曾祥金，羅 燕

（華南師范大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，廣東 廣州 510006）

一、引言

20世紀80年代以來，我國勞動力市場由依靠計劃配置逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌稣{(diào)節(jié)，非正規(guī)就業(yè)形式隨之產(chǎn)生，非正規(guī)就業(yè)人群規(guī)模迅速壯大。從2001年開始，我國非正規(guī)就業(yè)比例就已經(jīng)超過50%，由此可見，非正規(guī)就業(yè)已經(jīng)成為我國就業(yè)的重要形式。在解決就業(yè)問題的同時，非正規(guī)就業(yè)也帶來了就業(yè)質(zhì)量方面的問題，主要表現(xiàn)在工作收入和社會保障條件等方面。與此同時，從中國互聯(lián)網(wǎng)信息中心發(fā)布的報告中可以發(fā)現(xiàn)我國互聯(lián)網(wǎng)普及程度迅速提升，2016年我國網(wǎng)民數(shù)量已達7.31億，互聯(lián)網(wǎng)普及率為53.2%，互聯(lián)網(wǎng)最重大的貢獻就是方便了人們的信息傳播和交流溝通。互聯(lián)網(wǎng)對非正規(guī)就業(yè)可能存在兩種相反的影響：一方面，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展為勞動力市場信息的傳播帶來了極大的便利，減少了求職者的信息搜集成本，使勞動者有機會接收更多正規(guī)就業(yè)崗位的招聘信息，為勞動者流向正規(guī)就業(yè)部門提供了基礎(chǔ)；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)平臺（如滴滴打車、美團外賣）的興起為社會提供了大量靈活就業(yè)的機會，從而促使大量的勞動力流入非正規(guī)就業(yè)部門。本研究的重點是互聯(lián)網(wǎng)普及程度的上升如何影響非正規(guī)就業(yè)？作用的機制是什么？

研究接下來的內(nèi)容安排如下：第二部分是文獻回顧和理論基礎(chǔ)；第三部分介紹非正規(guī)就業(yè)比例的測算方法與測算結(jié)果；第四部分是研究設(shè)計；第五部分為實證分析結(jié)果，包括基準回歸分析結(jié)果、穩(wěn)健性分析結(jié)果與異質(zhì)性分析結(jié)果；第六部分是結(jié)論與啟示。

二、文獻回顧與理論基礎(chǔ)

（一）文獻回顧

1.非正規(guī)就業(yè)的定義。國際勞工組織（簡稱ILO）在《1991年局長報告：非正規(guī)部門的困境》中，將非正規(guī)部門定義為“發(fā)展中國家城市地區(qū)那些低收入、低報酬、無組織、無結(jié)構(gòu)的很小生產(chǎn)規(guī)模的生產(chǎn)或服務(wù)單位”。[1]所謂非正式就業(yè)是指具有非正式的雇用關(guān)系（自雇、無合同、無規(guī)范有效合同、臨時雇用、隨意決定工資等）、未進入政府征稅和監(jiān)管體系、就業(yè)性質(zhì)和效果處于低層次和邊緣地位的勞動就業(yè)。[2]我國勞動和社會保障部《靈活多樣就業(yè)形式問題研究》課題組將靈活就業(yè)做了如下概念界定：所謂靈活就業(yè)是指在勞動時間、勞動報酬、工作場地、保險福利、勞動關(guān)系等幾方面（至少是一方面）不同于建立在工業(yè)化和現(xiàn)代工廠制度基礎(chǔ)上的、傳統(tǒng)的主流就業(yè)方式的各種就業(yè)形式的總稱。[3]本研究中關(guān)于非正規(guī)就業(yè)的定義采用該課題組“靈活就業(yè)”的概念范疇。

