非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響

李根麗，尤 亮

（1.華中科技大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,湖北 武漢 430074；2.山西財經(jīng)大學(xué) 國際貿(mào)易學(xué)院,山西 太原 030006）

一、引言

擴大中等收入群體規(guī)模是中國實現(xiàn)共同富裕的基本路徑，也是破解做大蛋糕和分好蛋糕兩難問題的關(guān)鍵鑰匙。然而，中國經(jīng)濟總量雖然躍居全球第二，收入分配結(jié)構(gòu)卻仍呈發(fā)展中國家常見的“金字塔”形，低收入群體規(guī)模龐大，且相當(dāng)大一部分是處于勞動力市場邊緣的非正規(guī)就業(yè)者。與工資收入高且穩(wěn)定的正規(guī)就業(yè)者不同，這些勞動者在各種勞動關(guān)系中一直處于弱勢地位，工資收入低且不穩(wěn)定，即便躋身中等收入階層也屬于“脆弱中等收入人群”。如何提高這類群體的工資收入，防止兩極分化是中國跨越“中等收入陷阱”亟需解決的現(xiàn)實問題，也是實現(xiàn)全體人民共同富裕目標(biāo)需要重視的關(guān)鍵問題。

作為工資收入的重要決定因素，人力資本一直是勞動經(jīng)濟學(xué)家關(guān)注的重點話題。自明瑟從人力資本視角對收入分配進行研究，以及舒爾茨提出人力資本理論以來，傳統(tǒng)人力資本理論學(xué)派均將教育等認知能力視為個體工資收入差異的直接原因，大力發(fā)展教育，全面提升國民教育水平也成為各國長期實施的重要發(fā)展戰(zhàn)略。但隨著教育擴張的持續(xù)推進，越來越多的學(xué)者發(fā)現(xiàn)，教育水平提升在促進勞動者工資收入增長的同時，也在不斷擴大非正規(guī)就業(yè)者與正規(guī)就業(yè)者之間的工資差距（丁述磊，2017）。也就是說，去除歧視等非市場因素對工資差異的影響后，傳統(tǒng)人力資本理論學(xué)派所關(guān)注的教育等認知能力因素對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的貢獻較為有限。相反，長期被忽視的軟技能—非認知能力，卻可能在非正規(guī)就業(yè)者工資收入決定方面發(fā)揮重要作用（Laajaj 等，2019）。

非認知能力也稱人格特質(zhì)，通常指個體想法、感覺和行為的持久性模式，即在特定的環(huán)境和情況下，個體總會出現(xiàn)的固定傾向和趨勢的響應(yīng)方式（Roberts，2009）。已有研究發(fā)現(xiàn)，非認知能力主要通過兩種機制影響勞動者的工資收入。直接機制體現(xiàn)為非認知能力的經(jīng)濟價值，即非認知能力可視為個體稟賦的一部分，直接與勞動生產(chǎn)率相關(guān)（Almlund 等，2011）。間接機制則在于非認知能力能通過影響學(xué)業(yè)成就（Heckman 等，2006）、職位晉升（Edin 等，2017）和就業(yè)渠道（Hilger 等，2018）等間接影響勞動者的工資收入。然而，這些較為一致的研究結(jié)論大多建立在西方發(fā)達國家的市場經(jīng)濟背景之上，且研究對象多為正規(guī)就業(yè)者，非認知能力對中國非正規(guī)就業(yè)者工資收入是否具有影響尚缺乏直接證據(jù)，作用機制及異質(zhì)性也未有研究涉及。對于人力資本結(jié)構(gòu)和薪資決定機制不同于正規(guī)就業(yè)者的中國非正規(guī)就業(yè)者而言，非認知能力對其工資收入是否具有顯著影響？若存在影響，作用機制是什么？在不同群體中又是否存在差異？探討這些問題對于新經(jīng)濟背景下中國全面提升非正規(guī)就業(yè)者就業(yè)能力、縮小收入差距和實現(xiàn)共同富裕具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

基于中國家庭跟蹤調(diào)查（CFPS）2018 年城鎮(zhèn)調(diào)查數(shù)據(jù)，本文在厘清非認知能力與非正規(guī)就業(yè)者工資收入作用關(guān)系的基礎(chǔ)上，利用大五人格模型構(gòu)建非認知能力指標(biāo)，實證研究非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響效應(yīng)，并揭示其作用機制。與已有研究相比，本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下四個方面。第一，研究視角方面，與既有文獻對人力資本工資效應(yīng)的驗證大多集中于傳統(tǒng)人力資本領(lǐng)域不同，本文將研究視野延伸至了新人力資本領(lǐng)域，既從理論上闡述了非認知能力對工資收入的影響，又基于中國勞動力市場數(shù)據(jù)，對二者的作用關(guān)系進行了本土化檢驗。第二，研究對象方面，本文選擇中國勞動力市場上的非正規(guī)就業(yè)者進行分析，彌補了現(xiàn)有文獻研究對象較為單一的不足，研究結(jié)論也為非正規(guī)就業(yè)者工資收入提升提供了理論依據(jù)和經(jīng)驗參考。第三，研究內(nèi)容方面，本文結(jié)合中國勞動力市場上的非正規(guī)就業(yè)者特征，從健康效應(yīng)和職業(yè)匹配效應(yīng)角度對非認知能力工資效應(yīng)的作用機制進行了補充和拓展，并從學(xué)歷和職業(yè)等維度入手，對非認知能力工資效應(yīng)的異質(zhì)性進行了剖析。第四，樣本數(shù)據(jù)選擇上，采用新增非認知能力調(diào)查模塊的CFPS2018 數(shù)據(jù)庫測度非認知能力，相比前人研究選取的指標(biāo)，本文測度的非認知能力誤差更小，數(shù)據(jù)質(zhì)量也更高。

