勞動力市場管制與企業雇傭合同選擇*
——來自世界銀行中國企業調查的證據

張雪凱 寧光杰

（1.南開大學經濟學院 天津 300071）

（2.山東大學商學院 山東威海 264209）

一、引 言

一個國家在工業化的初期往往依靠廉價的勞動力發展勞動密集型產業，隨著經濟發展轉型升級和財富積累的增加，國家和勞動者自身都會更加注重人力資本投資，低端勞動力的供給和使用會減少。在這種情況下勞動者會更加注重自身各項利益的維護，國家一般也會適時出臺更完善的法律、法規對勞動力市場進行管制。勞動力市場管制主要包括保護勞動者利益、保障就業穩定性、協調勞資雙方利益三個方面內容（呂鐵和王海成，2015），具體涉及勞動合同的簽訂、執行和解除，勞動報酬和賠償，以及工作環境和工作保障等方面的規定。2008 年我國開始實行新《勞動合同法》，并在2012 年對其進行了修訂，該法在增加經濟補償金支付、簽訂無固定期限合同、加大企業的違法成本三個方面增加了企業的解雇成本（李春云，2008）。根據《中國勞動統計年鑒》的數據，在該法開始實行的2008年，關于解除、終止勞動合同的仲裁案件激增，從2007 年的80 261 件快速上升到了2008年的139 702 件，之后兩年受理相關爭議案件數大幅減少，但2010 年后受理案件數迅速回升并保持逐年上漲的趨勢。沈永建等（2017）的統計顯示，相比2007 年，2008 年各地千人均勞資糾紛案件數量有較大幅度的增長。Gallagher 等（2013）從勞動者和經理主觀評價勞動力市場管制嚴格程度、員工合同規范化程度、員工對勞動法規的了解程度和勞動爭議處理等方面進行評估，認為勞動力市場管制在2008 年之后確實在不斷增強。這些數據和文獻基本可以體現出我國勞動力市場管制力度不斷加強，越來越重視對勞動者的保護。

勞動力市場管制的增強提升了企業的成本，企業通常會采取減少雇傭、使用更多機器替代勞動、將工廠遷往低勞動力成本的地區等方式應對，而其后果中容易忽略的一點是，管制對企業雇傭合同類型選擇的影響。理論上，由于臨時合同員工更容易雇用和解雇，用工靈活性更高，因此勞動力市場管制導致企業解雇員工的困難會促使企業更多雇用臨時工以規避管制。一個相關現象是2008 年之后我國企業開始大量使用勞務派遣工，據全國總工會的調查，2011 年全國企業勞務派遣工占企業職工總數的13.1%，約為3 700 萬人，并且主要以農民工為主（全總勞務派遣問題課題組，2012）。出現這種情況的原因在于《勞動合同法》并沒有對勞務派遣工的適用崗位和雇傭人數或比例做出具體規定，2012 年全國人大常委會通過了對《勞動合同法》的修正案，其中對勞務派遣公司的注冊資本、經營場所、設施、企業崗位要求和使用比例等有了明確規定，對企業使用勞務派遣工的數量起到了一定的限制作用。但是為了追求經濟發展目標，地方政府有強烈動機保留相當比例的勞務派遣合同工，并且很多勞務公司和地方政府或勞動部門有隸屬關系（Gallagher 等，2013），同時新修訂的勞務派遣規定仍然有不明確的地方，如對臨時性、輔助性崗位定義模糊，從而造成勞務派遣工仍大量存在。調研發現很多企業在主營業務崗位仍然使用勞務派遣合同，并且超比例使用現象較為普遍（王曉霞，2014）。現有的研究表明臨時工和勞務派遣工的工資、保險、福利等顯著低于正式員工（魏東霞和諶新民，2016），其組織關系、得到的物質性投入、發展性投入以及工作滿意度也都低于正式工（謝玉華等，2013）。另一方面，臨時工和勞務派遣工往往就業不穩定，而就業是否穩定與員工收入息息相關，研究表明穩定就業的農民工工資更高、工作轉換率更低、更容易融入城市（黃乾，2009；謝勇，2015），穩定就業與非穩定就業人群之間的工資收入差距也在不斷擴大（羅楚亮，2008），而就業不穩定的主要是低學歷工人、低職位工人、私企工人、女性工人等弱勢群體（孟凡強和吳江，2013）。從以上研究可以看出，與勞務派遣、臨時工伴隨的是就業的不穩定和各項工資福利的降低，更為重要的是成為臨時工的更可能是農民工、低學歷工或女性工等弱勢群體，從而造成這些弱勢群體處于更加不利的地位。