2.非正規(guī)就業(yè)的影響因素。國內(nèi)已有不少文獻研究了非正規(guī)就業(yè)的影響因素，主要集中在就業(yè)保護制度、貿(mào)易開放對非正規(guī)就業(yè)的影響等方面。向攀研究發(fā)現(xiàn)最低工資上升促使失業(yè)群體實現(xiàn)非正規(guī)部門就業(yè)，從而促使原本在非正規(guī)部門就業(yè)的群體流動到正規(guī)部門，從而有利于勞動者在正規(guī)部門就業(yè)。[4]王海成研究發(fā)現(xiàn)就業(yè)保護制度如最低工資制度和社會保險制度顯著減少了非正規(guī)就業(yè)，在“工荒”到來之后，社會保險制度對非正規(guī)就業(yè)的負向影響增加，而最低工資制度對非正規(guī)就業(yè)的負向影響下降。[5]在貿(mào)易開放方面，李金昌研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放對中國非正規(guī)就業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了明顯的帶動作用，相對于出口貿(mào)易，進口貿(mào)易對非正規(guī)就業(yè)發(fā)展的影響更加顯著。[6]周申和何冰發(fā)現(xiàn)出口擴張必然會促進非正規(guī)就業(yè)，其原因在于為了增強比較優(yōu)勢，勞動密集型出口企業(yè)會通過雇傭非正規(guī)就業(yè)勞動者來降低成本。[7]在以最低工資標準為門檻時，貿(mào)易開放對非正規(guī)就業(yè)的影響存在雙門檻效應(yīng)，當最低工資標準位于兩個門檻值之間時，貿(mào)易開放對非正規(guī)就業(yè)具有顯著的正效應(yīng)。[8]

3.互聯(lián)網(wǎng)對就業(yè)的影響。距離越遠，可能流動的勞動者獲得工作機會的信息就越有限。但隨著互聯(lián)網(wǎng)的普及，與工作機會相關(guān)的信息更加容易獲取?；ヂ?lián)網(wǎng)打破了信息的限制，勞動者可能的流動距離以及勞動者流動的可能性因此增加。與此同時，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展為勞動者提供了更多的就業(yè)機會，促進了就業(yè)的發(fā)展，其中網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟和電子商務(wù)活動已經(jīng)成為我國新的就業(yè)增長點，數(shù)據(jù)表明：截至2011年，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟和電子商務(wù)活動在國內(nèi)已經(jīng)創(chuàng)造了1000多萬的就業(yè)崗位。[9]互聯(lián)網(wǎng)使就業(yè)更具有靈活性，影響了人們的就業(yè)決策，促使更多人參與就業(yè)；同時互聯(lián)網(wǎng)推動了平臺就業(yè)的快速發(fā)展，使得越來越多的勞動者可以通過互聯(lián)網(wǎng)平臺實現(xiàn)就業(yè)，人們熟知的滴滴、Uber司機等便是這種就業(yè)模式中的代表者。[10]從現(xiàn)有研究來看，互聯(lián)網(wǎng)的使用促進了人們選擇非正規(guī)就業(yè)形式?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+”下的創(chuàng)業(yè)模式為人們提供了更多自我就業(yè)、靈活就業(yè)的平臺，創(chuàng)造了多元的就業(yè)方式和全新的就業(yè)機會。[11]此外，互聯(lián)網(wǎng)的使用會對女性選擇自雇就業(yè)或者非自雇就業(yè)產(chǎn)生影響，偏好社交會促進女性自雇就業(yè)，偏好學(xué)習(xí)會促進女性非自雇就業(yè)，而使用互聯(lián)網(wǎng)時偏好娛樂則會降低女性就業(yè)的概率。[12]然而值得注意的是，現(xiàn)有研究大多基于微觀數(shù)據(jù)進行分析，考察的是個人使用互聯(lián)網(wǎng)是否會影響自身的就業(yè)選擇，但是這些研究卻沒有說明互聯(lián)網(wǎng)對整個社會的（非）正規(guī)就業(yè)比例的影響究竟是怎樣的，而這正是本研究試圖分析的問題。

