劳动力市场管制与企业雇佣合同选择*——来自世界银行中国企业调查的证据

张雪凯 宁光杰

（1.南开大学经济学院 天津 300071）

（2.山东大学商学院 山东威海 264209）

一、引 言

一个国家在工业化的初期往往依靠廉价的劳动力发展劳动密集型产业，随着经济发展转型升级和财富积累的增加，国家和劳动者自身都会更加注重人力资本投资，低端劳动力的供给和使用会减少。在这种情况下劳动者会更加注重自身各项利益的维护，国家一般也会适时出台更完善的法律、法规对劳动力市场进行管制。劳动力市场管制主要包括保护劳动者利益、保障就业稳定性、协调劳资双方利益三个方面内容（吕铁和王海成，2015），具体涉及劳动合同的签订、执行和解除，劳动报酬和赔偿，以及工作环境和工作保障等方面的规定。2008 年我国开始实行新《劳动合同法》，并在2012 年对其进行了修订，该法在增加经济补偿金支付、签订无固定期限合同、加大企业的违法成本三个方面增加了企业的解雇成本（李春云，2008）。根据《中国劳动统计年鉴》的数据，在该法开始实行的2008年，关于解除、终止劳动合同的仲裁案件激增，从2007 年的80 261 件快速上升到了2008年的139 702 件，之后两年受理相关争议案件数大幅减少，但2010 年后受理案件数迅速回升并保持逐年上涨的趋势。沈永建等（2017）的统计显示，相比2007 年，2008 年各地千人均劳资纠纷案件数量有较大幅度的增长。Gallagher 等（2013）从劳动者和经理主观评价劳动力市场管制严格程度、员工合同规范化程度、员工对劳动法规的了解程度和劳动争议处理等方面进行评估，认为劳动力市场管制在2008 年之后确实在不断增强。这些数据和文献基本可以体现出我国劳动力市场管制力度不断加强，越来越重视对劳动者的保护。

劳动力市场管制的增强提升了企业的成本，企业通常会采取减少雇佣、使用更多机器替代劳动、将工厂迁往低劳动力成本的地区等方式应对，而其后果中容易忽略的一点是，管制对企业雇佣合同类型选择的影响。理论上，由于临时合同员工更容易雇用和解雇，用工灵活性更高，因此劳动力市场管制导致企业解雇员工的困难会促使企业更多雇用临时工以规避管制。一个相关现象是2008 年之后我国企业开始大量使用劳务派遣工，据全国总工会的调查，2011 年全国企业劳务派遣工占企业职工总数的13.1%，约为3 700 万人，并且主要以农民工为主（全总劳务派遣问题课题组，2012）。出现这种情况的原因在于《劳动合同法》并没有对劳务派遣工的适用岗位和雇佣人数或比例做出具体规定，2012 年全国人大常委会通过了对《劳动合同法》的修正案，其中对劳务派遣公司的注册资本、经营场所、设施、企业岗位要求和使用比例等有了明确规定，对企业使用劳务派遣工的数量起到了一定的限制作用。但是为了追求经济发展目标，地方政府有强烈动机保留相当比例的劳务派遣合同工，并且很多劳务公司和地方政府或劳动部门有隶属关系（Gallagher 等，2013），同时新修订的劳务派遣规定仍然有不明确的地方，如对临时性、辅助性岗位定义模糊，从而造成劳务派遣工仍大量存在。调研发现很多企业在主营业务岗位仍然使用劳务派遣合同，并且超比例使用现象较为普遍（王晓霞，2014）。现有的研究表明临时工和劳务派遣工的工资、保险、福利等显著低于正式员工（魏东霞和谌新民，2016），其组织关系、得到的物质性投入、发展性投入以及工作满意度也都低于正式工（谢玉华等，2013）。另一方面，临时工和劳务派遣工往往就业不稳定，而就业是否稳定与员工收入息息相关，研究表明稳定就业的农民工工资更高、工作转换率更低、更容易融入城市（黄乾，2009；谢勇，2015），稳定就业与非稳定就业人群之间的工资收入差距也在不断扩大（罗楚亮，2008），而就业不稳定的主要是低学历工人、低职位工人、私企工人、女性工人等弱势群体（孟凡强和吴江，2013）。从以上研究可以看出，与劳务派遣、临时工伴随的是就业的不稳定和各项工资福利的降低，更为重要的是成为临时工的更可能是农民工、低学历工或女性工等弱势群体，从而造成这些弱势群体处于更加不利的地位。

