勞動保護是否限制企業的用工靈活性

劉斌 李冰心 王雷

(重慶大學經濟與工商管理學院，四川重慶40045)

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勞動保護是否限制企業的用工靈活性

劉斌 李冰心 王雷

(重慶大學經濟與工商管理學院，四川重慶40045)

基于勞動保護的不同維度，本文使用我國上市公司數據實證考察勞動保護是否限制企業的用工靈活性。實證檢驗的結果表明：隨著我國勞動保護的加強，企業的用工靈活性顯著降低，具體表現為勞動保護加劇了企業的員工薪酬粘性和用工粘性，還降低了企業的勞動需求彈性。這意味著企業根據自身經營情況和外部勞動市場價格變化而調整員工薪酬和雇傭數量的能力下降。進一步的研究還發現：勞動保護限制企業用工靈活性的現象在民營性質、勞動密集度較高和規模較小的企業中表現得更為明顯。

勞動保護； 員工薪酬粘性； 用工粘性； 勞動需求彈性

一、引言

為了加強對勞動者合法權益的保護力度，構建穩定與和諧的勞動關系，我國不斷推進勞動力市場制度改革。先后于2004年實施《最低工資規定》、2008年實施《勞動合同法》等，這些法律制度的頒布和實施均在很大程度上提高了對勞動者合法權益的保護力度。然而，理論和實務界對我國勞動保護制度實施的經濟后果一直存在激烈的爭論。一種觀點認為：勞動保護制度能夠增強勞動保護、提高勞動者對企業的認同、促進企業創新，最終有利于國家、企業和勞動者三方的利益(常凱，2008)[1]；另一種觀點則認為：勞動保護的加強將提升企業用工成本和調整成本，進而會降低企業利潤、增加失業，從長遠上看將導致勞動者、企業和國家的“三輸”(董保華，2007)[2]。然而，在我國勞動保護制度演變的過程中，卻較少有學者為此提供更為直接的經驗證據。

從理論上看，勞動保護制度變遷最直接的經濟后果表現為就業水平和員工工資的變化(Wiel，2010)[3]。然而，勞動保護對企業用工行為產生影響的理論和實證研究并未達成統一結論，而且相關的研究多是針對發達國家展開，緊密切合我國經濟社會發展和勞動市場制度變遷展開的討論較少。隨著我國勞動保護制度的推進，學者們也開始關注我國勞動保護的微觀經濟后果。現有研究已經涉及我國《勞動合同法》的實施對企業用工成本和勞動力調整(張繼彤，2009；程延園和楊柳，2010)[4,5]、員工薪酬和勞動力需求彈性(Cui，2013)[6]、企業雇傭(Cooper等，2013)[7]以及制造業上市公司人工成本粘性(劉媛媛和劉斌，2014)[8]的影響。但上述研究仍需進一步拓展：(1)使用調查數據的研究雖然可以更為直觀地尋找要研究問題的答案，但鑒于調查對象的代表性、調查問卷設計的質量、問卷回收率等方面可能存在的不足，使得有必要利用大樣本數據展開進一步的實證考察；(2)僅僅從《勞動合同法》的單一視角考察勞動保護的影響存在一定的不足，2008年后我國經濟社會制度和環境發生了較大的變化，僅僅將上述結果歸因于《勞動合同法》的影響難免缺乏可靠性，還需要結合勞動保護制度的其他方面進行綜合考察；(3)劉媛媛和劉斌(2014)僅使用制造業上市公司的數據，鑒于制造業企業存在的行業特性，這些研究結論也不能簡單地推廣至其他行業，從而增加研究結論的普適性。

為此，迫切需要基于我國經濟社會發展和勞動市場制度演進的固有特征，結合我國勞動保護的更多維度、使用更廣泛的樣本數據深入考察勞動保護的加強對企業人工成本粘性和勞動需求彈性的影響。具體而言，本文期望回答如下三個問題：一是在勞動保護加強的情況下，企業根據自身業務量變化而靈活調整用工成本和用工數量的能力是否有所下降；二是勞動保護加強是否會影響企業根據勞動市場價格變化而靈活調整用工數量的能力；三是異質性企業受到的上述影響是否存在差異。相較于之前的文獻，對這些問題進行深入探討具有如下的貢獻：(1)綜合使用勞動保護制度的多個維度展開實證考察，增加了研究結果的可靠性和全面性；(2)將企業用工成本和用工數量納入統一的分析框架，并且在具體分析過程中，對之前的模型進行了適當的拓展，可以從更深層面剖析企業受勞動保護影響所表現出的用工行為和員工薪酬變化；(3)使用我國上市公司大樣本數據展開實證研究也豐富了發展中國家勞動保護制度經濟效應的研究，同時，按照樣本企業的特征進行分組檢驗，也更能凸顯出異質性企業受到勞動保護影響的差異。