然而，目前還沒有從經濟學角度研究我國勞動力市場管制對企業雇傭合同類型選擇影響的文獻。在我國勞動力市場管制越來越嚴格的今天，評價勞動力市場管制對企業雇傭合同選擇的影響具有重要的現實意義，有利于相關政府部門設計更加合理，并考慮各方主體利益的勞動力市場政策和法規，促進勞動者穩定就業和收入增長，并推動我國經濟高質量發展?；诖?，本文研究勞動力市場管制對企業雇傭合同類型選擇的影響，并進一步討論管制對其他雇傭結構如技能結構、性別結構，以及員工培訓的影響。本文的研究發現：企業受到更強的勞動力市場管制雖然會增加雇傭總人數，但是卻會提高臨時工合同使用比例，進一步的研究發現勞動力市場管制并不會改變企業的技能結構和性別結構，但會減少企業對員工培訓的比例。

本文之后的安排如下：第二部分是文獻綜述；第三部分是研究設計與數據來源，對數據和計量模型進行了介紹；第四部分是實證分析，包括基準回歸、穩健性檢驗、內生性處理，并進一步討論勞動力市場管制對企業其他雇傭結構和培訓的影響；最后是全文總結。

二、文獻綜述

關于我國勞動力市場管制的研究相對較少，部分研究對2008 年頒布的新《勞動合同法》的后果進行了檢驗。研究發現《勞動合同法》的實施會增加員工簽訂書面合同的比率、增加社保覆蓋率和工會參與率（Meng，2017；Li 和Freeman，2015）；但是卻會對就業水平造成負向影響（黃平，2012；劉家強等，2018）；而《勞動合同法》中關于員工工作10年可以轉為無固定期限合同的規定可能導致工作將近10 年的員工被解雇概率提升（Akee等，2019；劉慶玉，2016）。同時，現有的研究發現《勞動合同法》的實施會增加企業用工成本（沈永建等，2017），但是卻沒有增加弱勢勞動者的收入，反而加大了收入差距（陳東和劉金東，2014）。另一支文獻研究了《勞動合同法》對企業層面創新或投資的影響，表明《勞動合同法》會促使企業增加創新行為，尤其對勞動密集型產業效果更加明顯（倪驍然和朱玉杰，2016），但對低勞動生產率企業的創新會產生負向影響（何強等，2019）。劉媛媛和劉斌（2014）的研究發現新《勞動合同法》會增加企業的用工成本粘性，并導致企業更多投資機器以替代人工，這兩種效應都在民營企業表現更明顯；但對于企業一般性的投資水平，現有研究發現《勞動合同法》會對其產生負向影響（潘紅波和陳世來，2017）。除此之外，也有少量國外文獻研究了勞動力市場管制和企業臨時工雇傭之間的關系，發現勞動保護會促使企業更多使用臨時工（Kahn，2007；Hijzen 等，2017）或勞務派遣合同工（Chaurey，2015），從而造成勞動流動率過高。

綜合以上文獻可以看出：當前關于我國勞動力市場管制的研究主要集中在其對員工合同簽訂、社保覆蓋、工會參與、就業的影響以及對企業創新和投資的影響。關于勞動力市場管制對企業臨時合同選擇影響的相關研究還明顯不足。

中國的《勞動合同法》規定用人單位與勞動者建立勞動關系的一個月內必須訂立書面合同；一年不簽書面合同則視為簽訂了無固定期限合同；連續訂立二次固定期限勞動合同的，續訂合同應當簽訂無固定期限合同；該法對合同的解除、終止和賠償也進行了詳細的規定。這些規定均提升了企業解雇的難度，降低了用工靈活性，提升了勞動力使用成本。追求利潤最大化的企業可能更多使用臨時工以增加用工靈活性，如《勞動合同法》規定合同種類可以包括：以完成一定工作任務為期限的勞動合同、非全日制合同或勞務派遣合同，同時其對勞務派遣的適用崗位定義也較為模糊，政府部門對臨時工社保等費用的繳納監管也更為寬松，這些規定或安排均增加了企業使用臨時合同以規避相關法律、法規的可能性。基于此，本文研究我國勞動力市場管制對企業雇傭合同類型選擇的影響，具體來說：研究勞動力市場管制是否導致企業更多雇用臨時工，由于臨時工更可能是低技能勞動力和女性勞動力，企業對臨時工提供培訓的激勵也更弱，因此本文進一步檢驗了勞動力市場管制對企業雇傭的技能結構、性別結構和員工培訓的影響。

