企业就业双轨制与劳动力市场歧视_临时工劳动合同论文

企业用工双轨制与劳动力市场歧视，本文主要内容关键词为：双轨制论文,劳动力市场论文,企业论文，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。

      自Becker(1957)的开创性研究以来，劳动力市场的歧视现象备受关注。大量研究尝试对劳动力歧视现象给予经济解释，并检验劳动力市场不同组群之间的工资差异是否构成歧视(Guryan and Charles，2013)。国外对劳动力歧视的研究集中在性别歧视(Zellner，1972；Stanley and Jarrell，1998)和种族歧视(Baldwin and Johnson，1996；Moro，2003；Carneiro et al.，2005)问题上；针对中国劳动力市场歧视问题的研究除了集中于性别歧视(李春玲和李实，2008；卿石松，2011；卿石松和郑加梅，2013)之外，还包括具有中国特色的户籍歧视(Meng，2000；王美艳，2003；王美艳，2005)及地域歧视(章元和王昊，2011)。

      关于劳动力市场歧视的原因有多种解释①。Becker(1957)提出偏好假说，认为雇主、雇员和顾客在劳动力市场中可能存在歧视偏好，雇主在雇佣受歧视群体时支付其较低的工资、雇员在与受歧视群体工作时需获得补偿、消费者在接受受歧视群体服务时搜寻较低的价格，以补偿他们心理成本。Krueger(1963)认为，Becker的净收入最大化假设是合理的，但也存在关于歧视的其他解释，即歧视的动机是经济原因而不仅仅是一种偏好。即使白人没有歧视偏好，白人的效用函数也能导致歧视。然而，实证研究很难区分劳动力市场歧视究竟是源于雇主偏好还是经济动因。因为关于性别、种族或户籍歧视的经验研究是基于性别、肤色或城乡等标签式特征的，这些特征往往是雇主在做出雇佣决策之前就已经观察到的。根据Becker(1957)对歧视的定义，既然雇主以支付受歧视群体较低工资的方式来弥补其心理成本，偏好和经济因素完全混合在一起难以区分。

      中国企业用工双轨制的实践为识别劳动力市场歧视的经济动因提供了可能。无论是在计划经济年代还是转型经济时期，中国企业用工都存在正式工和非正式工之分，两种性质的用工在工资和福利上存在差异。与性别、肤色和户籍等标签式特征不同，劳动力的用工性质在进入劳动力市场之前是未确定的，而是雇主和雇员谈判的结果，甚至是可变化的。因此，劳动用工性质很大程度上排除了雇主偏好的因素。在控制一系列因素的情况下，不同用工性质的劳动力工资报酬和福利的差异，实质是雇主在利润最大化目标下节约用工成本的表现，反映了劳动力市场歧视的经济动因。

      本文梳理了我国企业用工体制的演变，揭示了用工双轨制的经济动因，并利用2012年广东南海产业工人微观调查数据对不同用工的工资报酬和福利待遇差异进行实证检验。研究发现：从工资报酬来看，临时工和派遣工的月工资和小时工资均显著低于正式工，在控制了个人特征和企业特征后，不同用工工资报酬的差异有所减少但在统计上仍然显著；从保险福利看，临时工在获取养老保险、医疗保险上比正式工处于显著劣势，但在失业保险、工伤保险和住房公积金上差异不显著，派遣工在获取“四险一金”上比正式工均处于显著劣势。因此，临时工和派遣工的工资报酬和保险福利均比正式工低，劳动用工双轨制的确存在“同工不同酬”的歧视。

      本文可能的贡献有二：第一，利用企业调查的产业工人微观数据，在控制了性别、户籍、职业隔离等个人特征和企业特征后，检验了用工形式对工人工资和福利的影响，从而识别了基于用工双轨制的一种新的劳动力歧视；第二，劳动力歧视的动因一直有雇主偏好驱动和经济因素驱动之分，本文基于用工双轨制识别的劳动力歧视为经济因素驱动假说提供了一个可靠的新证据。

