政策执行与市场分割：《劳动合同法》长期影响的异质性研究*

■李 丁 张耀军 巫锡炜 余丹林

［内容提要］本文基于中国综合社会调查2006—2015年数据，综合群组比较和时期分析，考察了中国2008年《劳动合同法》对不同类型非农受雇者劳动合同签订、收入和工作时长的长期影响，以图理解制度变迁和政策执行对社会不平等的影响。研究结果表明,《劳动合同法》实施当年劳动合同签订率明显提高，但因政策执行力度下降，合同签订率随后有所回落，其后再缓慢上升或稳定；《劳动合同法》实施对不同群体的影响存在异质性，主要劳动力市场合同签订率较高，增长较快且不易回落，次要劳动力市场劳动合同签订率较低，增长相对缓慢；不同群体在合同签订方面的差距一度有所扩大，回落后仍始终存在。执行力度差异和劳动力市场分割结构等社会结构为政策制度的异质性影响提供了解释。

制度变迁及其影响是社会科学的重要论题，劳动规制（regulation of labor/employment）变迁就是其中之一。劳动相关法规（如社会保障法、雇佣法、集体关系法）是各国政府保护劳动者权益，避免市场失灵，维持社会稳定的重要举措（Botero，etc.，2003）。改革开放后，中国凭借劳动力廉价等优势迅速崛起成为世界工厂，相当长时间内对劳动者的保护有限（常凯、邱婕，2011；杨宜勇、邢伟，2008；Li and Freeman，2015）。中国在2008年1月开始实施《劳动合同法》，以调节劳资关系，促进劳资和谐。该法引入无固定期限合同，推行社会保险，限定劳务派遣比例，试图给予劳动者更多保护（常凯，2013；常凯、邱婕，2011；董保华，2007a；董文军，2008；王美艳，2018）。法律出台后，一些人认为新法将制约企业的自由，加大资本负担，削弱中国竞争优势，某些部分甚至有违法理和市场经济规律（董保华，2007b；卢现祥、罗小芳，2009）。该法出台不久，全球金融危机爆发，中国经济增长进入新常态，稳增长、保就业成为政府经济工作重点。人们对国家和地方能否保持《劳动合同法》的执行力度表示怀疑（王俊秀、刘梦泽，2010；Li and Freeman，2015）。

我国劳动规制模式也使得《劳动合同法》的效果更依赖政府政策执行力度。劳动规制有四种举措：其一，设定最低工资标准和禁止歧视等基线规定；其二，通过提高加班工资和解雇成本等方式框定劳动关系选项；其三，通过建立社会保障制度帮助劳动者应对失业、疾病、衰老、死亡等风险；其四，通过支持工人组织工会，进行集体谈判和斗争来维护劳动者权益（Botero，etc.，2003）。中国在进行劳动规制时主要强调前三种规制方式，注重对个别劳动关系的调整，对工人通过组织化及集体谈判争取权益的做法持谨慎态度（常凯，2013）。《劳动合同法》实施后，法院和劳动行政及调解部门对劳工诉求的回应性提高了，劳动争议案件短期内快速增加（常凯、邱婕，2011），但其他决定劳资地位的制度和结构性因素改变不大。资本依然强势（雷佑新、雷红，2005；杨建华、张秀梅，2009），工会的实质作用仍被质疑（卿石松、刘明巍，2014），工人罢工、游行、组织工会的限制仍然较多，劳工群体组织化水平不高。由于劳动监管部门的资源和注意力是有限的，大企业及体制内就业单位更易被民众和执法部门关注（Almeida and Carneiro，2011），劳动合同签订率更高，其他数量巨大的体制外中小企业落实起来则相对困难。因此，考虑到政策执行过程和外部环境因素挑战的影响，《劳动合同法》能否持续提高劳动合同签订率并增进受雇者福利，制度变迁对不同地区、不同群体的影响存在何种差异，这一系列问题值得深入研究。