三、研究設計與數據來源

（一）數據介紹

本文的研究選用世界銀行2012 年中國企業營商環境調查數據。選擇該數據的原因是該數據是當前唯一可以公開獲得的包含較豐富勞動力雇傭信息和企業面臨的勞動力市場管制情況的數據集。并且數據調查時間在2008 年《勞動合同法》的實施之后，可以有效捕捉到最新的勞動力市場管制情況。該數據根據企業的所屬行業、規模和地點通過分層隨機抽樣方法進行調查，調查地點包括北京、成都、大連、東莞等25 個城市，調查行業包括制造業和服務業的19 個行業，調查內容包括企業基本信息、基礎設施與服務、銷售與供貨、財務、政企關系、用工等13 個類別的信息。經過數據處理，最終獲得2 657 個包含制造業和服務業的樣本供基準研究使用。

（二）計量模型

本文考察我國勞動力市場管制對企業雇傭合同類型選擇的影響，因此設定如下線性計量模型：

其中基準模型被解釋變量yi根據研究需要包括企業i的總員工數的對數（worker）、正式工人數的對數（perman）、臨時工人數的對數（temp）和臨時工比例（tempro）；regulationi為核心解釋變量，表示企業i受到的勞動力市場管制水平；Xi表示企業層面的一系列控制變量，包括是否國有控股、是否外資控股、信息化應用水平、金融約束情況、存續年份、企業規模、是否有新產品、是否有多于一個的運營單位、是否出口等；同時還控制了行業和城市固定效應，μi為誤差項。

（三）變量定義

被解釋變量：問卷中包括對企業2011 年正式工（perman）和臨時工（temp）的雇傭人數調查，兩者相加作為企業總雇員數（worker），三者均取對數度量。臨時工比例（tempro）使用臨時工人數除以總雇員人數度量。

核心解釋變量（regulation）：借鑒呂鐵和王海成（2015）的度量方法，使用企業主觀評價其實際經受的勞動管制程度作為勞動力市場管制水平的度量，根據問卷問題“勞動管制在多大程度上影響企業的運行”來定義，取值0 到4 分別代表“無影響”到“非常嚴重的阻礙”共五個等級。這種度量的好處在于能夠真實度量出企業實際面對的勞動力市場管制水平，但缺點在于無法具體識別出是哪種法律、法規或條款帶來的管制水平。與此對應的是直接通過某種法律、法規的設置和實施來度量，但此種度量的缺點在于我們無法知道法規在具體的實施中是否得到執行，尤其對于中國這樣的大國，相關法規的執行主要依賴地方政府，而地方政府的主要目標是經濟增長，有動機調整實際的執行程度（Gallagher等，2013；Meng，2017）。兩種度量方法各有優缺點。

控制變量：（1）是否國企（state），若國有控股超過一半取值1，否則取0。國有企業往往執行勞動法規最為嚴格，并且在一些低端和臨時崗位上大量使用勞務派遣工，個別國企超過60%的員工都是勞務派遣工①相關報道可見：“一些國企勞務派遣用工比例超60% 專家稱應警惕”，中國新聞網，網址http://www.chinanews.com/fz/2014/05-20/6188275.shtml。，因此，國企使用臨時工的效應可能更大。（2）是否外資控股（foreign），若外資控股超過一半取1，否則取0。外資企業要求的人力資本更高，因此理論上并不會過多使用臨時工。（3）信息化應用水平（comp），以使用電腦工作的員工比例度量，同外資變量一樣，信息化應用水平高的企業員工人力資本水平更高，因此并不會更多雇用臨時工。（4）受到的金融約束程度（obfinance），以0 到4 共五個等級代表從低到高的約束程度，受到金融約束程度高表示企業籌資更困難，實力相對更弱，因此更容易雇用臨時工。（5）企業存續年份（year），成立時間長的企業運營能力更強，理論上更愿意雇用穩定長期工。（6）企業規模（size），以企業銷售額度量，并取對數，企業規模大其雇用勞動力也會更多，但并沒有理論說明具體某種類型勞動力的雇用比例情況。（7）過去一年是否有新產品或服務（newproduct），“是”取1，“否”取0，若有新產品或服務代表企業創新能力更強，創新能力強的企業擁有更高的盈利能力，理論上并不會雇用更多臨時工。（8）是否有多于一個的運營單位（moreop），“是”取1，“否”取0。若有更多的運營單位，表示企業規模更大，用工更多。（9）是否出口（ifex），“是”取1，“否”取0，我國出口企業往往屬于勞動密集型產業，因此雇傭員工以及臨時工都會更多。除以上變量外，我們還控制了行業和城市效應，以盡可能減少不可觀測因素帶來的內生性問題。表1 為本文所使用變量的描述性統計。

