劳动合同期限对制造业与非制造业工资差距的影响&基于广东省南海区劳动力调查数据_劳动合同论文

劳动合同期限对制造业与非制造业部门工资差异的影响——基于广东省南海区劳动力调查的数据，本文主要内容关键词为：制造业论文,南海论文,广东省论文,劳动合同论文,劳动力论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

       ［中图分类号］F241.4 ［文献标识码］A ［文章编号］1006－480X(2014)04－0123－13

       一、问题提出

       在基层劳动者中，工资几乎等同于收入，各行业各群体之间的工资差异对国民收入分配的导向甚有深意。工资水平是企业与劳动者双方作用力的结果，企业提供的工资水平(Stevens,2004; Abowd et al.,2006)和其他企业特性会影响到劳动关系维持长短。反过来，劳动合同期限也会影响工资水平。根据人力资本理论，高素质劳动者的就业比低素质的劳动者更为稳定。因为高素质劳动者接受过更多的教育和技能培训，具有较丰富的专用性人力资本，劳动者的专用性人力资本难以在其他企业得到更高价值的实现，转移专用性人力资本承受的机会成本较大(Battu et al.,2002; Dohmen,Pfann,2004; Mumford,Smith,2004)。劳动关系长短会产生不同的人力资本投资效应，在早期的人力资本投资理论中就已经说明了人力资本投资收益的决定要素之一就是雇佣期限。尤其是专用性人力资本投资，其收益与劳动者的就业稳定性紧密相连，具有很大的不确定性。这种不确定性曾引起学者们的兴趣，Parsons(1972)将专用性人力资本投资细分为企业投资部分和劳动者投资部分，认为它们都和企业解雇率和员工流失率成负相关关系，因为不稳定的劳动关系加大了专用性人力资本投资的风险。Draca and Colin(2004)将专用性人力资本投资分三种情况讨论：企业是唯一的投资方、劳动者是唯一的投资方、双方共同进行投资，劳动合同是各种情况下提高投资效率的保证。无论是在人力资本投资期初还是收益期，劳动合同期限都会显著影响人力资本投资决策。岳经纶(2007)从员工行为的角度出发，认为劳动合同的期限太短，不利于劳动者形成对所在单位的职业责任感和认同感。孙睿君和李子奈(2010)、陈祎和刘阳阳(2010)等也从劳动合同期限对工资收入的影响效应出发，分析是否签订合同及合同期长短对劳动者工资收入差别的影响，得出签订劳动合同比没有签的收入要高，长期劳动合同比短期劳动合同更能激发劳动者的积极性，劳动者收入水平直接决定其人力资本投资能力等结论。因此，劳动合同期限长短、雇佣关系长短会影响人力资本投资决策(姚先国，翁杰，2005)。

       欲探究劳动合同期限对工资的影响就须对工资水平进行分解，目前国内外学者对工资水平的影响因素及差异分解在理论和方法上不断推进，从早期的Blinder－Oaxaca工资分解法，到近年来得到广泛应用的分位数回归方法(Koenker,Hallock,2001; Knight,Song,2003; Machado,Mata,2005；张车伟，薛欣欣，2008；Angrist,Pischke,2009；陆正飞等，2012；夏庆杰等，2012)，工资差异的分解方法得到持续改进，在国内也得到了很好的应用。本文正是利用这些成熟方法去分解工资水平的差异，探究影响因素。

       工资支付体制日趋市场化的今天，制造业工资水平能够引发大范围的劳动力流动，包括在各地区、各行业之间流动。而引导劳动力进入或退出制造业的主要因素是制造业工资水平与非制造业工资水平之间的差异。本文认为：劳动合同期限的长短会通过人力资本投资影响产出水平，进而影响劳动者的工资水平。在此观点上利用工资差异分解方法探究劳动合同期限对工资水平的影响效应。

