王雅麗 張錦華 吳方衛(wèi)

摘要： 最低工資政策是國家的重要保障制度，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的改變通常伴隨著就業(yè)和收入的“雙刃劍”效應(yīng)。本文利用2013年和2014年的流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，使用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)、Heckman兩步法和分位數(shù)回歸方法，在考慮最低工資水平提升的就業(yè)效應(yīng)的基礎(chǔ)上，實(shí)證分析了最低工資水平調(diào)整對農(nóng)民工工資的影響，又進(jìn)一步從群體異質(zhì)性的角度深化研究。研究結(jié)果表明：在未考慮就業(yè)效應(yīng)的情況下，最低工資水平的提升對農(nóng)民工的收入正效應(yīng)存在高估;在考慮就業(yè)效應(yīng)的前提下，對初中及以下的農(nóng)民工存在收入正效應(yīng)，但是卻降低了高中、中專和大學(xué)?？萍耙陨系霓r(nóng)民工工資水平，大學(xué)?？萍耙陨先后w下降得更為明顯;收入分組情況下，對低收入群體的收入效應(yīng)影響較大，尤其是學(xué)歷低和收入低的農(nóng)民工的收入效應(yīng)顯著提高。

關(guān)鍵詞： 最低工資; 就業(yè)效應(yīng); 收入效應(yīng); 農(nóng)民工

文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A ?文章編號： 1002-2848-2019（04）-0038-10

最低工資制度是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究最多的話題之一[1]。中國早在1922年8月通過中國勞動組合書記部制定了《勞動法案大綱》，以立法的形式明確提出保障勞動者的最低工資。隨著建國和改革開放以后的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和勞動力保障等相關(guān)法律、法規(guī)的完善，最低工資政策逐步得以完善，并成為有法可依的工資規(guī)范標(biāo)準(zhǔn)。自2004年新修訂的《最低工資政策》出臺以來，中國各地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高幅度和調(diào)整頻率不斷增大[2]，中國還計(jì)劃于“十三五”結(jié)束的時候，將最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高到城鎮(zhèn)從業(yè)人員平均工資的40%以上。最低工資政策作為眾多政策措施中最直接影響居民工資水平的措施[3]，對保障勞動者收入權(quán)益和促進(jìn)實(shí)現(xiàn)社會收入分配公平具有重要的指導(dǎo)意義[4]。

最低工資標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)施是政府保障勞動者的最低收益水平，尤其是底層低收入群體工資水平的政策，農(nóng)民工作為城市中低收入階層，最低工資標(biāo)準(zhǔn)對農(nóng)民工工資的影響備受關(guān)注。同時，最低工資水平的提升對勞動者的就業(yè)和收入存在著雙重影響，具有“雙刃劍”效應(yīng)，以往關(guān)于最低工資提升對農(nóng)民工收入的研究大多直接考察收入效應(yīng)而忽略了就業(yè)效應(yīng)的影響。鑒于此，本文將利用2013年和2014年的流動人口動態(tài)監(jiān)測有關(guān)農(nóng)民工的數(shù)據(jù)，首先使用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)和Heckman兩步法，在考慮最低工資水平提升的就業(yè)效應(yīng)的基礎(chǔ)上，考察農(nóng)民工的收入變化情況。其次，針對不同學(xué)歷分組的農(nóng)民工收入的影響情況進(jìn)行延伸分析。然后，在上述研究基礎(chǔ)上，使用分位數(shù)回歸方法，對不同收入分組的農(nóng)民工收入的影響情況做進(jìn)一步研究。最后利用反事實(shí)分析驗(yàn)證上述實(shí)證研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。

一、文獻(xiàn)綜述

由于最低工資水平的變化對勞動力的就業(yè)和收入都存在影響，因此最低工資制度也被認(rèn)為是一把“雙刃劍”，即享有收入效應(yīng)的同時會增加部分勞動者失業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)，而針對這兩種效應(yīng)的研究都受到了極大的關(guān)注。