本文利用2006—2015年中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）汇总截面数据估算《劳动合同法》出台前后十年内我国不同类型非农受雇劳动者的劳动合同签订、收入水平及加班劳动情况，以此探索制度变革对社会不平等的异质性影响。文章分为五部分：第一部分总结和梳理既有关于《劳动合同法》实施效果的研究；第二部分试图建立制度变迁异质性影响的解释框架；第三部分介绍数据及合同签订的基本情况；第四部分利用多元回归模型分析不同群体劳动合同签订率的变化趋势，以及劳动合同的保护效果的群体差异；最后总结和讨论制度变迁对社会分层与不平等的一般影响机制和模式问题。

一、文献综述

关于劳动力市场规制，不少研究以国家、企业、地区为单位分析了劳动规制模式或执法强度对劳动力市场结构、劳工权益、企业发展和效率等多个方面的影响（Almeida and Carneiro，2009，2011；Amin，2007；Ulyssea，2010）。一些研究讨论了中国劳动力市场规制（主要是最低工资制度，2008年《劳动合同法》实施，以及工会组织建立等）对就业市场、企业创新、产业升级等的影响（丁守海，2010；黄平，2012；倪骁然、朱玉杰，2016；潘红波、陈世来，2017；张建武、高松茂，2009）。更多研究是以个体（特别是农民工）为分析单位，讨论《劳动合同法》对劳动者劳动合同签订率和劳动权益的影响（程延园等，2016；李小瑛、Richard Free⁃man，2014；林伟、李龙、宋月萍，2015；卿石松、刘明巍，2014；宋林、亓同敏，2014；肖进成，2011；徐道稳，2011；徐雷、屈沙、杜素珍，2017；张世伟、张娟，2017a，2017b）。《劳动合同法》的作用常被操作化为劳动合同的作用，进而被分解为两个子问题：第一，新法对促进劳动合同签订是否有作用？第二，签订劳动合同对受雇者福利（如收入、社保、工资拖欠、超时劳动等）影响如何？不同研究关注的侧重点不一样，部分研究综合考虑了两者。

首先，在签订合同环节，多数研究表明《劳动合同法》促进了劳动合同签订（李小瑛、Richard Freeman，2014；宋林、亓同敏，2014；王美艳，2018；肖进成，2011；姚裕群、陆学彬，2010）。例如，王美艳等利用中国社会科学院劳动经济研究所2009—2010年收集的数据，结合2001年和2005年五城市（上海、武汉、沈阳、福州、西安）数据以及中国人民银行研究部2009年制造业企业调查数据分析认为，《劳动合同法》的颁布扭转了中国劳动力市场的非正规化趋势：劳动合同签订率2001年到2005年仍在下降，本地劳动者劳动合同签订率从67%下降到65%，流动人口劳动合同签订率从15%下降到12%，但到2010年下降趋势逆转，两个群体劳动合同签订率分别上升为71%和34%（Gallagher，etc.，2013）。关于农民工群体的劳动合同签订情况，李小瑛等利用广州、深圳、东莞、佛山、惠州、肇庆、江门、中山、珠海等珠三角城市2006年、2008年、2009年的调查数据分析认为，《劳动合同法》极大地提高了农民工获得书面合同的比例，劳动合同签订率从新法实施前的42.76%上升到2009年的62.76%（李小瑛、

Richard Freeman，2014）。

其次，不同群体（包括农民工和非农民工之间，农民工内部）的劳动合同签订率存在较大差异，且《劳动合同法》实施后签订率的长期变化情况仍待讨论。来自学术机构的调查显示，不同地区的劳动合同签订率存在较大差异（见表1），如长三角的情况好于珠三角（刘林平、雍昕、舒玢玢，2011；万向东、刘林平、张永宏，2006）。除了地区差异，农民工是否签订劳动合同与所在企业的性质、行业、雇员人数规模等行业、企业特征有关（刘辉、周慧文，2007）。全国农民工监测调查报告显示，不同行业农民工的合同签订率差异较大，制造业最高，建筑业最低，第三产业居中且情况在逐步改善（见表2）。研究表明，从事建筑业以及在民营、个体单位就业的农民工，劳动合同签订的可能性较低，合同年限也更短（谢勇、丁群晏，2012）。个体是否签订合同与劳动者个人属性密切相关，受教育程度高，年轻，有技能证书和法律知识的农民工签订劳动合同的概率更高（才国伟、刘冬妍，2014；谢勇、丁群晏，2012）。

