韓 笑，張世偉

（1.吉林大學(xué) 商學(xué)院，長春130012；2.吉林大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心，長春130012）

最低工資制度是政府管控勞動力市場的一項重要手段，有關(guān)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對就業(yè)（勞動供給廣度）和工作時間（勞動供給深度）的影響無論在理論分析層面還是經(jīng)驗研究層面上，均是當(dāng)今勞動力市場政策中討論得最生動的話題之一。然而，經(jīng)濟(jì)學(xué)界在最低工資制度是否能夠有效改善處于收入分配底端勞動者經(jīng)濟(jì)狀況這一問題中一直存在爭議，這是由于提升最低工資提高了企業(yè)勞動力成本，可能會對低技能勞動力的就業(yè)產(chǎn)生消極影響，同時企業(yè)會通過延長低技能勞動力的工作時間抵消勞動成本上漲，進(jìn)而對低技能勞動力的勞動供給產(chǎn)生消極影響。如果最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升減少了低技能勞動力的就業(yè)，那么最低工資就不是幫助貧困和低收入家庭的“免費午餐”，而是對一些人的福利與其他人的成本進(jìn)行權(quán)衡［1］。因此，有關(guān)最低工資就業(yè)效應(yīng)和工作時間效應(yīng)的評估對于評價最低工資是否達(dá)到了政策目標(biāo)十分重要。

提升最低工資帶來的潛在好處來自于受影響的勞動力將會獲得更高工資，這些工人中一部分來自于貧困或低收入家庭，因此將有助于減少家庭貧困［2］；潛在的不利影響是，更高的最低工資可能會阻礙企業(yè)雇傭低工資、低技能的勞動力［3-4］，而這部分失業(yè)的群體正是最低工資本應(yīng)該幫助的人群所在。也有一些經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)提升最低工資將增加就業(yè)［5-6］，或是對就業(yè)的影響非常微小甚至沒有顯著影響［7］。

不同勞動力市場結(jié)構(gòu)下，最低工資對就業(yè)的影響尚未得出一致性的結(jié)論，可能緣于現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)中最低工資提升對就業(yè)的影響是非線性的。因此，有關(guān)最低工資對就業(yè)非線性影響的考察，可以解釋以往關(guān)于最低工資就業(yè)效應(yīng)的經(jīng)驗研究中回歸結(jié)果的異質(zhì)性［8］。由于勞動力的就業(yè)與工作時間之間的關(guān)系是密不可分的，最低工資提升可能伴隨著就業(yè)和工作時間同時下降［9-10］，抑或就業(yè)上升和工作時間下降［11］，抑或就業(yè)下降而工作時間上升［12］。Strobl 和Walsh［13］認(rèn)為最低工資提升將會增加還是減少勞動力的工作時間尚未有定論。這些關(guān)于最低工資工作時間效應(yīng)研究結(jié)果的差異性意味著最低工資對工作時間也可能存在非線性的影響。

Kalenkoski 和Lacombe［14］認(rèn)為，如果在研究中忽略最低工資的空間溢出效應(yīng)，將可能低估最低工資對勞動力就業(yè)的影響程度，進(jìn)而導(dǎo)致錯誤的推論。目前，在最低工資就業(yè)效應(yīng)的分析中考察空間溢出的研究相對較少。Kalenkoski 和Lacombe［15］基于空間截面數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，考慮空間相關(guān)，最低工資提升10%，青年就業(yè)減少3.2%。Dolton 等［16］基于空間面板數(shù)據(jù)的研究結(jié)果認(rèn)為，引入空間相關(guān)性之后，最低工資提升對就業(yè)沒有明顯的影響。楊翠迎和王國洪［17］的研究中沒有發(fā)現(xiàn)最低工資與就業(yè)之間的空間溢出效應(yīng)。任玉霜等［18］發(fā)現(xiàn)最低工資對就業(yè)存在負(fù)向的空間溢出效應(yīng)。鄭適等［19］發(fā)現(xiàn)，最低工資與農(nóng)民工的就業(yè)之間存在非線性的關(guān)系，其中，直接效應(yīng)表現(xiàn)為倒“U”型特征，而間接效應(yīng)的影響與之相反。目前，尚未有文獻(xiàn)討論最低工資工作時間效應(yīng)的空間溢出。

