李紅陽，邵 敏

（南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071）

一、引 言

臨時(shí)性就業(yè)方式已經(jīng)成為我國彈性就業(yè)的一個(gè)重要組成部分。世界銀行對(duì)我國制造業(yè)企業(yè)投資經(jīng)營環(huán)境調(diào)查的數(shù)據(jù)顯示，2004年12 400家抽樣企業(yè)中約63.69%使用了臨時(shí)工，臨時(shí)工使用比重平均達(dá)到了34.66%，有些企業(yè)甚至使用了100%的臨時(shí)工。2011年2 700家抽樣企業(yè)中仍有約36.44%使用了臨時(shí)工，臨時(shí)工使用比重平均達(dá)到了20.57%，有些企業(yè)甚至使用了95.89%的臨時(shí)工。在國際和國內(nèi)市場競爭愈演愈烈的情況下，企業(yè)一方面希望通過雇傭臨時(shí)工降低成本，另一方面希望借此達(dá)到根據(jù)市場需求適時(shí)增減工作人員和靈活經(jīng)營的目的（Picchio，2008）。因而，臨時(shí)性就業(yè)方式可以有效降低失業(yè)率，使勞動(dòng)力市場富有彈性。然而，已有研究表明，臨時(shí)性就業(yè)方式不僅會(huì)降低勞動(dòng)者工資收入、擴(kuò)大工資差距，從而加劇勞動(dòng)力市場二元分割、降低就業(yè)質(zhì)量，還會(huì)抑制人力資本有效積累（Booth等，2002；A lvarado，2014）。而勞動(dòng)者知識(shí)技能的提高所帶來的人力資本積累是順利實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的重要保障。因而如何利用臨時(shí)性就業(yè)在保持勞動(dòng)力市場彈性的同時(shí)達(dá)到提高就業(yè)質(zhì)量、收入水平和為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)提供人才保障則具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文以個(gè)體工資收入為分析對(duì)象，探討臨時(shí)性就業(yè)對(duì)我國勞動(dòng)力工資收入的影響及其內(nèi)在機(jī)制。

風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)理論認(rèn)為固定期限合同勞動(dòng)者會(huì)面臨較高的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，因此在簽訂契約時(shí)應(yīng)獲得較高的時(shí)薪作為風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的補(bǔ)償（Rosen，1985）。然而Leandro（2010）指出，發(fā)展中國家的臨時(shí)性就業(yè)會(huì)導(dǎo)致個(gè)體的工作安全感和收入較低，獲得正規(guī)教育和培訓(xùn)項(xiàng)目的可能性較小。因而臨時(shí)性就業(yè)者缺少獲得正式工作機(jī)會(huì)的關(guān)鍵要素和職業(yè)晉升機(jī)會(huì)，也難以習(xí)得可以使用的通用技能（Arulampalam和Booth，1997）。這會(huì)降低臨時(shí)性就業(yè)者的收入，加劇發(fā)展中國家國內(nèi)勞動(dòng)力市場的脆弱性（Gash和M cGinnity，2007）。但也有些勞動(dòng)者本身更愿意選擇臨時(shí)性就業(yè)。有研究表明，擁有高生產(chǎn)率的工人即高技能工作者更偏好于從事臨時(shí)性工作，例如電腦系統(tǒng)專家等會(huì)將高薪的臨時(shí)工作視作自我雇傭的一種形式（Booth等，2002）。因此，臨時(shí)性就業(yè)會(huì)對(duì)我國勞動(dòng)者的工資收入產(chǎn)生何種影響，需要通過細(xì)致的實(shí)證分析來給出答案。

國外學(xué)者根據(jù)合同期限長短，對(duì)固定期限合同和永久合同的收入差距進(jìn)行了大量的相關(guān)研究。第一類文獻(xiàn)從實(shí)證角度考察固定期限合同和永久合同的收入差距。然而結(jié)論與風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)理論相反，大量實(shí)證研究表明，固定期限合同勞動(dòng)者工資明顯低于永久期限合同勞動(dòng)者。如Jimeno和Toharia（1993）針對(duì)西班牙的研究發(fā)現(xiàn)，在控制了可觀測的個(gè)體特征和工作特征后，臨時(shí)工工資比永久雇傭工人工資低約9%?11%。Picchio（2008）針對(duì)意大利的研究發(fā)現(xiàn)，永久性和固定期限雇員之間的工資差異在7%?20%之間變化不等。A lvarado（2014）針對(duì)哥倫比亞的研究發(fā)現(xiàn)，固定期限合同勞動(dòng)者收入較永久合同勞動(dòng)者低43%，在控制了個(gè)體和工作特征后，修正的差距約為10%。第二類文獻(xiàn)則從實(shí)證角度考察固定期限合同是否是獲得永久性工作的墊腳石。如Booth等（2002）針對(duì)英國的研究發(fā)現(xiàn)，臨時(shí)合同可以成為通向永久合同的墊腳石。臨時(shí)性就業(yè)者在工作期間可通過學(xué)習(xí)彌補(bǔ)工作經(jīng)驗(yàn)的不足，縮小工資差距，甚至女性勞動(dòng)者可以通過積累經(jīng)驗(yàn)實(shí)現(xiàn)工資的追趕（Bosio，2009）。然而，也有研究認(rèn)為固定期限合同一旦簽訂，則很難轉(zhuǎn)換為永久合同（Scherer，2004；Pavlopoulos，2013）。Scherer（2004）指出，以固定期限合同進(jìn)入勞動(dòng)力市場后很難獲得具有前景的職業(yè)機(jī)會(huì)且有較高的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。Pavlopoulos（2013）也發(fā)現(xiàn)，部分簽訂固定期限合同的勞動(dòng)力只能再獲得短期固定合同或經(jīng)歷失業(yè)。與國外長期以來針對(duì)不同就業(yè)合同期限的勞動(dòng)者進(jìn)行的研究不同，國內(nèi)現(xiàn)有研究集中在非正規(guī)與正規(guī)就業(yè)人員間的收入差距（魏下海和余玲錚，2012），福利水平差異（吳要武和蔡，2006）以及是否簽訂勞動(dòng)合同對(duì)于工資拖欠、收入和福利的影響（陳祎和劉陽陽，2010；Gao等，2012）。鮮有文獻(xiàn)從就業(yè)期限差異出發(fā)關(guān)注臨時(shí)性就業(yè)對(duì)勞動(dòng)者的工資收入產(chǎn)生何種影響。