余下部分安排如下：第二部分在文獻回顧的基礎(chǔ)上提出本文的研究假說；第三部分是數(shù)據(jù)說明與模型構(gòu)建，依次介紹數(shù)據(jù)來源、模型和變量定義；第四部分是實證研究結(jié)果與分析，主要對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進行分析，并進行穩(wěn)健性檢驗和機制檢驗；第五部分為進一步分析；最后是本文的結(jié)論與啟示。

二、文獻綜述與研究假說

（一）非認知能力與非正規(guī)就業(yè)者工資收入。上世紀60 年代，以舒爾茨等為代表開創(chuàng)的傳統(tǒng)人力資本理論對經(jīng)濟學(xué)理論發(fā)展產(chǎn)生了重大影響，但其所關(guān)注的“能力”通常被默認為諸如閱讀和計算等與教育有關(guān)的認知能力，對人力資本發(fā)展同樣重要的非認知能力則因數(shù)據(jù)限制被忽視。隨后發(fā)展起來的人力資本修正理論—篩選理論雖然從教育信號視角闡述了教育的經(jīng)濟功能（Spence，1973），但相關(guān)討論仍限制在認知能力的范疇之內(nèi)，非認知能力對工資收入可能產(chǎn)生的影響依然未得到重視。在對傳統(tǒng)人力資本理論“瓦爾拉斯模型”環(huán)境假設(shè)的批判和拓展中，以Bowles 和Gintis（1976）為代表的經(jīng)濟學(xué)家較早關(guān)注并闡述了非認知能力的經(jīng)濟價值。其系列研究均發(fā)現(xiàn)，非認知能力才是提升勞動者個體收入的關(guān)鍵因素。在學(xué)校教育培養(yǎng)的能力中，真正對勞動者市場表現(xiàn)起關(guān)鍵作用的能力是非認知能力，而不是一直被默認的認知能力（Bowles 等，2001）。但直到近年來，新人力資本理論才逐漸打開了以往被視為“黑箱”的能力形成過程。在新人力資本學(xué)派構(gòu)建的廣義人力資本理論框架中，能力不再單一地指向認知能力，而是被區(qū)分為認知能力和非認知能力。非認知能力是與認知能力相關(guān)但又不同的個體特質(zhì)，其既具有獨立于認知能力的經(jīng)濟價值，又能與認知能力互補，共同對勞動者工作表現(xiàn)和工資收入發(fā)揮重要的預(yù)測作用（Palczyńska，2021）。

大量研究也從實證層面證實了非認知能力是影響工資收入的重要因素。例如，Heckman 和Rubinstein（2001）以美國GED 項目為背景的研究發(fā)現(xiàn)，勞動者的工資收入由其認知能力與非認知能力共同決定，且二者不可相互替代，非認知能力缺乏會導(dǎo)致勞動者遭受工資懲罰，且懲罰不亞于認知能力缺乏。Collischon（2020）通過分解工資收入進一步指出，非認知能力對工資收入的促進作用是多方面疊加的，勞動者的保留工資、生產(chǎn)率工資和議價工資均受到非認知能力的影響。多數(shù)學(xué)者也發(fā)現(xiàn)，無論是在發(fā)達國家還是發(fā)展中國家的勞動力市場上，非認知能力對勞動者工資收入都具有顯著正向影響，且該影響在控制家庭背景和受教育程度后依然存在（Campos-Vazquez，2018）。

非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入是否具有影響在現(xiàn)有研究中尚未涉及，但相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，認知能力在勞動力市場上的作用在于如何追求成功，相反，非認知能力則在于如何避免失?。↙indqvist 和Vestman，2011）。因而與工作復(fù)雜程度高、成果相對精尖的正規(guī)就業(yè)者相比，非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響可能更為明顯。Bowles 等（2001）也發(fā)現(xiàn)，在合同不完全和監(jiān)管困難的勞動力市場上，雇主更可能通過觀察雇員某些非認知能力特征來判斷雇員投入“努力”的可能性，并為此支付報酬以激勵雇員“努力”地投入工作，從而與合同較為完備和容易監(jiān)管的正規(guī)就業(yè)勞動力市場相比，非認知能力在非正規(guī)就業(yè)勞動力市場可能更有價值。朱志勝（2021）基于中國情境的研究也指出，非認知能力顯著提升了進城農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)回報，且這種回報在農(nóng)民工認知能力相對弱勢時更為突顯。對低技能勞動者而言，非認知能力不僅能獲得經(jīng)濟回報，還能獲得相對更高的“能力溢價”（李曉曼等，2019）。在中國勞動力市場上，非正規(guī)就業(yè)者通常是低技能勞動者和低級就業(yè)者的代名詞，農(nóng)民工也是非正規(guī)就業(yè)者的重要來源。由此，本文提出研究假說1：非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者的工資收入具有正向影響。

（二）非認知能力影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入的作用機制。作為勞動者個體特質(zhì)的一部分，非認知能力除了直接影響非正規(guī)就業(yè)者的勞動生產(chǎn)率，進而影響其工資收入外，還可能通過健康效應(yīng)、職業(yè)匹配效應(yīng)和社會資本效應(yīng)三個渠道間接影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入。

