劳动保护与农民工福利改善—...基于新《劳动合同法》的视角_杜鹏程.pdf

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1、劳动保护与农民工福利改善* 基于新 劳动合同法 的视角杜鹏程徐舒吴明琴内容提要: 本文利用双重差分法， 全面评估了我国新劳动合同法 的实施对农民工福利水平的影响。研究结果显示， 新劳动合同法 降低了农民工的工作时间长度达23%， 提高了农民工拥有各项社会保险的比例为 10%26%， 这一结论在消除样本选择性偏误后同样成立。进一步的分析发现， 新 劳动合同法 对农民工福利水平的改善作用在工人议价能力较低地区和教育程度较低组别的农民工上更加明显， 而在性别方面无显著差异。同时， 新 劳动合同法 的劳动保护效果并没有因同时期其他经济因素的冲击而受到影响。本文的研究结论不仅对正处于争议中的新劳动合同法

2、 能否真正提高弱势群体的劳动权益做出了明确回答， 而且对于制定和发展规范的劳动保护制度具有重要的参考价值。关键词: 劳动保护农民工福利改善*杜鹏程， 西南财经大学经济与管理研究院博士研究生， 邮政编码: 611130， 电子信箱: dpcscnu1990126 com; 徐舒( 通讯作者) ， 西南财经大学经济学院， 邮政编码: 611130， 电子信箱: xushu swufe edu cn; 吴明琴， 华南师范大学经济与管理学院， 邮政编码: 510631， 电子信箱: mingqinwu gmail com。作者感谢国家自然科学基金项目( 71773095、 71603214) 、 教育

3、部优秀博士论文专项基金( 201405) 以及中组部 “万人计划” 青年拔尖人才项目的资助， 感谢匿名审稿专家的宝贵意见和建议， 文责自负。 中华人民共和国劳动合同法 第一章第十、 十四、 十七条。一、引言改革开放以来， 随着我国工业化和城镇化进程不断推进， 大量农民选择进城从事灵活就业工作， 农民工逐渐成为城镇地区劳动力市场的主力军。国家统计局数据显示， 2016 年全国农民工总量 28171 万人; 其中， 有 16934 万的农民工长期在城市就业， 成为了产业工人的重要组成部分， 对我国城市建设做出了重大贡献。然而， 由于受教育程度较低和劳动技能不足， 农民工受到劳动保护的程度也普遍较低

4、。相比于城市户籍劳动者， 农民工在劳动福利方面常常受到用人单位的不公平待遇 。 2015 年农民工监测调查报告 显示， 外出农民工初中及以下文化程度占比为 77. 4%， 日从业时间超过 8 小时的占比为 39%， 超过 60%的农民工没有和用人单位签订任何形式的劳动合同。在这样的背景下， 农民工的生存状况和劳动福利状况日益受到社会的重视。2006 年， 国务院 关于解决农民工问题的若干意见 正式发布， 提出了要通过明确有效的劳动制度和法律监管来保障农民工合法劳动权益、 改善其劳动福利。在此基础上， 为了进一步保障劳动者的合法权益， 第十届全国人民代表大会常务委员会通过了中华人民共和国劳动合同

5、法 ( 以下简称 “新 劳动合同法 ” ) ， 并规定于 2008 年 1 月 1 日起施行。相比于原有的中华人民共和国劳动法 ， 新 劳动合同法 在以下三个方面有了较大的改进:第一， 它要求用人单位为员工( 含灵活就业者) 应当自用工之日起一个月内签订劳动合同; 第二， 劳动者在用人单位连续工作满十年的或已连续订立二次固定期限合同的， 用人单位应订立无固定期限合同; 第三， 劳动合同应当注明工作46杜鹏程等: 劳动保护与农民工福利改善时间、 劳动报酬和社会保险等福利待遇。可以看出， 新劳动合同法 最大的三点改进都是针对灵活就业者( 如农民工) 提出的， 明确了灵活就业者在劳动报酬、 劳动保护

6、、 劳动时间、 劳动强度和社会保险等方面所应享有的具体劳动福利。从最初制定到最终实施， 新 劳动合同法 引起了学界的广泛关注。迄今， 已有研究分别从企业成本( 刘彩凤， 2008; 沈永健等， 2017) 、 企业雇佣量( Feldmann， 2009; Kaplan， 2009) 和执行效力( Gao et al， 2012; Freeman Li， 2013) 等角度研究了新 劳动合同法 的经济效果。然而， 作为我国严格的劳动者保护性法规， 新 劳动合同法 对于以农民工为代表的弱势群体的权益保护究竟有何影响， 尚未得到充分研究。新 劳动合同法 是否真正改善了农民工的福利水平?其改善作用有多