       二、数据来源与统计描述

       本文数据来自于佛山市南海区劳动关系研究项目的调研资料。该调研将企业的劳动者分为基层劳动者和管理层两类，分别使用不同的调研方法和问卷，本文采用的数据为基层劳动者的数据。在此次调研中大多数样本来自于制造业企业，也有服务业企业。本文以劳动力所在企业的属性将劳动者分为制造业劳动力和非制造业劳动力。对数据进行筛选后，得到有效样本量2253个，其中制造业样本1956个，非制造业样本297个。从均值看，制造业的工资均值高于非制造业的工资均值，均存在右偏且高峰度(见表1)。本文使用的变量均值或频数见表2。劳动合同期限的均值为3年。

      

       劳动合同期限的变化会对制造业的工资有影响吗？通过简单的核密度函数分布情况可以初步判断。图1分别是短期(1年及1年以内)、中期(1年以上至3年)、长期(3年以上及无固定期限)及全部劳动合同情况下制造业和非制造业工资对数的核密度函数图，其水平距离为部门工资差异。在较低工资水平阶段，非制造业工资位于制造业密度函数左侧，说明非制造业劳动者在此区间的比例较小。比较短期、中期和长期劳动合同情况下的工资对数差异，非制造业核密度函数的偏态移动较小。在制造业中，短期劳动合同情况下的工资对数核密度函数明显比中长期的平缓；长期劳动合同情况下的工资对数核密度函数分布比中期的略往右移动了，判断为劳动合同期限延长产生了工资增长效应。可以初步判断劳动合同期限对工资差异有影响，但该判断较为粗糙，有赖于进一步分析和分解。

      

       三、劳动合同期限的工资效应分析

       为进一步检验劳动合同签订期限对劳动者工资的影响，设定劳动合同期限为解释变量，然后分别估计制造业与非制造业的工资决定方程，如果两个方程中的劳动合同期限变量均显著，说明劳动合同期限确实对两个部门的劳动者工资有显著的效应。以下分别用两步法和分位数模型进行估计。

       1.Heckman两步法估计

       劳动者进入制造业部门或非制造业部门是非随机的，直接估计两部门的工资方程会出现估计值偏误，为解决部门选择的内生性问题，用Heckman的两阶段方法对传统的Mincer工资方程进行估计。

       在制造业和非制造业的部门选择基础上，工资方程设定为：

      

       其中，

表示工资对数，下标ij表示第i个部门(i＝1，2分别表示制造业和非制造业)的第j个人。

是代表解释变量和控制变量的向量，解释变量为劳动合同期限，控制变量包括年龄、性别、婚姻状况、在现企业工作年限、工作职位、劳动力性质、企业所有权性质等。因为劳动合同大多为企业提供的格式合同，大多是根据劳动力是正式工、临时工，以及企业是国有企业或是私营企业等性质而定，这些劳动者和企业的性质不一定会对工资水平有决定作用，但可能会对提供哪种格式劳动合同有作用，所以本文将劳动力性质、企业所有权性质作为工具变量进入方程，这是为了控制劳动合同格式范本(影响劳动合同期限)的内生性问题。

是随机误差项。

       对(1)式进行Heckman两步法回归，工资方程和差异检验都显著。本文还用双重差分模型(Difference－in－Difference Model)估计差异系数。劳动合同期限在两个部门的Heckman工资回归方程中均显著。此外，选择性偏差对制造业部门和非制造业部门的劳动者的工资都有显著影响。

       通过比较制造业部门与非制造业部门的工资方程(见表3)，可得以下发现：①劳动合同期限无论是在哪个部门，其系数都显著为正，说明劳动合同期限长对工资水平是正向作用的。这种作用在制造业部门表现得更明显(0.0102)，在非制造业部门表现得相对弱些(0.0082)。②性别在不同制造业和非制造业部门的工资决定中所起的作用有差异。男性的工资水平要高些(男性＝1，女性＝2)，两个部门的系数分别为－0.3218和－0.2050，这种影响在制造业部门更大。③受教育程度和在现企业的工作年限对两个部门的影响均显著为正。在制造业部门，受教育程度的作用系数为0.0435，而在非制造业部门为0.0389，可知受教育程度在制造业部门中对工资水平的作用更大。但企业工作年限却表现相反，该变量对制造业工资水平的影响(0.0122)似乎不如它对非制造业工资水平的影响(0.0172)大。④劳动者的工作职位和劳动力性质在不同部门，发挥的作用大小亦不同，它们都是在制造业部门有更大的影响。企业的所有权性质则与它们相反，对非制造业工资水平有更大的决定作用。