然而，目前还没有从经济学角度研究我国劳动力市场管制对企业雇佣合同类型选择影响的文献。在我国劳动力市场管制越来越严格的今天，评价劳动力市场管制对企业雇佣合同选择的影响具有重要的现实意义，有利于相关政府部门设计更加合理，并考虑各方主体利益的劳动力市场政策和法规，促进劳动者稳定就业和收入增长，并推动我国经济高质量发展。基于此，本文研究劳动力市场管制对企业雇佣合同类型选择的影响，并进一步讨论管制对其他雇佣结构如技能结构、性别结构，以及员工培训的影响。本文的研究发现：企业受到更强的劳动力市场管制虽然会增加雇佣总人数，但是却会提高临时工合同使用比例，进一步的研究发现劳动力市场管制并不会改变企业的技能结构和性别结构，但会减少企业对员工培训的比例。

本文之后的安排如下：第二部分是文献综述；第三部分是研究设计与数据来源，对数据和计量模型进行了介绍；第四部分是实证分析，包括基准回归、稳健性检验、内生性处理，并进一步讨论劳动力市场管制对企业其他雇佣结构和培训的影响；最后是全文总结。

二、文献综述

关于我国劳动力市场管制的研究相对较少，部分研究对2008 年颁布的新《劳动合同法》的后果进行了检验。研究发现《劳动合同法》的实施会增加员工签订书面合同的比率、增加社保覆盖率和工会参与率（Meng，2017；Li 和Freeman，2015）；但是却会对就业水平造成负向影响（黄平，2012；刘家强等，2018）；而《劳动合同法》中关于员工工作10年可以转为无固定期限合同的规定可能导致工作将近10 年的员工被解雇概率提升（Akee等，2019；刘庆玉，2016）。同时，现有的研究发现《劳动合同法》的实施会增加企业用工成本（沈永建等，2017），但是却没有增加弱势劳动者的收入，反而加大了收入差距（陈东和刘金东，2014）。另一支文献研究了《劳动合同法》对企业层面创新或投资的影响，表明《劳动合同法》会促使企业增加创新行为，尤其对劳动密集型产业效果更加明显（倪骁然和朱玉杰，2016），但对低劳动生产率企业的创新会产生负向影响（何强等，2019）。刘媛媛和刘斌（2014）的研究发现新《劳动合同法》会增加企业的用工成本粘性，并导致企业更多投资机器以替代人工，这两种效应都在民营企业表现更明显；但对于企业一般性的投资水平，现有研究发现《劳动合同法》会对其产生负向影响（潘红波和陈世来，2017）。除此之外，也有少量国外文献研究了劳动力市场管制和企业临时工雇佣之间的关系，发现劳动保护会促使企业更多使用临时工（Kahn，2007；Hijzen 等，2017）或劳务派遣合同工（Chaurey，2015），从而造成劳动流动率过高。

综合以上文献可以看出：当前关于我国劳动力市场管制的研究主要集中在其对员工合同签订、社保覆盖、工会参与、就业的影响以及对企业创新和投资的影响。关于劳动力市场管制对企业临时合同选择影响的相关研究还明显不足。

中国的《劳动合同法》规定用人单位与劳动者建立劳动关系的一个月内必须订立书面合同；一年不签书面合同则视为签订了无固定期限合同；连续订立二次固定期限劳动合同的，续订合同应当签订无固定期限合同；该法对合同的解除、终止和赔偿也进行了详细的规定。这些规定均提升了企业解雇的难度，降低了用工灵活性，提升了劳动力使用成本。追求利润最大化的企业可能更多使用临时工以增加用工灵活性，如《劳动合同法》规定合同种类可以包括：以完成一定工作任务为期限的劳动合同、非全日制合同或劳务派遣合同，同时其对劳务派遣的适用岗位定义也较为模糊，政府部门对临时工社保等费用的缴纳监管也更为宽松，这些规定或安排均增加了企业使用临时合同以规避相关法律、法规的可能性。基于此，本文研究我国劳动力市场管制对企业雇佣合同类型选择的影响，具体来说：研究劳动力市场管制是否导致企业更多雇用临时工，由于临时工更可能是低技能劳动力和女性劳动力，企业对临时工提供培训的激励也更弱，因此本文进一步检验了劳动力市场管制对企业雇佣的技能结构、性别结构和员工培训的影响。

