教育、收入與流動人口勞動合同簽訂

石 鄭 劉 華

一 問題的提出

勞動關(guān)系是指勞動者與雇主結(jié)成的社會經(jīng)濟關(guān)系，是生產(chǎn)關(guān)系的重要組成部分，也是最基本的社會關(guān)系之一(樂章等，2019)[1]。勞動合同是建立勞動關(guān)系的標志。《勞動合同法》第十條規(guī)定：“建立勞動關(guān)系，應當訂立書面勞動合同?！薄秳趧雍贤ā返念C布強化了書面勞動合同制度(范圍，2018)[2]，遏制了不簽訂勞動合同的行為，降低了拖欠工資發(fā)生率(Li和 Freeman，2015)[3]，提高了薪資待遇(郭鳳鳴和張世偉，2019)[4]。在社會保險等社會福利高度依附勞動關(guān)系的現(xiàn)實條件下，簽訂勞動合同有助于提升員工福利水平(卿石松和劉明巍，2014)[5]，完善社會保險體系(石鄭，2020)[6]和提高工作滿意度(丁從明等，2020)[7]。反之，則會造成勞動者的權(quán)益難以保障，容易產(chǎn)生支付工資難、社會保險缺失、過度勞動(Baltagi et al.，2018)[8]、員工維權(quán)難等問題，導致勞資糾紛增多，不利于構(gòu)建中國特色和諧勞動關(guān)系。伴隨著互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟興起和人工智能發(fā)展，新就業(yè)形態(tài)涌現(xiàn)，勞動關(guān)系更加多元化，簽訂規(guī)范的勞動合同更為必要，能夠減少各種非標準勞動關(guān)系引發(fā)的爭議。第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，截至2020年底，我國流動人口規(guī)模為3.76億人，約占總?cè)丝诘?6.62%，是我國重要的就業(yè)群體。然而，由于游離于戶籍地與工作地之間，流動人口無法均等享受社會福利待遇，勞動關(guān)系狀況同樣堪憂。依據(jù)CMDS(2017)數(shù)據(jù)測算結(jié)果，流動人口簽訂勞動合同的比例不足70%，過低的勞動合同簽訂率既損害了流動人口的合法權(quán)益，又阻礙了社會保障制度的發(fā)展，也不利于構(gòu)建中國特色社會主義和諧社會。因此，厘清流動人口勞動合同簽訂影響因素，對于實現(xiàn)勞動合同全覆蓋和維護流動人口合法權(quán)益具有重要意義。

二 文獻回顧與研究假設(shè)

梳理相關(guān)文獻發(fā)現(xiàn)，對勞動合同的研究，多聚焦于勞動合同影響因素和收入效應的探討，主要包括兩個方面：一是教育對勞動合同的影響。教育作為重要人力資本，不僅有利于脫貧致富(鄧大松等，2020)[9]，而且能夠促進社會資本的積累和個人價值的實現(xiàn)(肖陽，2019)[10]。大量研究表明，教育不僅影響經(jīng)濟發(fā)展(Atayal，2015)[11]、階層流動(詹國輝和張新文，2017)[12]等，而且對勞動合同簽訂產(chǎn)生顯著影響，受教育水平越高，勞動合同簽訂概率越高(孟凡強和吳江，2013)[13]。實際中，受教育水平越高，在國有企業(yè)、外資企業(yè)等正規(guī)部門就職的可能性越大，正規(guī)部門規(guī)章制度健全，遵守勞動法律法規(guī)，更容易建立穩(wěn)定的勞動關(guān)系，勞動合同簽訂概率更高。而學歷層次不高的勞動者在非正規(guī)部門就職的可能性較大，存在規(guī)避勞動合同簽訂的行為，勞動合同簽訂概率較低。二是勞動合同的收入效應?；诮?jīng)濟人假設(shè)理論，勞動者就業(yè)的直接目的是獲得穩(wěn)定收入，因此，勞動合同對收入的影響也是學者關(guān)注的重點。絕大多數(shù)學者認可勞動合同對收入的正向影響，即簽訂勞動合同顯著提高了收入水平(袁國敏等，2020)[14]，且長期合同的工資溢價高于短期合同(陳鵬程等，2019)[15]?；趪鈽颖镜膶嵶C研究也得出類似結(jié)論(Kahn，2016)[16]。當然，由于變量處理、樣本選擇和理論假設(shè)不同，部分學者認為簽訂勞動合同對收入影響不顯著(劉林平和陳小娟，2010)[17]，即使簽訂了長期勞動合同，對收入影響也不明顯(方穎和藍嘉俊，2017)[18]。未來一段時期內(nèi)，勞動合同的收入效應依舊是學者關(guān)注的重點，或許仍難以達成共識。