但目前有关劳动合同签订率的长期变化及其变化群体差异研究还相对较少。国家统计局历次全国农民工监测调查①结果显示（见表2），农民工劳动合同签订率2008年之后仅有小幅提高，2012年之后甚至开始持续下降，从43.9%下降到2016年的35.1%，接近2005年1%人口抽样调查数据中外出农民工的合同签订率35.9%②，出现了农民工劳动合同签订率不高且停滞不前的现象（宋林、亓同敏，2014）。王美艳关于《劳动合同法》实施10年的考察发现，不同群体的劳动合同签订率提高了，且外来劳动力和本地劳动力在合同签订率和3年以上合同占比方面的差距在缩小（王美艳，2018）；程延园等利用第六次、第七次职工状况调查数据，对比了2007年到2012年间不同教育水平、户籍身份、职业身份的劳动者包括劳动合同签订在内的13 项劳动权益保障方案的差异，发现城镇职工和农民工劳动合同签订率的差异更大了（程延园等，2016）。

表1：不同地区农民工劳动合同签订率

表2：2008—2016年农民工劳动合同签订率（单位：%）

关于劳动合同或《劳动合同法》对保障劳动者福利和权益的作用，不同研究存在一些分歧。针对全体劳动者，全国人大常委会执法检查组认为，《劳动合同法》实施改善了劳动者权益状况，“截至2010年底，全国参加城镇职工基本养老保险的人数比2007年底增加27.7%，参加城镇职工基本医疗保险的人数增加31.7%，参加工伤保险的人数增加32.7%，参加失业保险人数增加14.9%”。③不少实证研究也发现，有合同的员工工资水平更高，加入工会，享受法定社会保障的概率显著高于无合同员工，而加班、超时劳动、被拖欠工资的概率显著低于无合同员工（陈鹏程、田旭、何军，2019；卿石松、刘明巍，2014；王克，2017；肖进成，2011；徐道稳，2011；徐雷、屈沙、杜素珍，2017；姚洋、钟宁桦，2008；张世伟、张娟，2017a，2017b）。程志明等利用北京师范大学中国收入分配研究院的CHIP 2008 数据分析发现，控制合同签订的选择性偏差后，签订劳动合同对工作时间、社保覆盖率、主观满意度及收入仍有显著作用（Cheng，Smyth and Guo，2015）。

表3：2008—2014年农民工参加社会保障的比例（单位：%）

而针对农民工群体，李小瑛等研究表明，珠三角地区签订劳动合同的农民工更有可能获得社会保障，成为工会成员，更少遭遇工资拖欠问题，新法实现了“立法的主要目标，短期内并未带来显著的负面影响”（李小瑛、Richard Freeman，2014；Li and Freeman，2015）。王美艳等认为，不同城市《劳动合同法》执行力度存在差异，合同法实施后劳务外包现象增加，农民工实质保障水平提高有限，但政府在《劳动合同法》执行上的投入仍然较大，得益于劳动力的短缺以及中国经济对劳动力的稳定需求，新法的实施还是扭转了中国城市劳动力市场非正式化的势头，整体上是有利的（Gallagher，etc.，2013）。但另有一些研究认为，劳动合同对农民工的工资水平基本没有影响（刘林平、张春泥，2007）；或者只是劳资关系合法化的象征（刘林平、陈小娟，2010）；或者虽然农民工签订合同的比例提高了，但自己持有合同文本的比例并不高，企业非法解除劳动合同的成本低，劳动合同的保护效果有限（肖进成，2011）；或者虽然签了合同，但多数是短期合同，意义较小（王长城，2011）。全国农民工监测调查也显示，虽然农民工工资拖欠，各项社会保险参保情况在《劳动合同法》颁布之后都有所改善（见表3），但相对于城镇职工，农民工各类社会保险参与率仍然较低，而且所谓增长也难以全部归结为《劳动合同法》的作用，因为社保相关领域的改革以及就业队伍结构变化等同样有影响。