二、理論分析與假設提出

(一)相關文獻回顧

勞動市場制度變遷最直接的經濟后果表現為就業水平和職工薪酬變化(Wiel，2010)[3]。結合研究主旨，本文對勞動保護與企業雇傭成本、勞動保護與企業調整成本兩個方面的文獻進行述評。

關于勞動保護與企業雇傭成本的研究存在兩種理論，分別是認為勞動保護增加了員工工資，從而提高企業雇傭成本的“內部人/外部人”理論(Insider/Outsider Theory，Oi，1962；Bertola，1990)[9,10]，以及傾向于認為勞動保護降低企業雇傭成本的“競爭經濟”理論(Competitive Economy Theory，Lazear，1990)[11]。而且，這兩種理論均得到一些實證文獻的支持。支持“內部人/外部人”理論的文獻相對較多，例如，Wiel(2010)利用荷蘭公司的員工調查數據進行的研究證實勞動保護導致在職職工的工資增加[3]；馬雙等(2012)[12]、Cui等(2013)[6]及劉媛媛和劉斌(2014)[8]利用我國最低工資制度和《勞動合同法》實施展開的實證研究也為勞動保護提高在職職工工資提供了直接或間接的證據。對“競爭經濟”理論提供經驗支持的文獻較少，代表性文獻如Kan和Lin(2011)[13]與Lin(2013)[14]利用我國臺灣省企業數據進行的實證研究均表明：勞動保護的加強減少了企業員工工資。

有關勞動保護增加企業調整成本的理論指出：勞動保護阻礙企業根據自身經營環境和外部需求變化對員工和業務進行優化調整的能力(Hopenhayn和Rogerson，1993)[15]。傳統勞動經濟學理論也認為勞動保護帶來的解雇成本降低了企業雇傭調整與經濟沖擊之間的敏感性：當經濟處于下行區間，解雇成本的存在使得解雇的數量減少；在經濟上行區間，因為意識到未來解雇員工的成本，使得企業雇傭新員工的意愿下降(Oi，1962；Nickell，1986；Hamermesh，1995)[9，16,17]。實證研究方面，Messina和Vallanti(2007)使用14個歐洲國家企業數據[18]、Almeida和Susanli(2012)使用63個發展中國家企業數據[19]、Banker等(2013)使用19個OECD國家數據的實證分析均直接或間接地證明了上述理論[20]。我國學者孫睿君(2010)使用工業企業數據的研究發現，我國國有及規模以上非國有工業企業的就業調整存在明顯的剛性[21]；Cui等(2013)[6]以及劉媛媛和劉斌(2014)[8]借助于我國《勞動合同法》實施帶來的契機，分別考察了勞動保護對企業勞動力需求彈性和人工成本粘性的影響。

(二)勞動保護與企業員工薪酬粘性和用工粘性

勞動保護對企業用工成本的影響并不是簡單意義上的“增加”二字(劉媛媛和劉斌，2014)[8]，勞動保護增加會導致人工成本更多地表現為：當企業需要減員或降低工資時，由于存在勞動保護，企業解除勞動合同或壓縮員工工資的難度加大，由此導致企業出現員工薪酬粘性和用工粘性。微觀經濟學理論指出：追求利潤最大化的企業，其解雇員工的基礎標準是：員工勞動生產率與工資之間的比較關系。但由于勞動保護所導致的用工成本和解雇成本，其解雇員工的可能性降低，因為還需要考慮到“現實解雇成本與員工未來效率損失的現值之比”(Oi，1962)[9]。如果前者大于后者，追求利潤最大化的企業也不會解雇員工，從而導致Anderson等(2003)發現的成本粘性[22]。

