的垄断行业。徐舒(2010)认为技能偏向型的技术进步是导致收入差距扩大的原因，研究发现大学生比重的上升在一定程度上有利于收入差距的降低，但技能劳动者与非技能劳动者间收益率的扩大拉大了整体的收入不平等。夏庆杰等(2012)的研究结果表明，国有企业的就业份额下降有利于降低城镇居民的工资收入差距，但国有企业与非国有企业间收入差距的扩大不利于收入差距的降低。由此可以发现，目前我国的经济学者已经从人力资本、行业、技术进步等角度分析了城镇居民的收入不平等。与上述文献不同的是，本文初步认为，随着改革开放和城市化进程的加快，非正规就业的比重变化及非正规就业与正规就业的收入差距变化会对我国城镇居民收入差距扩大产生重要影响，但国内尚没有文献从这个角度探讨。
非正规部门的概念最早由国际劳工组织在20世纪70年代的《就业、收入和平等：肯尼亚增加生产性就业的战略》报告中提出。非正规部门主要是指自我雇佣、家族企业和微型企业，其从事的生产或服务活动无法独立于家庭和家庭成员，在非正规部门的就业被称为非正规就业(魏下海，2012)。胡鞍钢等(2006)将非正规部门的经济界定为城镇中国民统计中未计入的个体经济、私营中小企业及农村转移劳动力在城镇中创造的部门经济。因国内尚没有非正规就业的统计数据，早期研究者多利用可得的数据测算我国非正规就业的规模。蔡昉(2004)推断2002年非正规就业在城镇全部就业中所占的比重为39%。朱玲(2006)利用国家统计数据中的汇总数据推测1997-2004年我国城镇地区的非正规就业总量从5392万人上升到13601万人。而吴要武和蔡昉(2006)则利用2002年城市就业与社会保障的微观数据推算出全国的非正规就业人数在2002年已经超过了1.2亿人。薛进军和高文书(2012)利用全国普查性的微观数据推测出2005年非正规就业在全国城镇就业中所占比重为58.85%。可以发现，随着改革的逐步深化，非正规部门创造就业岗位的能力高于正规部门，非正规就业模式已经成为我国城镇居民就业的一种重要就业模式。
相对于正规就业，非正规就业的时间较长、工资水平相对较低(吴要武和蔡昉，2006)。近年来，越来越多的学者开始关注国内正规就业与非正规就业的收入差距问题。常进雄和王丹枫(2010)基于CHNS数据运用Oaxaca-Blinder方法分析了1997年后正规部门与非正规部门收入差距扩大的原因，结果显示正规部门的教育回报率和经验回报率高于非正规部门。但该文对两者之间收入差距的分析仅局限在均值分析，为了更加全面反映两者之间的收入差异，魏下海(2012)利用2009年的CHNS数据使用分位数回归及MM分解方法分析两者在不同分位数上的差异及其原因，研究发现中低分位数上的收入差异主要由市场歧视造成，而高分位数上的差异主要来自于个体禀赋特征的差异。
但是现有的国内研究存在以下问题：首先，对于非正规就业对收入分配产生的影响，现有的文献仅从非正规部门与正规部门间的收入差距及其产生的原因角度分析，从非正规就业比重变化及非正规就业与正规就业收入差距变化的角度分析城镇居民整体收入差距变化的研究几乎没有。其次，收入不平等在改革的不同阶段呈现的特征是不同的，非正规就业在不同阶段对城镇居民收入不平等的影响也是不一样的，但现有文献并没有关注这种阶段性的收入差距变动。基于此，在现有文献的基础上，本文采用1991-2009年中国营养健康调查数据(CHNS)，将样本分为三个时期两个阶段全面分析非正规就业规模及其与正规就业的收入差距在不同阶段对城镇居民收入不平等的影响。本文的研究发现，第一阶段(1991-2000年)，相对于正规就业部门，非正规部门拥有明显的收入优势，并且这一优势随着收入的提高而提高。这一阶段中非正规就业比重及其与正规就业的收入差距的增加是城镇居民收入差距扩大的主要原因。第二阶段(2000-2009年)，随着市场的逐步开放，非正规部门的收入优势逐渐消失，在大多数分位数点上正规部门拥有的收入优势明显；这一阶段，非正规就业的比重的增加依旧是收入差距扩大的重要原因，但非正规就业与正规就业收入差距的下降引起了城镇居民收入差距的缩小，前者的效应大于后者的，其作用结果是第二阶段城镇居民收入差距的持续扩大。
