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2016 , Vol. 35 >Issue 3: 442 - 454

DOI: https://doi.org/10.11821/dlyj201603004

研究论文

中国城市非正规就业的发展特征与城市化效应

  • 黄耿志 , 1 ,
  • 薛德升 2 ,
  • 张虹鸥 1
展开
  • 1. 广州地理研究所 广东省地理空间信息技术与应用公共实验室,广州 510070
  • 2. 中山大学地理科学与规划学院,广州 510275

作者简介:黄耿志(1986- ),男,广东汕尾人,博士,助理研究员,研究方向为城市化,非正规经济与全球城市.E-mail:

收稿日期: 2015-09-21

  要求修回日期: 2015-12-17

  网络出版日期: 2016-03-20

基金资助

国家自然科学基金项目(41401169)

广东省自然科学基金项目(2015A030313842)

国际地区交流与合作项目(41320104001)

收起

The development of urban informal employment and its effect on urbanization in China

  • HUANG Gengzhi , 1 ,
  • XUE Desheng 2 ,
  • ZHANG Hongou 1
Expand
  • 1. Guangzhou Institute of Geography, Guangdong Open Laboratory of Geospatial Information Technology and Application, Guangzhou 510070, China
  • 2. School of Geography and Planning, Sun Yat-sen University, Guangzhou 510275, China

Received date: 2015-09-21

  Request revised date: 2015-12-17

  Online published: 2016-03-20

Copyright

《地理研究》编辑部
Fold

摘要

在城市化过程中,大部分农村剩余劳动力并未进入城市正规部门,而进入非正规部门,但关于非正规就业对城市化的作用却不清楚.基于国际劳工组织提出的中国城市非正规就业估算方案,采用协整和误差修正模型测度与解释非正规就业对城市化的作用.自1990年以来,非正规就业已发展成为中国城市就业的主要方式和就业增长的主要来源,其空间分布总体上呈现自东部,中部到西部依次减少的特征,其在城市就业的比重与城市化水平的关系符合倒U形的规律.模型显示:尽管短期内非正规就业,正规就业和城市化之间存在波动关系,但长期看非正规就业对城市化具有显著的推动作用,非正规就业每增长1%,推动城市化水平提高0.1%.这种作用主要体现在非正规就业推动农村人口向城市地区的转移过程与劳动力在正规就业与非正规就业之间的流动过程.结论强调,中国城市化面临的挑战不仅是失业问题,而更多是如何应对处于社会保障系统以外的非正规就业问题.

关键词： 非正规经济; 非正规就业; 发展; 城市化

本文引用格式

黄耿志 , 薛德升 , 张虹鸥 . 中国城市非正规就业的发展特征与城市化效应[J]. 地理研究, 2016 , 35(3) : 442 -454 . DOI: 10.11821/dlyj201603004

Abstract

In the process of urbanization, a large number of rural labor forces do not enter urban formal sectors, but get employed in informal sectors. This fact leads to a neglect of the effect of urban informal employment on urbanization when we examine the relationship between urban employment and urbanization on the basis of normal statistical data. By using the co-integration test and error correction model, this paper explores the effects of urban informal employment on the urbanization measured by the proportion of urban population in total population. It develops an estimation method to measure urban informal employment in China based on the International Labor Organization's definition of informal employment. It is found that from 1990 to 2010 urban informal employment in China has grown to be a primary source of the growth of urban employment. In 2010, urban informal employment accounted for 50.7% of total urban employment. In particular, the unregistered employment as part of informal employment accounted for 32.8% of urban employment. Moreover, most of urban informal employment is geographically concentrated in provinces of eastern China. The models show that the relationship between informal employment, formal employment and urbanization is characterized with a stable equilibrium in the long term due to the existence of a regulatory mechanism within the urbanization system although this relationship is fluctuant in the short term. It is testified that the growth of urban informal employment contributes to the development of urbanization. That urban informal employment grows by 1% will contribute to an increase of urbanization rate by 0.1%. Informal employment should be considered as a condition of China's rapid urbanization in the post-reform era. It has been widely noted that a basic conflict of China's urbanization is the gap between the unlimited supply of rural labor forces and the limited ability of cities to absorb them. This paper suggests that informal employment should serve as a solution to this conflict. It is argued that the challenge to China's urbanization is not only from the problem of unemployment, but also from how to tackle urban informal employment outside the social welfare system. Dealing with the problem of the latter is also an important task of the global program called "decent work" which has been promoted by the International Labor Organization in the past decades.

Key words： informal economy; informal employment; development; urbanization

1 引言

早期西方理论家认为,发展中国家城市化的最大问题是工业化发展远不足以吸收庞大的农村剩余劳动力,其后果是大量无业流民阶级的产生,最终导致社会不稳定[1].与西方经验相比,这种与工业化或就业增长不协调的城市化被称为"假城市化"[2].在中国,城市对农村人口的吸纳力也是地理学者关注的重要问题.例如,周一星曾以2001-2003年为例,根据国家统计数据推算每年平均有2000万乡村人口转为城市人口,而每年平均新增就业岗位只有829万[3],这意味着每年流入城市的农村移民有近1200万人处于无业状态.这样的城市化是过快的,令人担忧的,因为将导致城市社会的不稳定[2].然而,假城市化理论预期的事实在中国并没有发生.
1970年代以来对非正规部门的发现和研究提供了一个新的视角认识发展中国家的城市化,解释了为什么所谓的无业流民阶级并没有引起社会动荡.研究表明,很大一部分农村剩余劳动力虽未能在城市现代部门就业,但进入了政府管制之外的非正规部门就业[4,5].所谓无业流民,其实是一个庞大的隐性就业群体.在当今世界30亿经济活动人口中,这个群体有近18亿人,创造了10万亿美元的经济价值[6].在发展中国家,非正规就业占非农就业的比重高达50%~75%[7].在中国,据经济学家估计,2004年城市非正规就业占城市就业比重达到58.69%[8].如此庞大的非正规就业使得基于常规统计数据的分析得到的就业与城市化之间的关系不完全准确,因为只反映了正规就业与城市化的关系,忽视了非正规就业因素.由此提出的问题是,中国城市非正规就业是否对城市化具有推动作用?作用有多大?解答这些问题将有助于完善对中国特色城市化的认识.
非正规就业对城市化的作用也是一个有关城市化动力的问题.国内地理学对中国城市化动力的研究已形成丰富系统的成果[9-11].这些成果基本上可概括为自上而下城市化和自下而上城市化,前者强调政府投资和政策的作用,后者强调乡镇企业,民营企业和外商投资的作用.两种理论虽区别了不同的城市化推动主体,但均强调经济发展或就业增长对城市化的主要作用.本研究仍然在经济与城市化的作用关系框架以内,但从正规就业--非正规就业的视角看待这一关系,突出非正规就业的作用.首先分析非正规就业与发展和城市化之间的关系研究进展,其次对中国城市非正规就业的定义,数据获取和计量模型进行说明,第三部分是结果分析,最后是结论.

