我国城市劳动力市场分割与收入差距的新趋势_分位数论文

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       doi：10.16299/j.1009-6116.2016.02.002

       中图分类号：F249.24；F224；F272.92 文献标志码：A 文章编号：1009-6116(2016)02-0010-11

       一、引言

       我国从20世纪70年代末开始经济改革，逐渐由计划经济向市场经济转型。改革在劳动力配置上表现为依靠行政指令分配劳动力资源的方式逐渐被市场机制所取代；大锅饭的分配体制逐渐被淘汰，市场对工资的决定作用逐步增强。我国的劳动力市场机制经历了诞生、发育到逐步深化的过程，已有的大量研究表明，由于部门改革进度不一致、地区之间发展不平衡和户籍制度改革滞后等因素影响，我国城镇劳动力市场仍然存在劳动力自由流动和配置的障碍，我国劳动力市场的分割特性依然明显(Démurger et al.，2009)[1]。已有文献从多种角度分析了我国劳动力市场分割的问题，如农民工与城镇职工之间的分割(Meng & Zhang，2001；Maurer-Fazio & Dinh，2004；Knight & Yueh，2009)[2-4]，城镇劳动力市场的性别隔离(Dong et al.，2004)，[5]不同所有制企业之间的劳动力市场分割(Zhao，2001；Zhao，2002；Dong et al.，2002；Chen et al.，2005)[6-9]，以及不同地区劳动力市场的分割(Démurger et al.，2009)[1]等等。简言之，我国的城镇劳动力分割特性明显。

       20世纪80年代中期引入的劳动合同对打破劳动体制中的大锅饭和铁饭碗，推动劳动力配置的市场化起到了重要的作用，促使我国城镇劳动力市场的雇佣合约关系呈现出从单一走向多元、从僵化走向灵活、从高稳定走向高流动的特点(李小瑛、赵忠，2012)[10]。本文关注的焦点是雇佣合约和劳动力市场之间的关系，特别是我国现阶段的不同雇佣合约之间是否有劳动力市场分割和收入差距。

       20个世纪60年代以来兴起的劳动力市场分割理论，放弃了古典和新古典经济学派有关完全竞争劳动力市场的假定，转而强调分割的劳动力市场之间存在就业与收入机会的差异。分割劳动力市场理论主要利用效率工资理论、试用期理论和信号理论来解释工资的决定机制和工资差异。

       效率工资理论认为，在劳动力市场不完全，尤其是存在信息不对称的情况下，企业通过支付高于市场水平的工资，激励工人努力工作。Shapiro & Stiglitz(1984)[11]认为，企业给稳定雇佣合约的工人支付效率工资，提高其偷懒的预期损失；对于灵活性岗位上的工人，企业则不支付效率工资。

       试用期理论也强调劳动力市场的信息不对称，认为工人相比企业拥有更多关于自身的技能水平和工作效率的信息。在不确定工人的技能与岗位匹配效果的情况下，企业首先与工人建立短期的、临时性的雇佣合约作为了解工人信息的途径，在短期雇佣合约结束时决定是否与工人签订长期或终身的雇佣合约(Blanchard & Landier，2002)[12]。根据试用期理论，获得稳定雇佣合约的工人，其能力与岗位匹配度较好，雇佣合约的稳定性与收入之间呈正向关系。

       与人力资本理论相对应，信号理论(Spence，1973)[13]强调人力资本投资仅仅是信号，发挥筛选作用。工人接受教育只是向企业发出信号，表明自己具有培训潜力，从而进入以稳定雇佣合约为主要特征的一级劳动力市场。

       这些理论表明雇佣合约的授予不仅仅基于工人的劳动生产率，还与劳动力市场分割存在千丝万缕的联系，雇佣合约本身可能反映了不完全的劳动力市场。事实上，我国实践中广泛存在的体制内与体制外员工的区别，大量同工不同酬、同工不同雇佣合约安排的现象揭示出我国雇佣合约的授予及不同雇佣合约带来的收入差别很大程度可能是“寻租”的结果。