三、研究设计与数据来源

（一）数据介绍

本文的研究选用世界银行2012 年中国企业营商环境调查数据。选择该数据的原因是该数据是当前唯一可以公开获得的包含较丰富劳动力雇佣信息和企业面临的劳动力市场管制情况的数据集。并且数据调查时间在2008 年《劳动合同法》的实施之后，可以有效捕捉到最新的劳动力市场管制情况。该数据根据企业的所属行业、规模和地点通过分层随机抽样方法进行调查，调查地点包括北京、成都、大连、东莞等25 个城市，调查行业包括制造业和服务业的19 个行业，调查内容包括企业基本信息、基础设施与服务、销售与供货、财务、政企关系、用工等13 个类别的信息。经过数据处理，最终获得2 657 个包含制造业和服务业的样本供基准研究使用。

（二）计量模型

本文考察我国劳动力市场管制对企业雇佣合同类型选择的影响，因此设定如下线性计量模型：

其中基准模型被解释变量yi根据研究需要包括企业i的总员工数的对数（worker）、正式工人数的对数（perman）、临时工人数的对数（temp）和临时工比例（tempro）；regulationi为核心解释变量，表示企业i受到的劳动力市场管制水平；Xi表示企业层面的一系列控制变量，包括是否国有控股、是否外资控股、信息化应用水平、金融约束情况、存续年份、企业规模、是否有新产品、是否有多于一个的运营单位、是否出口等；同时还控制了行业和城市固定效应，μi为误差项。

（三）变量定义

被解释变量：问卷中包括对企业2011 年正式工（perman）和临时工（temp）的雇佣人数调查，两者相加作为企业总雇员数（worker），三者均取对数度量。临时工比例（tempro）使用临时工人数除以总雇员人数度量。

核心解释变量（regulation）：借鉴吕铁和王海成（2015）的度量方法，使用企业主观评价其实际经受的劳动管制程度作为劳动力市场管制水平的度量，根据问卷问题“劳动管制在多大程度上影响企业的运行”来定义，取值0 到4 分别代表“无影响”到“非常严重的阻碍”共五个等级。这种度量的好处在于能够真实度量出企业实际面对的劳动力市场管制水平，但缺点在于无法具体识别出是哪种法律、法规或条款带来的管制水平。与此对应的是直接通过某种法律、法规的设置和实施来度量，但此种度量的缺点在于我们无法知道法规在具体的实施中是否得到执行，尤其对于中国这样的大国，相关法规的执行主要依赖地方政府，而地方政府的主要目标是经济增长，有动机调整实际的执行程度（Gallagher等，2013；Meng，2017）。两种度量方法各有优缺点。