表1 變量描述性統計

四、實證分析

（一）基準回歸結果

表2 報告了基準回歸結果，每一列都包含了所有控制變量和城市、行業固定效應，被解釋變量分別為企業雇傭總人數的對數、正式工人數的對數、臨時工人數的對數以及臨時工比例。第（1）列回歸結果顯示，在控制其他因素不變的情況下，企業受到的勞動力市場管制水平上升1 個強度，會促使企業多雇用5.7%的總員工人數，這一結果在5%的水平下顯著，表明勞動力市場管制加強會增加就業。但是第（2）列結果顯示勞動力市場管制對正式員工雇傭數量的影響不顯著，且系數很小，僅為0.9%。第（3）列顯示管制對企業雇傭臨時工人數有非常大的效應，管制增強1 個單位導致企業多雇用30.3%的臨時工，并且在1%的水平下顯著。從前3 列的結果我們可以推測：企業面臨更強的勞動力市場管制會增加雇員總人數，但是增加的數量可能主要來自臨時工，而不是正式工。第（4）列的被解釋變量為企業雇用臨時工比例（取值0—100），結果顯示企業面對的勞動管制水平增加1 個單位，臨時工比例增加3.286%，并且在1%的水平下顯著，此系數表明面對更嚴格的勞動力市場管制，在控制其他因素不變的情況下，企業會更多雇用臨時工進行規避，相應正式工比例則會降低。從表1 描述統計可見，樣本企業平均臨時工比例為7.752%，回歸系數3.286%占到此平均比例的42.38%，具有相當大的效果。

表2 勞動力市場管制對就業及合同構成的影響

（二）穩健性檢驗①因篇幅所限，本文省略了異質性的檢驗結果。感興趣的讀者可在《經濟科學》官網論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。

根據本文的主題，本部分對勞動力市場管制與企業臨時工雇傭比例的關系進行穩健性檢驗。本文主要從以下六個方面對結果進行穩健性檢驗：第一，由于數據為一年內企業的雇傭數量，對人數或比例的回歸結果雖然表明企業雇用臨時工人數增多，但臨時工很可能是季節性用工，僅在一年中特定時間工作，名義上數量或比例的增加并不一定代表實際使用時間的增多。比如，同樣的臨時工人數，某些企業全年都在使用臨時工，而另外一些企業只雇用臨時工工作一個季度，此時用人數衡量會帶來偏差。因此，將被解釋變量換為企業臨時工的平均雇傭時長（月），更能體現企業對臨時工的實際使用時間，回歸結果見表3 第（1）列，結果顯示企業受到的管制水平增強會增加企業臨時工工作時長，并且在1%水平下顯著。第二，由于臨時工工作時長比正式工短，臨時工人數和正式工人數獲得同等權重可能并不合理，因此將臨時工的權重調整為0.5 重新進行計算和回歸，回歸結果見表3 第（2）列，結果仍在1%的水平下顯著為正，系數則比基準回歸有所減小。第三，將解釋變量換為“企業是否受到勞動力市場管制”（ifregulation）的0—1 二元變量，這種度量更能體現是否受到管制的兩類企業的差別，第（3）列回歸結果同樣在1%的水平下顯著為正，受到管制的企業使用臨時工比例會增加3.187%。第四，將解釋變量換為“經理處理管制花費的時間占總工作時間的比例”（regutime），此項同樣代表了企業實際受到的管制水平，需要注意此變量并不是勞動力市場管制，但勞動力市場管制屬于其子集，因此同樣可以得到一定的信息以檢驗穩健性。結果顯示經理處理管制時間增加1%，企業雇用臨時工比例增加2.388%，并且在1%水平下顯著。第五，使用世界銀行2005 年企業調查數據作檢驗，2005 年數據的解釋變量為“同政府勞動部門的關系”（05regulation），從1 到6分為六等級，數字越大表示關系越差，可視為受到的管制程度越大，結果仍然在1%的水平下顯著為正。第六，由于受到勞動力市場管制的企業和沒有受到管制的企業各項特征有所不同，存在選擇偏差問題，本文進一步將企業分為受到勞動力市場管制和沒有受到勞動力市場管制兩類，運用傾向得分匹配法①因篇幅所限，傾向得分匹配法的估計結果請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。進一步檢驗結果的穩健性，結果仍支持本文結論。綜上可以看出六種穩健性檢驗都表明勞動力市場管制對企業臨時工雇傭具有顯著的正向影響作用，表明本文的回歸結果比較穩健。