本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三點(diǎn)：第一，從研究視角看，已有文獻(xiàn)研究的非正規(guī)就業(yè)同時(shí)包括臨時(shí)性就業(yè)人員、自雇傭者和家庭幫工等，這些就業(yè)方式人員的自選擇表現(xiàn)形式各有差異，且其與正規(guī)就業(yè)者的工資差距形成機(jī)理也各有不同，實(shí)證分析中應(yīng)區(qū)別對(duì)待。本文所關(guān)注的臨時(shí)工指面臨一年以內(nèi)需要重新受雇的就業(yè)狀態(tài)，主要代表了勞動(dòng)力市場中就業(yè)不穩(wěn)定的人群，即面臨經(jīng)濟(jì)下滑、金融危機(jī)或健康問題時(shí)，就業(yè)更為困難或失業(yè)時(shí)間較長的群體。本文充分利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)CHIP2007的特點(diǎn)，從就業(yè)期限差異的角度詳細(xì)討論了臨時(shí)工和正式工之間的工資差異。第二，從研究方法上看，從非正規(guī)與正規(guī)就業(yè)角度出發(fā)的文獻(xiàn)只控制了個(gè)體特征，忽略了個(gè)體就業(yè)方式的自選擇性（如Wang和Weiss，1998）對(duì)統(tǒng)計(jì)結(jié)果的影響，識(shí)別策略有效性有待進(jìn)一步提高。由于臨時(shí)工與正式工同屬受雇合同工，本文在分析二者的工資差距時(shí)，可以對(duì)受雇單位特征進(jìn)行控制，以得到更為無偏的估計(jì)結(jié)果。本文還采用異方差工具變量法并引入個(gè)體的小孩兒個(gè)數(shù)作為工具變量，較好地解決了由遺漏變量和個(gè)體就業(yè)方式自選擇性帶來的內(nèi)生性問題。此外，為進(jìn)一步提高識(shí)別策略有效性，采用內(nèi)生性轉(zhuǎn)換模型控制樣本選擇性偏差和可觀測控制變量的影響，進(jìn)一步考察臨時(shí)工與正式工間的工資差異。第三，在實(shí)證檢驗(yàn)有效識(shí)別臨時(shí)性就業(yè)方式對(duì)勞動(dòng)者工資收入的作用后，本文還對(duì)臨時(shí)性就業(yè)影響個(gè)體工資收入的影響機(jī)制進(jìn)行甄別檢驗(yàn)，即臨時(shí)性就業(yè)對(duì)個(gè)體人力資本積累的影響以及臨時(shí)性就業(yè)者是否能在中國勞動(dòng)力市場上獲得補(bǔ)償性工資做進(jìn)一步分析。

文章后續(xù)安排如下：第二部分為理論機(jī)制與研究假設(shè)；第三部分為數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建；第四部分為不同就業(yè)類型勞動(dòng)力差異的統(tǒng)計(jì)分析；第五部分為實(shí)證結(jié)果及分析；第六部分為主要結(jié)論。

二、理論機(jī)制與研究假設(shè)

本文所研究的“臨時(shí)性就業(yè)”指無合同的臨時(shí)工以及短期合同工（一年期以下合同），而將“長期合同工”和“固定工”視作“正規(guī)就業(yè)者”。這一定義將我們所考察的個(gè)體樣本限定于被雇傭者（即有工資收入的個(gè)體），不僅有利于基于相關(guān)的工資理論理清臨時(shí)性就業(yè)影響勞動(dòng)力收入的理論機(jī)制，還便于控制雇主的相關(guān)特征以得到更為無偏的工資差距估計(jì)系數(shù)。臨時(shí)性就業(yè)對(duì)勞動(dòng)者工資收入的影響主要體現(xiàn)在以下兩方面：

第一，補(bǔ)償性工資差異。根據(jù)補(bǔ)償性工資差異理論，工作的非貨幣特征會(huì)影響勞動(dòng)者的效用，非貨幣特征不僅包括工作環(huán)境和事故風(fēng)險(xiǎn)等，還包括就業(yè)穩(wěn)定性、雇主違約和失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)等（Rosen，1985）。一方面，當(dāng)工作條件較差，如勞動(dòng)強(qiáng)度和危險(xiǎn)程度較高時(shí)，為滿足企業(yè)用工的彈性需求，企業(yè)會(huì)通過支付較高的工資吸引臨時(shí)性就業(yè)者（孫睿君和李子奈，2010）。另一方面，正式工的勞動(dòng)成本較高，即使是在面對(duì)經(jīng)濟(jì)危機(jī)、經(jīng)濟(jì)蕭條或企業(yè)經(jīng)營不善的情況下，企業(yè)還要支付正式工較高的離職金、退休金和違約金。而臨時(shí)工的勞動(dòng)成本如保險(xiǎn)福利、解約成本和違約成本較低（Guell，2000），臨時(shí)性就業(yè)者通常會(huì)面臨較高的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)和具有較強(qiáng)的工作不穩(wěn)定性感受。那么在簽訂契約時(shí)，臨時(shí)工理應(yīng)獲得較高的時(shí)薪作為風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的補(bǔ)償（Rosen，1986）以及社會(huì)保障、離職金、退休金和違約金的補(bǔ)償（Jimeno和Toharia，1993）。由于勞動(dòng)力會(huì)選擇使得個(gè)體效用最大化的就業(yè)類型，因而在其他條件相同的情況下，使用臨時(shí)工的企業(yè)應(yīng)支付更高的工資以吸引臨時(shí)性就業(yè)者。綜上所述，本文提出研究假說1：臨時(shí)性就業(yè)通過“補(bǔ)償性工資機(jī)制”提高了臨時(shí)性就業(yè)者的工資收入。

第二，人力資本積累途徑。臨時(shí)工和正式工之間還存在顯著的人力資本積累和變現(xiàn)差異。根據(jù)工資決定理論的人事變動(dòng)模型，員工可通過積累工作經(jīng)驗(yàn)和專用人力資本投資，獲得更高的薪水。原有雇主通常會(huì)選擇支付更高的工資（Leandro，2010）留住這類雇員。然而，由于正式工與雇主的勞動(dòng)關(guān)系較為穩(wěn)定，臨時(shí)工的人力資本積累和投資機(jī)會(huì)均少于正式工（Hagen，2002）。

首先，臨時(shí)工較難獲得員工職業(yè)技能培訓(xùn)或進(jìn)行自身人力資本投資的機(jī)會(huì)。Booth等（2002）和A lbert等（2005）的研究指出，一方面，提供員工培訓(xùn)的企業(yè)較不可能雇傭臨時(shí)合同勞動(dòng)者，即使雇傭了臨時(shí)合同勞動(dòng)者，這類勞動(dòng)者參與企業(yè)特定培訓(xùn)的可能性也較低。對(duì)于臨時(shí)工，企業(yè)一般不需要提供與職業(yè)技能有關(guān)的培訓(xùn)。這不僅可以減少培訓(xùn)成本，還可以避免因臨時(shí)工流動(dòng)性較大而帶來的流失已受訓(xùn)員工的風(fēng)險(xiǎn)（A lbert等，2005）。另一方面，由于臨時(shí)勞動(dòng)力面臨較差的自身經(jīng)濟(jì)條件和臨時(shí)性工作的不穩(wěn)定性感受，因此也較少對(duì)自身進(jìn)行特定人力資本投資（Gash和M cGinnity，2007），嚴(yán)重影響了臨時(shí)工人力資本的有效積累。

其次，臨時(shí)性工作經(jīng)驗(yàn)難以變現(xiàn)。勞動(dòng)力市場的信息不對(duì)稱使得臨時(shí)勞動(dòng)合同成為企業(yè)篩選員工的工具（Jimeno和Toharia，1993），也使得勞動(dòng)者可以通過臨時(shí)性就業(yè)和人力資本積累獲得正式就業(yè)機(jī)會(huì)（Booth等，2002）。因而，雖然臨時(shí)工應(yīng)該獲得較高的補(bǔ)償性工資，但是臨時(shí)工受到就業(yè)身份轉(zhuǎn)換的激勵(lì)，也愿意接受暫時(shí)的低工資（Guell，2000）。然而，工作經(jīng)驗(yàn)是提高工資水平的重要能力指標(biāo)（Pallais，2014），而已有研究表明，通常臨時(shí)工的工作經(jīng)驗(yàn)只能再搜尋臨時(shí)性工作（Booth等，2002），臨時(shí)性工作經(jīng)驗(yàn)難以提高勞動(dòng)力的工資收入，進(jìn)一步影響了人力資本的有效積累。綜上所述，本文提出假說2：臨時(shí)性就業(yè)方式通過“人力資本機(jī)制”降低了臨時(shí)性就業(yè)者的工資收入。

