我國(guó)最低工資的就業(yè)效應(yīng)及其作用機(jī)制
——基于建筑業(yè)面板數(shù)據(jù)的研究

周培煌 趙履寬

(中國(guó)人民大學(xué) 勞動(dòng)人事學(xué)院，北京 100872)

一、引言

近年來(lái)，我國(guó)政府一直呼吁提高勞動(dòng)在初次分配中的比例，改善勞動(dòng)者的收入狀況。但現(xiàn)實(shí)中，許多地區(qū)卻往往不愿意提高當(dāng)?shù)刈畹凸べY標(biāo)準(zhǔn)以推動(dòng)勞動(dòng)者報(bào)酬增長(zhǎng)，在2009年3月召開(kāi)的“兩會(huì)”上，甚至有人大代表提出“政府應(yīng)當(dāng)取消最低工資標(biāo)準(zhǔn)，而將最低薪水交給市場(chǎng)來(lái)決定”。為什么一些地方政府缺乏調(diào)整最低工資的主動(dòng)性？一個(gè)重要的原因就是其對(duì)最低工資就業(yè)效應(yīng)的擔(dān)憂(yōu)，即擔(dān)心最低工資增長(zhǎng)會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)產(chǎn)生不利影響。充分就業(yè)是各級(jí)政府的主要宏觀(guān)調(diào)控目標(biāo)之一，特別是近幾年我國(guó)就業(yè)形勢(shì)嚴(yán)峻，就業(yè)被視為民生之本。在這種情況下，各級(jí)政府為了保障就業(yè)從而將最低工資標(biāo)準(zhǔn)維持在低水平也就不難理解了。但問(wèn)題是，最低工資對(duì)就業(yè)到底有什么影響目前仍備受爭(zhēng)議、尚乏定論。理論上，反對(duì)該制度的學(xué)者們認(rèn)為，最低工資強(qiáng)制市場(chǎng)現(xiàn)行工資高于市場(chǎng)出清工資，必將導(dǎo)致勞動(dòng)力需求減少，非自愿性失業(yè)增加。但另一方面，支持最低工資的學(xué)者們認(rèn)為，由于資強(qiáng)勞弱，我國(guó)工人的勞動(dòng)力價(jià)值長(zhǎng)期被嚴(yán)重低估，最低工資只是一定程度上糾正這種現(xiàn)象，不會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生顯著影響。

實(shí)證研究方面，目前國(guó)內(nèi)外已有的研究結(jié)果也存在著較大分歧。Brown、Gilroy和Kohen基于完全競(jìng)爭(zhēng)勞動(dòng)力市場(chǎng)假設(shè)探討最低工資對(duì)青少年就業(yè)的影響，得到的結(jié)論是最低工資具有就業(yè)負(fù)效應(yīng)，大致是最低工資每上升10個(gè)百分點(diǎn)將導(dǎo)致青少年就業(yè)下降1～3個(gè)百分點(diǎn)[1]。Card和Krueger基于波多黎各1973年建筑業(yè)橫截面數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，最低工資每提升10個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致建筑業(yè)就業(yè)下降15.1個(gè)百分點(diǎn)[2](P260)。但是20世紀(jì)80年代末至90年代末Card、Krueger和Katz等學(xué)者們一系列基于自然實(shí)驗(yàn)的研究結(jié)果對(duì)幾乎定論了的最低工資具有就業(yè)負(fù)效應(yīng)的結(jié)論形成了有力的挑戰(zhàn)。1992年Card以最低工資未調(diào)整的亞利桑那、喬治亞等州為參照組，對(duì)1987～1989年加州最低工資增長(zhǎng)的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行探討，結(jié)果發(fā)現(xiàn)最低工資增長(zhǎng)導(dǎo)致低工資者的收入增長(zhǎng)了5%～10%，但對(duì)青少年及零售業(yè)就業(yè)并未產(chǎn)生任何負(fù)面影響[3]。同年，Katz和Krueger以德克薩斯州的快餐業(yè)為研究對(duì)象，也發(fā)現(xiàn)最低工資增長(zhǎng)并沒(méi)有對(duì)快餐業(yè)就業(yè)產(chǎn)生不利影響[4]。Card和Kruege于1994年基于“自然實(shí)驗(yàn)法”得出最低工資增長(zhǎng)不僅沒(méi)有對(duì)新澤西快餐業(yè)的就業(yè)產(chǎn)生影響，而且也沒(méi)有證據(jù)表明雇主削減了員工的非工資福利以抵消最低工資增長(zhǎng)所帶來(lái)的成本增加[5]。我國(guó)最低工資的就業(yè)效應(yīng)研究方面，韓兆洲、安寧寧運(yùn)用向量自回歸模型探討了深圳市最低工資、勞動(dòng)力供給與失業(yè)率之間的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)在當(dāng)前水平上最低工資標(biāo)準(zhǔn)的適當(dāng)提高不會(huì)對(duì)失業(yè)產(chǎn)生顯著影響，而且提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)還可促進(jìn)勞動(dòng)力供給的增加[6]。羅小蘭則檢驗(yàn)了最低工資對(duì)我國(guó)農(nóng)民工就業(yè)的影響，她發(fā)現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)對(duì)農(nóng)民工就業(yè)的影響存在一個(gè)閾值，在該閾值之前最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高會(huì)促進(jìn)農(nóng)民工就業(yè)，而超過(guò)該閾值后農(nóng)民工就業(yè)就會(huì)隨著最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高而減少[7]。上述實(shí)證研究存在一些不足之處，一是已有的研究缺乏對(duì)最低工資就業(yè)效應(yīng)作用機(jī)制的進(jìn)一步探討，從而導(dǎo)致對(duì)當(dāng)前研究結(jié)果的分歧無(wú)法做更深入、具體的分析；二是由于我國(guó)實(shí)行最低工資的年限較短，因此如韓兆洲、安寧寧等基于時(shí)序數(shù)據(jù)的研究所能采用的樣本量偏小，削弱了其研究的可信度。