7、大?对于不同地区农民工的保护力度是否存在异质性影响?既有研究都未给出明确的结论。为了回答这些问题， 本文利用 2008 年新劳动合同法 的实施作为准自然实验， 从工作时长、 养老保险、医疗保险、 工伤保险和失业保险五个方面出发， 全面评估新劳动合同法 的实施对农民工各项劳动福利的影响， 并探讨其异质性效果。本文的边际贡献主要体现在以下四个方面: 一是不同于已有文献关注企业成本和企业雇佣量，本文是从农民工的视角考察新 劳动合同法 对其各项福利的影响， 丰富了以农民工为研究对象的相关文献。二是对此类研究中普遍存在的样本选择问题和其他可能存在的偏误进行了细致校正，由此得到了新 劳动合同法 对于农民工

8、各项福利改进的准确估计。三是构造了地区工人议价能力等指标， 探讨了新 劳动合同法 对于农民工福利水平改善的异质性影响， 是对 Gao et al ( 2012)等研究的有益拓展。四是构造了劳动力需求冲击变量， 剥离同时期其他经济因素可能对估计结果的影响， 为使用倍差法模型( DID) 的相关研究提供了新的检验思路。二、文献回顾国外研究劳动保护政策的经济效应最早可以追溯到 Oi( 1962) ， 其认为在没有劳动保护的情况下， 当员工的工资超过员工的劳动生产率时， 企业将会解雇员工， 但由于劳动保护所导致的解雇成本增加， 其解雇员工的可能性会降低。在此基础上， 早期研究多关注劳动力保护政策对就业

9、的影响， 但结论尚未达成一致。一方面， 一些学者发现劳动保护政策会增加企业的解雇成本， 降低失业，从而促进长期就业( Bentolila Bertola， 1990; Almeida Carneiro， 2005) ; 另一方面， 部分学者通过研究欧洲和北美的劳动力市场， 发现解雇费用限制劳动力的自由流动， 对社会整体就业并没有明显的促进效应( Nickell， 1997; Garibaldi， 1998) ; 此外， Basley Burgess( 2004) 通过考察印度的劳动市场发现， 劳动保护法的实施实际上是降低了社会就业水平和劳动生产率。近年来， 关于劳动保护政策的研究则多集中在企业

10、成本方面， 但多数研究都认为劳动保护制度增加了企业成本粘性( Anderson Banker， 2003; Martins et al， 2009; Wiel， 2010) 。我国相对成熟的劳动保护政策起步较晚， 自 2008 年新劳动合同法 的颁布以来， 虽有部分文献讨论了其实施的经济效应， 但相关研究也多集中在企业行为上， 包括要素调整成本( 刘彩凤，2008; 廖冠民和陈燕， 2014) 、 薪酬粘性( 刘媛媛和刘斌， 2014) 和创新行为( 倪骁然和朱玉杰， 2016)等方面， 鲜有文献涉及对劳动者个体福利影响的讨论。大量农民进城务工是我国城镇化高速推进中的特有现象， 近年来， 仅有

11、 Gao et al ( 2012) 和 Freeman Li( 2013) 定量讨论了新劳动合同法实施对农民工的保护作用， 其中唯一与本文研究角度相近的是 Gao et al ( 2012) ， 他们发现新 劳动合同法 通过提高农民工拥有长期合同的可能性， 从而增加了社会保险的概率。然而， 他们的研究并没有考虑到样本选择问题和不同劳动力市场的差异性所带来的异质性影响。因此， 其估计结果很可能存在偏误， 并不能准确地反映新 劳动合同法 对弱势群体的保护效力。综上所述， 国内外文献讨论劳动力保护政策大多数是从企业视角出发， 集中分析其对于企业行为562018 年第 3 期的影响， 对劳动者个体福

12、利的经济效应则鲜有研究分析。有鉴于此， 本文利用 2008 年新劳动合同法 的实施作为准自然实验， 通过倍差法( DID) 消除不可观测的因素， 利用 Heckman 两步法对样本选择问题进行校正， 同时用地区工人议价能力作为衡量地区劳动力市场差异性的指标， 定量评估了新 劳动合同法 对农民工权益的影响， 对分析我国劳动保护政策的福利改善效果提供了有力的研究补充。三、数据说明及描述性统计本文使用的数据来自于2007 年、 2013 年中国家庭收入调查( CHIP) 项目， 它是由中国社会科学院与北京师范大学中国收入分配研究院合作完成。该调查包括三个部分: 农村住户调查、 城镇住户调查和流动人口