三、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文實(shí)證分析的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局和北京師范大學(xué)中國收入分配研究院的2007年中國家庭住戶收入調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIP）。該數(shù)據(jù)庫共包括三個(gè)數(shù)據(jù)集，即城市住戶調(diào)查、農(nóng)村住戶調(diào)查和城市農(nóng)民工調(diào)查。本文所采用的是城市住戶數(shù)據(jù)集和城市農(nóng)民工數(shù)據(jù)集。本文將這兩個(gè)數(shù)據(jù)集合并后共得到23 129個(gè)個(gè)體樣本，其中城市居民14 683個(gè)，城市農(nóng)民工8 446個(gè)。如前文所述，回歸中我們首先剔除了沒有工資收入和勞動(dòng)關(guān)系的個(gè)體9 381個(gè)，其中城市居民7 578個(gè)，城市農(nóng)民工1 803個(gè)。在此基礎(chǔ)上，我們繼續(xù)剔除了年齡小于16周歲或者大于65周歲的個(gè)體，并剔除了就業(yè)類型為缺失值的個(gè)體，最后共得到分布于18個(gè)城市20個(gè)行業(yè)的11 231個(gè)個(gè)體，其中城市居民6 329個(gè)，城市農(nóng)民工4 902個(gè)。

（二）模型構(gòu)建

本文建立如下線性計(jì)量模型：

ln wagei=c+αinformali+βhumani+γZi+εi

（1）其中被解釋變量ln wagei為個(gè)體工資收入的對(duì)數(shù)值?；貧w中我們采用個(gè)體的平均小時(shí)工資①小時(shí)工資數(shù)為月收入除以月工作小時(shí)數(shù)，月工作小時(shí)數(shù)的計(jì)算方法為當(dāng)前主要工作的周工作小時(shí)數(shù)除以7乘以30。月工資收入為當(dāng)前主要工作的月工資收入，包括工資、獎(jiǎng)金、津貼和實(shí)物折現(xiàn)。指標(biāo)來度量個(gè)體的工資收入。關(guān)鍵解釋變量informali取值1表示個(gè)體為臨時(shí)性就業(yè)。根據(jù)前文的定義，結(jié)合2007年CHIP調(diào)查問題中個(gè)體對(duì)于問題“您當(dāng)前這份主要工作是哪種性質(zhì)”的回答，將“無合同的臨時(shí)工”和“短期合同工（一年以下）”的個(gè)體視作臨時(shí)性就業(yè)勞動(dòng)力，將“固定工”和“長期合同工（一年及以上）”的個(gè)體視作正規(guī)就業(yè)勞動(dòng)力。

humani為個(gè)體的人力資本變量集合，對(duì)應(yīng)理論機(jī)制的第一部分。1. 教育程度edu=1、2、3，分別表示“高中及以下”、“高中至大學(xué)包括大學(xué)”和“大學(xué)以上”。②教育程度分為三類，且皆包括畢業(yè)和肄業(yè)。2. 在該單位從事該職業(yè)的經(jīng)驗(yàn)tenure為個(gè)體在2007年底在目前的單位從事該職業(yè)的時(shí)間。3. 健康狀況health={1，2，3，4，5}，表示與同齡人相比健康狀況分為5個(gè)等級(jí)，分別對(duì)應(yīng)非常好、很好、一般好、不好、很不好。大量研究均表明個(gè)體的受教育水平、健康狀態(tài)以及職業(yè)經(jīng)驗(yàn)等個(gè)體特征會(huì)顯著地影響個(gè)體的工資收入（Pallais，2014；陳珣和徐舒，2014），同時(shí)，相關(guān)文獻(xiàn)研究成果也表明這些個(gè)體特征也會(huì)顯著地影響個(gè)體成為正規(guī)就業(yè)者的概率（Amuedo-Dorantes和De la Rica，2006）。

另外，模型中的Zi為控制變量集合，共包含四組控制變量CV1、CV2、I和J。其中CV1為個(gè)體特征層面的控制變量集合，包括兩組控制變量，分別對(duì)應(yīng)著理論機(jī)制部分的兩個(gè)機(jī)制。第一組為除人力資本外個(gè)體的質(zhì)量差異變量集合。1. 性別gender取值1表示女性；取值0表示男性。2. 年齡age為個(gè)體至調(diào)查年份即2007年的年齡值。大量研究表明，個(gè)體的性別、年齡等個(gè)體特征會(huì)顯著地影響個(gè)體的工資收入（秦立建等，2013；李實(shí)等，2014），同時(shí)也會(huì)顯著地影響個(gè)體成為正規(guī)就業(yè)者的概率（Jimeno和Toharia，1993；Booth等，2002）。此外，我們還加入了個(gè)體的戶籍身份變量，控制城市勞動(dòng)力市場的二元分割對(duì)個(gè)體收入的影響。3. 戶籍身份變量migrant，取值1表示城市農(nóng)民工，取值0則表示城鎮(zhèn)居民。2007年中國勞動(dòng)力市場上依然存在對(duì)農(nóng)民工明顯的工資待遇戶籍歧視，農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工工資差異中的36%無法用稟賦差異解釋（章莉和李實(shí)，2014）。第二組為補(bǔ)償性工資特征變量。個(gè)體當(dāng)前職業(yè)變量occupk（k=1，2，3），分別表示“各類專業(yè)技術(shù)人員和行政辦公管理人員”、“商業(yè)工作人員和服務(wù)性工作人員”、“生產(chǎn)運(yùn)輸工人”，即以“其他人員”為參照基準(zhǔn)。

CV2為與個(gè)體所在企業(yè)特征相關(guān)的控制變量。1. 企業(yè)規(guī)模scale=1，2，3，4，5，6分別表示企業(yè)人數(shù)為[0，5]、（5，20]、（20，50]、（50，100]、（100，1 000）、[1 000，+∞），取值越大則表示企業(yè)規(guī)模越大。規(guī)模較小的企業(yè)，其員工工資收入較低（包群等，2011），同時(shí)其采用非正規(guī)雇傭方式雇傭勞動(dòng)力的概率也較大（邵敏和包群，2013）。2. 企業(yè)所有制變量ownk=k=1，2，3 ，分別表示企業(yè)所有制為外資、國有企業(yè)和私營內(nèi)資，由此產(chǎn)生三個(gè)虛擬變量，以其他內(nèi)資企業(yè)為參照基準(zhǔn)，控制我國個(gè)體勞動(dòng)力收入所存在的所有制差異。A lvarado（2014）等文獻(xiàn)的研究結(jié)果表明，勞動(dòng)力所在企業(yè)的所有制特征也會(huì)顯著影響勞動(dòng)力被該企業(yè)以非正規(guī)方式雇傭的概率。

向量I為個(gè)體所在行業(yè)的虛擬變量。樣本個(gè)體共分布于20個(gè)行業(yè)中，由此產(chǎn)生了19個(gè)虛擬變量（二元），其中以制造業(yè)為參考基準(zhǔn)。行業(yè)虛擬變量主要是控制行業(yè)要素密集度和壟斷程度等行業(yè)因素對(duì)行業(yè)內(nèi)個(gè)體所固有的工資收入差異和就業(yè)身份的影響。向量J為個(gè)體所在的城市虛擬變量。樣本分布于中國18個(gè)有代表性的城市，因此產(chǎn)生了17個(gè)城市虛擬變量（二元），其中以樂山市為基準(zhǔn)。城市虛擬變量主要是控制城市地理位置、勞動(dòng)力市場制度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等城市因素對(duì)于個(gè)體收入和就業(yè)身份的影響。

