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劳动合同法对就业的影响分析

   发布时间:2018-06-05   [点击量:552]  


一、导言
2008年1月1日,备受争议的《劳作合同法》在我国全面施行。尔后,对该法给劳作力商场带来的影响进行点评,成为许多学者及政府部门的重要作业。由于《劳作合同法》包含的内容广泛,学者们从不同视点进行了研讨,作业就是其间之一。从作业的视点来看,《劳作合同法》是我国的作业维护法(EPL)。Christine(2006)[1]以为,作业维护的意图在于校对劳作者的片面认知误差,使劳作供应回归理性。劳作者的片面认知误差是劳作力商场失灵的首要体现,劳作者认知上的非理性会对劳作供应行为发作冲击,使实践劳作供应高于“实在志愿”的供应。《劳作合同法》以多种办法介入作业维护,促进劳作者作业安全,其间包含对试用期的约束、对签定正式书面合同的要求、对无条件缔结无固定期限合同的要求、对企业单方面辞退劳作者的严厉约束、对劳作者由于辞退而取得补偿的清晰规定等。它保证劳作者在表达自己实在志愿的一起,进步作业安全性。在《劳作合同法》立法之前,有不少学者表达过对立定见,以为它将和许多国家的作业维护法相同在进步作业安全性的一起下降作业水平,虽然保证了作业者或在业者的作业安全,却献身了赋闲者或因作业率下降而赋闲的人的利益。那么,《劳作合同法》会下降作业吗?会下降多少?理论上,作业维护机制会下降企业雇佣新职工的志愿,但一起会添加企业辞退老职工的本钱,作业水平的终究改动会趋于含糊。针对作业维护法作业或赋闲效应的研讨没有取得一起的结论,从作业维护的视点来看,《劳作合同法》对作业发作了何种影响归于实证问题,而非理论问题。(一)理论研讨:作业维护机制的作业效应依据科斯理论,假如劳作力商场中没有交易本钱,作业维护给企业带来的辞退本钱将被工人与企业之间有用率的商洽消化掉,如向工人支付相当于辞退本钱的保证金办法(Autoretal.,2006[2]),因而,作业维护不会对作业水平发作影响(此刻它也不会影响作业安全)。可是,实践中科斯理论的条件并不建立,由于实践国际不存在没有冲突的劳作力商场,因而,辞退本钱难以被消化掉,更高的辞退本钱可能既会削弱企业辞退的动机,也可能下降企业雇佣的动机,作业效应的终究方向依赖于上述两种力气的比照。该范畴研讨的开创者Edward(1990)[3]以为,作业维护会削减作业,由于辞退费用使工人取得了一种不对等的力气,企业在后期必须向工人支付更高的薪酬。Blanchard和Portuga(l2001)[4]等以为,虽然理论上作业维护能够对作业和赋闲在两种相反的方向上施加影响,但实践状况可能并非如此,实践中工人不只不会由于作业安全而抛弃薪酬要求,反而会由于讨价还价才能增强而讨取更高的薪酬,劳作供应曲线不是向下移动,而是向上移动,然后呈现负向作业效应。David等(2007)[5]也以为,作业维护使工人即使在赢利下降时也能要求添加薪酬,由于它削减了企业的外部挑选和“要挟点”。上述研讨显着是建立在出产率不变的条件下,在出产率没有进步的条件下,工人的寻租行为必定会支付作业削减的价值(Autoretal.,2006[2])。David等(2007)[5]不以为企业出产率甚至赢利会坚持不变,他们发现,企业能够经过本钱深化进步出产率。工人寻租仅仅作业下滑的原因之一,Autor等(2006)[2]以为,作业维护机制下作业下滑也可能是劳作者与企业商洽根底的丢失。在简略供求模型中,作业维护导致劳作力供应曲线向外移动,工人情愿为了更安全、安稳的作业支付薪酬价值,其条件是劳作者对更安全、安稳的作业有更高点评。但这未必能如愿,工人对作业维护的点评可能并不高。这或许是由于工人不能得到其间的大部分收益,如取得的补偿大部分要支交给律师,其收益并不如想象的那么大;又或许是由于工人对本身的境况过于达观,“工人一向高估了他们的合法权利,其间89%的人信任他们会得到合法的维护免于被不公正和恣意辞退,而事实上他们能够被恣意辞退”(Kim,1997[6])。