《勞動合同法》的實施對勞動生產率影響的實證分析*

袁青川，辛宇晴，李 楊

(河北大學 經濟學院，河北 保定 071000)

隨著工業化、城鎮化、市場化改革的大力推進，企業體制機制發生改變，勞動關系領域呈現出多元化、復雜化趨勢，主要表現在勞動合同簽訂率低、勞資關系分配不合理、企業以其強勢地位侵犯勞動者合法權益等一系列問題。為化解這些矛盾，規范企業用工形式，2008年，中國首部《勞動合同法》出臺，其目的在于構建和發展和諧穩定的勞動關系。但學術界對該法實施后引起的經濟后果一直存在不同的看法。

以董保華為代表的研究者認為《勞動合同法》一刀切式的過度傾斜保護從長遠來看將導致企業、勞動者、國家的“三輸”，其主要弊病表現在以下方面。首先，從用工成本來看。勞動保護的加強會增加企業的用工成本，對于成本增加的反應，多數企業會降低勞動力需求，特別是低技能勞動力，企業在用工方面的轉變在一定程度上會導致市場交易成本上升，整體經濟效率下降[1-4]。其次，張雪凱等從對勞動者自身發展影響的角度出發，提出了《勞動合同法》對勞動力市場的過度干預會降低企業提供培訓的欲望，不利于勞動者的長期發展，長期來看會導致勞動者工資收入增長緩慢的觀點[5]。最后，就該法對勞動生產率的影響而言。《勞動合同法》作為一部權利傾斜性法律，過度強化管制，會嚴重降低資源配置效率，造成經濟發展失衡；對企業來說會降低用工的靈活性，導致最低工資水平增長超過勞動生產率的增幅。這種傾斜保護會導致企業無法解雇工資率高于邊際生產率的工人，從而會降低企業的生產率，且《勞動合同法》降低了員工的犯錯成本，可能會對偷懶者產生保護效應，不利于勞動生產率的提高[6]。張建武等還發現在存在多種用工形式的單位中，在《勞動合同法》的影響下，正式員工的工資存在著下降的壓力，非正式員工的工資存在上升的壓力，在不減少用工規模的情況下，提高非正式員工的工資，就意味著要減少正式員工的工資，這可能會導致一些正式員工的不滿，從而導致勞動生產率的降低[7]22。

然而，楊河清、劉華、張車偉認為，從宏觀層面來看，《勞動合同法》并不必然會導致勞動力市場僵化[8-10]。對正規守法的企業來說，《勞動合同法》的存在不但不會帶來勞動成本的增加，反而會糾正我國勞動關系領域的種種失衡現象，例如：調整收入分配格局，推動企業更加珍惜人力資源等，同時，這也是我國勞動密集型產業從“雙低”型轉為低耗高效型的契機，對我國經濟發展和產業升級起著重要的推動作用。張建武等則認為，從勞動力市場的多維性和二元性特點出發來看，《勞動合同法》是政府干預和管理勞動力市場的重要手段，它加速了落后企業的淘汰和改革的進程，從長遠來看有利于勞動者人力資源和企業的素質的提高[7]24。除上述關注點之外，《勞動合同法》對勞動生產率的影響方向也是多數學者和企業家討論的話題之一。其中，楊振兵等提出，《勞動合同法》可以有效緩解工資扭曲現象，而并不會以犧牲勞動的邊際生產率為代價[11]。這與Belot、張成剛等的觀點一致，他們認為，面對《勞動合同法》的沖擊，企業可能會通過提升企業文化來主動應對，刺激企業對員工進行職業技能培訓和人力資本投資，且長期、穩定的勞動關系增加了員工的工作安全感，這可能會促使其主動進行企業專有化知識投資，進而提升員工的勞動生產率[12-13]。由此看來，《勞動合同法》會對員工的勞動生產率產生影響，但是影響方向尚不明確。