2 文献综述

非正规就业对发展和城市化的作用的理论基础源于Todaro对刘易斯经济理论的修正.根据刘易斯理论,城市化是农村剩余劳动力由农村传统部门进入城市现代部门的空间与经济转变过程[12].所谓假城市化,就是人口从农村到城市的迁移速度远超过农村人口被城市工业部门吸收的现象.但刘易斯模型无法解释为什么许多发展中国家的城市化在城市就业机会严重短缺的情况下仍然继续进行.Todaro认为,原因在于城市传统部门的存在吸收了现代部门无能力吸收的农村剩余劳动力[13].换言之,城市化包含农村人口从农业部门到城市传统部门,再到城市现代部门的过程.城市传统部门就是1970年代后引起广泛关注的非正规部门.
在Todaro看来,非正规部门是发展的阶段性现象,伴随现代经济的发展,劳动力将不断从非正规部门转入正规部门,非正规部门将逐渐萎缩并最终消失.然而,1980年代以后的研究表明,非正规经济不仅不会消失,而且随着资本主义经济的扩大而发展[14],与正规经济存在紧密的功能联系[15,16],被视为自由市场力量的表现[17].将非正规经济视为当前经济重构的结构性产物的观点促进了对非正规经济效应的研究,集中在以下三方面.
一是经济增长效应,认为非正规经济与经济增长存在长期的相关关系[18],但不同地区有不同的效应.在发达国家,非正规经济占GDP的比重每增加1%会带动GDP增加7.7%~9.9%;在发展中国家,非正规经济比重每增加1%,GDP会下降4.5%~5.7%[19].但对中国的研究显示,非正规就业有显著的经济增长效应[20],其每增长1%可带动GDP增长0.053%[21].二是就业增长效应,非正规部门具有比正规部门更强的就业创造能力[22],就业弹性系数大于正规部门0.12个百分点[23],是中国城市农民工就业的主要方式[24,25].三是减贫效应,非正规就业对减少城市贫困具有重要作用,特别对低收入家庭而言,作用更加显著[26].
然而,关于非正规就业对城市化的推动效应却未得到关注.尽管非正规就业的经济和就业效应为这个问题提供了间接的经验基础,但非正规就业与城市化发展是否存在稳定的相关关系以及在多大程度上推动了城市化仍不清楚.地理学研究揭示了乡镇,民营,外资等自下而上的经济力量对中国城市化的重要作用,奠定了中国城市化动力理论的基础.但近期研究发现,这些构成中国城市化之主要推力的经济系统实际上包含着庞大的非正规部门力量[27],与正规部门,乡镇企业和农业部门已经构成当前中国经济的四元结构[28].这个发现对进一步理解中国城市化的特征具有重要意义,但尚未得到地理学应有的关注.近年来,国际学界已开始关注非正规经济与城市化的关系问题.例如,Yuki认为在人力资本积累,人口分布和部门收入等存在非均等机会稳定状态的发展中经济体中,非正规部门的扩张成为城市化的主要推力[29].Elign等研究发现非正规经济与城市化发展呈现倒U形的关系,即在城市化发展初期,非正规经济规模较小,随着城市化的发展,非正规经济在整体经济的比重经历了先增加,后减少的过程[30].这个研究表明了非正规就业对城市化的起步和发展具有重要作用,但没有对这个作用进行测度.本文开展非正规就业对城市化作用的论证和测度,以期从新的视角丰富对中国城市化性质的认识.与以往一些研究缺乏考虑正规经济的影响不同[20,23],本文构建了包括正规就业因素在内的非正规就业与城市化的关系模型,体现了正规经济和非正规经济作为一个整体的视角以及非正规就业和正规就业对城市化的共同作用.

3 研究方法

3.1 概念界定

关于非正规就业的概念一直存在争论[31,32].二元主义认为非正规部门具有易进入,规模小,组织程度低,所受管制弱等特征,非正规部门就业即非正规就业.新马克思主义批判了二元论,指出非正规经济是以缺乏管制为核心特征的收入获取活动,并与现代资本主义经济存在紧密的关联,认为非正规就业包含了非正规部门就业和正规部门中的非正规就业.该理论还明确区别了非正规与非法的区别,即非正规经济的生产过程是违法的,但其产品是合法的,而非法经济无论其生产过程如何,其产品一定是非法的.另一个被称为新自由主义的观点认为,非正规经济不是缺乏管制,而是处于法律边缘,未受政府认可的自由市场活动.这些理论深化了对非正规就业的认识,但都难以用来界定非正规就业的统计范畴.
为了推进研究工作,国际劳工组织(ILO)从法人性质,雇工数量,是否进行会计核算,是否注册登记等4个标准提出了非正规就业的操作性定义[33],其核心仍然是"管制缺乏",表现为未登记注册,未签订劳动合同,未享受社会保障.如表1所示,根据这些标准,可判定中国城市非正规就业(IE)由个体工商户中的个体就业(IE11),私营企业中未签订劳动合同的就业(IE12)和未登记注册企业中的就业(IE2)等三部分组成.其中,IE11和IE12属于已被统计的非正规就业(IE1),IE2属于未被统计的非正规就业.
Tab. 1 The definition of urban informal employment in China based on the ILO standard