Christine(2006)[1]在论说作业维护机制的必要性时也提出劳作者的这种片面认知误差,以为劳作者的片面认知误差是劳作力商场失灵的首要体现,这种误差既是作业维护的原因,也是维护机制发作作业效应的原因,由于它使劳作者片面收益的价值低于实践可能的收益(劳作者的金融位置较低)。David等(2007)[5]也以为,工人对相关法规的点评很重要,只需工人对维护的点评是正面的,作业水平就会进步,而工人的点评是负面的,则可能会下降作业。因而,作业维护机制对作业水平终究发作何种影响更可能是实证问题。(二)实证研讨I:作业维护机制的短期作业效应Edward(1990)很早就意识到作业维护发作的作业效应具有实践杂乱性,他以为,作业维护机制的作业丢失效应更可能发作在长时刻,而短期内作业维护的作业效应更可能为正。与Edward(1990)不同,Jorgen等(1998)[7]以为,即使在短期内作业维护准则的作业效应也应为负。他们将作业维护与赋闲稳妥并排,将作业维护视为赋闲稳妥的替代,发现二者对作业的冲击不同,作业维护由于添加了结构性赋闲而下降作业,因而,企业与职工的协作(赋闲稳妥机制)要比作业维护机制更好,由于前者添加了实践薪酬应对经济冲击的弹性,然后使作业效应较小。Blanchard和Portuga(l2001)[4]从实体层面(establish-mentlevel)研讨了作业维护对实体作业水平改动的影响,查询了样本实体的进入、扩展、缩短及退出等各阶段,随实体规划改动的作业发明和作业损坏成为他们注重的焦点。他们发现,作业维护对作业的影响要视实体规划(size)而定,假如实体规划小,则作业效应小(由于它们更可能经过倒闭与封闭的循环转换来躲避责任),假如实体规划大,则作业效应也大,这能在必定程度上解说作业维护准则在葡萄牙作业效应小而在美国作业效应大的原因。Kugler等(2005)[8]依据劳作者的年纪对作业效应进行了结构分化,发现作业维护机制的作业效应并非简略一起,而是杂乱双向的。作业维护机制施行后,年青工人和年迈工人的负向作业效应显着,企业倾向于辞退年青或年迈工人而不是辞退中心年纪段的工人,不过,虽然年青和年迈劳作者从永久性作业(permanentemployment)改动为赋闲的可能性在加大,但临时性作业者或赋闲者取得永久性作业的时机也大大添加。Autor等(2006)[2]查询了作业维护机制对不同人群的作业效应,发现短期中低教育水平的工人(他们也是低收入者)遭到了作业维护机制更多的负面冲击,由于具有较高的流动性,作业维护首要削减了他们的作业。作业维护机制的影响也可能存在显着的工作差异。David等(2007)[5]在研讨美国从自在雇佣向作业维护改动的前史时发现,制造业遭到了作业维护机制的显着影响。他们还发现,与全体作业相反,非出产性工人的作业在作业维护机制施行后不降反升,这归因于作业维护机制施行后呈现的本钱深化,由于后者下降了对出产工人的需求,却添加了与之具有互补性的对非出产工人的需求。别的,企业进入与退出的改动(并非劳作者的进入与退出)是作业维护机制影响作业的重要桥梁,作业维护机制施行后,新入企业的削减下降了对劳作者的需求,但幸存企业的添加却促进了作业的添加(但这种添加效应在边沿上很弱),退出企业则不受影响。他们以为,不是一切的作业维护准则都能对作业和赋闲发作相同的成果,在美国前史上的三种维护办法中,仅有goodfaithexception发作了契合预期的重要影响。(三)实证研讨II:作业维护机制的长时刻作业效应Edward(1990)虽未清晰差异短期效应和长时刻效应,但依据他的剖析结构不难得出这样的结论,即作业维护机制的作业效应长时刻为负,这能在必定程度解说欧洲作业的长时刻体现不如美国的原因。Autor等(2006)[2]也倾向于支撑作业维护机制对作业的长时刻效应存在,并以为这种长时刻负效应会向那些遭到严厉维护的集体集合,如任期更长的工人(由于他们更简单构成能够持续作业的预期)和收入更高的工人(由于他们有更强的倾向建议诉讼,律师也更情愿接他们的案子),而不是那些受教育水平低(也是低收入)的集体(短期作业效应的影响方针)。