從上述研究者們的觀點中可以看出國內對《勞動合同法》的實施充滿了爭議，且當下對《勞動合同法》的研究大多為討論該法對我國經濟發展的利與弊以及對該法的調整建議，少有學者探究《勞動合同法》對員工勞動生產率的影響，本文基于這一研究內容上的不足，利用《中國工業統計年鑒》2003～2014年的統計數據，采用超越對數生產函數和倍差法來探究《勞動合同法》對不同類型企業的影響程度，并進一步研究該法對勞動者勞動生產率的影響以及提出相應政策建議。

一、《勞動合同法》實施對勞動生產率影響的實證策略

(一)勞動力邊際產品報酬的測量模型構建

由于《勞動合同法》的實施對中國勞動力市場的影響具有過程性特征，所以考慮《勞動合同法》對勞動力邊際產品報酬的作用必須引入時間問題，即考慮將《勞動合同法》實施前若干年份和實施后若干年份勞動力邊際產品報酬進行對比。為了表達勞動力邊際產品報酬，必須引入一個生產函數。在生產函數的選擇方面，通常包括科布-道格拉斯函數( C-D) 、超越對數生產函數以及不變替代彈性生產函數( CES) 三種類型，但相較于C-D 生產函數和CES 生產函數而言，超越對數生產函數的要素產出彈性反映了投入要素之間的替代效應和交互作用，可以加入時間變化的影響而反映技術進步對產出的趨勢性影響，能夠揭示經濟系統內的更多特征。

所以，假設：

lnYit=α0+1/2α2t+α3lnKit+α4lnLit+1/2α5(lnKit)2+1/2α6(lnLit)2++1/2α7lnKitlnLit+α8tlnLit+α9tlnKit+vit+uit

(1)

MPL=?Y/?L=(Y?lnY)/(L?lnL)

=(Y/L)(α4+α6lnLit+1/2α7lnKit+α8t)

(2)

為了測量出勞動力邊際產品報酬，采用《中國工業統計年鑒》數據時，Y用行業的工業增加值測量，K用行業的工業資本投入測量 ，L采用各工業行業年均從業人數表示工業勞動力投入(L) 。

(二)雙重差分的實證策略設計

《勞動合同法》的實施通過嚴格規范用工提高了企業的違法用工成本。例如在勞動合同訂立方面，《勞動合同法》第十條第二款：“已建立勞動關系，未同時訂立書面勞動合同的，應當自用工之日起一個月內訂立書面勞動合同。”另根據第八十二條規定：“用人單位自用工之日起超過一個月不滿一年未與勞動者訂立書面勞動合同的，應當向勞動者每月支付二倍的工資。”在試用期方面，《勞動合同法》第十九條規定了試用期期限，第八十三條規定：“用人單位違反本法規定與勞動者約定試用期的，由勞動行政部門責令改正；違法約定的試用期已經履行的，由用人單位以勞動者試用期滿月工資為標準，按已經履行的超過法定試用期的期間向勞動者支付賠償金。”；在勞動者辭職方面，根據《勞動合同法》第四十六條第一款和第三十八條規定：即使勞動者辭職，“用人單位也要向勞動者支付經濟補償金”。在違法解雇勞動者方面，《勞動合同法》第十九條規定：“用人單位違反本法規定解除或者終止勞動合同的，應當依照本法第四十七條規定的經濟補償標準的二倍向勞動者支付賠償金。”因此，《勞動合同法》的實施在一定程度上會提高企業的用工成本。但是《勞動合同法》的實施對不同行業在勞動用工成本的影響存在較大差異。

根據希克斯—馬歇爾需求定理，勞動力成本同樣上漲1%，勞動密集型行業的總成本會大幅度上漲，而資本密集型行業的總成本上漲幅度有限。例如，勞動密集型行業勞動力成本占總成本比例為80%，資本密集型行業中勞動力成本占總成本的比例為5%，那么在勞動力成本普遍上漲1%的情況下，勞動密集型行業總成本上漲8%，而資本密集型行業總成本上漲0.5%。因此，勞動密集型行業受到《勞動合同法》影響較大，資本密集型行業受到《勞動合同法》的影響相對比較小，甚至不受影響，所以將勞動密集型行業作為實驗組，資本密集型企業為控制組。通過對比受到《勞動合同法》實施影響的行業(實驗組)前后生產率變化，以及沒有受到《勞動合同法》實施影響的行業(控制組)前后生產率變化，可以較為準確的估計出《勞動合同法》實施對勞動生產率的影響。