本文試圖解答的問題包括：最低工資對農(nóng)民工勞動供給的影響是非線性的嗎？最低工資對農(nóng)民工勞動供給的影響存在空間溢出效應(yīng)嗎？基于以上問題，本文以易受到最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整影響的低學(xué)歷農(nóng)民工為研究對象，通過建立空間面板Durbin 模型，從就業(yè)和工作時間兩個側(cè)面分析最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對農(nóng)民工勞動供給的空間溢出效應(yīng)。

一、理論分析和研究假設(shè)

（一）最低工資對農(nóng)民工勞動供給存在非線性影響嗎？

Burdett 和Mortensen［20］認(rèn)為當(dāng)最低工資低于競爭工資，就業(yè)依賴于勞動力的需求彈性和最低工資與均衡工資之差，當(dāng)勞動力的工資低于生產(chǎn)率時，適度提升最低工資將提高就業(yè)，當(dāng)最低工資大于均衡工資時，失業(yè)率上升，最低工資提升對就業(yè)具有負(fù)向影響。Manning［21］認(rèn)為如果勞動力市場存在摩擦就必須承認(rèn)最低工資提升對就業(yè)的影響在理論上是非線性的。Brown 等［22］的理論研究為考慮最低工資對就業(yè)的非線性影響的可能性提供了一個基準(zhǔn)模型，這項研究表明，更高的最低工資降低了“工作提供率”，同時增加了“工作接受率”，因為工作的價值相對于失業(yè)的價值增加，總體的影響是模糊的。因此，他們認(rèn)為，“在適度的最低工資水平下，后者的影響可能會主導(dǎo)前者”，表現(xiàn)為最低工資提升與就業(yè)間的非線性關(guān)系。因此，可以提出假設(shè)：

最低工資對農(nóng)民工就業(yè)存在非線性影響，即最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升通過增加工作回報來增加勞動力供給，但是通過增加企業(yè)面臨的成本來抑制勞動力需求，對農(nóng)民工就業(yè)的影響表現(xiàn)為倒“U”型的特征（H1）。

廠商可以按照自己的生產(chǎn)能力調(diào)整勞動力數(shù)量和工作時間，那么勞動力的工作時間調(diào)整途徑是什么，是在原有工作崗位上向上調(diào)整工作時間，還是通過工作變動調(diào)整工作時間（工作時間替代就業(yè)）？較高的最低工資減少了那些本來在工資低于新最低工資的企業(yè)工作的工人流入較高工資企業(yè)的可能性，同時增加了在較高工資企業(yè)工作的工人流入低工資企業(yè)的可能性。因此提供高于最低工資的企業(yè)面臨的勞動供給曲線會向內(nèi)移動，并且工資越低移動的越多，從而曲線變的更有彈性［23］。雇主偏好在決定勞動力工作時間上起到重要影響。初始工資低于新最低工資標(biāo)準(zhǔn)的低工資勞動力相對于高工資勞動力的工作時間下降，即勞動力之間的替代效應(yīng)導(dǎo)致低工資勞動力的工作時間下降。如果就業(yè)和工作時間可以完全替代，在執(zhí)行月最低工資的我國，當(dāng)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后將會延長勞動力的工作時間［24］。因此，可以提出假設(shè)：

最低工資對農(nóng)民工工作時間存在非線性影響，即當(dāng)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升時，為了抵消勞動力成本上升，企業(yè)可能通過延長農(nóng)民工工作時間替代就業(yè)，同時也可能通過不同技能勞動力間的就業(yè)替代減少農(nóng)民工工作時間，因此對農(nóng)民工工作時間的影響表現(xiàn)為倒“U”型的特征（H2）。

（二）最低工資對農(nóng)民工勞動供給存在空間溢出效應(yīng)嗎？

最低工資就業(yè)效應(yīng)的經(jīng)驗研究中常常面臨的一個問題是，如何解釋會影響就業(yè)的未觀察到的變量，例如總體經(jīng)濟(jì)和勞動力市場狀況存在差異。如果勞動力可以自由流動，本地最低工資的提高可能會導(dǎo)致相鄰地區(qū)的勞動力跨地區(qū)流動尋找工作，提高最低工資的總體影響可以分解成對本地勞動力就業(yè)的直接影響，和對相鄰地區(qū)勞動力就業(yè)的間接影響（空間溢出效應(yīng)）。然而，大多數(shù)基于面板數(shù)據(jù)模型和案例分析的經(jīng)驗研究所包括的地區(qū)和年份固定效應(yīng)［25-26］，不足以解釋勞動力就業(yè)的空間相關(guān)性。

