王海成 蘇梽芳 渠慎寧

(1.湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長沙 410079；2.華僑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，福建 泉州 362021；3.中國社會(huì)科學(xué)院 工業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所，北京 100836)

就業(yè)保護(hù)制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響
——來自中國省際面板數(shù)據(jù)的證據(jù)

王海成1蘇梽芳2渠慎寧3

(1.湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長沙 410079；2.華僑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，福建 泉州 362021；3.中國社會(huì)科學(xué)院 工業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所，北京 100836)

本文基于2000～2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，在采用差值法估算全國及各省非正規(guī)就業(yè)規(guī)模的基礎(chǔ)上，應(yīng)用動(dòng)態(tài)面板模型考察了就業(yè)保護(hù)制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響，研究發(fā)現(xiàn)：全國與各省城鎮(zhèn)非正規(guī)就業(yè)率都呈現(xiàn)出大幅增加趨勢，就業(yè)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為非正規(guī)化；最低工資制度及社會(huì)保險(xiǎn)制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用；以“民工荒”到來的2004年作為分界點(diǎn)進(jìn)行分樣本檢驗(yàn)，結(jié)果顯示“民工荒”到來后并不改變上述結(jié)論，而且還發(fā)現(xiàn)，“民工荒”到來后最低工資制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)的負(fù)向作用變小，而社會(huì)保險(xiǎn)制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)的負(fù)向作用變大。

就業(yè)保護(hù)制度；非正規(guī)就業(yè)；最低工資制度；社會(huì)保險(xiǎn)制度；民工荒

一、引言

非正規(guī)就業(yè)作為一種不同于傳統(tǒng)正規(guī)就業(yè)的就業(yè)形式，一般指游離于主流社會(huì)保障體制之外，沒有正式的雇傭關(guān)系，就業(yè)性質(zhì)和狀況處于低層次和邊緣地位的就業(yè)①。自改革開放尤其是20世紀(jì)90年代以來，我國單一固定化的就業(yè)模式逐漸被打破，非正規(guī)就業(yè)的規(guī)模不斷擴(kuò)大，在緩解我國就業(yè)壓力、促進(jìn)勞動(dòng)力市場的建立和完善等方面發(fā)揮了極其重要的作用。隨著2008年《勞動(dòng)合同法》的頒布實(shí)施，就業(yè)保護(hù)制度繼2004年《最低工資規(guī)定》頒布再度成為學(xué)者們關(guān)注的熱點(diǎn)，學(xué)界圍繞就業(yè)保護(hù)制度對(duì)就業(yè)產(chǎn)生的各種影響展開了激烈的討論。本文提出的問題是：中國多年來實(shí)行的就業(yè)保護(hù)制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)到底產(chǎn)生了什么樣的影響，“民工荒”到來之后這種影響本身又發(fā)生了什么樣的變化？準(zhǔn)確回答這些問題，對(duì)于完善就業(yè)保護(hù)制度以及促進(jìn)非正規(guī)就業(yè)的健康發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

國外已有相當(dāng)多的文獻(xiàn)對(duì)就業(yè)保護(hù)制度的非正規(guī)就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行了深入研究。大部分文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)嚴(yán)格的就業(yè)保護(hù)制度導(dǎo)致正規(guī)就業(yè)減少，非正規(guī)就業(yè)增加。Besley和Burgess(2004)基于印度跨州數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，就業(yè)保護(hù)制度越嚴(yán)格，正規(guī)部門就業(yè)率就越低[1]。在拉丁美洲，大量證據(jù)表明嚴(yán)格的就業(yè)保護(hù)制度通常會(huì)與較低的正規(guī)部門就業(yè)聯(lián)系在一起[2]。Maloney和Nuez(2001)發(fā)現(xiàn)隨著最低工資水平的提高，勞動(dòng)力從正規(guī)就業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)榉钦?guī)就業(yè)的可能性變大[3]。Kahn(2010)發(fā)現(xiàn)就業(yè)保護(hù)水平越高，婦女、移民和青年人找到工作的可能性就越小，這些群體從事非正規(guī)就業(yè)的可能性越大[4]。也有一些研究得出了不同的結(jié)論，Hazans(2011)認(rèn)為嚴(yán)格的就業(yè)保護(hù)增強(qiáng)了工人的工作保障，使得正規(guī)就業(yè)崗位對(duì)正規(guī)就業(yè)者變得更有吸引力，勞動(dòng)力從正規(guī)就業(yè)市場的自愿性退出減少，而對(duì)于非正規(guī)就業(yè)者具有很大的吸引力，非正規(guī)就業(yè)者為了獲得正規(guī)就業(yè)者享有的就業(yè)保護(hù)則會(huì)爭取進(jìn)入正規(guī)部門就業(yè)，總之，嚴(yán)格的就業(yè)保護(hù)可能減少了非正規(guī)就業(yè)[5]。Djankov和Ramalho(2009)使用撒哈拉以南非洲等多個(gè)地區(qū)的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)就業(yè)保護(hù)與非正規(guī)就業(yè)之間并沒有必然的因果關(guān)系，并認(rèn)為文化的不同可能是導(dǎo)致勞動(dòng)保護(hù)對(duì)非正規(guī)就業(yè)產(chǎn)生差異化影響的重要原因[6]。