不过,他们也发现,作业维护机制的长时刻效应要弱于短期效应,作业效应在2~3年到达峰值,6~7年后折半且变得不显着。他们以为,这可能是核算上的问题,①也可能是信息不完全的问题,雇主一开端时可能高估了规制带来的本钱,但在方针施行一段时刻后其对规制本钱的知道康复正常,别的还有一种可能是雇主后来学会了充分运用规制来操控本钱。②David等(2007)[5]也得到了相似的成果,他们发现,作业维护机制的作业效应在机制施行后的三年到达顶峰,随后逐步消失。综上所述,作业维护机制对作业的影响尚无结论,从理论到实证均是如此。就实证成果而言,维护准则的差异(Autoretal.,2006[2])和研讨办法的不同(Davidetal.,2007[5])都可能是导致结论不一起的原因,即使样本是在相同的国家或区域(HeckmanandPages,2000[9])。针对《劳作合同法》可能带来的作业或赋闲效应,本文企图另辟蹊径,从加班时刻的视点进行讨论。假如《劳作合同法》下降了企业的雇佣水平(潜在的或实践的),企业将可能采纳加班的办法来添加“实践”作业以处理出产中的劳作投入问题,加班经过使少部分人密布作业的办法添加了企业的“实践”作业,一起也使另一部分人处于赋闲状况(Chris-tine,2006[1])。加班时刻与作业之间的替代联系是作业维护机制影响作业的重要途径,当存在雇佣本钱及辞退本钱时,职工能够供给的加班空间越大,则企业经过雇佣新职工来满意出产中劳作投入的可能性就越小,因而,企业职工加班时刻的添加极有可能是企业雇佣职工变得愈加稳重的信号。企业作业下降未必原因于《劳作合同法》,但假如在作业下降的一起职工加班时刻却上升了,则《劳作合同法》难逃关连。正是依据这一知道,本文挑选从加班时刻的视点来查询《劳作合同法》对作业的影响。虽然Edward(1990)在研讨作业维护机制的作业效应时曾说到劳作时刻问题,但其观念在后来的研讨中并没有得到注重。时隔十多年之后,Christine(2006)也提出加班与作业的负向联系,但他的研讨是针对作业(场所)安全维护,而非作业维护。实践上,从加班的视角研讨作业维护机制的作业效应具有必定的优势。首要,它能更好地在企业层面上辨认作业改动的原因,防止运用微观数据时呈现环绕问题。David等(2007)[5]在剖析维护机制的作业效应时发现,美国在作业维护机制施行后曾阅历了微弱的作业添加,但这显着应该归因于同期的经济添加而非作业维护。其次,用加班时刻来辨认作业效应可能会愈加灵敏。③直接以作业为方针打开研讨只能辨认呈现出来的作业改动,如作业水平的下降,而难以辨认未闪现出的作业改动,如企业新的雇佣水平低于企业志愿的雇佣水平,这种景象在作业添加时特别重要。以加班时刻为研讨方针则能够包含这两种作业效应。一起,作业维护机制使企业的雇佣决议计划愈加稳重,作业调整速度减慢,作业效应可能难以发觉,而加班时刻决议计划则变得相对简单,加班时刻调整敏捷,频频地调整加班时刻阐明企业雇佣愈加稳重,直接阐明存在作业维护机制的潜在作业效应。本文别离从微观现象和微观计量两个方面讨论《劳作合同法》对企业加班时刻及作业的影响。双差分办法是本文运用的根本计量办法,微观数据来自于我国社会科学院数据中心供给的《我国民营企业竞争力》。④《我国劳作核算年鉴》供给了历年乡镇作业人员查询周均匀作业时刻的相关数据,查询时刻为每年的11月份,覆盖了全国一切的省份,包含不同年纪段、受教育年限、工作类别和工作品种的乡镇作业人员。依据该数据,简直一切年纪段、受教育年限的乡镇作业人员均匀作业时刻都呈现了相似的改动趋势,如图1所示。为了使图形愈加直观,图1仅闪现了三个年纪组的均匀作业时刻,其他组的景象与这三个组根本相似(仅有有所差异的是图1中的50~54年纪组)。从图1中能够看出,2008年之前,我国乡镇作业人员查询周的均匀作业时刻处于下降通道中。特别需求指出的是,这种作业时刻的下降趋势发作在经济的快速添加时期(其时我国微观调控的方针是应对经济过热可能引发的通货膨胀)。