       随着我国劳动力市场改革的逐渐深化，雇佣合约已经成为我国劳动力体制的重要组成部分，2008年实施的《劳动合同法》及2013年实施的对《劳动合同法》的修改都充分显示了雇佣合约的重要地位。从经济学理论来看，雇佣合约连接了宏观劳动力市场制度、企业内部管理制度与微观经济主体，它与工人的工作类型、议价能力和个体特征相关(Baron，1988；Abbott，1993；Kalleberg，2009)[14-16]。在不同雇佣合约中，企业解雇工人的成本不同，工人面对的就业稳定性各异，人力资本投资的预期回报也存在差异，这些因素将影响企业和工人的决策，进而影响劳动力市场的运行。因此研究雇佣合约类型与劳动力市场和收入之间的关系十分重要。

       在已有研究的基础上，本文利用2008年的住户抽样调查数据检验在不同雇佣合约关系下工人收入决定机制的差异，进一步的分解结果显示在均值和不同分位数上分割效应对收入差距的解释程度始终高于禀赋效应，即不同雇佣合约类型造成了劳动力市场的分割和收入差距。本文还采用分层倾向值匹配(Propensity Score Matching)去除可观测的样本偏差，匹配的结果进一步验证了不同雇佣合约之间存在显著的劳动力市场分割和收入差距这一结论的稳健性。

       本文后续内容如下：第二部分是研究策略和采用的数据；第三部分估计不同雇佣合约类型下工人的收入方程；第四部分对不同雇佣合约工人的收入差距进行分解，以厘清与雇佣合约相关的劳动力市场分割效应；第五部分进一步采用倾向值匹配方法去除可观测样本的选择性偏差，以检验主要结果的稳健性；最后是结论。

       二、研究策略与数据

       (一)研究策略

       按照雇佣合约期限以及是否签订雇佣合约，本文将我国城镇劳动力市场受雇者的雇佣合约类型划分为类终身雇佣合约、长期雇佣合约、短期雇佣合约和无雇佣合约四种类型①，分别对应无固定期限合约或计划经济体制下的固定工、一年期以上固定期限合约、一年期以下固定期限合约，以及没有签订雇佣合约的情形②。相比较已有文献中按照固定和非固定合约期限、正规和非正规雇佣的二元划分方式，本文对雇佣合约的分类覆盖了整个受雇者群体，划分标准更为明确，在一定程度上降低了二元划分中雇佣合约内部样本的异质性问题。

       在此基础上，本文利用回归、分解和倾向值匹配等方法进行实证分析，考察在不同雇佣合约下工人收入的影响因素是否存在显著差异，并进一步区分不同雇佣类型工人的收入差距是市场有效性的反映还是市场分割带来的租金。

       具体而言，首先采用多元回归模型估计在不同雇佣合约下工人的明瑟收入方程(Mincer，1974)[17]，考察在不同雇佣合约下各种特征变量对收入的影响。其次采用Oaxaca-Blinder分解方法(Oaxaca，1973；Blinder，1973)[18-19]，将不同雇佣合约间工人的平均收入差距细分为个人特征变量解释部分(即禀赋效应)和系数解释部分(即分割效应)。分解的结果可初步反映出不同雇佣合约间的劳动力市场分割程度。然后，进一步对收入分布采用Juhn et al.(1993)[20]提出的Juhn-Murphy-Pierce(JMP)分解方法，在收入分布函数上将收入差距进行分解，深入考察在不同收入水平下禀赋效应和市场分割效应各自的影响程度，以探讨市场分割程度是否会随收入水平发生变化。最后，利用分层倾向值匹配方法(Propensity Score Matching Methods)去除与工人所持雇佣合约类型相关的可观测的样本选择偏差，进一步对雇佣合约导致的劳动力市场分割这一主要结论进行稳健性检验。

