政府就業(yè)補貼、勞動保護政策的就業(yè)促進效應

柳學信 張宇霖

內容提要：就業(yè)是民生之本，關乎人民生活福祉和社會穩(wěn)定。為了讓企業(yè)吸納更多就業(yè)，政府對企業(yè)進行了大量補貼?；跍預股上市企業(yè)數據，本文聚焦政府就業(yè)補貼、勞動保護政策與就業(yè)這個主題進行探討。研究表明，政府補貼有助于推動企業(yè)吸納更多就業(yè)，勞動保護能夠協同政府補貼促進就業(yè)，政府補貼通過“政治許諾效應”和“融資效應”影響就業(yè)，地方人力資本積累強化了政府補貼對就業(yè)的正向影響;與資本密集型企業(yè)相比，勞動密集型企業(yè)的政府補貼強化就業(yè)的效應更明顯;政府補貼增加了企業(yè)產生冗余雇員的可能性，冗余雇員在政府補貼對企業(yè)生產率的負向影響中發(fā)揮了部分中介作用。

關鍵詞：政府補貼;勞動保護;就業(yè);冗余雇員;生產率

中圖分類號：F272文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2020）03-0122-08

收稿日期：2019-11-04

作者簡介：柳學信（1972-），男，河南信陽人，首都經濟貿易大學工商管理學院教授，博士生導師，經濟學博士，研究方向：產業(yè)組織與政府規(guī)制、國有企業(yè)改革;張宇霖（1989-），男，內蒙古赤峰人，首都經濟貿易大學工商管理學院博士研究生，研究方向：國有企業(yè)改革。

基金項目：國家社會科學基金項目，項目編號：19BGL076;北京市屬高校高水平創(chuàng)新團隊項目，項目編號：IDHT20180521。

就業(yè)不僅是滿足人民對美好生活需求的重要途徑，也是建設社會主義和諧社會的根本。為了促進就業(yè)、推動經濟發(fā)展與擴大就業(yè)良性互動，政府通過財政、金融、產業(yè)等調控政策大力發(fā)展經濟，創(chuàng)造和擴大就業(yè)崗位。企業(yè)作為吸納就業(yè)的主要載體，近幾年政府對企業(yè)直接補貼的規(guī)模和范圍不斷擴大，以充分發(fā)揮其吸納就業(yè)能力。除了直接補貼外，政府還通過出臺法律、推動社會組織發(fā)展等增強勞動保護措施促進就業(yè)。那么，政府補貼、勞動保護在實踐中是否切實促進了就業(yè)，本文將圍繞這個主題，基于滬深A股上市企業(yè)數據對三者之間關系進行了探討。

一、研究假設與研究設計的提出

（一）政府補貼與就業(yè)

政府補貼主要通過“政治許諾效應”和“融資效應”影響職工就業(yè)。

“政治許諾效應”：從政府角度講，政府向企業(yè)發(fā)放財政補貼的目的之一是滿足自己的政治需求[1]，實現一定社會效益。財政撥款是政府無償撥付給企業(yè)的資金，通常在撥款時明確規(guī)定資金用途，并且其中很大一部分用途是鼓勵企業(yè)安置職工就業(yè)[2]。從企業(yè)角度講，政府作為企業(yè)的重要利益相關者，對企業(yè)經營有重要影響，企業(yè)同政府建立良好關系的動機會比較強烈。在獲取政府安置職工就業(yè)的專項補貼后，企業(yè)更會積極迎合政府，安置更多職工就業(yè)。