綜上所述，學者基于各國調(diào)查數(shù)據(jù)，對勞動合同的影響因素和收入效應進行了大量實證研究，為后續(xù)研究提供了指導和借鑒，但仍有進一步完善空間：第一，學者多將教育作為單獨變量進行研究，缺少對勞動合同簽訂的影響機制的探討。由于變量間的相互作用，教育可能與其他變量共同對勞動合同簽訂產(chǎn)生影響。第二，勞動合同對收入水平有顯著正向影響，反過來，收入水平是否影響勞動合同簽訂呢？已有文獻較少討論這一問題。第三，教育對收入也有顯著正向影響(吳強等，2020)[19]，那么教育與收入是否共同作用于勞動合同簽訂呢？實際上，現(xiàn)有研究并未厘清教育、收入與勞動合同簽訂的關(guān)系。根據(jù)稟賦效應理論(1)稟賦效應是指當個人一旦擁有某項物品，那么對該物品的評價要比未擁有之前高很多。，流動人口如果擁有高學歷和高收入，自我評估較高，擁有更多談判話語權(quán)，簽訂勞動合同的可能性更大。第一，受教育水平很大程度上決定個體稟賦。高學歷流動人口更有可能進入國有企業(yè)、外資企業(yè)等正規(guī)部門，更容易找到合適的工作崗位(莫旋和周建，2019)[20]，建立穩(wěn)定勞動關(guān)系的概率更高，且法治意識強，極少有不簽訂勞動合同的行為。而低學歷流動人口多從事臨時性、輔助性職業(yè)，單位規(guī)范程度低，工作替代性強，勞動合同覆蓋面較低。第二，流動人口收入越高，失業(yè)帶來的機會成本越高，為規(guī)避潛在的失業(yè)風險，簽訂一份勞動合同尤為必要，因而勞動合同簽訂比例較高。但對于低收入流動人口而言，依據(jù)經(jīng)濟理性人假設(shè)，為規(guī)避繳納社會保險費和個稅，以獲得更多的可支配收入，簽訂勞動合同的意愿可能不強，甚至與雇主達成默契，導致勞動合同簽訂比例較低。第三，教育與收入密不可分，相互促進，可能對勞動合同簽訂產(chǎn)生交互影響。此外，高學歷流動人口獲得高收入的概率更高，進而簽訂勞動合同的可能性越大，因此，教育對勞動合同簽訂的影響還通過收入發(fā)揮作用?；谏鲜龇治?，提出如下四個假設(shè)：

H1：教育與勞動合同簽訂顯著正相關(guān)，即受教育水平越高，勞動合同簽訂概率越高。

H2：收入與勞動合同簽訂顯著正相關(guān)，即收入水平越高，勞動合同簽訂概率越高。

H3：教育與收入的交互項顯著影響勞動合同簽訂，即存在調(diào)節(jié)效應。

H4：教育通過收入的中介渠道對勞動合同簽訂產(chǎn)生間接影響，即存在部分中介效應。

有鑒于此，本文使用2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)(CMDS)，重點從求職者受教育程度與收入水平角度，探討教育、收入與勞動合同簽訂的內(nèi)在機制，邊際貢獻可能包括：教育與收入密不可分，結(jié)合稟賦效應理論，不僅考察教育與收入對勞動合同簽訂的直接影響，而且探討了兩者的交互效應和中介效應；將流動特征納入控制變量，用工具變量法嘗試解決了內(nèi)生性問題。

三 模型、數(shù)據(jù)與變量

(一)模型設(shè)定

因變量為“是否簽訂勞動合同”，對“簽訂”和“未簽訂”兩種情況分別賦值1和0，符合二元Logit模型和Probit模型應用條件。鑒于Probit模型無法獲得OR值，本文基準回歸采用二元Logit模型。

秀容川在街頭，在小酒店，問老人，問少年，問他們知不知道秀容月明這個人。有人說，怎么不知道？那是個叛徒。也有人說，秀容月明是個大英雄，不是他，桂州城早不是這樣子了。

(1)