       (二)采用的数据及描述性统计

       本文采用的数据是2008年澳大利亚国立大学“中国城乡劳动力流动”(RUMIC)项目的微观家庭调查数据。样本覆盖了我国东、中、西部三个地区的9个省份和15个城市。问卷调查包括家庭信息和个体信息，如教育、就业、基本福利、收入、支出、固定资产等。数据既包括城镇居民，还包括外来务工者，本文采用调查数据中的城镇居民调查数据。考虑到本文的主题是研究雇佣合约和劳动力市场分割的关系，本文根据年龄和当前的就业状态剔除了劳动年龄之外的人口和处于非就业状态的人口，如退休、上学等③。月收入为从当前这份工作中得到的每月合计收入，包括工资、奖金和实物折现，小时收入采用月收入除以每月工作小时数④。表1是对变量进行分类描述性统计的结果。

      

       月收入由高到低分别是类终身雇佣合约、长期雇佣合约、短期雇佣合约和无雇佣合同的工人，即月收入与雇佣合约期限以及工作稳定性变动方向一致。无雇佣合同和短期雇佣合约工人的月收入远低于全体样本的平均月收入水平。周工作小时数与收入水平的情况刚好相反，即雇佣合约越灵活，工人每周工作的小时数越多，这意味着不同雇佣合约之间的工人小时收入差距比月收入差距更大。从表1的统计结果还可以看出，企业规模越大，提供长期稳定雇佣合约的可能性较高。从工人本身的特征来看，教育水平、工作年限、年龄与长期雇佣、类终身雇佣之间有正向关联；性别、婚姻和民族等特征在不同雇佣类型间的差异较小⑤。

       直接分析月收入差距将低估收入差距的实际情况，本文利用月收入和月工作小时数将收入变量换算成小时收入。小时收入以及对数小时收入的核密度函数如图1所示。图1左图显示，不同雇佣合约工人的小时收入分布呈现出较大的差异，不仅均值不等，收入函数的峰度和偏度等差异也较大。由于小时收入的分布表现出长尾的特征，本文采用对数小时收入有效地去除了非正态分布带来的影响，如图1右图所示。考虑到不同雇佣合约的工作时长存在差异，以及小时收入分布的长尾特征，后文的分析建立在对数小时收入基础上。

      

       图1 小时收入和对数小时收入的核密度函数

       注：左图是小时收入的核密度函数，右图是对数小时收入的核密度函数。

       三、不同雇佣合约下的收入决定方程

       本文分别估计全部样本堆垒的明瑟收入方程和在不同雇佣合约下的明瑟收入方程。堆垒模型假定不同雇佣合约的工人对数小时收入的截距不同，截距回归系数的差异反映了雇佣合约带来的收入水平的总体差异。在控制了个人特征、就业特征和城市特征等变量之后发现，相对于签订长期雇佣合约的工人而言，无雇佣合约、短期雇佣合约工人的小时收入水平明显较低，而类终身雇佣合约工人的小时收入水平明显较高，如表2第1列所示⑥。

       在不同雇佣合约下企业面对的解雇成本，工人面对的就业稳定性和人力资本投资的回报存在差异，因此不同雇佣合约的收入决定机制可能存在显著差异。本文估计出无雇佣合约、短期雇佣、长期雇佣和类终身雇佣四种合约关系下工人各自的对数小时收入方程，如表2第2到第5列所示。实际上，堆垒模型和分类回归模型之间形成嵌套模型，即通过限制分类回归模型除截距外的所有特征变量系数相等可以得出堆垒模型。本文对嵌套模型进行了LR检验，检验结果拒绝了特征变量在各种雇佣合约中回报率相同的假定，因此，采用分类回归模型考察不同特征变量对收入的影响更加合理。

       分类回归结果显示，不同雇佣合约工人的人力资本回报率存在差异。短期雇佣和长期雇佣合约工人的教育回报率水平最高，类终身雇佣工人的回报率最低。教育对于个人是否能够获得类终身雇佣合约有着显著的正向影响，但教育回报率在类终身雇佣工人内部却不高。工作年限是人力资本水平的另一个指标，工作年限对长期雇用和类终身雇佣的工人收入有着正向影响，对短期雇佣和无合同工人收入的影响并不显著。