表3 穩健性檢驗：更換被解釋變量和解釋變量的估計結果

（三）內生性處理

本部分討論估計的內生性問題。②因篇幅所限，對本文內生性來源和三個工具變量選取依據更詳細的討論請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。內生性問題主要由遺漏變量、雙向因果和測量誤差導致。如果遺漏了某項同核心解釋變量“勞動力市場管制”相關，且影響臨時工比例的變量，則會造成估計偏誤。對于雙向因果，一方面，面對勞動力市場管制，企業為了規避受到的管制，增加用工靈活性，可能更多雇用臨時工。另一方面，過多使用臨時工屬于用工不規范行為，可能導致勞動監管部門對其進行更多的管制，從而造成雙向因果。對于測量誤差，由于數據中勞動力市場管制程度由企業管理人員回答，其是否愿意誠實回答是需要解釋的問題。由于本文使用的數據由世界銀行而非國內政府機構組織進行調查，企業受訪者可能更愿意回答真實情況。除此之外，在調查結束一段時間后，調查員還對調查樣本進行了總共1 119 次的回訪（數量占原始總樣本數量2 848 的39.2%），并設計問題評估受訪者之前的回答是否準確或刻意隱瞞，經評估后剔除了明顯不準確的樣本，這些因素可以最大限度防止測量誤差問題。

基于此，本部分尋找“企業受到勞動力市場管制程度”的工具變量以解決內生性問題。具體來說，本文選用以下三個工具變量：第一，企業受到的稅收管制水平，使用問卷中“稅收管制在多大程度上對企業造成阻礙”來度量，同樣分為0到4共五個等級。稅收征收管理和勞動力市場管制同樣屬于政府對企業的管制，在征收或管理強度上存在相關性。尤其在面對經濟波動時，地方政府會同時調節稅收征收水平和勞動力市場管制水平以保證經濟平穩發展，因此滿足相關性要求。從企業需要繳納的稅款看，理論上沒有會直接影響臨時工雇傭的項目。2019年起員工各項社保等費用改由稅務部門征收，但在數據調查的2012年仍然由勞動或社保部門進行管理，因此稅收管制并不會直接影響企業的勞動雇傭行為。第二，參考呂鐵和王海成（2015），選用地區層面工會人數占人口比例作為第二個工具變量。第三，選用地區①第二個和第三個工具變量的數據來自2012 年《中國勞動統計年鑒》和《中國統計年鑒》，由于缺少市級層面數據，本文采用省級層面相應數據作為工具變量。層面參與仲裁的勞動爭議者占總就業人數比重作為第三個工具變量。這兩個工具變量都刻畫了地區層面的勞動力管制程度，因此放在一起進行討論。兩變量的相關性容易滿足，一個地區的勞動力管制水平會影響微觀企業經受的管制水平。關于外生性需要說明地區層面的勞動力市場管制變量僅通過微觀個體企業受到的勞動力市場管制影響企業臨時工的使用，而不會直接影響企業臨時工雇傭。首先，這兩個變量對于微觀企業來說都屬于地區層面“統一”的勞動力市場管制程度，地區管制程度的作用是在整體或平均意義上拉高或降低本地區所有企業經受的管制程度。但從微觀企業的角度看，企業在日常雇傭決策過程中并不會關注統一的地區層面管制程度，而只會根據本企業實際經受的管制程度進行決策。其次，從地方勞動監管部門角度看，它并不會對所有企業施加一個統一程度的監管，針對不同企業的特征監管部門會采取或多或少不同的管制水平，從而在微觀企業層面產生不同的勞動管制水平變量，通過具體企業的管制程度進而影響臨時工雇傭而不是直接對其產生影響。