基于上述研究現(xiàn)狀，本文采用建筑業(yè)的面板數(shù)據(jù)探討最低工資的就業(yè)效應(yīng)，有效地克服了時(shí)序數(shù)列樣本量不足的缺陷，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步探討最低工資就業(yè)效應(yīng)的作用路徑。由于我國(guó)最低工資標(biāo)準(zhǔn)實(shí)行低水平、全覆蓋政策，因此其影響面廣，但勞動(dòng)力市場(chǎng)中僅低工資者的就業(yè)狀況對(duì)其敏感。鑒于此，本文以我國(guó)建筑業(yè)作為研究對(duì)象，這是因?yàn)槠涫寝r(nóng)民工就業(yè)數(shù)量最多而平均工資較低的行業(yè)①[8](P3)，理論上其就業(yè)水平對(duì)最低工資的變動(dòng)將最為敏感。具體而言，本文的研究試圖回答下述兩個(gè)問(wèn)題：一是最低工資是否對(duì)建筑業(yè)就業(yè)水平產(chǎn)生影響？二是若存在就業(yè)效應(yīng)，那么最低工資是通過(guò)什么路徑影響建筑業(yè)就業(yè)水平的呢？

二、我國(guó)最低工資就業(yè)效應(yīng)的估計(jì)

勞動(dòng)力市場(chǎng)就業(yè)水平是由勞動(dòng)力需求與勞動(dòng)力供給雙方共同決定的。其中，勞動(dòng)力需求是一種引致需求，因產(chǎn)品生產(chǎn)對(duì)勞動(dòng)力的需要而派生，在技術(shù)不變的前提下其大小主要取決于對(duì)應(yīng)行業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模。勞動(dòng)力供給則體現(xiàn)為具備相應(yīng)勞動(dòng)能力且有工作意愿的勞動(dòng)力數(shù)量。勞動(dòng)力需求與勞動(dòng)力供給兩者相互博弈，共同決定了勞動(dòng)力市場(chǎng)的均衡價(jià)格與就業(yè)水平。我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的一個(gè)顯著特征是城鄉(xiāng)分割的二元?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)，大量低技能的農(nóng)村勞動(dòng)力涌入城市，使得城市次級(jí)勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)出劉易斯所謂的“勞動(dòng)力無(wú)限供給”特征，農(nóng)民工的工資長(zhǎng)期以來(lái)維持在低水平，這反過(guò)來(lái)又使得農(nóng)民工為獲取必要生活收入而延長(zhǎng)工作時(shí)間，從而增加勞動(dòng)供給，進(jìn)一步惡化了勞動(dòng)力需求與供給之間的失衡。在這種情況下，我國(guó)城市次級(jí)勞動(dòng)力市場(chǎng)的就業(yè)水平將由勞動(dòng)力需求水平所主導(dǎo)。具體到本文所研究的建筑行業(yè)，其勞動(dòng)力需求是由建筑施工需要所引致的，假設(shè)建筑業(yè)就業(yè)彈性不變，那么其需求水平可以由建筑業(yè)歷年產(chǎn)值來(lái)指代。另一方面，建筑業(yè)勞動(dòng)力供給水平可由各省市失業(yè)率水平反映。這是因?yàn)榇蟛糠纸ㄖ┕ぷ鳂I(yè)主要是體力勞動(dòng)，對(duì)勞動(dòng)者的技能要求不高，而城市登記失業(yè)率可以大致反映某一地區(qū)勞動(dòng)力的富余程度，因?yàn)榇蟛糠质I(yè)人員都可以是建筑業(yè)潛在的勞動(dòng)力供給者。因而對(duì)建筑業(yè)而言，失業(yè)率高的地方則表明該地區(qū)勞動(dòng)力供給豐富，相反則表明該地區(qū)勞動(dòng)力供給緊張。于是構(gòu)造下述回歸模型來(lái)估計(jì)最低工資對(duì)建筑業(yè)的就業(yè)沖擊。