表1 基于ILO方案的中国城市非正规就业判别

ILO标准 标准内容 移植到中国的解释 对应企业----就业类型
法人性质 非正规企业不具有法人身份 非正规企业由自然人组成① 个体工商户----个体就业
企业规模 非正规企业雇佣人数不超过5人 非正规企业雇佣人数不超过7人② 个体工商户----个体就业
会计核算 非正规企业不具有会计核算账户 非正规企业可不进行会计建账③ 个体工商户----个体就业
是否登记注册,签订合同 非正规企业没有登记,不与雇员签订劳动合同 非正规企业无证照经营,不与员工签订劳动合同 个体工商户----个体就业
私营企业----未签订劳动合同的就业
未登记企业----未被统计的就业

注:① 根据《民法通则》第二章第二十九条,个体工商户为自然人.② 中国个体工商户是雇工规模最小的经济单位,虽然新版《个体工商户条例》对雇工人数不再做规定,但旧版条例规定不超过7人,且根据《中国私营经济年鉴》(2010-2011)全国个体工商户户均雇工人数只有2.1人;而根据《私营企业暂行条例》,雇工超过8人以上的经济组织则属于私营企业.③ 根据《个体工商户建账管理暂行办法》,达不到建账标准的个体户,经县以上税务机关批准,可不建账.

国内研究也基本从上述三部分来估算中国的非正规就业,但对多少比例的私营就业属于非正规就业的问题存在争议和不足.例如,胡鞍钢等认为私营就业中有50%是非正规就业,但对为什么是50%没有做说明[8].黄宗智认为私营就业全部(即100%)是非正规就业[27],但这把私营企业中签订了劳动合同的正规就业也计算进去,导致非正规就业规模被估大.另一些研究则认为私营就业不是非正规就业[20,23],忽略私营就业中未签订劳动合同的就业,导致非正规就业规模被估小.那么,到底有多少比例的私营就业是非正规就业才合理?上述0%,50%,100%的比例值都只是假设,缺乏依据.根据非正规就业的判定标准,关键是分离出私营就业中未签订劳动合同的就业.为此,本文利用私营企业调查数据获取了私营就业中的未签订劳动合同率(r),再用私营就业总人数(PE)乘以r,从而将私营就业中的非正规就业分离出来.这种做法比已有估算方法更加接近非正规就业的现实.综上,非正规就业用公式可表达为:
IE = I E 1 + I E 2 = I E 11 + I E 12 + I E 2 = I E 11 + PE × r + I E 2 (1)
与非正规就业相对应,正规就业包括集体单位,国有单位,股份合作单位,有限责任公司,股份有限公司,港澳台投资单位和外商投资单位中的就业以及私营企业中签订劳动合同的就业.由此可将中国城市就业体系视为一个由正规就业与非正规就业构成的二元结构(图1),前者具有享受社会保障和受制度保护的特征,后者则缺失这些特征.
Fig. 1 The composition of urban formal and informal employment in China

图1 中国城市正规就业和非正规就业的组成

3.2 数据来源和处理

数据主要来自历年《中国统计年鉴》和全国私营企业抽样调查数据.考虑到数据的完整性以及农村劳动力转移主要在1990年以后才逐渐出现,选取的时间序列为1990-2010年.按照上述标准,非正规就业由IE11,IE12,IE2构成,测算方法如下:
(1)IE11可从《中国统计年鉴》中的城市个体就业数直接获得.
(2)对于IE12,主要是确定私营就业中未签订劳动合同的比例r.利用1993-2009年由中央统战部,全国工商联和中国民(私)营经济研究会进行的9次全国私营企业抽样调查数据来测算r值.该调查提供了1995年,2003年,2006年和2009年4个年份的私营企业员工劳动合同签订率,分别为36.3%,64%,71.4%和71.5%.这些数据表明劳动合同签订率呈现逐年上升的特征,反映了劳动合同法的贯彻实施和私营企业的正规发展趋势,因此通过计算1990-2010年合同签订率的年均增长率来推算其他年份的合同签订率是合理的.这个推算虽然使部分年份的数据变得平滑,但符合劳动合同签订率逐年上升的趋势,且是目前数据限制下最大限度接近非正规就业现实的较好方法.由劳动合同签订率可计算私营企业中未签订劳动合同的比例r,最后结合私营企业就业总数(PE)可得到IE12.需要指出的是,由于中国统计系统在统计就业行业结构时没有将私营和个体就业分开,以及在普查数据中缺乏分行业的城市就业,使得无法对非正规就业结构进行分析.
(3)对于IE2,国家统计局根据1990年,2000年和2010年三次人口普查数据和人口抽样调查对统计年鉴中的城市就业总数(TE)进行了修正,用此就业总数减去按综合统计报表制度和工商登记统计得到的各类别城市就业人数之和(ES),可得到未被统计的非正规就业数量IE2,即IE2=TE-ES.由于国家和省统计局未对各省城市就业总数进行修正,利用全国人口普查数据进行了修正:首先用长表数据中的城市就业人口除以城市人口,由此得到的比值乘以总的城市人口,可得到各省总的城市就业人口.
表2显示了按上述方法得到的中国城市非正规就业数量,其中城市化率是城市人口占总人口的比重.
Tab. 2 The estimation of the scale of urban informal employment in China (1990-2010)

表2 1990-2010年中国城市非正规就业的估算结果

年份 城市化率
(%)		 城市就业总数(万人) 城市正规就业数(万人) 城市非正规就业数(万人) 城市个体就业数
(万人)		 城市私营非正规就业数
(万人)		 未登记注册城市就业数
(万人)
1990 26.41 17041 14072 2969 614 42 2313
1991 26.94 17465 14525 2940 692 49 2199
1992 27.46 17861 14816 3045 740 69 2236
1993 27.99 18262 14890 3372 930 127 2315
1994 28.51 18653 15361 3292 1225 220 1847
1995 29.04 19040 15467 3573 1560 309 1704
1996 30.48 19922 15454 4468 1709 378 2381
1997 31.91 20781 15333 5448 1919 436 3093
1998 33.35 21616 13123 8493 2259 536 5698
1999 34.78 22412 12616 9796 2414 545 6837
2000 36.22 23151 12241 10910 2136 612 8162
2001 37.66 24123 11971 12152 2131 679 9342
2002 39.09 25159 12061 13098 2269 807 10022
2003 40.53 26230 12438 13792 2377 916 10499
2004 41.76 27293 12924 14369 2521 1007 10841
2005 42.99 28389 13606 14783 2778 1078 10928
2006 44.34 29630 14309 15321 3012 1131 11178
2007 45.89 30953 15076 15877 3310 1306 11261
2008 46.99 32103 15636 16467 3609 1460 11398
2009 48.34 33322 16288 17034 4245 1580 11209
2010 49.95 34687 17107 17580 4467 1730 11382