非認知能力是勞動者健康狀況的重要預(yù)測因子，這在希波克拉底時代就被廣泛認可。近期的大量研究也證實，非認知能力能預(yù)測勞動者的壽命和健康行為。例如，Roberts 等（2007）通過元分析發(fā)現(xiàn)，盡責(zé)性、宜人性、開放性和情緒穩(wěn)定性等非認知能力與壽命顯著正相關(guān)，且盡責(zé)性比智商和社會經(jīng)濟地位更能預(yù)測壽命（Martin 等，2007）。Heckman 等（2006）和Atkins 等（2020）也發(fā)現(xiàn)，非認知能力顯著影響勞動者吸煙、酗酒頻率和吸毒等危險行為。而且，非認知能力對勞動者健康狀況的影響還貫穿整個生命周期。青少年時期在外向性、宜人性和盡責(zé)性方面得分更高的勞動者在中年時期通常抽煙更少，運動更多，自我健康評價更高（Hampson 等，2007）。非正規(guī)就業(yè)者通常為體力勞動者，因而非認知能力可能通過影響其健康狀況，進而對工資收入產(chǎn)生影響。由此，本文提出研究假說2：非認知能力通過提升非正規(guī)就業(yè)者的健康狀況進而對工資收入產(chǎn)生正向影響。

教育是影響勞動者工資收入的重要人力資本，但教育對工資收入的影響不僅取決于其數(shù)量和質(zhì)量，還與其職業(yè)匹配效果有關(guān)。已有研究表明，過度教育具有工資懲罰效應(yīng)，在相同教育水平下，過度教育者的工資水平和教育收益率顯著低于非過度教育者（Wu 和Wang，2018）。人力資本補償理論認為，教育與非認知能力能夠相互替代和補償。過度教育者能夠利用額外教育彌補非認知能力的不足，同樣，在非認知能力方面具有優(yōu)勢的勞動者也能彌補教育的不足，從而不同教育水平的勞動者能夠擁有相同的人力資本和從事相同的工作。而在教育和其他人力資本相同的情況下，非認知能力越高的勞動者擁有的人力資本總量越多，其通過職業(yè)搜尋獲得優(yōu)于或等于其受教育水平所能匹配的職業(yè)的概率越大，向下匹配即過度教育的概率越?。⊿altiel，2020）。非正規(guī)就業(yè)者的職業(yè)流動性較大，因而教育與職業(yè)匹配可能是非認知能力影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入的重要作用機制。由此，本文提出研究假說3：非認知能力通過降低非正規(guī)就業(yè)者過度教育概率進而對工資收入產(chǎn)生正向影響。

作為市場機制的補充機制，社會資本一直是決定勞動者工資收入的重要因素。大量研究發(fā)現(xiàn)，社會資本既能直接作用于勞動者的工資收入，也能通過提供物質(zhì)資本、信息資源和情感支持，以信任、依托、互助等方式間接影響勞動者的工資收入（Ruiz，2020）。而在勞動者，特別是非正規(guī)就業(yè)者的諸多能力中，非認知能力是構(gòu)造人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和擴大社交范圍的關(guān)鍵能力（陳博歐和張錦華，2021），擁有較高非認知能力的非正規(guī)就業(yè)者通常擁有相對較強的社會網(wǎng)絡(luò)和較為豐富的社會資源，從而非認知能力可能通過影響非正規(guī)就業(yè)者的社會資本間接影響其工資收入。由此，本文提出研究假說4：非認知能力通過增加非正規(guī)就業(yè)者的社會資本進而對工資收入產(chǎn)生正向影響。

三、數(shù)據(jù)說明與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源。本文使用的數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查2018 年數(shù)據(jù)庫（簡稱CFPS2018）。不同于CFPS 以往數(shù)據(jù)，CFPS2018 基于新增的非認知能力調(diào)查模塊，首次在全國范圍內(nèi)系統(tǒng)性地收集了樣本的非認知能力信息。本文主要關(guān)注非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響。其中，工資收入、工作特征和基本人口學(xué)變量等數(shù)據(jù)來自成人數(shù)據(jù)庫，其他少數(shù)變量數(shù)據(jù)來自家庭數(shù)據(jù)庫。變量處理及樣本篩選流程如下：（1）限定勞動者的就業(yè)類型為非農(nóng)受雇，且就業(yè)形態(tài)為非正規(guī)就業(yè)；（2）選取男性16?65 歲，女性16?60 歲且每周工作時間為20?112 小時的城鎮(zhèn)地區(qū)樣本；（3）刪除關(guān)鍵數(shù)據(jù)不全、前后矛盾或有異常值的樣本?？紤]到工資收入離群值可能產(chǎn)生的干擾，本文還對小時工資收入進行了上下1%的縮尾處理。最終得到基準(zhǔn)回歸的有效樣本量為2 493 份。

從圖4可以看出,隨著通信半徑的增加,網(wǎng)絡(luò)連通性提高,所以各算法的平均定位誤差均降低,本文定位算法平均定位誤差始終保持最小,優(yōu)于其他算法?？梢钥闯鲈谙嗤亩ㄎ徽`差下,本文算法所需要的通信半徑最小,通信半徑越小,能耗越小,在同等條件下,本文算法可以節(jié)約能耗,延長網(wǎng)絡(luò)壽命,降低網(wǎng)絡(luò)維護成本。

（二）模型構(gòu)建?；诿魃べY方程，以非認知能力為核心解釋變量的非正規(guī)就業(yè)者工資方程可表示為：

其中，被解釋變量lnWage表示小時工資的對數(shù)，核心解釋變量Noncog表示非認知能力，β1是本文關(guān)心的核心估計參數(shù)，表示非認知能力的半彈性。i表示非正規(guī)就業(yè)者個體，X為控制變量，ε為隨機擾動項。