“融資效應”：首先，作為地方政府對企業(yè)的一項無償資金轉移，財政補貼在本質上可以增加企業(yè)資金持有量[3]，增強企業(yè)內源融資能力;其次，企業(yè)獲取政府補貼后會向資本市場釋放自身同政府關系良好的信號，緩解投資者、債權人等與企業(yè)之間的信息不對稱，增強企業(yè)外源融資能力。Takalo和Tanayama（2010）[4]認為政府RD補貼可以向外界釋放企業(yè)RD項目質量良好的信號，進而降低企業(yè)融資約束，企業(yè)內源、外援融資能力增強后可以給企業(yè)帶來充盈的資金。一方面企業(yè)可以利用這些資金用于招聘、培訓新職工等，直接增加企業(yè)吸納就業(yè)能力;另一方面，充盈的資金可以幫助企業(yè)進行大范圍投資，擴大生產經營規(guī)模，間接增加企業(yè)吸納就業(yè)能力。綜合以上分析，本文提出如下假設：

H1：政府補貼有助于促進企業(yè)吸納更多職工就業(yè)。

（二）勞動保護調節(jié)效應

勞動保護對政府補貼和職工就業(yè)之間的關系既有正向調節(jié)效應又有負向調節(jié)效應。

正向調節(jié)效應：首先，勞動保護附加給企業(yè)的解雇成本可以倒逼企業(yè)改進技術水平，推動生產方式結構性轉型，提高生產效率，擴大企業(yè)生產經營范圍。劉媛媛和劉斌（2014）[5]的研究發(fā)現《勞動合同法》實施加劇了人工成本粘性，促使企業(yè)更愿意用機器設備代替人工。其次，勞動保護可以使企業(yè)職工從擔心失業(yè)、薪資糾紛等問題中抽離出來，安心從事生產工作，推動企業(yè)邊界向外移動。最后，《勞動合同法》、工會組織等對企業(yè)職工的勞動權益保護，使企業(yè)不能隨意解聘職工，使職工可以在企業(yè)獲得長期職位。我國《勞動合同法》規(guī)定勞動者滿足無固定期限勞動合同簽訂條件，并提出與用人單位簽訂無固定期限勞動合同時，用人單位必須同意簽訂，并且在正常情況下不允許解除。在這種情況下，企業(yè)有更強的人力資本投資意愿，針對職工的“長線投資”能夠提升員工素質[6]，推動企業(yè)實現大規(guī)模生產。隨著政府補貼的提高，勞動保護程度越高，企業(yè)生產邊際外移的程度會更大，企業(yè)所能吸納的職工就業(yè)也就越多。

負向調節(jié)效應：勞動保護在一定程度上破壞了人力資源市場的優(yōu)勝劣汰機制。具體的，勞動保護加強后，企業(yè)很難解雇人力資本較差的職工;另外，所有職工付出的避免解雇的努力將變少，出現消極怠工情況。優(yōu)勝劣汰機制的破壞降低了企業(yè)生產效率，生產邊界也將隨之縮減。隨著政府補貼的提高，勞動保護程度越高，企業(yè)生產邊際外移的程度將變得越小，企業(yè)所能吸納的職工就業(yè)也隨之變得越少。

勞動保護對政府補貼和職工就業(yè)之間關系的總調節(jié)效應取決于正向效應和負向效應誰占主導地位，本文提出如下對立假設：

H2a：勞動保護可以協同政府補貼促進企業(yè)吸納更多職工就業(yè)。

H2b：勞動保護破壞了政府補貼促進企業(yè)吸納職工就業(yè)效應。

（三）變量定義

解釋變量：政府補貼。本文選用（政府直接補貼+稅費返還）/總資產來衡量政府補貼程度，指標值越大表示企業(yè)獲得的政府補貼程度越大。

被解釋變量：職工就業(yè)。本文選用在職職工總數對數衡量職工就業(yè)程度，指標值越大表示企業(yè)安置就業(yè)越多。在穩(wěn)健性檢驗中還分別選用在職職工總數/總資產，以及在職職工總數/在職職工總數行業(yè)年度均值兩個相對指標衡量職工就業(yè)。

調節(jié)變量：勞動保護。本文用兩種方法衡量勞動保護：（1）參考王玨和祝繼高（2018）[7]，用2008年實施《勞動合同法》的時間衡量，大于等于2008年的觀測值取1，其余年份觀測值取0;（2）參考祁毓和李祥云（2011）[8]，用各地區(qū)工會會員數/年末就業(yè)人數衡量勞動保護。在穩(wěn)健性檢驗中用各地區(qū)工會數/年末就業(yè)人數，以及各地區(qū)失業(yè)率衡量勞動保護。