13、调查。其中， 城镇住户调查问卷询问了拥有非农业户籍的城镇居民样本信息; 流动人口调查问卷询问了在城镇地区务工且拥有农业户籍的样本信息， 即农民工样本信息。由于农民主要从事家庭农业生产工作， 不存在正规的雇佣单位和雇主， 其务农时长、 农业收入和养老保险等受到自主劳动供给决策和天气等因素的影响较大， 与城镇工作者的福利状况并不具有直接的可比性， 我们删除了农村住户调查样本。问卷详尽地记录了个体年龄、 受教育程度、 健康状况、 收入、 工作时长以及社会保险等基本信息。2007 年的城镇住户调查和流动人口调查范围覆盖了全国 9 个省15 个城市， 各有5000 户家庭。2013 年的城镇住户调查和流

14、动人口调查覆盖全国 15 个省126 个城市， 分别有 7175 户城镇家庭和 760 户外来务工住户( 农民工) 样本。需要说明的是， 考虑到数据中农民工样本量在前后两次调查的不平衡可能会导致估计结果出现偏误， 我们采用如下方式设置样本权重以进行加权分析:首先， 为了避免样本组成不同所造成的实证结果的偏差， 我们将样本限制在两年调查相同的 7 个城市里，保证估计结果在时间前后的可比性。其次， 我们将2007 年所有样本的权重设置为1， 将2013 年农民工样本的权重设置为同一城市2007 年农民工样本量与2013 年农民工样本量的比值， 其目的是使2013 年具有较少样本量的农民工拥有较大的

15、权重， 同时将2013 年非农民工样本的权重设置为同一城市2007 年非农民样本与非农民工样本的比值。此外， 基于本文的研究问题， 我们将样本限制在 1665 岁工作为非自营的劳动者中， 并剔除了家庭儿童数目、 学生数目、 工作时间长度和工资收入信息存在异常的样本。基于本文的研究对象，我们将样本划分为城镇公务员( 事业单位) 样本， 城镇非公务员( 非事业单位) 样本， 农民工公务员( 事业单位) 样本， 农民工非公务员( 非事业单位) 样本， 并剔除了农民工公务员( 事业单位) 样本，最终得到 7000 余个观测值。表 1 为主要变量的描述性统计结果。从中可以看出， 农民工样本占比为 39%

16、， 城镇户籍样本占比为 61%; 城镇户籍公务员和事业单位样本占比为 19%， 而非公务员和非事业单位的样本占比为 81%; 劳动者平均每周工作时间较长， 为 48 小时; 61%的劳动者拥有养老保险， 仅 30% 左右的劳动者拥有工伤保险和失业保险; 劳动者的平均年龄为 36 岁， 平均受教育程度为初、 高中水平。表 2 给出了各组别劳动者福利在新劳动合同法 实施前后两期的对比情况。可以看出， 新劳动合同法 实施后， 各组别劳动者的福利水平都有不同程度的提升， 但农民工的福利水平提高最明显。以工作时长为例， 2007 年农民工每周平均工作时长为 58. 43 小时， 高于城镇公务员( 事业单

17、位) 群体和城镇非公务员( 非事业单位) 群体的 40. 99 小时; 2013 年农民工每周平均工作时长降低至 47. 60 个小时， 而其余两组别则无明显变化。此外， 在新劳动合同法 实施前， 农民工拥有各类社会保险的比例也远远低于城镇户籍的劳动者， 而在新劳动合同法 实施后， 农民工拥有社会保险比例的提高幅度最大， 城镇公务员( 事业单位) 群体几乎无明显变化。66杜鹏程等: 劳动保护与农民工福利改善我们用 UMIC2009 年数据替代 CHIP2013 年数据以扩大流动人口样本作稳健性检验， 结果与本文一致。样本在前后两年相同的 7 个城市为: 南京市、 无锡市、 郑州市、 武汉市、

18、深圳市、 成都市和重庆市。表 1描述性统计变量变量含义样本量均值标准差最小值最大值migrant是否为农民工( 1 = 是)70500. 390. 5201servent是否为公务员( 1 = 是)70500. 190. 3701wktm周工作时长( 小时/周)702447. 8313. 358110pension是否有养老保险( 1 = 有)70240. 610. 4901medica是否有医疗保险( 1 = 有)70240. 820. 3901injuca是否有工伤保险( 1 = 有)70240. 370. 4801unempca是否有失业保险( 1 = 有)70240. 360. 480