梁琦和王斯克［27］認(rèn)為最低工資的空間溢出效應(yīng)來自于各地區(qū)政府爭相調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)的攀比效應(yīng)和中心城市虹吸效應(yīng)引起的勞動力流動的選擇效應(yīng)。鄭適等［19］認(rèn)為，地緣關(guān)系和文化交流帶來的區(qū)域集聚以及最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整時參考周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會狀況這一現(xiàn)實特征。由于不同區(qū)域的自然資源稟賦、人力資本存量、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在明顯差異，各地區(qū)最低工資調(diào)整的幅度和時間也不盡相同，這種非同步性和非對稱性會將引起區(qū)域間最低工資就業(yè)效應(yīng)和工作時間效應(yīng)的差異。

勞動力流向勞動報酬高的地區(qū)，當(dāng)本地最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升，而周邊地區(qū)最低工資未提升時，意味著本地?fù)碛懈叩墓べY水平，會吸引周邊地區(qū)勞動力流入。勞動力流動伴隨著知識和技術(shù)的流動，使得勞動力資源的配置趨于合理，促進(jìn)了本地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，使得本地對勞動力的需求增加，創(chuàng)造了大量的就業(yè)崗位。由于勞動力流入可能會沖擊本地勞動力市場，此時崗位空缺和失業(yè)同時存在。同時由于本地勞動力的集聚效應(yīng)會輻射周邊地方，相應(yīng)的鄰近地區(qū)由于勞動力流出導(dǎo)致勞動力供給減少，該地區(qū)的工資將會提升，因此本地最低工資的提升可能使得本地和相鄰地區(qū)勞動力的工資同時上升。最低工資的空間溢出效應(yīng)來自于農(nóng)民工鄉(xiāng)城流動帶來區(qū)域間勞動力市場的緊密聯(lián)系。當(dāng)兩個地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的比較接近，將會存在一定的競爭性，如果本地的勞動供給增加，相鄰地區(qū)缺乏勞動力，將可能導(dǎo)致相鄰地區(qū)農(nóng)民工工作時間的延長（抑或減少）。因此，提出如下假設(shè)：

最低工資對農(nóng)民工就業(yè)存在空間溢出效應(yīng)（H3a）；

最低工資對農(nóng)民工工作時間存在空間溢出效應(yīng)（H3b）；

最低工資對農(nóng)民工勞動供給存在空間溢出效應(yīng)（H3c）。

二、數(shù)據(jù)說明與回歸模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)說明

本文使用的數(shù)據(jù)為2010—2017 年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，研究對象為初中及以下學(xué)歷，年齡在15～54 歲的女性農(nóng)民工和年齡在15～59 歲的男性農(nóng)民工，并刪除喪失勞動能力、退休、懷孕或哺乳樣本，保留就業(yè)身份為雇員的樣本。通過各省市人社部和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，搜集了31 個省份最低工資數(shù)據(jù)及區(qū)域經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過統(tǒng)計分析合成2010—2017 年省級面板數(shù)據(jù)①對于微觀數(shù)據(jù)，變量的內(nèi)生問題要小很多，最低工資隨時間、隨地區(qū)的變化差異相對于微觀數(shù)據(jù)該差異可以視為外生的［4］。因此，通過微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行合成省級面板數(shù)據(jù)，將使得內(nèi)生性問題的解決更合理。。

（二）空間相關(guān)性檢驗

為了確定最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升是否對農(nóng)民工勞動供給具有空間溢出效應(yīng)，本文基于Moran's I 指數(shù)，對農(nóng)民工就業(yè)和工作時間進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗。為了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文的空間權(quán)重選擇地理鄰接空間權(quán)重矩陣（W1），如果省份i 和省份j 毗鄰，則Wi，j= 1，反之Wi，j= 0，主對角線上元素為0（同一省份的距離為0）；地理距離空間權(quán)重矩陣（W2），W2= 1/d2i，j，如果i ≠j，d 表示省會之間的地理距離；經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣（W3），W3= 1/|Y|，表示樣本期間省份i 和省份j 實際人均GDP 之差絕對值的倒數(shù)，用于度量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。

