非正规部门的产出效应研究结果

作为一个生产部门，非正规部门势必对社会产品的总供给形成冲击，构成产出效应。究竟非正规部门的产出效应有多大？本章将基于非正规部门总量和增速分析、非正规部门产出弹性分析、非正规部门对社会总产出的贡献度和拉动度分析等角度对浙江省非正规部门的产出效应进行全方位参察。

非正规部门的发展势必对国民经济系统产生系列影响。作为社会商品的供给者，非正规部门的发展将对全社会总供给形成冲击，构成产出效应；作为劳动岗位的提供者，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击，构成就业效应；作为货币收入的来源，非正规部门的发展将对居民收入水平和收入分布，尤其是贫困人口数量变化形成冲击，构成收入效应；等等。就其综合效应而言，现有文献并未达成一致意见，各不相同的观点蕴含着不同的政策含义。

一、威胁观与政策含义

该类文献视非正规部门为国民经济健康发展的威胁因素，认为其规模的扩张将阻碍整体经济的增长。Clotfelter（1983）、Crane等（1987）、Hill等（1996）、Loayza（1997）、Johnson等（1998）、Caragata等（1998）、Orlando （2001）、Acemoglu等（2001）等研究表明，非正规部门具有“低收入、低生产效率、低政府规制”的三低特征，其规模的拓展将极大地抑制正规部门企业的有效投资，减缓先进技术与生产力的转化进程。同时，非正规部门的存在和发展造成政府税收收入的大量流失、加重财政赤字，致使基础设施和社会公共服务的财政支出缩减，进而阻碍经济增长（Loayza，1997）；Read和Staines（2004）更是明确指出，非正规部门规模的增长是政府规制能力下降的体现，只有让其归入正规部门才能为经济发展做出贡献；[1]Mbeki（2003）认为非正规部门不具有充足的自身积累，无法实现较高的投资率以满足经济快速增长的需要，终将阻碍整体经济的发展。[2]

麦肯锡全球研究所（MGI）归纳了非正规部门阻碍经济增长的两种途径:①通过“低效率陷阱”降低整体生产部门的效率。由于缺乏技术创新，非正规部门企业往往具有较低的生产效率。MGI（2006）调查表明，与正规部门的平均生产效率相比，非正规部门的生产效率往往只有前者的50%。此外，为逃避政府规制，企业主具有强烈维持微小规模的动机，这又进一步束缚了企业技术创新能力的提升，致使非正规部门企业陷入“低效率陷阱”，从而降低生产部门的整体效率。②通过“低成本优势”加剧市场竞争的不公平性。MGI（2006）指出，鉴于不需支付额外的税费，非正规部门企业具有相对低的生产成本，可以更低的售价参与产品的市场竞争，冲击原本属于正规部门企业的市场份额，这不仅破坏了市场竞争的公平性，更挫伤了正规部门企业加大投资和提高生产率的积极性，进而影响整体经济的增长。[3]据此，“抑制非正规部门规模，积极促使其正规化”便构成了政府制定相关政策的主导原则，而适当的财政管理体制改革、适当降低正规部门企业的准入门槛将有助于非正规部门企业向“正规化”过渡，从而促进经济增长（De　Soto，1998）。[4]