本文与现有文献的区别主要体现在两个方面：一是从非正规就业比重及其与正规就业的收入差距变化角度分析对城镇居民收入差距的影响；二是文中使用的FFL分解方法能够有效考察以上两个因素在不同阶段对城镇居民收入不平等的影响。本文剩余部分的结构安排如下：第一部分为数据来源、变量描述及分析策略；第二部分为非正规就业与收入平等；第三部分为实证分析；第四部分为结论。
一、数据来源、变量描述及分析策略
1.数据来源与变量描述
本文分析所使用的数据是美国北卡罗来纳大学组织的中国健康和营养调查数据。到目前为止CHNS网站公布的调查年份包括1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2002年、2004年、2006年和2009年。虽然该调查的主要目的是了解中国居民的健康和营养状况，但也包含教育、就业和收入的信息，因而这些数据对分析收入差距非常有用。此外，相对于国内公布的其他微观数据，该数据拥有调查年份较多，时间跨度长等特点，能够很好地反映改革开放以来劳动力市场变化对城镇居民收入差距产生的影响。为了全面考察我国城镇居民收入差距的变化趋势，我们把六个调查年份划分为三个时期，时期T0(1991-1993年)、时期T1(1997-2000年)及时期T2(2006-2009年)，文中将相近调查年份的数据合并在一起是为了扩充样本量，即1991年、1993年的数据合并，1997年、2000年的数据合并，2006年和2009年的数据合并。文中仅保留城镇地区个体的数据，并将年龄控制在18～65岁范围内，经过处理，T0时期的有效样本有2889个；T1时期的有效样本有2759个；T2时期的有效样本2763个。
文中关注的主要变量为收入的对数(lnw)，因为CHNS数据中个体工作时间的缺失值较多，使用小时工作对数或周工作对数会损失较多的样本点，为了获取更多的样本点进行稳健估计，本文选择使用年收入的对数。为了方便比较不同年份的收入水平，文中的收入均为经CPI处理，以2009年不变价格衡量。此外，文中还选取了其他会对城镇居民收入产生影响的重要变量，分别为：
(1)性别(Gender)，文中将男性被调查者定义为1，女性被调查者定义为0。
(2)婚姻状况(Marital)，CHNS调查问卷中的婚姻状况有5种类型，文中将在婚状态定义为1，其他四种类型定义为0。
(3)教育程度(Edu)，CHNS调查问卷中将受教育程度定义下述类别，小学毕业、初中毕业、高中毕业、中等技术学校、职业学校毕业、大专或大学毕业、硕士及以上，文中分别定义受教育年限为6年、9年、12年、12年、12年、16年和19年。
(4)工作经验(Exp)，Mincer(1974)指出如果数据中没有调查到个体的工作经验，潜在工作经验的计算方法为年龄减去受教育年限再减去6，其中6为入学年龄，文中参考这种方法计算个体的工作经验。
(5)非正规就业(Informal)，参照魏下海(2012)的将非正规就业定义为有雇工的个体经营者、无雇工的个体经营者、临时工、领取工资的家庭工人、无报酬的家庭帮工以及在政府机关、国有企事业单位或集体企业的合同工；将正规就业定义为，为他人或单位工作的长期工、私营企业的合同工。文中将正规就业定义为0，非正规就业定义为1。
(6)职业(Occ)，文中参考周兴和张鹏(2012)的职业排序，将CHNS调查问卷中的职业依次合并整理为以下类别：高级管理者(高级专业技术工作者、管理员、行政官员和经理以及军官和警官)定义为occl；专业技术人员(一般专业技术工作者、办公室一般工作人员及士兵及警察)定义为occ2；工人(技术工人或熟练工人、非技术工人或非熟练工人)定义为occ3；服务人员(司机、服务行业人员、运动员、演员、演奏员)定义为occ4；农业人员(农民、渔民、猎人)定义为occ5。