控制变量：（1）是否国企（state），若国有控股超过一半取值1，否则取0。国有企业往往执行劳动法规最为严格，并且在一些低端和临时岗位上大量使用劳务派遣工，个别国企超过60%的员工都是劳务派遣工①相关报道可见：“一些国企劳务派遣用工比例超60% 专家称应警惕”，中国新闻网，网址http://www.chinanews.com/fz/2014/05-20/6188275.shtml。，因此，国企使用临时工的效应可能更大。（2）是否外资控股（foreign），若外资控股超过一半取1，否则取0。外资企业要求的人力资本更高，因此理论上并不会过多使用临时工。（3）信息化应用水平（comp），以使用电脑工作的员工比例度量，同外资变量一样，信息化应用水平高的企业员工人力资本水平更高，因此并不会更多雇用临时工。（4）受到的金融约束程度（obfinance），以0 到4 共五个等级代表从低到高的约束程度，受到金融约束程度高表示企业筹资更困难，实力相对更弱，因此更容易雇用临时工。（5）企业存续年份（year），成立时间长的企业运营能力更强，理论上更愿意雇用稳定长期工。（6）企业规模（size），以企业销售额度量，并取对数，企业规模大其雇用劳动力也会更多，但并没有理论说明具体某种类型劳动力的雇用比例情况。（7）过去一年是否有新产品或服务（newproduct），“是”取1，“否”取0，若有新产品或服务代表企业创新能力更强，创新能力强的企业拥有更高的盈利能力，理论上并不会雇用更多临时工。（8）是否有多于一个的运营单位（moreop），“是”取1，“否”取0。若有更多的运营单位，表示企业规模更大，用工更多。（9）是否出口（ifex），“是”取1，“否”取0，我国出口企业往往属于劳动密集型产业，因此雇佣员工以及临时工都会更多。除以上变量外，我们还控制了行业和城市效应，以尽可能减少不可观测因素带来的内生性问题。表1 为本文所使用变量的描述性统计。

表1 变量描述性统计

四、实证分析

（一）基准回归结果

表2 报告了基准回归结果，每一列都包含了所有控制变量和城市、行业固定效应，被解释变量分别为企业雇佣总人数的对数、正式工人数的对数、临时工人数的对数以及临时工比例。第（1）列回归结果显示，在控制其他因素不变的情况下，企业受到的劳动力市场管制水平上升1 个强度，会促使企业多雇用5.7%的总员工人数，这一结果在5%的水平下显著，表明劳动力市场管制加强会增加就业。但是第（2）列结果显示劳动力市场管制对正式员工雇佣数量的影响不显著，且系数很小，仅为0.9%。第（3）列显示管制对企业雇佣临时工人数有非常大的效应，管制增强1 个单位导致企业多雇用30.3%的临时工，并且在1%的水平下显著。从前3 列的结果我们可以推测：企业面临更强的劳动力市场管制会增加雇员总人数，但是增加的数量可能主要来自临时工，而不是正式工。第（4）列的被解释变量为企业雇用临时工比例（取值0—100），结果显示企业面对的劳动管制水平增加1 个单位，临时工比例增加3.286%，并且在1%的水平下显著，此系数表明面对更严格的劳动力市场管制，在控制其他因素不变的情况下，企业会更多雇用临时工进行规避，相应正式工比例则会降低。从表1 描述统计可见，样本企业平均临时工比例为7.752%，回归系数3.286%占到此平均比例的42.38%，具有相当大的效果。

表2 劳动力市场管制对就业及合同构成的影响

（二）稳健性检验①因篇幅所限，本文省略了异质性的检验结果。感兴趣的读者可在《经济科学》官网论文页面“附录与扩展”栏目下载。

根据本文的主题，本部分对劳动力市场管制与企业临时工雇佣比例的关系进行稳健性检验。本文主要从以下六个方面对结果进行稳健性检验：第一，由于数据为一年内企业的雇佣数量，对人数或比例的回归结果虽然表明企业雇用临时工人数增多，但临时工很可能是季节性用工，仅在一年中特定时间工作，名义上数量或比例的增加并不一定代表实际使用时间的增多。比如，同样的临时工人数，某些企业全年都在使用临时工，而另外一些企业只雇用临时工工作一个季度，此时用人数衡量会带来偏差。因此，将被解释变量换为企业临时工的平均雇佣时长（月），更能体现企业对临时工的实际使用时间，回归结果见表3 第（1）列，结果显示企业受到的管制水平增强会增加企业临时工工作时长，并且在1%水平下显著。第二，由于临时工工作时长比正式工短，临时工人数和正式工人数获得同等权重可能并不合理，因此将临时工的权重调整为0.5 重新进行计算和回归，回归结果见表3 第（2）列，结果仍在1%的水平下显著为正，系数则比基准回归有所减小。第三，将解释变量换为“企业是否受到劳动力市场管制”（ifregulation）的0—1 二元变量，这种度量更能体现是否受到管制的两类企业的差别，第（3）列回归结果同样在1%的水平下显著为正，受到管制的企业使用临时工比例会增加3.187%。第四，将解释变量换为“经理处理管制花费的时间占总工作时间的比例”（regutime），此项同样代表了企业实际受到的管制水平，需要注意此变量并不是劳动力市场管制，但劳动力市场管制属于其子集，因此同样可以得到一定的信息以检验稳健性。结果显示经理处理管制时间增加1%，企业雇用临时工比例增加2.388%，并且在1%水平下显著。第五，使用世界银行2005 年企业调查数据作检验，2005 年数据的解释变量为“同政府劳动部门的关系”（05regulation），从1 到6分为六等级，数字越大表示关系越差，可视为受到的管制程度越大，结果仍然在1%的水平下显著为正。第六，由于受到劳动力市场管制的企业和没有受到管制的企业各项特征有所不同，存在选择偏差问题，本文进一步将企业分为受到劳动力市场管制和没有受到劳动力市场管制两类，运用倾向得分匹配法①因篇幅所限，倾向得分匹配法的估计结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”。进一步检验结果的稳健性，结果仍支持本文结论。综上可以看出六种稳健性检验都表明劳动力市场管制对企业临时工雇佣具有显著的正向影响作用，表明本文的回归结果比较稳健。