二、促进观与政策含义

与威胁观截然不同，该类文献视非正规部门为一灵活而富有创新性的生产部门，认为非正规部门的存在是国民经济健康发展的表现，其规模的扩张将带动相关产业和整体经济的增长。Moser（1978，1984）、Tokman （1978）、Bromley（1979）、Scott（1979）、Gerry和Birkbeck（1981）、Castells和Portes（1989）、Mckeever（1998）、Mlinga和Wells（2002）等认为非正规部门生产并非属于边缘经济，而是与正规部门生产相互依赖、不可分割的部分，两部门企业的生产效率并不具有显著差异，只有两者共存才可有效满足细分市场中不同群体的消费需求。更为重要的是，由于具有微小的规模，非正规部门企业往往具有较强的灵活性和快速应变能力，能够实现以较低的资本投入实现大量产品的产出，在食品、维修服务、贸易、运输等行业已成为市场供给的主体。同时，非正规部门企业能为中低收入阶层的居民提供廉价的产品，有利于中低收入阶层的居民增加家庭储蓄，从而加速社会资本积累，促进经济增长。ILO（2002）也曾分析了非正规部门对经济增长的两方面贡献:一方面，作为生产部门，非正规部门能创造产出，其规模的持续扩张本身就意味着经济增长；另一方面，在许多国家，非正规部门相对低的成本可促进相关产业，包括部分出口主导产业的发展。[5]据此，“支持非正规部门，促使其规模扩张”便构成了政府制定相关政策的指导原则，为非正规部门提供信贷支持、降低税收负担、创造公平的市场竞争环境等措施将促进其规模扩张。

三、折中观与政策含义

第三类观点较为折中，该类文献一方面对非正规部门的产出效应极为推崇，认为非正规部门的存在和发展具有不可忽视的重要性；另一方面亦承认非正规部门的低效，认为其规模的扩展是劳动力市场缺乏效率的直观体现。Cornia等（1987）、Portes等（1989）、Evers和Mehmet（1994）、Ellis （1998）、Livingstone（2000）、Reardon等（2000）、Lanjouw等（2001）、Sudarshan和Unni（2003）、Remco等（2009）均持折中观点，承认非正规部门具有损害国家利益、扰乱市场竞争环境、降低整体经济效率等负面影响，也肯定非正规部门在增加供给、提高居民的可支配收入（特别是低收入者）、满足中低收入者的消费需求、减少失业、缓冲经济衰退等方面的重要作用。

目前，以第三种观点最为流行，尤其受到发展中国家的普遍认同。国内文献也倾向于支持第三种观点，认为中国的非正规部门具有双重影响。就其正面影响而言，Reimer（2006）、陈淮（2001）、夏南新（2002）等学者的观点为:①为低收入者提供了就业机会，就业效果的社会分配有利于社会底层；②提供廉价的消费品和劳务服务，与正规部门实现互补；③能充分利用本地资源，可构成税收和管制所带来低效的有效缓冲；④能够加快城市化水平，促进市场机制发育和产业结构升级。就其负面影响而言，夏兴园（1993）、夏南新（2001，2002）、蔡昉和王美艳（2004）、肖文和李黎（2001）、张华初（2002）、张向达（2002）、张杰和马斌（2004）等学者的观点为:①逃避纳税和社会福利支付，可能导致财政恶化及税率上升；②扰乱社会资源的合理配置，可能导致资源分配结构的畸形化和不良化；③不正当地参与国民收入的分配，导致收入分配结果的不平等；④降低社会保障的覆盖率，加重国家未来的负担；⑤劳资关系不稳定，运行机制和形式不规范；⑥影响城市环境和公共卫生，引发社会问题；⑦降低官方统计数据的准确性。就如何引导我国的非正规部门的发展而言，黄宗智（2009）等学者认为需要重新界定政府的作用和干预尺度，从“无所不管”转向“有限领域”，从“过度干预”转向“适度干预”，从公共服务的“缺少干预”转向“加强干预”，张彦（2010）等学者指出，对于非正规就业，正确的社会政策的制定和执行要着眼于“扬长避短”这四个字，舍此，将难免出现偏差和非预期后果。