       对雇佣合约与收入方程的分析得到的基本结论是：在不同雇佣合约下工人收入差距明显，收入方程不尽相同。由于收入的差异可能源于工人禀赋差异(反映劳动生产率的差异)，也可能源于劳动力市场分割带来的租金(反映与雇佣合约相关的市场分割)，因而为了进一步考察不同雇佣合约和劳动力市场分割的关系，有必要对收入差距的来源做深入的剖析。

       四、雇佣合约类型与劳动力市场分割和收入差距

       为了探究不同雇佣合约之间工人的收入差距来源，估计雇佣合约导致的劳动力市场分割的程度，本节对在不同雇佣合约下工人的对数小时收入差距进行了分解。

       (一)均值分解结果

       根据Oaxaca(1973)[18]和Blinder(1973)[19]提出的对线性回归的分解方法，可将不同雇佣合约工人的对数小时收入的均值差异分解为两部分：第一部分为变量解释部分，反映由于工人的个人特征、工作单位特征和工作城市等所带来的收入差距，即禀赋效应；第二部分是系数解释部分，反映特征相同的工人，在不同雇佣合约下禀赋回报差异带来的收入差距，即分割效应。考虑如下的线性回归方程

，B表示不同的两组样本。Oaxaca-Blinder分解的一般形式如(1)式所示：

      

      

       (1)式中Y代表不同雇佣合约下的小时收入对数，X代表影响小时收入的变量，β为收入方程的回归系数。方程右边第一项代表由禀赋效应解释的收入均值差异，第二、三项代表由分割效应解释的收入均值差异。参照系数

是假定不同雇佣合约工人之间不存在市场分割时的回报系数，根据Neumark(1988)[21]和Oaxaca & Ransom(1994)[22]分析性别工资差异的方法，采用堆垒回归的系数

作为

的取值并进行分解⑦，得到均值差异的分解公式如(2)式所示：

      

       基于(2)式得到的收入均值分解的结果如表3所示。不同雇佣合约工人的收入差距既受到禀赋效应的影响，也受分割效应影响。在无雇佣合约和短期雇佣之间，以及长期雇佣和类终身雇佣之间的收入差距中，分割效应超过了禀赋效应，即与长期雇佣和类终身雇佣相关的劳动力市场分割程度较高。短期合同与无合同工人之间的市场分割效应较小，两者的收入差距主要源于禀赋差异。这表明短期合同与无合同工人基本处于同一竞争的劳动力市场。

      

       总体而言，类终身雇佣与其他雇佣合约之间存在显著的劳动力市场分割现象，长期雇佣与其他雇佣合约之间的分割也十分显著，短期雇佣与无雇佣合约之间的分割效应不显著⑧。

       (二)分位数分解结果

       如图1的核密度函数所示，各种雇佣合约的收入除均值存在较大差异外，收入分布曲线形状，包括峰度和偏度差异都较大。Oaxaca-Blinder分解方法只针对收入的均值进行分解，忽视了收入的整体分布情况。本文进一步采用JMP分解方法(Juhn et al.，1993)[20]，将收入分布纳入分解过程。此外，JMP分解可将总体差距(T)分解为三个主要部分：变量解释部分，即禀赋效应Q；系数解释部分，即价格效应P；不可观测因素影响，即残余部分U。后两部分(P和U)代表劳动力市场分割的程度。Y代表对数小时收入的分位数值，对不同雇佣合约之间在收入分布上的对数小时收入差距的分解如(3)式所示：

      

       JMP分解方法可以分析劳动力市场分割程度是否会随收入水平而变化。本文在5％、10％、25％、50％、75％和95％的6个代表性分位数上对不同雇佣合约工人的收入差距进行分解，分解的三部分中，禀赋效应(Q)是市场有效性的反映，价格效应(P)是较为明确的市场分割效应，残余部分(U)由于受到不可观测因素影响，难以确定其市场分割的性质。因此，后文的分析中，主要比较分析不同雇佣合约工人的禀赋效应(Q)和价格效应(P)对收入差距的解释程度。下面利用JMP分解方法对不同分位数的收入差距进行分解。