      文章余下部分安排如下：第二节描述我国用工体制的演变及现状，揭示用工双轨制的经济动因；第三节描述本文实证研究的数据及特征事实；第四节利用2012年广东南海企业微观调查数据对不同性质用工的工资报酬和保险福利差异进行实证检验；第五节是结论性评述。

      二、我国企业用工体制演变及理论假说

      中国企业用工双轨制问题由来已久。在高度集中的计划经济条件下，劳动就业、分配、保障是通过就业环节一次实现的，是高度重合的“三合一”体制。劳动工资由国家统一定级、统一调级，劳动保险由国家和企业包揽，形成了“国家包揽、行政隶属、身份差别、终身固定”的国家属性的劳动关系(雷红，1997)。但在计划内用工招工制度之外，工作任务需要一系列非正式工(临时工、编外人员等)从事临时性、辅助性等工作，政府针对临时工问题曾经出台多个指导性文件②，逐渐形成并且不断强化企业用工双轨制。

      自1978年改革开放以来，我国开始从社会主义计划经济体制向市场经济体制转变，劳动用工体制也发生相应变化。1986年国务院发布了《国营企业实行劳动合同制暂行规定》，决定国营企业在新招收的职工中实行劳动合同制，开始打破劳动用工铁饭碗。1995年1月1日施行的《劳动法》将劳动合同制度作为法定的用工制度，规定适用不同所有制的用人单位，劳动者也从新招用的职工扩大到所有的劳动者，不分固定工和临时工，不分管理人员和普通工人。《劳动法》实施标志着我国劳动合同制度的正式建立，破除了传统计划经济体制下行政分配用工的劳动用工制度，建立了用人单位与劳动者双向选择的劳动用工制度。但随着我国市场经济逐步完善和发展，劳动用工体制呈现多元化趋势，劳动关系发生了深刻变化，出现诸如非全日制用工、劳务派遣工等新型劳动用工形式，用人单位不签订劳动合同、劳动合同短期化、滥用试用期、用人单位随意解除劳动合同、将正常的劳动用工变为劳务派遣等问题日益突出，既侵害了劳动者的合法权益、破坏了劳动关系的和谐稳定，也给整个社会的稳定带来隐患。

      为了明确劳动合同双方当事人的权利和义务，保护劳动者的合法权益，2008年1月1日起我国施行的《劳动合同法》，强化了用人单位承担违反劳动法行为的经济赔偿责任和行政责任，如要求建立劳动合同关系后必须在一定期限内签订劳动合同，否则用人单位需支付双倍的劳动报酬③；扩大了无固定期限劳动合同适用范围，并对用人单位拒绝与劳动者订立书面劳动合同应承担的法律责任作出明确规定④；扩大用人单位支付经济补偿金的范围，明确规定终止劳动合同也必须支付经济补偿金，确定了用人单位违法解除或终止劳动合同应双倍支付经济补偿金⑤。

      在强化用人单位须与劳动者签订劳动合同责任的同时，2008年《劳动合同法》首次从法律层面规范劳务派遣和非全日制用工体制。一方面，《劳动合同法》明确了劳务派遣单位(用人单位)、接受劳务派遣单位(用工单位)和被派遣劳动的责权利关系：派遣单位承担依法招用劳动者、签订劳动合同以及解除劳动合同时支付经济补偿金、支付工资、参加社会保险并依法缴费等义务；用工单位应依法承担安排劳动者休息休假、提供劳动保护、允许劳动者参加或组织工会等义务，并对派遣单位承担的义务承担连带责任。另一方面，《劳动合同法》首次在法律层面引入“非全日制用工”概念，并规定“非全日制用工双方当事人任何一方都可以随时通知对方终止用工。终止用工，用人单位不向劳动者支付经济补偿。”因此，《劳动合同法》从法律层面尝试规范劳务派遣和非全日制用工，但客观上为企业扩大劳务派遣用工和非全日制用工提供了法律依据。自新的《劳动合同法》实施以来，劳务派遣这一用工形式发展迅速，雇用劳务派遣工甚至成为一些企业规避由新《劳动合同法》带来的用工风险的一种手段。2011年，全国总工会《国内劳务派遣调研报告》称全国劳务派遣人员总数已经达到6 000多万，占全国职工总数的10%以上(黄伟等，2014)。