(1)

其中，e是因變量，代表建筑業(yè)就業(yè)人數(shù)；mw是自變量，代表最低工資；value、une是控制變量，分別用建筑業(yè)產(chǎn)值及城市登記失業(yè)率來(lái)反映建筑業(yè)勞動(dòng)力的需求與供給因素，u是誤差項(xiàng)。式中下標(biāo)i表示不同省份，t代表不同年份；系數(shù)α則表示最低工資對(duì)建筑業(yè)的就業(yè)效應(yīng)，是本研究關(guān)注的重點(diǎn)；β、γ分別表示勞動(dòng)力需求與供給的就業(yè)彈性。本研究基于1995～2006年我國(guó)30個(gè)省、市、自治區(qū)(西藏除外)的面板數(shù)據(jù)，樣本量為360。其中，最低工資數(shù)據(jù)來(lái)源于各省、市、自治區(qū)的社保網(wǎng)及政府發(fā)布的公告，研究中所有涉及產(chǎn)值、價(jià)格的變量均經(jīng)CPI平減，以1995年不變價(jià)表示。方程中所有變量均采取對(duì)數(shù)化處理，以減弱可能存在的異方差。

在探討1995～2006年我國(guó)最低工資對(duì)建筑業(yè)就業(yè)的影響時(shí)，不能忽略的一個(gè)外部沖擊是國(guó)企改革導(dǎo)致工人下崗對(duì)我國(guó)建筑業(yè)就業(yè)帶來(lái)的負(fù)向影響。1993～2004年間，數(shù)以千萬(wàn)計(jì)的國(guó)有企業(yè)工人下崗，雖然下崗工人主要集中在煤炭、紡織、機(jī)械等行業(yè)，但國(guó)有建筑企業(yè)工人依然受到了較大沖擊。這樣，建筑業(yè)就業(yè)數(shù)中國(guó)有建筑企業(yè)就業(yè)數(shù)據(jù)可能受到了“污染”，使得最低工資就業(yè)效應(yīng)可能產(chǎn)生高估偏誤。因此為消除上述誤差，本文將從建筑業(yè)中剝離出國(guó)有建筑，集中探討最低工資對(duì)非國(guó)有建筑企業(yè)就業(yè)的影響。這樣，后續(xù)研究中的相關(guān)變量均指非國(guó)有建筑企業(yè)(后簡(jiǎn)稱(chēng)建筑業(yè))的對(duì)應(yīng)狀況。因?yàn)椤吨袊?guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中并沒(méi)有獨(dú)立的非國(guó)有建筑企業(yè)相應(yīng)統(tǒng)計(jì)數(shù)，因此相應(yīng)變量的計(jì)算辦法如下：非國(guó)有建筑企業(yè)從業(yè)人數(shù)=建筑業(yè)從業(yè)人數(shù)-國(guó)有建筑企業(yè)從業(yè)人數(shù)；非國(guó)有建筑企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率=(建筑業(yè)增加值-國(guó)有建筑增加值)/(建筑業(yè)從業(yè)人數(shù)-國(guó)有建筑企業(yè)從業(yè)人數(shù))②；技術(shù)裝備率=(建筑業(yè)技術(shù)裝備率×建筑業(yè)從業(yè)人數(shù)-國(guó)有建筑企業(yè)裝備率×國(guó)有建筑企業(yè)從業(yè)人數(shù))/(建筑業(yè)從業(yè)人數(shù)-國(guó)有建筑企業(yè)從業(yè)人數(shù))；技術(shù)工人比例用建筑業(yè)技術(shù)工人數(shù)與建筑業(yè)就業(yè)人員數(shù)的比值來(lái)近似替代③。上述數(shù)據(jù)來(lái)自于1996～2007年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

經(jīng)F判別檢驗(yàn)及Hausman檢驗(yàn)，方程(1)應(yīng)當(dāng)采用個(gè)體固定效應(yīng)模型，該模型可以消除各地區(qū)不能觀(guān)測(cè)的、穩(wěn)定的地區(qū)差異對(duì)就業(yè)的影響。同時(shí)，考慮到各省、市、自治區(qū)經(jīng)濟(jì)、文化等差異，采用橫截面加權(quán)的估計(jì)方法以削弱可能存在的異方差帶來(lái)的影響。表1中S(1)列的D-W值為0.96，表明方程(1)存在自相關(guān)，因而在方程(1)右邊引入AR(1)、AR(2)滯后項(xiàng)，從而形成方程(2)。

LNeit=c0+ci+α*LNmwit+β*LNvalueit+γ*LNuneit+AR(1)+AR(2)+uit

(2)

