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李丁 张耀军 巫锡炜 余丹林:政策执行与市场分割:《劳动合同法》长期影响的异质性研究*

更新时间:2021-09-18 08:55:47
作者: 李丁   张耀军   巫锡炜   余丹林  
全国非农受雇者的劳动合同签订率突升,达到63.7%,然后在2010年下降到56.4%左右,2012年后再回升并保持62%左右。从合同时长来看,2010年后合同期限3年以上或无固定期限合同的比例相对于2006年提高了10个百分点以上。

   为更好比较不同年份劳动合同签订差异,我们将多个年份的数据汇总,使用二分类逻辑特(logit)模型拟合是否签订劳动合同,控制年龄、性别、教育水平、单位性质等相关因素后,通过年份虚拟变量的系数来测量《劳动合同法》实施后各年劳动合同签订概率相对于实施之前的2006年的差异(见表8)。可以看到,2008年非农受雇者签订劳动合同的发生比达到了2006年的2.36倍,而2010年、2011年都不如2008年,直到2012年后才回到2008年的水平。这种波动与政府《劳动合同法》执行力度的变化有关。2012年后签约率的增长则与劳动力供求结构变化、劳动者队伍结构变化(如新进劳动力教育水平整体提高)以及《劳动合同法》实施的累积效应等因素相关。

   总之,《劳动合同法》实施以后,全国总体就业状态和受雇结构有一定变化,退出劳动力市场的人增加,零工劳力增加,非农化快速发展。劳动合同签订率在新法实施第一年明显提升,此后签订率有所回落,但长期来看,劳动合同签订率仍有提高。假设1关于合同签订率的部分得到了数据支持。

   四、《劳动合同法》影响的异质性

   对比不同群体历年劳动合同签订率情况(见表9),可以发现《劳动合同法》实施后,不同群体合同签订率的变化轨迹存在明显差异。不同户籍、不同教育水平、不同类型单位、不同地区的劳动合同签订率的差异在2008年后都有所扩大,仅男女差异、队列差异有所下降。这一定程度上支持了假设5,与王美艳从2001年、2005年、2010年、2016年中国城市劳动力调查数据发现合同签订差异在缩小的结论不同(王美艳,2018)。

   群组之间差异在控制其他变量后,仍然存在且统计显著。将多年数据合并,以是否签订劳动合同(签订取值为1,否则为0)为因变量,建立logit模型,控制性别、民族、出生队列、教育水平、单位性质、地区等相关变量,并将所有自变量与调查年份进行交互,可以估计不同变量在各年份的作用系数。从图1-图3可以看到,多数群体签订合同的可能性都提升了,但相对位置稳定,且曲线之间的差距有扩大趋势。

   比如,图1-1表明不同户籍的受雇者2008年签订劳动合同的可能性相对于2006年有大幅度的提高,但不同户籍之间的差距也变大了。这种差距在后续年份略有缩小但始终存在。统计模型显示,在保持其他变量的作用在各个年份稳定不变时,两者之间的差距更加明显。图1-2表明,教育水平小学及以下的受雇者合同签订率增长非常缓慢,2012年开始才有所增长,而教育水平高中及以上的受雇者签订劳动合同可能性在2008年就明显提高。尤其是大专及以上的受雇者合同签订可能性在2010年小幅回落后持续增长,比初中、高中学历受雇者的增长更为稳健。假设4、假设5得到了支持。

   图1-3表明,不同性质单位的受雇者合同签订概率的相对关系同样稳定且差异明显。三资企业最高,国有企业、集体企业、事业单位、民营企业在其后,党政机关、个体自营单位的情况最差甚至大幅回落。个体自营单位数量多,监管困难,劳动者工作变动频繁,合约签订容易随经济形势和经营状况变化,雇佣关系不稳定,难以形成累积效应。这也是国家统计局农民工监测调查中劳动合同签订率一直上不去的重要原因。党政机关受雇者的劳动合同签订率低且波动较大,违背直觉和再分配经济特征。这一方面可能是因为公务员与工作单位之间是人事关系而非合同关系;另一方面可能是因为党政机关就业的样本量较少。单位差别也体现在单位规模影响上,纳入员工规模的模型显示,大单位的受雇者劳动合同签订率高很多,小单位不仅合同签订率较低,而且签订率增长也非常缓慢(见图1-4)。假设3、假设5得到一定支持。