從就業(yè)角度看，有學(xué)者認(rèn)為在勞動力市場結(jié)構(gòu)完全競爭的情況下，最低工資的提升會減少就業(yè)[5-6]，會加重企業(yè)的用工成本和實(shí)際成本導(dǎo)致就業(yè)量下降[7-9]。還有學(xué)者認(rèn)為，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升不會對就業(yè)產(chǎn)生消極影響[10-12]。最低工資標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)施或者提高并不一定會導(dǎo)致雇主解雇工人，他們有可能通過減少工人福利、增加固定資本和人力資本投資等手段，來抵消最低工資提高帶來的損失[13]。當(dāng)然還有學(xué)者對最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對就業(yè)的影響持一定的保留態(tài)度，Stigler[14]認(rèn)為實(shí)行最低工資管制會導(dǎo)致用工成本的提高，但是對就業(yè)的影響或者是損害，還要取決于勞動力市場的結(jié)構(gòu)，如果在競爭性市場上實(shí)行最低工資制度，會對就業(yè)造成損害，在壟斷性市場上的影響就會具有不確定性。Machin等[15]認(rèn)為最低工資對就業(yè)沒有積極的影響或者說是沒有影響，即便是存在影響，無論是積極的還是消極的，均比較弱[16]。

從工資角度看，國外學(xué)者發(fā)現(xiàn)最低工資提高有益于工資的提高[17-20]，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)最低工資對收入的提高具有負(fù)面效應(yīng)[21，5]，但是一致認(rèn)為最低工資的變化主要集中在低收入群體[22-24]。國內(nèi)學(xué)者圍繞最低工資標(biāo)準(zhǔn)變化對工資影響的研究較少，馬雙等[3]研究發(fā)現(xiàn)最低工資每上漲10%，制造業(yè)企業(yè)平均工資將整體上漲0.4%～0.5%。邸俊鵬等[25]的研究表明最低工資每提高1%，工資收入平均提高0.6%，這與馬雙等[3]的研究一致。葉林祥等[1]認(rèn)為總體而言，工資總額受到最低工資政策影響的員工比例僅為2.1%～3.4%，低學(xué)歷、工作經(jīng)驗(yàn)少、女性、勞動密集型企業(yè)、出口占GDP比重高、經(jīng)濟(jì)落后、最低工資水平高的地區(qū)的員工更有可能受到最低工資政策的影響。

農(nóng)民工作為主要的低收入階層，在城市勞動力市場中占有較大比例，他們是最低工資政策名義上的主要受益者和保障對象，作為勞動力樣本的異質(zhì)性群體之一，最低工資標(biāo)準(zhǔn)對農(nóng)民工工資的影響也不容忽略。最低工資水平的提升對農(nóng)民工工資的影響也存在一定的爭議，孫中偉等[26]發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工工資對最低工資標(biāo)準(zhǔn)依賴性較高，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的每次提高，都會帶來農(nóng)民工工資的相應(yīng)增長，二者的平均值基本上呈平行狀態(tài)。還有學(xué)者認(rèn)為隨著最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高，在最低工資制度監(jiān)管乏力的部門，雖然工資也會“自覺”提高，但其幅度低于行業(yè)工資預(yù)期增幅，從而導(dǎo)致工資與農(nóng)民工離職率同步上升的“悖論”;而在最低工資制度監(jiān)管嚴(yán)格的部門，工資增幅超過行業(yè)工資預(yù)期增幅，農(nóng)民工離職率隨工資上漲而下降[27]。另外胡遠(yuǎn)華等[28]認(rèn)為最低工資標(biāo)準(zhǔn)的變動只對低于法定工資標(biāo)準(zhǔn)的農(nóng)民工的收入有顯著影響。還有學(xué)者認(rèn)為最低工資標(biāo)準(zhǔn)對農(nóng)民工就業(yè)的影響存在一個閾值。在該閾值之前，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的增加會促進(jìn)農(nóng)民工就業(yè)，而超過該閾值后，農(nóng)民工就業(yè)就會隨著最低工資標(biāo)準(zhǔn)的增加而減少[29]。