如文獻綜述與研究假說所述，非認知能力除了直接影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入外，還能通過健康效應(yīng)、職業(yè)匹配效應(yīng)和社會資本效應(yīng)間接影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入。因此，本文根據(jù)中介效應(yīng)的逐步回歸法對這些作用機制進行檢驗。第一步即為公式（1），檢驗非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的總影響效應(yīng)；第二步，以渠道變量為被解釋變量，非認知能力為解釋變量，檢驗非認知能力對渠道變量的影響效應(yīng)；第三步，在模型（1）的基礎(chǔ)上加入渠道變量，檢驗非認知能力和渠道變量對工資收入的影響效應(yīng)。第二步和第三步回歸模型如公式（2）和公式（3）所示：

其中，M為非認知能力影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入的渠道變量，α 和 γ為待估計參數(shù)，u和v為隨機擾動項。在 β1顯著的情況下，若 α1和γ2均顯著，則非認知能力通過影響渠道變量進而影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入，并且若α1γ2的符號與 γ1一致，渠道變量在非認知能力與工資收入的關(guān)系中具有中介作用，否則為遮掩效應(yīng)。同時，若 γ1顯著，則渠道變量發(fā)揮部分中介作用，若 γ1不顯著，則發(fā)揮完全中介作用。若 α1和γ2至少有一個不顯著，則需要進行Sobel檢驗進一步判斷。

（三）變量說明。本文將研究對象設(shè)定為非正規(guī)就業(yè)者。國際上通常將不具有正式勞動關(guān)系或缺乏社會保障的就業(yè)定義為非正規(guī)就業(yè)（Tansel 等，2020）。在中國勞動力市場上，勞動合同是建立勞動關(guān)系的依據(jù)，養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險是社會保障體系中最重要的組成部分。因此，本文借鑒陸萬軍和張彬斌（2018）的界定方法，將“未簽訂勞動合同或未同時享受養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險的就業(yè)”定義為非正規(guī)就業(yè)，將處于非正規(guī)就業(yè)狀態(tài)的勞動者定義為非正規(guī)就業(yè)者。

被解釋變量：對數(shù)小時工資。考慮到小時工資能夠剔除工作時間造成的工資差異，在衡量工資水平方面更為精確，本文根據(jù)CFPS2018 提供的月工資和周工作時間計算出小時工資，將小時工資作為非正規(guī)就業(yè)者個人工資收入的代理變量，并依慣例對小時工資取對數(shù)。

解釋變量：非認知能力。本文采用目前普遍接受并廣泛應(yīng)用的大五人格模型，即盡責(zé)性、外向性、宜人性、開放性和神經(jīng)質(zhì)五個維度測度勞動者的非認知能力。與以往研究數(shù)據(jù)存在指標(biāo)不全或指標(biāo)選取較為隨意不同，CFPS2018 提供的非認知能力指標(biāo)來自正式的簡版大五人格量表。該量表較為成熟且應(yīng)用廣泛，在世界銀行以及德國、波蘭和英國等多個國家均得到有效驗證，具有良好的可信度和可靠性（Bühler 等，2020；Palczyńska，2021）。參照王春超和張承莎（2019）的做法，本文結(jié)合CFPS2018 提供的相關(guān)數(shù)據(jù)，從15 個細分維度構(gòu)建非認知能力的五大維度（見表1），并進一步構(gòu)建非認知能力綜合指標(biāo)。①本文通過構(gòu)建非認知能力五大維度指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)矩陣發(fā)現(xiàn)，非認知能力五大維度的相關(guān)性大多不超過0.3，且在進行主成分分析時，按特征根大于1 的原則抽取主成分時累計方差貢獻率小于0.6，不適合進行主成分分析，因此，本文選擇采用均值法構(gòu)建非認知能力綜合指標(biāo)。需要說明的是，非認知能力的五大維度均對應(yīng)3 個題項，每個題項均采用Likert式5 級計分制，正向題目從“完全不符合”到“完全符合”分別計1?5 分，反向題目分別計5?1 分，每個維度得分越高，表明非認知能力越高。同時，為保證所有指標(biāo)趨于同向作用，本文將大五人格中的逆向指標(biāo)神經(jīng)質(zhì)轉(zhuǎn)換為正向指標(biāo)情緒穩(wěn)定性。

表1 大五人格量表測度

渠道變量：健康狀況、過度教育和社會資本。借鑒相關(guān)研究，選擇自評健康狀況作為非正規(guī)就業(yè)者健康狀況的代理變量（萬廣華和張彤進，2021），并將自評健康為“不健康、一般、比較健康、很健康和非常健康”依次賦值1?5。為反映教育與職業(yè)匹配狀況，根據(jù)CFPS2018提供的非正規(guī)就業(yè)者受教育程度信息以及崗位所需教育水平信息，將崗位所需教育程度低于非正規(guī)就業(yè)者受教育程度的情況定義為過度教育，并賦值為1，其他賦值為0。借鑒王春超和張承莎（2019）的研究，選取家庭全年禮金支出作為社會資本的代理變量，并依慣例進行了對數(shù)化處理。