（二）理論基礎(chǔ)與假設(shè)提出

互聯(lián)網(wǎng)的普及促進了勞動力市場信息的流通，勞動力供需雙方均可以通過互聯(lián)網(wǎng)發(fā)布求職或招聘信息，這在一定程度上降低了雇主與雇員的搜尋成本與錯配概率。隨著信息技術(shù)的飛速發(fā)展，勞動力市場信息的不完全狀況得到改善，信息的有效溝通降低了勞動力市場的錯配率，這使得摩擦性失業(yè)和結(jié)構(gòu)性失業(yè)減少，是20世紀90年代以來各國自然失業(yè)率下降的重要原因。[13]互聯(lián)網(wǎng)降低了信息搜尋成本，促進了線上的工作搜尋行為，提高了工作匹配效率，增加了女性獲得工作的機會。[14][15]具體來說，求職者使用互聯(lián)網(wǎng)在線求職可以克服過去市場參與者信息不對稱問題，并且在線的求職方式可以為求職者節(jié)省交通、郵寄以及中介費用，直接降低了搜尋成本；同時求職者使用互聯(lián)網(wǎng)搜尋工作可以提高求職者的效率。因此，互聯(lián)網(wǎng)普及帶來的外部性能夠正向影響個體工作搜尋行為。[16][17]由此可見，互聯(lián)網(wǎng)的普及可以幫助失業(yè)者更快地找到合適的工作，降低因信息不對稱而導(dǎo)致的失業(yè)率。

失業(yè)者再就業(yè)時仍然會面臨選擇非正規(guī)就業(yè)形式或者正規(guī)就業(yè)形式的問題。根據(jù)相關(guān)文獻，失業(yè)者在再就業(yè)時是有選擇正規(guī)就業(yè)的動力的，尤其是之前從事非正規(guī)就業(yè)的失業(yè)人員。非正規(guī)就業(yè)者愿意進入整個就業(yè)崗位的一個重要原因就是正規(guī)就業(yè)的收入和福利水平要高于非正規(guī)就業(yè)崗位。[18]此外，非正規(guī)就業(yè)工作要求勞動者在不同工作中快速轉(zhuǎn)換，非正規(guī)就業(yè)者面臨著長期的全時模式，這都會加大非正規(guī)就業(yè)者的職業(yè)疲勞，使得勞動者重新回到正規(guī)就業(yè)中去。[19]非正規(guī)就業(yè)者或者失業(yè)者均有進入正規(guī)就業(yè)的意愿，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展促進了就業(yè)信息的流通，使得人們有更多機會接觸正規(guī)就業(yè)工作崗位的信息，推動了人們對正規(guī)就業(yè)的選擇。本研究提出如下假設(shè)：

H1：互聯(lián)網(wǎng)普及程度的提高對非正規(guī)就業(yè)比例產(chǎn)生負向的影響。

本研究運用了2002-2016年全國省級層面的數(shù)據(jù)探析了互聯(lián)網(wǎng)普及程度對非正規(guī)就業(yè)的影響，并基于基準回歸，考察了互聯(lián)網(wǎng)普及程度影響非正規(guī)就業(yè)的機制。

三、非正規(guī)就業(yè)規(guī)模的測度

在我國學(xué)者的研究中，“非正規(guī)就業(yè)”的概念基本等同于“靈活就業(yè)”。借鑒姚宇[20]、胡鞍鋼和趙黎[21]、李麗萍[22]和王海成等[23]的做法，本研究運用差值法來估算各省份非正規(guī)就業(yè)的規(guī)模，假定城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)人員包括統(tǒng)計在城鎮(zhèn)國有單位、集體單位、股份合作單位、聯(lián)營單位、有限責(zé)任公司、港澳臺商投資單位、外商投資單位中的從業(yè)者。城鎮(zhèn)非正規(guī)就業(yè)人數(shù)為城鎮(zhèn)就業(yè)總?cè)藬?shù)減去城鎮(zhèn)正規(guī)就業(yè)人數(shù)的差值，包括統(tǒng)計在城鎮(zhèn)個體、私營企業(yè)中的從業(yè)者以及未納入統(tǒng)計部分。利用《中國統(tǒng)計年鑒》相關(guān)年份的數(shù)據(jù)，可以計算出我國各省份2002-2016年非正規(guī)就業(yè)人數(shù)，非正規(guī)就業(yè)人數(shù)和城鎮(zhèn)就業(yè)總?cè)藬?shù)之比即為非正規(guī)就業(yè)比例。表1反映了30個省份2002-2016年非正規(guī)就業(yè)比例的水平，圖1則反映了各個省份非正規(guī)就業(yè)比例的變動趨勢，可以看出，除少數(shù)省份之外，大多數(shù)省份的非正規(guī)就業(yè)比例均總體上均呈現(xiàn)向上發(fā)展的趨勢。