(7)地区(District)，文中将辽宁、黑龙江、山东、江苏定义为东部地区；河南、湖北、湖南定义为中部地区；广西、贵州定义为西部地区。
第二个步骤是反事实分析。城镇居民收入不平等的变化，可以分解为特征差异和系数差异两个原因。在各个被解释变量的收益率都不变的情况下，伴随着经济社会的发展，城镇居民的个人特征分布会发生变化，即性别、教育程度、工作经验及职业类型等特征的变化会改变城镇居民收入的不平等。反过来，在上述这些特征构成不变的情况下，上述各个变量的收益率发生变化也会改变收入不平等的变化。本文关心的反事实是如果T1期按照与T0期相同的回归参数决定收入的话，T1期的收入分布会如何？同理，T2期如果按照T1期的回归参数决定收入，T2期收入会发生什么样的变化？传统的Oaxaca-Blinder(OB)分解方法可以将不同年份收入的变动分解为特征差异和系数差异两个部分，但OB分解方法仅能对均值进行分解，不能对整个收入分布的变动及收入不平等指标进行分解。常见的分解方法还有MM分位数分解方法，但是MM分解方法(Machado和Mata，2005)需要在多个分位数上进行反事实拟合过程，运算量巨大。文中采用Firpo(2007)年提出的FFL分解方法对1991-2009年中国城镇居民收入不平等的变动进行分析，观察非正规就业规模及非正规就业与正规就业的收入差距变动对城镇居民收入不平等的贡献。FFL分解方法主要有两步，第一步是利用重置权重因子构造反事实收入边际分布函数，并将两个时点的城镇居民收入变化分解为特征差异和系数差异两部分；第二步是使用再集中影响函数(RIF)将收入的变动分解到每一个解释变量上。FFL分解方法具体描述如下。
定义城镇居民收入的概率密度函数为：
表2为1991-2009年中国城镇居民的收入不平等变化情况。从表2的基尼系数变动中，可以看出1991-2009年，我国城镇居民的收入不平等状况持续扩大，T0期的基尼系数仅为0.33，T2期的基尼系数已经达到0.43；一般经验认为基尼系数在0.3～0.4的范围内，比较合理，超过0.4则认为收入差距太大，这意味着我国城镇居民的收入不平等程度已经达到比较严重的情况；从表2中还可以看出，第二阶段收入不平等扩大程度大于第一阶段不平等的扩大程度。从GE系数的变动可以看出，同基尼系数呈现的结果一样，两个阶段中我国的城镇居民收入不平等均在扩大；此外，我们还发现，对收入分布底部敏感的G
系数增加幅度最大，对收入分布顶部敏感的G
系数增加幅度次之。观察Atkinson指数可以发现，随着厌恶系数的增加，Atkinson指数较大，跨期的变化也较大，
在两个阶段的变化程度远大于
。文中还选用Q50/Q10、Q90/Q50及Q90/Q10三种分位数比来衡量不同分布上收入不平等的变化；Q50/Q10用来衡量收入分布下半部分的不平等状况，Q90/Q50用来描述收入分布上半部分的不平等状况，Q90/Q10用来衡量收入分布底部人群和收入分布顶部人群收入不平等情况。从表2中可以看出3个时期中，除T0期外，收入分布下半部分的收入差距大于上半部分的收入差距，上半部分的收入差距在第一阶段略有下降，而三个时期中收入分布顶部与底部间的收入差距不断扩大，第二阶段中两者的变动幅度达到了55%。
2.非正规就业比例与收入变化
表3给出了3个时期非正规就业比重及收入的变化，从中可以观察到以下3点变化趋势。第一，随着时间的增加，非正规就业的比重持续上升，T0期非正规就业比重仅为7.7%，但非正规就业T1期的比重已经上升至22.6%，T2期比重已经上升至46%，接近半数。第二，在前两个时期(T0、T1时期)非正规就业的对数收入均值均大于正规就业的对数收入，但在第三时期(T2)非正规就业的对数收入低于正规就业的对数收入均值。第三，三个时期中，非正规就业与正规就业的对数收入比持续下降，也就是说城镇居民正规就业与非正规就业的收入差距有缩小的趋势。