然而，首先計算出《勞動合同法》實施之前若干年的各工業行業的生產要素結構( 勞動—資本比) ，然后計算《勞動合同法》實施后若干年各工業行業的生產要素結構，二者相除進行比較。由于比值較大的行業意味著勞動雇傭水平相對于資本下降較大，同樣意味著該行業中的工業企業受政策影響較大，所以將其視作實驗組，其余受政策影響較小的行業視為控制組。

(3)

為了控制可能影響結果的其他變量，加入包含時間和行業規模的變量，即

(4)

二、《勞動合同法》實施對勞動生產率影響的實證結果

(一)測量勞動力邊際產品報酬的參數估計

采用《中國工業統計年鑒》2003～2014年數據，對公式(2)的參數進行估計。其中公式(1)中的產出采用統計年鑒中的工業總產值(億元)進行測算，資本采用統計年鑒中的當年固定資本凈值(億元)來進行測算，勞動量采用統計年鑒中的當年行業中平均從業人數(萬人)進行測算。進行豪斯曼檢驗，采用固定效應的OLS回歸，參數估計見表1。資本的對數和產出對數之間呈現正相關關系，說明資本的增加會帶來產出的明顯增加，且通過系數可以發現，資本每增加1%，就會導致產出增加0.916%，即資本的產出彈性為91.6%，勞動的產出彈性為5.0%，且不是很顯著，說明產出的增加主要靠資本來實現，由于資本的產出彈性較大，說明企業未來有效產出主要依靠資本的投入。

表1 超越對數生產函數參數估計結果

通過對相關系數的估計可以發現，勞動的對數和資本對數的交叉項系數為0.19，說明資本和勞動存在著協同效應。即資本和勞動同時增加1%，那么勞動和資本的協同效應彈性將導致產出增加0.19%。即勞動對產出的影響主要通過和資本的協同效應表現出來。

通過以上分析，2003～2014年間勞動通過與資本的協同作用產生正向影響，勞動對產出的影響是負向的，這說明隨著技術的進步，資本有機構成的提高快速的推動了產出增長。

所以，根據超越對數生產函數參數估計結果，工業企業中各行業的勞動力的邊際產品報酬可以表達為：

MPL=(Y/L)(0.050+0.176lnLit+0.190lnKit-0.025t)

(5)

根據相應年份的工業總產值，行業中年平均從業人數，以及當年的固定資本凈值等，可以對各個行業的勞動力邊際產品報酬進行估計。

(二)《勞動合同法》對勞動力邊際產量報酬的影響

根據各個行業中當年的固定資產凈值，以及各個行業中年平均從業人數，計算單位勞動力所擁有的固定資本平均值為25.732萬元，假設單位勞動所擁有的固定資本高于平均數的設定為資本密集型的行業，低于平均值的為勞動密集型的行業。

另外，根據《勞動合同法》對勞動密集型的企業影響較大，對資本密集型的企業影響較小，甚至影響為零，那么為了增加實證結果的穩健性，采用第二種方法來劃分不同的組屬性。上面采用了人均固定資本的平均值為切點來劃分兩個不同的組屬性，見表2，人均固定資本量前50%的行業中均值為14.606萬元。也可以采用數據樣本的中位數來對兩組數據進行切分，即人均固定資本量不大于14.606萬元的為勞動密集型行業(實驗組)，人均固定資本量大于28.971萬元的為資本密集型行業(控制組)。

表2 人均固定資本的平均值為切點劃分的兩個不同組屬性

為了較為詳細地考查《勞動合同法》在2008年1月1日實施前后對勞動生產率的影響，將時間段分為2003～2007年和2008～2014年，分別對控制組和實驗組進行描述性統計，見表3。