四、研究設(shè)計

（一）計量模型設(shè)定

為了考察互聯(lián)網(wǎng)普及程度對非正規(guī)就業(yè)的影響，本研究設(shè)計的基本計量模型如下：

圖1 2002-2016年各省非正規(guī)就業(yè)發(fā)展狀況

表1 各省份2002-2016年非正規(guī)就業(yè)比例

在模型（1）中，下標i表示省份，t表示年份。模型（1）中被解釋變量Infit為非正規(guī)就業(yè)比例，表示非正規(guī)就業(yè)人數(shù)占城鎮(zhèn)就業(yè)總?cè)藬?shù)比例。Internetit是核心解釋變量，用以刻畫各省的互聯(lián)網(wǎng)普及程度。Xit為控制變量，包括實際最低工資水平（WG）、失業(yè)保險覆蓋率（Ems）、人力資本水平（Educ）、城鄉(xiāng)收入差距（Gap）、出口依存度（Exp）、經(jīng)濟發(fā)展水平（RGDP）、城鎮(zhèn)就業(yè)規(guī)模（Scale）等。μi表示年份的固定效應(yīng)。εit表示隨機誤差項。

（二）變量說明、數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計

互聯(lián)網(wǎng)普及程度（Internetit）是指各省份年末網(wǎng)民人數(shù)占本省總?cè)丝诘谋壤?。該?shù)據(jù)來源于中國互聯(lián)網(wǎng)信息中心（CNNIC）發(fā)布的《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展統(tǒng)計報告》。CNNIC一年發(fā)布兩次報告，發(fā)布時間為一月和七月。本研究選用一月發(fā)布的統(tǒng)計報告，報告中統(tǒng)計數(shù)據(jù)的截至日期為2017年12月31日。

經(jīng)濟發(fā)展水平（RGDP）。不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)就業(yè)存在著明顯的差異，本研究通過各省份的GDP平減指數(shù)把各省份名義GDP平減為以2002年為基期的實際GDP，使用平減后的各省份實際國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量各省份經(jīng)濟發(fā)展水平。

實際最低工資水平（WG）。最低工資制度是當前我國就業(yè)保障制度的重要組成部分，對于提高低收入者收入具有重要的意義。本研究的最低工資標準數(shù)據(jù)由手工搜集得到。由于各省調(diào)整最低工資標準的時間并不一致且調(diào)整時間可能在月中，所以采用各省一個月之中提高以后的月最低工資來衡量該省這一個月的最低工資水平。為了進一步將月度最低工資水平調(diào)整為實際月最低工資水平，首先以時間為權(quán)重得到加權(quán)最低工資水平，再通過各省歷年的居民消費價格指數(shù)將其調(diào)整為實際最低工資水平。

城鄉(xiāng)收入差距（Gap）。城鄉(xiāng)收入差距反映了地區(qū)城市與鄉(xiāng)村發(fā)展的均衡程度，該指標由城鎮(zhèn)居民人均可支配收入除以農(nóng)村居民人均可支配收入得到。

出口依存度（Exp）。參考相關(guān)文獻，本研究將出口依存度作為控制變量引入模型，該指標由各省出口商品總額除以各省GDP得到。

人力資本水平（Educ）。參考相關(guān)文獻，本研究以六歲及六歲以上人口的平均受教育年限來度量人力資本水平，把小學(xué)（PRI）、初中（MID）、高中（HIG）和大專（JUN）以上的受教育年限分別計為6年、9年、12年和16年并進行加權(quán)平均。各省人力資本水平計算公式為H=6×PRI+9×MID+12×HIG+16×JUN。