另外，為了保證回歸模型估計準確性，本文還在回歸模型中分別加入了企業(yè)盈利能力、企業(yè)發(fā)展能力、企業(yè)年齡、行業(yè)集中度、獨董比例、董事會持股比例、企業(yè)規(guī)模等控制變量。具體變量定義參見表1。

（四）實證模型

為驗證假設，經豪斯曼檢驗，本文設定如下計量模型：

lnlit=subit+∑controlit+δt+γi+εit （1）

lnlit=subit+lproit×subit+lproit+∑controlit+δt+γi+εit（2）

其中方程1用來檢驗假設H1，方程2用來檢驗假設H2a和H2b。lnlit表示職工就業(yè)，subit表示政府補貼，∑controlit表示本文控制變量，lproit表示勞動保護，δt、γi、εit分別表示年份效應、個體效應和殘差。

（五）樣本選擇與數據來源

本文選擇2003-2018年A股上市企業(yè)為初始研究樣本（國泰安數據庫只提供2003年及以后年份政府補貼數據），在刪除金融行業(yè)企業(yè)和ST企業(yè)、刪除樣本中變量數據異常和缺失的觀測年份數據后，共獲得3158家企業(yè)16年的23828個觀測值。模型中工會會員數、年末就業(yè)人數以及穩(wěn)健性檢驗中的工會數，數據來自《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，其余數據均來自國泰安數據庫。

（六）變量描述性統(tǒng)計分析

表2報告了主要變量描述性統(tǒng)計分析結果，職工就業(yè)均值為7.6232，最大值為13.2228，最小值為0.6931，標準差為1.2998;政府補貼均值為0.01123，說明樣本企業(yè)平均獲得單位資產0.0112元補貼，最大值為0.5047，最小值為0，標準差為0.0203;勞動保護lpro_a均值為0.8018，說明大部分觀測值處于2008年及以后年份;勞動保護lpro_b均值為0.3773，最大值為0.7832，最小值為0.0904，標準差為0.1316。通過描述性統(tǒng)計數據可知各主要變量均有一定程度變異，符合回歸分析所需。

二、實證結果分析

（一）政府補貼與職工就業(yè)

表3報告了政府補貼與職工就業(yè)關系回歸分析結果。為了保證結論穩(wěn)健，除了固定效應（fe）外，本文還報告了隨機效應（re）回歸分析結果。在回歸1中，當期政府補貼系數為1.6602且在1%水平上顯著;回歸2中滯后一期政府補貼系數為0.9076且在1%水平上顯著;回歸3中，當期政府補貼系數為2.3280且在1%水平上顯著;回歸4中滯后一期政府補貼系數為1.6311且在1%水平上顯著。以上經驗證據說明政府補貼對職工就業(yè)有積極作用，假設H1得到支持。政府補貼之所以能夠促進就業(yè)，一方面是因為企業(yè)獲取政府補貼后，為了滿足政府實現社會效益的政治需求，維護自己同政府之間良好關系會吸納更多職工就業(yè);另一方面因為政府補貼增強了企業(yè)內源、外源融資能力，使企業(yè)能夠有充足資金用于招聘、培訓、進行大規(guī)模投資，進而增加了企業(yè)吸納就業(yè)人數。