國內(nèi)關(guān)于非正規(guī)就業(yè)的研究近年來取得了一些新的進(jìn)展。胡鳳霞和姚先國(2011)利用中國城市勞動(dòng)力市場研究調(diào)查中的城鎮(zhèn)勞動(dòng)力專項(xiàng)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)教育顯著提高了農(nóng)民工從事非正規(guī)就業(yè)的概率，就業(yè)分流并沒有導(dǎo)致農(nóng)民工就業(yè)市場出現(xiàn)內(nèi)部分層，農(nóng)民工非正規(guī)就業(yè)存在著較強(qiáng)的自選擇性[7]。黎煦和高文書(2010)使用2005年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)1/5樣本進(jìn)行的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，是否從事非正規(guī)就業(yè)與勞動(dòng)者的身份特征、人力資本狀況、所在行業(yè)和職業(yè)等密切相關(guān)[8]。羅潤東和周敏(2011)選取27個(gè)省份1995～2008年的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)最低工資制度對(duì)中國不同地區(qū)、不同行業(yè)的農(nóng)民工就業(yè)產(chǎn)生了異質(zhì)性影響[9]。李金昌等(2014)基于中國30個(gè)省份2000～2012年的面板數(shù)據(jù)分析了貿(mào)易開放的非正規(guī)就業(yè)效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放是帶動(dòng)中國非正規(guī)就業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵因素，并且相對(duì)于出口貿(mào)易，進(jìn)口貿(mào)易對(duì)非正規(guī)就業(yè)的帶動(dòng)作用更為明顯[10]。

上述文獻(xiàn)對(duì)本文的進(jìn)一步研究無疑具有重要的借鑒意義，但我們也注意到，既有研究存在以下兩個(gè)方面的問題：一是既有文獻(xiàn)往往基于某一抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，從就業(yè)者的身份特征、人力資本等角度分析非正規(guī)就業(yè)的決定因素，忽視了制度因素對(duì)勞動(dòng)者選擇非正規(guī)就業(yè)崗位的影響；二是研究就業(yè)保護(hù)制度影響就業(yè)的文獻(xiàn)，鮮有論及對(duì)非正規(guī)就業(yè)群體的影響，這種將全部就業(yè)者作為研究對(duì)象的研究無法滿足觀察就業(yè)狀態(tài)、制定和完善就業(yè)政策的需求。事實(shí)上，我國勞動(dòng)力市場尤其是非正規(guī)勞動(dòng)力市場的發(fā)育與就業(yè)保護(hù)制度密不可分，就業(yè)保護(hù)制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響如何，“民工荒”到來后這種影響是否會(huì)發(fā)生變化，也未見相關(guān)討論?；诖耍疚脑谑褂貌钪捣ü浪闳珖案魇》钦?guī)就業(yè)規(guī)模的基礎(chǔ)上，選取最低工資水平和社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋率兩個(gè)指標(biāo)作為就業(yè)保護(hù)制度的代理變量，進(jìn)而建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型分析就業(yè)保護(hù)制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響。考慮到2004年“民工荒”到來后勞動(dòng)力供求關(guān)系乃至勞資關(guān)系可能發(fā)生重大變化，本文以此作為轉(zhuǎn)折點(diǎn)，分樣本區(qū)間重新檢驗(yàn)就業(yè)保護(hù)制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響。

二、非正規(guī)就業(yè)規(guī)模估算

本部分將對(duì)全國以及省級(jí)城鎮(zhèn)非正規(guī)就業(yè)規(guī)模進(jìn)行估算，這樣既可以觀測到全國城鎮(zhèn)非正規(guī)就業(yè)的變化趨勢特征，又可以將估算得到的省級(jí)城鎮(zhèn)非正規(guī)就業(yè)率指標(biāo)作為下文模型的被解釋變量。

由于非正規(guī)就業(yè)特征模糊，又受到“行為者—觀測(研究)者—政府”信息扭曲、“統(tǒng)計(jì)幻覺”等多種因素的影響，現(xiàn)有的估算結(jié)果之間存在巨大差異[11]，目前仍然沒有一個(gè)被普遍接受的估算方法。就現(xiàn)有的數(shù)據(jù)條件，我們幾乎不可能從實(shí)際調(diào)查中得出歷年各地區(qū)甚至是全國非正規(guī)就業(yè)的規(guī)模。然而，如果可以較為準(zhǔn)確地估算出城鎮(zhèn)就業(yè)人口和正規(guī)就業(yè)人口的規(guī)模，二者之差則基本上可以反映非正規(guī)就業(yè)者的規(guī)模。

本文借鑒姚宇(2006)[11]、胡鞍鋼和趙黎(2006)[12]的做法，使用差值法來估算全國及各地區(qū)非正規(guī)就業(yè)規(guī)模?；静襟E如下：假設(shè)在城鎮(zhèn)地區(qū)的國家機(jī)關(guān)事業(yè)單位、國有企業(yè)、集體企業(yè)、城鎮(zhèn)地區(qū)的三資企業(yè)及其他私營企業(yè)中的部分從業(yè)人員屬于正規(guī)就業(yè)(記為Eformal)，考慮到正規(guī)部門中還有一部分臨時(shí)工的情況，以及一些經(jīng)營規(guī)范的、具有一定規(guī)模的私營企業(yè)中的就業(yè)人員也屬于正規(guī)就業(yè)的性質(zhì)，在估算過程中將這兩部分進(jìn)行抵消，則城鎮(zhèn)從業(yè)人員(Eurban)減去這幾個(gè)部門就業(yè)人員總數(shù)即為非正規(guī)就業(yè)人數(shù)(Einformal)，即Einformal=Eurban-Eformal。數(shù)據(jù)來自于1978～2013年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。