各研究结果不一致与调查总体定义不同有一定关系，因为不同类型劳动者是否签订劳动合同以及签订合同类型的概率不同，不同类型的劳动合同作用不同，同类劳动合同在不同环境下效果也不同；样本构成不同，组合得到的总体水平和分组比较结果也会有差异。

概括而言，现有研究多数支持《劳动合同法》实施后改善了劳工权益保障（包括农民工的劳动合同签订），但不同群体在合同签订上存在差异，劳动合同和《劳动合同法》对不同劳动者福利增进作用不同。这些研究为我们认识《劳动合同法》的异质性影响提供了基础。但是，多数研究观察时段较短，无法考察劳动合同签订率的长期变化趋势；或所用数据仅代表部分地区、群体，难以概括全国一般情况；或注意到不同群体之间的差异，而未涉及相关差异的历时变化（程延园等，2016）以及《劳动合同法》在不同环境下影响的异质性（陈鹏程、田旭、何军，2019）；也未能系统地思考劳动规制之类的具体制度变迁对社会不平等方面的异质性影响及其解释框架。本研究试图做出以下三方面的努力：一是更深入地评估《劳动合同法》的长期作用，并估算合同签订率的历时变化；二是刻画不同群体劳动合同签订率差异的变化；三是总结制度变迁的异质性影响及其对社会分层和不平等影响的解释框架。

二、执行力度与市场分割

《劳动合同法》保护每一个受雇者，为何不同地区和群体的合同签订率不同且福利增进效果存在差异呢？刘林平认为，在现有制度安排下，劳动合同只是劳资关系合法化的象征，签订与否可能受市场效率机制、合法性机制、网络人情机制影响。他利用2008年珠三角流动人口调查数据检验表明，在农民工劳动合同签订问题上，企业层次变量代表的合法性机制起主导作用，制度压力越大的企业劳动合同签订率越高，市场效率机制起补充作用，网络人情机制基本不起作用（刘林平、陈小娟，2010）。海外不少研究从政策执行角度对劳动规制的影响进行解释，并设法测量不同地区或单位政策执行力度与方式的差异（Almeida and Carneiro，2011；Amin，2007；Galla⁃gher，etc.，2013）。这些研究提示《劳动合同法》发生影响是一个社会过程，可与组织制度理论及政策执行结合起来研究。

制度作为一种社会合法性要求，可通过强制性、规范性、文化认知性因素对组织和人们的行为产生影响（Scott，etc.，2000）。制度传统和制度变迁会影响人们的认知和规范，进而框定人们的行为。但是，文化认知和规范性因素的改变需要较长时间，尤其是在那些信息闭塞，学习和改变能力较弱的群体中。短期内，强制性的政策执行影响更大，决定着制度变迁的真实效果。而政策执行受到各种结构性力量的影响，其中的“变通”“共谋”“选择性执行”“目标替换”“层层加码”“梗阻”等现象及其发生机制得到广泛研究（陈家建、边慧敏、邓湘树，2013；陈家建、张琼文，2015；陈丽君、傅衍，2016；邓晰隆、陈娟，2006；周雪光、练宏，2012；朱亚鹏、刘云香，2014）。《劳动合同法》颁布后同样面临执行问题，执行力度受到经济形势、政府关注度的影响。

《劳动合同法》出台前后有不少人质疑，但中央立法机构最终以“劳动者保护作为立法主旨，同时兼顾企业的合法权益”立场高票通过新法并付诸实施（常凯，2013；李小瑛、Richard Freeman，2014）。2008年是《劳动合同法》实施的第一年，相关部门做了大量传播教育和督查工作，中央政府和很多地方都将新法实施后劳动合同签订等情况作为重要内容写进政府工作报告。劳动者普遍关注新法出台，在权利认知和规范认同上有较大进步，劳动争议大量增加。但很快，全球金融危机爆发，《劳动合同法》强制性的政策执行力度有所减弱。《劳动统计年鉴2011》表9-2 显示，2010年全国劳动争议受理数相对于2008年减少了9 万多件，下降了13%，仲裁裁决占比下降了2.1 个百分点，争议结果中劳动者胜诉比例下降了8.3 个百分点。④尽管仅农民工中就有大量未签订劳动合同的情况，但国家统计局年度数据库显示劳动保障监察补签劳动合同人数在2007年达到峰值1653 万后快速下降，到2013年时仅512万。在社会文化认知和规范共识尚未稳固建立的情况下，执行力度下降将影响受雇者合同签订率的变化，因此我们提出如下假设：