正如上文分析所指出的，我國勞動保護制度旨在保護勞動者的合法權益，不僅提高了企業的用工成本，還加大了企業調低員工工資和解雇員工的難度。一方面，我國實施的最低工資、《勞動合同法》等勞動保護政策提高了員工薪酬的同時，相關規定還加強了企業調整員工薪酬的難度。特別是《勞動合同法》中明確規定，企業工資不能低于最低工資標準，并且對實習工資等也有明確要求，而我國各地區最低工資一直保持增長的趨勢，這加大了企業員工薪酬粘性。另一方面，我國勞動保護制度還逐漸加強了對企業解雇員工的管制和要求，并增加了簽訂無固定期限合同、解雇員工的補償金等條款，顯著加大了解雇成本，因此，理性的企業可能在業務下降時不能及時地縮減員工規模，同時考慮到未來解雇員工的困難，在業務上升時也不愿意雇傭更多的員工，從而導致員工數量調整存在粘性。

另外，Gupta(1975)在引入要素價格和預期因素之后，用模型刻畫了企業勞動力需求的調整過程。其分析結論表明：經濟環境變化和預期不確定性對企業用工數量的影響比對工作時間的影響要顯得滯后，這意味著當企業面臨需求上升時，會通過增加員工的工作時間，以應對臨時性的勞動力需求；同樣地，當企業面臨需求下降時，可以通過減少員工的工作時間以避免解雇較多的員工。他還進一步指出，如果企業面臨的解雇成本較高時，會增加使用工作時間來應對外部需求變化的程度[23]。因此，本文認為我國勞動保護帶來的調整成本會促使企業更多地調整現有員工的工作時間來應對外部需求變化，從而表現出雇傭員工數量與外部需求變化之間的相關性降低，表現出一定的員工調整粘性。基于上述分析，本文提出如下假設。

H1 保持其他條件不變，勞動保護加強了企業員工薪酬粘性和用工粘性。

(三)勞動保護與企業勞動需求彈性

本文要考察的企業勞動需求彈性是指企業根據勞動力價格而做出的勞動需求行為，即企業勞動力需求與勞動力價格之間的敏感性。根據前文的分析，本文認為勞動保護帶來的調整成本不僅降低企業雇傭與收入波動之間的敏感性，還會進一步降低企業雇傭規模與勞動力成本之間的敏感性。在通常狀況下，勞動力成本與勞動需求之間呈負相關關系，即勞動力價格上漲會使得對其的需求降低，而勞動力價格下降會增加對勞動力的需求。但是，如果存在勞動保護帶來的雇傭成本和解雇成本，情況將發生變化。Sargent(1978)的理論分析表明，企業的勞動力需求不僅受當期勞動力成本和一些外生因素的影響，還會受到這些外生因素預期水平的影響[24]。勞動保護因其會帶來用工成本和解雇成本的增加，成為影響企業勞動力需求的重要外生制度因素。Bertola(1990)建立局部均衡模型的分析結果也指出，用工成本和解雇成本構成的調整成本影響企業用工需求的重要方面。他認為當企業面臨勞動力價格下降時，預期到未來較高的解雇成本，企業的勞動需求將低于沒有調整成本的水平；同樣地，解雇成本也使得企業不能及時跟隨勞動力價格上升而做出解雇決策，致使企業的勞動力雇傭數量高于沒有調整成本時的水平[10]。

上述理論分析表明企業決定其勞動需求數量不僅要考慮當期的勞動力價格，還需要平衡未來雇傭或解雇員工所造成的相關成本。因此，勞動保護帶來的解雇成本增加會使企業的雇傭曲線趨于平緩(劉彩鳳，2008)[25]。具體表現為：面對勞動者價格下降時，企業會延緩雇傭，或者在雇傭時采取相對謹慎的態度，以盡量避免發生解雇時發生較多的解雇成本；當勞動力價格上升時，較高的解雇成本也會使得企業保留冗員或者減少、延緩解雇。上述現象的發生一定程度上弱化了企業雇傭水平與勞動力價格之間的負向關系，從而降低了企業的勞動需求彈性。基于上述分析，本文提出如下假設。