      从上述制度变迁的过程来看，当国家出台或修订劳动用工法律法规时，不同用工的雇佣成本也随之发生变化，企业作为理性经济人总是调整其不同劳动用工形式组合。特别是，新《劳动合同法》强化了企业与雇员签订劳动合同的法律责任和义务，提高了企业雇佣正式员工的货币成本和解雇成本。部分企业用各种手段规避和应对《劳动合同法》的相关规定，大量使用劳务派遣工、以非正规就业替代正规就业等(常凯，2013)，大大地加剧了我国企业用工双轨制的特征。概言之，企业出于节约劳动成本的经济动因引入不同性质的劳动用工。然而，这种不同性质用工之间的工资报酬和社会福利差异究竟是个人特征所致还是市场歧视的结果，有待实证检验。

      三、模型和数据

      (一)模型设定

      本文采用2012年南海高新区约130家企业和近2 800名产业工人的微观企业调查数据来检验用工性质对工人工资报酬和保险福利的影响，基本模型设定为方程(1)。

      

       式中，

代表j企业工人i工资和福利两方面的因变量。本文从月工资和小时工资两个维度衡量工人工资待遇。其中，月工资反映工人总体工资水平，但月工资的差别可能是劳动时间不同所致；本文进一步以小时工资考察工人单位时间的工资报酬，以剔除工作时间差异对工资水平的影响。劳动力歧视除了体现在工资待遇之外，还可能体现在保险福利方面。本文考察了不同用工获取社会保险和住房公积金概率的差异。问卷询问了工人“所在企业提供的社会保险”和“上个月个人缴纳的住房公积金金额占总工资的比例”两个问题。根据工人的选择来定义工人是否从工作的企业获得养老保险、医疗保险、失业保险、工伤保险和住房公积金，如获得赋值1，否则赋值0⑥。

是用工性质虚拟变量，正式工(直接与现在企业签订劳动合同)取值为1，否则取值为零。在非正式工中，本文进一步区分劳务派遣工和临时工。劳务派遣工是指与劳务派遣机构签订劳动合同的工人，临时工是指与所在企业没有签订劳动合同的工人。在剔除了缺失值和异常值后，本文获得2 839个产业工人有效样本，其中正式工2643人，临时工104人，派遣工92人。X′是反映企业工人的特征变量，包括受教育年限⑦、年龄及其平方项、任职期限及其平方项、性别、婚姻状态、户籍、工会会员身份、工作岗位和计薪方式等。因为企业特征变量缺失较多，本文以

代表j企业特征虚拟变量。

      本文模型因变量有连续变量和二值变量两种类型：月工资、小时工资是连续变量，本文取其对数值作为因变量，并用OLS回归；各种社会保险和公积金获取是二值变量，本文采用Probit回归。值得指出的是，本文在回归模型中加入了性别、户籍和工作岗位等虚拟变量，以控制现有研究关注的劳动力市场性别歧视、户籍歧视和职业隔离等因素，来检验用工性质的“同工不同酬”问题。表1是模型各变量的统计性描述。

      

      (二)数据和特征事实

      图1比较了正式工、派遣工、临时工的月工资和小时工资。从小时工资来看，正式工是13.99元，派遣工是12.4元，临时工是12.03元。从月工资来看，正式工为3082.9元，派遣工为2 913.8元，临时工为2 722.8元。可见，无论是从小时工资还是月工资来看，正式工的工资报酬最高，派遣工次之，临时工最低。