表1 給出了基于不同空間權(quán)重計算的農(nóng)民工就業(yè)的Moran's I 指數(shù)，用以檢驗地區(qū)間就業(yè)和工作時間是否存在空間自相關(guān)。大部分Moran's I 指數(shù)的取值通過了顯著性檢驗，農(nóng)民工就業(yè)存在空間集聚現(xiàn)象。通過農(nóng)民工的Moran's I 指數(shù)取值的變動趨勢可知，男性農(nóng)民工就業(yè)的空間相關(guān)性較大，且波動明顯，呈現(xiàn)波動上升，基于不同權(quán)重計算的Moran's I 取值接近。農(nóng)民工工作時間的集聚現(xiàn)象不如就業(yè)的集聚現(xiàn)象明顯，多依賴于鄰接空間權(quán)重。隨著時間推移，女性農(nóng)民工的工作時間Moran's I 指數(shù)的波動較小，男性農(nóng)民工的工作時間Moran's I 指數(shù)的波動較大，二者均呈現(xiàn)出下降趨勢，說明區(qū)域間農(nóng)民工工作時間的空間相關(guān)性變?nèi)?。因此，由于農(nóng)民工的就業(yè)和工作時間存在空間相關(guān)性，需要基于空間計量的分析方法研究最低工資對農(nóng)民工就業(yè)和工作時間的影響。

表1 農(nóng)民工就業(yè)和工作時間的Moran's I 指數(shù)

（三）回歸模型設(shè)定

Elhorst［28］指出空間計量模型中包含三種不同的交互作用，分別為被解釋變量之間存在的內(nèi)生交互效應(yīng)、解釋變量之間的外生交互效應(yīng)和誤差項之間的交互效應(yīng)。包含內(nèi)生交互效應(yīng)的模型，即空間滯后模型，又稱空間自回歸模型（SAR）；包含誤差項之間的交互效應(yīng)的模型，即空間誤差模型（SEM）；包含內(nèi)生交互效應(yīng)和外生交互效應(yīng)的模型，即空間杜賓模型（SDM），其中空間杜賓模型是更為一般的形式，空間自回歸模型和空間誤差模型是空間杜賓模型的特例。

本文借鑒鄭適等［19］的研究思路，通過空間Durbin（杜賓）模型，構(gòu)建農(nóng)民工的就業(yè)方程和工作時間方程，具體的設(shè)定如下：

其中：i 表示省份；t 表示年份；Yi，t是各省份農(nóng)民工的就業(yè)率和工作時間的對數(shù)；ln代表一個與常數(shù)項參數(shù)α有關(guān)的n × 1 階向量；W 為n × n 維的空間權(quán)重矩陣；Xi，t為區(qū)域經(jīng)濟(jì)控制變量，表示隨時間變化的經(jīng)濟(jì)條件且不受最低工資政策變動影響的因素，擾動項εi，t的分布為εi，t～(0，σ2In)。方程（1）ρWYi，t表示內(nèi)生的交互效應(yīng)，度量空間滯后對被解釋變量的影響。WXi，tθ 表示外生的交互效應(yīng)，代表其他地區(qū)的解釋變量的影響，即空間溢出效應(yīng)。

數(shù)據(jù)的生成過程如式（2）所示：

LeSage 和Pace［29］建議可以通過估計方程（1）的參數(shù)所獲得的結(jié)果檢驗原假設(shè)H0：θ = 0 和H1：θ + ρβ =0。第一個原假設(shè)用來檢驗空間杜賓模型是否能夠簡化稱為空間滯后模型，第二個原假設(shè)用來檢驗空間杜賓模型對否能夠簡化為空間誤差模型，兩種檢驗均服從自由度為K 的卡方分布。如果檢驗結(jié)果拒絕了上述兩種假設(shè)，意味著使用空間杜賓模型可以很好的擬合數(shù)據(jù)。

考慮到最低工資和農(nóng)民工勞動供給之間可能存在非線性的關(guān)系，本文基于空間面板杜賓模型將表示省份相對最低工資的解釋變量MWi，t及其平方項加入方程（1）中。農(nóng)民工勞動供給方程可以表示為

方程（3）中考慮省份固定效應(yīng)和年份效應(yīng)。為了理清最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對農(nóng)民工勞動供給的影響，可以將主要的回歸結(jié)果進(jìn)行分解。LeSage 和Pace［29］認(rèn)為偏微分可以解釋為模型設(shè)定中變量變化的影響，可以作為檢驗是否存在空間溢出效應(yīng)的基礎(chǔ)。如果一個地區(qū)中某一個解釋變量的變化不僅會改變這個地區(qū)自身的被解釋變量，而且會改變其他地區(qū)的被解釋變量，就可以將總效應(yīng)分解成直接效應(yīng)和間接（溢出）效應(yīng)?？梢詫⒎匠蹋?）改寫為

將方程（4）進(jìn)一步擴(kuò)展為

矩陣(In- ρW)-1(βk+ Wθk)的主對角線元素代表直接效應(yīng)，而非主對角線元素對應(yīng)的交叉導(dǎo)數(shù)代表間接效應(yīng)。