失業(yè)保險覆蓋率（Ems）。失業(yè)保險覆蓋率衡量了一個地區(qū)對失業(yè)勞動者的保障水平，該指標等于參加失業(yè)保險職工人數(shù)與城鎮(zhèn)就業(yè)總?cè)藬?shù)之比。

城鎮(zhèn)就業(yè)規(guī)模（Scale）。城鎮(zhèn)就業(yè)規(guī)模一定程度上反映了地區(qū)就業(yè)機會的多少，各省的城鎮(zhèn)就業(yè)規(guī)模用各省相應(yīng)年份的城鎮(zhèn)就業(yè)總數(shù)來衡量。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

本研究使用的數(shù)據(jù)涵蓋2002-2016年中國大陸30個省、市和自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，西藏自治區(qū)因數(shù)據(jù)不全，這里不予考慮。研究中數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》以及中國互聯(lián)網(wǎng)信息中心（CNNIC）發(fā)布的《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》。主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示，可以看到各省的互聯(lián)網(wǎng)普及程度與非正規(guī)就業(yè)人數(shù)、非正規(guī)就業(yè)比例均有較大差異。

五、實證結(jié)果

（一）基準回歸結(jié)果

表3反映了互聯(lián)網(wǎng)普及程度對非正規(guī)就業(yè)比例影響的固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)回歸結(jié)果。其中模型1和模型2是固定效應(yīng)模型，模型3和模型4是隨機效應(yīng)模型。從表中可以看出，固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型中互聯(lián)網(wǎng)普及程度的系數(shù)均顯著為負。Hausman檢驗P值為0.0000，應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。在模型1中，互聯(lián)網(wǎng)普及程度的系數(shù)為-0.160，在1%的水平上顯著。模型2反映了加入控制變量以后的情況，此時互聯(lián)網(wǎng)普及程度的系數(shù)為-0.139，且仍在1%的水平上顯著。這說明互聯(lián)網(wǎng)普及程度對非正規(guī)就業(yè)比例的確有著顯著的負向影響，即隨著互聯(lián)網(wǎng)普及程度的增加，非正規(guī)就業(yè)比例會降低。這一結(jié)果支持了假設(shè)H1。

回歸結(jié)果還表明，失業(yè)保險覆蓋率和實際最低工資水平對非正規(guī)就業(yè)比例有顯著的負向影響，說明就業(yè)保護制度的完善能促進非正規(guī)就業(yè)向正規(guī)就業(yè)轉(zhuǎn)化。城鄉(xiāng)收入差距對非正規(guī)就業(yè)比例有顯著的正向影響，城鄉(xiāng)收入差距越大，非正規(guī)就業(yè)占比也就越高。出口依存度對非正規(guī)就業(yè)比例有顯著的正向影響，出口依存度越高，非正規(guī)就業(yè)比例也越高。此外，經(jīng)濟發(fā)展水平的系數(shù)為0.054，且在5%的顯著性水平上顯著，表明經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū)非正規(guī)就業(yè)的比例越高。人力資本水平系數(shù)為-0.014，說明受教育程度高的地區(qū)更傾向選擇正規(guī)就業(yè)，但這種影響并不明顯。

（二）內(nèi)生性分析

互聯(lián)網(wǎng)普及程度和非正規(guī)就業(yè)比例可能存在內(nèi)生性問題，本研究采取滯后一期的互聯(lián)網(wǎng)普及程度（L.互聯(lián)網(wǎng)普及程度）作為當期互聯(lián)網(wǎng)普及程度的工具變量，進行二階段回歸。工具變量回歸結(jié)果如表4所示，第一列是基準回歸中固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，第二列是工具變量回歸的第二階段回歸結(jié)果，結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)普及程度的系數(shù)為負，且在1%的水平上顯著，說明互聯(lián)網(wǎng)普及程度對非正規(guī)就業(yè)比例具有負向影響的結(jié)論是穩(wěn)健的。第三列是以工具變量和所有控制變量對互聯(lián)網(wǎng)普及程度的回歸結(jié)果，第一階段F值為445.99，拒絕了弱工具變量原假設(shè)，說明了以滯后一期互聯(lián)網(wǎng)普及程度為工具變量并不存在弱工具變量的問題。