除本文已控制的變量外，現有的研究還發現勞動合同法對勞動密集度、人力資本水平不同的企業有著不同影響（黃平，2012；倪驍然和朱玉杰，2016；李建強和趙西亮，2020），這些變量基準回歸中并沒有包括，可能造成估計偏誤，因此本文首先在OLS 基礎上控制這兩個變量進行回歸。表4 中第（1）列在基準回歸的基礎上進一步控制了勞動密集度，度量方法參考李建強和趙西亮（2020），使用企業銷售額除以員工總人數，并取對數度量?；貧w結果仍然在1%水平下顯著為正，系數大小同基準回歸幾乎一樣。第（2）列在控制勞動密集度的基礎上進一步控制了企業人力資本水平，使用生產員工的受教育程度度量此變量。由于此變量僅對制造業企業進行了調查，而服務業樣本缺少員工受教育程度的變量，因此估計中僅包括了制造業企業，回歸結果仍在1%水平下顯著為正。

表4 中（3）—（6）列報告了工具變量2SLS 回歸結果，（3）—（5）列使用三個工具變量分別單獨回歸，最后一列同時使用三個工具變量進行回歸。四種工具變量回歸的Cragg-Donald Wald F statistic 統計量分別為：152.900、38.472、41.025 和 59.712，Kleibergen-Paap rk Wald F statistic 統計量分別為：81.555、33.402、28.843 和37.601，均高于Stock-Yogo 弱工具變量10%的臨界值16.38，表明所使用的工具變量均不是弱工具變量。一階段回歸中除了第（6）列工會人數占人口比重不顯著外，其他一階段回歸均至少在5%水平下顯著，表明相關性基本滿足。而同時使用三個工具變量的Hansen J statistic 過度識別檢驗的p值為0.4739，無法拒絕“所有工具變量都是外生的”原假設，說明使用的工具變量不是內生變量。第（3）列使用企業受稅務管制程度作為工具變量的回歸結果顯示勞動力管制水平增加1 個單位，臨時工比例增加4.668%，在5%水平下顯著。第（4）列使用工會占人口比重作為工具變量的回歸顯示勞動力管制水平增加1 個單位，企業臨時工比例增加8.329%，在5%水平下顯著。第（5）列使用勞動爭議者占總就業人數比重作為工具變量的回歸顯示勞動力市場管制水平增加1 個單位，企業臨時工比例增加11.049%，在1%水平下顯著。最后一列是同時使用三個工具變量的回歸，結果顯示企業勞動力市場管制水平增加1 個單位，雇傭臨時工比例增加8.197%，在1%水平下顯著。

表4 內生性處理：勞動力市場管制對臨時工比例的影響

除此之外，兩個地區層面工具變量仍有潛在不滿足外生性的可能，如企業在進入某地區時會更多考慮地區層面的管制程度并同時決定了雇傭結構，從而造成工具變量不滿足外生性。由于2008 年我國出臺新《勞動合同法》之后地區勞動力市場管制才開始加強，因此由于企業新進入導致的不滿足外生性的情況更可能出現在2008 年之后?；诖耍疚膭h去了2007 年及之后才建立的企業樣本進行工具變量回歸，結果并沒有改變。本文還通過使用理論上一階段關系更小的員工人數少的企業樣本進行工具變量證偽檢驗，結果同樣支持了工具變量的有效性。①因篇幅所限，這兩種工具變量有效性檢驗的具體結果請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。