（四）變量說明

（1）被解釋變量：就業(yè)率和工作時間對數(shù)。本文基于流動人口數(shù)據(jù)中各省份比較容易受到最低工資提升影響的初中及以下學(xué)歷農(nóng)民工，計算其平均就業(yè)率和工作時間對數(shù)作為被解釋變量。

（2）解釋變量：相對最低工資和相對最低工資平方項。相對最低工資選取為各省名義最低工資占城鎮(zhèn)在崗職工月平均工資的比重。農(nóng)民工的勞動供給受到區(qū)域經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)因素中相對最低工資反映各地區(qū)控制區(qū)域價格的基礎(chǔ)上最低工資的相對水平。由于我國最低工資沒有統(tǒng)一指標(biāo)，各個地區(qū)調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)是非同步性的，通常設(shè)置具有梯度的最低工資標(biāo)準(zhǔn)，本文選取各地區(qū)最低工資的最高值進(jìn)行計算。使用相對最低工資在區(qū)域間充分可比，一定程度上控制了忽略宏觀經(jīng)濟(jì)或描述其他影響因素隨著時間變化的所產(chǎn)生的潛在偏差。

（3）區(qū)域經(jīng)濟(jì)控制變量，主要包括15～64 歲勞動年齡人口占總?cè)丝诘谋戎?、城?zhèn)登記失業(yè)率、市場化水平、城鎮(zhèn)居民人均消費支出、人均固定資產(chǎn)投資、進(jìn)出口總額①市場化數(shù)據(jù)來自王小魯?shù)龋?0］編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》。進(jìn)出口總額為按照境內(nèi)目的地、貨源地分類的數(shù)據(jù)，用當(dāng)年美元匯率換算成人民幣。。

變量的統(tǒng)計性描述見表2，本文按照性別分類，統(tǒng)計了女性農(nóng)民工和男性農(nóng)民工的就業(yè)率及工作時間。由于2014 年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)缺失工作時間變量，因此相比于就業(yè)變量，樣本量缺少一年數(shù)據(jù)。

表2 變量的統(tǒng)計性描述

三、回歸結(jié)果

（一）基于空間面板數(shù)據(jù)的農(nóng)民工就業(yè)方程的回歸結(jié)果

基于雙向固定效應(yīng)的空間杜賓模型，采用Wald 檢驗考察空間杜賓模型中各個解釋變量的影響，判斷原假設(shè)是否成立，檢驗建模的合理性。結(jié)果顯示，女性農(nóng)民工就業(yè)方程的空間滯后的檢驗值為27.76，空間誤差的檢驗值為27.83，均通過了1% 的顯著性檢驗。男性農(nóng)民工就業(yè)方程的空間滯后的檢驗值為16.54，空間誤差的檢驗值為19.68，均通過了5% 的顯著性檢驗。農(nóng)民工的就業(yè)方程的檢驗結(jié)果意味著可以拒絕原假設(shè)，空間杜賓模型的選擇是合理的。由于相比于男性農(nóng)民工，女性農(nóng)民工的人力資本水平較低，其就業(yè)將更容易受到最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升的影響，回歸方程選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，以女性農(nóng)民工的就業(yè)方程的檢驗結(jié)果為例，Hausman 檢驗的P=30.58，通過了1% 的顯著性檢驗，表明應(yīng)該選擇固定效應(yīng)，而非隨機(jī)效應(yīng)②本文也應(yīng)用了面板固定效應(yīng)方法分析了最低工資對農(nóng)民工就業(yè)和工作時間影響，限于篇幅在正文中不列示回歸結(jié)果。面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)的結(jié)果表明最低工資對女性農(nóng)民工就業(yè)存在非線性影響，對男性農(nóng)民工就業(yè)的影響不顯著；對女性農(nóng)民工和男性農(nóng)民工的工作時間均存在非線性影響。感興趣的讀者可以向作者索取。。表3 給出了基于面板空間杜賓模型計算的農(nóng)民工就業(yè)方程的回歸結(jié)果。