3.3 模型构建

采用协整分析和误差修正模型(ECM)测度非正规就业,正规就业和城市化之间的关系.协整是检验两个或多个非平稳变量序列之间是否存在长期稳定的均衡关系的方法,解决了变量间存在的"伪回归"问题.协整理论的思想是,虽然经济变量随时间表现出很强的非平稳性或随机性,但一组变量的线性组合可能具有不随时间变化的稳定性,协整检验可以揭示这种性质.协整的定义是[34]:设随机向量序列yt=(y1t,y2t,, et al.,ykt)(t=1,2,, et al.,T)中所含分量为d阶单整,记为yt~I(d).如果存在非零向量 β ,使得 β ′ yt~I(d,b)(0<b ≤ d),则称随机向量具有d,b阶协整关系,记为yt~CI(d,b), β 为协整向量.为了测度非正规就业扩张对城市化提高的作用,采用增长率变量序列构建模型.记城市化增长率为URt,非正规就业增长率为IEt,正规就业增长率为FEt.协整模型构建和检验步骤如下:
(1)采用普遍使用的ADF(Augment Dickey-Fuller)方法对变量序列进行单位根检验.
(2)如果变量同阶单整序列,则构建以下协整方程:
U R t = α + β 1 I E t + β 2 F E t + u t （ t = 1,2 , … , T ） (2)
式中: α 为截距;ut为误差; β 1 和 β 2 为协整系数,表示长期自变量对因变量的作用程度.
(3)对误差序列ut进行单位根检验,如果检验结果为平稳,则表明UR和IE,FE存在协整关系.
协整虽揭示了变量间的长期均衡关系,但掩盖了短期的非均衡过程.为了把短期波动和长期趋势联系起来,引入误差修正模型,利用该模型可以揭示变量间长期均衡关系背后的调整机制或短期变动过程.设x和y为同阶单整序列,并具有协整关系,则误差修正模型可以表示成自回归分布滞后模型[34]:
y t = μ 0 + μ 1 y t - 1 + μ 2 x t + μ 3 x t - 1 + ε t （ t = 1,2 , … , T ） (3)
记 k 0 = μ 0 / 1 - μ 1 , k 1 = μ 2 + μ 3 / 1 - μ 1 , γ = μ 1 - 1 ,可将式(3)改写成:
∆ y t = μ 2 ∆ x t + γ y t - 1 - k 0 - k 1 x t - 1 + ε t (4)
式(4)称为误差修正模型,式中: μ 2 表示短期内为自变量对因变量的作用程度; γ 为调整系数,表示在t-1期yt-1关于k0+k1xt-1之间的偏差的调整速度.结合式(2)可构建UR,IE,FE的误差修正模型:
∆ U R t = μ 0 + μ 1 ∆ I E t + μ 2 ∆ F E t + γ [ U R t - 1 - α + β 1 I E t - 1 + β 2 F E t - 1 ] + ε t (5)
对协整方程式(2)和误差修正方程式(5)的参数均采用最小二乘法(OLS)进行估算.

4 结果分析

4.1 非正规就业的发展特征

4.1.1 非正规就业成为城市就业的主要方式 自1990年以来,中国城市非正规就业迅速发展,规模从0.30亿人增长至2010年的1.76亿,占总城市就业的比重由17.4%增长至50.7%(表3),成为城市就业的主要方式.其中,未被统计的隐性就业是非正规就业的主要部分,2010年达到1.14亿人,占非正规就业的比重64.7%,达到总就业的近1/3;在被统计的非正规就业中,个体就业是主要部分,占12.9%.
Tab. 3 The scale and types of urban informal employment in cities of China in 1990 and 2010

表3 1990年和2010年中国城市非正规就业规模和类型

就业类型 1990年 2010年 1990-2010年期间
年均增速(%)
规模(百万) 比重(%) 规模(百万) 比重(%)
总就业 170.4 100.0 346.9 100.0 3.6
正规就业 140.7 82.6 171.1 49.3 1.0
非正规就业 29.7 17.4 175.8 50.7 9.3
登记注册部分
私营就业
个体就业		 6.5
0.4
6.1		 3.8
0.2
3.6		 62.0
17.3
44.7		 17.9
5.0
12.9		 11.9
20.4
10.4
未登记注册部分 23.1 13.6 113.8 32.8 8.3
4.1.2 非正规就业是城市就业增长的主要来源 1990-2010年,非正规就业的增长速度是正规就业的9倍多(表3),构成城市就业增长的主要动力.在此期间,城市就业增量(1.76亿)的83%来自非正规就业的增长,而非正规就业增量(1.46亿)的60%则来自未被统计就业的增长.
4.1.3 非正规就业发展存在区域差异,集中分布在东部地区 中国城市非正规就业集中分布在东部地区(占48.2%),其空间分布总体上具有自东部,中部到西部依次减少的特征(表4).非正规就业的空间分布差异在省级尺度也表现明显,这可从各省不同的发展特征来理解.例如,广东,山东,江苏,浙江等省份集聚较多的非正规就业,与该地区民营企业发展相对活跃,外来人口大量集聚有关.新疆,宁夏,甘肃,青海,西藏等西部省份,非正规就业比重处于最低层次,与该地区城市化水平较低,民营企业发展程度较低有关.东北三省及湖北,湖南等中部省份的非正规就业比重处于中等水平,与该地区城市化快速发展,但有相对较多的国有企业(正规就业)有关.然而,对这些空间差异的解释无疑需要进一步的系统研究.
Tab. 4 The percentage of provincial urban informal employment in the national total in 2010 (%)

表4 2010年各省城市非正规就业占全国总量的比重(%)