诸多调查表明了非正规部门具有强大的产出功能，尤其是发展中国家，如联合国（1995）调查显示，赞比亚1/3的总产值，印度尼西亚1/2的工业、运输业和服务业总产值均由非正规部门创造；在多数亚洲国家，非正规部门创造的产值占运输业总产值的30%—40%、服务业总产值的20%—60%；[6]世界银行（1996）的调查表明，大部分西非国家的非正规部门对GDP的贡献已超过30%，特别是乍得和几内亚，高达66%和62%；基于大范围的抽样调查，ILO（2002）得出“非正规部门创造的产出分别占北非国家、拉丁美洲国家、亚洲国家、撒哈拉以南非洲国家非农GDP（Non－agricultural　GDP）的27%、29%、31%、41%”的结论，详细情况参见表4－1。[7]类似的结论还来自Charmes（2000，2006）、ESCAP（2008）、Portia等（2008）和Brautigam等（2008）等的研究。Hussmanns（2004）指出，非正规部门对创造收入和减少贫困具有显著的贡献，尤其在发展中国家和经济转型国家；[8]Gennari（2005）也认为无论是农村地区还是城市地区，非正规部门生产是提供产出、创造就业和收入机会的主要形式；[9]Muwonge等（2007）对乌干达非正规部门的研究发现，36%的住户家庭从事非正规部门生产，创造了占销售总量87%的奇迹；而Bhaskar　Marg等（2009）也不禁对印度非正规部门“创造了占总额62%的GDP，积累了50%的国民储蓄，形成了占总额的40%出口量，吸纳了93%的劳动力，提供了83%的非农就业岗位”的强大功能啧啧称奇。

表4－1　ILO（2002）对部分国家非正规部门产出的调查（1990—2000）

一、非正规部门和全社会实际总产出的总量和增速分析

非正规部门的产出效应既表现为非正规部门产出的数量，也表现为非正规部门产量的增长速度。为定量分析非正规部门对产出增长的贡献，笔者仍以浙江省为例展开探讨。需要说明的是，为满足指标统计口径一致性的分析需要，选择“社会总产出”指标来衡量国民经济的整体供给能力，以“劳动力投入分析法”的估算结果度量非正规部门的产出能力。[10]更为重要的是，为更有效地测度非正规部门对总产出增长的实际贡献，将官方发布的“社会总产出”数据进行了拓展，与“未被观测的非正规部门产出”加总以形成“全社会实际总产出”指标:

全社会实际总产出＝社会总产出＋未被观测的非正规部门产出　（4－1）

1990—1999年“浙江省社会总产出”数据源自历年《浙江年鉴》，2000—2009年数据源自《浙江统计年鉴2010》，1990—2009年浙江省非正规部门产出（即生产规模）、未被观测的非正规部门产出、总产出以及形成的全社会实际总产出数据如表4－2所示。

表4－2　浙江省非正规部门产出和全社会实际总产出

续　表

记非正规部门产出为“ISPt”、全社会实际总产出为“SJPt”，ISPt、SJPt的趋势图和lnISPt、lnSJPt散点图分别如图4－1、图4－2所示。图4－1显示，1990—2009年间，随着非正规部门产出的增加，浙江省全社会实际总产出也不断增加，两者的产出增加方向基本一致。从各年度的增量角度看（表4－3），1991—2000年间，非正规部门的年均增量从前5年的564.01亿元扩增至后5年的917.32亿元，增幅高达62.64%；同期的全社会实际总产出年均增量从2006.39亿元发展至2235.24亿元，增幅为11.41%；21世纪以来，非正规部门的年均增量从前5年的561.62亿元发展至后4年的681.19亿元，增幅为21.29%；而同期的全社会实际总产出年均增量却从5201.57亿元迅速提升至8635.49亿元，增幅超过66%。可见，非正规部门对全社会实际总产出增长的贡献并非均匀:非正规部门产出增加较快的年份，全社会实际总产出的增幅相对缓慢；相反，非正规部门产出增长较慢的年份，全社会实际总产出的增幅却相对提升。

图4－2显示，lnISPt和lnSJPt具有较强的正相关关系，两者的相关系数高达0.9683，表明非正规部门对全社会总产出增长有明显的促进作用，其并非平衡的曲线走势也进一步显示出非正规部门对全社会实际总产出增长的促进“并非匀速”。