      

       由以上分析可以看出，制造业部门和非制造业部门的工资决定及其影响因素是有差异的，制造业部门的工资决定更受劳动者素质水平、在企业中所处的职位、是正式工还是非正式工等性质的影响。一般而言，正式工与非正式工与企业签订的劳动合同的期限也存在明显差异，正式工的劳动合同期限相对较长；受教育年限高的劳动者比受教育年限低的劳动者在劳动力市场更有竞争力，更容易获得稳定就业，签订相对较长期限的劳动合同。这也符合了模型中另一个变量——劳动合同期限的回归结果，劳动合同期限同样也对工资水平有正向决定作用，且这在制造业部门表现更为明显。

       以上分析均假定，各解释变量在工资分布的不同区间对工资的影响作用是等同的，即各变量的回报率在工资的各个分布区间是同质的。实际上，在工资分布的不同位置，同一变量对工资影响的大小是有差异的，不同的工资分布区间会出现相同变量的异质性特征。为此，采用分位数回归进一步分解制造业和非制造业部门的工资差异。

       2.分位数回归

       Koenker等提出的分位数回归比OLS的稳健性质更强。本文使用的截面数据难以得出无偏有效的回归结果，分位数回归能克服被解释变量分布有偏、异方差较大的问题，可以把解释变量对被解释变量的影响在不同区间都显示出来。这对于观察劳动合同期限在不同收入层面的作用效应有重要帮助。在解释变量向量

给定的情况下，

表示第i个部门(i＝1，2分别表示制造业和非制造业)的对数工资的θ分位数。建立分位数方程：

      

       对制造业和非制造业两部门的工资对数在25％、50％、75％分位数上进行回归，表4给出了分位数回归结果。

      

       从分位数结果可以看出，不仅影响两部门工资水平的因素有所不同，在同一部门的工资水平从低分位到高分位。影响工资的变量的系数亦有变化。劳动合同期限对工资水平不同分位层的作用在两个部门间有明显差异。在非制造业部门，25％分位数上的系数为0.0098，50％分位数上的系数为0.0174，75％分位数上的系数为0.0375，随着分位数的提高，劳动合同期限在工资决定中发挥的作用就越大。在制造业部门，中低层收入的劳动者受劳动合同期限的影响(分别为0.0291和0.0395)比高层收入者受到的影响(0.0073)大。长期劳动合同更能给中低层收入群体带来好处，因为长期合作的时间保障能够从专业人力资本积累的角度提高劳动生产率，能够从企业发展的角度激励劳动者积极工作，故中低层收入者会更在意自己的劳动合同期限。而在高层收入者中，其技能水平和受教育程度都增加了其自由选择职业的优势砝码，劳动合同期限对其就业选择带来一定束缚，他们更多通过自身素质而非长期合作保障来获得高工资。这就是为什么制造业部门的中低层收入者比高层收入者更在意劳动合同期限长短。