东部 中部 西部 东北
北京(0.80) 山东(8.17) 山西(1.75) 内蒙古(1.87) 陕西(2.14) 辽宁(3.45)
天津(1.20) 广东(14.10) 安徽(4.56) 广西(3.36) 甘肃(1.06) 吉林(1.85)
河北(5.59) 海南(0.52) 江西(3.26) 重庆(1.98) 青海(0.30) 黑龙江(2.26)
上海(2.91) 合计(48.2) 河南(4.86) 四川(4.83) 宁夏(0.44) 合计(7.56)
江苏(7.29) 湖北(4.46) 贵州(1.51) 新疆(0.85)
浙江(4.55) 湖南(4.41) 云南(2.48) 合计(20.94)
福建(3.07) 合计(23.30) 西藏(0.12)
4.1.4 非正规就业与城市化水平具有倒U形关系特征 中国城市非正规就业与城市化的关系分为两个阶段(图2):第一阶段是1990-2004年,非正规就业在城市就业中的比重随城市化发展逐渐上升,到2004年达到最高峰;第二阶段是2005年至今,非正规就业在城市就业中的比重随城市化发展出现缓慢的下降趋势,但在2010年仍维持在50%以上.这个过程符合国际学界有关非正规就业发展与城市化呈现倒U形关系的规律,同时表明中国过去20多年大部分时期处于非正规就业发展的上升期(即倒U型的左半部分).从这个特征判断,非正规就业对城市化发展具有重要的推动作用,以下定量测度这个作用.
Fig. 2 The relationship between urbanization and urban informal employment in China (1990-2010)

图2 1990-2010年中国城市化与城市非正规就业发展的关系

4.2 非正规就业对城市化的作用测度

4.2.1 单位根检验 变量序列的平稳性是协整关系模型建立的前提.ADF检验结果显示(表5),URt,FEt和IEt变量时间序列的ADF统计值均大于临界值,说明这三个序列不平稳;但在一阶差分中,变量的ADF统计值均小于临界值,说明ΔURt,ΔFEt和ΔIEt变量序列是平稳的(图3),表明URt,FEt和IEt是一阶单整序列,可以进行协整关系检验.
Tab. 5 The result of ADF test of variables

表5 变量的ADF单位根检验结果

变量 检验
形式		 ADF
统计值		 大小
比较		 临界值 是否
平稳		 变量一阶差分 检验
形式		 ADF
统计值		 大小
比较		 临界值 是否
平稳
URt 0,0,1 -0.1174 > -1.6* 不平稳 ΔURt 0,0,1 -3.1429 < -2.66*** 平稳
C,0,1 -2.094 > -2.63* C,0,1 -3.0768 < -3.00**
C,T,1 -1.8999 > -3.24* C,T,1 -3.2511 < -3.24*
FEt 0,0,1 -1.449 > -1.6* 不平稳 ΔFEt 0,0,1 -3.7126 < -2.66*** 平稳
C,0,1 -1.4502 > -2.63* C,0,1 -3.6023 < -3.00**
C,T,1 -1.9139 > -3.24* C,T,1 -3.5716 < -3.24*
IEt 0,0,1 -1.149 > -1.6* 不平稳 ΔIEt 0,0,1 -3.5507 < -2.66*** 平稳
C,0,1 -1.7551 > -2.63* C,0,1 -3.4291 < -3.00**
C,T,1 -2.0788 > -3.24* C,T,1 -3.3556 < -3.24*

注:检验形式(C,T,N)分别表示含常数项,含常数项和趋势项,滞后阶数;*表示在10%显著水平,**表示在5%显著水平,***表示在1%显著水平.

Fig. 3 The variables sequence after the first order difference

图3 变量一阶差分序列图

4.2.2 协整检验 运用OLS进行协整回归,得到协整方程(长期均衡方程):
U R t = 0.021571 + 0.104364 I E t + 0.103649 F E t + u t （ 4.873 ） （ 2.763 ） （ 1.257 ） (6)
式中:括号内为t值.R2=0.4799,F统计量=7.842,DW=1.1476.协整关系存在的一个重要条件就是协整回归方程的残差序列是平稳的.若残差序列不平稳,则变量之间的关系不存在协整.对式(6)中的残差序列 u t 进行ADF检验(表6).
Tab. 6 The ADF test of the residual of the co-integration equation

表6 协整方程残差序列的ADF检验结果

变量 检验形式 ADF统计值 大小比较 临界值 是否平稳 是否协整
残差序列ut 0,0,1 -1.9619 < -1.95** 平稳 是

注:**表示在5%显著水平.

残差序列 u t 的单位根检验统计量为-1.9619,小于显著性水平5%的临界值,因此残差序列是平稳的,表明变量URt ,FEt 和IEt存在协整关系,即城市化,非正规就业和正规就业之间存在长期的均衡关系,证明本文的长期均衡关系的变量选择是合理的.协整方程式(6)说明:① 非正规就业,正规就业与城市化发展存在长期稳定的正相关关系,非正规就业对城市化具有显著的推动作用;② 非正规就业关于城市化水平增长的长期弹性为0.104364,正规就业关于城市化水平增长的长期弹性为0.103649,亦即从长期来看,非正规就业每增长1个百分点,推动城市化水平增长0.104364个百分点,正规就业每增长1个百分点,推动城市化水平增长0.103649;③ 从长期来看,非正规就业对城市化的推动作用略微大于正规就业.其原因可从理论和中国的特殊发展时期来理解.从理论层面上讲,由于非正规就业部门一般属于劳动力密集型产业,其就业创造能力要大于正规就业部门,因此从就业对城市化作用的角度而言,非正规就业要大于正规就业.而对于"略大"的原因则与中国的国情有关系.中国1990年以来经历了由城市正规就业占主导向城市非正规就业占主导的就业模式转变,导致从整个时期来看,非正规就业与正规就业对城市化的作用相差不大.
4.2.3 误差修正模型 根据协整理论,如果变量间存在协整关系,可以用误差修正模型对短期波动和长期均衡进行直接的描述.既然非正规就业,正规就业和城市化之间存在协整关系,则可建立ΔURt,ΔFEt和ΔIEt的误差修正模型如下(括号内为t值):
∆ U R t = 0.000159 + 0.119208 ∆ I E t + 0.221050 ∆ F E t + 0.278140 EC M t - 1 + ε t （ 0.113 ） （ 3.79 2 ） （ 2.990 ） （ 1.164 ） (7)
式中: EC M t - 1 = ∆ U R t - 1 - ( 0.021571 + 0.104364 I E t - 1 + 0.103649 F E t - 1 )
R2=0.5035,F统计量=5.071,P=0.8191>0.1,表明模型残差序列不存在自相关性.进一步对模型残差进行Box-Ljung检验, χ 2 =0.0546,P值为0.8152>0.1,表明残差是白噪声序列,模型成立(表7).
Tab. 7 The Box-Ljung test of the residual of ECM