表4－3　1991—2009年各时间段ISPt与SJPt年均增量

图4－1　1990—2009年浙江省ISPt、SJPt发展趋势图

图4－2　1990—2009年浙江省lnISPt、lnSJPt散点图

图4－3　1990—2009年浙江省ISPt增长速度和SJPt增长速度趋势图

图4－3描述了浙江省非正规部门产出增长速度和全社会实际总产出增长速度的发展变化趋势。从两者的关系上看，一个较为显著的特点是，1990—2009年非正规部门产出随全社会实际总产出变动呈周期性的波动。总体上看，非正规部门产出增长速度与全社会实际总产出增长速度的变动方向和发展步调较为一致。在非正规部门产出增长速度较快的年份，全社会实际总产出的增长速度也呈上升趋势，而在非正规部门产出增长速度放慢，甚至出现负增长的年份，全社会实际总产出增长率也趋于放缓。只是非正规部门产出的增长速度变化幅度更大，并且其在时间上具有领先于全社会实际总产出增长变化的趋势。很明显，非正规部门产出的增长促进了全社会实际总产出的增长。

二、非正规部门的产出弹性分析

为揭示非正规部门产出增长对全社会实际总产出增长作用的大小，可对非正规部门的产出弹性进行分析。非正规部门的产出弹性（记为TISPt）是非正规部门产出增长速度（记为GISPt）与全社会实际总产出增长速度（记为GSJPt）之比，表示非正规部门产出增长1个百分点带动全社会实际总产出增长的百分点数。

1991—2009年，浙江省非正规部门产出弹性的变化发展趋势如图4－4所示。总体来看，非正规部门产出与全社会实际总产出的关系较为密切，非正规部门产出的增长推动了全社会实际总产出的增长。除1998年、2002年、2004年和2005年之外的年份，非正规部门产出弹性都大于零，其平均值为0.99，这说明非正规部门产出每增长1个百分点将带动全社会实际总产出平均增长0.99个百分点，推动力较为强劲。[11]

表4－4显示了各时间段的产出弹性情况，总体来看，非正规部门对全社会实际总产出增长的促进作用具有明显的时间特征:1991—2000年间，强劲的非正规部门产出增长速度致使其具有相对高的产出弹性。其中，1991—1995年，非正规部门产出的年均增长速度高达50.39%，超过全社会实际总产出增长速度13.35个百分点，非正规部门平均产出弹性为1.42，表明非正规部门产出1个百分点的增长就带动1.43个百分点的全社会实际总产出增长；尽管非正规部门产出增长速度和全社会实际总产出增长速度在1996—2000年均有所放缓，但非正规部门仍具保持着5.78个百分点的产出增长优势，其平均产出弹性仍然高达1.43，非正规部门显然成为促进全社会实际总产出增长的一个不可忽视的动力源。相比之下，2001—2009年间，非正规部门相对低的产出增长速度致使其产出弹性显著降低。其中，2001—2005年，非正规部门的产出增长速度较为缓慢，其平均产出弹性降为0.40，与1996—2000年相比，其降低幅度超过1个百分点；2006—2009年间，由于仍然维持相对缓慢的增长速度使得非正规部门对全社会实际总产出增长的促进作用基本与前5年持平，即非正规部门产出每增长1个百分点带动全社会实际总产出增长0.42个百分点，其平均产出弹性比1991—2009年的平均值低0.57个百分点。