圖1為1978～2013年中國就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化情況。從中可以看出，改革開放以來非正規(guī)就業(yè)在城鎮(zhèn)就業(yè)中的比重逐步上升：1978年中國的非正規(guī)就業(yè)率僅為0.16%，而2013年則上升為60.2%。這表明非正規(guī)就業(yè)已經(jīng)成為我國勞動(dòng)力就業(yè)的基本形態(tài)，就業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出非正規(guī)化特征。這一變化與中國改革開放的歷程是非常契合的。20世紀(jì)80年代初期我國開始推行的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制使農(nóng)村產(chǎn)生了大量的剩余勞動(dòng)力，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的崛起為其提供了大量就業(yè)機(jī)會(huì)。這一時(shí)期農(nóng)村剩余勞動(dòng)力基本上是在村莊與村莊、村莊與鄉(xiāng)鎮(zhèn)之間的短距離、小范圍內(nèi)流動(dòng)，勞動(dòng)力并沒有大量流向城市，城鎮(zhèn)非正規(guī)就業(yè)率沒有出現(xiàn)顯著變化。1987年國有企業(yè)開始打破“三鐵”(鐵工資、鐵飯碗和鐵交椅)制度，動(dòng)搖了幾十年的終身雇傭制度，非國有經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展起來，吸引了大量城市新進(jìn)入勞動(dòng)力市場的就業(yè)者和從農(nóng)村轉(zhuǎn)移出來的剩余勞動(dòng)力。20世紀(jì)90年代初是中國經(jīng)濟(jì)改革的重要轉(zhuǎn)折點(diǎn)，市場經(jīng)濟(jì)制度的確立為勞動(dòng)力的流動(dòng)創(chuàng)造了條件。與此同時(shí)，城市也開始出現(xiàn)職工下崗問題，到20世紀(jì)90年代中后期，下崗職工數(shù)量急劇增加，1998～2000年國有企業(yè)下崗職工達(dá)到2137萬人，勞動(dòng)力市場嚴(yán)重供大于求，城市的正規(guī)部門難以解決如此龐大人群的就業(yè)問題，這些人中的絕大多數(shù)為了生存進(jìn)入了非正規(guī)部門。進(jìn)入21世紀(jì)尤其是加入世界貿(mào)易組織之后，隨著改革開放的不斷深入和外資的涌入，第三產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展，城鎮(zhèn)就業(yè)崗位迅速增加，帶動(dòng)了農(nóng)村剩余勞動(dòng)力不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移。

圖1 中國就業(yè)結(jié)構(gòu)變化(1978～2013年)

圖2為各省2000～2013年非正規(guī)就業(yè)率的變化趨勢。從中可以發(fā)現(xiàn)，大部分省份的非正規(guī)就業(yè)變化趨勢基本與全國一致，總體上出現(xiàn)了大幅上升的趨勢。同時(shí)，我們也注意到，北京、上海、廣東等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省市非正規(guī)就業(yè)率近年來出現(xiàn)了下降趨勢。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)計(jì)量模型設(shè)定

企業(yè)在調(diào)整用工數(shù)量時(shí)，通常面臨著員工解雇、招聘以及培訓(xùn)帶來的成本，這一系列成本會(huì)導(dǎo)致企業(yè)調(diào)整合意用工的時(shí)間變長。同時(shí)，勞動(dòng)力市場上存在的信息不對(duì)稱和勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移成本也使得就業(yè)調(diào)整存在滯后效應(yīng)?；谝陨峡紤]，本文建立如下動(dòng)態(tài)面板地區(qū)固定效應(yīng)模型：

Infi,t=α+βInfi,t-1+γEpli,t+φXi,t+εi,t

(1)

其中，Infi,t為省份i在t年的非正規(guī)就業(yè)率；Infi,t-1為滯后一期的非正規(guī)就業(yè)率；Epli,t為就業(yè)保護(hù)制度因素，包括最低工資制度(Nwg)和社會(huì)保險(xiǎn)制度(Ins)；Xi,t為控制變量，包括經(jīng)濟(jì)增長水平(Growth)、城鄉(xiāng)收入差距(Ine)、出口依存度(Export)等；εi,t為誤差項(xiàng)。本文所使用的計(jì)量軟件為Stata13.0。

圖2 各省非正規(guī)就業(yè)率變化(2000～2013年)

(二)解釋變量

OECD將就業(yè)保護(hù)定義為有關(guān)勞動(dòng)力市場雇用和解雇的管理規(guī)定，涉及弱勢群體就業(yè)、固定合同、培訓(xùn)要求、臨時(shí)合同、解除終止合同、經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償、最短的預(yù)先通知期、解雇限制與工會(huì)代表的事先磋商等。世界銀行認(rèn)為就業(yè)保護(hù)的目的在于促進(jìn)就業(yè)、保護(hù)就業(yè)和改善工作條件。Hartwell(2010)認(rèn)為就業(yè)保護(hù)包括勞動(dòng)者雇傭和解雇、工人待遇(包括病假、哺乳假等)以及其他相關(guān)內(nèi)容(工作場所安全保護(hù)等)在內(nèi)的一系列法律法規(guī)[13]。從現(xiàn)實(shí)條件來看，要對(duì)中國的就業(yè)保護(hù)水平進(jìn)行精確地度量，面臨著統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可得性和可靠性問題?；诖耍疚闹饕疾熳畹凸べY水平和社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋率兩項(xiàng)制度因素對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響。