假设1：《劳动合同法》实施当年执行力度大，劳动合同签订率提升幅度大，签订合同对收入水平和是否加班等劳动福利的影响较明显；但由于后续政策执行力度有所下降，受雇者劳动合同签订率及其影响将出现回落。

除了时间上的变化，不同地区《劳动合同法》执行力度也存在较大差异。在行政发包制和“政治锦标赛”体制下（周黎安，2007，2018），经济发展是地方官员比拼的重要指标。为推动地方经济发展，地方政府和官员常常会通过税收和地价优惠，在保证提供充足、廉价、守纪律的合格劳动力等方面努力，甚至帮助资本和企业平抑劳工不满。但偏袒资本，忽视劳工权益会积压矛盾，导致信访、罢工、堵路等冲突事件，影响社会稳定。如果发生恶性事件和重大舆情，更会影响官员形象、政绩和晋升。因此，地方政府和官员需要在“发展”和“稳定”间寻找平衡，既要为经济发展创造宽松条件，又要保证劳工的权益和获得感。然而，不同地区因发展条件和阶段不同，经济发展历程、模式、压力存在一定差异，对劳工权益的保护程度不同。

主要大城市和东部地区是改革开放后新增就业的主要分布区域，也是国家劳动规制重点关注地方。“广东省抽样调查显示，《劳动合同法》实施后，1年以下期限的劳动合同所占比例从60%降到10%以下，3年左右期限的劳动合同与无固定期限劳动合同所占比例从30%提高到80%以上。”⑤这与《劳动合同法》在当地执行力度大以及劳动部门的回应性提高紧密相关。长三角地区则因工业化模式的差异，在劳工权益保护方面做得比珠三角地区更好（汪建华、范璐璐、张书琬，2018）。中部地区为了承接沿海地区转移产能，推动经济增长，在《劳动合同法》执行力度上可能比经济发展慢一些的西部地区更小一些。《劳动统计年鉴2011》表9-2 显示，2010年西部省份受理劳动争议案例数相对于2008年的增幅比中部省份高4 个百分点，结案数增长率高将近10 个百分点，西部地区仲裁下降比例也比中部地区低3个百分点以上。⑥因此，我们提出如下假设：

假设2：在研究时段内，京津沪及其他东部地区劳动合同签订率较高，西部地区次之，中部地区最低。

而在同一地区，由于行政资源有限，政策执行很难均匀推开。在《劳动合同法》执行过程中，体制内单位、规模以上企业目标更明显，面临较大执行压力。刘林平所指“制度合法性压力”部分可被理解为从企业角度感受到的政策执行力度。体制内单位由于与党和政府直接相关，发生劳资纠纷甚至会带来政治影响，合法性压力较大（刘林平、陈小娟，2010）。官方数据表明，规模以上企业、体制内单位员工的劳动合同签订率比其他企业高不少。2010年规模以上企业的合同签订率达到97%以上，比2007年底提高6.3 个百分点，小型企业的劳动合同签订率也有提高，但只有65%⑦。因此，在此类单位就业的受雇者更有可能获得正式书面合同和更好的福利待遇，而那些在体制外的政府难以监督的数量众多、规模较小的单位就业的劳动者得到的有效保护更差一些。这就涉及劳动力市场的结构问题。