表3 農(nóng)民工就業(yè)方程的空間計量回歸結(jié)果

由表3 可知，控制了區(qū)域經(jīng)濟(jì)變量的影響，最低工資提升對女性農(nóng)民工就業(yè)具有非線性的影響，對男性農(nóng)民工的就業(yè)影響并不顯著。主要緣于較低的人力資本水平，使得相對于男性農(nóng)民工工資較低，對最低工資標(biāo)準(zhǔn)的調(diào)整更為敏感的女性農(nóng)民工，面臨更大的失業(yè)風(fēng)險和替代風(fēng)險①意味著可能存在性別歧視，通過各種途徑讓全社會認(rèn)識到對女性存在的性別偏見及其對女性人才成長的危害，根除性別歧視的現(xiàn)象，需加大對女性就業(yè)權(quán)益的保護(hù)力度［31］。。當(dāng)最低工資較低時，適度提升最低工資有助于女性農(nóng)民工就業(yè)的增加。當(dāng)企業(yè)面臨越大的成本壓力時，最低工資提升倒逼企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新并調(diào)整生產(chǎn)決策，以期獲取更高的利潤抵消最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升帶來的勞動力成本，從而不會對農(nóng)民工的就業(yè)產(chǎn)生消極影響，甚至?xí)龠M(jìn)農(nóng)民工就業(yè)?；谌N不同的空間權(quán)重得出的回歸結(jié)果沒有太大差異，說明本文的研究結(jié)果是穩(wěn)健的。表3 的結(jié)果驗證了研究假設(shè)H1，該假設(shè)成立。

表4 列出了最低工資對農(nóng)民工就業(yè)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。基于鄰接空間權(quán)重和地理距離權(quán)重的結(jié)果較為穩(wěn)健，最低工資對農(nóng)民工就業(yè)的直接效應(yīng)依然呈現(xiàn)出非線性特征。然而，最低工資的間接效應(yīng)的回歸系數(shù)并不顯著，說明雖然存在農(nóng)民工就業(yè)集聚的現(xiàn)象，但是沒有發(fā)現(xiàn)最低工資存在空間溢出的證據(jù)。最低工資對農(nóng)民工就業(yè)的影響主要來源于本省份最低工資的調(diào)整，而非其他地區(qū)的溢出影響。表4 的結(jié)果未能支持研究假設(shè)H3a，該假設(shè)不成立。

表4 農(nóng)民工就業(yè)方程的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的回歸結(jié)果

雖然最低工資對農(nóng)民工就業(yè)不存在空間溢出效應(yīng)，但可以發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、市場化、人均消費支出和人均固定資產(chǎn)投資存在空間溢出效應(yīng)。這緣于當(dāng)失業(yè)率升高時，女性農(nóng)民工并沒有競爭優(yōu)勢，雖然失業(yè)和空缺崗位同時存在，但是男性農(nóng)民工會更快的找到工作，而女性農(nóng)民工的就業(yè)將會變得更加困難。市場化的空間溢出表現(xiàn)為對就業(yè)的促進(jìn)作用，原因在于周邊市場化程度越高的地區(qū)對勞動力需求增加，創(chuàng)造了大量的就業(yè)崗位，同時由于勞動力市場資源配置效率進(jìn)一步提高，降低了勞動力的流動成本，優(yōu)化了農(nóng)民工在地區(qū)間和企業(yè)間的自由流動，搜尋成本的降低提高了農(nóng)民工就業(yè)再配置的效率，使得農(nóng)民工獲得更多的就業(yè)機(jī)會，為提高農(nóng)民工就業(yè)創(chuàng)造了有利環(huán)境。人均消費支出和人均固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民工就業(yè)的溢出效應(yīng)為抑制作用，由于消費支出占農(nóng)民工生活支出的比例較高，在相同的工資水平下，消費支出越高的地區(qū)對勞動力就業(yè)選擇的拉力越小，將不利于農(nóng)民工就業(yè)；當(dāng)固定資產(chǎn)投資增長時，企業(yè)調(diào)整生產(chǎn)要素的組合，將會使用資本替代勞動，而技能水平較低的女性農(nóng)民工極易受到替代，因此對其就業(yè)產(chǎn)生了消極影響。