19、1gender性别( 1 = 男性)70500. 570. 5001age/10年龄除以 1070503. 641. 101. 606. 50edulev0 文盲， 1 初中， 2 高中， 3 大学及以上70501. 910. 8303child家庭中学龄前学生数70500. 120. 3302stud家庭中在校学生数70500. 310. 5203marriage婚姻状态( 1 = 已婚)70500. 720. 4501health健康状况( 1 非常好， 3 一般， 5 非常差)70501. 870. 7315lnwage收入对数70247. 390. 79010. 21xnh是否有新农合

20、( 1 = 有)70500. 190. 3901表 2描述性统计变量周工作时长( wktm)养老保险( pension)医疗保险( medica)工伤保险( injuca)失业保险( unempca)时间2007201320072013200720132007201320072013公务员40. 9940. 770. 800. 850. 880. 970. 570. 570. 650. 64非公务员44. 4343. 420. 770. 890. 780. 940. 480. 470. 540. 55农民工58. 4347. 600. 210. 440. 590. 910. 210. 260.

21、 130. 19四、模型设定( 一) 基准模型设定本文的基准实证模型设定为多元回归框架下的倍差法( DID) 。为了考察新劳动合同法 的实施对不同组别样本的影响， 我们将从事非公务员( 非事业单位) 工作的城镇户籍样本视为处理组1， 将农民工样本视为处理组 2， 将从事公务员( 事业单位) 工作的城镇户籍样本视为对照组。定义如下虚拟变量Di1和Di2:Di1=1， 城镇非公务员( 非事业单位)0，其他群体Di2=1， 农民工群体0，其他群体当样本为城镇非公务员( 非事业单位) 群体时， Di1取值为 1， 否则为 0; 当样本为农民工群体时，Di2取值为 1， 否则为 0。同时， 构造时间虚拟

22、变量 T， 设 T =0 和 T =1 分别表示新劳动合同法 实施前、 后的时期， 在本文中， T =0 表示 2007 年， T =1 表示 2013 年。因此， 新劳动合同法 的实施对农民工的福利水平影响可用( 1) 式表示:Yit= 0+ 1Di1+ 2Di2+ 3T + 1Di1 T + 2Di2 T + xXit+ Zjt+ it( 1)其中， Yit表示个体 i 在 t 时期的劳动权益或福利水平， 具体指周工作时间长度对数( lnwktm) 、 是762018 年第 3 期否拥有养老保险( pension) 、 医疗保险( medica) 、 工伤保险( injuca) 和失业保险

23、( unempca) ; Zjt表示地区固定效应、 it为不可观测因素。由于倍差法结果的有效性可能受到变量缺失的影响( Meyer， 1995) ， 我们也在( 1) 式中加入了影响劳动者福利水平的其他控制变量 Xit， 具体包括性别、 年龄、 受教育程度、 婚姻状况、 身体健康状况等。此外， 我们还加入地区虚拟变量和时间虚拟变量的交互项以控制地区不可观测特征随时间变化对结果的影响。1、 2为本文所关注的待估参数， 分别表示新劳动合同法 的实施对城镇非公务员( 非事业单位) 群体和农民工群体福利水平的影响。( 二) 样本选择问题在( 1) 式的设定中， 直接进行 OLS 估计会面临选择性偏差问

24、题( selection bias) 。原因是我们只能观察到进城农民工的收入和福利状况， 无法观测到未进城务工个体的城市工资收入及福利状况，从而事实上获得的样本是自选择样本， 不满足随机性要求。除此之外， 样本选择问题也会使得新劳动合同法 的实施与影响劳动者福利的不可观测因素存在相关性， 导致模型估计存在偏差。具体而言， 一方面， 新 劳动合同法 的实施可能会增加农民进城务工的意愿， 那么 OLS 估计值将会大于真实值。另一方面， 新 劳动合同法 的实施保障了农民工的基本权利， 个人能力较高的农民工能够较短时间内在城镇积累足够的资本， 从而选择回乡或自主创业， 这将引起实施新劳动合同法 同个人