从式(12)和式(13)可以看出，在非正规就业比重小于50%的情形下，非正规就业比重的上升会扩大收入差距，而非正规就业与正规就业收入差距的增加会扩大整个劳动力市场上的收入不平等。
三、实证分析
1.分位数回归结果
由于分位数回归可以全面刻画各解释变量对不同收入分位数上城镇居民收入的影响，文中使用分位数回归考察是否为非正规就业对城镇居民收入的影响。文中给出了三个有代表性的分位数回归结果，分别是0.1、0.5、和0.9。表4报告了三个时期三个分位数的回归结果。从中可以发现，性别对各时期各分位数点上的收入均有显著的正影响，这意味着在其他解释变量相同的条件下，我国男性的收入水平大于女性，各时期各分位数上性别收入差距依旧存在。我们发现，样本时期内第10分位数上的性别回归系数明显大于其他分位数上的回归系数，这说明低收入分位数上的性别收入差距大于中高分位数上的收入差距。婚姻状态仅在第10分位数点上对收入有显著影响。教育年限、工作经验在3个时期多数分位数点上对收入有显著的正影响，经验的平方则对收入有显著的负影响，这与传统的明瑟(Mincer)方程估计结果一致。此外一个明显的趋势是相对T0时期、T1时期，T2时期教育收益率远大于前个时期，这主要是因为随着市场的逐步开放和劳动力市场的不断完善，人力资本的价值在市场中得到了越来越多的承认。东部地区在所有的分位数点上对城镇居民的收入影响显著，这反映了地区收入差距的存在，但不同分位数上东部地区的系数随时期的变动呈现先上升后下降的倒“U”形趋势，东部地区的系数在T1期达到最大；中部地区的回归系数在大多数分位点上均显著，但中部地区的收益率低于东部地区的系数，这与现实的观察是一致的，地区间经济发展的不平衡导致了劳动者在不同的地区获得的收益是不同的。
文中比较关注非正规就业在不同时期不同分位数上的表现，后文主要分析非正规就业的回归系数。从表4中可以看出，T0时期非正规就业的收入水平高于正规就业的收入水平，第10分位数上非正规就业的收入比正规就业的收入高12.3%，且在10%的显著性上显著，而第90分位数上比正规就业的收入高86.4%，而中位数上非正规就业的收入溢价程度达到了37%。这主要是因为20世纪90年代上半期，我国城镇地区的大多数企业归国家拥有，非正规经济所占的比重较低，因长期以来国有单位缺乏相应的激励机制，企业生产效率较低，大多数中、小国有集体企业处于亏损状态，这些单位主要依靠国家财政和银行贷款维持经营，虽然此时产量决策已经下放至国有、集体单位，但企业仍然没有工资决策和解聘员工的权利，工资比较固定，工资水平相对较低(张俊森，2007)。而国家经济体制的改变和市场逐步的开放为非正规经济提供了越来越多的市场机会，使得早期自我雇佣者及其他非正规就业者获得较高的市场收益，这是这一时期非正规就业者收入高于正规就业收入的主要原因。
T1时期，非正规就业收入高于正规就业收入的趋势依旧存在，但略有减弱，低分位数上非正规就业与正规就业的收入差距已经不存在，但在中位数上非正规就业的收入比正规就业收入高14.9%，第90分位数上的比正规就业收入高46.8%。这主要是由该阶段的国家政策引起的，1993年11月我国开始了国有企业的深入改革，大批效率低下处于竞争行业的中小国有企业破产，而剩余的国有企业规模较大，效率相对较高。1993年开始的劳动力市场的下岗政策导致了该时期至少四分之一的国有企业员工下岗，但是留下来了国有企业员工可以获得相对较高的工资(陈钊等，2010)。总体来看，正规就业部门的劳动者工资比较稳定、福利待遇较好，非正规就业者不可避免要面临不少市场风险，相对于低收入分位数上的正规就业者，低收入分位数上的非正规就业人员抗风险能力较弱，没有任何收入优势。因此，可以观察到随着非正规经济的发展和竞争的加剧，这一时期低收入分位数上的非正规就业收入优势已经消失。