H2 保持其他條件不變，勞動保護降低了企業勞動需求與勞動力成本之間的敏感性。

三、樣本選擇與研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

選擇2001—2013年我國滬深A股非金融上市公司作為初始樣本，按照研究習慣和本文的研究邏輯，對樣本做如下選擇：(1)剔除如下指標非正的樣本：資產合計、凈經營資產、凈資產、營業收入、凈利潤、經營利潤、職工薪酬，因為這些指標為負，表明企業經營狀況很不正常，將這些樣本納入回歸檢驗，會影響結論的普適性和可靠性；(2)剔除上市不足兩年的樣本，主要是因為一些指標的計算需要連續兩年的指標值。

本文的初始財務變量主要來源于CSMAR數據庫，實際控制人性質和所屬地區來自于CCER數據庫；各地區最低工資根據國家相關部委和地方政府網站、政策法規、統計公報等披露的信息，經手工整理得到；地區工會化率計算中涉及到的參加工會的職工數取自各年度《中國工會年鑒》，各地區參加社會保險的職工數取自《中國勞動統計年鑒》，各地區就業人數來自各地區各年的《統計年鑒》。另外，為了控制異常值的影響，對各連續變量均進行了上下1%的Winsorize處理。

(二)模型構建與變量定義

1. 勞動保護變量的構建

因為勞動保護涉及的內容太廣泛，很難對其進行明確的界定和測量。同時，受到文化、制度、法律和政治等因素的影響，勞動力市場比其他市場的作用機制要更為復雜。根據法律和制度所涉及的不同內容，可將其分為如下幾類(都陽，2014)[26]：一是規范就業關系的制度，如我國的《勞動合同法》；二是規范產業關系的法律，涉及到集團談判、工人參與企業管理等方面；三是社會保障有關的法律；四是旨在促進就業和擴大再就業的積極的勞動力市場政策等。

遵循上述分類，本文從四個維度尋找勞動保護的代理變量：(1)《勞動合同法》的實施。我國于2008年開始執行《勞動合同法》，該部法律帶有明顯的傾向性，加大了對勞動者的保護力度，同時對企業的用工行為進行了限制，增加了企業的人工成本(劉彩鳳，2008)[25]。因此，借鑒劉媛媛和劉斌(2014)等研究，將《勞動合同法》的實施作為度量勞動保護的第一個代理變量，記為LaborLaw，當樣本處于2001—2007年間時，LaborLaw取值為0，當樣本處于2008—2013年間時，該指標取值為1。(2)是否上調最低工資標準。之前的研究表明，最低工資制度能起到保護勞動者合法收益權的作用(馬雙等，2012)[12]，為此，本文使用各地區是否上調最低工資制度作為第二個勞動保護的代理變量，記為MiniWage，當某一省市當年上調最低工資標準，則MiniWage取值1，否則取值0。(3)各地區工會化水平。鑒于大范圍的企業層面設立工會的數據難以獲取，Budd等(2014)等文獻使用地區層面的工會化水平來代替[27]，借鑒他們的研究，本文使用各省市工會化水平作為勞動保護的第三個代理變量，記為Union。它等于地區工會職工數/地區就業人數。(4)社會保險覆蓋率。與第三個指標的設置思路類似，本文使用地區層面的社會保險的平均覆蓋率作為勞動保護的第四個代理變量，記為Social，它等于各地區五類社會保險覆蓋率的平均值，各類社會保險的覆蓋率等于參與該類社會保險的人數/地區就業人數。

2. 勞動保護與企業員工薪酬粘性和用工粘性

借鑒Banker等(2013)與劉媛媛和劉斌(2014)的研究思路[8,19]，但與這些文獻不同的是：本文使用員工薪酬和員工數量的變化相較于收入變化的敏感性來直接度量人工成本粘性。

為了檢驗員工薪酬粘性和用工粘性是否存在，借鑒Anderson等(2003)的方法[22]，設立如下兩個模型

DaltaLnPayit=α0+α1itDaltaLnSaleit+α2itDecit*DaltaLnSaleit+εit

(1)

DaltaLnEmpit=α0+α1itDaltaLnSaleit+α2itDecit*DaltaLnSaleit+εit

(2)

其中DatlaLnPay和DatlaLnEmp分別表示員工薪酬和雇員規模的變化，DaltaLnSale表示企業營業收入的變化；Dec為營業收入同比下降的虛擬變量。如果上述兩個模型中的α2it為負，說明存在薪酬粘性和用工粘性。