表3 稳健性检验：更换被解释变量和解释变量的估计结果

（三）内生性处理

本部分讨论估计的内生性问题。②因篇幅所限，对本文内生性来源和三个工具变量选取依据更详细的讨论请见《经济科学》官网“附录与扩展”。内生性问题主要由遗漏变量、双向因果和测量误差导致。如果遗漏了某项同核心解释变量“劳动力市场管制”相关，且影响临时工比例的变量，则会造成估计偏误。对于双向因果，一方面，面对劳动力市场管制，企业为了规避受到的管制，增加用工灵活性，可能更多雇用临时工。另一方面，过多使用临时工属于用工不规范行为，可能导致劳动监管部门对其进行更多的管制，从而造成双向因果。对于测量误差，由于数据中劳动力市场管制程度由企业管理人员回答，其是否愿意诚实回答是需要解释的问题。由于本文使用的数据由世界银行而非国内政府机构组织进行调查，企业受访者可能更愿意回答真实情况。除此之外，在调查结束一段时间后，调查员还对调查样本进行了总共1 119 次的回访（数量占原始总样本数量2 848 的39.2%），并设计问题评估受访者之前的回答是否准确或刻意隐瞒，经评估后剔除了明显不准确的样本，这些因素可以最大限度防止测量误差问题。

基于此，本部分寻找“企业受到劳动力市场管制程度”的工具变量以解决内生性问题。具体来说，本文选用以下三个工具变量：第一，企业受到的税收管制水平，使用问卷中“税收管制在多大程度上对企业造成阻碍”来度量，同样分为0到4共五个等级。税收征收管理和劳动力市场管制同样属于政府对企业的管制，在征收或管理强度上存在相关性。尤其在面对经济波动时，地方政府会同时调节税收征收水平和劳动力市场管制水平以保证经济平稳发展，因此满足相关性要求。从企业需要缴纳的税款看，理论上没有会直接影响临时工雇佣的项目。2019年起员工各项社保等费用改由税务部门征收，但在数据调查的2012年仍然由劳动或社保部门进行管理，因此税收管制并不会直接影响企业的劳动雇佣行为。第二，参考吕铁和王海成（2015），选用地区层面工会人数占人口比例作为第二个工具变量。第三，选用地区①第二个和第三个工具变量的数据来自2012 年《中国劳动统计年鉴》和《中国统计年鉴》，由于缺少市级层面数据，本文采用省级层面相应数据作为工具变量。层面参与仲裁的劳动争议者占总就业人数比重作为第三个工具变量。这两个工具变量都刻画了地区层面的劳动力管制程度，因此放在一起进行讨论。两变量的相关性容易满足，一个地区的劳动力管制水平会影响微观企业经受的管制水平。关于外生性需要说明地区层面的劳动力市场管制变量仅通过微观个体企业受到的劳动力市场管制影响企业临时工的使用，而不会直接影响企业临时工雇佣。首先，这两个变量对于微观企业来说都属于地区层面“统一”的劳动力市场管制程度，地区管制程度的作用是在整体或平均意义上拉高或降低本地区所有企业经受的管制程度。但从微观企业的角度看，企业在日常雇佣决策过程中并不会关注统一的地区层面管制程度，而只会根据本企业实际经受的管制程度进行决策。其次，从地方劳动监管部门角度看，它并不会对所有企业施加一个统一程度的监管，针对不同企业的特征监管部门会采取或多或少不同的管制水平，从而在微观企业层面产生不同的劳动管制水平变量，通过具体企业的管制程度进而影响临时工雇佣而不是直接对其产生影响。