（二）勞動保護調節(jié)效應

表4報告了勞動保護調節(jié)效應回歸分析結果。為了保證結論穩(wěn)健，除了固定效應（fe）外，還報告了隨機效應（re）回歸分析結果。在回歸1中，政府補貼系數為2.1486且在1%水平上顯著，交互項lpro_a×sub系數為1.6325且在1%水平上顯著;在回歸2中，政府補貼系數為2.0926且在1%水平上顯著，交互項lpro_b×sub系數為8.8725且在1%水平上顯著;在回歸3中，政府補貼系數為2.9549且在1%水平上顯著，交互項lpro_a×sub系數為2.3693且在1%水平上顯著;在回歸4中，政府補貼系數為2.6919且在1%水平上顯著，交互項lpro_b×sub系數為10.8123且在1%水平上顯著。以上經驗證據表明勞動保護可以協同政府補貼促進職工就業(yè)，此結論支持了假設H2a，否定了假設H2b。勞動保護之所有能夠發(fā)揮協同效應主要因為勞動保護通過倒逼企業(yè)改進技術、激勵職工安心從事生產經營、激勵企業(yè)增強人力資本投資等擴大了企業(yè)生產經營邊界。

三、政府補貼影響職工就業(yè)機制的驗證

為了驗證政府補貼可以通過“政治許諾效應”和“融資效應”路徑影響就業(yè)這兩個機制，本文引入國有企業(yè)虛擬變量（soe）和企業(yè)融資約束變量，融資約束變量用兩個指標表示：（1）企業(yè)支付利息除以企業(yè)債務總額（cost），此指標值越大表明企業(yè)面臨的融資約束越嚴重;（2）金融市場化指數（mark）①，此指標值越大表明當地金融市場越發(fā)達，企業(yè)面臨的融資約束越小。

“政治許諾效應”驗證：與國有企業(yè)相比，非公企業(yè)在市場準入、融資、稅收等方面都存在一定劣勢，具有更強烈的意愿與政府建立良好關系，企業(yè)的“政治許諾效應”更強?；谝陨鲜聦崳绻a貼是通過“政治許諾效應”影響就業(yè)的，那么可以推斷非公企業(yè)政府補貼促進就業(yè)效果會更好，即國有企業(yè)虛擬變量必然在政府補貼對職工就業(yè)的正向影響中發(fā)揮負向調節(jié)效應。如果此調節(jié)效應成立，那么就可以印證“政治許諾效應”成立。表5回歸1報告了相關檢驗結果，通過回歸1可知政府補貼系數為1.8684且在1%水平上顯著，交互項soe×sub系數為-1.6624且在1%水平上顯著，以上經驗事實表明政府補貼通過“政治許諾效應”影響就業(yè)機制成立。

“融資效應”驗證：融資約束程度較高的企業(yè)，外源融資成本較高，融資能力較弱，如果政府補貼是通過“融資效應”影響職工就業(yè)的，那么融資約束程度越高的企業(yè)，其政府補貼促進職工就業(yè)效應會越差，即融資約束必然在政府補貼對職工就業(yè)的正向影響中發(fā)揮負向調節(jié)作用（由于金融市場化為逆向指標，其發(fā)揮的是正向調節(jié)作用）。如果融資約束調節(jié)效應成立，那么就可以證實“融資效應”成立。表5報告了相關回歸分析結果，通過回歸2可知政府補貼系數為1.6008且在1%水平上顯著，交互項cost×sub系數為-33.8617且在1%水平上顯著;通過回歸3可知政府補貼系數為0.1990，交互項mark×sub系數為0.5661且在1%水平上顯著。以上經驗事實說明政府補貼通過“融資效應”影響職工就業(yè)機制成立。

四、穩(wěn)健性檢驗

（一）考慮內生性

由于政府會根據企業(yè)在職職工數量情況決定補貼數額，本文回歸模型很大程度上存在因解釋變量和被解釋變量之間互為因果關系導致的內生性。為了克服內生性，本文引入滯后一期政府補貼和滯后一期政府補貼年度行業(yè)均值作工具變量進行兩階段最小二乘（2sls）回歸，并且工具變量通過了外生性和弱相關檢驗，表6報告了相關回歸分析結果。在回歸1中，政府補貼系數為2.7103且在1%水平上顯著;在回歸2中，政府補貼系數為3.5546且在1%水平上顯著，交互項lpro_a×sub系數為10.2499且在1%水平上顯著;在回歸3中，政府補貼系數為2.0806且在1%水平上顯著，交互項lpro_b×sub系數為13.9331且在1%水平上顯著。以上回歸結果表明即使考慮內生性后基準回歸結果依然成立。本文基準回歸結果穩(wěn)健。

