我國最低工資標準的就業(yè)效應研究

劉慧吉+黃興

【摘 要】 最低工資制度是國家法律規(guī)定的，保護勞動者合法權(quán)益的制度。本文運用2004-2014年建筑業(yè)的面板數(shù)據(jù)，實證研究最低工資標準提高對建筑業(yè)產(chǎn)生 了負效應，最低工資標準提高1%，就業(yè)人數(shù)減少0.387%。用中介效應檢驗時得出，整體就業(yè)負效應中大致有64.24%的比例是以直接較少人員招聘形式表現(xiàn)出來的，其余部分則是通過中介效應的形式間接起作用。

【關(guān)鍵詞】 最低工資 就業(yè) 中介效應

一、引言

19世紀末最低工資制度在西方興起，我國于2004年以法律的形式確立最低工資制度，至今已實行最低工資制度20余年。從歷史發(fā)展來看，否定最低工資主要原因在于減少了就業(yè)。工資具有粘性，通過政府政策來提高最低工資，不符合市場經(jīng)濟的規(guī)律，而且，大部分國家勞動力市場都是供過于求，勞動者在市場中，特別是低技能的勞動者，沒有討價的話語權(quán)，企業(yè)者面對最低工資制度，會采取減少雇傭人數(shù)或者加大勞動強度減少福利來彌補提高了最低工資的損失。然而，就在上世紀90年代初，當美國國民經(jīng)濟調(diào)查局的大衛(wèi)·卡德和阿蘭·克魯格提供了之前的最低工資提高對就業(yè)沒有預期中的效果后，經(jīng)濟學家被迫對他們的觀點進行了反思。有研究顯示，當新澤西州的最低工資的提高而相鄰賓夕法尼亞州沒有提高最低工資，兩州的就業(yè)情況并沒有不同。此時，又有經(jīng)濟學家推測，這種情況是由于工人轉(zhuǎn)換工作成本高于最低工資提高的數(shù)量。這意味著，企業(yè)如果能吸收提高的這一部分成本，工人的福利將提高，然而，企業(yè)是逐利的，當最低工資提高到一定高度，企業(yè)會發(fā)現(xiàn)難以吸收這部分成本，特別是在當經(jīng)濟疲軟，需求無力時，對低技能勞動力的需求將因最低工資的提高而越發(fā)敏感。隨著科技發(fā)展，自動化程度的日漸延伸，企業(yè)可能以提高工資地板為由，重組生產(chǎn)和裁員。但就目前來看，經(jīng)濟學對最低工資的提高理論和實證研究都無法達成一致結(jié)論，甚至出現(xiàn)相反結(jié)果。

二、文獻綜述

從最低工資的角度分析勞動力的就業(yè)效應，一直都是學者關(guān)注的重點，目前有了一定進展，但沒有定論。西方國家，早期關(guān)于最低工資對就業(yè)影響的爭論，主要集中在新古典主義者Stigler和修正主義者Lester之間（Lemos，2007）。新古典經(jīng)濟學將最低工資的作用視為無效甚至是有害的。美國學者Stigler提出了失業(yè)效應模型。Card 和 Krueger （ 1993） 得出最低工資標準的提升并沒有對就業(yè)產(chǎn)生負效應。Leigh （ 2003）得出最低工資對勞動力需求具有擠出效應。Marcus 和 Andreas （ 2010）認為只有在最低工資標準足夠高時才會對勞動力就業(yè)產(chǎn)生影響，反之，則僅具有形式上的意義。Bredemeier 和 Juessen （ 2012） 通發(fā)現(xiàn)女性比男性擁有的供給彈性大，同時對已婚婦女的勞動供給反應明顯。Giuliano （ 2013）發(fā)現(xiàn)強制性提高工資對成年人的就業(yè)有負面影響，而對青少年就業(yè)則是明顯的積極影響。 從我們確立最工工資制度以來，其就業(yè)效應也日益得到國內(nèi)學者的關(guān)注，如著名經(jīng)濟學家張五常（2004，2006）和經(jīng)濟學家薛兆豐（2004）都認為最低工資制度多余且無用。韓兆洲和安寧寧 （ 2007）認為最低工資標準的適當提高有助于促進勞動就業(yè)供給。馬雙等 （ 2012） 得出結(jié)論：最低工資每增加10% ，企業(yè)平均工資將增加0.3%-0.6%，而企業(yè)雇傭人數(shù)將顯著減少0. 6%左右。羅燕和韓冰（ 2013）得到最低工資標準每上升 10% ，就業(yè)量會顯著增加 1.86%。戴小勇和成力為（ 2014）發(fā)現(xiàn)最低工資標準提升主要是對結(jié)構(gòu)性就業(yè)效應顯著，對低層次、低技術(shù)含量的勞動力產(chǎn)生沖擊。張璐和徐雷（2014）在總體促進就業(yè)的趨勢下，各地區(qū)差異大，東部地區(qū)成正相關(guān)關(guān)系，中西部地區(qū)則反之。 從文獻可以看出，學者們從不同的角度選擇不同的數(shù)據(jù)不同的測算方法，對相同的經(jīng)濟現(xiàn)象進行研究結(jié)論區(qū)別甚大。