1.核心解釋變量

(1)最低工資水平(Nwg)。關(guān)于最低工資影響非正規(guī)就業(yè)的研究最早追溯到Weilch(1974)的研究[14]，相關(guān)的這些研究將就業(yè)部門分為最低工資覆蓋部門和未覆蓋部門，發(fā)現(xiàn)提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)對(duì)就業(yè)水平的影響較小，主要原因在于未覆蓋部門吸收了更多就業(yè)?？咨茝V(2006)認(rèn)為如果最低工資的設(shè)置標(biāo)準(zhǔn)高于勞動(dòng)力的均衡價(jià)格，則大多數(shù)雇主難以承受其勞動(dòng)力成本，那么最終就可能出現(xiàn)兩種結(jié)果：一是企業(yè)倒閉或搬遷，勞動(dòng)力市場上可以提供的就業(yè)機(jī)會(huì)減少；二是雇主傾向于聘請(qǐng)素質(zhì)更高的人才，低技能人員更難以獲得就業(yè)機(jī)會(huì)[15]。王一江(2008)認(rèn)為很多國家的勞動(dòng)力市場上存在著“二元結(jié)構(gòu)”，即在一個(gè)國家中，部分勞動(dòng)力難以進(jìn)入到主流勞動(dòng)力市場中去，只能在非主流勞動(dòng)力市場就業(yè)?！蹲畹凸べY規(guī)定》僅限于主流勞動(dòng)力市場，如果對(duì)主流勞動(dòng)力市場的保護(hù)過強(qiáng)，就會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)力過剩，有一部分勞動(dòng)力就會(huì)由主流勞動(dòng)力市場流向非主流勞動(dòng)力市場，使得非主流勞動(dòng)力市場上勞動(dòng)力的供給增加。以上研究分析了最低工資對(duì)正規(guī)就業(yè)的擠出效應(yīng)，但是忽視了正規(guī)部門實(shí)行最低工資對(duì)非正規(guī)就業(yè)者的吸引效應(yīng)，即最低工資水平越高，正規(guī)部門對(duì)非正規(guī)就業(yè)者的吸引力可能也就越大，非正規(guī)就業(yè)者就越希望從事正規(guī)就業(yè)，進(jìn)而導(dǎo)致非正規(guī)就業(yè)的減少[16]。

我們通過瀏覽各級(jí)政府網(wǎng)站、政策文件、統(tǒng)計(jì)公報(bào)、官方報(bào)紙等多種方式查找了各省最低工資標(biāo)準(zhǔn)，并采用各省月最低工資標(biāo)準(zhǔn)中的最高標(biāo)準(zhǔn)。此外，各地區(qū)每年最低工資標(biāo)準(zhǔn)的調(diào)整時(shí)間也不一致，我們將最低工資標(biāo)準(zhǔn)以時(shí)間為權(quán)數(shù)轉(zhuǎn)化成當(dāng)年本地區(qū)的實(shí)際最低工資標(biāo)準(zhǔn)。本文將最低工資水平定義為實(shí)際最低工資標(biāo)準(zhǔn)與城鎮(zhèn)在崗職工平均工資之比。

(2)社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋率(Ins)。衡量就業(yè)保護(hù)水平的另外一個(gè)指標(biāo)就是勞動(dòng)合同簽訂率[17]?，F(xiàn)有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中我們很難找到勞動(dòng)合同簽訂率數(shù)據(jù)，因此本文使用社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋率代替勞動(dòng)合同簽訂率來衡量就業(yè)者保護(hù)水平。理由如下：一是社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋率同勞動(dòng)合同簽訂狀況關(guān)系密切，如果某一企業(yè)不與員工簽訂合同，通常情況下也不會(huì)為員工參保，勞動(dòng)合同越規(guī)范，越有利于促使企業(yè)為工人參加社會(huì)保險(xiǎn)；二是社會(huì)保險(xiǎn)的申報(bào)、登記以及繳費(fèi)情況和勞動(dòng)合同的簽訂情況都是勞動(dòng)者保護(hù)監(jiān)察的重要內(nèi)容，通常情況下，監(jiān)察力度越大，執(zhí)行情況越好。我國目前基本建立起了養(yǎng)老保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)三種社會(huì)保險(xiǎn)制度，由于醫(yī)療保險(xiǎn)制度數(shù)據(jù)缺失較多，本文選取城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率(Endo)以及城鎮(zhèn)職工失業(yè)保險(xiǎn)覆蓋率(Ems)衡量社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋率進(jìn)而作為就業(yè)保護(hù)水平的衡量指標(biāo)?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率=參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)職工人數(shù)/城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)；失業(yè)保險(xiǎn)覆蓋率=參加失業(yè)保險(xiǎn)職工人數(shù)/城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)。

2.控制變量

(1)經(jīng)濟(jì)增長水平(Growth)。經(jīng)濟(jì)快速增長創(chuàng)造了非正規(guī)就業(yè)的需求。一般來說，非正規(guī)就業(yè)規(guī)模的大小與本國經(jīng)濟(jì)增長水平密切相關(guān)，根據(jù)發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的經(jīng)驗(yàn)，隨著經(jīng)濟(jì)的不斷增長，非正規(guī)就業(yè)也得到逐步發(fā)展。因此，可以預(yù)期經(jīng)濟(jì)增長水平與非正規(guī)就業(yè)之間存在著正向關(guān)系。本文采用實(shí)際GDP增長率來衡量各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平，具體做法是將1990年定為基期，根據(jù)GDP不變價(jià)格指數(shù)獲得各年實(shí)際GDP，然后通過一階差分獲得環(huán)比的實(shí)際GDP增長率。