本文還關(guān)注了以不同學(xué)歷和不同收入分類的農(nóng)民工異質(zhì)性群體面對最低工資水平提升所帶來的就業(yè)效應(yīng)和收入效應(yīng)，現(xiàn)有文獻(xiàn)表明最低工資只對低學(xué)歷的勞動力產(chǎn)生影響[30]，將更多地增加勞動密集型或人均資本較低企業(yè)的平均工資[3]。Neumark等[21]則認(rèn)為最低工資水平的增加對低收入群體和高收入群體均有影響，只是對低收入群體的影響更加強(qiáng)烈些。與之不同的是，Owens等[31]發(fā)現(xiàn)最低工資的變動對低收入群體的工資會產(chǎn)生影響，而對于高收入群體并未有太多的影響，在最低工資標(biāo)準(zhǔn)附近的收入群體的工資會隨著最低工資收入的提升而增加。另外，邸俊鵬等[25]發(fā)現(xiàn)最低工資對收入的影響主要集中在低收入人群，而對于高收入群體是否存在溢出效應(yīng)是不確定的。

綜上所述，國內(nèi)外現(xiàn)有的最低工資水平變動對勞動力就業(yè)和收入影響的相關(guān)研究，為本研究提供了良好的基礎(chǔ)，但將就業(yè)效應(yīng)和收入效應(yīng)割裂開來，僅從一個方面對最低工資水平變動的研究具有片面性，得到的工資收入效應(yīng)并不是有效收入效應(yīng)，因此，在考慮了最低工資制度的就業(yè)負(fù)效應(yīng)基礎(chǔ)上所獲得的研究結(jié)果，可以提升最低工資制度影響的精準(zhǔn)性，這是本文的貢獻(xiàn)之一;從農(nóng)民工樣本的異質(zhì)性視角深度挖掘，為第一個研究貢獻(xiàn)提供了進(jìn)一步的延伸性思考，這是本文的第二個貢獻(xiàn);在研究方法上，本文在準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)方法的基礎(chǔ)上引入Heckman兩步法，既考慮了最低工資水平提升的就業(yè)效應(yīng)，又考慮了收入效應(yīng)，克服了樣本選擇問題，并在此基礎(chǔ)上引入分位數(shù)回歸方法，克服了異方差問題，進(jìn)一步提升了本研究結(jié)果的可靠性，穩(wěn)健性檢驗(yàn)也會進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)果的準(zhǔn)確性，這個本文的第三個貢獻(xiàn)。

本文余下的內(nèi)容安排如下：第二部分是研究設(shè)計(jì)，包括模型選擇、變量與數(shù)據(jù)說明;第三部分是實(shí)證分析，主要圍繞對農(nóng)民工總體就業(yè)和工資的影響、對不同學(xué)歷分組的考察和對不同收入分組的考察三個方面展開;第四部分是本文研究的主要結(jié)論及建議。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）模型選擇

1.準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)

最低工資標(biāo)準(zhǔn)是一項(xiàng)旨在“維護(hù)勞動者取得勞動報(bào)酬的合法權(quán)益，保障勞動者個人及其家庭成員的基本生活”的“保障制度”，但在政策執(zhí)行層面卻不僅是保障制度，還被附加了更多政策目標(biāo)，成為“工資增長制度”[26]。因此，可以將最低工資水平的政策性調(diào)整視為“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，其能夠有效解決政策評價過程中的內(nèi)部和外部有效性問題，常采用的方法是雙差分（DID）估計(jì)方法，通過差分內(nèi)差分，可以有效消除不隨時間改變的不可觀測的個體異質(zhì)性[32]。一個自然實(shí)驗(yàn)總有一個不受政策變化影響的對照組和一個受到政策變化影響的處理組，將最低工資的提升視為一項(xiàng)自然實(shí)驗(yàn)（虛擬變量Gi），把未提升最低工資標(biāo)準(zhǔn)設(shè)為G=0（對照組），最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升設(shè)為G=1（處理組），用exeit、exwit表示農(nóng)民工i在t時期的就業(yè)和工資狀況，則Δexeit、Δexwit表示農(nóng)民工i在最低工資水平提升前后的變化情況，若最低工資水平提升，將其兩個時期的就業(yè)和工資變動記為Δex1eit、Δex1wit，若最低工資水平未提升則將其兩個時期的就業(yè)和工資變動記為Δex0eit、Δex0wit，因此，最低工資水平提升對農(nóng)民工的就業(yè)和工資的實(shí)際影響δe、δw為：