本文主要運用 2003-2014年的省際建筑業(yè)的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗最低工資標準提升對中國城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)的影響，以及通過中介效應驗證勞動生產(chǎn)率和技術(shù)裝備率對就業(yè)產(chǎn)生的沖擊作用有多大，以期通過數(shù)量化分析對中國最低工資標準的制定以及更好地促進勞動力就業(yè)提供有益的借鑒和參考。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

3.1 基準模型

本文選取建筑業(yè)中最低工資的就業(yè)效應作為研究對象。

在建筑業(yè)中勞動力需求可以看作建筑業(yè)總產(chǎn)值的引致需求，那么建筑業(yè)需求水平可以由全國31個省市自治區(qū)各自的建筑業(yè)總產(chǎn)值來作為代理變量。在建筑業(yè)行業(yè)中對勞動者知識技能要求不高，以體力勞動為主，失業(yè)人員大部分都可以成為其潛在勞動力供給方。因此，在建筑業(yè)中勞動力供給可以由城市登記失業(yè)率作為代理變量（周培煌，2010）。本文在周培煌的基礎上建立以下模型來估計在建筑業(yè)中最低工資的就業(yè)效應：

上式中，eit代表建筑業(yè)的就業(yè)人數(shù)，作為被解釋變量；mwit代表最低工資，valueit作為解釋變量；uneit代表建筑業(yè)總產(chǎn)值，代表城市登記失業(yè)率，作為控制變量。其中，下表i代表31個省市自治區(qū)，t代表年份（2004-2014）。系數(shù)β1衡量著最低工資對建筑業(yè)就業(yè)效應的影響，若β1顯著大于0，則最低工資的提升有利于建筑業(yè)就業(yè)情況；若β1顯著小于0，則最低工資對建筑業(yè)就業(yè)情況產(chǎn)生負向影響；若β1不顯著，說明最低工資對建筑業(yè)就業(yè)情況沒有顯著影響。

3.2 數(shù)據(jù)說明

本文選用2004-2014年中國31個省市自治區(qū)建筑業(yè)的就業(yè)人數(shù)（萬人）的對數(shù)值（lne）作為模型的被解釋變量。由于《中國統(tǒng)計年鑒》只發(fā)布了分地區(qū)按登記類型分建筑業(yè)企業(yè)從業(yè)人數(shù)，并沒有給出各省市自治區(qū)的總體建筑業(yè)就業(yè)人數(shù)，故本文各省市自治區(qū)的建筑業(yè)就業(yè)人數(shù)統(tǒng)一采取上述兩指標的比值計算：建筑業(yè)就業(yè)人數(shù)（萬人）=建筑業(yè)增加值/按增加值計算的勞動生產(chǎn)率?？紤]到最低工資標準對就業(yè)效應影響的渠道眾多，本文將進一步進行中介效應檢驗。為數(shù)據(jù)描述方便，事先給出中介指標技術(shù)裝備率（equipment_r）和勞動生產(chǎn)率（labor_r），中介指標選取標準見后續(xù)分析。

上述變量數(shù)據(jù)來源：建筑業(yè)總產(chǎn)值、建筑業(yè)增加值、城市登記失業(yè)率、中介效應指標建筑業(yè)技術(shù)裝備率和建筑業(yè)勞動生產(chǎn)率來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。最低工資數(shù)據(jù)來自各地區(qū)政府統(tǒng)計公報和人力資源和社會保障部門網(wǎng)站。所有涉及價格與產(chǎn)值的數(shù)據(jù)均經(jīng)過各省市自治區(qū)各自的CPI指數(shù)進行平減，以2004年不變價表示。

四、實證模型的回歸結(jié)果及分析

4.1 基準回歸結(jié)果及分析

本文所分析的樣本為2004-2014年我國各省市自治區(qū)最低工資對就業(yè)效應影響的面板數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)的估計模型一般可分為固定效應（FE）、隨機效應（RE）和混合效應（POLS）三種。根據(jù)似然比LR檢驗，在1%的水平上拒絕不存在個體效應的原假設，在固定效應模型和混合模型中選擇固定效應模型。根據(jù)hausman檢驗結(jié)果，同樣在固定效應和隨機效應模型中選擇固定效應模型。針對方程（1），表4-1給出了各省市自治區(qū)最低工資對就業(yè)效應影響的結(jié)果，表中三個方程均采用省級層面的固定效應回歸，3個方程的hausman檢驗均指出采用固定效應模型。事實上，即使采用隨機效應模型也不會改變最低工資對就業(yè)效應影響的結(jié)論。