式(1)中，edu、wage分別為受教育程度和月收入，edu×wage為交互項，Z為控制變量，包括人口學特征、流動特征和就業(yè)特征，α、β為待估參數(shù)，φ為擾動項，P為“簽訂勞動合同”的概率，1-P為“未簽訂勞動合同”的概率，P/(1-P)=OR(優(yōu)勢比)。經(jīng)共線性檢驗可知，自變量的方差膨脹系數(shù)介于[1.0,1.45]，顯著小于臨界值10；容忍度介于[0.65,1.0]，顯著大于臨界值0.1；特征值介于[0.01,9.5]，不存在等于0的情況，三個檢驗指標均顯示選取的自變量獨立性較好，不存在嚴重共線性問題。

為進一步探討教育、收入與勞動合同簽訂行為的內(nèi)在作用機制，構(gòu)建以下中介效應模型：

con=c×edu+e1

(2)

wage=a×edu+e2

(3)

con=c′×edu+b×wage+e3

(4)

圖1 教育、收入與勞動合同簽訂行為內(nèi)在作用機制

(二)數(shù)據(jù)來源

本文使用數(shù)據(jù)來源于2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)(CMDS)，該調(diào)查樣本涵蓋中國大陸31個省(區(qū)、市)和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團，采取分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS方法進行抽樣，調(diào)查對象為在本地居住1個月以上、非本地戶口的15周歲及以上流入人口，是一個具有全國性、權(quán)威性和廣泛代表性的調(diào)查數(shù)據(jù)。通常情況下，50歲為女性流動人口的退休(出)年齡，如果繼續(xù)工作，按照規(guī)定不再簽訂勞動合同，取而代之的是勞務合同，而勞務合同不在本文研究范圍之內(nèi)。因此，本文將研究對象限定為16～49歲、以工作為目的、非本地戶籍、居住1個月以上的流動人口，刪除16歲以下、50歲及以上、異地養(yǎng)老、學習培訓、家屬隨遷、不知曉勞動合同簽訂情況等無效樣本，得到符合條件的有效樣本66449人。

(三)變量選取

1.被解釋變量。用CMDS問卷第二部分“就業(yè)情況”第209問“您與目前工作單位(雇主)簽訂何種勞動合同？”的回答衡量因變量“是否簽訂勞動合同”，分為簽訂(含固定期限、無固定期限和以完成一定工作任務為期限三種類型勞動合同)和未簽訂兩種情況，簽訂賦值為1，不簽訂賦值為0，屬于二分類變量。

2.核心解釋變量。本文核心解釋變量為教育與收入，其中，教育用“受教育程度”替代，屬于數(shù)值型變量。未上過學賦值為1、小學賦值為2、初中賦值為3、高中/中專賦值為4、大學?？瀑x值為5、大學本科賦值為6、研究生賦值為7，數(shù)值越大，表明受教育水平越高，反之，受教育水平越低。收入用“月收入”替代，并對月收入取對數(shù)處理。

3.控制變量?？疾旖逃c收入對勞動合同簽訂的影響，需要控制其他干擾變量，囿于數(shù)據(jù)和結(jié)合已有研究經(jīng)驗，確定的控制變量包括三個維度：(1)人口學特征。因個體稟賦差異和勞動力市場歧視，流動人口的就業(yè)單位存在較大差異，導致勞動合同簽訂比例可能不同。本文納入分析的人口學特征包括性別、年齡、戶口性質(zhì)、民族、婚姻狀況、黨員身份等六個子變量。(2)流動特征。以往研究鮮有涉及流動特征，而流動是流動人口的鮮明標簽，對是否簽訂勞動合同可能產(chǎn)生重要影響。比如，跨省流動尤其是流向北京、上海等一線城市的流動人口，往往綜合素質(zhì)較高，就業(yè)單位規(guī)范，幾乎不存在不簽訂勞動合同的情況。打算長期在一個城市就業(yè)的流動人口更愿意簽訂勞動合同，反之，在多個城市流動的流動人口可能不愿意簽訂勞動合同。此外，就業(yè)所在地的經(jīng)濟發(fā)展程度、勞動保障稽查等也會影響勞動合同簽訂。因此，選取流動城市個數(shù)、流動范圍和流入?yún)^(qū)域作為流動特征變量。(3)就業(yè)特征。大量研究表明，國有企業(yè)、外資企業(yè)等正規(guī)部門勞動合同簽訂率明顯高于小微企業(yè)等非正規(guī)部門，金融等服務業(yè)勞動合同簽訂比例高于建筑行業(yè)。因此，就業(yè)特征包括單位性質(zhì)和所在行業(yè)兩個子變量。同時，為便于分析，對控制變量重新進行分組、合并與賦值(表1)。為削弱模型的異方差性和共線性，確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對部分控制變量取對數(shù)處理。