方程(2)回歸結(jié)果如表1中S(2)列所示。

表1 1995～2006年最低工資就業(yè)效應(yīng)的回歸結(jié)果

表1中S(2)列D-W值為1.98，說(shuō)明估計(jì)方程自相關(guān)已消除。最低工資系數(shù)為-0.13，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明我國(guó)最低工資標(biāo)準(zhǔn)確實(shí)對(duì)建筑業(yè)就業(yè)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，最低工資每增長(zhǎng)10個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致建筑業(yè)就業(yè)水平下降1.3個(gè)百分點(diǎn)。與Zucker發(fā)現(xiàn)的最低工資每提升10個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致美國(guó)非耐用品制造業(yè)就業(yè)下降7.9個(gè)百分點(diǎn)[9]；Card和Krueger研究的最低工資每提升10個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致波多黎各建筑業(yè)就業(yè)下降15.1個(gè)百分點(diǎn)相比[2](P260)，我國(guó)最低工資就業(yè)負(fù)效應(yīng)明顯較低。結(jié)合我國(guó)實(shí)際，導(dǎo)致該結(jié)果的主要原因可能是下述兩個(gè)方面：一是當(dāng)前我國(guó)最低工資標(biāo)準(zhǔn)并沒(méi)有得到嚴(yán)格執(zhí)行，特別是就業(yè)數(shù)量占絕大多數(shù)的私營(yíng)企業(yè)，其制定的基本工資往往顯著低于最低工資標(biāo)準(zhǔn)④；二是由于我國(guó)勞動(dòng)力價(jià)值被嚴(yán)重低估，因而即使最低工資增長(zhǎng)后，企業(yè)發(fā)現(xiàn)使用勞動(dòng)力仍然比采購(gòu)設(shè)備更為經(jīng)濟(jì)，則最低工資所導(dǎo)致的資本對(duì)勞動(dòng)的替代可能相對(duì)較小，企業(yè)代之的是延長(zhǎng)員工的工作時(shí)間及加大工作強(qiáng)度，本文后續(xù)部分將對(duì)該解釋做進(jìn)一步檢驗(yàn)。建筑業(yè)產(chǎn)值系數(shù)為0.28，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明我國(guó)建筑業(yè)的就業(yè)彈性是0.28，即行業(yè)產(chǎn)值每增長(zhǎng)10個(gè)百分點(diǎn)將帶動(dòng)建筑業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)2.8個(gè)百分點(diǎn)。登記失業(yè)率系數(shù)很小且統(tǒng)計(jì)上不顯著，這表明由于當(dāng)前我國(guó)勞動(dòng)力富余，因而勞動(dòng)力供給因素對(duì)建筑業(yè)就業(yè)水平的影響不大。為進(jìn)一步探討最低工資與建筑業(yè)就業(yè)之間是否具有倒U型關(guān)系，即最低工資在較低水平時(shí)對(duì)就業(yè)可能有正向促進(jìn)作用，當(dāng)最低工資水平超過(guò)一定程度時(shí)，才會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生不利影響，本文在表1中S(3)列引入了最低工資平方項(xiàng)。但實(shí)證結(jié)果顯示，最低工資平方項(xiàng)的系數(shù)統(tǒng)計(jì)不顯著，說(shuō)明經(jīng)驗(yàn)證據(jù)不支持我國(guó)最低工資與建筑業(yè)就業(yè)之間存在非線(xiàn)性關(guān)系。