控制變量。根據(jù)已有相關(guān)文獻，本文分別從個體、工作以及地區(qū)層面選取相關(guān)特征變量作為控制變量。其中，個體層面的變量包括受教育年限、工作年限、工作年限平方、性別、戶口和婚姻狀況（Bühler 等，2020），工作層面變量包括行業(yè)類型和職業(yè)類型（Hilger 等，2018）。本文還將調(diào)查省份劃分為東部地區(qū)、東北地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)4 個類別，以控制地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平差異對估計結(jié)果的影響。相關(guān)變量定義及描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2 所示。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計

續(xù)表2 變量定義及描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果。本文采用普通最小二乘法（OLS），通過將控制變量逐步納入基本方程的形式來進行基準(zhǔn)回歸，結(jié)果如表3 所示。可以看出，在未納入控制變量的情況下（列（1）），非認知能力正向影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入，且在1%統(tǒng)計水平上顯著。納入非正規(guī)就業(yè)者個體特征后，如列（2）所示，非認知能力的系數(shù)有所減小，但對非正規(guī)就業(yè)者工資收入仍具有正向影響，且仍在1%統(tǒng)計水平上顯著。繼續(xù)納入地區(qū)變量和工作特征變量后，如列（3）和列（4）所示，非認知能力的系數(shù)大小和顯著性幾乎未發(fā)生明顯變化。以上結(jié)果表明，非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的促進作用受控制變量的影響較小，結(jié)論具有穩(wěn)健性。由此，研究假說1 得到驗證。以納入全部控制變量的列（4）的回歸結(jié)果為基準(zhǔn)，可以看出，非正規(guī)就業(yè)者的非認知能力每提升一個單位，其工資收入將顯著提升9.83%。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

控制變量的回歸結(jié)果顯示，傳統(tǒng)人力資本變量受教育年限對非正規(guī)就業(yè)者的工資收入具有顯著正向影響。工作年限對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響呈現(xiàn)邊際遞減效應(yīng)，其促進作用隨著工作年限的增加而增加，但到一定年限后則趨于下降。性別和婚姻狀況對非正規(guī)就業(yè)者工資收入均具有顯著正向影響，性別歧視和婚姻溢價顯著存在。戶口對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響則不顯著，戶籍歧視不明顯。

（二）內(nèi)生性檢驗。逐步納入控制變量的方法雖然在一定程度上驗證了非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入具有顯著正向作用，但不容忽視的是，一些潛在的內(nèi)生性問題仍可能對估計結(jié)果產(chǎn)生影響。首先，樣本“自選擇”問題。是否非正規(guī)就業(yè)不是隨機分配的，而是勞動者基于自身特征和比較優(yōu)勢分析的“自選擇”，且這一選擇與預(yù)期收益密切相關(guān)。一些不可觀測因素可能同時影響勞動者的就業(yè)選擇和工資收入，從而若直接采用OLS方法進行回歸可能會得到有偏的估計結(jié)果。其次，遺漏變量問題。一些不可觀測因素，如自身稟賦、家庭背景和個人偏好等可能同時影響非正規(guī)就業(yè)者的非認知能力和工資收入，導(dǎo)致估計結(jié)果存在偏差。第三，反向因果問題。雖然非認知能力在個體成年后總體表現(xiàn)穩(wěn)定，短期內(nèi)發(fā)生顯著變化的可能性較低（Caspi 等，2005），但仍有可能受其他因素，如工資收入的影響而發(fā)生改變。因而在截面數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上研究非認知能力工資效應(yīng)可能面臨著反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。為克服上述內(nèi)生性問題，本文采用三種方法對非認知能力與非正規(guī)就業(yè)者工資收入的關(guān)系進行檢驗。

1.采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型。借鑒相關(guān)研究的處理方法，選擇既能通過引入逆米爾斯比解決樣本“自選擇”問題，又能應(yīng)用完全信息極大似然法對就業(yè)選擇方程和工資方程進行聯(lián)立估計，以克服有效信息遺漏的內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型來研究非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響。具體研究中，本文選擇家庭其他成員獲取工資收入的人數(shù)作為非正規(guī)就業(yè)的工具變量以保證模型可被識別（Magnac，1991；Carneiro 和Henley，2001）。選取該工具變量的邏輯在于，家庭其他成員是勞動者社會網(wǎng)絡(luò)的重要組成部分，勞動者其他家庭成員獲取工資收入的人數(shù)越多，家庭所形成的就業(yè)社會網(wǎng)絡(luò)就會越強，從而勞動者選擇非正規(guī)就業(yè)的可能性越小，但工資收入通常由市場和工作單位外生決定，基本不受勞動者其他家庭成員的影響。對工具變量進行弱工具變量檢驗顯示，一階段F值為20.33，大于10%偏誤水平下的臨界值，表明不存在弱工具變量問題?？紤]到在內(nèi)生變量和工具變量個數(shù)相同的情況下，過度識別無法運用，本文參考董直慶和王輝（2021）的設(shè)計，通過半簡化式回歸對工具變量的系數(shù)顯著性進行判斷。結(jié)果顯示，控制了內(nèi)生變量非正規(guī)就業(yè)時，工具變量家庭其他成員獲取工資收入的人數(shù)對工資收入的影響不顯著，表明本文工具變量的外生性比較可靠，滿足排他性約束條件。表4 列（1）結(jié)果顯示，在修正樣本“自選擇”問題后，非認知能力仍對非正規(guī)就業(yè)者工資收入具有顯著促進作用。