表1 變量賦值與特征

(續(xù)上表)

四 描述性分析

表2為變量分布及交叉分析結(jié)果，經(jīng)卡方(χ2)檢驗可知，除性別變量外，其他變量與因變量高度相關(guān)(P<0.001)。各樣本數(shù)量滿足研究需要，例如，少數(shù)民族和中共黨員的樣本比例，與當前我國人口結(jié)構(gòu)基本吻合，具有很好的代表性。從因變量分布看，約三成的流動人口未簽訂任何類型勞動合同，簽訂比例遠低于全國企業(yè)勞動合同簽訂率(2)人社部統(tǒng)計公報顯示，2019年全國企業(yè)勞動合同簽訂率達90%以上。。從解釋變量分布看，受教育程度、月收入分別與勞動合同簽訂比例呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。即受教育年限越長、月收入越高，勞動合同簽訂比例越高。從控制變量分布看，男性與女性簽訂比例一致，可能因數(shù)據(jù)巧合所致。26～35歲簽訂比例最高，年齡與簽訂比例呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。非農(nóng)戶口簽訂比例高于農(nóng)業(yè)戶口。在婚與非在婚簽訂比例差別不大。中共黨員簽訂比例明顯高于非黨員。總體上流動城市個數(shù)與簽訂比例呈負相關(guān)關(guān)系。省外流動簽訂比例高于省內(nèi)流動。偏東南地區(qū)簽訂比例較高。國有企業(yè)、外資企業(yè)及第二產(chǎn)業(yè)簽訂比例較高。

(續(xù)上表)

五 實證分析

(一)基準回歸結(jié)果

采用二元Logit模型逐步回歸，考察受教育程度和月收入對流動人口勞動合同簽訂的影響，結(jié)果如表3所示。模型1為僅納入受教育程度和月收入的估計結(jié)果，估計系數(shù)均顯著為正。具體來看：(1)受教育年限越長，勞動合同簽訂概率越高。在工業(yè)智能化背景下，高學歷流動人口就業(yè)競爭力更強(惠樹鵬和朱晶瑩，2021)[21]，在國有企業(yè)、外資企業(yè)等正規(guī)部門就職的可能性較大，正規(guī)部門通常面臨內(nèi)部規(guī)章制度和外部社會監(jiān)督的雙重壓力，勞資雙方容易建立穩(wěn)定的勞動關(guān)系，勞動合同簽訂概率較高。而學歷層次不高的流動人口，法律意識淡薄，《勞動合同法》的認知度低，且多在小微企業(yè)、個體戶等非正規(guī)部門就業(yè)。一方面，為降低用人成本，逃避繳納社會保險費，非正規(guī)部門可能與流動人口達成默契，給予較高的工資補償，降低了簽訂勞動合同的意愿。另一方面，部分流動人口以短期工作為主，口頭約定福利待遇，并未簽訂書面勞動合同。(2)收入顯著影響勞動合同簽訂，收入越高，勞動合同簽訂概率越高?；诮?jīng)濟人假設(shè)，對于低收入流動人口而言，為獲得更高的可支配收入，可能主觀上并不愿意簽訂勞動合同，因為在社會保險高度依附勞動合同的前提下，簽訂勞動合同意味著繳納社會保險費，降低了可支配收入。然而，可支配收入的提高也意味著社會保險福利的損失，規(guī)避繳納社會保險費的行為并不理性，更多的是低收入流動人口的無奈之舉。而對高收入流動人口則不存在此類問題，即使足額繳納社會保險費和個稅，對個人可支配收入也影響較小。另外，高收入流動人口能夠充分認識社會保險的保障功能，提前為老年生活做準備，更傾向于簽訂勞動合同。