表7 ECM残差序列的Box-Ljung检验结果

变量 检验统计量χ2 P值 大小比较 置信度 是否为白噪声
ECM残差序列 0.0546 0.8152 > 0.1 是
从误差修正方程式(7)看出,城市化发展的短期波动包括以下两个部分.一部分是短期内城市非正规就业和正规就业增长的影响.从变量系数看,正规就业对城市化短期波动的影响(0.221050)要大于非正规就业产生的影响(0.119208),表明保持正规就业的稳定发展对促进城市化进程的平稳有更重要的意义.另一部分是城市化与非正规就业,正规就业的关系偏离长期均衡的影响,误差项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度.从系数估计值来看,当短期波动偏离长期均衡时,将以0.278140的正向调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态.误差修正方程的成立进一步说明,尽管在短期内,城市非正规就业与城市化增长之间存在波动关系,但长期来看,城市化系统存在一种调节机制维持非正规就业对城市化发展的推动作用.

4.3 非正规就业对城市化的作用机制分析

这种调节机制可从非正规就业对中国城市化作用的两个过程来理解(图4).第一个过程是农村人口向城市地区的转移.自1990年以后,城乡人口流动管制的解除推动大量的农村剩余劳动力从农业部门转移出来进入城市部门,但由于城市就业机会不足,户籍制度歧视以及劳动技能低下等原因,这些劳动人口并不能全部进入城市正规部门,大部分进入了对技能要求较低,易进入的非正规部门,从而得以在城市生存和谋求进一步发展.调查指出,中国城市大部分农民工从事着各种各样的非正规就业活动[35].从这个过程看,非正规就业通过吸收正规经济无法吸收的乡城转移人口推动城市化发展,使城市化即使在就业增长有限的条件下也得以稳定进行.非正规就业的存在应视为中国快速城市化发展的一个条件.
Fig. 4 The roles of urban informal employment in the urbanization

图4 城市非正规就业对城市化的作用

第二个过程是劳动力在正规就业与非正规就业之间的流动.一方面,伴随现代经济的扩大,正规部门吸收了来自非正规部门的部分劳动力,使非正规部门得以继续保持吸收低技能进城农村劳动力的能力.换言之,非正规就业通过其与正规就业的联系保持其对城市化的作用,因此如误差修正方程所表明的,促进正规就业发展对推动城市化平稳进行具有重要意义.另一方面,非正规部门也接收从正规部门流出的劳动力,在其他发展中国家,这主要体现在经济不景气时大量被解雇的工人转入非正规就业,而在中国,主要体现是经济结构调整和国有企业改革导致的大量下岗工人在非正规部门实现了再就业[36].因此,从这个过程看,非正规就业对城市化的推动体现在对农村剩余劳动力最终进入正规部门所发挥的"桥梁"作用以及承接被正规劳动力市场挤出的失业人口所发挥的就业"蓄水池"作用.

5 结论与讨论

本研究的贡献体现在两个方面.第一,利用全国私营企业抽样调查数据,合理确定了私营企业中的非正规就业比例,从而较为准确地估算了中国城市非正规就业的规模.第二,虽然对非正规就业的效应已有许多研究,但关于对城市化的作用尚未得到验证.通过构建协整和误差修正模型,把非正规就业纳入城市化发展的讨论,论证和解释了非正规就业对中国城市化的作用.研究表明,虽然短期内非正规就业与城市化之间存在波动关系,但长期而言,非正规就业对城市化具有显著的推动作用,非正规就业每增长1%,将推动城市化水平提高0.1%.非正规就业对城市化的作用机制体现在推动农村人口向城市地区的转移过程与劳动力在正规就业与非正规就业之间的流动过程.长期看,非正规就业对城市化的作用程度略微大于正规就业;而短期看,正规就业对城市化发展波动的影响要大于非正规就业.这意味着非正规就业的存在和正规就业发展的平稳对稳定的城市化过程具有重要意义.
长期以来,中国城市化的基本矛盾是庞大的农村劳动力供给与有限的城市吸纳力之间的矛盾[37].未来一段时期中国每年需要就业的城市劳动力达2400万,而每年新增的就业岗位只有1200万[38],表明这个矛盾还将继续存在.本文认为,发展非正规就业能有效缓解这个矛盾,保障社会稳定.对政策上的重要启示是,应认识到中国城市化面临的不完全是就业供给不足的"失业"问题,而更多是如何应对缺乏保障的非正规"就业"问题.发展非正规就业不是简单地容忍其存在,而是要推动非正规就业者的正规化,解决非正规--正规二元城市就业的融合问题,这应成为新型城镇化政策的一个重要部分.
关于非正规就业及其与城市化的关系还有许多问题值得深入研究.首先,数据获取是非正规研究领域的最大难题,如何结合人口和劳动力普查数据对非正规就业结构开展分析是未来研究需要改善的一点.其次,虽然初步分析了非正规就业发展的区域差异,但对中国非正规就业的空间格局及其机制还需要系统的研究.第三,针对非正规就业与城市化的关系,需要进一步追问的是:在不同区域条件或发展阶段下,非正规就业对城市化的作用是否存在差异?原因是什么?非正规就业的作用在城市化达到什么水平时开始加强或减弱?对这些问题的研究将深化认识城市化的非正规就业动力,为各地区制定与其发展阶段相适应的非正规就业政策提供依据.

The authors have declared that no competing interests exist.