(2)城鄉(xiāng)收入差距(Ine)。城鄉(xiāng)之間的收入差距是造成大量農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移的主要原因，由于我國城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場受到戶籍制度等因素的影響而存在體制性分割，農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)入城市后，大多就職于勞動(dòng)強(qiáng)度大、勞動(dòng)條件差的非技術(shù)性行業(yè)，成為非正規(guī)就業(yè)者[7]。因此，可以預(yù)期城鄉(xiāng)收入差距與非正規(guī)就業(yè)之間存在著正向關(guān)系。本文使用城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入之比來衡量城鄉(xiāng)收入差距。

(3)出口依存度(Export)。進(jìn)入21世紀(jì)以來，我國的生產(chǎn)要素比較優(yōu)勢已經(jīng)發(fā)生變化，從單純的大量廉價(jià)勞動(dòng)力開始向低端勞動(dòng)力有限剩余和人力資本存量明顯增加并存轉(zhuǎn)變，出口企業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的素質(zhì)要求越來越高，創(chuàng)造的就業(yè)崗位更多是滿足正規(guī)就業(yè)者的需要。因此，某一地區(qū)的出口依存度越高，其對(duì)正規(guī)就業(yè)的需求越多，對(duì)非正規(guī)就業(yè)的需求則越少，可以預(yù)期出口依存度與非正規(guī)就業(yè)之間存在著負(fù)向關(guān)系。本文中，出口依存度為出口商品總值與當(dāng)年GDP之比。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文研究對(duì)象為我國28個(gè)省、市、自治區(qū)，西藏自治區(qū)、海南省和重慶市3個(gè)地區(qū)因數(shù)據(jù)不全，樣本沒有包括這3個(gè)省、市、區(qū)。根據(jù)《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》的統(tǒng)計(jì)口徑，四川省的各年數(shù)據(jù)均剝離了重慶的部分。1998～2008年期間的數(shù)據(jù)源自《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2009～2013年的數(shù)據(jù)來自各省(市、區(qū))的統(tǒng)計(jì)年鑒以及《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一)模型估計(jì)方法說明

首先，需要考慮本文實(shí)證模型(1)可能存在的內(nèi)生性問題。一是模型(1)中解釋變量經(jīng)濟(jì)增長水平與被解釋變量非正規(guī)就業(yè)之間可能互為因果關(guān)系。例如，一方面隨著經(jīng)濟(jì)增長速度的加快，非正規(guī)就業(yè)的規(guī)?？赡懿粩鄶U(kuò)大；另一方面，非正規(guī)就業(yè)也可能通過解決就業(yè)壓力，促進(jìn)市場機(jī)制發(fā)育、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)等來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。二是非正規(guī)就業(yè)的影響因素非常多，可能存在遺漏變量。三是一些因素難以觀察，有些即使可以觀察卻難以獲取相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)，只能采用替代指標(biāo)數(shù)據(jù)，這就存在測量誤差問題。

為此，我們需要通過合適的估計(jì)方法來消除模型中的內(nèi)生性，廣義矩估計(jì)(GMM)方法就被認(rèn)為是這樣的估計(jì)方法之一。GMM方法包括系統(tǒng)GMM估計(jì)和一階差分GMM估計(jì)，這兩種方法都能夠比較有效地解決模型中存在的解釋變量內(nèi)生性問題。應(yīng)用系統(tǒng)GMM和一階差分GMM估計(jì)，都有一個(gè)差分的過程，通過這個(gè)過程可以部分地解決解釋變量的遺漏變量問題和測量誤差問題。在時(shí)間序列較短的情況下，系統(tǒng)GMM與普通GMM相比估計(jì)效果更好，但是個(gè)體效應(yīng)與異質(zhì)性沖擊方差比在兩種極端情況下，估計(jì)量偏誤程度有可能大于一階差分GMM的估計(jì)結(jié)果。故本文使用一階差分GMM方法估計(jì)模型系數(shù)，同時(shí)使用兩種方法檢驗(yàn)差分GMM估計(jì)結(jié)果的有效性。第一種方法為Arellano-Bond AR(2)檢驗(yàn)，差分GMM估計(jì)結(jié)果的有效性建立在誤差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)的基礎(chǔ)上，如果不存在二階自相關(guān)的原假設(shè)無法被拒絕，則說明模型設(shè)定是正確的；第二種方法為Sargan檢驗(yàn)，由于差分GMM使用較多的工具變量，故需要進(jìn)行過度識(shí)別檢驗(yàn)，如果不能拒絕檢驗(yàn)的零假設(shè)，就意味著工具變量的設(shè)定是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

(二)結(jié)果與分析

表1給出了5個(gè)估計(jì)結(jié)果，各列的區(qū)別在于核心解釋變量不同，而控制變量保持一致。列(1)～(3)分別選擇最低工資水平、基本養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率、失業(yè)保險(xiǎn)覆蓋率作為就業(yè)保護(hù)制度的代理變量，而列(4)～(5)則將最低工資水平和社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋率一起放入模型進(jìn)行估計(jì)?？梢钥闯觯珹rellano-Bond AR(2)檢驗(yàn)以及Sargan檢驗(yàn)的伴隨概率全部都大于0.1，說明本文工具變量的設(shè)定是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

表1 就業(yè)保護(hù)制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響②

注：( )內(nèi)為影響系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差；***、**分別表示在1%、5%統(tǒng)計(jì)意義上顯著；[]內(nèi)為檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值。下表同。