表4－4　1991—2009年各时间段年均TISPt

图4－4　1990—2009年浙江省非正规部门产出弹性TISPt发展趋势图

三、非正规部门对全社会实际总产出的贡献度与拉动度分析

为分析非正规部门对全社会实际总产出的拉动作用，可通过计算非正规部门对全社会实际总产出增长的贡献度和拉动度两个指标来做定量分析。记非正规部门对全社会实际总产出增长的贡献度为“GXDt”，是指一定时期内非正规部门产出的增量与全社会实际总产出的增量之比，用以反映全社会实际总产出增长中由非正规部门产出增加所起的拉动程度；记非正规部门对全社会实际总产出增长的拉动度为“LDDt”，是GXDt与全社会实际总产出增长速度之乘积，用来表明全社会实际总产出增长速度中由非正规部门贡献的相对程度。1991—2009年，浙江省非正规部门对全社会实际总产出增长的贡献度与拉动度的计算结果如图4－5和图4－6所示。

总体来看，非正规部门为浙江省全社会实际总产出的增长做出了较大贡献，20年间年均贡献度和拉动度分别为15.83%和3.00%，表明15.83%的全社会实际总产出增长由非正规部门贡献，在18.97%的全社会实际总产出年均增长速度中，有3个百分点是由非正规部门拉动的。分年度看（图4－5），非正规部门的贡献度呈现较为剧烈的波动，尤其从1998年的最小值－83.00%转而升至1999年的最大值64.85%，提升幅度高达147.85%；[12]更具体地看，非正规部门对全社会实际总产出增长的贡献度也体现出明显的时间特征（表4－5）:1991—2000年间，其贡献度和拉动度均显著高于2001—2009年，其中，1991—1995年，非正规部门的年均贡献度为28.11%，拉动度也高达10.41%，分别比20年年均贡献度和年均拉动度高12.28个百分点和7.41个百分点；在接下来的5年间，非正规部门的贡献继续提升，其年均贡献度和年均拉动度达41.04%和5.54%，表明接近一半的全社会实际产出增长源自非正规部门的强劲贡献。相比之下，2001—2009年间，非正规部门的贡献相对较小，其中，2001—2005年，非正规部门的年均贡献度和年均拉动度为10.80%和1.72%，分别比20年年均贡献度和拉动度低5.03个百分点和1.28个百分点；2006—2009年，非正规部门的贡献度继续下降，其年均贡献度和年均拉动度分别降至7.89%和1.11%。

图4－5　非正规部门对全社会实际总产出增长的贡献度GXDt发展趋势图

图4－6　非正规部门对全社会实际总产出增长的拉动度LDDt的发展趋势

表4－5　1991—2009年各时间段年均GXDt和年均LDDt

为探索非正规部门产出与全社会总产出之间的长期均衡关系，笔者运用协整技术对1990—2009年浙江省lnISPt与lnSJPt的关系进行检验。协整分析（Co－integration　Analysis）是研究经济变量长期关系较先进的分析工具，其涉及一组非平稳变量但一起漂移的变量，共同漂移使得变量间存在长期均衡关系成为可能。为防止出现“伪回归（Spurious　Regression）”现象，协整分析从检验时间序列的非平稳性入手，探求非平稳变量间蕴含的长期均衡关系，为非平稳时间序列的建模提供了良好的解决方法。

一、非正规部门与全社会总产出的协整检验

1.ISPt与SJPt序列的平稳性检验(www.xing528.com)

检验变量序列是否稳定的过程称为单位根检验（Unit　Root　Test）。平稳序列将围绕一个均值波动，并有向其靠拢的趋势，而非平稳过程则不具有这个性质。单位根检验方法很多，一般有DF、ADF检验和Philips非参数检验（PP检验），其中基于残差的ADF检验（Augmented　Dickey－Fuller　Test）是最常用的检验方法，检验原理为:通过假定时间序列是一个p阶自回归过程，增加一个滞后的差分项来解决误差项的高阶序列相关问题，检验方程即

其中，α，βt，δj为参数，εt为随机误差项并服从独立同分布的白噪声过程，原假设H0为γ＝1，即yt有一个单位根，是非平稳的，t为趋势因素，采用Mackinnon临界值。最优滞后期p在保证残差项不相关的前提下，同时采用AIC准则与SC准则，选择二者值为最小时的滞后长度为最佳时滞。