三、最低工資就業(yè)效應(yīng)的作用機(jī)制探析

既然最低工資對(duì)建筑業(yè)存在就業(yè)負(fù)效應(yīng)，那么它是如何影響建筑業(yè)的就業(yè)水平的呢？Neumark和William基于生產(chǎn)理論認(rèn)為，針對(duì)最低工資增長(zhǎng)的“沖擊”，雇主在短期內(nèi)一方面會(huì)通過(guò)減員或減少招聘數(shù)等方式減少雇員數(shù)量以削減成本，表現(xiàn)為最低工資的直接效應(yīng)；另一方面企業(yè)也會(huì)通過(guò)培訓(xùn)、延長(zhǎng)工作時(shí)間等方式來(lái)提高雇員的生產(chǎn)效率以削弱最低工資增長(zhǎng)所帶來(lái)的成本增加。從長(zhǎng)期來(lái)看，雇主還會(huì)通過(guò)改變企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)與生產(chǎn)方式，用資本替代相對(duì)價(jià)格上升的勞動(dòng)力，用技術(shù)工人替代普通操作工人以實(shí)現(xiàn)企業(yè)利潤(rùn)最大化或者是成本最小化。這是因?yàn)樽畹凸べY增長(zhǎng)將導(dǎo)致人工成本上升，資本相對(duì)于勞動(dòng)力的價(jià)格下降，這將使得原先對(duì)企業(yè)而言不經(jīng)濟(jì)的新生產(chǎn)技術(shù)現(xiàn)在有利可圖了，因而追求利潤(rùn)最大化的企業(yè)有動(dòng)機(jī)用資本替代勞動(dòng)力。技術(shù)工人替代與資本替代的原理相似，最低工資增長(zhǎng)將導(dǎo)致低技能工人的勞動(dòng)力成本相對(duì)于技術(shù)工人上升，這樣原先處于邊際狀態(tài)的低技能勞動(dòng)力此時(shí)相對(duì)于技術(shù)工人將變得不經(jīng)濟(jì)，因而企業(yè)將傾向于用技術(shù)工人替代低技能勞動(dòng)力，從而使得就業(yè)水平進(jìn)一步下降。由于生產(chǎn)技術(shù)的改變及生產(chǎn)方式的調(diào)整需要較長(zhǎng)的時(shí)間，因而最低工資對(duì)就業(yè)水平的長(zhǎng)期影響表現(xiàn)為最低工資的滯后效應(yīng)[10]。雇主上述行為反應(yīng)的一個(gè)客觀(guān)結(jié)果就是勞動(dòng)力市場(chǎng)均衡就業(yè)水平下降，最低工資對(duì)就業(yè)產(chǎn)生不利影響。這樣，資本替代、技術(shù)工人替代及生產(chǎn)效率提升則可能是最低工資就業(yè)負(fù)效應(yīng)的中介變量。至于最低工資是部分還是完全地通過(guò)上述三個(gè)變量對(duì)就業(yè)產(chǎn)生影響，還需通過(guò)進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。為此，本部分將通過(guò)構(gòu)建中介效應(yīng)模型來(lái)探討最低工資對(duì)建筑業(yè)就業(yè)的作用路徑。

本次暴雨頻率計(jì)算采用年最大值法，系列為起始年份至2012年，選取松林閘、通縣、房山、黃村、懷柔、密云等16個(gè)雨量站，對(duì)最大1 h、6 h、24 h三個(gè)不同降雨歷時(shí)進(jìn)行頻率分析計(jì)算,理論曲線(xiàn)選取P-Ⅲ型曲線(xiàn)，統(tǒng)計(jì)參數(shù)包括均值、離差系數(shù)Cv、偏差系數(shù)Cs，利用矩法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，適線(xiàn)時(shí)選定Cs=3.5Cv，計(jì)算成果與原系列（起始年份—1996 年）進(jìn)行比對(duì)（圖1、2、3）。

根據(jù)溫忠麟等人的總結(jié)，本文采取依次檢驗(yàn)回歸系數(shù)法來(lái)判定最低工資中介效應(yīng)是否存在以及是完全中介效應(yīng)還是部分中介效應(yīng)[11]。依次檢驗(yàn)法中步驟1即表1中S(2)列的回歸結(jié)果，步驟2～4的結(jié)果如表2所示。

如表1中S(2)列所示，最低工資的就業(yè)效應(yīng)顯著非0，大小為-0.13，即最低工資提升10個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致就業(yè)水平下降1.3個(gè)百分點(diǎn)。表2中步驟2表明最低工資與企業(yè)技術(shù)裝備率、勞動(dòng)生產(chǎn)率呈顯著的正相關(guān)，即最低工資增長(zhǎng)會(huì)促使企業(yè)技術(shù)裝備率與勞動(dòng)生產(chǎn)率提升，但與技術(shù)工人比例的相關(guān)關(guān)系卻不顯著。在步驟3中，技術(shù)裝備率與勞動(dòng)生產(chǎn)率的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明技術(shù)裝備率與勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高會(huì)降低建筑業(yè)就業(yè)水平。根據(jù)依次檢驗(yàn)法，技術(shù)裝備率與勞動(dòng)生產(chǎn)率的系數(shù)都顯著非0，說(shuō)明兩者的中介效應(yīng)顯著。實(shí)證結(jié)果表明，在引入上述兩個(gè)中介變量后，最低工資就業(yè)負(fù)效應(yīng)的系數(shù)分別下降了0.02(=0.13-0.11)及0.039(=0.13-0.091)，即技術(shù)裝備率與勞動(dòng)生產(chǎn)率的中介效應(yīng)分別約占總效應(yīng)的15%與30%。這說(shuō)明在最低工資增長(zhǎng)后由于人工成本相對(duì)上升，建筑企業(yè)發(fā)現(xiàn)一些原先不經(jīng)濟(jì)的技術(shù)設(shè)備現(xiàn)在變得有利可圖，因而將會(huì)增加設(shè)備購(gòu)買(mǎi)，從而形成資本對(duì)勞動(dòng)的部分替代，但替代的程度不大。同時(shí)，從中介效應(yīng)的相對(duì)大小可以看出，面對(duì)最低工資增長(zhǎng)時(shí)，我國(guó)建筑企業(yè)更重要的應(yīng)對(duì)措施是通過(guò)提高工人的人均產(chǎn)出(勞動(dòng)生產(chǎn)率)以減少需要的雇傭人數(shù)。為什么人均產(chǎn)出能夠提高呢？可能存在以下幾個(gè)方面的因素：首先，企業(yè)管理層通過(guò)延長(zhǎng)工人的勞動(dòng)時(shí)間、提高勞動(dòng)強(qiáng)度等措施提高人均產(chǎn)出；其次，面對(duì)人工成本的增長(zhǎng)，企業(yè)開(kāi)始重視人力資源管理，通過(guò)提升企業(yè)管理水平，從而提高了勞動(dòng)力的使用效率；再次，工人工資的提高可能會(huì)提高其工作滿(mǎn)意度，從而發(fā)揮其主觀(guān)能動(dòng)性，提高了勞動(dòng)效率；最后，最低工資增長(zhǎng)所導(dǎo)致的失業(yè)可能性增加以及尋找類(lèi)似工作難度的加大，會(huì)使得工人更加珍惜現(xiàn)有的工作，通過(guò)提高自身工作效率來(lái)保障其工作的穩(wěn)定性。