（四）進一步討論：勞動力市場管制的其他效應

勞動力市場管制除了會影響企業臨時工的雇傭外，還會從其他方面影響企業的雇傭結構：第一，低技能勞動力更可能成為臨時工，因而勞動力市場管制可能會影響低技能勞動力比例。第二，同樣的邏輯，由于生產性工人更多是低端勞動力，因此勞動力市場管制也可能對此類工人雇傭產生影響。第三，現實情況可以觀察到女性就業往往受到歧視，更可能成為臨時工，如果加強勞動力市場管制，企業可能會改變雇用女性員工的比例。第四，前文表明勞動力市場管制會增加企業雇用臨時工比例，由于臨時工在一個企業工作的時間更短，因此企業對員工提供培訓的激勵會更弱?？梢灶A期企業在更多雇用臨時工的情況下，會更少地提供員工培訓。

表5 的被解釋變量分別為企業雇用的技能工、生產工、女性員工比例，以及生產工和非生產工接受培訓的比例，由于服務業沒有對這些變量進行調查，表5 僅包含制造業樣本。結果顯示企業面對勞動力市場管制的增加并不會增加技能工、生產工和女性工的雇傭比例。原因可能在于企業并沒有因為更多使用臨時工而改變技能結構或性別結構，只是在同等技能或性別結構下將一部分員工的雇傭合同轉為臨時合同。①有調查指出企業會將本應屬于主營業務崗位或認定模糊的崗位視作臨時性或輔助性工作，并使用勞務派遣以降低成本（王曉霞，2014）。而（4）、（5）列結果則顯示勞動力市場管制會對員工接受培訓造成負向影響，系數表示企業面對的勞動力市場管制增加1 個單位，接受培訓的生產、非生產員工比例分別降低2.205%和2.938%，分別在5%和10%的水平下顯著，主要原因在于企業雇用臨時工增多會降低企業提供培訓的激勵，因為臨時工在企業工作的時間會更短，這既不利于企業提升整體人力資本水平，也不利于員工提升自身技能，進而也會影響我國高級技工的培養。因此，勞動力市場管制可能也是近年來我國“技工荒”問題出現的原因之一。

表5 勞動力市場管制對其他雇傭結構和培訓的影響

五、結論與啟示

本文使用世界銀行2012 年中國企業營商環境調查數據，實證檢驗了勞動力市場管制與企業雇傭合同類型選擇的關系。以企業實際經受的勞動力市場管制水平作為度量方法，研究發現：勞動力市場管制增強會導致企業更多雇用臨時工，提高企業雇員中臨時工的比例，經過穩健性檢驗和內生性處理后結果仍然成立。進一步檢驗發現管制對企業雇傭員工的技能結構和性別結構沒有影響，但會導致企業減少對員工的培訓。在我國勞動力市場管制越來越完善和嚴格的背景下，本文首次使用中國的數據對勞動力市場管制與企業雇傭合同類型的關系進行了檢驗，具有一定的現實意義。

本文的實證結果表明企業面對嚴格的勞動力市場管制會更多雇用臨時工進行規避，這會造成勞動者就業不穩定，結合以往的文獻可知：就業不穩定、成為臨時工會造成勞動者收入的降低和相關福利的減少。本文的研究則發現勞動管制會降低企業提供培訓的激勵，不利于勞動者的長期發展。而對于農民工，就業不穩定會降低其對城市的融入感，不利于實現市民化和促進城鄉融合。另一方面，從企業角度看，雖然企業被迫使用臨時工是其面對勞動力市場管制的最優選擇，但如果管制減少，企業會更多雇用正式工，這更有利于企業生產率的提高和長期發展。綜上所述，本文認為在我國勞動力成本不斷上升和勞動力市場保護越來越完善的今天，如何制定和執行合適的勞動力市場政策至關重要，如果對企業用工管制過于嚴格，有可能造成企業和弱勢勞動者兩敗俱傷的結果。因此，在制定勞動力市場管制法律、法規時要考慮可能造成的后果，制定既可以保護勞動者合法利益，又不至于過大影響企業運行的制度。比如，可以考慮在法規的設置上對不同類型的企業區別對待，扶持小企業發展。除此之外，由于臨時工的各項權益無法保證，在法律、法規的制定上可以進一步完善對臨時工各項福利的保障，以減少企業過度利用臨時工的投機行為。

最后，應當指出本文的不完善之處，本文使用企業自評實際經受的勞動力市場管制水平度量管制變量，這種度量方法無法識別出到底是哪項具體法規或政策在起作用。今后的研究需要對具體政策或法律進行識別，兩種方法結合以更精確評價我國勞動力市場管制的經濟后果。