（二）更換職工就業(yè)度量

本文在基準回歸中用在職職工總數對數衡量職工就業(yè)。為了克服職工就業(yè)衡量方法引起的估計偏誤，運用以下兩種方法衡量職工就業(yè)：單位資產職工數（ls）和企業(yè)在職職工總數占行業(yè)年度均值比例（li）。表7報告了相關回歸分析結果，通過回歸1-6可知回歸結論與上文保持一致，說明上文回歸結果是穩(wěn)健的。

（三）更換勞動保護度量

在基準回歸中，本文運用《勞動合同法》實施虛擬變量和工會會員數/年末就業(yè)人數衡量勞動保護。為了克服勞動保護度量方法引起的估計偏誤，本文采用以下兩種方法衡量勞動保護：各省工會數除以各省年末就業(yè)人數（lpro_c）和各省失業(yè)率（lpro_d）。各省工會數除以各省年末就業(yè)人數數值越大表明勞動保護程度越高，失業(yè)率越高表明勞動保護程度越差。表8報告了相關回歸分析結果，通過回歸1-2可知回歸結論與上文保持一致，說明上文回歸結果是穩(wěn)健的。

（四）刪除補貼為零的企業(yè)

本文分析樣本中有1962個觀測值的政府補貼數值為零，這些觀測值可能會歪曲回歸結果。為此，本文將政府補貼數值為零的觀測值刪除重新進行回歸。表9報告了相關回歸分析結果，通過回歸1-3可知回歸結論與上文保持一致，說明上文回歸結果是穩(wěn)健的。

五、進一步分析

（一）地區(qū)人力資本調節(jié)作用

上文回歸結果證實政府補貼可以促進職工就業(yè)，并且勞動保護在其中發(fā)揮了正向調節(jié)作用。除了勞動保護外，地區(qū)人力資本也是影響兩者關系的重要因素。隨著技術進步，生產方式轉變，企業(yè)對高素質職工的需求越發(fā)強烈。在這種制度環(huán)境中，地區(qū)人力資本越豐富，企業(yè)招聘過程中的篩選范圍就越廣，招聘難度就越小，最終吸納的職工就業(yè)就越多，即可以初步判斷地區(qū)人力資本積累可以協同政府補貼促進就業(yè)。

為了驗證以上結論，本文采用就業(yè)人員平均受教育年限對數表示地區(qū)人力資本（ledu），并進行回歸分析。表10報告了回歸分析結果，通過回歸1可知政府補貼系數為2.4475且在1%水平上顯著，交互項ledu×sub系數為15.5658且在1%水平上顯著。以上回歸結果說明地區(qū)人力資本積累可以協同政府補貼促進職工就業(yè)，政府在向企業(yè)提供財政補貼的同時要不斷加大教育經費支出水平，提高地區(qū)人力資本積累。

（二）資本勞動比調節(jié)作用

資本密集型企業(yè)對勞動依賴程度較低，勞動密集型企業(yè)對勞動依賴程度較高。資本密集型企業(yè)和勞動密集型企業(yè)生產方式不同決定了其生產所需就業(yè)規(guī)模不同，政府補貼是否會因為企業(yè)所處行業(yè)差異而產生不同吸納就業(yè)結果？與資本密集型企業(yè)相比，勞動密集型企業(yè)生產所需職工規(guī)模更大;隨著政府補貼的提高，與資本密集型企業(yè)相比勞動密集型企業(yè)最終吸納的職工就業(yè)更多。