除本文已控制的变量外，现有的研究还发现劳动合同法对劳动密集度、人力资本水平不同的企业有着不同影响（黄平，2012；倪骁然和朱玉杰，2016；李建强和赵西亮，2020），这些变量基准回归中并没有包括，可能造成估计偏误，因此本文首先在OLS 基础上控制这两个变量进行回归。表4 中第（1）列在基准回归的基础上进一步控制了劳动密集度，度量方法参考李建强和赵西亮（2020），使用企业销售额除以员工总人数，并取对数度量。回归结果仍然在1%水平下显著为正，系数大小同基准回归几乎一样。第（2）列在控制劳动密集度的基础上进一步控制了企业人力资本水平，使用生产员工的受教育程度度量此变量。由于此变量仅对制造业企业进行了调查，而服务业样本缺少员工受教育程度的变量，因此估计中仅包括了制造业企业，回归结果仍在1%水平下显著为正。

表4 中（3）—（6）列报告了工具变量2SLS 回归结果，（3）—（5）列使用三个工具变量分别单独回归，最后一列同时使用三个工具变量进行回归。四种工具变量回归的Cragg-Donald Wald F statistic 统计量分别为：152.900、38.472、41.025 和 59.712，Kleibergen-Paap rk Wald F statistic 统计量分别为：81.555、33.402、28.843 和37.601，均高于Stock-Yogo 弱工具变量10%的临界值16.38，表明所使用的工具变量均不是弱工具变量。一阶段回归中除了第（6）列工会人数占人口比重不显著外，其他一阶段回归均至少在5%水平下显著，表明相关性基本满足。而同时使用三个工具变量的Hansen J statistic 过度识别检验的p值为0.4739，无法拒绝“所有工具变量都是外生的”原假设，说明使用的工具变量不是内生变量。第（3）列使用企业受税务管制程度作为工具变量的回归结果显示劳动力管制水平增加1 个单位，临时工比例增加4.668%，在5%水平下显著。第（4）列使用工会占人口比重作为工具变量的回归显示劳动力管制水平增加1 个单位，企业临时工比例增加8.329%，在5%水平下显著。第（5）列使用劳动争议者占总就业人数比重作为工具变量的回归显示劳动力市场管制水平增加1 个单位，企业临时工比例增加11.049%，在1%水平下显著。最后一列是同时使用三个工具变量的回归，结果显示企业劳动力市场管制水平增加1 个单位，雇佣临时工比例增加8.197%，在1%水平下显著。

表4 内生性处理：劳动力市场管制对临时工比例的影响

除此之外，两个地区层面工具变量仍有潜在不满足外生性的可能，如企业在进入某地区时会更多考虑地区层面的管制程度并同时决定了雇佣结构，从而造成工具变量不满足外生性。由于2008 年我国出台新《劳动合同法》之后地区劳动力市场管制才开始加强，因此由于企业新进入导致的不满足外生性的情况更可能出现在2008 年之后。基于此，本文删去了2007 年及之后才建立的企业样本进行工具变量回归，结果并没有改变。本文还通过使用理论上一阶段关系更小的员工人数少的企业样本进行工具变量证伪检验，结果同样支持了工具变量的有效性。①因篇幅所限，这两种工具变量有效性检验的具体结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”。