四、不同就業(yè)類型勞動(dòng)力特征和工資差異

（一）不同就業(yè)類型勞動(dòng)力特征

在本文最終得到的11 231個(gè)個(gè)體樣本中，包含3 342個(gè)臨時(shí)性就業(yè)者，占比約為29.76%。經(jīng)統(tǒng)計(jì)，臨時(shí)性就業(yè)者的平均小時(shí)工資為6.28元，正規(guī)就業(yè)者的相應(yīng)值為11.73元。對(duì)二者進(jìn)行均值T檢驗(yàn)，結(jié)果顯示臨時(shí)性就業(yè)者的工資收入顯著低于正規(guī)就業(yè)者。那么什么樣的勞動(dòng)力更容易成為臨時(shí)性就業(yè)者？本文對(duì)勞動(dòng)力的各項(xiàng)特征進(jìn)行均值T檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。

表1 不同就業(yè)類型勞動(dòng)力特征均值T檢驗(yàn)表

從表1可以看出，臨時(shí)性就業(yè)勞動(dòng)者和正規(guī)就業(yè)勞動(dòng)者在諸多個(gè)體特征因素和所在企業(yè)特征因素上均存在著顯著的差異。值得注意的是：1. 臨時(shí)性就業(yè)者的高中及以下教育程度的均值明顯大于正規(guī)就業(yè)者，臨時(shí)性就業(yè)者的高中至大學(xué)教育程度和大學(xué)以上學(xué)歷的均值明顯低于正規(guī)就業(yè)者，這說明臨時(shí)性就業(yè)者的教育水平劣于正規(guī)就業(yè)者；2. 臨時(shí)性就業(yè)者的年齡均值和在當(dāng)前單位該職位的工作經(jīng)驗(yàn)的均值都明顯低于正規(guī)就業(yè)者，這說明臨時(shí)性就業(yè)者的經(jīng)驗(yàn)少于正規(guī)就業(yè)者而且更年輕；3. 臨時(shí)性就業(yè)者的健康程度為非常好及很好的均值明顯低于正規(guī)就業(yè)者，而臨時(shí)性就業(yè)者的健康程度一般好、不好及很不好的均值明顯高于正規(guī)就業(yè)者，這說明臨時(shí)性就業(yè)者的健康水平劣于正規(guī)就業(yè)者。而教育、經(jīng)驗(yàn)和健康都是度量人力資本的重要因素，因此上述結(jié)果進(jìn)一步說明臨時(shí)性就業(yè)者人力資本劣于正規(guī)就業(yè)者。

此外，與正規(guī)就業(yè)者相比，女性臨時(shí)性就業(yè)者較多，可知女性更容易獲得臨時(shí)性工作。與勞動(dòng)力市場二元分割理論預(yù)期一致，城市農(nóng)民工成為臨時(shí)性就業(yè)者的概率約為城鎮(zhèn)居民的2倍。臨時(shí)性就業(yè)者所在企業(yè)規(guī)模顯著小于正規(guī)就業(yè)者，并且其在民營企業(yè)和其他內(nèi)資企業(yè)（不包括國有企業(yè)）就業(yè)的概率顯著大于正規(guī)就業(yè)者。這說明從數(shù)據(jù)上所觀察到的臨時(shí)性就業(yè)者的工資水平更低，有一部分是要?dú)w因于其所在企業(yè)規(guī)模更小且多為民營企業(yè)。

（二）相同人力資本水平下不同就業(yè)類型勞動(dòng)力的工資差異

為考察人力資本水平相同的勞動(dòng)力中，臨時(shí)性就業(yè)者和正規(guī)就業(yè)者之間是否存在顯著的工資差異。根據(jù)樣本的數(shù)據(jù)特征，進(jìn)一步將行業(yè)分為四類：農(nóng)林牧漁業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，依次包含73、2 782、831、7 487個(gè)個(gè)體。農(nóng)林牧漁業(yè)主要分布在農(nóng)村而非城市，且農(nóng)林牧漁業(yè)就業(yè)人數(shù)極少，僅有73個(gè)，不具備參考意義，暫不予以分析。后三類行業(yè)中個(gè)體在臨時(shí)性就業(yè)中的比重分別為20.27%、54.51%、30.76%。接下來考察行業(yè)內(nèi)人力資本水平相同的勞動(dòng)力中，臨時(shí)性和正規(guī)就業(yè)者之間是否存在顯著的工資差異。

表2 相同人力資本范圍的勞動(dòng)者行業(yè)內(nèi)工資差異T檢驗(yàn)表

橫向比較發(fā)現(xiàn)，人力資本水平相同的臨時(shí)性就業(yè)者與正規(guī)就業(yè)者的小時(shí)工資對(duì)數(shù)存在顯著差異，臨時(shí)性就業(yè)者的工資顯著小于正規(guī)就業(yè)者?？v向比較發(fā)現(xiàn)，相同人力資本水平范圍內(nèi)的臨時(shí)性就業(yè)者在建筑業(yè)的工資最高，其次是工業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，而相同人力資本水平范圍內(nèi)的正規(guī)就業(yè)者在三個(gè)行業(yè)的工資水平非常接近。這說明，臨時(shí)性就業(yè)者獲得了因不同工種之間差別的“補(bǔ)償性工資”。但是，為了識(shí)別出臨時(shí)性就業(yè)身份對(duì)個(gè)體工資的因果影響，還需進(jìn)行進(jìn)一步的計(jì)量分析。

五、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）抑制作用還是促進(jìn)作用

本文運(yùn)用OLS法對(duì)式（1）進(jìn)行估計(jì)，以考察臨時(shí)性就業(yè)方式對(duì)勞動(dòng)者小時(shí)工資對(duì)數(shù)的影響，同時(shí)采用截面加權(quán)估計(jì)，以盡可能消除截面數(shù)據(jù)帶來的異方差問題。結(jié)果如表3所示。表3中第（1）-（3）列模型分別為依次加入關(guān)鍵變量informal、與人力資本有關(guān)的控制變量和所有控制變量的估計(jì)模型，第（4）列模型則為完整估計(jì)模型各變量系數(shù)的beta值以進(jìn)一步說明臨時(shí)性就業(yè)變量對(duì)勞動(dòng)力工資收入的重要性?；貧w結(jié)果中剔除了不領(lǐng)工資的家庭幫工、自我經(jīng)營者和打零工者，僅針對(duì)企業(yè)中的工資性收入者。前三列顯示，臨時(shí)性就業(yè)變量informal 的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)。這說明在其他條件相同的情況下，臨時(shí)性就業(yè)變量會(huì)顯著降低勞動(dòng)者的勞動(dòng)力收入。對(duì)比第（1）、（2）列，在加入了勞動(dòng)力人力資本有關(guān)的變量后，模型的解釋力增強(qiáng)，修正的R2從11.8%增加到30.8%，在加入了所有控制變量后，修正的R2從30.8%增加至47.3%。當(dāng)添加全部控制變量時(shí)，第（3）列臨時(shí)性就業(yè)變量的估計(jì)系數(shù)為-0.201，在絕對(duì)值大小上僅次于教育變量的0.314、企業(yè)所有制為外資企業(yè)的0.250。比較第（4）列中臨時(shí)性就業(yè)變量估計(jì)系數(shù)的beta值大小可以發(fā)現(xiàn)，臨時(shí)性就業(yè)變量的作用僅小于年齡、教育和經(jīng)驗(yàn)，而大于其他變量。這進(jìn)一步說明，臨時(shí)性就業(yè)變量是影響勞動(dòng)力收入的重要因素。