2.Heckman兩步法

最低工資水平提升后勞動力是否選擇就業(yè)，是一個市場選擇的過程，簡單地將非就業(yè)樣本等同或者直接刪除非就業(yè)樣本，都會導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的偏誤，因此，本文采用Heckman[33]的兩階段選擇模型將最低工資水平提升對農(nóng)民工的就業(yè)效應(yīng)和工資收入效應(yīng)劃分為兩個階段進(jìn)行考察。

由式（3）可知農(nóng)民工勞動參與狀況的二元選擇離散模型，并得到估計(jì)值：

式（7）中，λ為逆米爾斯比率（inverse Mills ratio）;和φ分別表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(shù)和分布函數(shù)。如果λ系數(shù)顯著，則說明存在選擇性偏誤，進(jìn)一步證明本文使用的方法是合理的;反之，如果不存在選擇性偏誤，此方法便不可使用。

將逆米爾斯比率（lambda）加入工資方程，其他變量簡化為T，修正后的回歸模型為：

3.分位數(shù)處理效應(yīng)

最低工資水平的提升對不同收入分組的影響，是最低工資對農(nóng)民工的異質(zhì)性影響之一，也可歸為上述分析部分，但考慮到對不同收入分組需要使用新的研究方法，因此，本文在此部分單獨(dú)展開。本部分采用Koenker等[34]的分位數(shù)回歸方法，可克服異方差問題[35]。本文將分位數(shù)回歸引入式（4），將交叉項(xiàng)視為關(guān)鍵解釋變量，在考察就業(yè)效應(yīng)的基礎(chǔ)上，分析最低工資水平提升對不同分位點(diǎn)農(nóng)民工工資收入的影響，回歸模型為：

（二）變量與數(shù)據(jù)說明

根據(jù)實(shí)證模型的建構(gòu)，工資方程中選取月工資取對數(shù)作為被解釋變量[3，26]。就業(yè)方程中，控制人力資本狀況和就業(yè)區(qū)域地理位置的優(yōu)越?jīng)Q定了人口結(jié)構(gòu)和地區(qū)的發(fā)展水平，因此勞動參與狀況會表現(xiàn)不同[36]。工資方程中，由于人力資本狀況對農(nóng)民工的工資具有一定的影響[37-38]，因此控制了學(xué)歷水平和地區(qū)。最低工資政策的遵守在不同企業(yè)中表現(xiàn)不同，企業(yè)對最低工資標(biāo)準(zhǔn)的遵守表現(xiàn)為異質(zhì)性[1]，所以進(jìn)一步控制了企業(yè)性質(zhì)（enterprise）。

本文的數(shù)據(jù)由兩部分組成，其中關(guān)于最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整的相關(guān)數(shù)據(jù)來自各省、自治區(qū)和直轄市人民政府公報(bào)、各地人力資源和社會保障行政部門的網(wǎng)站。本文使用的另一部分?jǐn)?shù)據(jù)主要來自國家衛(wèi)生計(jì)生委流動人口服務(wù)中心于2013年和2014年進(jìn)行的流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)。根據(jù)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的方法，樣本需要由兩部分組成：處理組（提升最低工資標(biāo)準(zhǔn)的省份）和對照組（未提升最低工資標(biāo)準(zhǔn)的省份），據(jù)此本文對橫截面數(shù)據(jù)樣本的變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果見表1。

三、實(shí)證分析

本文實(shí)證研究的具體研究思路為：通過運(yùn)用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)方法獲得最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后對農(nóng)民工工資的影響狀況，進(jìn)一步從異質(zhì)性視角（學(xué)歷）展開考察，隨后進(jìn)行最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對收入分布的影響研究，并在此基礎(chǔ)上間接驗(yàn)證本文研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，最后利用反事實(shí)方法對本文的研究結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在所有的回歸結(jié)果中，lambda系數(shù)均顯著異于零，即實(shí)證結(jié)果支持最低工資水平提升帶來的就業(yè)效應(yīng)和收入效應(yīng)并不是相互獨(dú)立的。具體的實(shí)證結(jié)果如下：