表4 內(nèi)生性檢驗

2.采用工具變量法。為了緩解遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文借鑒朱志勝（2021）的相關(guān)研究，選擇省內(nèi)同一行業(yè)內(nèi)部平均非認知能力作為非正規(guī)就業(yè)者非認知能力的工具變量。就理論層面而言，同一省份的非正規(guī)就業(yè)者由于地理特征、文化習(xí)俗以及早期成長環(huán)境較為接近，會存在一定的同群效應(yīng)（陳博歐和張錦華，2021），同一行業(yè)非正規(guī)就業(yè)者由于行業(yè)篩選效應(yīng)在非認知能力方面也具有一定的相似性，從而能夠滿足工具變量的相關(guān)性原則。同時，該工具變量主要反映的是群體層面的特征，與非正規(guī)就業(yè)者個體的工資收入并無直接關(guān)聯(lián)，因而也滿足工具變量的外生性原則。對工具變量檢驗發(fā)現(xiàn)，工具變量不存在不可識別和弱工具變量問題。通過半簡化式回歸對工具變量外生性檢驗的結(jié)果也顯示，排他性約束條件能得到滿足。工具變量法回歸結(jié)果表明，如表4 列（2）所示，基準(zhǔn)回歸的主要結(jié)論仍得到了支持。

3.使用滯后解釋變量。為克服單一截面數(shù)據(jù)潛在的反向因果問題，本文借鑒Heineck 和Anger（2010）的做法，在保持被解釋變量和控制變量不變的情況下，將解釋變量非認知能力替換為CFPS2010 數(shù)據(jù)的對應(yīng)變量，即通過使非認知能力的獲取在時間上先于工資收入來克服基準(zhǔn)回歸中可能存在的反向因果問題。表4 列（3）結(jié)果顯示，在克服潛在的反向因果問題后，非認知能力仍顯著正向影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入。

（三）穩(wěn)健性檢驗。為進一步檢驗非認知能力是否對非正規(guī)就業(yè)者工資收入具有顯著影響，本文還從以下幾個方面進行了穩(wěn)健性檢驗。

1.替換非認知能力指標(biāo)。在CFPS2018 提供正式的大五人格量表測度非認知能力指標(biāo)之前，國內(nèi)基于CFPS 2010—2016 年數(shù)據(jù)研究非認知能力問題的學(xué)者，如王春超和張承莎（2019）等，均采用李濤和張文韜（2015）的做法，即以NEO 人格特征修訂問卷為分類依據(jù)，同時借助英國家庭追蹤調(diào)查（BHPS）和德國社會經(jīng)濟追蹤調(diào)查（GSOEP）的相關(guān)問題，從CFPS 問卷中尋找能夠衡量非認知能力的自評和他評數(shù)據(jù)，并采用主成分分析法來測度非認知能力。鑒于CFPS2018 提供了這些數(shù)據(jù)，本文也采用類似方法構(gòu)建非認知能力指標(biāo)進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表5 列（1）所示?？梢钥闯觯鎿Q非認知能力指標(biāo)后，非認知能力仍在1%統(tǒng)計水平上顯著正向影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入，基準(zhǔn)回歸的估計結(jié)果穩(wěn)健。

表5 其他穩(wěn)健性檢驗

2.重新定義非正規(guī)就業(yè)者。不同于國外財政系統(tǒng)，中國長期以來實行“劃分收支和分級包干”的財政體制，社保在2019 年之前均在各個地區(qū)的社保部門獨立運行。社保缺乏統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)體系，不同地區(qū)的具體政策存在差異以及地區(qū)之間的利益關(guān)系劃分等均使得跨地區(qū)社保轉(zhuǎn)移難以實現(xiàn)，導(dǎo)致退保棄保現(xiàn)象時有發(fā)生?？紤]到上述情況，本文僅根據(jù)勞動合同來界定非正規(guī)就業(yè)者，即不考慮社保情況，直接將未簽訂勞動合同的就業(yè)者界定為非正規(guī)就業(yè)者。表5 列（2）結(jié)果顯示，重新定義非正規(guī)就業(yè)者得到的回歸結(jié)果與本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

3.其他穩(wěn)健性檢驗。為了進一步驗證基準(zhǔn)估計結(jié)果，還從以下幾個方面進行穩(wěn)健性檢驗。①替換被解釋變量?？紤]到CFPS2018 的原始數(shù)據(jù)并未直接給出小時工資數(shù)據(jù)，通過月工資收入與工作時間近似獲得的小時工資數(shù)據(jù)可能存在一定誤差。本文直接使用月工資數(shù)據(jù)進行回歸估計。表5 列（3）結(jié)果顯示，使用對數(shù)月工資作為被解釋變量并不影響基準(zhǔn)回歸的主要結(jié)論。②更改樣本。為獲得更為穩(wěn)定的非認知能力指標(biāo)，借鑒已有研究的做法，進一步將樣本年齡限制在30 歲以上（Costa 和McCrae，1988）。表5 列（4）結(jié)果顯示，非認知能力的估計系數(shù)依然顯著為正。③加入其他控制變量。為避免遺漏能力變量對估計結(jié)果的影響，本文在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上加入字詞能力和數(shù)學(xué)能力等認知能力變量，結(jié)果如表5 列（5）所示。結(jié)果顯示，基準(zhǔn)回歸的主要結(jié)論依然成立。

（四）機制檢驗。如前文所述，非認知能力除了直接影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入外，還可能通過提升健康狀況、降低過度教育概率和增加社會資本間接影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入。為檢驗健康效應(yīng)、職業(yè)匹配效應(yīng)和社會資本效應(yīng)三個渠道是否存在，本文采用中介效應(yīng)模型進行機制檢驗，結(jié)果如表6 所示。