表3 全樣本的OLS回歸結(jié)果

模型中控制變量對(duì)勞動(dòng)力收入的影響方向及顯著性基本與預(yù)期及已有文獻(xiàn)一致。在其他條件相同的情況下，教育水平越高、工作經(jīng)驗(yàn)越豐富越會(huì)提高勞動(dòng)者的平均小時(shí)工資，而健康程度越差越會(huì)降低勞動(dòng)者的平均小時(shí)工資。女性平均小時(shí)工資會(huì)低于男性；勞動(dòng)者的年齡增加會(huì)提高勞動(dòng)者平均小時(shí)工資，農(nóng)民工會(huì)獲得較低的平均小時(shí)工資。在其他條件相同的情況下，較之其他職業(yè)類別，職業(yè)為各類專業(yè)技術(shù)人員和行政辦公管理人員會(huì)提高勞動(dòng)者的平均小時(shí)工資。模型中其他與企業(yè)基本特征相關(guān)的控制變量對(duì)勞動(dòng)力收入的影響方向及顯著性基本與預(yù)期及已有文獻(xiàn)一致。在其他條件相同的情況下，勞動(dòng)者所在企業(yè)規(guī)模與平均小時(shí)工資正相關(guān)。參照其他內(nèi)資企業(yè)，外資企業(yè)的勞動(dòng)者平均小時(shí)工資最高，其次為私營企業(yè)。

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)：異方差工具變量法與內(nèi)生性變換模型

考慮到OLS估計(jì)中可能存在遺漏變量、個(gè)體就業(yè)方式自選擇性和不可觀測因素等內(nèi)生性問題，通常做法是尋找與臨時(shí)性就業(yè)變量informal相關(guān)，但不受當(dāng)期勞動(dòng)力收入影響的工具變量，而找到一個(gè)合適的工具變量是非常困難的。接下來本文將分別采用異方差工具變量法和內(nèi)生性變換模型來克服可能存在的內(nèi)生性問題，對(duì)上文的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1. 異方差工具變量法。異方差工具變量法由Lewbel（2007）發(fā)展而來，在國外應(yīng)用較為廣泛（Mallick，2012；Em ran 和 Shilpi，2012 等） 。例如 M ishra和 Smythv（2015）采用傳統(tǒng)工具變量和異方差工具變量法估計(jì)中國城市的教育回報(bào)率，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在傳統(tǒng)工具變量為弱工具變量的情況下，異方差工具變量法在克服內(nèi)生性問題后結(jié)果更穩(wěn)健。根據(jù)Lewbel（2012）的做法，本文設(shè)定：其中Y1是小時(shí)工資對(duì)數(shù)ln wage，Y2是臨時(shí)工身份informal，X為所有控制變量，M為不可觀測因素，I1、I2代表異質(zhì)性誤差。在沒有合適的傳統(tǒng)工具變量或存在弱工具變量的情況下，Lew bel（2012）認(rèn)為可以通過一組可觀測的外生變量向量組Z，利用作為工具變量。Lewbel（2012）方法中滿足工具變量所有標(biāo)準(zhǔn)假設(shè)條件，不要求排他性，唯一非標(biāo)準(zhǔn)要求是假設(shè)中具有異方差，即，可以在第一階段對(duì)X的線性回歸檢驗(yàn)其是否滿足異方差條件。如果滿足公式，存在與異方差誤差結(jié)果無關(guān)的回歸量可以識(shí)別方程。Z可以是X的子集或者就是X本身。在缺少傳統(tǒng)工具變量時(shí)，采用上述選擇的工具組，可以通過TSLS方法估計(jì)工具變量回歸，同傳統(tǒng)IV法一致。

具體步驟為：首先用全樣本對(duì)方程（3）進(jìn)行回歸估計(jì)重新得到殘差項(xiàng)，對(duì)殘差項(xiàng)異方差進(jìn)行Breusch-Pagan檢驗(yàn)，P值為0可以拒絕同方差的原假設(shè)，證明方程（3）的殘差項(xiàng)存在異方差。接著根據(jù)構(gòu)建工具變量，重新估計(jì)方程（2），結(jié)果列于表4第（1）列。最后，借鑒Booth等（2002）的做法采用小孩兒個(gè)數(shù)作為臨時(shí)性就業(yè)的工具變量IV，小孩個(gè)數(shù)（no_chi）為樣本中個(gè)體截止2007年底所有親生小孩兒個(gè)數(shù)。小孩兒個(gè)數(shù)多的家庭通常個(gè)體的人力資本水平較低、經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)較重、需要較多時(shí)間照顧家庭，這類人更容易獲得臨時(shí)性工作并且愿意暫時(shí)忍受低工資水平，而小孩兒個(gè)數(shù)為外生給定不會(huì)直接影響當(dāng)期工資收入。本文同時(shí)采用異方差工具變量法的另外兩種形式克服模型中的內(nèi)生性問題，檢驗(yàn)結(jié)果見表4第（2）、（3）列。

表4 異方差工具變量法的估計(jì)結(jié)果

表4第（1）列為僅采用異方差工具變量法產(chǎn)生的工具變量回歸結(jié)果。第（2）列為同時(shí)采用小孩兒個(gè)數(shù)作為工具變量的回歸結(jié)果，其Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計(jì)量的p值為0，強(qiáng)烈拒絕不可識(shí)別的原假設(shè)，從第一階段弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果可知，用小孩兒個(gè)數(shù)no_chi作為工具變量，弱工具變量檢驗(yàn)Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量為141.535，大于10%偏誤下的臨界值138.69，即拒絕弱工具變量的原假設(shè)。第（3）列為同時(shí)采用小孩兒個(gè)數(shù)作為工具變量并采用GMM的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在克服了內(nèi)生性問題后，在其他條件不變的情況下，臨時(shí)性就業(yè)變量informal在1%的顯著性水平上均顯著為負(fù)，實(shí)證結(jié)果依然穩(wěn)健。

2. 內(nèi)生性變換模型。本文繼續(xù)采用內(nèi)生性變換模型來糾正前文估計(jì)中可能存在的估計(jì)偏誤。記個(gè)體的就業(yè)類型選擇為I，記個(gè)體就業(yè)類型決策的可觀測影響因素為Z，不可觀測影響因素為v，則個(gè)體就業(yè)類型的選擇模型可以設(shè)置為：

I*為個(gè)體就業(yè)類型決策的潛變量（latent variable），不可觀測。r為估計(jì)系數(shù)，v為誤差項(xiàng)。下標(biāo)i表示個(gè)體。借鑒Maddala（1983）將是否獲得臨時(shí)性就業(yè)機(jī)會(huì)的個(gè)體工資方程分別設(shè)置為：其中，下標(biāo)0表示正規(guī)就業(yè)，為控制組；1表示臨時(shí)性就業(yè)，為處理組。y1為處理組當(dāng)前的小時(shí)工資對(duì)數(shù)值，y0為參照組當(dāng)前的小時(shí)工資對(duì)數(shù)值。x代表影響個(gè)體當(dāng)前工資的可觀測因素，本文將其設(shè)置為前文OLS估計(jì)中所有的控制變量。u1和u0均為誤差項(xiàng)。為使方程（4）、（5）、（6）滿足識(shí)別條件，向量Z至少應(yīng)該包含一個(gè)不存在于向量X中的變量，即工具變量。該變量需能夠直接影響個(gè)體的就業(yè)類型，但不會(huì)對(duì)個(gè)體的工資收入產(chǎn)生直接影響。在已有相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，我們選取的工具變量仍為個(gè)體的小孩兒個(gè)數(shù)no_chi，并加入婚姻狀態(tài)marry和當(dāng)?shù)厥I(yè)率shiyelv?；橐鰻顩rmarry取值1表示已婚，取值0表示未婚。失業(yè)率為當(dāng)?shù)厥I(yè)登記總?cè)藬?shù)占所有就業(yè)勞動(dòng)力和失業(yè)登記總?cè)藬?shù)之和的比例，數(shù)據(jù)來源于《2007年城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