表2 中介效應(yīng)判斷的回歸結(jié)果

另外，回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)技術(shù)工人比例在表2的步驟3回歸方程中系數(shù)顯著，根據(jù)溫忠麟等的研究，如果一個(gè)變量與且僅與自變量和因變量中的某一個(gè)變量關(guān)系顯著，那么依次檢驗(yàn)法還不能斷定該變量是否為中介變量。這是因?yàn)橐来螜z驗(yàn)法的功效較低，犯第二類(lèi)錯(cuò)誤概率較大，因而應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，其顯著性水平0.05對(duì)應(yīng)的臨界值是0.97，而不是通常的1.96，這樣中介變量將有更多的機(jī)會(huì)被認(rèn)為是顯著的，從而提高了檢驗(yàn)的功效。Sobel檢驗(yàn)方法如下[11]：

零假設(shè)H0：檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量其中分別表示方程系數(shù)a、b的估計(jì)統(tǒng)計(jì)量及對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)誤差。

對(duì)技術(shù)工人比例變量進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，得到統(tǒng)計(jì)量Z=0.53，遠(yuǎn)小于0.97，因而接受技術(shù)工人比例不是最低工資影響建筑業(yè)就業(yè)水平中介變量的假設(shè)。這說(shuō)明面對(duì)最低工資增長(zhǎng)，建筑企業(yè)并沒(méi)有采取技術(shù)工人替代普通操作工人的應(yīng)對(duì)措施。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可能是企業(yè)受制于現(xiàn)實(shí)約束，而非主觀(guān)上的不愿意。這是因?yàn)殡m然目前我國(guó)存在大量的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，但這些勞動(dòng)力知識(shí)文化程度較低，接受專(zhuān)業(yè)培訓(xùn)少，除了體力之外，少有一技之長(zhǎng)。統(tǒng)計(jì)資料表明，1999～2007年，我國(guó)建筑業(yè)技術(shù)工人占全體就業(yè)人員的平均比例不足7%。這種情況下，企業(yè)很可能連正常施工所需的技術(shù)工人都無(wú)法配備完整，更勿論用技術(shù)工人替代普通操作工人了。2004年長(zhǎng)江三角洲、珠江三角洲凸現(xiàn)的“技工荒”正是這一現(xiàn)實(shí)的生動(dòng)寫(xiě)照。因此，可能的實(shí)際情況為不是企業(yè)不想用高效的技術(shù)工人替換初級(jí)操作工，而是沒(méi)有技術(shù)工人可供企業(yè)選擇。

在上述回歸的基礎(chǔ)上，表2的步驟4是對(duì)上述兩個(gè)中介變量的整體回歸。從回歸結(jié)果可以看出，最低工資直接就業(yè)效應(yīng)系數(shù)為 -0.075，占最低工資就業(yè)總效應(yīng)的58%，大致等于最低工資總就業(yè)效應(yīng)扣除資本替代、勞動(dòng)生產(chǎn)率兩變量的中介效應(yīng)⑤。這表明企業(yè)主要是通過(guò)減少或凍結(jié)招聘，甚至直接減員的方式來(lái)應(yīng)對(duì)最低工資增長(zhǎng)所帶來(lái)的人工成本增加。另外建筑企業(yè)產(chǎn)值的就業(yè)彈性由表1中S(2)列的0.28增加到表2中步驟4的0.48，驗(yàn)證了前述的假設(shè)，即最低工資是通過(guò)促使資本替代勞動(dòng)、勞動(dòng)生產(chǎn)率提升等中介變量影響建筑業(yè)就業(yè)彈性進(jìn)而降低建筑業(yè)的就業(yè)水平的。