（四）进一步讨论：劳动力市场管制的其他效应

劳动力市场管制除了会影响企业临时工的雇佣外，还会从其他方面影响企业的雇佣结构：第一，低技能劳动力更可能成为临时工，因而劳动力市场管制可能会影响低技能劳动力比例。第二，同样的逻辑，由于生产性工人更多是低端劳动力，因此劳动力市场管制也可能对此类工人雇佣产生影响。第三，现实情况可以观察到女性就业往往受到歧视，更可能成为临时工，如果加强劳动力市场管制，企业可能会改变雇用女性员工的比例。第四，前文表明劳动力市场管制会增加企业雇用临时工比例，由于临时工在一个企业工作的时间更短，因此企业对员工提供培训的激励会更弱。可以预期企业在更多雇用临时工的情况下，会更少地提供员工培训。

表5 的被解释变量分别为企业雇用的技能工、生产工、女性员工比例，以及生产工和非生产工接受培训的比例，由于服务业没有对这些变量进行调查，表5 仅包含制造业样本。结果显示企业面对劳动力市场管制的增加并不会增加技能工、生产工和女性工的雇佣比例。原因可能在于企业并没有因为更多使用临时工而改变技能结构或性别结构，只是在同等技能或性别结构下将一部分员工的雇佣合同转为临时合同。①有调查指出企业会将本应属于主营业务岗位或认定模糊的岗位视作临时性或辅助性工作，并使用劳务派遣以降低成本（王晓霞，2014）。而（4）、（5）列结果则显示劳动力市场管制会对员工接受培训造成负向影响，系数表示企业面对的劳动力市场管制增加1 个单位，接受培训的生产、非生产员工比例分别降低2.205%和2.938%，分别在5%和10%的水平下显著，主要原因在于企业雇用临时工增多会降低企业提供培训的激励，因为临时工在企业工作的时间会更短，这既不利于企业提升整体人力资本水平，也不利于员工提升自身技能，进而也会影响我国高级技工的培养。因此，劳动力市场管制可能也是近年来我国“技工荒”问题出现的原因之一。

表5 劳动力市场管制对其他雇佣结构和培训的影响

五、结论与启示

本文使用世界银行2012 年中国企业营商环境调查数据，实证检验了劳动力市场管制与企业雇佣合同类型选择的关系。以企业实际经受的劳动力市场管制水平作为度量方法，研究发现：劳动力市场管制增强会导致企业更多雇用临时工，提高企业雇员中临时工的比例，经过稳健性检验和内生性处理后结果仍然成立。进一步检验发现管制对企业雇佣员工的技能结构和性别结构没有影响，但会导致企业减少对员工的培训。在我国劳动力市场管制越来越完善和严格的背景下，本文首次使用中国的数据对劳动力市场管制与企业雇佣合同类型的关系进行了检验，具有一定的现实意义。

本文的实证结果表明企业面对严格的劳动力市场管制会更多雇用临时工进行规避，这会造成劳动者就业不稳定，结合以往的文献可知：就业不稳定、成为临时工会造成劳动者收入的降低和相关福利的减少。本文的研究则发现劳动管制会降低企业提供培训的激励，不利于劳动者的长期发展。而对于农民工，就业不稳定会降低其对城市的融入感，不利于实现市民化和促进城乡融合。另一方面，从企业角度看，虽然企业被迫使用临时工是其面对劳动力市场管制的最优选择，但如果管制减少，企业会更多雇用正式工，这更有利于企业生产率的提高和长期发展。综上所述，本文认为在我国劳动力成本不断上升和劳动力市场保护越来越完善的今天，如何制定和执行合适的劳动力市场政策至关重要，如果对企业用工管制过于严格，有可能造成企业和弱势劳动者两败俱伤的结果。因此，在制定劳动力市场管制法律、法规时要考虑可能造成的后果，制定既可以保护劳动者合法利益，又不至于过大影响企业运行的制度。比如，可以考虑在法规的设置上对不同类型的企业区别对待，扶持小企业发展。除此之外，由于临时工的各项权益无法保证，在法律、法规的制定上可以进一步完善对临时工各项福利的保障，以减少企业过度利用临时工的投机行为。

最后，应当指出本文的不完善之处，本文使用企业自评实际经受的劳动力市场管制水平度量管制变量，这种度量方法无法识别出到底是哪项具体法规或政策在起作用。今后的研究需要对具体政策或法律进行识别，两种方法结合以更精确评价我国劳动力市场管制的经济后果。