劳动力市场分割理论基于不同层次就业单位及劳动者的特征，将劳动力市场分为主要劳动力市场和次要劳动力市场（Doeringer and Piore，1970）。在主要劳动力市场，劳动者文化水平高，收入高，工作稳定，工作条件好，培训机会多，具有良好晋升机制；而次要劳动力市场的情况与此相反，劳动者不仅收入低，工作不稳定，工作条件差，而且接受教育和培训对提高收入的作用有限。由于两种劳动力市场差距大，劳动者很少能在两个市场间流动（宋林、亓同敏，2014；王德文、吴要武、蔡昉，2004；吴愈晓，2011；张展新，2004）。主要劳动力市场，劳资双方协议通常超过法律规定最低标准，签订合同的可能性大，而在次要劳动力市场，实际协议经常无法达到法律规定的标准，劳动者若无其他就业机会，就不得不接受“非正式”工作（包括不签劳动合同），而规制部门并没有能力保证这些劳动关系都达到法律标准。实际上，非正式经济是中国劳动者尤其是农民实现非农就业，分享经济增长的重要方式（常进雄，2003；黄宗智，2009，2010；李实、邓曲恒，2004；吴要武、蔡昉，2006）。在计件制、宿舍制等管理制度安排下，规模庞大且缺乏组织的劳动者“逐底竞争”，很多打工者主动选择订单充足稳定，加班时间比较长的工作（任焰、潘毅，2006；雍昕、刘林平，2014）。加上社保制度不完善，社保资金跨地区转移困难，很多外来劳工宁愿与雇主合谋多拿现金也不缴纳社会保险。劳动力市场的这种分割结构一定程度上反映了制度执行力度的差异。在渐进改革背景下，距离资源分配渠道更近的人更容易获得相对优势，得到制度变革的好处（Nee，1989）。基于此，我们提出如下假设：

假设3：相对于民营企业和个体自营单位，国有、集体、三资企业劳动合同签订率较高，增长也较快。

假设4：教育水平较高的受雇者劳动合同签订率更高，新法出台后合同签订率增长较快且更为稳定。

市场分割理论将分割的市场结构视作一种既定结构，较少考虑制度变迁对劳动力市场结构本身的影响。如《劳动合同法》实施后，非正式劳动力市场和正式劳动力市场之间的差异变化了么？两个劳动力市场中人力资本、户籍、性别等因素对劳动合同签订的影响是否发生变化？受《劳动合同法》规制模式和执行模式影响，我国《劳动合同法》的执行力度结构与既有社会权力结构和市场分割结构高度耦合，新法并未给次级劳动力市场中受雇者新的不同于主要劳动力市场劳动者的独享资源和权利，只给予法律上平等的而实际执行难度更大的保护。因此，这种制度变迁可能很难改变既存结构性差异，但当制度被普遍严格地执行时，各个群体之间的差异会相对较小，而对制度执行的重视下降后，群体之间的差异就会再次扩大。由此，本文提出如下假设：

假设5：作为一种普遍性法规，《劳动合同法》可改善各类受雇群体的合同签订率，包括中西部地区、民营企业中的受雇者，农业户籍和教育水平不高的受雇者；但无法改变主要劳动力市场和次要劳动力市场的分化结构，不同受雇者群体的合同签订率的差异在新法实施后仍将存在，甚至有所扩大。

三、数据来源与基本描述

本文所用数据主要来自中国人民大学中国调查与数据中心组织的中国综合社会调查（CGSS）。该调查采用分层多阶段随机抽样的方式，在全国范围抽取18 岁及以上的成年人进行访问。在2006年、2008年、2010年、2011年、2012年、2013年和2015年的调查中，都询问了受访者调查时的受雇状态，是否与工作单位签订劳动合同，合同期限多长等信息。这为我们估算《劳动合同法》实施前后合同签订率的历时变化及群体差异的变化提供了可能。需要说明的是，CGSS2006、CGSS2008 的抽样框、末端抽样方式、执行团队与2010—2015年有所不同，对各年数据可比性会有一定影响，但历年数据都对中国多数省份成年人口具有较好的代表性。为了让不同年份数据有更好的可比性，我们将分析对象控制为18—60 岁成年人口，并主要关注其中从事非农工作且有雇主的劳动者的劳动合同签订情况。由于《劳动合同法》的执行可能会影响就业机会及其结构，因此基础数据描述中我们会先分析研究对象是否就业、正式就业、非正式就业的情况。