四、結(jié)論與建議

本文研究發(fā)現(xiàn)：第一，最低工資對(duì)我國(guó)建筑業(yè)就業(yè)水平具有不利影響，但就業(yè)負(fù)效應(yīng)較小，大致為最低工資每上升10個(gè)百分點(diǎn)，建筑業(yè)就業(yè)下降1.3個(gè)百分點(diǎn)。第二，我國(guó)最低工資對(duì)建筑業(yè)的就業(yè)負(fù)效應(yīng)表現(xiàn)為穩(wěn)定的線(xiàn)性負(fù)相關(guān)形式，沒(méi)有經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明最低工資與建筑業(yè)就業(yè)水平之間具有非線(xiàn)性關(guān)系。第三，我國(guó)建筑企業(yè)應(yīng)對(duì)最低工資增長(zhǎng)最主要的方式是減少招聘，甚至減員以抑制人工成本上漲，最低工資整體就業(yè)負(fù)效應(yīng)中大致有58%的比例是以這種直接效應(yīng)形式表現(xiàn)出來(lái)的；其余部分則是通過(guò)中介效應(yīng)的形式實(shí)現(xiàn)的，即最低工資增長(zhǎng)促使企業(yè)部分地用資本替代勞動(dòng)、提高勞動(dòng)生產(chǎn)率等方式減少工人數(shù)量，進(jìn)而影響最終就業(yè)水平。而由于我國(guó)技術(shù)工人短缺的緣故，企業(yè)無(wú)法以技術(shù)工人替代普通操作工人的辦法來(lái)應(yīng)對(duì)最低工資增長(zhǎng)。

那么，本文的研究結(jié)論是否意味著我國(guó)應(yīng)當(dāng)減緩最低工資的增長(zhǎng)甚至取消最低工資呢？事實(shí)上，通過(guò)對(duì)本文研究結(jié)果的進(jìn)一步解讀，可以發(fā)現(xiàn)答案并非這么簡(jiǎn)單。

首先，本文結(jié)論表明雖然我國(guó)最低工資存在就業(yè)負(fù)效應(yīng)，但程度較低。而Saget、Devereux等的研究已表明最低工資對(duì)減少貧困、縮小收入差距具有顯著正向影響[12][13]。在當(dāng)前我國(guó)勞動(dòng)力價(jià)值被嚴(yán)重低估、收入兩極分化日漸加劇的現(xiàn)實(shí)背景下，最低工資收入效應(yīng)更應(yīng)該得到重視。

其次，過(guò)去三十年我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)主要依賴(lài)廉價(jià)勞動(dòng)力的比較優(yōu)勢(shì)，但隨著我國(guó)人口結(jié)構(gòu)的調(diào)整，“人口紅利”已幾近枯竭，蔡昉等人甚至提出我國(guó)或已迎來(lái)“劉易斯拐點(diǎn)”[8](P155)。因此，技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級(jí)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)能否持續(xù)快速發(fā)展的關(guān)鍵。但從本文的研究結(jié)論來(lái)看，目前我國(guó)企業(yè)仍然不能走出“低成本陷阱”，它們應(yīng)對(duì)最低工資增長(zhǎng)的根本思路還是如何降低人工總成本，主要措施仍是簡(jiǎn)單地依靠減少雇傭人數(shù)、延長(zhǎng)勞動(dòng)時(shí)間與提高勞動(dòng)強(qiáng)度等，經(jīng)營(yíng)策略還沒(méi)有轉(zhuǎn)換到技術(shù)創(chuàng)新、提高產(chǎn)品附加值上來(lái)。這表明當(dāng)前我國(guó)工人的工資仍然過(guò)低，以至于企業(yè)依舊可以利用低成本策略維持生存。在當(dāng)前我國(guó)工會(huì)集體談判職能不到位，勞動(dòng)力市場(chǎng)管制較弱的情況下，適度提高最低工資或是國(guó)家推動(dòng)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級(jí)的有效工具。

再次，長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)各產(chǎn)業(yè)技術(shù)工人比例均過(guò)低，“技工荒”已成為制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。那為什么會(huì)出現(xiàn)技術(shù)工人短缺呢？最主要的因素還是勞動(dòng)者報(bào)酬過(guò)低，使得農(nóng)村勞動(dòng)力的收入僅限于個(gè)人及家庭的生活支出，沒(méi)有剩余支持個(gè)人參加專(zhuān)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)。因此，提高最低工資水平，提高勞動(dòng)者報(bào)酬是提升我國(guó)工人技能水平的根本途徑。