      

       图2 对数小时收入的JMP分解

       注：在5％、10％、25％、50％、75％和95％分位数上将收入差异(T)分解为三个部分：变量解释部分(禀赋效应Q)、系数解释部分(价格效应P)和不可观测因素影响(残余部分U)。

       如图2所示，在收入分布的六个代表性分位数上，除短期雇佣和无雇佣合约之间的分割效应不明显之外，其他雇佣合约之间，劳动力市场分割的程度都高于市场有效性的程度。劳动力市场分割的程度在较高收入水平，如在收入分布的75％分位数和95％分位数上，高于其他分位数的分割程度；与之对应的市场有效性的程度在较高的收入分位数上则较低。

       类终身雇佣与无雇佣合约工人的收入差距较大，但在各个收入水平上变化不大。在低收入阶段(10％分位数以下)，类终身雇佣与无合同工人的收入差距主要来自价格效应，即劳动力市场分割程度较大；而中等收入阶段(25％分位数到75％分位数之间)，两者的差异中工人禀赋解释的比重有所上升，但依然比分割效应解释程度低；在高收入阶段(75％分位数以上)，劳动力市场分割的影响又开始变大。

       类终身雇佣与短期雇佣工人之间的收入差距随着收入水平提高而扩大。在中低收入阶段(50％分位数以下)，禀赋效应的作用小于市场分割效应。在高收入阶段(75％分位数以上)，市场分割的解释程度越来越高。总体而言，类终身雇佣与短期雇佣工人之间的市场分割程度随着收入水平上升而增加。

       类终身雇佣与长期雇佣工人的收入差距随着收入水平的提高有缩小的趋势。与此同时，禀赋效应的解释程度逐渐降低，市场分割的程度逐渐提高。在95％分位数以上的阶段，类终身雇佣与长期雇佣工人的劳动力市场几乎完全分割。

       长期雇佣与无雇佣合约工人之间收入差距在各个收入水平上基本稳定，禀赋效应和市场分割效应的解释程度基本相当，其程度在各收入水平基本保持不变。

       长期雇佣和短期雇佣之间的收入差距随收入水平的提高而扩大，在低收入的阶段(10％分位数以下)，两者的收入差距主要源于禀赋的差异，这基本是一个竞争的劳动力市场。而在高收入阶段(75％分位数以上)，禀赋效应对收入差距的解释作用逐步降低，即市场有效性逐步降低。

       短期雇佣与无雇佣合约工人的收入差距随着收入水平的提高而逐渐缩小。在收入水平达到95％以上阶段，无合同工人的收入赶上并超过了短期雇佣的工人，逆转的收入差距源于不可观察因素的影响，可观察的特征变量不能提供合理的解释。在25％分位数以下的低收入阶段，短期雇佣与无雇佣合约工人的收入差距较大，并且这种差异有较大部分源于劳动力市场分割带来的价格效应，这一定程度上说明，对处于最低收入水平的工人而言，拥有劳动合同对于其提高收入有正向影响。

       上述对均值和不同分位数收入差距的分解结果显示，大部分情形下劳动力市场分割效应对不同雇佣合约类型收入差距的解释程度始终高于禀赋效应，即不同雇佣合约类型造成了很大程度的劳动力市场的分割，而且期限越长越稳定的雇佣合约导致的劳动力市场分割的程度越高，市场分割程度还通常与收入水平呈正向关系。

       五、稳健性检验——分层倾向值匹配法

       事实上，影响收入的特征因素也可能影响工人获得雇佣合约。比如，受教育程度较高的个体进入企事业单位的可能性较大，从而获得类终身雇佣合约的可能性也较大。如果不对这些特征变量加以控制，这种特征变量同时影响收入和雇佣合约类型的情形会导致分析结论的偏差。