可是,《劳作合同法》颁布施行后(2009年11月),作业时刻下降的趋势发作了改动,作业时刻开端由降转升,而且上升趋势在2010年11月进一步加大(在悉数11个年纪段中仅50~54岁年纪组作业时刻由降转升的反转时刻呈现在2010年)。到2010年11月,一切11个年纪组的均匀作业时刻均逾越了金融危机发作前(2007年)的水平,处于近年来的最高点或次高点。比照乡镇作业人员均匀作业时刻的改动和乡镇作业人数的改动,能够取得更有价值的发现。表1给出了乡镇作业及作业时刻的相关信息,能够看出,虽然乡镇作业人员持续添加,但2008年之后的作业添加快度显着低于2008年之前。与其构成反差的是,乡镇作业人员查询周均匀作业时刻2008年之前持续加快下滑,但加快下滑的趋势在2008年即被改动,从2009年开端均匀作业时刻由降转升,2010年升幅加大。从加快改动目标(列(3)、(6))来看,从2009年开端,虽然均匀作业时刻和作业都呈现加快上升的态势,但均匀作业时刻上升的加快度显着大于作业人数上升的加快度,这与2008年之前均匀作业时刻加快递减的景象构成显着的反差,但它并非是劳作力商场供求联系发作根本性改动的成果,由于其时的赋闲局势依然严峻,赋闲大军依然存在。⑤咱们得到的开始结论是,2009年今后经济复苏带来的作业时刻添加逾越了作业添加,这一趋势至少与《劳作合同法》导致作业变得愈加稳重、企业将以加班替代作业的假说以及作业维护机制对作业时刻的影响大于作业人数的理论预期坚持一起。但就此将其归因于《劳作合同法》的加班效应和作业效应显着过于草率,由于还可能存在其他能够解说这一现象的原因,如2009年作业时刻延伸可能是2009年经济添加促进企业对原有过剩产能(工人正本应有的作业时刻)加以运用的成果。不过,虽然它可能解说了2009年均匀加班时刻的延伸,却无法解说2010年均匀加班时刻以更快的办法延伸,由于2010年我国经济现已呈现出必定程度的过热,通货膨胀痕迹显着。更为重要的是,2010年均匀作业时刻现已逾越了2007年危机前的水平。因而,均匀加班时刻所呈现出的这种景象更可能是这段时期准则改动的成果,而不是经济本身的成果,2008年施行的《劳作合同法》正好能够从理论上解说这一现象。(一)数据介绍本文运用的微观数据来源于我国社会科学院重大项目《2009年全国民营企业作业状况查询》,该查询由我国社会科学院人口与劳作经济研讨所和全国工商联一起施行,查询问卷的发放时刻为2009年5~7月,旨在“了解其时民营企业吸纳作业的状况和享用作业优惠方针现状,了解民营企业在国民经济和社会发展中的效果,反映民营企业的建议和呼声”。该项查询的问卷方针为我国的民营企业,覆盖了全国30个省、自治区和直辖市,合计19个工作类别,一共回收有用问卷1445份。《2009年全国民营企业作业状况查询》供给了受访企业2007、2008、2009年的作业、加班时刻等信息。从供给的信息来看,企业的加班时刻在三年间的确发作了改动(至少有部分企业),从均值来看,2008年企业的加班时刻(按岗位分)比2007年有所下降,但2009年的加班时刻同比有所上升;一起,2008年企业的作业人数(按岗位分)比2007年有所下降,但2009年的作业人数同比上升。假如将这种改动视为《劳作合同法》的作业维护机制所发作的加班效应或作业效应显着过于草率,由于即使没有该法,加班时刻和作业人数也会发作改动,正如2008年之前微观数据改动的景象。(二)辨认加班虽然不是《劳作合同法》施行之后才有的工作,但《劳作合同法》的确可能改动企业的加班状况,由于它进步了企业的辞退本钱,使企业在决议雇佣新职工时愈加稳重,也就可能使职工加班时刻延伸的状况更简单发作。那么,怎么从加班时刻及其改动中辨认出《劳作合同法》的影响呢?由于《劳作合同法》是在全国范围内一致施行的,常用的核算办法无法取得该法实在效应的无偏估量。(三)分组历年的《我国劳作核算年鉴》供给了各省、自治区、直辖市劳作争议的有关数据,这些数据包含上期未结案子数、当期受理案子数和当期结案数。依据上期未结案子数、当期受理案子数和当期结案数,咱们能够核算出历年的结案率。