25、能力负相关， 导致 OLS 估计值小于真实值， 产生有偏的估计。为了克服样本选择性偏误， 我们利用农村样本和农民工样本， 采用 Heckman 两步法来解决， 第一步是利用 probit 模型估计出农村个体样本选择进城务工的概率， 具体形式如下:Prob( Zi= 1 | Xi)= ( Xi)( 2)其中， Prob( Zi=1) 为农民个体选择是否进城务工的概率， Xi为影响这一结果的外生变量。第二步是在获得( 2) 式估计结果的基础上， 可以在回归方程( 1) 中加入逆米尔斯比( inverse mills ratio)( Xi) /( Xi) ， 作为选择偏差的修正项。修正后的回归方程如

26、下所示:Yit= 0+ 1Di1+ 2Di2+ 3T + 1Di1 T + 2Di2 T + xXit+ IMi+ Zjt+ it( 3)IMi为逆米尔斯比， 我们可以通过估计方程( 3) 得到克服样本选择偏差的结果。五、实证结果( 一) OLS 回归结果表 3 给出了新 劳动合同法 对劳动者福利影响的 OLS 回归结果， 被解释变量为表示劳动者福利的相关指标， 各列都控制了劳动者个体异质性的特征变量、 城市特征变量、 城市虚拟变量、 时间虚拟变量以及城市和时间交互的虚拟变量。表 3 第( 1) 列的被解释变量为周工作时间的对数值， 变量D1、 D2的估计系数值显著为正， 说明两个处理组的工作

27、时间长度明显地高于对照组。变量D2的估计系数高于D1， 说明农民工的工作时间比城镇非公务员( 非事业单位) 群体高。交互项 T D1和 T D2的估计系数衡量了新劳动合同法 的实施对劳动者福利的真实影响， 系数值都在 1%的水平显著为负。T D1的估计系数值表明，平均而言， 新劳动合同法 的实施使得城镇非公务员( 非事业单位) 群体的工作时间降低了86杜鹏程等: 劳动保护与农民工福利改善必须承认的是， 由于数据中无法观测到返乡的农民工样本， 我们仍然无法克服由于农民工返乡这一自选择问题对估计结果的影响。如果返乡的农民工是农民工群体中能力较低的部分， 那么该部分农民工如果留在城市， 受其能力限制

28、， 其获得劳动保护的可能性也相应较低。在这样的情况下， 本文的结果可能高估了新 劳动合同法 对农民工的保护作用。相反， 如果主要是高能力农民工返乡创业， 那么本文的结果则会在一定程度低估新 劳动合同法 对农民工的保护作用。本文的受教育程度和健康状况都是四维及以上的虚拟变量， 受篇幅限制， 我们仅汇报了教育程度为大学及以上和健康状况为身体非常差组别的回归结果。6. 5%。T D2的估计系数值表明， 新劳动合同法 的实施使得农民工的工作时间平均降低了21. 4%。控制变量的估计结果与经验基本相符: 男性劳动者的平均工作时间要高于女性; 年龄越高的个体劳动时间越长， 但超过一定阀值， 工作时间随年龄

29、的增长而减少; 已婚者的工作时间高于未婚者; 健康状况差者的劳动时间较短。表 3新 劳动合同法 的实施对劳动者福利的影响: OLS 回归结果( 1) lnwktm( 2) pension( 3) medica( 4) injuca( 5) unempcaT0. 452 0. 920. 935 2. 391. 193 4. 630. 217 0. 661. 575 5. 03D10. 069 4. 530. 002 0. 130. 060 4. 140. 062 3. 080. 073 3. 75D20. 315 15. 690. 370 14. 940. 355 18. 060. 141 5.

30、 790. 277 12. 04T D10. 065 3. 030. 035 1. 330. 089 4. 490. 033 0. 940. 092 2. 60T D20. 214 8. 020. 142 3. 600. 129 3. 720. 137 2. 160. 103 3. 26性别0. 023* 1. 730. 018 1. 250. 007 0. 760. 026 1. 980. 017 1. 40年龄0. 043* 1. 770. 239 4. 850. 144 4. 350. 299 7. 230. 235 6. 18年龄平方0. 009* 1. 660. 026 4. 430

31、. 016 3. 790. 039 7. 610. 031 6. 57受教育程度0. 132* 1. 910. 286 2. 860. 171 2. 260. 124* 1. 850. 118* 1. 80是否结婚0. 054 2. 550. 015 0. 690. 032 2. 290. 020 1. 080. 004 0. 23健康状况0. 181* 1. 770. 114* 1. 840. 116* 1. 940. 216* 1. 670. 182 1. 14对数工资0. 010 0. 550. 029 3. 330. 039 5. 480. 078 8. 040. 060 6. 81是