       此外，通过对制造业和非制造业的工资对数的分位数回归还可发现：①性别在两部门的工资方程中仍然显著，女性在工资获得上存在性别歧视。在制造业部门，中等收入阶层工资水平受性别影响最大；在非制造业部门，各收入阶层的工资水平受性别影响较接近。②劳动者的受教育程度对制造业工资水平和非制造业的工资水平均有显著影响，且随着分位数提高影响更为明显。在制造业工资对数的50％和75％分位数上，受教育程度的回归系数分别为0.0663、0.1175，明显高于25％分位数上的系数(0.0391)。这说明随着工资水平的上升，劳动者的受教育程度越发能够发挥其对工资的决定作用。可能原因是在就业选择上，低受教育程度的人无法获得高收入水平的工作，低收入阶层大多为初中、高中受教育程度的劳动者，其工资计算大多以劳动者工作时间、劳动产出量为主，受教育程度对“计件式”的工资作用不大。随着工资水平的提高，教育回报率呈明显的上升趋势，说明高收入者所拥有的知识在工作中更能发挥作用，对提升工资有更明显影响。③在企业的工作年限对制造业的中低收入群体中有显著作用，但并没有显示对高收入群体有显著影响。由于底层员工的流动性更大，为获得劳动者更长的工作期限，企业往往愿意支付更高工资以降低底层员工的流动率。这在制造业每年春节后的招聘期表现尤为明显，为提高外来劳动力的就业稳定性，许多企业纷纷支出相对高薪以尽快获取企业开工所需的劳动力投入。在企业工作年限长的劳动者积累的与企业生产相关的专业型人力资本更多，能够带来更高的劳动生产率。越在低收入阶层，在制造业部门企业工作年限所发挥的工资决定作用越大，但在非制造业的工资分位中却无此特点；非制造业中低分位和高分位工资水平受此变量影响大，但中间分位影响小。④劳动者的工作职位在制造业低分位工资水平上表现显著，中高分位工资水平表现不显著，这与上文的Heckman两步回归结果不同。主要的原因是普工、技工、文员和基层管理者，各职位的工资水平接近，基本呈现一类职位的工资属同一分位层。在这种情况下，各收入阶层的工资不会受这一阶层(大多为同一工作职位)职位的影响。而各收入阶层之间的职位却有明显的群体不同，故在进行不分阶层的收入与职位的回归时，能够得到职位显著影响收入的结论。同样，上述的逻辑在非制造业部门却无此表现，非制造业部门的工资水平均明显受到职位的影响，在中低收入阶层受到的影响比高收入阶层的影响更大。⑤劳动力性质(1＝正式工，2＝临时工，3＝劳务派遣工)对工资水平的影响在制造业部门显著，在非制造业部门的中高收入阶层不显著。在制造业企业中，劳动者是正式工还是临时工、劳务派遣工，其收入有明显差别，体现在劳动合同期限上。正式工签订的劳动合同是与企业达成时间长度相对有保障的合作协议，这与在企业的工作年限一样，更高的就业稳定性能够有更长的时间进行专用型人力资本投资，能够带来更高的劳动生产率。同样，这种影响在中低层收入者中比在高层收入者中更为明显。⑥企业所有权性质对各分位层上工资水平的作用也不同，对低收入者的影响作用最大。劳动者进入国有企业、私营企业或其他性质的企业工作，收入有显著差异，制造业部门的中低收入阶层受到的影响大于非制造业部门的中低收入阶层；制造业高收入阶层受到的影响小于非制造业高收入阶层受到的影响。这可能与制造业企业的样本中私营企业比例高有关。

       由Heckman两步回归结果可以看出，制造业和非制造业部门工资水平的决定因素及作用大小是有差异的。由两个部门的分位数回归可以看到，不同变量的回报率在工资分布的不同区间是有差异的，各分位区间的回报率差异对两个部门的工资差异产生影响。这种分布差异是由什么因素引发的？这些因素对差异的产生起了多大作用？为进一步剖析制造业部门的工资决定因素，下文进行工资差异分解。

       四、制造业与非制造业部门的工资差异分解

       1.反事实分解

       本文使用Machado and Mata(2005)提出的分位数分解方法，对制造业和非制造业部门工资差异进行分解。因为本研究采用的是南海地区大量的调研数据进行分析，属于截面数据，截面数据常常含有超常值和分布偏斜(前文描述统计中发现工资水平右偏，其他变量也很有可能是偏斜分布)，会造成分位数回归残差不是独立同分布的(Hao,Naiman,2007；夏庆杰等，2012)。但在上文的分位数回归中，如果不同分位数上的回归残差u[,iθ]不服从独立同分布，那回归估计结果的统计推断就难以成立。所以本文采用了Bootstrap方法进行再次分解。该方法也称反事实分解法，将部门2(非制造业)的分位数回归估计系数与部门1(制造业)重复抽样产生的样本相乘，构建反事实的工资条件分布，以此实现对工资差异的分解。将制造业和非制造业部门的工资差异分解如下：