      图2描述了正式工、派遣工和临时工“四险一金”的待遇差异。在各种社会保险和住房公积金待遇方面，企业为正式工提供保险的概率远远高于为派遣工和临时工提供保险的概率。例如，在询问员工所在企业是否为其提供了养老保险时，76.8%正式工回答“是”，而只有56.2%的派遣工及56.4%的临时工回答“是”；关于企业提供医疗保险的情况，三者回答“是”的比例分别为76.8%、53.9%、56.4%；关于企业提供失业保险的情况，三者回答“是”的比例分别为55.4%、29.2%、37.2%；关于企业提供工伤保险的情况，三者回答“是”的比例分别为73.7%、53.9%、68.1%。企业为产业工人提供住房公积金的比例较低，三者回答“是”的比例分别是26.1%、18.3%、19.6%。可见，尽管《劳动合同法》规定企业须为员工缴纳五险一金，但并非所有员工都可以平等享受相关待遇。其中，正式工享受各种社会保险和公积金的比例最高，临时工的比例次之，反而是派遣工的比例最低，其原因可能是部分派遣工社会保险及公积金是由劳务派遣机构而非所在企业缴纳。

      

      图1 用工性质与工资差异

      

      图2 不同用工性质获得各种保险的百分比

      上述分析表明，无论在工资报酬还是保险福利方面，正式工比派遣工、临时工都更具有优势。本文进一步考察正式工、派遣工和临时工的个人特征差异，具体结果见表2。

      

      正式工的受教育年限均值为11.8年，派遣工和临时工均为10.7年，正式工比派遣工和临时工高出1.1年。从任职期限来看，正式工平均为4.7年，派遣工为3.6年，临时工为4.4年，呈现出派遣工和临时工用工长期化态势。从年龄来看，正式工平均年龄为30.9岁，派遣工为29.3岁，临时工为33.3岁，派遣工平均年龄最低。从工作岗位看，正式工较多地分布在普工(35.6%)、基层管理者(22.1%)、文员(18.3%)等岗位；派遣工大部分集中在普工(71.4%)，其次是技工(12.1%)；41.7%的临时工为普工，16.5%为技工。正式工的任职岗位明显优于派遣工和临时工。从计酬方式来看，三种用工都以计时工资为主，其次是计件工资。从工会会员身份来看，正式工比例为37.6%，派遣工的比例最高为44.4%，临时工比例为23.2%。派遣工已婚的比例最高达37.4%，正式工和临时工已婚的比例相当接近，分别为34.8%和34.7%。从城镇户籍比例来看，派遣工最低(11.1%)，临时工最高(26.4%)，正式工居中(22.2%)。从男性比例来看，正式工比例为55%，派遣工比例为63.5%，临时工比例为59.4%。

      因此，正式工在教育水平、任职期限和就业岗位方面均比派遣工和临时工有优势。正式工与派遣工、临时工之间的工资报酬和保险福利差异可能是不同用工要素禀赋的差异所致，不一定是市场歧视的结果。企业用工是否存在歧视有待进一步检验。

      四、实证结果

      本节首先考察用工性质对工资报酬的影响，其次分析不同用工在保险福利获取方面的差异，然后利用似不相关回归进行稳健性检验。

      (一)用工性质与工资报酬

      表3报告了不同用工在工资报酬方面差异的OLS回归结果，发现临时工工资报酬显著低于正式工，派遣工工资报酬与正式工没有显著差异。

      列(1)—(3)以月工资对数衡量工资报酬。在没有控制其他变量的情况下，临时工比正式工月工资低9.7%，这一差异在5%的水平上显著，但这种差异可能是工人个人特征和企业特征所致。列(2)加入工人个人特征变量，结果发现临时工比正式工月工资低11.1%，显著性水平提高至1%。列(3)进一步加入了企业特征虚拟变量，临时工比正式工月工资仍然低7.4%，显著性水平降至10%。可见，在加入个人特征和企业特征等控制变量后，临时工月工资仍低于正式工。由此说明临时工和正式工月工资存在显著差异，其中个人禀赋和企业特征只能解释部分的差异，以月工资衡量劳动力市场的确存在对临时工的工资歧视。比较劳务派遣工和正式工的月工资差异发现，派遣工的月工资低于正式工，但两者月工资差异在统计上不显著。