為了使方程（4）、（5）、（6）滿足識(shí)別條件，向量Z中至少應(yīng)該包含一個(gè)不存在于向量X中的變量，即工具變量。該變量需能夠直接影響個(gè)體的就業(yè)類型，但不會(huì)對(duì)個(gè)體的工資收入產(chǎn)生直接影響。在已有相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，我們選取的工具變量仍為個(gè)體的小孩兒個(gè)數(shù)no_chi，并加入婚姻狀態(tài)marry和當(dāng)?shù)厥I(yè)率shiyelv。婚姻狀況marry={1，0}，取值1表示已婚，取值0表示未婚。失業(yè)率shiyelv采用2006年當(dāng)?shù)厥I(yè)登記總?cè)藬?shù)占所有就業(yè)勞動(dòng)力和失業(yè)登記總?cè)藬?shù)之和的比例，數(shù)據(jù)來源于《2007年城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

綜上所述，采用內(nèi)生性轉(zhuǎn)換模型的優(yōu)點(diǎn)在于能夠較好地處理個(gè)體收入估計(jì)方程中就業(yè)類型變量的自選擇性，就業(yè)類型自選擇方程中各工具變量的估計(jì)結(jié)果見表5。識(shí)別變量no_chi的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，與預(yù)期一致。這說明，生育小孩個(gè)數(shù)越多者，越傾向于獲得臨時(shí)性工作，因?yàn)榧彝ヘ?fù)擔(dān)的加重會(huì)使得勞動(dòng)力更加難以承擔(dān)失業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)，從而愿意忍受臨時(shí)性工作的低工資。識(shí)別變量marry的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)，這說明未婚勞動(dòng)力更傾向于接受臨時(shí)性工作，因?yàn)檫@類勞動(dòng)力大多剛剛參加工作尚未積累一定的經(jīng)驗(yàn)或人力資本水平較低，從而愿意接受臨時(shí)性工作的低工資。識(shí)別變量shiyelv的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)，這說明失業(yè)率越高，勞動(dòng)力獲得臨時(shí)性工作的機(jī)會(huì)越低，因?yàn)榇藭r(shí)就業(yè)機(jī)會(huì)大幅削減，在失業(yè)率較低時(shí)處于臨界狀態(tài)及以下水平的勞動(dòng)力，此時(shí)卻很難獲得工作機(jī)會(huì)。 內(nèi)生性變換模型的估計(jì)結(jié)果說明，克服內(nèi)生性問題后，上述結(jié)果依然穩(wěn)健。

表5 內(nèi)生性變換模型估計(jì)結(jié)果

（三）穩(wěn)健性分析

接下來本文采用一系列檢驗(yàn)來分析結(jié)論的穩(wěn)健性。城鎮(zhèn)居民樣本為城鎮(zhèn)居民調(diào)查問卷的個(gè)體，農(nóng)民工樣本為外來務(wù)工人員調(diào)查問卷的個(gè)體。以下回歸結(jié)果均為完整估計(jì)模型。

1. 區(qū)分戶籍的估計(jì)結(jié)果。表6前兩列報(bào)告了城鎮(zhèn)居民樣本和農(nóng)民工樣本下的計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果。不同子樣本的回歸結(jié)果顯示，在其他條件不變的情況下，臨時(shí)性就業(yè)變量在1%的顯著水平上均顯著為負(fù)，結(jié)果依然穩(wěn)健。由第（1）、（2）列估計(jì)結(jié)果可知，在城鎮(zhèn)居民樣本下，即個(gè)體所在企業(yè)、行業(yè)、城市特征相同且二者的教育、經(jīng)驗(yàn)、健康、年齡等個(gè)體特征也相同時(shí)，臨時(shí)性就業(yè)身份仍然會(huì)使其工資收入低27.25%，而農(nóng)民工樣本下該值為14.68%。

表6 不同子樣本下的OLS回歸結(jié)果

2. 新臨時(shí)性就業(yè)變量的再檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)關(guān)鍵解釋變量的度量對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，此處將短期合同工從臨時(shí)性就業(yè)類別下剝離，構(gòu)建新的臨時(shí)性就業(yè)變量（informal）。informal取值1為無合同的臨時(shí)工，取值0為固定工、長期合同工（一年以上）和短期合同工。重新考察臨時(shí)性就業(yè)對(duì)我國個(gè)體勞動(dòng)力收入的影響。表6第（3）、（4）列報(bào)告了不同臨時(shí)性就業(yè)變量定義下的分樣本回歸結(jié)果。結(jié)果顯示臨時(shí)性就業(yè)變量在1%的顯著性水平上均顯著為負(fù)，回歸結(jié)果穩(wěn)健，且臨時(shí)性就業(yè)身份對(duì)于城鎮(zhèn)居民工資收入的抑制作用仍然大于農(nóng)民工樣本。

3. 基于2002年、2013年CHIP數(shù)據(jù)的分析?？紤]到數(shù)據(jù)選擇對(duì)于估計(jì)結(jié)果的影響，本文采用2002年和2013年CHIP數(shù)據(jù)庫中的城鎮(zhèn)居民樣本和農(nóng)民工樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。按照2007年的方法進(jìn)行一致性整理后，可以得出類似結(jié)論，計(jì)量結(jié)果見表6后四列。第（5）、（6）列為2002年，第（7）、（8）列為2013年完整估計(jì)模型的回歸系數(shù)和Beta值。結(jié)果顯示，在其他條件不變的情況下，臨時(shí)性就業(yè)變量在1%的水平上均顯著為負(fù)，結(jié)果穩(wěn)健。這不僅說明本文研究結(jié)果的可靠性也說明了研究結(jié)論不受數(shù)據(jù)時(shí)效性的影響。

4. 區(qū)分行業(yè)的回歸結(jié)果。樣本中個(gè)體所從事的行業(yè)存在顯著差異，且考慮到建筑業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的行業(yè)特性使得這些行業(yè)更加普遍地采用非正規(guī)雇傭方式，我們進(jìn)一步探討前文估計(jì)結(jié)果是否受行業(yè)特性的影響，結(jié)果顯示上述結(jié)論仍然穩(wěn)健，但存在行業(yè)差異。同前所述，本文在這里再單獨(dú)針對(duì)工業(yè)、建筑業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)進(jìn)行分析。表 7 的（1）?（3）列為工業(yè)、（4）?（6）列為建筑業(yè)、（7）?（9）列為第三產(chǎn)業(yè)的估計(jì)結(jié)果。

表7 不同行業(yè)下不同樣本的OLS回歸結(jié)果

回歸結(jié)果顯示，在工業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)樣本下，臨時(shí)性就業(yè)變量的估計(jì)系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，結(jié)果仍然穩(wěn)健。但建筑業(yè)行業(yè)的實(shí)證結(jié)果顯示，臨時(shí)性就業(yè)變量在全樣本和農(nóng)民工樣本中的顯著性水平下降，而對(duì)于城鎮(zhèn)居民樣本則不顯著。這很可能是因?yàn)榻陙碇袊霈F(xiàn)了較為嚴(yán)重的“民工荒”。建筑業(yè)作業(yè)時(shí)間長、工作生活條件差、欠薪問題嚴(yán)重、在施工中易受自然環(huán)境影響，因此建筑業(yè)企業(yè)只有用高工資吸引臨時(shí)工，促使農(nóng)民工薪資水平上漲。

（四）機(jī)制識(shí)別：“補(bǔ)償性工資差異”與“人力資本積累機(jī)制”