      

       表示反事实的工资分布条件下的θ分位数：如果制造业的劳动者工资是按照非制造业劳动者工资的各种因素的回报率(即非制造业工资对数分位数估计得到的回归参数)获得的话，制造业部门的工资分布状况。其中，①项为特征差异，是由于制造业部门和非制造业部门在各工资决定因素上的不同所导致的工资分布差异；②项为系数差异，由于制造业部门和非制造业部门的回归参数不同所导致的工资分布差异。

       用Bootstrap方法重复抽样100次，对制造业和非制造业部门在不同分位数上的工资差异进行了分解，分解结果如图2。纵轴是对数工资差异，横轴是工资分布的百分位数，三条曲线分别代表工资对数总差异、特征差异和系数差异。总差异曲线的总体趋势表现为先升后降，制造业与非制造业的工资差异在低分位数上逐渐扩大，大约在第一个四分位数以后差异开始缩小。特征差异曲线也是呈先上升后下降的趋势，在前90个分位数上，特征差异曲线高于系数差异曲线，说明此时工资总差异主要是由特征差异引起的；在最后10个分位数上，特征差异曲线明显下降，低于系数差异，说明此时工资总差异更多是由系数差异引起的。

      

       图2 工资差异的分位数分解

       从特征差异来看，在大部分的分位数中，特征差异都是两部门间的工资差异的主要部分，只有在最后的近10％的高分位数中，特征差异才变成次要部分。与前文的分位数回归中劳动合同期限以及在现企业的工作年限、劳动力性质等控制变量的表现一样：对中低层收入者的影响更大些。

       2.对平均工资差异的分解

       从本质上看，反事实分解分析是条件分位数在回归环境的推广。回到回归环境，本文为分析制造业平均工资和非制造业平均工资的差异，用传统的Blinder－Oaxaca分解法，分解后，得到含有选择偏差项的分解式：

      

       相较于前面的分解式，③项和④项比①项和②项多了选择偏差的分解式，③项是修正后的特征差异，④项是修正后的系数差异。本文将劳动合同期限分为三类：1年及1年以内的劳动合同视为短期合同；1年以上至3年的劳动合同视为中期合同；3年以上及无固定期限劳动合同视为长期合同。分别对三类劳动合同期限的劳动者平均工资差异进行分解。对(4)式的分解结果见表5。

      

       分为短期、中期和长期劳动合同后，对不同情况下的工资差异进行分解。①短期合同下，制造业和非制造业部门工资对数总差异为－0.2751，制造业的工资水平占优势，其中由特征因素引起的差异为－0.2033，占总差异的73.90％；由系数引起的差异为－0.0718，占总差异的26.10％。这说明在制造业所享有的工资优势中，70％以上是因为从事制造业和非制造业的劳动者特征和企业性质不同引起的。突出表现在：在制造业中，性别、受教育程度、在现企业工作年限、劳动力性质等特征都占有优势。而另外的26.10％则是本方程涵盖的变量无法解释的差异，可视为制度引起的差异。②在中期合同下，两部门的工资对数总差异增加为－0.2835，制造业的工资水平占更大优势。因其总差异有92.47％是特征差异，有7.53％是系数差异，这表明制造业和非制造业的工资水平差异基本上可由模型中包涵的变量特征解释。③在长期合同下，两部门的工资对数总差异增加为－0.2970，工资差异进一步扩大，制造业的工资水平占有更大优势。总差异有71.14％是由变量特征引起的，制造业的工资水平占有的优势为0.2113；总差异有28.86％是本方程涵盖的变量无法解释的。④从各变量特征差异对总差异的解释能力来看，性别、受教育程度、在现企业工作年限、劳动力性质在所有期限劳动合同中都使制造业工资水平占有优势。

       总而言之，制造业的工资水平比非制造业的工资水平占有优势，且在长期合同的劳动者中更为明显，中期劳动合同次之，在短期劳动合同中优势略有减小。故劳动合同期限具有扩大制造业和非制造业的工资差异的效应。