   图2展示了不同地区合同签订概率的历时变化。可以看到,不同地区之间的差异在2006年较小,2008年京津沪三市受雇者劳动合同签订率大幅提升且与其他地区差异巨大。总体而言,各个区域间大体保持相对稳定的关系,但西部地区的合同签订率在2008年之后超越并长期好于中部地区。除了执行力度差异外,中西部地区的就业构成和经济发展状况差异可能与此有关,西部地区经济发展相对较慢,私营经济占比较低,劳动合同法执行更好一些。假设2、假设5得到了数据的支持。

   各年份数据分开拟合二分类逻辑特模型回归伪确定系数(Psudo R-squared)虽然没有明确的方差解释意义,但仍然具有一定的参考价值。而嵌套模型伪确定系数R2的比较可以一定程度上帮助我们找到群组差异的具体来源。表10中,模型1是模型2的限制性模型,前者假定不同户口的受雇者劳动合同签订率不存在差异,两个模型嵌套;同样,模型2是模型3的限制性模型,假定不同教育水平的受雇者合同签订不存在差异;以此类推。

   首先,从全模型5中,2006年模型的确定系数明显低于后续年份。这意味着《劳动合同法》颁布实施后模型中自变量能更好地预测劳动合同的签订,自变量群组之间的差异变得更明显了。其次,对比模型1到模型4之间的差异,可以看到历年模型中模型4相对于模型3的确定系数增量最大,模型2相对于模型1的增量次之,模型3相对于模型2的增量排第三。也就是说,单位类型之间的差异较大,其次是户籍间的差异,再次是不同教育水平之间的差异。从模型整体拟合度的角度,假设1关于劳动合同签订率历时变化的部分再次得到了支持。

   劳动合同对受雇者权益影响方面,我们估计了合同签订对上年职业收入、以上一周为代表的每周工作时间的影响。将是否签订合同与调查年份进行交互,可以估计相关变量的系数在各年份的增量,所得合同签订对收入和工作时间的边际作用如图3。可以看到,控制其他变量(性别、民族、年龄、户籍、教育水平、单位性质、地区)不变的情况下,2011年以前无合同的非农受雇者每周平均工作时间的模型预测值都在上升,有合同的受雇者2008年每周工作时间有所减少,但2010年、2011年不管有无合同劳动时间都延长了。2012年后两类受雇者每周工作时间都开始下降,两类劳动者之间的差异变小且不再显著(见图3-1)。也就是说,2008年《劳动合同法》的实施使得当年有合同和没合同的劳动者在工作时间方面的差异扩大了。假设1关于劳动合同作用在执行力度较大的年份较大的假设得到了支持。2011年后有无合同对劳动时间的影响才趋于消失。这一时期,中国接近刘易斯拐点(蔡昉,2007,2010),经济增速放缓,劳资关系出现了结构性变化。劳动者加班情况有所缓解,但仍处于超时加班状态,两类受雇者2015年平均每周工作时间仍将近47小时。

   在收入方面,控制其他变量后,2006年之后非农受雇者的年收入都有一定提高,但有合同受雇者2008年收入有较大幅度提高,无合同受雇者到2011年才出现明显的持续上涨,两类劳动者的平均收入差异变小。2012年有合同受雇者的收入再次跃升并始终高过无合同受雇者(见图3-2)。因此,总体而言,《劳动合同法》实施头两年有无合同的受雇者职业收入差异扩大,2011年后有所缩小,但两类劳动者仍保持较大差距。假设1关于合同作用的部分得到了数据支持。

   由于是否签订劳动合同具有很强的选择性,有无合同的受雇者在收入和劳动时间上的差异可能并不是由签订合同或《劳动合同法》保护作用造成,而是人力资本、社会关系、单位性质等同时影响劳动待遇和合同签订的因素造成。为了降低此种选择性效应,更准确估计合同签订的影响,我们采用最近匹配法(nearest-neighbor matching)对是否签订合同的受雇者的特征进行了控制(精确匹配了性别、民族、户籍类型,但匹配后两类受雇者在教育水平、单位类型等特征上仍存在差异),估计得到签订劳动合同平均效应系数如表11。可以看到,相对于2006年,2008年和2010年的系数绝对值都更大了。也就是说,签订合同带来的效应更大了。而2010年之后签订合同对工作时间、工作收入的效应系数绝对值变小,甚至变得不再显著。这说明,此后签订劳动合同带来的影响下降了。这也支持了假设1中关于劳动合同效应在《劳动合同法》实施前期较强而后期衰落的部分。