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Akinwale A A.The informal sector as a catalyst for employment generation in Lagos State, Nigeria. African and Asian Studies, 2012, 11(3): 315-344.Abstract Unemployment remains high in Nigeria due to disintegration between the formal and informal sectors, among other factors. While the unemployed largely focus on the formal sector in search of jobs, there is inadequate interest in the informal sector. Yet, this sector provides livelihoods for the majority of the population. This paper examines the informal sector as a catalyst for generating employment in Lagos State, Nigeria, using the Social Capital Theory and a descriptive survey research design. Data were collected from 480 apprentices, 40 masters, 20 journeymen, and 120 members of various communities through a structured questionnaire, Key Informant Interviews and Focus Group Discussions, respectively. The findings showed that 64.8 percent of the respondents reported parental sponsorship of vocations in the informal sector, 14.2 percent of the respondents were self-sponsored, and the remainders (18.5 percent and 2.5 percent) were reportedly sponsored by their relatives and masters. Awareness of opportunities for self employment in the informal sector was demonstrated by 71 percent of the respondents. However, 66.3 percent of the respondents thought that schooling could be better than vocations in the informal sector. Mothers’ occupation significantly associated with individuals’ choice of vocation in the informal sector (χ2= 33.71; P 0.05). Planning for self employment was significantly influenced by several factors including gender, age, mothers’ occupation, career plan, and satisfaction within the informal sector (t = 19.247, P < 0.01). The informal sector is vital for survival of youth in Lagos State, Nigeria. This sector should be supported for poverty eradication and entrepreneurial development.

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徐蔼婷. 非正规部门生产规模及其影响的统计研究. 杭州: 浙江工商大学出版社, 2014.

[Xu Aiting.Statistical Study on the Production of Informal Sectors and Its Effects. Hangzhou: Zhejiang Industry and Business University Press, 2014.]

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黄耿志, 薛德升, 谢妍翰. 非正规就业: 女性人力资本积累的一种方式. 地理研究, 2011, 30(4): 699-708.非正规就业对女性的影响一直是非正规就业研究的重点,其中许多研究认为,从事非正规就业的女性往往难以实现向上发展而强化了自身弱势地位。这类研究忽视了非正规性的多样化性质,过度地强调了非正规就业对女性的负面影响。本研究以广州市芳村茶叶市场茶艺表演业为例,使用观察、问卷调查和深度访谈的方法研究了非正规就业对女性人力资本积累与向上流动的积极作用。研究表明:芳村茶叶市场是一个女性非正规就业集聚区,其中的非正规女性茶艺表演者可利用其就业过程中的非正规培训、正规培训和职业资格认证制度有效地实现人力资本积累,并最终可能进入高级、正规劳动力市场或实现自我创业。有关非正规就业对女性产生的影响需要考虑非正规性本身的多样性,而不宜一概而论。

[Huang Gengzhi, Xue Desheng, Xie Yanhan.Role of the informal employment: A way of human capital accumulation for female labors. Geographical Research, 2011, 30(4): 699-708.]

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薛德升, 黄耿志. 管制之外的"管制": 城中村非正规部门的空间集聚和生存状态. 地理研究, 2008, 27(6): 1390-1397.<p>国内外现有的研究认为,无管制或缺少管制是非正规经济或非正规部门的核心特征。我国城市中的城中村是非正规部门最为集中的区域。选取广州市海珠区的下渡村这一典型案例,对非正规部门的&quot;管制&quot;状况进行了深入调查研究。发现在我国经济转型与快速城市化的背景下,城中村有宽松的管制环境、廉价的住房市场和良好的区位等条件,吸引了大量的非正规部门。但这些城中村的非正规部门并非完全处于管制之外,而是生存于一种管制之外的特殊&quot;管制&quot;之中。这种&quot;管制&quot;表现为一个以政府力量为主导,地方自治组织、地痞组织、本地村民和周围居民等多方力量共同作用的复杂结构,深刻而切实地影响着非正规部门的生存状态。</p>

[Xue Desheng, Huang Gengzhi.Regulation beyond formal regulation: Spatial gathering and surviving situation of the informal sectors in urban village. Geographical Research, 2008, 27(6): 1390-1397.]

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都阳, 万广华. 城市劳动力市场上的非正规就业及其在减贫中的作用. 经济学动态, 2014, (9): 88-97.本文利用城市住户抽样调查数据 (CULS),对城市居民和外来人口的贫困进行了仔细的度量,结果显示,如果以家庭人均收入衡量,总体的城市贫困发生率达4.15%,而外来人口的贫困发 生率为5.65%,较之本地居民高出1.8个百分点。尽管农民工在非正规岗位上就业的比例呈下降趋势,但他们仍然构成了城市劳动力市场上非正规就业的主要 部分。对于处于收入分布底端的家庭而言,来自劳动力市场的收入,特别是非正规就业的收入对于减贫有着显著的作用。对政策制定者而言,这意味着在城市反贫困 的进程中,应当充分利用非正规就业,而不是简单地将其正规化。

[Du Yang, Wan Guanghua.Informal employment in urban labor market and its roles in poverty alleviation. Economy Dynamics, 2014, (9): 88-97.]

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黄宗智. 中国发展经验的理论与实用涵义: 非正规经济实践. 开放时代, 2010, (10): 134-158.对中国经济改革的理解主要来 自"新制度经济学",特别强调市场化的私有公司以及相关法律所起的作用;Andrew Walder和钱颖一等则指出,地方政府,尤其是其乡村企业,扮演了关键的角色。但两种分析都不能解释20世纪90年代中期以来的经验:发展的主要动力变 为地方政府在"招商引资"的竞争下为外来企业所提供的大力支持。它们普遍用低于其成本的土地和配套基础设施,另加各种显性和隐性补贴以及税收优惠,并允许 绕过国家劳动和环保法律来招引外来投资。正是它们的这种非正规实践以及伴之而兴起的庞大的非正规经济,而不仅是外来企业,才是中国惊人的GDP增长的主要 动力,同时也是其日益加剧的社会与环境危机的来源。本文的分析来自历史+理论的视角,所指向的是对中国改革经验的新的理解和实用措施。

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[Huang Zongzhi.Theory and practical implications of China's development experience: Informal economy practices. Open Times, 2010, (10): 134-158.]