       五、分析结论

       在上文中，①通过Heckman两步法回归，可得出制造业和非制造业的工资水平及其影响因素有明显差异，本文重点关注的劳动合同期限对制造业和非制造业的工资水平影响效应不等，在制造业对工资增长的促进作用表现更为明显些。至此，可以认为开文的粗糙判断方向是正确的。②因为劳动合同期限在不同工资水平上发挥的作用不同，经过分位数回归后发现在非制造业部门，随着分位数的提高，劳动合同期限在工资决定中发挥的作用就越大。在制造业部门，反倒是中低层收入者的工资受劳动合同期限的影响更大。至此，已经更加细化了劳动合同期限在不同工资水平上的效应。③通过反事实分解法，假设制造业劳动者是按照非制造业劳动者的各种因素的回报率获得工资，则两部门之间的工资差异在大部分分位数上可由特征差异解释，劳动合同期限及控制变量基本能够解释前90个分位数上的工资差异。至此，已经将各个分位数上的工资差异具象为劳动合同期限及控制变量来解释。④最后通过经典的Oaxaca工资分解法，对不同劳动合同期限的工资差异分解。总差异表现为：劳动合同期限使得制造业的工资水平比非制造业的工资占优势，且延长劳动合同期限具有扩大这种优势的效应。至此，将长期、中期、短期劳动合同对工资差异的影响通过变量特征清晰化。

       劳动合同期限影响工资水平及差异主要由两条路径实现：

       (1)劳动合同期限通过影响人力资本投资，进而影响劳动者的工资水平。假设企业和劳动者双方都猜不透彼此的意思，唯一能够发散合作意愿的信号便是劳动合同。有签订劳动合同和没有签订劳动合同比较，显然更具有合作意愿；期限越长的劳动合同，发散的信号是更长时间的合作意愿。不论是一般性人力资本投资还是专用性人力资本投资，企业和劳动者进行人力资本投资的先决条件是劳动关系稳定，稳定的劳动关系能够保证双方有足够的时间回收投资成本。如果劳动者就业不稳定，就有可能因为投资成本无法收回而蒙受损失，企业也一样。企业的人力资本投资具有一定的专用性特点，劳动者在企业积累的人力资本并不能完全适用于其他企业。一方面，专用性程度越高，劳动者到外部劳动力市场寻找到匹配工作的难度就越大，劳动者必然要求更高的工资水平或时间更长的劳动合同。另一方面，企业投入的专用性人力资本投资，必然要求更高的劳动生产率，从而有可能产生更高的工资水平。人力资本水平对制造业工资水平的影响更甚，前文中的Heckman两步回归结果中，受教育程度作为反映劳动者人力资本水平的一个指标，制造业的受教育年限回归系数(0.0435)要大于非制造业的回归系数(0.0389)，可作为一个粗糙的佐证。而专用性人力资本投资对制造业工资的影响亦然。因此，劳动合同期限所带来的工资影响效应在制造业中表现更为明显些，劳动力进入生产状态前的培训往往只在某个工厂甚至某个生产线上有促进作用，具有明显的专用性特点，劳动合同期限长短影响这种带有专用特性的培训的动力，而后者又决定了进入生产状态后的生产率，最终决定工资水平。这就是为什么劳动合同期限在制造业的工资水平差异中表现得更敏感：Heckman两步回归结果中，制造业的劳动合同期限回归系数(0.0102)大于非制造业的劳动合同期限回归系数(0.0082)。