進一步地，在上述模型中納入勞動保護變量，借鑒Banker等(2013)與劉媛媛和劉斌(2014)的做法[8，19]，提出如下α1it和α2it的影響因素模型

α1it=β0+β1itProtectionit+β2GDPit+β3itLaborIntit+β4itPrivateit+v1it

(3)

α2it=δ0+δ1itProtectionit+δ2GDPit+δ3itLaborIntit+δ4itPrivateit+δ5itLagDecit+v2it

(4)

其中，Protection表示勞動保護的四個代理變量，分別為2008年《勞動合同法》實施的虛擬變量(LaborLaw)、提高最低工資的虛擬變量(MiniWage)、各地區工會化率(Union)和社會保險覆蓋率(Social)；GDP為各地區GDP增長率，LaborInt為企業的勞動密集度，Private為企業股權性質的虛擬變量。將模型(3)和(4)分別納入模型(1)和(2)得到如下回歸模型

DaltaLnPayit=α0+(β0+β1itProtectionit+β2itGDPit+β3itLaborIntit+β4itPrivateit+v1it)DaltaLnSaleit+(δ0+δ1itProtectionit+δ2itGDPit+δ3itLaborIntit+δ4itPrivateit+v2it)Decit*DaltaLnSaleit+εit

(5)

DaltaLnEmpit=α0+(β0+β1itProtectionit+β2itGDPit+β3itLaborIntit+β4itPrivateit+v1it)DaltaLnSaleit+(δ0+δ1itProtectionit+δ2itGDPit+δ3itLaborIntit+δ4itPrivateit+δ5itLagDecit+v2it)Decit*DaltaLnSaleit+εit

(6)

在模型(5)和(6)中，若δ1it為負，則表明勞動保護加劇了企業的薪酬粘性和用工粘性。

3. 勞動保護與企業勞動需求彈性

借鑒Cui等(2013)[6]等文獻設立如下模型考察勞動保護對企業勞動需求彈性的影響

LnEmployeeit=λ0+λ1LnAverPayit+λ2Protectionit+λ3LnAverPayit*Protectionit+λ4Growthit+λ5Sizeit+λ6Levit+λ7ROAit+λ8LaborIntit+?it

(7)

其中，LnEmployee表示企業雇員規模，LnAverPay表示企業人均薪酬，Protection表示勞動保護的四個變量，Growth為企業營業收入增長率，Size表示企業規模，Lev表示資產負債率，ROA表示盈利能力，LaborInt表示勞動密集度。根據經濟學理論，λ1將顯著為負，如果模型(7)中的λ3顯著為正，說明勞動保護降低了企業勞動需求與勞動力價格的敏感性。

上述主要變量的定義如表1所示。

四、實證結果分析與拓展性檢驗

(一)變量的描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計結果。從員工薪酬(DaltaLnPay)、員工人數(DaltaLnEmp)、企業營業收入變化(DaltaLnSale)、雇員規模(LnEmployee)及人均薪酬(LnAverPay)的統計結果可以發現，這些變量在樣本間的差異較為明顯，主要源于企業在規模和行業特征上存在的差異。關于勞動保護指標，LaborLaw是按照時間分組的虛擬變量，工會化率(Union)的均值為0.366，說明我國的工會化水平仍較低，最低工資(MiniWage)的均值為0.631，說明在樣本期間多數省份都提高了最低工資標準；社會保險(Social)的均值為0.303，結合其他統計量的情況可以看出，不同地區間存在較大差異；營業收入同比下降(Dec)的比例約為1/3，上一期營業收入同比下降(LagDec)的比例為32.8%。

表1 變量定義

注：①員工薪酬(Pay)等于現金流量表中本年“支付給職工以及為職工支付的現金”減去高管薪酬總額，同時刪除了員工薪酬占比大于1和小于0的樣本；②員工數量等于員工總數減去高管數量。