表2给出了2001年至2007年(即《劳作合同法》施行之前)各省、自治区、从各区域劳作争议案子结案率的排名状况来看,除了单个年份呈现出较大动摇外,2001~2007年各区域的排名总体上坚持相对安稳。例如,天津2004年的排名俄然呈现大幅进步,其他年份则排名靠后,因而,天津2004年的状况能够视为劳作争议结案率排名中的反常值。又如,黑龙江在2001年和2005年的排名俄然呈现大幅下降,而其他年份的排名均较为靠前。遵从这一思路,咱们依据各区域除掉1~2个反常值后的全体排名状况,将其分为两组:⑨一组的排名一直相对靠前,它们在执行劳作力商场规制方面的前史环境较好,可能投入了更多的资源或许具有更强的法令志愿;另一组的排名一直相对靠后,它们在前史上投入的处理劳作争议的资源相对较少或法令志愿较弱。表2中给出了详细的分组状况,组1被以为法令力度更强,预期《劳作合同法》的效应更显着,而组2的法令力度更弱,预期《劳作合同法》的效应相对较弱。(四)描述性核算《2009年全国民营企业作业状况查询》的抽样问卷包含了五类人员的作业与加班信息,即中高级管理人员、一般行政人员、工程(专业)技术人员、出产人员和服务人员,别的还单列了农民工的加班信息及劳务差遣人员的作业与加班信息。数据中企业的工作散布很不均匀,其间有9个工作的企业样本不逾越10个,5个工作的企业样本数在100个以上,最多的为制造业,企业样本量到达534个。咱们依据这些企业归属地地点的组别将它们分红两组,来自组1的企业有582家,来自组2的企业有698家。表3给出了2007年各组企业部分特征的描述性核算量。表3中来自组1的企业和来自组2的企业部分特征看上去好像不太平衡。从作业人数来看,组1企业的作业人数均值和最大值都小于组2企业,即使在除掉组2中的反常企业后,组1企业的作业人数依然少于组2企业。从企业年限来看,组2的企业年限最长达80年,远逾越组1,但它归于反常值,由于仅有一家企业的年限体现如此杰出,除这家企业之外,组2企业的年限最长也是53年,与组1相同。从薪酬来看,两组虽然存在必定差异,但这个差异在核算上并不显着。从企业的年底固定资产净值来看,组2企业年底固定资产的均值(及最大值)远大于组1,但这相同归于反常值的影响。组2中有一家企业归于典型的反常值,其年底固定资产净值远高于其他企业,除掉这家企业,两组间的距离大大缩小,若除掉组2最大的两家企业,则组2企业年底固定资产净值为249150,规范差为3262921,与组1挨近。全体来看,在上述特征中,组1企业和组2企业除作业人数规划特征差异较大外,其他特征都比较平衡。表3中的加班时刻是企业工程技术人员的加班时刻,咱们挑选这类岗位的人员是出于两种考虑:一是他们的加班时刻改动十分显着,二是他们的作业改动还具有出产率的意义。在《劳作合同法》施行之前,组1企业工程技术人员的均匀加班时刻要少于组2企业,这可能是由于组1地点区域的法令环境更好,由于辞退的法律门槛较低,企业添加人员雇佣,而在加班时刻方面采纳了遵法行为。可是,《劳作合同法》施行后组1企业的均匀加班时刻即逾越了组2企业。图2闪现了两组企业工程技术人员2007、2008、2009年加班时刻的改动状况,组1企业的均匀加班时刻持续上升,虽然上升幅度不大,但相对于组2企业的持续下降十分显着。显着,向法定作业时刻的收敛并不能解说两个组加班时刻的改动,由于组1企业2008年的均匀加班时刻现已逾越组2企业10%以上,而2009年这种距离又进一步拉大而不是缩小。依据微观数据的结构,辨认能够运用双差分办法来完成。估量《劳作合同法》加班时刻效应的双差分回归模型如下:yit=α+β1dsi+β2dht+β3dsi×dht+εiti=1,…,n(1)其间,y为加班时刻/作业;ds为用于分组的虚拟变量,企业i来自组1时取值为1,来自组2时取值为0;dh是时刻虚拟变量,t为《劳作合同法》施行后的年份取值为1,t为该法施行前的年份取值为0。交互项ds×dh的系数β3,即为咱们所要估量的加班时刻效应/作业效应。表4给出了2007年和2008年的成果。