理論上，我們可以從需求和供給兩個(gè)角度分析最低工資制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響。需求方面，隨著最低工資水平的提高，企業(yè)的勞動(dòng)力成本不斷增加，可能會(huì)通過增加雇用非正規(guī)就業(yè)者以降低企業(yè)成本；供給方面，正規(guī)部門不斷提高的最低工資水平對(duì)收入較低的非正規(guī)就業(yè)者具有較強(qiáng)吸引力，非正規(guī)就業(yè)者為了至少獲得最低工資嘗試通過各種努力進(jìn)入正規(guī)部門就業(yè)。因此，最低工資水平對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響方向取決于這兩種效應(yīng)的疊加效果。從表1中可以看出，最低工資制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)始終存在著顯著的負(fù)向作用?？赡艿慕忉屖牵陙砀鞯貐^(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的不斷上調(diào)，更多的是企業(yè)用工需求和勞動(dòng)力供給關(guān)系變化的一個(gè)反映，并且在相當(dāng)長的時(shí)期內(nèi)我國制造業(yè)工資處于較低的水平，最低工資水平增長的背后是有勞動(dòng)生產(chǎn)率的迅速提高作為支撐的[18]。如果生產(chǎn)率的增長速度快于工資的提高速度，則企業(yè)的成本并不會(huì)增加太多，也就不會(huì)產(chǎn)生過多的裁員或雇傭大量非正規(guī)就業(yè)者，由此導(dǎo)致最低工資水平提高對(duì)非正規(guī)就業(yè)影響不顯著或者為負(fù)。此外，我國最低工資標(biāo)準(zhǔn)的執(zhí)行情況并不理想也可以解釋最低工資水平對(duì)非正規(guī)就業(yè)的負(fù)向影響關(guān)系。最低工資制度在非正規(guī)就業(yè)者中的執(zhí)行情況研究幾近空白，而農(nóng)民工作為我國城鎮(zhèn)非正規(guī)就業(yè)群體的重要部分，我們可以通過分析最低工資標(biāo)準(zhǔn)制度在農(nóng)民工群體中的執(zhí)行情況以窺全貌。都陽和王美艷(2008)利用5個(gè)城市的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)只有8.4%和21.1%的農(nóng)民工工資高于當(dāng)?shù)氐脑伦畹秃托r(shí)最低工資標(biāo)準(zhǔn)[19]，謝勇(2010)基于對(duì)江蘇省的調(diào)研數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)不足40%的農(nóng)民工工資在當(dāng)?shù)刈畹凸べY標(biāo)準(zhǔn)以上[20]。雖然二者數(shù)據(jù)來源、估算方法的不同使得估算結(jié)果有一定差異，但是這基本可以反映出最低工資制度在非正規(guī)就業(yè)者中的執(zhí)行情況非常不理想，正規(guī)部門較為嚴(yán)格的最低工資標(biāo)準(zhǔn)執(zhí)行會(huì)對(duì)非正規(guī)就業(yè)者具有較強(qiáng)的吸引力?？傊畹凸べY水平的提高對(duì)企業(yè)雇傭非正規(guī)就業(yè)者產(chǎn)生的激勵(lì)作用較小，而對(duì)非正規(guī)就業(yè)者產(chǎn)生的激勵(lì)作用很大，使得最低工資水平的提高對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響為負(fù)。

社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋率對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響顯著為負(fù)。我們同樣可以從供求角度分析社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋率對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響。需求方面，在繳費(fèi)負(fù)擔(dān)較重的情況下，一些企業(yè)會(huì)通過將部分新增員工非正規(guī)化來規(guī)避社會(huì)保險(xiǎn)繳納負(fù)擔(dān)[21]；供給方面，通常情況下越是正規(guī)企業(yè)，其職工參保率也就越高，對(duì)缺乏社會(huì)保障的非正規(guī)就業(yè)者的吸引力就越大。隨著就業(yè)保護(hù)監(jiān)察力度的不斷加大，企業(yè)為員工要繳納社會(huì)保險(xiǎn)，對(duì)于那些依靠逃避繳費(fèi)責(zé)任的非正規(guī)企業(yè)來說可能是致命的打擊，但是對(duì)于正規(guī)企業(yè)來說，并不會(huì)過多增加負(fù)擔(dān)，成本仍然在企業(yè)可以承受的范圍之內(nèi)。雖然中央和地方政府近年來接連出臺(tái)了若干關(guān)于靈活就業(yè)人員③的養(yǎng)老保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)政策，非正規(guī)就業(yè)者的參?？偭坎粩嘣黾?，但相對(duì)城鎮(zhèn)現(xiàn)有非正規(guī)就業(yè)者的規(guī)模而言，所占比例仍然非常低。根據(jù)《2013年全國農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》，2013年度全國農(nóng)民工參加養(yǎng)老保險(xiǎn)、工傷保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)和失業(yè)保險(xiǎn)的比重分別只有15.7%、28.5%、17.6%和9.4%，這一組數(shù)據(jù)基本可以反映非正規(guī)就業(yè)部門的參保情況。與之形成鮮明對(duì)比的是城鎮(zhèn)企業(yè)職工參保率的高水平，在上海、北京等地，城鎮(zhèn)企業(yè)職工參保率已經(jīng)超過90%。

表1的估計(jì)結(jié)果還表明經(jīng)濟(jì)增長水平、城鄉(xiāng)收入差距、出口依存度等對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響顯著，作用方向也符合理論預(yù)期。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