表3 基準回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

模型2為納入人口學特征的估計結(jié)果，受教育程度和月收入估計系數(shù)符號和顯著性均無明顯變化。從人口學特征看：(1)男性簽訂概率低于女性。一個可能原因是男性流動人口在非正規(guī)部門就業(yè)的可能性更大。另一個可能原因是缺少50歲及以上的男性樣本所致，偏年輕的男性流動人口缺乏簽訂勞動合同的意識，導致簽訂比例較低。(2)年齡越大，簽訂概率越高。隨著年齡的增加，流動人口風險規(guī)避意識增強，勞動合同簽訂意愿更高。(3)漢族簽訂概率低于少數(shù)民族。選擇流動尤其是跨省流動的少數(shù)民族流動人口可能素質(zhì)較高，在穩(wěn)定單位就業(yè)的可能性較大。(4)農(nóng)業(yè)戶口簽訂概率低于非農(nóng)戶口。一方面，非農(nóng)流動人口學歷較高，大多在正規(guī)部門就業(yè)。而農(nóng)業(yè)流動人口在非正規(guī)部門就業(yè)比例更大，且以短期工為主，簽訂概率較低。另一方面，非農(nóng)流動人口更容易找到穩(wěn)定工作，簽訂比例較高。(5)中共黨員簽訂概率高于非黨員。一般而言，政治面貌為中共黨員流動人口在國有企業(yè)等正規(guī)部門的就業(yè)優(yōu)勢可能更明顯，更容易建立穩(wěn)定的勞動關(guān)系。(6)婚姻狀況對勞動合同簽訂無顯著影響。

模型3為繼續(xù)納入流動特征的估計結(jié)果，受教育程度和月收入對勞動合同簽訂的影響依舊顯著。從流動特征看：(1)流動過的城市個數(shù)越多，簽訂概率越低。高流動性的流動人口以短期工為主，往往口頭約定薪資待遇，簽訂勞動合同的意愿不高，導致簽訂比例較低。(2)省內(nèi)流動簽訂概率低于跨省流動。一般而言，跨省流動人口多在大城市就業(yè)，就業(yè)保障更完善，勞動合同簽訂概率更高。(3)相對于東北而言，華北、華東、中南、西南和西北簽訂概率分別是其1.87倍、2.36倍、2.59倍、2.05倍和1.59倍。(4)勞動合同簽訂情況與地區(qū)經(jīng)濟活力相關(guān)。經(jīng)濟活力越高的地區(qū)，勞動合同簽訂概率也越高。

模型4為繼續(xù)增加就業(yè)特征的估計結(jié)果，受教育程度和月收入依舊顯著正向影響勞動合同簽訂，因此，假設(shè)H1和H2得到驗證。從就業(yè)特征看：(1)相對于個體戶而言，在私有企業(yè)、國有企業(yè)、外資企業(yè)和其他企業(yè)就職的流動人口簽訂概率分別是其3.42倍、12.15倍、54.84倍和2.45倍。其中，外資企業(yè)和國有企業(yè)簽訂概率顯著高于個體戶，符合當前我國就業(yè)實際，外資企業(yè)和國有企業(yè)制度較為完善，不簽勞動合同的現(xiàn)象較少。(2)從三大產(chǎn)業(yè)看，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)勞動合同簽訂概率分別是第一產(chǎn)業(yè)的1.75倍和1.65倍。在農(nóng)林牧漁等第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)的流動人口以離鄉(xiāng)農(nóng)民工為主，且多在個體戶就業(yè)，勞動合同簽訂比例較低。

從模型1到模型4，正確百分比由69.80%上升到74.50%，準R2由0.098提高到0.200，表明模型擬合效果較好，對因變量的解釋比例穩(wěn)步提高。綜合而言，受教育程度和月收入對勞動合同簽訂均有顯著正向影響。

(二)交互效應與中介效應

上文考察了受教育程度和月收入對勞動合同簽訂的單一路徑影響，由于變量間的相互作用，受教育程度和月收入可能存在交互效應和中介效應。因此，構(gòu)建受教育程度與月收入交互項，以及將月收入作為中介變量進行考察。表3模型5為納入受教育程度×月收入交互項的估計結(jié)果，交互項估計系數(shù)顯著為正，表明受教育程度和月收入存在顯著交互效應，二者共同作用于勞動合同簽訂，假設(shè)H3得到驗證，交互效應如圖2所示。由圖2可知，與低收入水平相比，在高收入水平情境下，受教育程度與勞動合同簽訂的正向關(guān)聯(lián)性更強。