       本节采用倾向值匹配(Propensity Score Matching)的方法控制样本由可观测因素导致的选择性偏差，进一步验证不同雇佣合约对收入差距产生的影响，从而厘清雇佣合约导致的劳动力市场分割的程度。倾向值匹配方法假定，若工人获得何种雇佣合约的概率可以由可观测的变量Z完美地解释，则可以利用这些变量或者利用条件于Z后获得特定雇佣合约的概率(倾向值，Propensity Score)进行配对，使获得不同雇佣合约的工人的变量Z具有相同的分布(Heckman et al.，1998a，1998b；Dehejia & Wahba，1999，2002)[23-26]。经过匹配后的样本之间唯一的差异是雇佣合约关系的不同，由此可以估计雇佣合约变量对收入的影响。具体操作上，倾向值匹配包括倾向评分和匹配两步。首先，建立一个概率预测模型(例如Probit模型)，对于工人选择不同的雇佣合约的条件概率(条件于Z)进行预测；然后，通过倾向值来寻找不同雇佣合约下的匹配样本并进行配对，目的在于去除由于可观察变量不同而导致的选择性偏误，使得不同雇佣合约下的工人的Z的分布相同，最后再对成功配对的样本进行分析。

       倾向值匹配方法在具体操作上有不同的选择。本文采用Xie et al.(2012)[27]、李小瑛和赵忠(2012)[1]的分层处理异质性的倾向值匹配策略，即按照倾向值得分将样本划分为5个层次，分别在每一层进行倾向值匹配。这方案与普通的倾向值匹配策略相比，允许倾向值不同的样本对应的处理效应也不同，这比普通的倾向值匹配策略的限制条件更少⑨。

      

       如表4所示，相对于其他合约类型的工人，类终身雇佣的工人收入水平明显较高，在倾向值最高的层次，类终身雇佣工人的小时收入较其他雇佣类型的工人高27.7％。类终身雇佣工人的收入比长期合约工人高27.7％，比短期合约工人高36.9％，比无合约工人高58.8％。此外，无合约工人的收入水平明显低于其他合约类型的工人，在倾向值最高的组中，长期合约工人比短期合约工人收入高14.9％，长期合约工人比无合约工人收入高59.8％，短期合约工人比无合约工人收入高25.4％。

       比较综合倾向值匹配的结果与多元回归的结果，可以总结出以下三个方面。(1)类终身雇佣合约具有显著提高工人收入的效应，并且收入效应与可观察的变量特征无关，即类终身雇佣合约与其他雇佣合约之间存在显著的市场分割；同时，随着工人倾向值评分上升，类终身雇佣合约所隐含的市场分割效应有所增强。(2)相对于短期雇佣和无雇佣合约，长期雇佣也有提高收入的效应，并且该效应主要源于市场的分割；随着长期雇佣与短期雇佣两组工人的倾向值评分的上升，分割程度有所减弱。随着长期雇佣与无雇佣合约倾向值评分上升，分割程度有所增强。(3)短期雇佣相对于无雇佣合约情况较为特殊，在绝大多数情况下，多元回归的结果并不显著；在分层匹配的结果中，倾向值评分较低的样本中，短期合约的收入提高效应并不明显，在倾向值评分最高的样本中，短期合约具有显著的提高收入效应⑩。

       六、结论

       随着我国城镇地区的雇佣合约从单一走向多元，从僵化走向灵活，雇佣合约对我国劳动力市场影响逐渐增强。劳动力市场分割理论表明雇佣合约与劳动力市场分割和收入差距存在千丝万缕的联系，因而劳动合同的出现并不总是代表着市场化，雇佣合约的授予也可能反映了非市场的因素。

       通过对比工人收入的核密度图，发现在不同雇佣合约下工人的收入分布存在显著差异。我国实践中广泛存在的体制内与体制外员工的区别和大量同工不同酬、同工不同雇佣合约的现象揭示出我国雇佣合约的授予及不同雇佣合约带来的收入很大程度可能是“寻租”而非市场的结果。