表6 機制檢驗

表6 列（1）、列（3）和列（5）回歸結(jié)果顯示，非認知能力在1%統(tǒng)計水平上分別顯著正向和負向影響非正規(guī)就業(yè)者的健康狀況和過度教育，在5%統(tǒng)計水平上顯著正向影響非正規(guī)就業(yè)者的社會資本。這表明，非認知能力有助于非正規(guī)就業(yè)者提升健康狀況、降低過度教育概率以及增加社會資本。列（2）、列（4）和列（6）回歸結(jié)果顯示，在基準(zhǔn)回歸模型上分別納入健康狀況、過度教育和社會資本變量后，非認知能力和健康狀況、過度教育、社會資本對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響依然顯著，表明非認知能力能夠通過提升健康狀況、降低過度教育概率以及增加社會資本三個渠道促進非正規(guī)就業(yè)者工資收入增長。為驗證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進一步構(gòu)建Sobel統(tǒng)計量進行檢驗。結(jié)果顯示，Sobel檢驗中的Z統(tǒng)計量絕對值均大于5%統(tǒng)計水平的臨界值0.97，中介效應(yīng)均能通過顯著性檢驗。綜上，健康效應(yīng)、職業(yè)匹配效應(yīng)和社會資本效應(yīng)均是非認知能力影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入的作用機制，研究假說2、假說3 和假說4 均得到驗證。

五、進一步分析

（一）非認知能力與教育的互補效應(yīng)。職業(yè)匹配效應(yīng)證實，非認知能力與教育作為非正規(guī)就業(yè)者人力資本的核心要素能夠相互替代和補償。那么，在影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入的過程中，非認知能力與教育之間是否具有互補關(guān)系？本文將對此進行檢驗。借鑒已有相關(guān)研究，在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上引入了非認知能力和受教育年限去中心化的交互項，回歸結(jié)果如表7 所示。結(jié)果顯示，非認知能力、受教育年限以及二者的交互項均顯著為正，表明在其他條件不變的情況下，非認知能力越高的非正規(guī)就業(yè)者獲得的教育邊際收益越大，同時，受教育程度越高的非正規(guī)就業(yè)者的非認知能力獲得的經(jīng)濟回報也更多?？梢钥闯觯钦J知能力與教育除了單獨對非正規(guī)就業(yè)者工資收入產(chǎn)生影響外，二者之間還會形成相互促進的互補作用。也就是說，非認知能力除了能夠彌補非正規(guī)就業(yè)者在教育方面的不足外，還有助于提升教育的邊際收益，使相同教育水平的非正規(guī)就業(yè)者能獲得更高的工資收入，同樣，更高層次的教育也有助于提升非認知能力的經(jīng)濟回報，使相同非認知能力的非正規(guī)就業(yè)者獲得能力溢價。

表7 非認知能力與教育的互補效應(yīng)

（二）非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入影響的職業(yè)異質(zhì)性。Holland（1959）基于人格特質(zhì)理論提出的職業(yè)選擇理論認為，不同職業(yè)對非認知能力的需求存在差異。相對于藍領(lǐng)職業(yè)，白領(lǐng)職業(yè)對勞動者非認知能力的要求更高，同時也能使非認知能力獲得更多回報（Heckman 等，2006）。為檢驗非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響是否也存在職業(yè)差異，本文根據(jù)王春超和張承莎（2019）的分類標(biāo)準(zhǔn)進一步將非正規(guī)就業(yè)者分為了白領(lǐng)和藍領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者兩類，并進行了分組回歸。表8 的結(jié)果顯示，非認知能力對白領(lǐng)和藍領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者工資收入均具有顯著的正向影響，但系數(shù)大小和顯著性存在差異。其中，非認知能力對白領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響在1%統(tǒng)計水平上顯著，且影響效應(yīng)較大，為17.08%，對藍領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響則在5%統(tǒng)計水平上顯著，且影響效應(yīng)較小，為6.44%。為了更準(zhǔn)確地判斷非認知能力對白領(lǐng)與藍領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響差異，本文進一步對非認知能力變量的組間系數(shù)差異進行了檢驗。結(jié)果顯示，非認知能力系數(shù)的組間差異在5%統(tǒng)計水平上顯著，表明非認知能力對工資收入的影響確實在白領(lǐng)與藍領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者之間存在顯著差異。與已有研究一致，相對于從事體力工作的藍領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者，非認知能力對從事腦力勞動且社會性較強的白領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者影響更大。

表8 非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入影響的職業(yè)異質(zhì)性

（三）非認知能力對不同工資階層非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響。非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響效應(yīng)在工資分布的不同位置也可能存在差異。為此，選擇10%、25%、50%、75%和90%這5 個分位點分別代表低、中低、中等、中高和高工資階層，采用分位數(shù)回歸方法來刻畫非認知能力工資效應(yīng)在工資分布上的變化特征，結(jié)果如表9 所示。可以看出，在所選分位數(shù)上，非認知能力對低工資階層非正規(guī)就業(yè)者的工資收入具有正向影響，但影響不顯著，對中低、中等、中高和高工資階層非正規(guī)就業(yè)者的工資收入均具有顯著正向影響，且影響總體呈上升趨勢。與朱志勝（2021）對農(nóng)民工的相關(guān)研究一致，非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響存在“馬太效應(yīng)”，工資收入相對越高的非正規(guī)就業(yè)者，越能獲得相對較高的非認知能力邊際收益。