       (2)劳动合同期限通过激励劳动者行为，进而影响劳动者的工资水平。若把企业和劳动者之间的关系看成委托代理关系，劳动合同期限长短决定双方博弈时间长短。在合作过程中，成本控制与效率提高等问题取决于双方风险共担的态度。如果今后是一场长期博弈，劳动者作为代理方，在生产过程中提高劳动积极性，减少因劳动争议而发生的生产损耗，从而提高劳动生产率，工资水平则随之提高。反之，则有可能降低劳动生产率，工资水平随之下降。另一方的企业也期望通过支付高工资使合作顺畅，最终获得高效率，以形成良性循环。劳动合同期限所预示的是双方合作时间长短，长期的合作预期能给双方行为带来正向的激励作用。目前制造业中普工频繁流动的现实背景下，这种激励作用对普工群体(大多为低收入群体)显得更可贵。在分位数回归结果中，制造业劳动者在现企业工作年限的回归系数也可侧面说明此问题：低分位工资水平的回归系数(0.0184)大于中等工资水平上的回归系数(0.0103)，更大于高分位工资水平的回归系数(0.0090)，显然，对低收入者而言，在企业的工作年限能够对工资水平的提升发挥更大作用。劳动合同期限是通过双方建立的信任与激励作用来影响生产率，改变工资水平。这即是为何对制造业劳动者来说，中低收入群体会更在乎劳动合同的期限，因它在低分位(0.0291)、中等分位收入群体(0.0395)中比在高分位收入群体(0.0073)影响要更大。

       六、政策启示

       本文所研究的区域佛山只是诸多东部沿海地区的缩影，这些地区以制造业为经济腾飞的主要驱动力，带动了整个经济社会的发展，经济社会发展的整体模式与制造业生产经营模式匹配：制造业的核心竞争力是产品价格优势，该优势来自于劳动力价格低廉。以此模式为中心的经济社会发展必然会出现：劳动力工资水平低、流动频繁的特点，受生产影响容易出现大规模的劳动力流动，经济社会构架在不稳定的就业之上。东莞就是一个典型的例子，昨日热闹、今日荒芜、明日又繁华，主要的原因是由于其整个经济发展模式以制造业为中心构建，而制造业的劳动力又有就业不稳定的特性，由此易出现“过山车式”的经济景气剧升骤降。制造业的就业稳定性影响的不仅是制造业自身的起灭，也影响整个社会经济的繁芜。

       1.形成稳定的具备专用性人力资本的产业工人队伍，有助于制造业的转型升级

       低工资为制造业保持低成本创造了优势，随着人口结构的改变，劳动力价格低廉的时代已过去。但以珠三角为代表的制造业从20世纪80年代起飞开始，就带着控制人工成本的基因。这是促进制造业快速崛起的利器，在喜之外，不免有忧，这种生产经营模式的核心竞争能力在于较低的人工成本，制造业企业必须保持用工弹性，在生产经营状态良好时多雇佣，在生产凋零时少雇佣。保持了用工弹性的同时也带来了低生产率，流动率过高不利于进行人力资本投资，也给企业转型升级摆脱原有生产经营模式带来困难。如前文所述，劳动合同期限散发的是双方的合作意愿，过短的劳动合同期限意味着专用性人力资本有可能无法在就业预期内收回，必会打压双方进行专用性人力资本投资的积极性，企业的转型升级更无从谈起，只好沿着原有的生产经营模式惯性前行。在前文的反事实工资分布分析中可知，如果制造业的劳动者工资是按照非制造业劳动者工资的各种因素回报率获得的话，制造业所形成的工资优势大部分情况下可由特征差异解释(大约前90个分位数上)。本文研究的关键变量：劳动合同期限能解释基层劳动者的部门工资差异较大成分。劳动合同期限对制造业工资优势的解释力度还是显著的，究其原因还是在于它能够促使生产的双方为提高生产率而进行人力资本投资，专用性的人力资本投资是促进制造业转型升级必要条件，劳动生产率提高的表征是工资水平自然提高。目前，中国制造业总体上不具备技术优势，关键生产技术主要依靠外国的状况仍未从根本上改变，产品附加值不高。提升生产技术、提高产品附加值主要依靠产业工人的人力资本水平，由于人员流动过于频繁，中国制造业难以形成一支人员基本稳定的产业队伍。制造业劳动力就业期限、工资水平与产业升级之间的关系形成了一个低效的闭环：劳动者的平均就业期限短，制约工资水平提高，人力资本投资受限也就制约了产业升级。而制造业企业原本就微薄的利润无法提高劳动者工资水平，也无法放弃用工弹性与劳动者形成长期合同关系。制造业是实体经济的主体，在科技创新的推动下，中国制造业唯一的出路是转型升级。产业转型升级并不是一味减少第二产业产值比重，增加第三产业产值比重，而是让制造业更持久生存发展。破局的关键仍是在于当年的竞争优势：劳动力。只不过从劳动力成本优势转变为人力资本优势，中国数亿产业工人已经深度嵌入到世界分工体系中，已经具备了产业工人的基本生产素质。这是其他欲重振制造业的发达国家在数量上不能比拟的，也是印度等国家在质量上无法追赶的，庞大的劳动力具备现代产业工人的基本素质就是优势，但这种优势如何发挥出来？通过专用性人力资本投资，让制造业积累提升产品附加值的技术能量。这又回到了本文研究的关键变量：减少短期劳动合同，增加劳动力与企业的合作时间，提高工资水平，由此才能形成稳定的具备专用性人力资本的产业工人队伍。就业不稳定常见于部门、行业间，许多原本就具备基本生产素质的产业工人因生产波动进入非制造业，离开制造业一段时间后又重新进入。如此间断的过程是不利于专用性人力资本积累的。前文的研究中已经得出明确结论：劳动合同的期限能显著解释制造业工资优势。要形成稳定的具备专用性人力资本的产业工人队伍，实现制造业的转型升级，鼓励长期劳动关系、减少短期合同或许是一种有效办法。