圖2 交互(調(diào)節(jié))效應

借鑒溫忠麟和葉寶娟(2014)[22]的做法，運用分步回歸法檢驗中介效應。由表4可知，受教育程度通過月收入中介渠道影響勞動合同簽訂，存在部分中介效應情況，中介效應對總效應貢獻率為11.72%。因此，受教育程度不僅直接影響勞動合同簽訂，而且通過月收入這一中介渠道對勞動合同簽訂行為產(chǎn)生影響，假設(shè)H4得到驗證。教育與收入密不可分，隨著受教育程度的提高，流動人口獲得穩(wěn)定工作和較高收入的概率越大，失業(yè)帶來的機會成本也越高，高收入流動人口為規(guī)避風險，對簽訂勞動合同的意愿更強烈。

表4 中介效應檢驗

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文通過替換模型和樣本進行穩(wěn)健性檢驗(表5)。第一，替換模型。由于同為概率模型，理論上OLS、Probit模型和Logit模型估計結(jié)果較為接近，尤其是Probit模型和Logit模型估計結(jié)果應基本無差異。由于Probit模型無法估計OR值，為便于比較，將Probit模型和Logit模型估計系數(shù)統(tǒng)一設(shè)置為平均邊際效應(AME)。結(jié)果顯示，OLS、Probit模型和Logit模型估計系數(shù)符號和顯著性一致。第二，替換樣本。分別對男性、漢族和農(nóng)業(yè)流動人口進行Logit估計，結(jié)果表明，受教育程度和月收入估計系數(shù)符號和顯著性與表3(模型4)保持一致。因此，研究結(jié)論穩(wěn)健性較好。

表5 穩(wěn)健性檢驗

(續(xù)上表)

(四)異質(zhì)性分析

為了解不同樣本的差異性，將勞動合同分為固定期限勞動合同、無固定期限勞動合同和以完成一定工作任務為期限的勞動合同，沿用二元logit模型進行異質(zhì)性分析(表6)。結(jié)果表明，受教育程度和月收入對三種類型勞動合同簽訂的影響無明顯變化，估計系數(shù)符號和顯著性與全樣本估計結(jié)果基本一致，印證本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。其中，教育與收入對固定期限勞動合同簽訂影響最顯著，其次是無固定期限勞動合同，最后是以完成一定工作任務為期限的勞動合同。可能解釋是：以收入為例，根據(jù)風險厭惡理論，出于預防性動機需求，流動人口為獲得穩(wěn)定收入，會犧牲工作自由和閑暇時間，選擇在正規(guī)單位就職，簽訂固定期限勞動合同的意愿更高。而簽訂無固定期限勞動合同和以完成一定工作任務為期限的勞動合同則不存在這種情況，前者多為管理崗位，工資收入較高，且工作年限較長，對公司忠誠度更高，簽訂勞動合同的收入效應減弱。后者多為臨時性工作，人員流動性較強，工資收入低且不穩(wěn)定，導致簽訂勞動合同的收入效應最低。

表6 異質(zhì)性檢驗

(五)內(nèi)生性檢驗

因測量誤差、逆向因果等原因，受教育程度、月收入與勞動合同簽訂之間可能存在內(nèi)生性問題，本文通過工具變量法試圖解決這一問題(表7)。工具變量要滿足兩個條件：一是外生性；二是與解釋變量相關(guān)，但與被解釋變量無關(guān)，且工具變量只能通過解釋變量唯一途徑對被解釋變量產(chǎn)生影響。本文選取自評健康分別作為受教育程度和月收入的工具變量進行估計。一方面，受教育年限越長，收入水平越高，對自身健康可能更為關(guān)注，滿足工具變量與解釋變量相關(guān)性假設(shè)。另一方面，自評健康是流動人口主觀評價，與勞動合同簽訂無關(guān)聯(lián)性，滿足外生性假設(shè)。IV-probit模型估計結(jié)果表明，把自評健康作為受教育程度的工具變量時，估計系數(shù)的符號和顯著性與基準回歸無差異。把自評健康作為月收入的工具變量時，估計系數(shù)的符號和顯著性與基準回歸亦無差異。因此，考慮內(nèi)生性問題并不會對估計結(jié)果產(chǎn)生實質(zhì)性影響。