表4：《劳动合同法》实施后18—60岁人口就业状况

表5：从事非农工作的受访者的受雇状况

数据显示，《劳动合同法》实施后，成年人劳动参与率总体稳定，职业非农化比例提高，失业率相对较低且比较稳定，退出劳动力市场（目前无工作但未找工作）的比例有所起伏。

非农就业者的受雇状况存在一定波动。2008年《劳动合同法》实施当年表示有固定雇主的比例有所增加，但2010年、2011年就回落到2006年水平，2012年及以后才回升到2008年的水平。无固定雇主的临散工、劳务工比例在2010年及之后的调查中都相对较高，个体户或自由职业者的比例有所降低。

控制基本特征后，历次调查受访者工作状态存在一定差异。2008年数据和2006年数据相差较小，除了非农就业者中受雇者比例较高外。2010年后数据中，总样本中失业相对于在业的概率显著下降了（发生比只有2006年的40%左右），退出劳动力市场的概率提高了；而工作的人中，非农工作相对于农业工作的概率提高了；但非农工作者中，受雇相对于自雇的概率整体降低。从失业率看，2008年之后全国就业状况并不太差，得益于自雇劳动市场扩张，职业非农化持续推进。

表6：2008—2015年各类就业状态的发生比相对于2006年的比值

表7：CGSS数据中有固定雇主的非农劳动者合同签订率（单位：%）

《劳动合同法》正式实施的2008年，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。

表8：各年签订劳动合同相对于2006年的优势比

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log⁃it 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。

表9：各类非农受雇群体劳动合同签订率的差异与变化（单位：%）

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1：不同属性的受雇者签订劳动合同的概率

图2：不同地区受雇者签订合同的可能性

表10：不同设置下合同签订模型拟合度情况（伪确定系数R2）

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。

图3：合同签订对每周工作时间和职业年收入的影响

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。

表11：是否签订劳动合同对职业收入与工作时间平均处理效应

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，无法对省、市、县等更小的单位进行有效比较。待条件成熟，研究者应该特别注意构建和积累不同地区政策执行过程和执行力度的数据库，并将之与有地方代表性的微观抽样数据结合起来，将个体的异质性置于具体社会情境中，以空间换时间评估制度变迁和政策执行差异对不同社会群组（social group）的异质性影响，甚至可以进行更为严谨科学的跟踪对比研究。本文还有很多不足的地方，希望对同行们研究制度和社会政策的变迁规律及其对社会不平等的影响具有一定的借鉴意义。

注释：

①为准确反映全国农民工规模、流向、分布等情况，国家统计局在2008年建立农民工监测调查制度，在农民工输出地开展监测调查。调查范围是全国31 个省（自治区、直辖市）的农村地域，在1561 个调查县（区）抽选了8484 个村和22.6 万名农村劳动力作为调查样本。调查采用入户访问形式，按季度进行。国家统计局：《2018年农民工监测调查报告》，国家统计局网站，http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201904/t20190429_1662268.html，2021年3月12日访问。

②2005年1%人口抽样调查数据汇总得到的离开户籍地的农业户籍人口劳动合同签订率，从事非农职业且受雇于人的农业户籍人口合同签订率约为26%。需要注意的是，全国农民工监测调查中的农民工的口径还包括在户籍地从事非农职业的农业户籍人口。

③《全国人民代表大会常务委员会执法检查组关于检查〈中华人民共和国劳动合同法〉实施情况的报告》，中国人大网，http://www.npc.gov.cn/wxzl/gongbao/2011-12/30/content_1686393.htm，2021年3月11日访问。

④广东、江苏两省2010年比2008年当期案件受理数减少近40%，山东和上海也分别减少20%和25%，见国家统计局人口和就业统计司、人力资源和社会保障部规划财务司（编）：《中国劳动统计年鉴—2009》、《中国劳动统计年鉴—2011》，北京：中国统计出版社2009年、2011年版。

⑤同注③。

⑥国家统计局人口和就业统计司、人力资源和社会保障部规划财务司（编）：《中国劳动统计年鉴—2009》、《中国劳动统计年鉴—2011》。

⑦《尹蔚民：全国规模以上企业劳动合同签订率达97%》，中国政府网，http://www.gov.cn/jrzg/2010-12/30/content_1775943.htm，2021年8月7日访问。