表3 勞動密集型行業和資本密集型行業的勞動力邊際產品價值變化

從實驗組和控制組的勞動力邊際產品報酬對比中可以發現，實驗組和控制組在2008年前后的兩個時間段內，實驗組由于屬于勞動密集型行業，受到《勞動合同法》的影響相對更大；而對屬于資本密集型行業的控制組，受到《勞動合同法》的影響相對比較小；而且不論采用哪種分組方式，這種結論都得到了驗證。從兩組勞動力邊際產品報酬增加值來看，受到《勞動合同法》影響的勞動密集型行業的勞動生產率提升的幅度比較小，而很少受到《勞動合同法》影響的資本密集型行業的勞動生產率提升的幅度反而較大，這在一定程度上說明《勞動合同法》通過對勞動的影響，降低了勞動生產率。

利用組別屬性變量、時間變量以及二者的交叉項分別與勞動力的邊際產品報酬進行回歸，兩種分組方式的回歸結果見表4。在以人均固定資本量均值分組的情況下，控制組勞動力的邊際產品報酬在2008～2014年平均比2003～2007年提高了44.671萬元。勞動密集型行業和資本密集型行業由于資本和勞動結構的問題，造成了兩個群體之間的勞動力邊際產品報酬存在著明顯的差異，2008年之前勞動密集型行業的平均勞動力邊際產品報酬比資本密集型行業的平均勞動力邊際產品報酬低42.583萬元。另外，組別屬性和時間屬性的交叉項的系數也非常顯著，說明《勞動合同法》的實施對勞動力邊際產品價值存在著顯著性的負面影響，由于《勞動合同法》的實施，導致在2008～2014年間勞動密集型行業的勞動生產率受到嚴重的抑制，抑制程度是使得勞動密集型行業的勞動生產率少提升了33.752萬元。這說明《勞動合同法》的實施對勞動力市場中勞動力效率存在著負面影響。同樣，在以樣本人均固定資本中位數均值與75%分位數均值分組的情況下得到了類似的結論，再次驗證了《勞動合同法》的實施對勞動密集型企業存在著勞動力邊際生產力的降低作用，見表4。

表4 《勞動合同法》的實施對勞動力邊際產品報酬的影響實證結果

另外，實驗組和控制組受時間的影響存在著較大的差異，這一點可以通過2008年前后一段時間的勞動力邊際產品報酬可以看出，所以，為了減少時間的影響，有必要對時間進行控制。此外，由于行業規模不一樣，會形成一定的規模經濟性，為了控制規模經濟作用，減少規模經濟作用對勞動力的邊際報酬的影響，也需要進行適當的控制。如果不對行業規模進行控制，可能導致估計出來的《勞動合同法》的影響作用得到高估。所以，在控制了時間和行業規模之后，在以人均固定資本量均值分組情況下，《勞動合同法》對勞動力邊際產品報酬的抑制作用由33.752萬元降低到32.604萬元；在以樣本人均固定資本中位數均值與75%分位數均值分組下，《勞動合同法》對勞動力邊際產品報酬的抑制作用由42.269萬元降低到40.710萬元。

以上實證結果表明：《勞動合同法》的實施降低了勞動者生產效率。但這并非是一種不好的結果，因為《勞動合同法》實施形成的這種結果促使了資本有機構成的提高，加速了經濟增長。由于《勞動合同法》對勞動密集型行業影響較大，因此該法的實施加速了勞動密集型行業向國外轉移，促進了產業結構的優化；同樣，這也提升了企業的管理效率，形成“沖擊效應”，促使企業通過優化管理提升資本生產效率等。

(三)基于反事實的穩健性檢驗

倍差法分析結果有效的前提條件之一是，在沒有政策沖擊的情況下，處理組與控制組需要具有相同的變化趨勢(Common trend) 。即假設2008 年我國并未實施《勞動合同法》，那么實驗組與控制組的勞動力邊際報酬變化應該具有相同的演化趨勢。但是，該項政策已經實施，因此無法獲知沒有實施該項政策情況下和已經實施情況下實驗組與控制組的演化趨勢。假設該政策實施的時間隨機提前，即假設反事實事件發生在2006 年，采用2007年的數據和2007年以前的數據進行DID回歸檢驗。檢驗《勞動合同法》的實施時間為2006年是否會對勞動力邊際報酬產生影響。如果2006 年開始實施的《勞動合同法》，在2007年對勞動力邊際產品報酬產生影響，即，《勞動合同法》仍然對控制組的勞動力邊際報酬產生影響，則說明所采用倍差法分析是不合理的。