   五、结论与讨论

   2008年开始实施的《劳动合同法》试图以统一的法律调整用人单位和劳动者的关系,给予普通劳动者更多保护。这种自上而下全面推行的制度变革在中国十分普遍。中央政府试图通过新法律、法规、指导意见统一调整政府-企业/社会-个人之间的关系。但法律和制度的颁布并不意味着其所追求的治理状态能立即全面实现。政策执行及其产生作用的过程本身就是一个非常复杂的社会过程,既有社会结构(如劳动力市场结构、组织单位的合法性压力结构、社会主体的能力结构)和外部环境因素都会对政策执行力度及其效果产生影响。

   本研究通过详细的数据分析表明,《劳动合同法》的实施确实提高了受雇劳动者的合同签订率,但改善进程并不平顺,对不同群体的影响也存在较大差异,甚至在一定时期内加剧了群体之间的不平等程度。在法律开始实施的2008年,由于政策执行力度大,劳动合同签约率迅速提高,但随着执行力度的放松,合同签约率及合同的保护效果都出现了回落。次要劳动力市场中,社会经济地位相对较低的受雇者遭遇的波动更为明显。随着时间推移,劳动力市场供求结构发生变化,各群体之间的差异有所缩小,但仍未改变各群体的相对位序。政府政策执行的决心与力度变化,劳动力市场结构对政策后果的异质性影响明显。

   本研究表明,制度变革的影响并不是匀质的。普遍性的制度,甚至试图进行再分配或扶助中下层民众的政策制度的实施,最先获得好处的也可能是那些本来就在市场和权力体系中占据优势位置的群体。这种马太效应的出现与政策的执行社会机制密切相关。在缺乏新的利益表达渠道、组织方式和博弈能力,社会主体发育不充分的情况下,分散个体只能指望政府的回应性和政策执行力度。而政府的资源和能力总是有限的,政策措施常常是在那些基础条件较好、执行相对容易的地区和阶层先落地。如果不给边缘阶层新的、独特的、优势阶层不能享有的资源和权利,进而改变社会机会格局,社会不平等结构可能就难以改变。制度变革需要恰当的时机并总会遭遇多种挑战。《劳动合同法》的实施选择了相对较好的机会窗口,前后几年国内经济形势、就业状况还算平稳,随着刘易斯拐点的到来,受雇者的职业收入和劳动时间都先后得到一定的改善,这也很容易被人们归为制度变革带来的好处。合时的制度变革一定程度上适应了即将到来的社会条件的结构性变化。

社会分层与流动学者围绕中国市场化转型的影响进行了深入研究 (李路路、 边燕杰、吴晓刚[编],2008;林宗弘、吴晓刚,2010;Nee,1989;Nee and Matthews, 1996),成功地将社会转型、制度变迁等社会学核心概念与量化研究结合起来。随着研究和讨论的深入,越来越多的研究开始关注更为具体的政策制度变迁过程及其影响。劳动规制作为一种重要的社会政策,其变迁对社会不平等影响的研究只是其中的一种尝试。与市场转型讨论一样,在实证研究中要准确剥离和评估某个具体维度的变迁或制度变革的影响是困难的。社会转型发展是一个多维交互过程,市场化、工业化、城镇化、经济增长相并行,劳动规制、社保制度、教育扩展、人口结构变化也共时发生。如果不能提前设计好测量工具并适时记录数据,研究者很难将其他干扰因素完全剥离出来。本研究虽然提出了政策执行力度的概念,但并没有实际测量不同地区、不同单位、不同年份的政策执行力度,只是进行了一些逻辑推论,这主要是受数据的限制。CGSS数据仅对全国有代表性,(点击此处阅读下一页)


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本文责编:陈冬冬
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文章来源:《开放时代》2021年第5期
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