（二）基于空間面板數(shù)據(jù)的農(nóng)民工工作時間方程的回歸結(jié)果

由于2014 年的流動人口數(shù)據(jù)中缺失農(nóng)民工工作時間的信息，分析時從2014 年開始，后一年的數(shù)據(jù)替代上一年的數(shù)據(jù)。表5 表明最低工資對農(nóng)民工工作時間呈現(xiàn)出倒“U”型的影響，這可能緣于工資水平較低時，最低工資提升使得員工更加努力工作，此時收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，同時企業(yè)延長員工的工作時間抵消勞動力成本的上漲，導(dǎo)致農(nóng)民工工作時間上升。但是工資水平較高時，最低工資提升并不會進(jìn)一步激發(fā)員工的工作熱情，由于低收入農(nóng)民工的收入受益于較高的最低工資水平，此時農(nóng)民工更傾向于閑暇，即替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)，導(dǎo)致工作時間下降。由于就業(yè)和工作時間之間存在替代，最低工資提升后企業(yè)短期內(nèi)沒有調(diào)整生產(chǎn)計劃，如果存在解雇成本，企業(yè)可能會延長勞動力的工作時間。如果企業(yè)可以調(diào)整生產(chǎn)計劃，由于勞動力成本的上漲，企業(yè)可能會選擇減少在崗農(nóng)民工的工作時間，因此最低工資對農(nóng)民工工作時間的影響可能呈現(xiàn)倒“U”型特征，研究假設(shè)H2 成立。

表5 農(nóng)民工工作時間方程的空間計量回歸結(jié)果

表6 表明最低工資對農(nóng)民工工作時間的直接效應(yīng)是非線性的，基于鄰接空間權(quán)重的回歸結(jié)果顯示，最低工資對農(nóng)民工工作時間的間接效應(yīng)是線性的，存在最低工資的空間溢出效應(yīng)。其他地區(qū)最低工資提升將會降低本地的農(nóng)民工的工作時間，這可能緣于一種潛在的近似補(bǔ)償?shù)臋C(jī)制，如果本地最低工資與其他地區(qū)的最低工資之間距離拉大，則企業(yè)將會減少本地農(nóng)民工的工作時間，有助于緩解農(nóng)民工群體的過度勞動。表6 的結(jié)果驗證了研究假設(shè)H3b，該假設(shè)成立。

從表6 中依然可以發(fā)現(xiàn)勞動年齡人口占比和人均消費支出對農(nóng)民工工作時間存在空間溢出效應(yīng)?；卩徑涌臻g權(quán)重和地理距離權(quán)重估計的勞動年齡人口占比對農(nóng)民工工作時間的影響和基于經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重估計的結(jié)果正好相反，這可能是緣于區(qū)位間越近的地區(qū)勞動力市場之間的聯(lián)系越緊密，勞動年齡人口占比上升造成了勞動供給的上升，使得工資下降，勞動力的價格下降，企業(yè)可能會雇傭更多的勞動力，完成額定的生產(chǎn)，進(jìn)而使得農(nóng)民工工作時間減少；而經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重越小意味著兩個地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的差距較大，若經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重越大意味著兩個地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的比較接近，存在一定的競爭性，如果其他地區(qū)的勞動年齡人口上升，本地缺乏勞動力，將會導(dǎo)致本地農(nóng)民工工作時間的延長。人均消費支出對農(nóng)民工工作時間的溢出效應(yīng)表現(xiàn)為消極影響，緣于消費支出越高的地區(qū)對產(chǎn)品的需求上升，通過規(guī)模效應(yīng)將會拉動就業(yè)的上升，如果產(chǎn)出不變，那么單位所需的工作時間將下降。

表6 農(nóng)民工工作時間方程的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的回歸結(jié)果

（三）基于空間面板數(shù)據(jù)的農(nóng)民工勞動供給方程的回歸結(jié)果

由于就業(yè)率和工作時間的乘積為勞動供給，在表4 和表6 基礎(chǔ)上，給出表7 用以分析最低工資提升對農(nóng)民工勞動供給的影響。由通過表7 可以發(fā)現(xiàn)，最低工資提升對農(nóng)民工勞動供給沒有發(fā)生影響，這可能主要緣于自人力資源和社會保障部自2015 年發(fā)布的《關(guān)于做好最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整工作的通知》以來，各地區(qū)應(yīng)充分考慮當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)形勢發(fā)展和企業(yè)實際情況，統(tǒng)籌兼顧企業(yè)承受能力和保障勞動者最低勞動報酬權(quán)益，適度放緩最低工資調(diào)整頻率，將最低工資由每兩年至少調(diào)整一次改為每兩年至三年至少調(diào)整一次。至今，多省市已逾兩年方才調(diào)整最低工資，最低工資已進(jìn)入調(diào)整放緩期，因此最低工資的作用效果減弱，對農(nóng)民工勞動供給未發(fā)生影響。表7 的結(jié)果未能支持研究假設(shè)H3c，假設(shè)不成立，最低工資對農(nóng)民工勞動供給不存在空間溢出效應(yīng)。

表7 農(nóng)民工勞動供給方程的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的回歸結(jié)果