表7 工具變量估計結(jié)果

六 結(jié)論與啟示

本文使用2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)(CMDS)，探討了教育與收入對流動人口勞動合同簽訂的影響，進一步考察了中介效應和交互效應，并進行異質(zhì)性分析和內(nèi)生性檢驗，得出以下結(jié)論：第一，教育與收入顯著影響勞動合同簽訂概率。即受教育年限越長，收入水平越高，勞動合同簽訂概率越高。學歷層次較高的流動人口在正規(guī)部門就業(yè)的可能性較大，且維權(quán)意識強，簽訂勞動合同的意愿更強烈。收入越高，失業(yè)的機會成本越高，為規(guī)避風險，高收入流動人口更愿意簽訂勞動合同。第二，教育與收入不僅直接影響勞動合同簽訂，而且通過交互效應和中介效應對勞動合同簽訂行為施加影響，收入的中介效應對總效應貢獻率為11.72%。受教育水平越高，獲得較高收入的可能性越大，因此，教育對勞動合同簽訂的影響通過收入這一中介渠道發(fā)揮作用。第三，分樣本檢驗表明，無論簽訂何種類型勞動合同，教育與收入對勞動合同簽訂均有顯著正向影響，影響程度由高到低依次為固定期限勞動合同、無固定期限勞動合同、以完成一定工作任務為期限的勞動合同。根據(jù)風險厭惡理論，出于預防性動機需求，流動人口為了獲得穩(wěn)定的收入，會犧牲工作自由和閑暇時間，選擇在正規(guī)單位就業(yè)，簽訂固定期限勞動合同的意愿更高，因此，收入對簽訂固定期限勞動合同影響最顯著。第四，從控制變量的估計結(jié)果看，與以往研究結(jié)論基本吻合。具體而言，男性簽訂概率低于女性。年齡越大，簽訂概率越高。漢族簽訂概率低于少數(shù)民族。農(nóng)業(yè)戶口簽訂概率低于非農(nóng)戶口。中共黨員簽訂概率高于非黨員?；橐鰧趧雍贤炗啛o顯著影響。流動城市個數(shù)越多，簽訂概率越低。省內(nèi)流動簽訂概率低于跨省流動。相對于東北而言，華北、華東、中南、西南和西北簽訂概率較高。相對于個體戶，私營企業(yè)、國有企業(yè)、外資企業(yè)和其他正規(guī)企業(yè)勞動合同簽訂概率較高。在第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)勞動合同簽訂概率高于在第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)。

基于以上結(jié)論，結(jié)合社會實際，得到以下提升流動人口勞動合同覆蓋面的政策啟示：第一，大力發(fā)展教育，提高受教育水平。教育作為重要的人力資本，對人的影響具有長期性，影響社會資本形成、職業(yè)生涯發(fā)展和收入水平。對于流動人口而言，擁有高學歷對構(gòu)建穩(wěn)定勞動關(guān)系，增強職業(yè)穩(wěn)定性，維護自身合法權(quán)益具有重要作用。因此，要實現(xiàn)勞動合同全覆蓋，應堅持教育扶貧政策，嚴控義務教育輟學率，把握職業(yè)院校擴招契機，增加高等院校入學比例，提高流動人口整體受教育水平。第二，穩(wěn)定就業(yè)，確保收入增長。在面臨經(jīng)濟增長放緩與疫情防控雙重壓力下，為確保流動人口合法權(quán)益不折損，應堅持“六穩(wěn)”“六?！辈粍訐u，綜合采取財政和稅收政策，落實就業(yè)優(yōu)先方針，穩(wěn)就業(yè)、保崗位，完善最低工資保障機制。企業(yè)應弘揚企業(yè)家精神，擔負起社會責任，力爭少裁員、不裁員，切實維護流動人口合法權(quán)益，并努力實現(xiàn)流動人口收入正增長。第三，完善政策法規(guī)，加強勞動保障稽查。在社會保險高度依附勞動合同的現(xiàn)實情況下，為降低運營成本，私企和小微企業(yè)存在逃避簽訂勞動合同的行為。應加大《勞動合同法》執(zhí)法力度，對于符合簽訂勞動合同的流動人口，應簽盡簽，拓寬勞動合同覆蓋面。同時，進一步完善《勞動合同法》，探索推廣電子勞動合同，簡化勞動合同簽訂流程，也是值得考慮的方面。第四，提高就業(yè)人員法律意識，主動簽訂勞動合同。導致流動人口勞動合同簽訂率較低的原因，除了用人單位因素外，部分流動人口法律意識淡薄，甚至與雇主達成默契，對簽訂勞動合同的重要性認識不足也是原因之一。因此，應提高流動人口法律意識，加強《勞動合同法》的宣傳，切實發(fā)揮流動人口的主體作用。