從1989年開始，我國出現(xiàn)了大規(guī)模的“民工潮”，大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力進(jìn)入城市務(wù)工，在這一過程中，過剩的勞動(dòng)力與有限的就業(yè)機(jī)會(huì)之間的矛盾使得勞動(dòng)者在勞資關(guān)系中處于不利的地位。2004年春季開始的“民工荒”，從東南沿海地區(qū)逐步蔓延到中西部地區(qū)。隨著“民工荒”的到來，勞動(dòng)者的工資水平、就業(yè)條件開始更多地由勞動(dòng)力市場制度決定，而不再由市場自發(fā)的勞動(dòng)力供求關(guān)系決定，勞動(dòng)者的地位開始得到明顯提升。代表性的變化是2004年開始執(zhí)行的《最低工資規(guī)定》，雖然早在1994年的《中華人民共和國勞動(dòng)法》中就確立了最低工資的法律地位，但起初最低工資只是在部分城市和地區(qū)施行，而且標(biāo)準(zhǔn)低，調(diào)整幅度小、調(diào)整間隔長。但2004年之后各地普遍出現(xiàn)“民工荒”，《最低工資規(guī)定》要求各地至少每兩年進(jìn)行一次調(diào)整，各地方政府感到勞動(dòng)力短缺的壓力，競相提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)，實(shí)際上絕大部分地區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)幾乎是每年調(diào)整一次，并且最低工資制度在執(zhí)行過程中的監(jiān)督也在持續(xù)加強(qiáng)[22]。蔡昉(2013)認(rèn)為“民工荒”到來之前勞動(dòng)力無限供給，尋找工作難度大，工人因缺乏退出機(jī)制而在勞動(dòng)關(guān)系中處于弱勢地位，“民工荒”到來之后，勞動(dòng)者就業(yè)崗位選擇的空間大大增加。以退出權(quán)作為后盾，勞動(dòng)者在勞資關(guān)系中的地位得到提升，可以更多地要求用工單位提高工資水平，改善勞動(dòng)條件[18]?；诖?，本文將2004年作為分界點(diǎn)將樣本區(qū)間分為兩個(gè)階段，分別檢驗(yàn)“民工荒”到來前后就業(yè)保護(hù)制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)的差異化影響。

表2中各個(gè)模型檢驗(yàn)除列(4)最低工資水平的影響系數(shù)不顯著外，其余就業(yè)保護(hù)代理變量的影響系數(shù)均顯著，且在影響方向上與表1完全一致，說明前文得出的結(jié)論是穩(wěn)健的。將表2中列(1)與列(2)、列(3)與列(4)的影響系數(shù)分別進(jìn)行比較，我們發(fā)現(xiàn)“民工荒”到來之后最低工資水平的影響系數(shù)絕對(duì)值變小，即最低工資水平對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響減弱；而社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋率的影響系數(shù)絕對(duì)值變大，即社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋率對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響增強(qiáng)。最低工資水平對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響減弱，可能的原因是，2004年“民工荒”到來之后，勞動(dòng)力短缺的嚴(yán)峻現(xiàn)實(shí)迫使企業(yè)不斷提高工人工資，而各地區(qū)目前的最低工資標(biāo)準(zhǔn)仍然處于較低水平，正規(guī)就業(yè)對(duì)勞動(dòng)者的吸引力和企業(yè)雇傭非正規(guī)就業(yè)者的激勵(lì)都在減弱。而社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋率對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響增強(qiáng)，可能的解釋是，長期以來非正規(guī)就業(yè)者被排斥在社會(huì)保障制度之外。一方面，過去大部分非正規(guī)就業(yè)者不愿意將收入的一部分用來繳納社會(huì)保險(xiǎn)費(fèi)用，部分非正規(guī)就業(yè)者認(rèn)為參與社會(huì)保險(xiǎn)所能享受的福利過于遙遠(yuǎn)，他們更加關(guān)注個(gè)人和家庭眼前的生計(jì)問題，部分非正規(guī)就業(yè)者則不相信或者是不熟悉社會(huì)保險(xiǎn)制度的管理模式，因此也無意于為規(guī)避未來的風(fēng)險(xiǎn)做好準(zhǔn)備；另一方面，相當(dāng)比例的企業(yè)為了降低用工成本，故意逃避為工人參保的義務(wù)?！懊窆せ摹钡牡絹砥仁蛊髽I(yè)開始主動(dòng)為工人參保以提高對(duì)工人的吸引力，這樣的外部變化使得非正規(guī)就業(yè)者的勞動(dòng)保障意識(shí)不斷增強(qiáng)，開始更多地為自己的長遠(yuǎn)做打算，社會(huì)保險(xiǎn)制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)者的吸引力增強(qiáng)。

表2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、結(jié)論及政策建議

改革開放以來，非正規(guī)就業(yè)逐漸成為一種重要的就業(yè)形式，就業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)非正規(guī)化。本文基于2000～2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用動(dòng)態(tài)面板模型考察了就業(yè)保護(hù)制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響，研究發(fā)現(xiàn)：全國與各省城鎮(zhèn)非正規(guī)就業(yè)率都呈現(xiàn)出大幅增加趨勢，就業(yè)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為非正規(guī)化；最低工資制度及社會(huì)保險(xiǎn)制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用；以“民工荒”到來的2004年作為分界點(diǎn)進(jìn)行分樣本檢驗(yàn)，結(jié)果顯示“民工荒”到來后并不改變上述結(jié)論，而且還發(fā)現(xiàn)，“民工荒”到來后最低工資制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)的負(fù)向作用變小，而社會(huì)保險(xiǎn)制度對(duì)非正規(guī)就業(yè)的負(fù)向作用變大。