表9 非認知能力對不同工資階層非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響

（四）不同維度的非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響。為避免非認知能力綜合指標(biāo)對子指標(biāo)的“事實掩蓋”，更清晰地反映不同維度非認知能力的異質(zhì)性特征，本文用五大維度非認知能力指標(biāo)依次替換非認知能力綜合指標(biāo)，對不同維度非認知能力的工資效應(yīng)進行估計，結(jié)果如表10 所示。結(jié)果顯示，單獨納入五大維度非認知能力指標(biāo)后，外向性和開放性對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響均在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，情緒穩(wěn)定性在5%統(tǒng)計水平上顯著為正，盡責(zé)性和宜人性的影響則不顯著。這表明在其他條件相同的情況下，外向性、開放性和情緒穩(wěn)定性等非認知能力均有助于非正規(guī)就業(yè)者工資收入提升。同時納入五大維度非認知能力后，開放性和情緒穩(wěn)定性對非正規(guī)就業(yè)者的工資收入仍具有顯著正向影響，盡責(zé)性、外向性和宜人性則影響不顯著?？梢钥闯觯瑹o論是單獨還是同時納入五大維度非認知能力，開放性和情緒穩(wěn)定性都是影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入的重要非認知能力。這可能是因為，在雇傭靈活的非正規(guī)就業(yè)勞動力市場上，具有創(chuàng)造力和好奇心的開放性人格有助于勞動者更好地學(xué)習(xí)和接受新鮮事物，并利用創(chuàng)造思維打破工作瓶頸，實現(xiàn)自我突破，高情緒穩(wěn)定性則有助于其應(yīng)對工作中的不確定性、減輕身心壓力和職業(yè)倦怠。

表10 不同維度的非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響

六、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論。擴大中等收入群體規(guī)模是新時期中國實現(xiàn)共同富裕的基本路徑，也是跨越“中等收入陷阱”的重要支撐點。非正規(guī)就業(yè)者是新增中等收入群體的重要來源，也是經(jīng)濟脆弱者，提高非正規(guī)就業(yè)者的工資收入，對于中國共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)至關(guān)重要?；谥袊彝プ粉櫿{(diào)查（CFPS）2018 年城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)，本文利用大五人格模型構(gòu)建非認知能力指標(biāo)，實證研究了非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響效應(yīng)，并對其作用機制進行了檢驗。研究結(jié)果表明：第一，非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者的工資收入具有顯著正向影響，且該結(jié)論在考慮內(nèi)生性問題以及穩(wěn)健性檢驗后依然成立；第二，非認知能力主要通過提升健康狀況、降低過度教育概率以及增加社會資本進而提高非正規(guī)就業(yè)者的工資收入，健康效應(yīng)、職業(yè)匹配效應(yīng)和社會資本效應(yīng)是非認知能力影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入的三個重要途徑；第三，非認知能力對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響存在“馬太效應(yīng)”，其與教育對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響具有互補效應(yīng)；第四，非認知能力對白領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響更大，不同維度的非認知能力中，開放性和情緒穩(wěn)定性對非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響更為重要。

（二）對策啟示?；谇拔难芯拷Y(jié)論，本文提出如下對策建議。首先，在家庭對子女的培養(yǎng)方面，家長應(yīng)重視子女非認知能力對其未來勞動力市場表現(xiàn)的重要作用，充分利用學(xué)前教育與家庭投資等方式對子女的非認知能力培養(yǎng)進行積極干預(yù)。一方面，家長應(yīng)重視影響子女非認知能力形成的早期家庭環(huán)境因素，努力為子女早期非認知能力發(fā)展創(chuàng)造良好的生活環(huán)境，建立積極向上的家庭氛圍。另一方面，家長應(yīng)優(yōu)化子女人力資本投資策略，不僅要重視學(xué)業(yè)成績的提升，還要對子女非認知能力培養(yǎng)采取適當(dāng)措施進行積極干預(yù)。特別是在子女智商等認知能力較低且難以改變的情況下，家長更應(yīng)積極利用非認知能力可塑期較長的優(yōu)點，通過資源傾斜對子女非認知能力培養(yǎng)進行彌補性干預(yù)，減少認知能力較低對綜合能力帶來的負面影響。

其次，在企業(yè)招聘和培訓(xùn)方面，鼓勵企業(yè)，特別是非正規(guī)就業(yè)部門企業(yè)將非認知能力作為人才甄選的重要標(biāo)準(zhǔn)，并將非認知能力培養(yǎng)納入員工培訓(xùn)流程中。一方面，企業(yè)應(yīng)認識到非認知能力是人力資本的重要組成部分，在招聘過程中重視對非認知能力的考察，并根據(jù)不同崗位的工作特點設(shè)計完善的非認知能力考核體系，選擇合適的員工到合適的工作崗位。另一方面，企業(yè)在重視專業(yè)技能培訓(xùn)時，還應(yīng)將非認知能力培養(yǎng)納入培訓(xùn)框架體系，注重對勞動者創(chuàng)新精神和情緒控制等非認知能力進行培養(yǎng)，全面提升勞動者的綜合能力。

最后，在勞動者非認知能力積累和利用方面，應(yīng)加強非認知能力訓(xùn)練，有意培養(yǎng)與非認知能力相關(guān)的能力。對于認知能力水平較低且難以改變的非正規(guī)就業(yè)者而言，更應(yīng)加強開放性和情緒穩(wěn)定性等非認知能力的刻意訓(xùn)練，在“干中學(xué)”中培養(yǎng)和積累與工作相關(guān)的非認知能力，通過非認知能力提升彌補認知能力的不足。同時，在求職就業(yè)過程中積極釋放非認知能力信號，充分利用非認知能力優(yōu)勢獲得工資溢價。