T2时期，非正规就业的收入优势在大多数分位数点上已经完全消失。在第10分位数上，非正规就业的相对收入优势下降幅度达到了38.6%，在中位数上下降幅度稍弱，为16.8%，而第90分位数上非正规就业与正规就业的收入差距的表现不显著。这是因为非正规部门所在行业多在竞争性较强的部门，经过前两个时期市场经济的快速发展，市场竞争越来越激烈，非正规部门越来越难以从市场中找寻到丰厚回报的机会(张义博，2012)；而国家“抓大放小”的企业改革战略使得国有正规部门的行业绝大多数集中在国家垄断部门，这使得这些企业可以轻而易举的从市场上获得较高的收益。这些均使得非正规就业的收入优势逐渐消失，甚至远低于正规就业的收入水平。
为了更清楚地观察不同时期不同分位数非正规就业与正规就业的收入差距，图1给出了非正规就业在三个时期不同分位数上的回归系数。从图1中可以发现几个明显的趋势。第一，在各分位数上，T0时期非正规就业的回归系数最大，远远大于其他两个时期的回归系数，T1时期的非正规就业回归系数次之，均大于T2时期的回归系数，T2时期的回归系数最小，这说明三个时期非正规就业与正规就业的收入差距有缩小的趋势。第二，T0时期的各分位数上的非正规就业回归系数均为正值。T1时期，低收入分位数上的非正规就业回归系数为负值，中高收入分位数上的系数为正值。但在T2时期的绝大多数分位数点上，非正规就业的回归系数均为负，这意味着这一时期非正规就业的优势已经消失，正规就业的收入优势有了恢复性的增长。第三，三个不同的时期中，非正规就业回归系数均会随着分位数的增加而增加，也就是说高分位数上非正规就业与正规就业的收入差距高于低分位数上两者的收入差距。
2.反事实分析
从分位数回归结果中仅能观察到不同时期非正规就业与正规就业收入差距的变化，不能得到非正规就业比重及收入差距变化对城镇居民收入不平等的影响。表5、表6分别给出了T0期到T1期、T1期到T2期两个阶段不同收入不平等指标变动的FFL分解结果。表5、表6由三个部分构成，第一部分为不平等指标两个时期变化的总差异、特征差异及系数差异，第二部分为各个解释变量对特征差异的贡献，第三部分则给出了各个解释变量对系数差异的贡献。
图1 不同时期非正规就业分位数回归系数
从表5中可以得到如下结论：
(1)第一阶段中，大部分收入不平等指标均有所上升，但Q90/Q50分位数之比略有下降。从特征差异、系数差异对总效应的贡献上看，系数差异对收入不平等变化的贡献远大于特征差异对其的贡献，这说明影响收益率变化的因素是这一阶段收入差距扩大的主要原因。从两时期分位数比的变化来看，Q50/Q10对收入不平等的影响最大，这说明中低收入阶层之间的收入差距扩大是此阶段收入不平等扩大的重要原因，Q90/Q10对此阶段收入不平等的影响次之，Q90/Q50有助于降低整体收入不平等的状况。
(2)首先关注非正规就业比重变化对城镇居民收入不平等的影响，从表5中可以发现，非正规就业比重的增加扩大了第一阶段的基尼系数和方差特征差异，是造成此阶段城镇居民收入差距扩大的最重要的因素。这主要是因为正规就业部门的收入相对比较稳定，方差比较小，而非正规就业部门的群体中既包含雇工的个体经营者，又包括临时工等其他就业者。不同类别间的收入差别较大，方差较大。教育扩张政策带来城镇居民受教育年限的上升有助于降低该阶段的特征差异，此外，工作经验的特征变化也是基尼系数、方差下降的重要原因。但因教育和工作经验人力资本特征变化对基尼系数、方差特征差异的影响大于非正规就业特征变化对其的影响，该阶段特征差异对基尼系数及方差的贡献为负。此外，非正规就业比重的变化扩大了Q50/Q10、Q90/Q10和Q90/Q50分位数比，是分位数比扩大的最主要影响因素，对Q90/Q10的影响最大。
(3)从系数差异中可以发现非正规就业与正规就业收入差距的变化是造成第一阶段城镇居民收入不平等变化扩大的重要原因。两者收入差距的变动扩大了两个时期基尼系数、方差、Q90/Q10及Q90/Q50的分位数比，但降低了Q50/Q10分位数比的变动。这主要是因为这一阶段中，大量国企的下岗员工及农村剩余劳动力进入非正规就业市场，非正规就业市场的竞争加剧降低了T1时期低收入分位数上非正规就业的收入，但因两个新进入劳动力市场的群体技能、相对工作经验较低，对中、高收入分位数上的非正规就业收入影响不大，这导致了Q50/Q10收入分位数比的降低。