（一）對農(nóng)民工總體就業(yè)和工資的影響

通過Heckman兩步法，在第一步對最低工資水平提升影響農(nóng)民工就業(yè)基礎(chǔ)上，分析最低工資水平上升對農(nóng)民工工資的影響，核心解釋變量為處理組和年份的交叉項(xiàng)，體現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后工資的狀態(tài)，回歸結(jié)果如表2所示。

首先，參照OLS回歸的工資方程中可見，在不考慮就業(yè)效應(yīng)的情況下，交叉項(xiàng)的系數(shù)為0.0488，在1%的水平上顯著，而對應(yīng)的Heckman兩步法的工資方程中，在考慮就業(yè)效應(yīng)的前提下，交叉項(xiàng)的系數(shù)為0.0222，數(shù)值上不及未考慮就業(yè)效應(yīng)情況的一半，說明在不考慮最低工資水平提升的就業(yè)效應(yīng)的情況下，所獲得的收入效應(yīng)是有可能存在嚴(yán)重被高估（0.266）的現(xiàn)象。處理組的系數(shù)顯著為負(fù)，說明在未考慮就業(yè)效應(yīng)時，處理組的實(shí)際工資水平顯著低于對照組的工資水平。

其次，就業(yè)方程中，交叉項(xiàng)的系數(shù)-0.0786，在1%水平上顯著，表示最低工資水平的提升會降低農(nóng)民工的就業(yè)概率，即對農(nóng)民工的就業(yè)具有負(fù)向作用，這與Burkhauser等[6，5，39-40]的研究結(jié)果一致。本研究發(fā)現(xiàn)最低工資水平提升對就業(yè)存在負(fù)向影響，說明最低工資標(biāo)準(zhǔn)水平已經(jīng)超出了農(nóng)民工市場的均衡工資，進(jìn)而體現(xiàn)了最低工資政策的有效性[14]，同時也間接說明農(nóng)民工的市場均衡工資較低。就業(yè)方程中最低工資的系數(shù)顯著為正，說明最低工資標(biāo)準(zhǔn)越高，農(nóng)民工的就業(yè)越容易受到最低工資政策的影響;處理組系數(shù)顯著為負(fù)，可以理解為最低工資水平提升的農(nóng)民工群體就業(yè)率低于未提升最低工資水平的農(nóng)民工群體。

最后，工資方程中，在控制了學(xué)歷、年份、地區(qū)和企業(yè)性質(zhì)后，交叉項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，表示最低工資水平的提升對農(nóng)民工工資具有正向的促進(jìn)作用，這與Burkhauser等[17-20，26]的研究結(jié)果一致。最低工資的系數(shù)顯著為正，說明最低工資標(biāo)準(zhǔn)越高，農(nóng)民工的工資也越容易受到最低工資政策的影響;處理組的系數(shù)并不顯著，說明在考慮就業(yè)效應(yīng)的前提下，受到最低工資水平提升的農(nóng)民工群體，其實(shí)際工資狀態(tài)并未高于未提升的農(nóng)民工群體;男性農(nóng)民工工資水平提升的幅度相比女性農(nóng)民工的要高，已婚農(nóng)民工工資水平提升的幅度要比未婚的農(nóng)民工要高;年齡在工資方程中也呈現(xiàn)倒“U”型狀態(tài)，42歲時收入狀況最好;健康在工資方程的系數(shù)為負(fù)，可以由Pelkowski等[41]的研究得到解釋，他們認(rèn)為年齡超過30歲以后，健康狀況對勞動力的收入將會出現(xiàn)負(fù)向影響，尤其是女性勞動力下降的更多也更為顯著，從樣本的處理組和對照組年齡的均值來看，平均年齡均大于30歲。

（二）對不同學(xué)歷分組的考察

根據(jù)數(shù)據(jù)中學(xué)歷的布情況，將未上過學(xué)、小學(xué)、初中劃分為一組，合并為初中及以下，將高中及中專劃分為一組，將大學(xué)?？萍耙陨蟿澐譃橐唤M，回歸結(jié)果見表3。