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胡鞍刚, 马伟. 现代中国经济社会转型: 从二元结构到四元结构(1949-2009). 清华大学学报: 哲学社会科学版, 2012, 27(1): 16-30.中国的特殊国情使中国经济社会转型的历史轨迹也不同于其他国家的演变道路,而是经历了一条独特的工业化与城市化道路：一是1840—1948年从传统农业解体到城乡二元经济社会结构的漫长演变阶段;二是1949—1977年计划经济体制下的城乡二元经济社会结构分割和强化阶段;三是1978—1991年农村改革和农村工业化迅速发展所伴随的二元经济社会结构开始解体并逐步转向三元经济社会结构,即农业部门、乡镇企业部门、城镇正规部门;四是1992年之后建立和完善社会主义市场经济体制和城市化迅速发展所伴随的四元经济社会结构。面对新的四元结构,中国未来发展的基本方向就是城乡一体化、城市内部一体化、农村内部一体化,即经济社会一体化、趋同化和现代化,这就要求不断促进农业现代化、农村工业集聚化、农民工市民化、城乡居民基本公共服务均等化,真正实现＂共同富裕＂的社会主义现代化。

[Hu Angang, Ma Wei.Social and economic transformation in modern China: From two-sector to four-sector (1949-2009). Journal of Tsinghua University: Philosophy and Social Sciences, 2012, 27(1): 16-30.]

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Yuki K.Urbanization, informal sector, and development. Journal of Development Economics, 2007, 84(1): 76-103.

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Elgin C, Oyvat C.Lurking in the cities: Urbanization and the informal economy. Structural Change and Economic Dynamics, 2013, 27(12): 36-47.Recent studies on the functional organization and operational principles of the motor cortex (MCx), taken together, strongly support the notion that the MCx controls the muscle synergies subserving movements in an integrated manner. For example, during pointing the shoulder, elbow and wrist muscles appear to be controlled as a coupled functional system, rather than singly and separately. The recurrent pattern of intrinsic synaptic connections between motor cortical points is likely part of the explanation for this operational principle. So too is the reduplicated, non-contiguous and intermingled representation of muscles in the MCx. A key question addressed in this article is whether the selection of movement related muscle synergies is a dynamic process involving the moment to moment functional linking of a variety of motor cortical points, or rather the selection of fixed patterns embedded in the MCx circuitry. It will be suggested that both operational principles are probably involved. We also discuss the neural mechanisms by which cortical points may be dynamically linked to synthesize movement related muscle synergies. Separate corticospinal outputs sum linearly and lead to a blending of the movements evoked by activation of each point on its own. This operational principle may simplify the synthesis of motor commands. We will discuss two possible mechanisms that may explain linear summation of outputs. We have observed that the final posture of the arm when pointing to a given spatial location is relatively independent of its starting posture. From this observation and the recurrent nature of the MCx intrinsic connectivity we hypothesize that the basic mode of operation of the MCx is to associate spatial location to final arm posture. We explain how the recurrent network connectivity operates to generate the muscle activation patterns (synergies) required to move the arm and hold it in its final position.

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Williams C C, Round J.Beyond negative depictions of informal employment: Some lessons from Moscow. Urban Studies, 2007, 44(12): 2321-2338.Informal employment is conventionally viewed as residual, marginal and sweatshop-like work that impairs urban economic development and social cohesion. Reporting data from 313 interviews conducted with Moscow households during 2005/06, this negative reading is found to apply to just one segment of the informal labour market in this post-socialist city - namely, informal waged employment. Examining the multiple types of informal employment conducted on an own-account basis, more positive impacts emerge of this sphere as the key seedbed for enterprise development and principal mechanism for delivering community self-help. The outcome is a call for a finer-grained understanding and more nuanced policy approach towards informal employment that recognises its plurality of forms and their varying consequences for economic development and social cohesion.

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黄耿志, 薛德升. 国外非正规部门研究的主要学派. 城市问题, 2011, (5): 85-90.根据所依据的理论思想，将当前非正规部门的主要理论学派划分为二元主义、新马克思主义和新自 由主义，对其核心观点、存在的争论及综合途径进行了分析。认为非正规部门的多样性和地理差异性既是争论产生的主要原因，也是实现理论综合的基础。据此从特 定地理背景与非正规经济发展之间的关系、非正规经济体系与非正规经济政策建议三方面探讨了我国非正规部门理论研究的议题。

[Huang Gengzhi, Xue Desheng.Mainstream perspectives on the studies of informal sectors. Urban Problems, 2011, (5): 85-90.]

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International Labor Organization.. 2015-11-01.

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[Gao Tiemei.Econometric Analysis Methods And Modeling. Beijing: Tsinghua University Press, 2014.]

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李强, 唐壮. 城市农民工与城市中的非正规就业. 社会学研究, 2002, (6): 13-25.中 国人似乎好走极端 ,从 2 0世纪 5 0年代初到 80年代初 ,中国在城市里曾创造了一种超强度的“正规”就业模式 ,通常被称为“铁饭碗” ,即由政府劳动部门或学校分配工作、终身在一个单位中就业的体制。然而 ,自 80年代初改革以来 ,中国城市中却日益增长着另一种完全相反的就

[Li Qiang, Tang Zhuang.Urban peasants-workers and urban informal employment. Sociology Research, 2002, (6): 13-25.]

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任远. 完善非正规就业"上海模式"的思考. 社会科学, 2008, (1): 119-125.1996年上海市从国际劳工组织引入"非正规就业"概念,通过政府的扶持和带动,建设"非正规就业劳动组织",形成了非正规就业的"上海模式",其核心特征是政府主导和政府运作.这一模式在具体运行中发挥了一定的经济和社会效应,但是也存在着一些弊端,改革和完善"上海模式"的建议包括:扩大对各类非正规就业管理的覆盖面;加强对各种非正规就业管理的规范性;推动非正规就业的创业孵化作用、向中小型企业转制;加强社会力量和市场力量对非正规就业发展的调节与管理作用.

[Ren Yuan.Thoughts on the improvement of informal employment of Shanghai Mode. Social Sciences, 2008, (1): 119-125.]

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周一星. 城市地理求索: 周一星自选集. 北京: 商务印书馆, 2010.城市地理之于城市规划，更像是城市研究与城市实践之间的关系。中国地理学会城市地理专业委员会前任主任、北京大学周一星教授的自选集，固然是其一生学术研究的总结．对于当前诸多从事城市规划工作和研究的人士而言．未尝不是一本夯实理论基础的教程。

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