為了驗證以上假設本文引入資本勞動比（kl）變量，計算公式為：資本勞動比=固定資產凈額以2003年為基期按固定資產投資價格指數平減/在職職工總數。資本勞動比高的企業(yè)為資本密集型企業(yè)、資本勞動比低的企業(yè)為勞動密集型企業(yè)。根據以上分析，可以預期資本勞動比負向調節(jié)政府補貼對職工就業(yè)的促進作用。表11報告了相關回歸分析結果，通過回歸1可知政府補貼系數為1.6271且在1%水平上顯著，交互項kl×sub系數為-0.0389且在1%水平上顯著。與資本密集型企業(yè)相比，以上經驗事實表明勞動密集型企業(yè)在獲取政府補貼后有更強的吸納就業(yè)能力。以上假設得到了支持。這個結論啟示政府，為促進就業(yè)，應適當提高勞動密集型企業(yè)財政補貼力度。

（三）政府補貼、冗余雇員與企業(yè)生產率

政府補貼促進就業(yè)的原因之一是企業(yè)對政府的“政治許諾”，即企業(yè)為了維護自己同政府之間良好關系會提高雇員規(guī)模。那么企業(yè)對政府的“政治許諾”會導致企業(yè)出現冗余雇員嗎？勞動保護是否會協同政府補貼導致冗余雇員？

為了驗證以上假設，本文引入冗余雇員（dred）指標。冗余雇員通過以下方程確定：

lit=sizeit+capitalit+prgit+∑industry+∑year+εit （3）

其中，lit為在職職工總數;sizeit為企業(yè)總資產;capitalit為資本密度，用固定資產凈額除以總資產表示;prgit為總資產增長率;∑industry為行業(yè)虛擬變量;∑year為年份虛擬變量;εit為殘差。冗余雇員由方程3殘差項確定，殘差大于零取1否則取0。

表12回歸1-3報告了logit回歸分析結果。在回歸1中，政府補貼系數為7.6023且在1%水平上顯著;在回歸2中，政府補貼系數為9.3439且在1%水平上顯著，交互項lpro_a×sub系數為14.6925且在1%水平上顯著;在回歸3中，政府補貼系數為7.0517且在1%水平上顯著，交互項lpro_b×sub系數為18.7349且在1%水平上顯著。以上經驗證據表明，政府補貼會導致企業(yè)冗余雇員，并且勞動保護在其中發(fā)揮了正向調節(jié)作用。

為了更系統(tǒng)揭示政府補貼的經濟后果，本文進一步探討了政府補貼、冗余雇員與企業(yè)生產率之間的關系。由于冗余雇員增加了企業(yè)經營負擔，本文假設冗余雇員在政府補貼對企業(yè)生產率影響中發(fā)揮了中介作用。

為了檢驗冗余雇員中介效應。本文引入如下檢驗中介效應模型：

tfp_lpit=subit+∑controlit+δt+γi+εit （a）

dredit=subit+∑controlit+δt+γi+εit （b）

tfp_lpit=subit+dredit+∑controlit+δt+γi+εit（c）

其中tfp_lpit為參考魯曉東和連玉君（2012）[9]lp方法計算的全要素生產率，controlit是和基準回歸一致的一組控制變量。

在基準回歸分析中已經證實方程b中subit項系數顯著，要驗證中介效應只需在此基礎上對比方程a中subit項系數和方程c中subit項系數。如果方程c中subit項系數與方程a中subit項系數相比有所下降，但仍然顯著，且方程c中dredit項系數依然顯著，則表明冗余雇員發(fā)揮了部分中介作用。如果方程c中subit項系數與方程a中subit項系數相比有所下降，但不顯著，且dredit項系數仍然顯著，說明冗余雇員發(fā)揮了完全中介作用。

表12中回歸4-5報告了方程a、c回歸分析結果。在方程4中，政府補貼系數為-4.0278（t值為-11.55）且在1%水平上顯著，方程5中政府補貼系數為-4.0150（t值為-11.51）且在1%水平上顯著、冗余雇員系數為-0.0359且在5%水平上顯著。在回歸5中，政府補貼系數無論在大小和顯著性水平上與回歸4中政府補貼系數相比均有所下降。以上經驗證據表明政府補貼阻礙了企業(yè)生產率提升，冗余雇員在政府補貼對企業(yè)生產率負向影響中發(fā)揮了部分中介作用。這個結論啟示政府對企業(yè)的財政補貼要遵循適度原則，以避免補貼造成企業(yè)冗余雇員，并因此降低生產效率。