就業(yè)方程中，初中及以下分組的交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為-0.0822，在1%水平上顯著，大學(xué)?？萍耙陨系姆纸M系數(shù)顯著為-0.189，在5%水平上顯著，說明最低工資水平的提升對初中及以下和大學(xué)?？萍耙陨戏纸M的農(nóng)民工就業(yè)存在顯著的消極作用，對大學(xué)專科及以上分組的農(nóng)民工影響最為嚴(yán)重，這兩組的農(nóng)民工群體都受到最低工資水平提升影響下的就業(yè)負(fù)效應(yīng)。我們認(rèn)為，初中以下的農(nóng)民工群體具有較低的受教育水平，大學(xué)專科及以上分組的農(nóng)民工樣本量較小，平均年齡為28歲，雖然具有相對較高的受教育水平，但是相比與初中及以下和高中及中專分組的農(nóng)民工群體，他們所欠缺的是工作技能。工資方程中，初中及以下分組的農(nóng)民工工資水平，隨著最低工資水平的提升進(jìn)一步顯著提高（交叉項(xiàng)的系數(shù)為0.0464，在1%水平上顯著），而高中及中專和大學(xué)?？萍耙陨戏纸M的農(nóng)民工工資水平，卻隨著最低工資水平提升顯著下降（交叉項(xiàng)的系數(shù)為-0.0494，在1%水平上顯著），大學(xué)?？萍耙陨戏纸M下降的更為明顯（交叉項(xiàng)的系數(shù)為-0.0955，在1%水平上顯著），這兩組農(nóng)民工主要就業(yè)于穩(wěn)定性較差的個體私營企業(yè)和個體工商戶（高中及中專分組為78.75%和大學(xué)?？萍耙陨戏纸M為71.49%），而上述兩類企業(yè)對最低工資標(biāo)準(zhǔn)的執(zhí)行力度通常較差[42，26]，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后這兩組農(nóng)民工的工資不升反降的狀況，可以從上述分析中得到合理的解釋?；貧w結(jié)果中其他解釋變量和控制變量符合預(yù)期。

處理組中，大學(xué)?？萍耙陨系霓r(nóng)民工群體雖然就業(yè)概率并沒有顯著下降，但是工資水平卻高于相應(yīng)的對照組，說明在考慮就業(yè)效應(yīng)的基礎(chǔ)上，受到最低工資水平提升的高學(xué)歷農(nóng)民工群體的工資，大于未受到最低工資水平提升影響的農(nóng)民工群體的工資。

（三）對不同收入分組的考察

由于第一步的就業(yè)方程與之前分析的一致，在此將這部分的回歸結(jié)果省略，重點(diǎn)分析最低工資水平提升后對不同分位點(diǎn)農(nóng)民工工資收入的影響，將收入分為由低到高的9個分位點(diǎn)，回歸結(jié)果見表4。

從總體樣本工資方程中交叉項(xiàng)的系數(shù)變化情況看，最低工資水平提升后，并不是所有收入分位點(diǎn)的農(nóng)民工都會受到影響，Q40、Q50、Q70分位點(diǎn)未受到顯著影響，最低工資水平提升對相應(yīng)收入的不同分位點(diǎn)提升程度由高到低為Q10（0.918）、Q20（0.634）、Q30（0.301）、Q90（0.304）、Q80（0.244），說明最低工資水平提升主要是對農(nóng)民工的低收入群體和高收入群體產(chǎn)生了影響，尤其是對低收入群體的影響最大，這與Neumark等[21]的研究結(jié)果一致。而在Q60分位點(diǎn)處，最低工資水平的提升對農(nóng)民工的工資產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，說明最低工資水平的提升會降低中等收入的農(nóng)民工的工資水平，相比于對低收入組和高收入組工資水平的提升作用，這種消極影響比較弱。