      月工资差异可能由于劳动时间不同所致，不能准确反映不同用工之间的工资报酬差异。本文根据工作时间计算小时工资来衡量工资率，结果见表3列(4)—(6)。在不控制任何其他变量的情况下，临时工小时工资比正式工低13.4%且在1%的水平上显著；在控制个人特征变量后，临时工小时工资比正式工低11.8%且在5%的水平上显著；在追加企业特征虚拟变量后，临时工小时工资比正式工低9%且在10%的水平上显著。可见，以小时工资衡量工资报酬，个人特征和企业特征只能解释临时工和正式工小时工资的部分差异，劳动力市场的确存在对临时工的歧视。比较派遣工和正式工小时工资差异发现，在未控制任何其他因素时，派遣工小时工资比正式工低10.4%，这个差异在5%的水平上显著；但加入个人特征和企业特征后，参数估计值虽然为负但在统计上不显著，说明派遣工和正式工小时工资的差异是个人特征和企业特征所致，市场并不存在对派遣工的工资歧视。

      在以月工资对数和小时工资对数衡量工资报酬时，控制变量的系数估计值和显著性是非常接近的。下面以小时工资作为因变量考察控制变量的含义。

      

      考察性别和户籍虚拟变量后，本文发现劳动力市场的确存在性别歧视和户籍歧视。首先，在列(5)—(6)中，在控制其他个人特征后，男性工人的小时工资比女性工人高12.6%；在追加企业特征虚拟变量后，男性工人的小时工资比女性工人仍然高9.2%，两者均在1%的水平上显著。其次，在控制其他个人特征后，农村户籍工人的小时工资比城镇户籍工人低6.3%且在1%的水平上统计显著；在加入企业特征虚拟变量后，农村户籍工人的小时工资比城镇户籍工人低4%，在5%的水平上统计显著。

      本文发现不同工作岗位小时工资存在差异。如列(5)所示，以普工为参照组，技工、基层管理者和其他岗位的小时工资分别高5.5%、13.1%、12%，而且至少在5%的水平上显著；但文员的小时工资与普工并没有显著差异。在加入企业虚拟变量后，工作岗位的小时工资差异增大，表明企业特征对岗位小时工资差异有显著影响。如列(6)所示，以普工为参照组，技工、基层管理者和其他岗位的小时工资分别高11%、21%、17%，而且均在1%的水平上显著，文员的小时工资与普工仍然没有显著差异。

      其他控制变量的结果均符合理论预期。以列(6)为例，教育有助于提高工人小时工资，受教育水平增加1年，工人小时工资提高3%。年龄和任职期限与工人小时工资之间呈现倒U型关系：小时工资随着年龄或任职期限先上升后下降，年龄的转折点在42岁，任职期限的转折点是9年。工会会员小时工资比非会员高4.5%，且在5%的水平上显著，这一结果与姚洋和钟宁桦(2008)的研究结论一致。婚姻状态与小时工资正相关，但在统计上并不显著。

      综上所述，无论是从月工资还是小时工资来看，临时工工资报酬都显著低于正式工，在控制个人特征和企业特征后，这一差异仍然是显著的，这表明企业用工的确存在对临时工的歧视；而派遣工和正式工之间的工资报酬差异则不显著。

      (二)用工性质与保险福利

      企业多元用工体制下的劳动力市场歧视可能不仅体现在工资报酬方面，还可能反映在各种社会保险福利上。因此，本文进一步考察不同用工在获取养老保险、医疗保险、失业保险、工伤保险和住房公积金等方面的差异。表4报告了用工性质与保险福利的Probit回归结果。总体来看，临时工在获取养老保险和医疗保险两项重要的社会保险上与正式工相比处于劣势，在获取失业保险、工伤保险和公积金上与正式工无显著差异；派遣工在获取“四险一金”上与正式工相比均处于劣势地位。