表2 變量的描述性統計

表3 勞動保護與員工薪酬粘性

注：括號內的t值經過穩健標準誤調整，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

(二)勞動保護與企業員工薪酬粘性的回歸分析

表3報告了勞動保護與企業員工薪酬粘性關系的回歸結果。從中可以發現：在原模型中，DaltaLnSale的系數為0.362，Dec*DaltaLnSale的系數為-0.052，且分別在1%和5%水平上顯著。說明當企業業務量上升1%時薪酬成本增加幅度為0.362%，業務量減少1%時薪酬成本減少幅度為0.362%-0.052%=0.310%。在《勞動合同法》實施后，使得業務量下降1%時薪酬成本減少幅度為0.321%-0.205%=0.116%，說明《勞動合同法》的實施加劇了員工薪酬粘性達0.310%-0.116%=0.194個百分點。在使用工會化率作為勞動保護的代理變量回歸中，Union*Dec*DaltaLnSale的系數未達到統計意義上的顯著性水平，說明我國各地區的工會化水平從整體上沒有影響企業員工薪酬粘性。使用最低工資作為勞動保護代理變量的回歸中，MiniWage*Dec*DaltaLnSale的系數為負，且在1%水平上行顯著，表明最低工資上漲導致業務量下降1%時薪酬成本減少幅度為0.355%-0.167%=0.198%，說明最低工資上漲加劇員工薪酬粘性達到0.102個百分點。使用社會保險的回歸結果顯示，Social*Dec*DaltaLnSale的系數在1%水平上顯著為負，說明社會保險覆蓋面的上升加劇了企業的員工薪酬粘性，導致業務量下降1%時薪酬成本減少幅度為0.270%，進而加劇員工薪酬粘性0.040個百分點。上述結果說明：我國勞動保護的加強加劇了企業員工薪酬粘性，且在統計意義和經濟意義上均具有較高的顯著性水平，H1得到部分驗證。

表4 勞動保護與用工粘性

注：括號內的t值經過穩健標準誤調整，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

(三)勞動保護與企業用工粘性的回歸分析

表4報告了勞動保護對企業用工粘性影響的回歸結果。在原模型的回歸結果中，Dec*DaltaLnSale的系數顯著為負，說明企業存在用工粘性。在《勞動合同法》作為勞動保護代理變量的回歸中，LaborLaw*Dec*DaltaLnSale系數在1%水平上顯著為負，說明《勞動合同法》的實施顯著加劇了企業的用工粘性。以工會化率作為勞動保護代理變量的回歸中，Union*Dec*DaltaLnSale的系數達到10%的顯著水平，且為負數，說明工會化率的提高顯著增加了企業的用工粘性。使用最低工資作為勞動保護代理變量的回歸中，MiniWage*Dec*DaltaLnSale在1%水平上顯著為負，說明提高最低工資標準也會加劇企業的用工粘性。在社會保險作為勞動保護代理變量的回歸中，Social*Dec*DaltaLnSale的系數在10%水平上顯著為負，說明社會保險覆蓋率的提升在一定程度上加劇企業的用工粘性。將上述結果綜合起來可以發現，勞動保護顯著提高了企業的用工粘性，至此，H1得到證明。

(四)勞動保護與企業勞動需求彈性的回歸分析

關于勞動保護與企業勞動需求彈性關系的回歸結果報告在表5中。從表中可以發現，在三個回歸中，人均薪酬(LnAverPay)均在1%水平上顯著為負，說明勞動力成本越高，企業對勞動力的需求就越少，這與經濟學理論一致。當然，本文重點關注勞動保護對上述關系的影響。在《勞動合同法》作為勞動保護代理變量的回歸中，LaborLaw*LnAverPay系數為正，且在1%水平上顯著，說明《勞動合同法》的實施減弱了企業勞動需求對勞動力價格變化的敏感性。以工會化率作為勞動保護代理變量的回歸中，Union*LnAverPay為正但未達到統計意義上的顯著性水平，說明工會化水平的提升并未影響企業用工需求彈性。在以最低工資作為勞動保護代理變量的回歸中，MiniWage*LnAverPay系數為負且在1%水平上顯著，說明提高最低工資水平也會降低企業勞動需求彈性。Social*LnAverPay的系數為正但不顯著。綜上，勞動保護的加強減弱了企業面對勞動力價格變化而做出需求調整的能力，即減弱了企業勞動需求彈性，這與H2的分析一致。

表5 勞動保護與企業勞動需求彈性

注：括號內的t值經過穩健標準誤調整，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

五、拓展性檢驗與穩健性測試

為了考察勞動保護對企業帶來的沖擊是否受到企業異質性的影響，重點關注企業股權性質、勞動密集度和規模的影響。企業實際控制人性質決定了其是否受到政府的直接干預，從而影響到企業的雇傭決策和支付的薪酬水平；勞動密集度不同預示著企業對勞動要素的依賴程度不同，勞動保護加強對勞動密集型企業帶來的影響可能更大；企業規模大小會影響勞動保護加強情況下，企業內部要素再配置的能力。為了報告方便起見，本文僅列示以《勞動合同法》(LaborLaw)作為勞動保護代理變量的回歸結果*使用Union、MiniWage和Social作為勞動保護代理變量的檢驗結果與之基本相同，在此不再列示。。