表4-1的結(jié)果表明，各項指標都在1%統(tǒng)計性水平顯著，通過F檢驗可以看出方程在整體上顯著，同時擬合優(yōu)度達到0.7以上，對于面板數(shù)據(jù)而言，此模型擬合優(yōu)度較好?？紤]到解釋變量與控制變量間可能存在多重共線性，本文進一步給出多重共線性檢驗結(jié)果（根據(jù)后續(xù)分析需求，事先包含中介變量），見表4-3。

第（1）-（3）列三個回歸方程最低工資的對數(shù)（）系數(shù)顯著均為負，表明在建筑業(yè)中最低工資對就業(yè)存在顯著的負向效應。以第（2）列為例，最低工資提高1%，建筑業(yè)就業(yè)人數(shù)約降低0.387%。與Card和Krueger（1994）對波多黎各建筑業(yè)的實證檢驗及周培煌（2010）對1995-2006年我國建筑業(yè)的實證檢驗的結(jié)論保持一致?？紤]到模型可能遺漏重要的解釋變量，而滯后一期的被解釋變量包含了大部分解釋變量的信息，第（3）列進一步將被解釋變量的滯后一期作為控制變量引入模型，結(jié)果依然支持上述結(jié)論，且顯著性良好。

4.2 中介效應檢驗

如下圖所示，考察自變量X對因變量的Y的影響時，如果自變量X通過變量M影響因變量Y，則M被稱為中介變量。其中，方程（i）的系數(shù)c為自變量X對因變量Y的總效應；方程（ii）的系數(shù)a為自變量X對中介變量M的效應；方程（iii）的系數(shù)b是在控制了自變量X的影響后，中介變量M對因變量Y的效應，系數(shù)是在控制了中介變量M的影響后，自變量X對因變量Y的直接效應。系數(shù)a與b的乘積（ab）或系數(shù)c與的差（）為經(jīng)過中介變量M傳輸?shù)闹薪樾∕ediating Effect）。為建筑業(yè)就業(yè)人數(shù)的對數(shù)值，為建筑業(yè)最低工資的對數(shù)值，為中介指標技術(shù)裝備率和勞動生產(chǎn)率。

在原方程的基礎上加入了中介變量，分別加入技術(shù)裝備率和勞動生產(chǎn)率中介指標后，最低工資對數(shù)（）的系數(shù)顯著為負。結(jié)果表明，分別引入以上兩個中介變量，最低工資對就業(yè)負效應的系數(shù)的絕對值分別下降了0.031（=0.387-0.356）和0.173（=0.387-0.214），即技術(shù)裝備率和勞動生產(chǎn)率的中介效應分別約占總效應的8%與44.7%。同時加入技術(shù)裝備率和勞動生產(chǎn)率兩個中介指標后，第（4）列系數(shù)符號與（2）、（3）列保持一致性。這說明最低工資增長后，企業(yè)將在一定程度上采取購買技術(shù)裝備和具有一定技術(shù)水平的人員的方式應對最低工資的影響，最低工資將對低技能人員產(chǎn)生“擠出效應”。

五、結(jié)論

研究發(fā)現(xiàn)：最低工資標準提高對我國建筑業(yè)就業(yè)水平具有不利影響，但就業(yè)負效應較小，建筑業(yè)中最低工資對就業(yè)的總效應為最低工資提高1%，建筑業(yè)就業(yè)人數(shù)約降低0.387%；我國建筑企業(yè)應對最低工資增長最主要的方式是減少招聘，最低工資整體就業(yè)負效應中大致有64.24%是以這種直接效應形式表現(xiàn)出來的，其余部分則是通過資本替代勞動、提高勞動生產(chǎn)率等中介效應的形式實現(xiàn)的，進而影響最終就業(yè)水平。雖然最低工資標準提高對就業(yè)顯示出負效應，但并不代表最低工資沒有用，我國經(jīng)濟發(fā)展正處于轉(zhuǎn)型升級的階段，同時又存在大量低技能的勞動力，最低工資標準的提高可以促進企業(yè)轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式，提高企業(yè)的創(chuàng)新能力，勞動者通過提高自身素質(zhì)去適應新常態(tài)，最低工資標準提高也可以使低收入勞動者收入增加，從而促進消費，拉動經(jīng)濟的增長，縮小貧富差距，讓勞動者分享經(jīng)濟發(fā)展的成果。

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