當(dāng)前我國大部分非正規(guī)就業(yè)者仍然游離于就業(yè)保護(hù)制度之外，他們的就業(yè)保護(hù)仍然處于缺位狀態(tài)。長此以往，必然導(dǎo)致非正規(guī)就業(yè)者面臨更大的市場風(fēng)險(xiǎn)，甚至?xí)黾由鐣?huì)不穩(wěn)定因素，這將會(huì)極大地抵消非正規(guī)就業(yè)帶來的積極效應(yīng)，影響非正規(guī)就業(yè)的健康發(fā)展。具體地，本文從以下三個(gè)方面提出政策建議：

第一，提高非正規(guī)就業(yè)者參加城鎮(zhèn)社會(huì)保險(xiǎn)的覆蓋面。一是依法將與用人單位建立穩(wěn)定勞動(dòng)關(guān)系的非正規(guī)就業(yè)者納入到城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)與基本醫(yī)療保險(xiǎn)體系，探索非正規(guī)就業(yè)者參加當(dāng)?shù)爻擎?zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的制度設(shè)計(jì)；二是進(jìn)一步完善非正規(guī)就業(yè)者社會(huì)保險(xiǎn)關(guān)系轉(zhuǎn)移接續(xù)政策；三是優(yōu)化經(jīng)辦業(yè)務(wù)流程，整合各項(xiàng)社會(huì)保險(xiǎn)經(jīng)辦管理資源，增強(qiáng)社會(huì)保障部門服務(wù)非正規(guī)就業(yè)者參加社會(huì)保險(xiǎn)的能力。

第二，規(guī)范使用非正規(guī)就業(yè)者的勞動(dòng)用工管理。一是指導(dǎo)和督促用人單位與非正規(guī)就業(yè)者依法簽訂并履行勞動(dòng)合同，對(duì)于一些季節(jié)性強(qiáng)、流動(dòng)性大、時(shí)間短的非正規(guī)就業(yè)者則推廣簡易勞動(dòng)合同示范文本；二是對(duì)小微企業(yè)經(jīng)營者開展《勞動(dòng)合同法》培訓(xùn)，整合勞動(dòng)用工備案及就業(yè)失業(yè)登記、社會(huì)保險(xiǎn)登記，實(shí)現(xiàn)對(duì)用工單位使用非正規(guī)就業(yè)者的動(dòng)態(tài)管理服務(wù)；三是加大對(duì)違規(guī)用人單位依法糾正和行政處罰的力度。

第三，多管齊下，為非正規(guī)就業(yè)者提供更多的發(fā)展機(jī)會(huì)和社會(huì)保護(hù)。一是要根據(jù)用工單位和非正規(guī)就業(yè)者的實(shí)際需要，督促指導(dǎo)行業(yè)、用人單位、基層勞動(dòng)保障工作站點(diǎn)和培訓(xùn)機(jī)構(gòu)做好對(duì)非正規(guī)就業(yè)者的培訓(xùn)工作；二是充分發(fā)揮勞動(dòng)力市場、群團(tuán)組織以及互聯(lián)網(wǎng)等新聞媒體的作用，及時(shí)發(fā)布勞動(dòng)保護(hù)政策，增強(qiáng)非正規(guī)就業(yè)者爭取合法權(quán)益、參加社會(huì)保險(xiǎn)的意識(shí)；三是要利用多種手段和形式幫助非正規(guī)就業(yè)者加入工會(huì)組織，通過工會(huì)組織更好地維護(hù)其合法權(quán)益。

注釋：

①當(dāng)前我國的非正規(guī)就業(yè)者主要由兩大群體組成：一是進(jìn)城的農(nóng)民工。在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)沒有得到根本性消除的情況下，絕大部分農(nóng)民工難以進(jìn)入到城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)體系，只能進(jìn)入非正規(guī)就業(yè)市場。二是國有企業(yè)、集體企業(yè)的下崗職工。由于年齡、技能等因素的限制，下崗職工在勞動(dòng)力市場上沒有優(yōu)勢，大多流向非正規(guī)部門。在這兩大群體之外，雖然還有一些從事高科技開發(fā)和專業(yè)化服務(wù)的自由職業(yè)者，但就目前的情況來看，這一群體在非正規(guī)就業(yè)者中占比較低。因此，本文對(duì)非正規(guī)就業(yè)者的討論主要限定在下崗職工和農(nóng)民工兩大群體上。

②本文也采用系統(tǒng)GMM方法估計(jì)表1中各模型，發(fā)現(xiàn)除了系數(shù)大小略有差異外，系數(shù)符號(hào)保持一致。限于篇幅，不再列出，如讀者有興趣，可向作者索取。

③我國現(xiàn)有政策中用“靈活就業(yè)”代替國際上通用的“非正規(guī)就業(yè)”。

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(責(zé)任編輯：胡浩志)

2016-12-14

國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“資源要素價(jià)格改革背景下潛在通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)與居民承受能力研究”(14BJY013)；湖南省研究生創(chuàng)新項(xiàng)目“制度改革影響出口產(chǎn)品質(zhì)量研究”(CX2016B143)

王海成(1987— )，男，河北鹽山人，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院博士生； 蘇梽芳(1977— )，男，福建惠安人，華僑大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院教授； 渠慎寧(1986— )，男，江蘇南京人，中國社會(huì)科學(xué)院工業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所助理研究員。

F241.3

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1003-5230(2017)02-0032-09