从表6中可以得到如下结论：
(1)各收入不平等指标均显示第二阶段中城镇居民收入差距有所上升，且上升的幅度远大于第一阶段收入差距上升的幅度。从特征差异、系数差异对总效应的贡献来看，前者的贡献远大于后者。不同于第一阶段，特征差异是此阶段收入差距扩大的重要原因。从分位数比的角度看，Q90/Q10收入分位数比的变动对收入差距的影响最大，Q50/Q10分位数的差异对总效应的影响次之，Q90/Q50分位数差异对总效应的影响最小；这意味着第二阶段中低收入群体与其他水平劳动者之间收入差距的扩大是此阶段城镇居民收入差距扩大的主要原因；这个结论与第一部分分位数回归结果的观察一致。
(2)同第一阶段的结果一致，第二阶段中非正规就业比重的增加对各类收入不平等指标的影响均为正。非正规就业比重的增加依旧是此阶段收入差距扩大的重要原因，该变动对基尼系数变动的贡献为31%，对于中高收入分位数比，非正规就业份额的变动对其变动的贡献达到了46%。此外，第二阶段中，不同类型职业构成结构的变化是造成特征差异增加的另外一个重要的原因，职业构成结构变化对特征差异的影响甚至略大于非正规就业比重对其的影响。
(3)第二阶段中非正规就业与正规就业收入差距的变动对基尼系数、方差、Q90/Q10及Q90/Q50分位数比的影响均为负向，有助于降低该阶段的收入不平等。但两者收入差距的变动对Q50/Q10分位数比的影响为正，扩大了中低收入阶层间的收入差距。这主要是由于这一阶段中，正规部门经济拥有相对较好的外部环境，而随着市场竞争的持续加剧非正规经济的市场不断受到挤压，利润受到侵蚀，这造成低收入群体的非正规就业的收益率降低。但中等收入群体正规就业收入不降，反而略有上升，这导致了中低收入阶层非正规就业与正规就业的收入差距扩大。职业及性别的系数差异也有助于收入差距的降低，但不同收入群体教育年限、工作经验收益率的扩大对收入差距的影响为正。总体上，非正规就业与正规就业收入差距下降的幅度小于教育年限、工作经验系数差异的上升幅度，这造成了该阶段收入差距的进一步扩大。
近年来，非正规经济的快速发展在为促进中国经济增长，吸纳大量劳动者就业做出贡献的同时也加剧了我国城镇居民的收入不平等。本文使用1991-2009年的中国营养健康调差数据(CHNS)分析非正规就业比重、非正规就业与正规就业收入差距的变化对城镇居民收入分配的影响。文中将CHNS数据分为三个时期，T0时期、T1时期和T2时期，两个阶段，第一阶段(1991-2000年)和第二阶段(2000-2009年)，先后使用了分位数回归法及基于反事实分析的FFL分解法对该问题进行分析。结果表明：第一阶段中，非正规就业的比重增加及其与正规就业的收入差距增加是该阶段收入差距扩大的重要原因；第二阶段中，非正规就业的比重的增加依旧是造成城镇居民收入差距扩大的重要原因，但非正规就业与正规就业收入差距的下降引起了该阶段城镇居民收入差距的缩小，但前者的效应大于后者的，这造成第二阶段城镇居民收入差距的扩大。
目前，非正规就业比重的上升会引起城镇居民收入差距的扩大。但在长期，非正规就业比重的上升会降低城镇居民收入差距；随着改革的深化、市场竞争的加剧，非正规就业人群的早期收入优势已经不存在，虽然这在短期内对城镇居民收入差距不平等有负的影响，但在长期发展过程中，非正规就业的相对劣势会逐渐体现，继而拉大城镇居民收入的不平等。因此政府应当继续加大对非正规部门劳动者的保护力度。此外，我们发现两个阶段中收入差距的扩大主要是由低收入群体收入与中、高收入群体收入差距逐渐拉大引起的；这意味着政府的政策应当尤其关注处在低收入群体中的非正规就业者，他们在市场中遭遇到双重歧视，社会政策对他们的保护有助于降低城镇居民的收入不平等。
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