1. 臨時(shí)性就業(yè)者的補(bǔ)償性工資差異。考慮到臨時(shí)性就業(yè)和正規(guī)就業(yè)類型的工資方程存在選擇性偏誤，估計(jì)時(shí)對(duì)選擇性偏差進(jìn)行了調(diào)整。借鑒Neuman和Oaxaca（2004）的研究，正式工和臨時(shí)工的平均工資差異可分解為：

其中，f為正式工群體，temp為臨時(shí)工群體，ln w是估計(jì)出的對(duì)數(shù)工資的均值，X為工資決定要素的均值向量，β是估計(jì)出的工資決定要素的回報(bào)率。分解出的第一項(xiàng)為由個(gè)體特征差異導(dǎo)致的工資差異，第二項(xiàng)為工資決定要素回報(bào)率差異帶來的工資差異，表示市場對(duì)不同勞動(dòng)者群體擁有的同樣一組特征估價(jià)不同，第三項(xiàng)為選擇性因素帶來的工資差異。本文采用該分解方法，對(duì)2007年正式工與臨時(shí)工之間的工資差異進(jìn)行分解，結(jié)果見表8。

表8 正式工與臨時(shí)工的工資差異

由表8的全樣本分解結(jié)果可見，正式工比臨時(shí)工的小時(shí)工資高89.65%。其中臨時(shí)工和正式工之間的特征差異產(chǎn)生的工資差異占總工資差異的50.30%；其他特征回報(bào)率差異導(dǎo)致的工資差異為20.43%；由樣本選擇性偏差帶來的工資差異占總工資差異的29.26%。這意味著排除特征因素和選擇性因素，臨時(shí)工比正式工工資低13.88%。這與補(bǔ)償性工資差異理論的分析相反，中國的臨時(shí)工整體并未獲得補(bǔ)償性工資。這可能是我國臨時(shí)工面臨較高的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)和較強(qiáng)的工作不穩(wěn)定性，但在簽訂契約時(shí)，由于個(gè)體議價(jià)能力有限和法律意識(shí)薄弱等很難獲得作為風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)補(bǔ)償以及彌補(bǔ)離職金的這部分“補(bǔ)償工資”。

實(shí)際上，工作性質(zhì)差異可使部分臨時(shí)工獲得來自勞動(dòng)力所從事的工種之間差別的這部分“補(bǔ)償工資”，如勞動(dòng)強(qiáng)度和危險(xiǎn)程度等，一般強(qiáng)度較高、危險(xiǎn)性較大及給予人不適感較強(qiáng)的工種往往有著較高的收入水平。繼而，本文分行業(yè)子樣本進(jìn)一步分解工資差異。結(jié)果顯示，在雇傭臨時(shí)工從事勞動(dòng)強(qiáng)度或危險(xiǎn)程度較高的工種占比較高的建筑業(yè)和農(nóng)業(yè)，排除特征因素和選擇性因素后，從事建筑業(yè)的臨時(shí)工比正式工工資高19.72%；排除特征因素和選擇性因素后，從事農(nóng)業(yè)的臨時(shí)工比正式工工資高41.91%。這與補(bǔ)償性工資差異理論的分析一致。臨時(shí)性就業(yè)的工作穩(wěn)定性較差、解約成本較低，因而臨時(shí)工面臨較高的市場風(fēng)險(xiǎn)。但在中國勞動(dòng)力市場中，僅特定行業(yè)為了吸引臨時(shí)性就業(yè)者，企業(yè)向臨時(shí)工支付了補(bǔ)償性工資。

2. 臨時(shí)性就業(yè)對(duì)人力資本積累的影響。前文的估計(jì)結(jié)果均顯示臨時(shí)性就業(yè)對(duì)我國勞動(dòng)力工資收入產(chǎn)生了顯著的抑制作用，那么很可能是因?yàn)椤叭肆Y本效應(yīng)”超過了“補(bǔ)償性工資效應(yīng)”。我們推斷，臨時(shí)性就業(yè)會(huì)降低了個(gè)體的人力資本積累。在職培訓(xùn)是人力資本形成和積累的重要方式之一（Becker，1962）。如果勞動(dòng)力可以接受與工作技能有關(guān)的培訓(xùn)，則可以提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，進(jìn)而獲得較高的工資。Arulampalam和Booth（1997）等的研究表明，臨時(shí)性就業(yè)的勞動(dòng)者通常很難獲得職業(yè)生涯晉升和獲得工作相關(guān)培訓(xùn)機(jī)會(huì)。然而盡管勞動(dòng)者希望通過努力工作釋放積極信號(hào)，同時(shí)積累工作經(jīng)驗(yàn)從而獲得勞動(dòng)合同轉(zhuǎn)換的機(jī)會(huì)，但提供員工培訓(xùn)的企業(yè)不太可能雇傭臨時(shí)性就業(yè)者，即使是雇傭了臨時(shí)性就業(yè)者，這類勞動(dòng)者參與企業(yè)特定培訓(xùn)的可能性也較低（Albert等，2005）。這些都不利于臨時(shí)性就業(yè)的勞動(dòng)者通過在職培訓(xùn)實(shí)現(xiàn)人力資本積累。因而，我們將考察臨時(shí)性就業(yè)是否會(huì)導(dǎo)致個(gè)體減少在職培訓(xùn)機(jī)會(huì)及培訓(xùn)時(shí)間。

本文根據(jù)“最近12個(gè)月內(nèi)獲得過何種培訓(xùn)？”和“這次培訓(xùn)一共多少天？”兩個(gè)問題，構(gòu)建了個(gè)體獲得的與工作技能有關(guān)的培訓(xùn)時(shí)間變量為training，是否獲得與工作技能有關(guān)的培訓(xùn)變量為train=0或1。替換（1）式中的被解釋變量，采用Probit模型對(duì)train其進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果列于表9前3列，采用Tobit模型對(duì)training進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果列于表9后3列。

表9 臨時(shí)性就業(yè)對(duì)在職培訓(xùn)機(jī)會(huì)和培訓(xùn)時(shí)間的影響

Probit回歸結(jié)果顯示，在全樣本和城鎮(zhèn)居民及農(nóng)民工子樣本下，臨時(shí)性就業(yè)變量informal的估計(jì)系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)。這說明在其他條件相同的情況下，臨時(shí)性就業(yè)身份顯著降低了個(gè)體獲得與工作技能有關(guān)的培訓(xùn)機(jī)會(huì)。Tobit回歸結(jié)果顯示，在全樣本和城鎮(zhèn)居民子樣本中，臨時(shí)性就業(yè)變量informal的估計(jì)系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)；農(nóng)民工樣本中，臨時(shí)性就業(yè)變量informal的估計(jì)系數(shù)均在5%的顯著性水平上顯著為負(fù)。這說明在其他條件相同的情況下，臨時(shí)性就業(yè)身份顯著降低了個(gè)體獲得與工作技能有關(guān)的培訓(xùn)時(shí)間。即臨時(shí)性就業(yè)者很難獲得工作相關(guān)培訓(xùn)機(jī)會(huì)，臨時(shí)性就業(yè)不利于個(gè)體的人力資本積累。