六、結論和政策建議

本文通過以上分析得出如下幾點結論：（1）由于“政治許諾效應”和“融資效用”，企業(yè)獲取政府補貼后會安置更多職工就業(yè)。（2）勞動保護既可以通過倒逼企業(yè)改進技術、激勵職工安心從事生產經營、激勵企業(yè)增強人力資本等方式提高企業(yè)雇傭職工規(guī)模，也可以通過破壞勞動力市場優(yōu)勝劣汰機制進而縮小企業(yè)生產邊界的方式減少企業(yè)雇傭職工規(guī)模。由于勞動保護給就業(yè)帶來的積極效應大于消極效應，總的來講勞動保護可以協同政府補貼促進就業(yè)。（3）在新的生產方式下，企業(yè)對勞動力素質要求越來越高，地區(qū)人力資本越豐富，政府補貼對職工就業(yè)的促進效果越好。（4）與資本密集型企業(yè)相比，勞動密集型企業(yè)獲得政府補貼后能夠吸納更多職工就業(yè)。（5）政府補貼降低了企業(yè)全要素生產率，并且冗余雇員在其中發(fā)揮部分中介作用。

基于以上回歸結論，本文提出如下政策建議：

（1）由于政府補貼可以促進職工就業(yè)，地方政府應該加大企業(yè)財政補貼力度。由于政府補貼也可能造成企業(yè)出現冗余雇員進而降低企業(yè)全要素生產率，政府也應該注意將補貼力度控制在適當范圍之內。

（2）雖然勞動保護對職工就業(yè)既有正面效應又有負面效應，但總體而言正面效應大于負面效應，即勞動保護可以協同政府補貼促進職工就業(yè)，政府在提高企業(yè)補貼水平的同時應該繼續(xù)提高職工勞動保護力度。

（3）隨著技術進步，生產方式轉變，企業(yè)對勞動力素質要求越來越高，地區(qū)人力資本積累不足會嚴重影響政府補貼促進就業(yè)效果。政府應該通過加大教育投資等途徑不斷增強地區(qū)人力資本積累，通過勞動力市場供給側改革實現促進職工就業(yè)目的。

（4）適當加大對勞動密集型企業(yè)的補貼力度，不僅有利于提高外貿品的就業(yè)促進效應，也可以推動傳統(tǒng)勞動密集型企業(yè)實現轉型升級。

注釋：

①?金融市場化指數數據取自樊綱《中國分省份市場化指數報告（2016）》，樣本區(qū)間為2008-2018年?！秷蟾妗分惶峁?008-2014年數據，其他年份數據通過線性回歸法求得。

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Employment Promotion Effect of Government Employment Subsidy and Labor

Protection Policy：An Analysis based on the Data of A-share Listed

Companies in Shanghai and Shenzhen

LIU Xue-xin， ZHANG Yu-lin

（School of Business Administration， Capital University of Economics and Business， Beijing 100070， China）

Abstract：Employment is the foundation of people′s livelihood， which is related to people′s well-being and social stability. In order to let enterprises absorb more jobs， the government has made a lot of subsidies to enterprises. Based on the data of A-share listed companies in Shanghai and Shenzhen， this paper focuses on the theme of government employment subsidies， labor protection policies and employment.The research shows that government subsidies help enterprises to absorb more employment， labor protection can cooperate with government subsidies to promote employment， government subsidies affect employment through “political promise effect” and “financing effect”， and the accumulation of local human capital strengthens the positive effect of government subsidies on employment;compared with capital intensive enterprises， the effect of government subsidies on employment is more obvious; government subsidies increase the possibility of redundant employees， and redundant employees play a part of intermediary role in the negative impact of government subsidies on enterprise productivity.

Key words：government subsidies; labor protection; employee employment; redundant employees; productivity

（責任編輯：關立新）