32、否有新农合0. 010 0. 470. 209 8. 060. 517 26. 810. 209 9. 030. 211 10. 11人均 GDP0. 065 0. 670. 177 2. 230. 260 5. 080. 308 4. 510. 016 0. 25城镇化率1. 374 1. 281. 689 2. 101. 737 3. 104. 266 6. 316. 169 9. 18时间变量控制控制控制控制控制城市变量控制控制控制控制控制时间 城市控制控制控制控制控制观测值数70247024702470247024注: 方括号中为 t 统计量，*、 和 分别表示在 10%、 5%和 1

33、%的水平上显著。下同。962018 年第 3 期第( 2) 列的被解释变量为劳动者是否拥有养老保险， 变量D2的估计系数值显著为负， 说明农民工拥有养老保险的概率显著地低于拥有城镇户籍的其他劳动者。T D2的估计系数值表明， 新劳动合同法 使得农民工群体拥有养老保险的比例提高了 14. 2% 。从控制变量结果来看， 年龄较大的群体和健康状况差的群体拥有养老保险的可能性越大。第( 3) 列的被解释变量为是否拥有医疗保险的虚拟变量， 交互项结果表明， 新劳动合同法 使得城镇非公务员( 非事业单位) 群体拥有医疗保险的比例提高了 8. 9% ， 使得农民工群体拥有医疗保险的比例提高了12. 9% 。

34、由于新 劳动合同法 中明确规定了在劳务合同关系存续期内， 用人单位或雇主有义务为劳动者缴纳社会保险费。因此， 第( 4) 、 ( 5) 列分别考察了新劳动合同法 的实施对劳动者拥有工伤保险和失业保险的影响。第( 4) 列的交互项系数显示， 新劳动合同法 对城镇非公务员( 非事业单位) 群体拥有工伤保险比例的提高作用不明显， 但使得农民工群体拥有工伤保险的比例提高了13. 7%。第( 5) 列的交互项系数显示， 新 劳动合同法 使得城镇非公务员( 非事业单位) 群体拥有失业保险的比例提高了 9. 2%， 使得农民工群体拥有失业保险的比例提高了 10. 3%。劳动者的收入越高， 其拥有各类社会保险

35、的可能性越大。城市控制变量的回归结果显示， 人均 GDP 和城镇化率与劳动者拥有社会保险比例均正相关。表 3 的结果初步表明， 新劳动合同法 的实施对农民工权益的保护力度比城镇非公务员( 非事业单位) 群体要高。( 二) 校正样本选择偏差回归结果OLS 回归结果初步表明， 新 劳动合同法 的实施显著地降低了农民工的工作时间， 提高了农民工拥有各类保险的可能性。但如前文所述， 样本选择性偏误是本文研究不可忽视的问题， 我们采用 Heckman 两步法以消除选择性偏误的影响。首先， 使用各年农村居民样本和农民工样本， 估计了农民是否进城的概率选择模型， 在选择模型中， 被解释变量为农民是否进城务工

36、的虚拟变量( 1 代表进城， 0 代表不进城) 。由于农民决定是否进城务工， 在很大程度上取决于家庭人口结构情况。因此， 我们引入家庭总人口数、 学龄前儿童数占比、 学生数占比和 65 岁以上老人数占比作为选择方程的排他变量， 选择方程的自变量包括上文中的所有控制变量， 即年龄、 受教育程度等。选择方程的回归结果显示， 家庭人口数与农民的移民决策、 65 岁以上老年人所占比例负相关、 与学龄前儿童数占比和家庭学生数占比呈正相关。其次， 根据选择模型计算出的样本选择偏差修正项逆米尔斯比， 得到校正选择性偏误后的回归方程( 3) ， 回归结果如表 4 所示。在控制个人特征变量、 城市特征变量、 城

37、市虚拟变量、 时间虚拟变量以及城市和时间交互的虚拟变量的条件下， 第( 1) 、 ( 2) 、 ( 4) 、 ( 5) 列的逆米尔斯比( IM) 显著， 这初步证实 OLS 估计的确存在选择性偏误问题。在校正样本选择问题后， 各列交互项 T D2的仍旧显著， 第( 1) 列的结果显示， 新 劳动合同法 的实施使得农民工的工作时长减少了 23. 2%， 第( 2) ( 5) 列的结果显示， 新劳动合同法 的实施使得农民工拥有社会保险的可能性提高了 13%26%。交互项 T D2的系数值都有不同程度的上升， 如农民工工作时间减少了 23. 2%， 高于表 3 中的 21. 4%， 农民工拥有养老保