图4－2描述了1990—2009年浙江省lnISPt与lnSJPt的发展趋势。很明显，该两个序列在一定程度上是一起漂移的，说明二者可能存在协整关系。笔者采用ADF检验法对变量lnISPt与lnSJPt以及它们的一阶、二阶差分序列进行平稳性检验，检验结果如表4－6所示。结果显示，二阶差分后的lnISPt与lnSJPt序列是平稳的，即两者均为二阶单整序列，由此可进一步检验变量之间的协整关系。

表4－6　lnISPt与lnSJPt平稳性检验结果[13]

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2.ISPt与SJPt序列的协整检验

目前关于协整关系的检验与估计存在许多技术模型，如Engle－Granger两步法、Johansen极大似然法、频域非参数谱回归法等，笔者选择Engle－Granger两步法对变量进行协整分析。Engle－Granger两步法考虑了如何检验具有同阶单整变量间的无协整关系问题。该法用普通最小二乘法（OLS）估计这些变量之间的平稳关系系数，然后用单位根检验来检验残差，如果拒绝存在单位根的零假设则表明变量之间存在协整关系。

笔者利用普通最小二乘法对如下回归方程进行参数估计:

估计结果如下:

其中，R2＝0.993664＝0.992872，DW＝1.679025，LM（1）＝0.7798，LM（2）＝0.4352。

表4－7　lnISPt与lnSJPt协整检验结果

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模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。若变量序列lnISPt与lnSJPt存在协整关系，则模型估计式的残差序列E应具有平稳性。对E做单位根检验，其ADF检验值为－3.5098，小于显著水平为1%和5%的临界值，因此残差序列为平稳序列，这表明变量序列lnISPt与lnSJPt之间存在协整关系，而且是唯一的。lnISPt与lnSJPt长期关系的拟合效果，如图4－7所示。

协整关系所对应的长期关系方程（4－4）具有明确的经济意义，它表示非正规部门产出每增长1%，浙江省全社会实际总产出将增长0.27%，同时说明非正规部门产出与全社会实际总产出之间存在长期稳定的均衡关系。

图4－7　lnISPt与lnSJPt长期关系的拟合效果

二、非正规部门与全社会总产出的因果检验

协整检验可以揭示变量序列之间是否存在长期均衡关系，但无法揭示变量之间是否具有因果关系，Granger因果检验为解决这类问题提供了一种较好的思路和方法。建立非正规部门产出（lnISPt）与全社会实际总产出（lnSJPt）之间的Granger因果关系模型:

其中，k为最大滞后阶数，ε1t，ε2t为误差项。为确定变量的滞后阶数，笔者根据赤池信息准则（AIC）拟合了VAR（3）系统，以此来检验lnISPt和lnSJPt之间的因果关系，结果如表4－8和表4－9所示。可见，非正规部门产出与全社会实际总产出存在着双向因果关系。从长期来看，非正规部门产出是全社会实际总产出增长的Granger原因，而全社会实际总产出的增长也反过来拉动非正规部门产出的增加。

表4－8　VAR（3）系统拟合结果

续　表

表4－9　基于VAR系统的Granger因果检验结果

通过非正规部门综合效应与政策含义的理论归纳，本章基于“非正规部门和全社会实际总产出的总量和增速分析”“非正规部门的产出弹性分析”“非正规部门对全社会总产出的贡献度与拉动度分析”“非正规部门与全社会总产出的协整检验”和“非正规部门与全社会总产出的因果关系检验”等角度，运用水平分析、速度分析、弹性分析、协整检验、Granger因果关系检验等方法全方位地考察了非正规部门的产出效应。