假設此時的表達式仍為：

yi=a+bt06i+ggi+tt06igi+dxi+ei

(6)

其中，t06i表示第i個行業在2006年之前和2006年之后，如果在2006年之前則t06i=1，如果在2006年之后，這里只是2007年的樣本，則假設t06i=0。這樣主要是考慮在2007年和2008年外界的沖擊作用具有相似性，在這種假設下實證結果更具有可信性。假設gi仍為組屬性變量，如果是勞動密集型行業，則gi=1，如果是資本密集型行業，則gi=0。組屬性主要以人均固定資本量均值分組和以樣本人均固定資本中位數均值與75%分位數均值分組。采用相關數據進行回歸結果見表5。很明顯，在兩種分組的情況下，組屬性和一個時間屬性的交叉項的系數均不顯著，這說明如果《勞動合同法》在2006年頒布實施，那么這個切點是不顯著的，沒有跳躍，說明在2008年實施的《勞動合同法》對勞動力邊際產品報酬確實起到了抑制作用。在這種分組的條件下，即使加入了時間和行業規模的控制變量，《勞動合同法》在反事實下也沒有顯著性的影響。

表5 人均固定資本量均值、中位數均值、75%分位數均值分組

三、研究結論與建議

(一)結論

本文基于《中國工業統計年鑒》2004～2015年的統計數據，探究了《勞動合同法》實施對勞動者勞動生產率的影響，主要研究結論如下：

首先，資本有機構成提高快速推動產出增長。隨著時間的變化，資本隨時間變動對產出起著正向影響作用，這在一定程度上說明隨著技術進步，企業會逐漸用技術替代勞動，企業未來的有效產出主要依靠資本投入；勞動對產出的影響主要通過與資本的協同效應表現出來。其次，《勞動合同法》的實施對勞動密集型企業存在著勞動力邊際生產力的降低作用。相比資本密集小企業，勞動密集型企業受到該法的影響相對更大，在《勞動合同法》的影響下，勞動密集型行業的勞動生產率提升幅度較小，而較少受到該法影響的資本密集型行業的勞動生產率提升幅度反而較大，這在一定程度上說明《勞動合同法》降低了勞動者的勞動生產率。最后，《勞動合同法》實施導致的這一結果促成了資本有機構成的提高。加速了勞動密集型產業向外國的轉移，促進了我國產業結構的優化，提升了企業管理效率，促使企業通過優化管理提升資本生產效率。

(二)政策建議

為解決由于《勞動合同法》實施造成的勞動者的勞動生產率下降的問題，提出以下幾點建議：

第一，政府干預應從“過度干預”逐步轉向“適度干預”，充分發揮市場的選擇機制，使工資增長與勞動生產率水平相適應，糾正對勞動者過度“傾斜式”的保護，平衡用人單位照顧義務與勞動者忠實義務之間的關系，促進勞資利益共同體的實現。

第二，可以考慮在未來法規的設置上對用人單位進行分類，實施分類分層管理制度，提高制度安排的靈活性，在合同的訂立與解除方面給予微小型企業一定的優惠待遇，賦予微小型企業在用人方面更多靈活性，為靈活就業和正規就業提供相應的區分保護。

第三，企業應該正視《勞動合同法》帶來的影響，積極采取相應措施，加大創新力度，提高對員工的技能培訓比例，加強人力資本培育，最大限度地將人力資本轉化為勞動生產率。采取積極的薪酬激勵制度，進一步調動勞動者的積極性，通過采用基本工資和績效工資相結合的薪酬制度，保證勞動者的薪資與其勞動生產率緊密相連，充分發揮勞動增長率的提高空間。