(一)勞動保護與員工薪酬粘性的分組檢驗

表6報告了勞動保護與員工薪酬粘性的分組檢驗結果。按照股權性質分組檢驗的結果顯示，LaborLaw*Dec*DaltaLnSale的系數絕對值在民營企業組中更大(0.284>0.109)，Chow檢驗結果在1%水平上顯著，說明勞動保護加劇薪酬粘性的現象在民營企業中更加明顯。按照勞動密集度分組檢驗的結果表明，在勞動密集度較高組中LaborLaw*Dec*DaltaLnSale的系數絕對值顯著更大(0.273>0.110)，Chow檢驗在1%水平上顯著，說明勞動密集度較高的企業由于其勞動力成本占總成本的比重較高，勞動保護加強后，其調整的難度也較大，所以受到的影響更加明顯。同樣的現象還出現在規模較小的企業中，在規模較小的企業組中，LaborLaw*Dec*DaltaLnSale的系數顯著為負，但在規模較大組中，該系數不顯著，說明規模較大企業內部調整能力較強，從而在面對勞動保護時，其通過內部調整可以一定程度上緩解員工薪酬粘性。從整體上來看，上述結果表明勞動保護加劇員工薪酬粘性的現象在民營性質、勞動密集度較高和規模較小的企業中更加顯著。

表6 勞動保護與員工薪酬粘性：分組檢驗

注：括號內的t值經過穩健標準誤調整，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

(二)勞動保護與用工粘性的分組檢驗結果

表7報告了勞動保護與企業用工粘性的分組檢驗結果。在民營企業組中，LaborLaw*Dec*DaltaLnSale系數的絕對值為0.278，大于非民營企業組中的0.195，且Chow檢驗在10%水平上顯著，說明勞動保護加劇企業用工粘性的現象在民營企業組中表現得更為明顯。LaborLaw*Dec*DaltaLnSale系數的絕對值在勞動密集度較高組中較大(0.300>0.190)，且Chow檢驗在1%水平上顯著，說明相較于勞動密集度較低的企業而言，勞動密集度較高的樣本企業因為其勞動力數量較多，勞動保護加強帶來的影響更明顯。按照規模分組的檢驗結果顯示，規模較小組中LaborLaw*Dec*DaltaLnSale系數顯著為負，但在規模較大組中不顯著，這可能也是源于規模較大企業內部調整員工的能力較強。上述結果說明：勞動保護加劇企業用工粘性的現象在股權性質為民營、勞動密集度較高和規模較小的企業中更加明顯。

表7 勞動保護與用工粘性：分組檢驗

注：括號內的t值經過穩健標準誤調整，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

(三)勞動保護與勞動需求彈性的分組檢驗結果

表8報告了勞動保護與企業勞動需求彈性的分組檢驗結果。從該表中按照企業股權性質分組的檢驗結果中可以發現，LaborLaw*LnAverPay的系數在民營企業組中更大(0.236>0.082)，且Chow檢驗在1%水平上顯著，說明勞動保護降低企業勞動需求彈性的現象在民營企業中表現的更為明顯。在勞動密集度較高組中，LaborLaw*LnAverPay的系數為0.160，大于勞動密集度較低組的0.097，差異檢驗在5%水平上顯著，說明勞動保護對企業用工靈活性的影響在勞動密集度較高組中更加明顯。按照規模分組的檢驗結果顯示，LaborLaw*LnAverPay的系數在規模較小組中更大(0.191>0.128)，且Chow檢驗在10%水平上顯著，說明勞動保護降低企業勞動需求彈性的結果在規模較小企業中更加明顯。這些結果說明民營、勞動密集度較高和規模較小的企業受到勞動保護的影響更加顯著，這也意味著這些企業面對勞動保護的影響，擁有相對更低的勞動需求彈性。