進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)初中及以下學(xué)歷的農(nóng)民工，在全部分位點(diǎn)顯著為正;高中和中專學(xué)歷的農(nóng)民工，只在Q10（0.0333）顯著為正，在Q40、Q50、Q60、Q70和Q80分位點(diǎn)顯著為負(fù)。大專及以上學(xué)歷的農(nóng)民工也在Q40、Q50、Q60、Q70和Q80分位點(diǎn)顯著為負(fù)，其他分位點(diǎn)的系數(shù)也表現(xiàn)為負(fù)值，但并不顯著。通常認(rèn)為能力越高的人收入則越高，那么收入水平可以作為個人體能力的代理變量，分位數(shù)回歸方法通過更加全面的刻畫收入分布的特征，相當(dāng)于控制了個體能力，確保了結(jié)果的無偏性和對異常點(diǎn)的抗耐性。這部分結(jié)果與表2和表3的結(jié)果總體表現(xiàn)一致，也間接地說明了研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文利用虛擬情節(jié)來構(gòu)造反事實(shí)檢驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。如果政策效應(yīng)是因?yàn)殡S時間改變的異質(zhì)性所帶來的，那么這種效應(yīng)在時間虛擬變化的反事實(shí)中也會持續(xù)存在。相反，如果在虛構(gòu)的反事實(shí)中看不到類似效應(yīng)，那么可以判斷隨時間改變的異質(zhì)性不大可能存在[32]。可以理解如果存在異質(zhì)性，那么最低工資水平的提升對農(nóng)民工的就業(yè)效應(yīng)和工資效應(yīng)在時間虛擬變化的反事實(shí)檢驗(yàn)中會與本文的實(shí)證研究存在一樣的結(jié)果。在表5和表6的時間虛擬變化反事實(shí)檢驗(yàn)結(jié)果中，可以發(fā)現(xiàn)交叉項(xiàng)系數(shù)的符號不顯著或與本文的實(shí)證研究結(jié)果正好相反，這說明并不存在時間異質(zhì)性造成的影響效應(yīng)，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了前文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性由于本文主要關(guān)心關(guān)鍵解釋變量交叉項(xiàng)的系數(shù)變化，限于篇幅，此處只給出了關(guān)鍵變量的時間虛擬變化的反事實(shí)檢驗(yàn)分析結(jié)果，其他特征變量的系數(shù)未發(fā)生改變。。

四、結(jié)論及啟示

本文以2013年和2014年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)為樣本，采用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)、Heckman兩步法和分位數(shù)回歸方法，在考慮最低工資水平的提高對農(nóng)民工就業(yè)效應(yīng)基礎(chǔ)之上，進(jìn)一步分析了最低工資水平提高對工資的異質(zhì)性影響效應(yīng)，得到了以下主要結(jié)論：在考慮最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對農(nóng)民工的就業(yè)效應(yīng)的情況下，獲得的有效“收入效應(yīng)”低于忽略就業(yè)效應(yīng)而單純考慮工資效應(yīng)的一半還多，以往的研究多存在高估;可見，最低工資制度的實(shí)施效果可能會與預(yù)期存在差距，需要抵消就業(yè)負(fù)效應(yīng)的輔助政策予以矯正。在考慮就業(yè)效應(yīng)的前提下，最低工資水平的提升有助于低學(xué)歷的農(nóng)民工工資水平提高，但是卻降低了中高和高學(xué)歷的農(nóng)民工工資水平，高學(xué)歷群體的工資水平下降的更為明顯，原因是這后面兩個群體的技能水平有所欠缺。最低工資水平提升主要是對農(nóng)民工的低收入群體和高收入群體產(chǎn)生了影響，尤其是對低收入群體的影響最大，學(xué)歷低和收入低的農(nóng)民工的收入效應(yīng)顯著提高，就相當(dāng)于降低了農(nóng)民工內(nèi)部收入差距。

基于上述結(jié)論，說明需要通過定期培訓(xùn)等措施提高農(nóng)民工的技能水平，增強(qiáng)他們在勞動力市場上的競爭力和不可替代性，鼓勵企業(yè)建立或彌補(bǔ)留人措施。對于準(zhǔn)備退出勞動力市場或者是失業(yè)的農(nóng)民工，國家及有關(guān)部門應(yīng)該制定相應(yīng)的保障措施，比如將最低生活保障制定覆蓋至這部分人群，同時妥善落實(shí)和繼續(xù)推行最低工資制度，這將有利于農(nóng)民工工資水平的提升，縮小農(nóng)民工內(nèi)部、農(nóng)民工與城市勞動者的收入差距，從而與新型城鎮(zhèn)化建設(shè)目標(biāo)相切合。政府是農(nóng)民工市民化的主要推動者，繼續(xù)加強(qiáng)和完善最低工資制度將有利于這一目標(biāo)的早日實(shí)現(xiàn)。

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責(zé)任編輯、校對： 李再揚(yáng)