      首先，本文比较了临时工和正式工在获取保险福利方面的差异。第一，在未控制任何其他因素情况下，临时工比正式工获取养老保险的概率低17.8%，且在1%的水平上显著；在控制个人特征和企业特征之后，临时工比正式工获取养老保险的概率仍然低9.5%，显著性水平降至10%；第二，在未控制任何其他因素情况下，临时工比正式工获取医疗保险的概率低17.8%，在控制个人特征和企业特征之后，临时工比正式工获取医疗保险的概率仍然低15.9%，这表明，临时工和正式工之间在获取养老保险和医疗保险上的差异，部分是个人特征和企业特征所致，但仍然有相当比例的差异是不同用工性质的结果；第三，从获取失业保险和公积金来看，临时工和正式工之间有显著差异，但在加入个人特征和企业特征后，这些差异趋于消失，表明上述差异主要是由个人禀赋和企业特征所致；第四，从获取工伤保险来看，临时工和正式工不存在显著差异，说明企业非常注重为工人提供工伤保险，不管是正式工还是临时工，这个结果符合制造业工伤事故高发的特征。

      其次，本文比较了派遣工和正式工在获取保险福利方面的差异。研究发现，派遣工在获取“四险一金”上与正式工相比处于显著劣势。譬如，派遣工获取养老保险、医疗保险、失业保险和工伤保险的概率比正式工低17.9%、19.7%、27%、17.6%，而且均在1%的水平上统计显著。在加入个人特征和企业特征后，上述概率值降至10%、11.1%、18.2%、15.3%，至少在5%的水平上统计显著。在控制个人特征和企业特征后，派遣工获取公积金的概率比正式工显著低12.8%。派遣工在企业中获取各种保险上之所以处于劣势，原因可能是派遣工的各种保险是由劳务派遣机构而非其工作所在企业缴纳，因此派遣工在回答“所在企业是否提供保险”时，否定的回答显著高于正式工。但劳务派遣机构即使为派遣工缴纳各种社会保险，其缴费基数一般都要低于正式工的缴费基数，派遣工在享受社会保险待遇方面仍然低于正式工。职工的社会保险是按照用工单位上年度平均工资标准缴纳，而劳务派遣工的社会保险是按照当地最低工资标准缴纳(李广瑞，2009)。

      控制变量具有良好的经济学含义。(1)男性获取“四险”的概率要显著低于女性，但获取公积金的概率与女性无显著差异，表明男性在获取高工资的同时获取社会保险的概率下降。这可能是不同工人在现金报酬与未来保障之间的权衡的结果。对于男性工人而言，养家糊口的压力远大于女性，因此男性工人更迫切地需要提高现金报酬而非未来保障，因此选择高工资低保障。同时，男性买房的压力较大，所以愿意要求企业缴纳住房公积金。(2)农村户籍工人与城镇户籍工人获取“四险”的概率无显著差异，但农村户籍工人获取公积金的概率则显著低于城镇户籍工人。这可能是因为农村户籍工人一般在农村有祖宅，在城市购房的意愿要低于城镇户籍工人，因此更多地选择不缴纳公积金。(3)相对于普工而言，技工、文员、基层管理者和其他岗位人员在获取“四险一金”上具有一定优势。(4)教育水平越高的工人获取“四险”的概率越高，但获取公积金的概率则越低。(5)工会会员获取“四险一金”的概率显著高于非工会会员。