38、险的可能性提高了 25. 8%， 高于表 3 的 14. 2%， 农民工拥有失业保险的可能性提高了 13%， 也高于表4 的10. 3%， 这表明样本选择性问题导致了OLS 的估计存在负的偏差。如前文分析所言， 这可能是由于返乡创业的农民工是所有农民工中能力较强的群体。表 4 的结果表明， 在消除选择性偏误后， 新 劳动合同法 对农民工福利的保护力度仍然要高于城镇非公务员( 非事业单位) 群体。07杜鹏程等: 劳动保护与农民工福利改善本文关于医疗保险的结果不能完全排除城乡医保统筹所带来的影响。受篇幅限制， 本文未给出选择预测模型的回归结果， 感兴趣者可向作者索取。表 4新 劳动合同法 的实施对

39、劳动者福利的影响: 校正样本选择后的回归结果( 1) lnwktm( 2) pension( 3) healca( 4) injuca( 5) unempcaT D10. 067 3. 210. 035 1. 370. 091 4. 650. 034 0. 980. 089 2. 50T D20. 232 6. 960. 258 5. 610. 171 5. 030. 176 2. 110. 130 2. 20控制变量控制控制控制控制控制逆米尔斯比( IM)0. 019* 1. 720. 044 2. 260. 036 1. 420. 031* 1. 850. 042 2. 23观测值数702

40、47024702470247024注: 控制变量为表 3 中的所有控制变量、 时间虚拟变量、 城市虚拟变量和时间 城市虚拟变量。( 三) 控制地区劳动力市场规范度的结果虽然模型( 3) 在校正样本的选择性偏误后， 得到了一致性的估计结果。但是， 劳动者福利状况的改善可能不仅得益于新 劳动合同法 的实施， 也可能会受到地区劳动力市场环境( 如劳动力市场的规范程度) 的时间趋势性变化的影响。基于此， 我们利用 2005 年全国 1% 人口抽样调查数据，构造了衡量新 劳动合同法 实施前样本所在地区劳动力市场规范程度指标， 具体包括: 地区工作人口中没有签订劳动合同的比例、 没有养老保险的比例、 没有

41、医疗保险的比例和没有失业保险的比例， 这些指标值越大， 意味着劳动力市场的规范程度越低。我们将模型( 3) 扩展为( 4) 式:Yit= 0+ 1Di1+ 2Di2+ 3T + 1Di1 T + 2Di2 T + xXit+ IMi+ 1noncontj+ 2nonunempj+ 3nonpesj+ 4nonmedj+ xnonXj T + Zjt+ it( 4)其中， noncontj、 nonunempj、 nonpesj、 nonmedj分别表示地区有工作人口中无劳动合同、 无失业保险、 无养老保险和无医疗保险的比例， nonXj T 表示上述四个指标与时间虚拟变量的交互项。表 5 给出

42、了模型( 4) 的回归结果。在额外控制地区劳动力市场规范程度指标及其与时间虚拟变量的交互项后， 第( 1) 列回归结果显示新 劳动合同法 降低了农民工的劳动时间 23. 1%， 与表 4的结果一致。劳动力市场规范程度指标与时间虚拟变量交互项 nocont T、 nopes T 和 nomed T的系数大多数都显著为正， 表明在劳动力市场规范程度越低的地区， 劳动者的平均工作时间也就越长。第( 2) 、 ( 3) 列的结果显示新劳动合同法 分别提高了农民工拥有养老保险和医疗保险的可能性 25. 4%、 17. 6%， 也与表 4 的结果一致。劳动力市场规范程度指标与时间虚拟变量交互项多数显著为负

43、， 表明在劳动力市场规范程度越高的地区， 劳动者的拥有养老保险和医疗保险的可能性也就越大。第( 4) 、 ( 5) 列的结果显示新劳动合同法 分别提高了农民工拥有工伤保险和失业保险的可能性 15. 7%、 10. 5%。表 5 的结果表明， 在控制住地区劳动力市场规范度的时间趋势性变化后， 新 劳动合同法 改善农民工福利水平的结果依然稳健。表 5控制劳动力市场规范度后的回归结果( 1) lnwktm( 2) pension( 3) healca( 4) injuca( 5) unempcaT D10. 067 3. 210. 036 1. 410. 093 4. 710. 035 1. 000

44、. 090 2. 53T D20. 231 6. 890. 254 5. 510. 176 5. 180. 157* 1. 840. 105 2. 26nonunem6. 803 8. 021. 317 0. 270. 643 0. 734. 307 3. 213. 694 2. 91172018 年第 3 期续表 5( 1) lnwktm( 2) pension( 3) healca( 4) injuca( 5) unempcanonpes10. 738 7. 850. 384 0. 200. 958 0. 687. 217 3. 294. 859 2. 35nonmed1. 303 7.