最后，本文揭示了現(xiàn)階段勞動(dòng)力需求是就業(yè)決定的主導(dǎo)因素，但隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展與我國(guó)惠農(nóng)政策的落實(shí)，農(nóng)村生活水平將逐步改善。這樣，城市的低工資對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的吸引力勢(shì)必降低，“推動(dòng)”農(nóng)村勞動(dòng)力大規(guī)模流動(dòng)的力量將減弱，今日的“民工慌”可能變?yōu)槲磥?lái)的“民工荒”，基于勞動(dòng)力無(wú)限供給的低成本發(fā)展道路必將無(wú)法維系。因此，應(yīng)適當(dāng)提高最低工資水平、改善勞動(dòng)者待遇，以避免我國(guó)未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的火車(chē)陷入低成本經(jīng)營(yíng)的舊軌難以繼續(xù)，而又不能切換到依靠技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級(jí)的新軌上來(lái)的尷尬境地。

注釋?zhuān)?/p>

①原勞動(dòng)與社會(huì)保障部2007年開(kāi)展的第二次農(nóng)村勞動(dòng)力調(diào)查顯示，2006年中國(guó)農(nóng)村外出務(wù)工人員從業(yè)比例最高的是建筑施工業(yè)，占16.3%。

②勞動(dòng)生產(chǎn)率根據(jù)建筑業(yè)增加值口徑核算，從2003年開(kāi)始我國(guó)建筑業(yè)增加值核算口徑發(fā)生了變化，因此本文利用各省、市、自治區(qū)2002年建筑業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率核算口徑變化后對(duì)變化前的比值，依次對(duì)2002年之前各省、市、自治區(qū)的勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)行了同比例的平減，以消除建筑業(yè)核算口徑變動(dòng)帶來(lái)的影響。

③統(tǒng)計(jì)年鑒僅提供1999年以后的技術(shù)人員數(shù)，因該項(xiàng)目無(wú)法分離國(guó)有企業(yè)數(shù)，故本文用建筑業(yè)技術(shù)工人比例近似替代非國(guó)有建筑企業(yè)技術(shù)工人比例；在估計(jì)技術(shù)人員比例的中介效應(yīng)時(shí)，相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)樣本量縮減為210。

④現(xiàn)實(shí)中，許多小企業(yè)往往制定非常低的基本工資以減少人工成本并以此鼓勵(lì)員工加班。

⑤直接效應(yīng)與間接效應(yīng)總和不等于100%的部分原因是小數(shù)位約取造成的誤差，另外變量間存在一定的共線(xiàn)性也會(huì)使得結(jié)果不能完全符合理論上的推導(dǎo)。

參考文獻(xiàn)：

[1] Brown,C.,Gilroy,C.,Kohen,A.I.Time-series Evidence of the Effect of the Minimum Wage on Youth Employment and Unemployment[J].Journal of Human Resources,1982,(18):3—33.

[2] Card,D.,Krueger,A.B.Myth and Measurement:The New Economics of the Minimum Wage[M].Princeton：Princeton University Press,1995.

[3] Card,D.Do Minimum Wages Reduce Employment?A Case Study of California,1987—89[J].Industrial and Labor Relations Review,1992,(46):37—55.

[4] Katz,L.F.,Krueger,A.B.The Effect of the Minimum Wage on the Fast-food Industry[J].Industrial and Labor Relations Review,1992,(46):6—21.

[5] Card,D.,Krueger,A.B.Minimum Wages and Employment:A Case Study of the Fast-food Industry in New Jersey and Pennsylvania[J].American Economic Review,1994,84(4):772—793.

[6] 韓兆洲．安寧寧.最低工資、勞動(dòng)力供給與失業(yè)——基于VAR模型的實(shí)證分析[J].暨南學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)，2007，(1)：38—45.

[7] 羅小蘭.我國(guó)最低工資標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)民工就業(yè)效應(yīng)分析——對(duì)全國(guó)、地區(qū)及行業(yè)的實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)研究，2007，33(11)：114—124．

[8] 蔡昉．人口與勞動(dòng)綠皮書(shū)：中國(guó)人口與勞動(dòng)力問(wèn)題報(bào)告——?jiǎng)⒁姿罐D(zhuǎn)折點(diǎn)及其政策挑戰(zhàn)[M].北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2007．

[9] Zucker,A.Minimum Wages and the Long-run Elasticity of Demand for Low-wage Labor[J].Quarterly Journal of the Economics,1973,87(2):267—277.

[10] Neumark,D.,William,W.The Effect of New Jersey's Minimum Wage Increase on Fast-food Employment:A Re-evaluation Using Payroll Records[Z].National Bureau of Economic Research Working Paper No.5224,1995.

[11] 溫忠麟，張雷，侯泰杰，劉紅云.中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其運(yùn)用[J].心理學(xué)報(bào)，2004，36(5)：614—620.

[12] Saget,C.Poverty Reduction and Decent Work in Developing Countries:Do Minimum Wages Help?[J].International Labor Review,2001,(140)：80—102.

[13] Devereux,S.Can Minimum Wage Contribute to the Poverty Reduction in Poor Country?[J].Journal of International Development,2005,(17)：899—912.