      可见，派遣工在企业中获取各种保险上处于劣势，原因可能是派遣工的各种保险是由劳务派遣机构而非其工作所在企业缴纳的。临时工的保险福利受到企业的选择性歧视，由于养老保险和医疗保险缴费比例较高，企业负担重，企业为临时工缴纳这两项保险的意愿较低；失业保险、工伤保险和住房公积金缴费比例较低，对临时工而言保障及时，企业为临时工提供这些保险项目的意愿较高⑧。

      (三)似不相关回归

      上文分析了不同用工的工资报酬和保险福利的差异。其中，月工资对数和小时工资对数作为反映产业工人工资报酬的变量，可能会同时受到一些不可观测因素的影响；同时，企业为工人提供“四险一金”的概率也可能会同时受到一些不可观测因素的作用。换言之，表3两组回归的残差项之协方差可能非零，表4五组回归的残差之协方差也可能非零。本文进一步利用似不相关回归(SUR)重新估计工资方程和保险福利方程以提高估计的渐进效率。表5报告了全套变量的工资方程和保险福利方程似不相关估计结果。B-P检验结果表明，工资方程或保险福利方程残差之协方差的确非零，表明方程内部各模型的误差项高度相关，利用似不相关回归的确能提高估计的渐进效率。

      考察工资方程。在控制个人特征和企业特征后，临时工月工资、小时工资比正式工分别低7.4%、8.9%，派遣工月工资、小时工资比正式工分别低7.3%、8.1%，各个系数至少在10%的水平上显著。在表3模型(3)和(6)的回归分析中，派遣工的参数估计值为负但在统计上不显著。似不相关回归分析修正了上述结果，证明临时工和派遣工的工资报酬均显著低于正式工，劳动力市场的确存在针对不同用工的工资歧视。值得指出的是，临时工和派遣工相对于正式工的工资抑价幅度是相当接近的。进一步检验发现，临时工和派遣工的月工资和小时工资没有显著差异⑨，说明劳动市场对临时工和派遣工的工资歧视是相当的。

      考察保险福利方程。在控制个人特征和企业特征情况下，临时工获取养老保险、医疗保险的概率比正式工显著低10.4%、12.9%，而获取失业保险、工伤保险和住房公积金的概率与正式工没有显著差异，表明企业为工人提供养老保险和医疗保险等大险种时确实存在对临时工的歧视，但在失业保险、工伤保险的公积金上不存在显著差异。派遣工获取“四险一金”的概率比正式工显著低10.4%、13.1%、18.5%、17.3%、14.3%，表明派遣工从所在企业获取各种社会保险和公积金的概率要显著低于正式工。因此，关于不同用工获取各种保险福利的差异，似不相关回归分析的结果与OLS回归分析结果一致。

      

      本文利用2012年广东南海产业工人的微观调查数据检验发现，在控制了工人个人特征和企业特征之后，正式工与非正式工之间的工资报酬与社会福利存在显著差异。从工资报酬来看，临时工和派遣工的月工资或小时工资均显著低于正式工，面临时工和派遣工的工资报酬差异不显著。从社会福利来看，临时工获取养老保险和医疗保险两个大险种的可能性显著低于正式工，两者获取失业保险、工伤保险和住房公积金的差异不显著；派遣工获取“四险一金”的可能性均显著低于正式工，这可能是派遣工的社会保险福利不由所在企业负责所致。

      在性别歧视和户籍歧视的基础上，本文发现了一种新的劳动力市场歧视，即基于用工双轨制的同工不同酬。用工双轨制导致的劳动力市场歧视有别于以往的基于雇员性别、种族和户籍标签式的劳动力歧视，这种新的劳动力市场歧视很大程度上排除了雇主偏好的因素。本研究为Krueger(1963)的劳动力歧视经济因素驱动假说提供了一个很好的例证。

      尽管本文的实证研究是基于产业工人数据，用工双轨制造成的劳动力歧视实质上普遍存在于企事业单位中，且有愈演愈烈的趋势，以至于2013年《劳动合同法》修订案对劳务派遣用工提出了四条修改意见，旨在严格控制劳务派遣的使用范围和用工比例，促进企业不同用工之间实现“同工同酬”。在这种新的条件下，越来越多的企业又试图通过整体劳务外包来降低劳动用工成本。这再次反映了企业作为理性经济人，总是想方设法规避政府管制以实现最大化利润。