总量和增速分析表明，非正规部门产出增长速度与全社会实际总产出增长速度的变动方向和发展步调较为一致。在非正规部门产出增长速度较快的年份，全社会实际总产出的增长速度也呈上升趋势，而在非正规部门产出增长速度放慢，甚至出现负增长的年份，全社会实际总产出增长率也趋于放缓。只是非正规部门产出的增长速度变化幅度更大，并且其在时间上具有领先于全社会实际总产出增长变化的趋势。很明显，非正规部门产出的增长促进了全社会实际总产出的增长。

弹性分析表明，非正规部门产出增长推动了全社会实际总产出的增长。20年间，非正规部门的平均产出弹性为0.99，说明非正规部门产出每增长1个百分点将带动全社会实际总产出平均增长0.99个百分点，具有较强劲的推动力。

贡献度和拉动度分析表明，非正规部门为浙江省全社会实际总产出的增长做出了较大贡献，20年年均贡献度和拉动度分别为15.83%和3.00%，表明15.83%的全社会实际总产出增长由非正规部门贡献，在18.97%的全社会实际总产出年均增长速度中，有3个百分点由非正规部门拉动。

协整分析显示，非正规部门产出和全社会实际总产出之间存在长期稳定的均衡关系。平均来看，非正规部门产出每增长1%，浙江省全社会实际总产出将增长0.27%，同时说明非正规部门产出与全社会实际总产出之间存在长期稳定的均衡关系。Granger因果关系检验得到，非正规部门产出与全社会实际总产出之间存在着双向因果关系。长期来看，非正规部门产出是全社会实际总产出增长的Granger原因，而全社会实际总产出的增长也反过来拉动非正规部门产出的增加。

[1]Read　R，Staines　A，2004，The　Emerging　Role　of　Small　Firms　in　Overcoming Economic　Vulnerability，Working　Paper，University　of　Lancaster，United　Kingdom，presented　at　Islands　of　the　World，Taiwan.

[2]Mbeki　T，2003，Address　of　the　President　to　the　National　Council　of　Provinces （NCOP），November　11，http://www.info.gov.za/speeches/2003/03111115461004.htm.

[3]MGI，2006，Driving　Growth:Breaking　Down　Barriers　to　Global　Prosperity，Harvard　Business　School　Press.

[4]De　Soto　H，1989，The　Other　Path:The　Invisible　Revolution　in　the　Third　Worlds，New　York:Harper　and　Row　Publishers.

[5]ILO，2002，Women　and　Men　in　the　Informal　Economy:A　Statistical　Picture，ILO　publication.

[6]黄乾:《农村劳动力非正规部门的经济学分析》，《中国农村经济》2003年第3期。

[7]ILO，2002，Women　and　Men　in　the　Informal　Economy:A　Statistical　Picture，ILO　publication.

[8]Hussmanns　R，2004，Measuring　the　Informal　Economy:From　Employment　in the　Informal　Sector　to　Informal　Employment，Working　Paper，Bureau　of　Statistics Policy　Integration　Department　International　Labour　Office，Geneva.

[9]Gennari　P，2005，Interregional　Programme　of　Technical　Cooperation　on　the Measurement　of　the　Informal　Sector　and　Informal　Employment，Working　Paper，Regional　Adviser　on　Economic　Statistics，UN　ESCAP.

[10]所谓总产出是指国民经济各部门的常住单位在一定时期内生产的货物和服务的价值总和，反映国民经济各部门生产经营活动的总成果。

[11]1998年非正规部门产出弹性为负值，主要是因为全社会实际总产出下降造成的；2002年、2004年和2005年产出弹性为负值则是由非正规部门产出的小幅下降导致。

[12]1998年非正规部门产出弹性为负的主要原因是受东南亚金融危机的影响，全社会总产出出现了小幅的下降。

[13]（1）检验形式中，c为常数项，t为趋势项，k为滞后阶数；（2）滞后期k的选择标准是以AIC和SC值最小为准则；（3）Δ和Δ2分别表示变量的一阶差分和二阶差分；（4）＊、＊＊、＊＊＊分别表示显著水平为10%、5%、1%的临界值。