劉慧吉+黃興

【摘 要】 最低工資制度是國家法律規(guī)定的，保護(hù)勞動者合法權(quán)益的制度。本文運(yùn)用2004-2014年建筑業(yè)的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高對建筑業(yè)產(chǎn)生 了負(fù)效應(yīng)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高1%，就業(yè)人數(shù)減少0.387%。用中介效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí)得出，整體就業(yè)負(fù)效應(yīng)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(yīng)的形式間接起作用。

【關(guān)鍵詞】 最低工資 就業(yè) 中介效應(yīng)

一、引言

19世紀(jì)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(shí)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(jì)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(jià)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(qiáng)度減少福利來彌補(bǔ)提高了最低工資的損失。然而，就在上世紀(jì)90年代初，當(dāng)美國國民經(jīng)濟(jì)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(yù)期中的效果后，經(jīng)濟(jì)學(xué)家被迫對他們的觀點(diǎn)進(jìn)行了反思。有研究顯示，當(dāng)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(shí)，又有經(jīng)濟(jì)學(xué)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(dāng)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(dāng)經(jīng)濟(jì)疲軟，需求無力時(shí)，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(jì)學(xué)對最低工資的提高理論和實(shí)證研究都無法達(dá)成一致結(jié)論，甚至出現(xiàn)相反結(jié)果。

二、文獻(xiàn)綜述

從最低工資的角度分析勞動力的就業(yè)效應(yīng)，一直都是學(xué)者關(guān)注的重點(diǎn)，目前有了一定進(jìn)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(jì)學(xué)將最低工資的作用視為無效甚至是有害的。美國學(xué)者Stigler提出了失業(yè)效應(yīng)模型。Card 和 Krueger （ 1993） 得出最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升并沒有對就業(yè)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。Leigh （ 2003）得出最低工資對勞動力需求具有擠出效應(yīng)。Marcus 和 Andreas （ 2010）認(rèn)為只有在最低工資標(biāo)準(zhǔn)足夠高時(shí)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(shí)對已婚婦女的勞動供給反應(yīng)明顯。Giuliano （ 2013）發(fā)現(xiàn)強(qiáng)制性提高工資對成年人的就業(yè)有負(fù)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(yīng)也日益得到國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注，如著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家張五常（2004，2006）和經(jīng)濟(jì)學(xué)家薛兆豐（2004）都認(rèn)為最低工資制度多余且無用。韓兆洲和安寧寧 （ 2007）認(rèn)為最低工資標(biāo)準(zhǔn)的適當(dāng)提高有助于促進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)提升主要是對結(jié)構(gòu)性就業(yè)效應(yīng)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(jìn)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(xiàn)可以看出，學(xué)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(jì)現(xiàn)象進(jìn)行研究結(jié)論區(qū)別甚大。

本文主要運(yùn)用 2003-2014年的省際建筑業(yè)的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)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(yīng)驗(yàn)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(biāo)準(zhǔn)的制定以及更好地促進(jìn)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(zhǔn)模型

本文選取建筑業(yè)中最低工資的就業(yè)效應(yīng)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(chǔ)上建立以下模型來估計(jì)在建筑業(yè)中最低工資的就業(yè)效應(yīng)：

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(yīng)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(fù)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(jì)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(biāo)的比值計(jì)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(jì)算的勞動生產(chǎn)率?？紤]到最低工資標(biāo)準(zhǔn)對就業(yè)效應(yīng)影響的渠道眾多，本文將進(jìn)一步進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。為數(shù)據(jù)描述方便，事先給出中介指標(biāo)技術(shù)裝備率（equipment_r）和勞動生產(chǎn)率（labor_r），中介指標(biāo)選取標(biāo)準(zhǔn)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(yīng)指標(biāo)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(jì)年鑒》。最低工資數(shù)據(jù)來自各地區(qū)政府統(tǒng)計(jì)公報(bào)和人力資源和社會保障部門網(wǎng)站。所有涉及價(jià)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(jìn)行平減，以2004年不變價(jià)表示。

四、實(shí)證模型的回歸結(jié)果及分析

4.1 基準(zhǔn)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(yīng)影響的面板數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)的估計(jì)模型一般可分為固定效應(yīng)（FE）、隨機(jī)效應(yīng)（RE）和混合效應(yīng)（POLS）三種。根據(jù)似然比LR檢驗(yàn)，在1%的水平上拒絕不存在個體效應(yīng)的原假設(shè)，在固定效應(yīng)模型和混合模型中選擇固定效應(yīng)模型。根據(jù)hausman檢驗(yàn)結(jié)果，同樣在固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型中選擇固定效應(yīng)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(yīng)影響的結(jié)果，表中三個方程均采用省級層面的固定效應(yīng)回歸，3個方程的hausman檢驗(yàn)均指出采用固定效應(yīng)模型。事實(shí)上，即使采用隨機(jī)效應(yīng)模型也不會改變最低工資對就業(yè)效應(yīng)影響的結(jié)論。

表4-1的結(jié)果表明，各項(xiàng)指標(biāo)都在1%統(tǒng)計(jì)性水平顯著，通過F檢驗(yàn)可以看出方程在整體上顯著，同時(shí)擬合優(yōu)度達(dá)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(jìn)一步給出多重共線性檢驗(yàn)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(fù)，表明在建筑業(yè)中最低工資對就業(yè)存在顯著的負(fù)向效應(yīng)。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(shí)證檢驗(yàn)及周培煌（2010）對1995-2006年我國建筑業(yè)的實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)論保持一致。考慮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(jìn)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(yīng)檢驗(yàn)

如下圖所示，考察自變量X對因變量的Y的影響時(shí)，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(yīng)；方程（ii）的系數(shù)a為自變量X對中介變量M的效應(yīng)；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(yīng)，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(yīng)。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?yīng)（Mediating 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(biāo)技術(shù)裝備率和勞動生產(chǎn)率。

在原方程的基礎(chǔ)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(biāo)后，最低工資對數(shù)（）的系數(shù)顯著為負(fù)。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(fù)效應(yīng)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(yīng)分別約占總效應(yīng)的8%與44.7%。同時(shí)加入技術(shù)裝備率和勞動生產(chǎn)率兩個中介指標(biāo)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(yīng)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(yīng)”。

五、結(jié)論

研究發(fā)現(xiàn)：最低工資標(biāo)準(zhǔn)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(fù)效應(yīng)較小，建筑業(yè)中最低工資對就業(yè)的總效應(yīng)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(yīng)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(fù)效應(yīng)中大致有64.24%是以這種直接效應(yīng)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(yīng)的形式實(shí)現(xiàn)的，進(jìn)而影響最終就業(yè)水平。雖然最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高對就業(yè)顯示出負(fù)效應(yīng)，但并不代表最低工資沒有用，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展正處于轉(zhuǎn)型升級的階段，同時(shí)又存在大量低技能的勞動力，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高可以促進(jìn)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(yīng)新常態(tài)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高也可以使低收入勞動者收入增加，從而促進(jìn)消費(fèi)，拉動經(jīng)濟(jì)的增長，縮小貧富差距，讓勞動者分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果。

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