四、結(jié)論與政策建議

本文基于2010—2017 年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)合成的省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了空間杜賓模型用以分析最低工資對農(nóng)民工勞動就業(yè)和工作時間的影響，并進(jìn)一步分解成直接影響和間接影響（空間溢出），進(jìn)而探索最低工資對農(nóng)民工勞動供給是否存在空間溢出效應(yīng)。基于三種不同的空間權(quán)重矩陣，本文的分析得到以下結(jié)論。首先，農(nóng)民工的就業(yè)和工作時間均存在空間相關(guān)，表現(xiàn)為勞動供給的空間集聚特征。其次，本文發(fā)現(xiàn)最低工資對農(nóng)民工就業(yè)和工作時間呈現(xiàn)出非線性的影響。最后，最低工資就業(yè)效應(yīng)與勞動供給效應(yīng)間并未發(fā)現(xiàn)空間溢出效應(yīng)，最低工資對農(nóng)民工的工作時間的影響存在空間溢出效應(yīng)。

最低工資提升對女性農(nóng)民工就業(yè)具有非線性的影響，呈現(xiàn)出倒“U”型特征，對男性農(nóng)民工的就業(yè)影響并不顯著，適度提升最低工資有助于女性農(nóng)民工就業(yè)的增加?；谌N不同的空間權(quán)重得出的回歸結(jié)果沒有太大差異，說明本文的研究結(jié)果是穩(wěn)健的。然而，間接效應(yīng)的回歸系數(shù)并不顯著，說明雖然存在農(nóng)民工就業(yè)集聚的現(xiàn)象，但是沒有發(fā)現(xiàn)最低工資對農(nóng)民工就業(yè)存在空間溢出。最低工資對農(nóng)民工就業(yè)的影響主要來源于本省份最低工資的調(diào)整，而非其他地區(qū)最低工資調(diào)整的空間溢出效應(yīng)。

最低工資提升對農(nóng)民工工作時間呈現(xiàn)出倒“U”型的影響。進(jìn)一步的分析發(fā)現(xiàn)，最低工資工作時間效應(yīng)的直接效應(yīng)呈現(xiàn)出倒“U”型的非線性影響；基于鄰接空間權(quán)重的回歸結(jié)果顯示，最低工資工作時間的間接效應(yīng)是負(fù)向的，意味著其他地區(qū)最低工資提升將會降低本地的農(nóng)民工的工作時間，如果本地最低工資與其他地區(qū)的最低工資之間的梯度拉大，為了減少勞動力流向相鄰地區(qū)，則企業(yè)將會減少本地農(nóng)民工的工作時間，將會緩解農(nóng)民工群體的過度勞動。

最低工資對農(nóng)民工就業(yè)和工作時間的非線性影響說明，提升最低工資并一定會損害就業(yè)或?qū)е罗r(nóng)民過度勞動，延長農(nóng)民工的工作時間，最低工資提升對農(nóng)民工勞動供給的影響雖然不顯著，但存在一定的非線性影響。目前我國的最低工資水平一直低位運行，且調(diào)整頻率放緩，最低工資水平和調(diào)整頻率均仍有較大的提升空間，適度上調(diào)最低工資不僅有助于農(nóng)民工獲得高工資，而且不會對其勞動供給產(chǎn)生較大的消極影響。最低工資對農(nóng)民工的工作時間具有消極的空間溢出效應(yīng)，說明合理利用最低工資的溢出效應(yīng)，在一定的梯度空間范圍內(nèi)，最低工資將降低區(qū)域勞動力市場的農(nóng)民工工作時間。因此，政府在制定和調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)時不能簡單地只考慮本地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，應(yīng)當(dāng)著眼于區(qū)域勞動力市場，參考毗鄰地區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)的調(diào)整情況，與周邊地區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整的步調(diào)保持協(xié)調(diào)，將省份之間的最低工資標(biāo)準(zhǔn)的差距控制在合理的范圍之內(nèi)。同時要加強(qiáng)區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)交流合作，應(yīng)考慮區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展，利用就業(yè)的集聚特征創(chuàng)造出更多的就業(yè)崗位。在提升最低工資的同時，政府部門應(yīng)大力開發(fā)適合于低技能女性農(nóng)民工就業(yè)的工作崗位，多增加就業(yè)門檻相對較低的服務(wù)型工作崗位，避免最低工資在促進(jìn)農(nóng)民工工資增長的同時，對女性農(nóng)民工就業(yè)產(chǎn)生受到較大的消極影響。