(四)穩健性測試

為了保證上述結果的穩健性，本文還進行了如下的穩健性檢驗：(1)變換勞動保護的代理變量。分別使用調整最低工資的幅度和工會會員/職工人數代替文中的MiniWage和Union，重復相關的回歸，結果未發生實質變化；(2)考慮各地區勞動市場供求關系的影響，在各主要回歸中加入各省份的供求倍數指標，發現該指標在多數回歸中顯著，但并未影響主要解釋變量的系數符號和顯著性水平；(3)考慮樣本生存誤差的影響。使用2001—2013年平衡面板數據重復文中的主要回歸，主要變量除系數大小發生變化外，其他結果未發生實質性變化；(4)使用行業層面的營業收入下降替換文中的Dec，重復檢驗勞動保護加強對企業員工薪酬粘性和用工粘性的影響，相應的結果未發生實質變化。這些結果說明文中的結論是較為穩健和可靠的。

表8 勞動保護與企業勞動需求彈性：分組檢驗

注：括號內的t值經過穩健標準誤調整，***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

六、結論與啟示

本文從企業員工薪酬粘性、用工粘性及勞動需求彈性三個方面考察了勞動保護對企業用工靈活性的影響。實證結果發現：(1)勞動保護加劇了企業的員工薪酬粘性和用工粘性，具體表現為勞動保護加強導致企業根據業務發展情況和外部需求情況調整用工規模和用工成本的彈性降低，表明勞動保護加強之后，企業解雇工人變得更加困難，考慮到解雇成本的存在，企業在新雇傭員工時也表現得更加謹慎；(2)勞動保護加強降低了企業的勞動需求彈性，即降低了企業勞動需求對勞動力價格的敏感性，這一結果表明在勞動保護不斷加強導致的解雇成本和用工成本上升的趨勢下，企業面對勞動力市場價格變化而靈活進行用工需求決策的能力下降；(3)上述各項影響在股權性質、勞動密集度和規模不同的企業組中表現出一定的差異。

上述研究結果表明勞動保護加強在一定程度上體現出我國勞動保護制度的宗旨：加強對勞動者合法權益的保護力度，彰顯勞動者收益權的公平和平等。但同時，勞動保護的加強也加劇了企業的用工粘性和薪酬粘性，降低了其勞動需求彈性，從而從整體上限制了企業的用工靈活性。這也意味著勞動保護加強之后，企業解雇工人變得更加困難，企業面對業務量變化和勞動力市場價格變化而靈活地進行雇傭決策的能力下降，考慮到未來解雇成本的存在，企業在雇傭新員工時也表現得更加謹慎。

基于上述結論和我國經濟發展的實際情況，本文提出如下建議：企業應正視勞動保護帶來的影響，積極采取相應的應對措施，如通過加強技術和產品創新、優化勞動要素配置等途徑提升經營績效。作為勞動保護制度制定和執行方而言，政府也應該客觀和實時評估勞動保護制度推進的實際效果，進而不斷調整和優化勞動保護相關的制度和政策。同時，在當前供給側結構性改革的大背景下，各級政府也應重視勞動保護帶來的企業用工成本增加的現實，切實出臺相應的應對措施。

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責任編輯 楊萍

Does Labor Protection Restrict Firms’ Employment Flexibility?

LIU Bin, LI Bing-xin, WANG Lei

(School of Economics and Business Administration, Chongqing University, Chongqing 400045, China)

This paper investigates whether labor protection reduced employment flexibility from different facets of labor protection system. The results indicate that the employment flexibility is decreasing with the strengthening of labor protection, specifically in aggravating the labor compensation and employment stickiness, and reducing labor demand elasticity. This means that the ability to adjust the number of staff salaries and employment in accordance with firms’ operating conditions and labor market price changes has declined. Further studies show that the phenomenon above is more obvious in the firms with private property and higher labor intensity and of smaller size.

labor protection; labor compensation stickiness; employment stickiness; labor demand elasticity

2016-06-22

國家自然科學基金重點項目(71232004)；國家自然科學基金面上項目(71372138)。

劉斌，男，重慶大學經濟與工商管理學院教授，博士生導師，主要從事財務會計與公司財務研究；李冰心，女，重慶大學經濟與工商管理學院碩士生，主要從事公司財務研究；王雷，男，重慶大學經濟與工商管理學院博士生，主要從事公司財務研究。

F272

A

1005-1007(2016)12-0035-15