表4的第一栏是直接选用双差分核算得到的成果,第二栏是运用模型(1)得到的估量成果。由于没有进行任何操控,双差分核算得到的估量值较大(0.78),符号为正,即组1企业的加班时刻添加量要比组2企业高出0.78(小时),考虑到它仅是组2超出组1的部分,阐明《劳作合同法》对加班时刻的影响较为显着,由于组1企业本来的加班时刻也仅有5小时左右。不过,加班时刻效应在核算上不显着(10%的置信水平)。第二栏也得到了正的回归系数,但估量值要小得多(0.33)。与第一栏的成果相同,第二栏的方针效应回归系数在10%的置信水平上也不显着。因而,在没有操控其他特征的状况下,虽然《劳作合同法》具有进步企业加班时刻的趋势,但该趋势没有闪现出核算上的显着性。运用双差分办法辨认作业/加班效应时,其对组1企业和组2企业趋势相同的要求过于严厉,这在实践中难以满意,而且表4的双差分核算成果与回归模型估量成果之间存在较大差异,阐明有必要对企业特征进行操控。因而,咱们在回归模型中参加了更多的操控变量,以取得《劳作合同法》加班时刻/作业效应的精确估量,并查验估量成果对企业特征的灵敏性。由于可获取的企业特征信息有限,咱们添加到模型中的操控变量首要包含企业工程技术人员的薪酬(取对数的办法)、企业存在年限、企业规划(选用企业年底固定资产净值,它并不是合格的操控变量,由于它与加班时刻归于同期变量,具有较强的内生性。在稳健性剖析中其被替换为上年年底固定资产净值,以下降内生性),⑩以及区域虚拟变量和工作虚拟变量等。表5给出了运用双差分回归模型得到的成果,全体来看,在操控了各种差异性特征之后,表4的结论根本不变。表5的列(1)~(4)是以企业工程技术人员加班时刻作为被解说变量的成果,其间,列(2)比列(1)添加了薪酬(对数办法)与企业存活年限作为操控变量,考虑到可能存在异方差问题,咱们选用了稳健规范误。列(3)进一步添加了企业规划作为新的操控变量,列(4)则持续添加了区域虚拟变量和工作虚拟变量,一起针对区域考虑了聚类效应。列(5)~(8)是以企业工程技术人员数量作为被解说变量的成果,除被解说变量不同外,它们运用的办法与列(1)~(4)别离对应。表5的列(1)~(4)闪现,在操控了企业的各项特征差异后,方针效应回归系数在核算上不显着(10%的置信水平),而且回归系数值也由列(1)的0.33降为0.06,因而,不管从系数值的巨细仍是从核算显着性来看,都很难说《劳作合同法》存在显着的正向加班效应。不过,列(5)~(8)的回归成果闪现,《劳作合同法》存在显着的作业效应,该作业效应估量值不管是否参加操控变量以及对回归规范误是否采纳稳健规范误或聚类规范误,均坚持相对安稳的水平,即为7.28~7.82,符号为负,阐明《劳作合同法》施行后组1企业的工程技术人职作业人数添加量(削减量)比组2企业少(多)7~8人,该成果在10%的置信水平上显着。为何《劳作合同法》存在负的作业效应,但在上述回归模型中没有发现正的加班时刻效应呢?这可能与2009年迸发的金融危机有关,在金融危机冲击下,工人面对赋闲与开工缺乏的问题,即使这种冲击在两组企业间平衡散布,它也会对《劳作合同法》的加班时刻效应估量发作实质性影响,由于企业以加班替代作业的可能性下降。正如图2所示,2008年全国乡镇作业人员的均匀加班时刻呈下降趋势。《我国民营企业竞争力》微观查询数据包含2007、2008、2009年合计3年的相关信息,这种数据结构答应对上述成果进行查验,以查询结论的稳健性。假如说2007~2008年的加班时刻效应由于金融危机的冲击而未能闪现,那么,2009年的经济复苏应该会使潜在的加班效应闪现出来。跟着大规划出资影响办法的出台,2009年的经济添加快度从头回到原有的轨迹,虽然有些企业仍处于康复之中,但有不少企业已企图扩大出产。这些企业面对着以何种办法扩大出产的问题,是招聘新职工仍是让现有职工延伸加班时刻?《劳作合同法》的加班时刻效应存在吗?咱们运用2007年和2009年企业工程技术人员的加班时刻数据进行查验

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