45、230. 082 0. 320. 035 0. 191. 178 3. 970. 688 2. 50noncont31. 841 7. 232. 438 0. 395. 022 1. 1121. 549 2. 9816. 341 2. 40nounem T4. 224 5. 390. 818* 1. 740. 286* 1. 805. 989 4. 414. 895 3. 60nopes T2. 939 4. 600. 567 0. 620. 113 0. 192. 585 2. 321. 143 1. 02nomed T1. 113 6. 700. 270 2. 130. 007 0. 05

46、0. 457 5. 570. 810 3. 26nocont T5. 831 6. 682. 001* 1. 693. 270 3. 616. 130 4. 212. 610 2. 03控制变量控制控制控制控制控制观测值数70247024702470247024注: 控制变量为表 3 中的所有控制变量、 时间虚拟变量、 城市虚拟变量、 时间 城市虚拟变量和逆米尔斯比( IM) 。为节省篇幅， 后文所有表格的控制变量与此表一致。六、异质性分析前文分析基本表明， 新 劳动合同法 的实施总体上提高了劳动者的福利水平。然而， 新劳动合同法 对不同类型劳动者的影响是否存在异质性?为了回答这一问题， 我们

47、根据劳动者的议价能力、 受教育程度和性别分组讨论，同时将模型( 4) 扩展如下:Yit= 0+ 1Di1+ 2Di2+ 3T + 1Di1 T + 2Di2 T + xXit+ IMi+ 0Hk+ 1Di1 T Hk+ 2Di2 T Hk+ xnon Xj+ xnonXj T + Zjt+ it( 5)其中， 变量Hk表示不同地区工人的议价能力、 劳动者的受教育程度高低以及劳动者的性别， 三次交互项 Di1 T Hk和 Di2 T Hk的系数为关注系数， 衡量新 劳动合同法 的实施对不同类型的劳动者所造成的异质性影响， 其余变量定义与前文一致。( 一) 议价能力基于不同地区劳动者的议价能力，

48、新 劳动合同法 的实施对劳动者福利水平的保护程度可能会有所不同。我们借鉴 McDonald Solow( 1981) 的方法，利用中国工业企业数据库 20022007年数据， 计算了在新 劳动合同法 实施前， 样本地区劳动者的平均议价能力。表 6 报告了新劳动合同法 对不同工人议价能力地区的劳动者福利水平的影响， 变量 bapwr 代表地区工人的议价能力， 其值越大意味着地区工人的议价能力越强， 劳动者更有可能为自己争取更好的福利。表 6 第( 1) 列变量 bapwr 的系数显著为负， 表明工人议价能力更高的地区， 农民工的工作时长越短; 三次交互项 T D2 bapwr 系数显著为正， 这

49、表明新劳动合同法 更大程度上是降低了工人议价能力较低地区的农民工工作时长。第( 2) ( 5) 列变量 bapwr 的系数大多显著为正， 表明工人议价能力更高的地区， 农民工拥有各类社会保险的概率越高; 交互项 T D2 bapwr 的系数也多数显著为负， 这27杜鹏程等: 劳动保护与农民工福利改善我们也按收入水平和城市区域进行了分组讨论， 受篇幅限制未给出结果， 感兴趣者可向作者索取。具体推导过程可向作者索取。表明新 劳动合同法 更大程度上是提高了工人议价能力较低地区的劳动者拥有社会保险的概率。表 6 的结果说明， 新 劳动合同法 能够为弱势劳动者更好地发挥“保护伞” 的作用， 其对于工人议

50、价能力较低地区的劳动者福利改善作用更大。表 6新 劳动合同法 对不同工人议价能力地区的影响( 1) lnwktm( 2) pension( 3) healca( 4) injuca( 5) unempcaT D10. 325 1. 130. 276 0. 730. 412 2. 620. 957* 1. 700. 478 0. 80T D21. 081 2. 230. 411* 1. 841. 550 2. 571. 287 1. 960. 193 1. 27bapwr0. 304 4. 470. 188 2. 110. 001 0. 020. 248 2. 000. 074 1. 97T D