      感谢匿名审稿人的宝贵修改意见，文责自负。

      ①关于劳动力市场歧视的理论假说，参见姚先国、谢嗣胜(2004)的全面综述。

      ②1954年5月，中财委批准劳动部关于全国建筑工人调配工作会议的报告及《建筑工人调配暂行办法》、《关于建筑工程单位赴外地招用建筑工人订立劳动合同办法》、《关于订立建筑工人借调合同办法》，其中《关于建筑工程单位赴外地招用建筑工人订立劳动合同办法》首次在国家部委规章中提出“临时工”概念。1962年10月14日《国务院关于国营企业使用临时职工的暂行规定》首次在国务院规章层次上使用“临时工”概念，1963年7月12日《国务院关于从事经常性工作的临时工转为长期工问题的通知》继续沿用这个概念。1965年3月10日国务院发布了《关于改进对临时工的使用和管理的暂行规定》，要求企事业单位积极推行用工双轨制，少用固定工多用临时工。临时工普遍存在于企事业单位中，但是收入和社会保障缺失较多。

      ③《劳动合同法》第八十二条规定，用人单位自用工之日起超过一个月不满一年未与劳动者订立书面劳动合同的，应当向劳动者每月支付两倍的工资。

      ④《劳动合同法》第十四条规定，有下列情形之一，劳动者提出或者同意续订、订立劳动合同的，除劳动者提出订立固定期限劳动合同外，应当订立无固定期限劳动合同：(一)劳动者在该用人单位连续工作满十年的；(二)用人单位初次实行劳动合同制度或者国有企业改制重新订立劳动合同时，劳动者在该用人单位连续工作满十年且距法定退休年龄不足十年的；(三)连续订立二次固定期限劳动合同，且劳动者没有本法第三十九条和第四十条第一项、第二项规定的情形，续订劳动合同的。用人单位自用工之日起满一年不与劳动者订立书面劳动合同的，视为用人单位与劳动者已订立无固定期限劳动合同。

      ⑤《劳动合同法》第四十六条规定，有下列情形之一的，用人单位应当向劳动者支付经济补偿：(一)劳动者依照本法第三十八条规定解除劳动合同的；(二)用人单位依照本法第三十六条规定向劳动者提出解除劳动合同并与劳动者协商一致解除劳动合同的；(三)用人单位依照本法第四十条规定解除劳动合同的；(四)用人单位依照本法第四十一条第一款规定解除劳动合同的；(五)除用人单位维持或者提高劳动合同约定条件续订劳动合同，劳动者不同意续订的情形外，依照本法第四十四条第一项规定终止固定期限劳动合同的；(六)依照本法第四十四条第四项、第五项规定终止劳动合同的；(七)法律、行政法规规定的其他情形。第八十七条规定，用人单位违反本法规定解除或者终止劳动合同的，应当依照本法第四十七条规定的经济补偿标准二倍向劳动者支付赔偿金。

      ⑥问卷中亦问及“生育保险”的情况，但生育保险只针对女性员工，考虑用工性质之后样本量不足，本文未予考虑。

      ⑦问卷中关于“受教育程度”的选项是：没有受过正式教育，小学，初中，高中、中专或技校，大专，本科和研究生，本文将各教育水平赋值为：0、6、9、12、15、16、19。

      ⑧佛山地区养老保险缴费比例分别为个人8%、单位12%，医疗保险缴费比例为个人2%、单位8%，失业保险缴费比例为个人1%、单位2%，工伤保险个人无需缴费、单位缴费比例为1%，住房公积金个人和单位均为3.5%。

      ⑨以派遣工作为参照组重新设定模型，结果发现，临时工的参数估计值为负但在统计上不显著。

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