表3 互聯(lián)網(wǎng)普及程度對非正規(guī)就業(yè)比例影響的固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)

（三）機制分析

摩擦性失業(yè)是指由勞動力市場上暫時性的供求失調(diào)引起的失業(yè)，是由于雇員和雇主雙方都需要時間調(diào)整自己、了解對方的信息以及消化有關(guān)工作匹配價值的信息而產(chǎn)生的。結(jié)構(gòu)性失業(yè)是指失業(yè)的勞動者和職位空缺同時并存、但不匹配的失業(yè)，持續(xù)的時間通常較長。互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展可以加速摩擦性失業(yè)群體與結(jié)構(gòu)性失業(yè)群體再就業(yè)。

表4 二階段回歸結(jié)果

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展推動信息流通，減少了工作搜尋的成本（包括時間成本），使勞動供需雙方更快地了解對方的信息，促進摩擦性失業(yè)者再就業(yè)；與此同時，也減少了工作錯配的概率，使得結(jié)構(gòu)性失業(yè)減少。因此，互聯(lián)網(wǎng)普及會使得自然失業(yè)率下降（摩擦性失業(yè)和結(jié)構(gòu)性失業(yè)二者共同構(gòu)成了自然失業(yè)）。

結(jié)合前面的理論分析，當失業(yè)者再就業(yè)時有選擇正規(guī)就業(yè)工作的意愿。一般情況下，正規(guī)就業(yè)相比于非正規(guī)就業(yè)具有更高的收入和福利，這部分失業(yè)者在擇業(yè)時是愿意進入正規(guī)就業(yè)崗位的。而互聯(lián)網(wǎng)為失業(yè)者接觸到正規(guī)就業(yè)崗位招聘信息提供了便利，增加了他們選擇正規(guī)就業(yè)崗位的可能性。

本研究在此需要驗證互聯(lián)網(wǎng)普及程度對自然失業(yè)率的影響。而已得到的數(shù)據(jù)并沒有自然失業(yè)率，需要通過實際失業(yè)率分解得出，實際失業(yè)率可以分為自然失業(yè)率和周期性失業(yè)率。目前，研究自然失業(yè)率的方法主要有簡單過濾統(tǒng)計法和狀態(tài)空間模型等。[24]為了檢驗樣本期間內(nèi)實際失業(yè)率、自然失業(yè)率、周期性失業(yè)率與互聯(lián)網(wǎng)普及程度之間的關(guān)系，本研究運用HP濾波分解的方法將實際失業(yè)率分解為自然失業(yè)率和周期性失業(yè)率。各省的實際失業(yè)率用《中國統(tǒng)計年鑒》中各省相應(yīng)年份的城鎮(zhèn)登記失業(yè)率來衡量。

實際失業(yè)率、自然失業(yè)率、周期性失業(yè)率與互聯(lián)網(wǎng)普及程度的回歸結(jié)果如表5所示?；ヂ?lián)網(wǎng)普及程度對實際失業(yè)率和自然失業(yè)率均產(chǎn)生了顯著的負向影響，且在1%的顯著性水平上顯著，這說明互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展的確能促進失業(yè)者再就業(yè)。