六、結(jié)論

在我國臨時(shí)性就業(yè)普遍存在的條件下，如何在利用臨時(shí)性就業(yè)實(shí)施積極就業(yè)政策的同時(shí)，提高人民收入水平和加強(qiáng)人力資本積累，進(jìn)而為縮小工資差距、提高就業(yè)質(zhì)量、順利實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)升級(jí)轉(zhuǎn)型提供人才保障呢？本文使用CHIP2007年調(diào)查數(shù)據(jù)實(shí)證分析了臨時(shí)性就業(yè)對(duì)勞動(dòng)者工資收入的影響及影響機(jī)制。本文將無合同的臨時(shí)工以及短期合同工（一年以下合同）視作臨時(shí)性就業(yè)者。首先，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，臨時(shí)性就業(yè)者的人力資本如教育程度、經(jīng)驗(yàn)值和健康狀況等因素均劣于正規(guī)就業(yè)者，女性、農(nóng)民工、受雇企業(yè)規(guī)模較小、受雇于民營企業(yè)和其他內(nèi)資企業(yè)（不包括國有企業(yè)）的勞動(dòng)者成為臨時(shí)性就業(yè)者的概率更高。人力資本水平相同的同行業(yè)的臨時(shí)性就業(yè)者工資水平低于正規(guī)就業(yè)者。其次，實(shí)證結(jié)果顯示，在其他條件不變的情況下，臨時(shí)性就業(yè)會(huì)使得個(gè)體的工資收入顯著減少約18.05%。在采用異方差工具變量法和內(nèi)生性轉(zhuǎn)換模型控制樣本選擇性偏差和可觀測控制變量影響后，臨時(shí)工與正式工之間仍存在無法解釋的工資差異。且這一負(fù)向作用在考慮改變指標(biāo)度量、按戶籍和行業(yè)特性劃分子樣本及其他年份樣本等情形下仍然穩(wěn)健。最后，機(jī)制檢驗(yàn)表明，僅在高勞動(dòng)強(qiáng)度或危險(xiǎn)強(qiáng)度工種的臨時(shí)工比例較高的行業(yè)中，企業(yè)向臨時(shí)工支付了“補(bǔ)償性工資”，但臨時(shí)性就業(yè)會(huì)通過顯著降低個(gè)體獲得與工作技能有關(guān)的培訓(xùn)機(jī)會(huì)而抑制其人力資本積累。

根據(jù)研究結(jié)論，我們提出如下政策建議：第一，各級(jí)政府和有關(guān)部門應(yīng)嚴(yán)格落實(shí)目前勞動(dòng)力市場改革過程中提出的“限制臨時(shí)工比例、提高解雇成本和獲得同工同酬權(quán)利”的勞動(dòng)政策。規(guī)范采用臨時(shí)性就業(yè)方式的企業(yè)建立補(bǔ)償機(jī)制和失業(yè)基金，其中失業(yè)基金由企業(yè)和工人共同繳納。此外，還應(yīng)提高臨時(shí)工的勞動(dòng)保護(hù)意識(shí)，鼓勵(lì)勞動(dòng)者通過尋求法律或工會(huì)幫助提高自身的議價(jià)能力，獲得應(yīng)有的“補(bǔ)償性工資”和“企業(yè)內(nèi)部與正式工同等的職業(yè)技能有關(guān)的培訓(xùn)機(jī)會(huì)”等合法勞工權(quán)益。第二，各級(jí)政府還應(yīng)鼓勵(lì)中介機(jī)構(gòu)開展就業(yè)專業(yè)技能培訓(xùn)業(yè)務(wù)并給予一定的政策傾斜，如職業(yè)中介機(jī)構(gòu)、就業(yè)訓(xùn)練中心和再就業(yè)培訓(xùn)基地等，通過市場機(jī)制調(diào)動(dòng)中介機(jī)構(gòu)為臨時(shí)性就業(yè)者提供有助于獲得正式工作的職業(yè)培訓(xùn)。與此同時(shí)，各省市勞動(dòng)就業(yè)服務(wù)管理局應(yīng)嚴(yán)格監(jiān)管各類中介機(jī)構(gòu)的管理和審核，同時(shí)負(fù)責(zé)指導(dǎo)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)前培訓(xùn)、下崗失業(yè)人員再就業(yè)培訓(xùn)和創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)等。只有臨時(shí)性就業(yè)方式與培訓(xùn)相結(jié)合，臨時(shí)性就業(yè)方式才可以有效成為正規(guī)就業(yè)方式的補(bǔ)充，進(jìn)而提高勞動(dòng)積極性和就業(yè)質(zhì)量。

[1]陳珣，徐舒. 農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的工資差距及動(dòng)態(tài)同化[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2014，（10）：74?88.

[2]陳祎，劉陽陽. 勞動(dòng)合同對(duì)于進(jìn)城務(wù)工人員收入影響的有效性分析[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2010，（2）：687?712.

[3]孫睿君，李子奈. 不同期限類型勞動(dòng)合同的工資決定機(jī)制及差異——基于中國家庭住戶收入調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J]. 財(cái)經(jīng)研究，2010，（2）：36?47.

[4]魏下海，余玲錚. 我國城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)與非正規(guī)就業(yè)工資差異的實(shí)證研究——基于分位數(shù)回歸與分解的發(fā)現(xiàn)[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012，（1）：78?90.

[5]吳要武，蔡昉. 中國城鎮(zhèn)非正規(guī)就業(yè)：規(guī)模與特征[J]. 中國勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)，2006，（2）：67?83.

[6]Albert C，Carlos G S，Hernanz V. Firm-provided training and temporary contracts[J]. Spanish Econom ic Review，2005，7（1）： 67?88.

[7]Alvarado L K A. The effects of fixed-term contracts on workers in Colombia[J]. Cuadernos de Econom ia，2014，33（63）：421?446.

[8]Arulampalam W，Booth A. Who gets over the training hurdle? A study of the training experiences of young men and women in Britain[J]. Journal of Population Econom ics，1997，10（2）： 197?217.

[9]Becker G. Investment in human beings[J]. Journal of Political Economy，1962，70（l）： 9?49.

[10]Booth A L，F(xiàn)rancesconi M，F(xiàn)rank J. Temporary jobs: Stepping stones or dead ends?[J]. Econom ic Journal，2002，112（480）： 189?213.

[11]Gao Q，Yang S，Li S. Labor contracts and social insurance participation among migrant workers in China[J]. China Economic Review，2012，23（4）： 1195?1205.

[12]Gash V，M cGinnity F. Fixed-term contracts—the new European inequality? Comparing men and women in West Germany and France[J]. Socio-Economic Review，2007，5（3）： 467?496.

[13]Hagen T. Do temporary workers receive risk prem iums? Assessing the wage effects of fixed-term contracts in West Germany by a matching estimator compared with parametric approaches[J]. Labour，2002，16（4）： 667?705.

[14]Jimeno J F，Toharia L. The effects of fixed-term employment on wages: Theory and evidence from Spain[J]. Investigaciones Economicas，1993，17（3）： 475?494.

[15]Leandro E. Temporary/Permanent workers wage gap: A brand-new form of wage inequality?[J]. Labour，2010，24（2）：178?200.

[16]Lewbel A. Using heteroscedasticity to identify and estimate m ismeasured and endogenous regressor models[J]. Journal of Business and Economic Statistics，2012，30（1）： 67?80.

[17]Maddala G S. Lim ited-dependent and qualitative variables in econometrics[M].Cambridge: Cambridge University Press，1986.

[18]M ishra V，Smyth R. Estimating returns to schooling in urban China using conventional and heteroskedasticity-based instruments[J]. Econom ic Modelling，2015，47： 166?173.

[19]Pallais A. Inefficient hiring in entry-level labor markets[J]. The American Econom ic Review，2014，104（11）：3565?3599.

[20]Picchio M. Temporary contracts and transitions to stable jobs in Italy[J]. Labour，2008，22（1）： 147?174.

[21]Rosen S. Implicit contracts：A survey[J]. Journal of Econom ic Literature，1985，23（3）： 1144?1175.

[22]Scherer S. Stepping-stones or traps? The consequences of labour market entry positions on future careers in West Germany，Great Britain and Italy[J]. Work，Employment and Society，2004，18（2）： 369?394.