       2.形成稳定的劳动关系，有助于制造业企业生产效率提高

       从组织行为的角度看，劳动者的稳定就业能够激励其员工行为，主动提高劳动效率、降低成本。将劳动合同期限分为短期、中期和长期后对平均工资差异进行分解，制造业的工资优势表现在长期劳动合同上最为明显(｜－0.2970｜)，短期合同最弱(｜－0.2751｜)。长期劳动合同带来人力资本投资的信心，还给劳动者带来体面就业的保障。安全感是人类的本能需求，就业稳定是职业安全感的体现，短期劳动合同易使劳动者缺乏职业安全感，造成企业、职工缺乏互信，使劳动关系不稳定，工作积极性不高，不利于企业提高生产效率。制造业的生产波动性使企业倾向选择短期合同，在企业管理上能够降低解雇成本：劳动合同期限较短，雇佣终止容易实现自然终止，避免解除劳动合同时支付劳动者经济补偿金。制造业劳动者多为基层劳动者，劳动合同期限所能带来的激励效应是明显的，生产积极性提高对工资水平有明显影响。制造业企业对劳动力投入的扩张多是通过劳动力数量增加和劳动时间延长实现的，并非纯粹的劳动效率的提高。但提高劳动者积极性带来的劳动效率提高是纯粹且更有效的提高，在以另一种方式供给剩余劳动时间。劳动者和企业之间若有了共存共荣的默契，会主动改进工艺、降低成本、提高效率。企业发展是为获取利润以获得更长远的发展，提高生产率是增加企业经济效益的基本条件和利润增加的重要来源。企业利润增加才可能最终实现劳动者工资水平提升、企业在竞争中占优势。

       在金融危机过程中，像德国这样的制造业强国受到的影响并不大。制造业是实体经济的主要组成部分，其立国之基的地位无法替代，否则美国不会如此强势要求制造业回归本土。2012年，中国制造业全球占比达19.8％，工业制成品出口占全球制成品贸易的1/7(苗圩，2014)。曾有话语描摹制造业“珠三角缺工，全球缺货”的奇观，未来中国的制造业要保持“牵一发动全球”的气势和竞争地位，又不能出现动辄缺工的不利生产的境况，则需改变原有的低效生产模式。制造业企业的发展主要依靠基层劳动力，打破原有的低效生产模式惯性，可通过鼓励企业与劳动者签订长期劳动合同，提高工资水平作为制造业低效发展的破局之道，有利于提高企业生产效率也有利于稳定劳动者就业。制造业利润和工资不应是此消彼长的关系，让大量制造业劳动者实现有保障的体面就业的过程，也是产业升级的过程；提高基层劳动者工资水平的过程，也是调整收入分配的过程。

       ［收稿日期］2014－02－25

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