（四）異質(zhì)性分析

互聯(lián)網(wǎng)普及程度與就業(yè)情況存在地區(qū)差異，本研究將樣本劃分為東部、中部和西部三個地區(qū)，①東部沿海地帶包括遼寧、河北、天津、北京、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、廣西和海南12個省、市、自治區(qū)。中部地帶包括黑龍江、吉林、內(nèi)蒙古、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南9個省、區(qū)。西部地帶包括陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、重慶、四川、云南、貴州、西藏10個省、自治區(qū)。依照前文說明，本研究剔除了西藏相關(guān)數(shù)據(jù)。考察互聯(lián)網(wǎng)普及程度對非正規(guī)就業(yè)影響的區(qū)域差異，回歸結(jié)果如表6所示?；ヂ?lián)網(wǎng)普及程度對東部地區(qū)和西部地區(qū)的非正規(guī)就業(yè)比例具有顯著的負向影響，且在1%的顯著性水平下顯著，對中部地區(qū)的非正規(guī)就業(yè)比例的影響卻并不顯著。

（五）穩(wěn)健性分析

為了完善勞動合同制度，使勞動者權(quán)益得到保障，2008年1月，我國開始實行施行《勞動合同法》。根據(jù)《勞動合同法》的規(guī)定，建立勞動關(guān)系，應(yīng)當訂立書面勞動合同。《勞動合同法》的實施對非正規(guī)就業(yè)產(chǎn)生了重大影響，本研究應(yīng)考慮《勞動合同法》的對研究結(jié)果的影響。由于本研究采用的宏觀數(shù)據(jù)無法控制這種影響因素，所以在這里將單獨考慮《勞動合同法》實施以前的年份。2008年以前年份回歸結(jié)果如表7所示，在《勞動合同法》尚未實施的情況下，互聯(lián)網(wǎng)普及程度仍然顯著降低了非正規(guī)就業(yè)比例，促進了正規(guī)就業(yè)的增長。對于東部地區(qū)和西部地區(qū)而言，這種影響仍然是顯著的。

表5 互聯(lián)網(wǎng)普及程度對失業(yè)率的影響

六、結(jié)論與啟示

本研究首先分析了互聯(lián)網(wǎng)普及程度影響非正規(guī)就業(yè)的理論機制，運用《中國統(tǒng)計年鑒》以及《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展統(tǒng)計報告》2002-2016年的數(shù)據(jù)檢驗了互聯(lián)網(wǎng)的普及對非正規(guī)就業(yè)的影響，并對自然失業(yè)率的進行了檢驗。本研究得到的主要結(jié)論如下：第一，互聯(lián)網(wǎng)普及程度對非正規(guī)就業(yè)產(chǎn)生了顯著的負向影響，促進了非正規(guī)就業(yè)轉(zhuǎn)化為正規(guī)就業(yè)，提高了整個社會的就業(yè)質(zhì)量。計量模型結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)普及程度每提高一個百分點，非正規(guī)就業(yè)比例將減少0.139個百分點，從工具變量回歸的結(jié)果來看，以上結(jié)論是穩(wěn)健的；第二，互聯(lián)網(wǎng)普及程度能通過促進信息流通、減少搜尋成本和錯配比率使自然失業(yè)率下降，而這部分失業(yè)者再就業(yè)時會傾向于選擇正規(guī)就業(yè)而不是非正規(guī)就業(yè)；第三，互聯(lián)網(wǎng)普及程度對非正規(guī)就業(yè)比例的負向影響存在地區(qū)差異，這種影響在東部地區(qū)和西部地區(qū)是顯著的，而在中部地區(qū)不顯著；第四，在《勞動合同法》實施以前，互聯(lián)網(wǎng)普及程度仍對非正規(guī)就業(yè)比例產(chǎn)生顯著的負向影響，進一步說明了研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表6 分地區(qū)回歸模型結(jié)果

結(jié)合本研究得出的結(jié)論，提出以下幾個方面的政策建議：第一，繼續(xù)加強互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低互聯(lián)網(wǎng)尤其是移動互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)的使用成本，進一步提高互聯(lián)網(wǎng)在我國的普及程度；第二，充分利用已有的網(wǎng)民基礎(chǔ)，鼓勵勞動力市場信息在互聯(lián)網(wǎng)上發(fā)布和流通，推動建設(shè)勞動力市場信息網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用，進一步降低工作搜尋成本和錯配率。

表7 2008年以前年份回歸結(jié)果