       研究表明，不同雇佣合约类型造成了劳动力市场的分割。首先，短期雇佣合约和无雇佣合约工人，与长期雇佣合约和类终身雇佣合约工人之间的收入决定机制不同。其次，进一步的分解发现，在均值和不同分位数上分割效应对收入差距的解释程度始终高于禀赋效应，即不同雇佣合约类型造成了显著的劳动力市场的分割。总体而言，期限越长越稳定的雇佣合约导致的劳动力市场分割的程度越高，市场分割程度还通常与收入水平呈正向关系。

       采用分层倾向值匹配去除可观测的样本选择偏差后，结果进一步验证了不同雇佣合约导致了显著的劳动力市场分割和导致了收入差距这一结论的稳健性。

       基于雇佣合约而产生的市场分割和同工不同酬是劳动力市场不完全的一种表现，会导致劳动者利益分化加剧收入不平等，与此同时，也不利于劳动力资源的有效配置，降低经济效率。政府一方面，可以通过立法形式去除劳动力市场上的身份歧视和就业歧视[28]，加强劳动监督，维护劳动者利益；另一方面，通过公共服务均等化，包括教育、医疗服务均等化，降低不平等的代际传递，从而降低劳动力市场分割带来的长期不利影响。

       当然，本文的研究还存在不足之处。本文采用的实证策略，包括分解和倾向值匹配法只能控制可观察特征变量带来的影响，而不能解决不可观测因素导致的样本选择问题。在未来的研究中，如何利用更好的识别策略来控制不可观测的选择性偏误是应该重点关注的。

       注释：

       ①终身雇佣制是日本企业的基本用人制度，在日本大企业一般都实行终身雇佣制，求职者一经企业正式录用直到退休始终在同一企业供职，除非出于劳动者自身的责任，企业避免解雇员工。本文中的“类终身雇佣制度”包括劳动合同制度改革之前的固定工和当前的无固定期限合同的雇佣。

       ②小规模自我雇佣也具有非正规就业的特征，但鉴于自我雇佣人群较强的异质性，既有雇佣大量雇员的企业家，也有小商小贩，本文暂不考虑此类人群。

       ③劳动年龄人口一般指法律规定的成年人口减去法定退休年龄的人口以后的人口总数。我国规定男子16～60周岁，女子为16～55周岁，这部分人口被视为劳动年龄人口。

       ④调研数据中只有每周工作小时数，本文中采用4乘以每周工作小时数来计算每月工作小时数。

       ⑤李小瑛和赵忠(2012)对工人取得不同雇佣合约的影响因素进行了详细的分析。

       ⑥考虑到个人特征与工作单位特征，以及城市特征的相关性，作者也尝试只包含个体特征变量的堆垒模型，和只包含个体特征和工作单位特征的堆垒模型，所得系数与完整的堆垒模型系数较为一致，但是完整堆垒模型的拟合优度明显较高。

       ⑦参照系数

的不同选择会导致分解结果出现变化，这是Oaxaca-Blinder分解固有的遗憾，但

的取值改变不会对基本结论造成影响，鉴于篇幅，文中未报告采用参照系数进行分解所得的结果，感兴趣的读者可向作者索取。

       ⑧短期雇佣与无雇佣合约共同构成了我国灵活雇佣类型。

       ⑨任何统计方法都有其自身的局限性，倾向值匹配方法也不例外。倾向值匹配方法的优点在于可以在其他可观察的条件类似的情况下去比较雇佣合约不同对收入的影响，但是倾向值匹配方法的问题是不能够控制那些不可观测的特征所导致的选择性偏误，如何利用更好的数据来控制不可观测的选择性偏误是以后的研究中要进一步考察的。

       ⑩当然，相对于无雇佣合约，短期雇佣有利于提高对工人的非货币权益保障(参考：Li X,Freeman R B.How does China's new labour contract law affect floating workers?[J].British Journal of Industrial Relations,2015,53(4):711-735.)。

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