最低工資制度對農民工就業的影響研究

羅潤東 周 敏

(山東大學勞動經濟與人力資源研究中心，山東威海 264209)

最低工資制度對農民工就業的影響研究

羅潤東 周 敏

(山東大學勞動經濟與人力資源研究中心，山東威海 264209)

通過對我國最低工資制度現狀進行描述，分析了我國最低工資制度的特點。選取27個省市1995—2008的平衡面板數據，采用固定效應變系數模型對最低工資的就業效應進行了實證檢驗，并采用非平衡面板數據構建固定效應變截距模型，對最低工資的就業效應分制造業、建筑業和批發零售餐飲業進行了回歸分析。結果顯示，我國最低工資對不同地區、不同行業的農民工就業影響存在顯著差異。

最低工資制度;農民工;就業

一、引言

最低工資是指勞動者在法定工作時間或依法簽訂的勞動合同約定的工作時間內提供了正常勞動的前提下，用人單位依法應支付的最低勞動報酬。自1894年最低工資制度在新西蘭實行以來，其對就業的影響一直為各國勞動經濟學家和相關政策決策者所關注。從20世紀40年代起，最低工資的就業效應問題成為勞動經濟學領域研究的熱點之一。國外對最低工資就業效應的研究相對比較成熟，大量文獻圍繞著最低工資對收入分配、消除貧困和就業等方面展開了研究，其中最低工資的就業效應成為理論和實證研究的核心問題。在早期研究中，斯蒂格勒(1946)提出了最低工資失業效應模型，他指出在競爭性的勞動力市場，最低工資如果高于勞動力市場的均衡工資，就會導致對勞動力需求減少，從而使失業人數增加。若低于均衡工資，雖然對就業不會產生影響，卻會嚴重損害勞動者的利益。國內關于最低工資的研究近幾年才剛起步，林行止(2004)、薛兆豐(2004)等學者認為，最低工資會對就業產生負效應，即最低工資的提高，會增加企業用工成本，從而降低競爭力，結果造成非熟練勞動失業。蔡昉(2005)也指出要謹慎實行最低工資制度。因此，最低工資制度的實行對農民工總體就業的影響及其行業與區域特征有待于進一步研究。

二、我國最低工資制度的現狀特征

1993年11月，我國勞動部頒布了《企業最低工資規定》(勞部發［1993］333號)，標志著最低工資制度正式實施。最低工資制度實施之初，我國只有部分城市嚴格執行了最低工資標準。至1995年，全國各地級市均實施了最低工資制度，不過，各地區頒布的最低工資均為名義工資，現實中勞動者能夠體會到的還有實際最低工資。

根據1995－2009年全國各省、直轄市、自治區勞動保障部門公布的相關數據，我們發現，在最低工資制度實施之初，其保障水平比較低。從2004年開始，地方政府加快了調整幅度和調整頻率，最低工資有所增加。但是，自1995年至今我國實際最低工資與名義最低工資之間的差距在擴大，最低工資的實際購買水平提高不明顯，對提升勞動者生活水平的作用并不突出，但由于名義最低工資增長較快，對低收入者抵御通脹發揮了積極作用。進一步比較最低工資水平與同期職工平均工資的關系，可以反映一個國家或地區最低工資水平的相對高低。從各國最低工資制度實施的狀況來看，最低工資水平為職工平均工資的40% －60%是世界公認的標準。在我國，過去的十幾年中，平均工資增長迅速。名義平均工資和實際平均工資的年均增長率分別為11．8%和10%。①都陽、王美艷:《中國最低工資制度的實施狀況及其效果》，《中國社會科學院研究生院學報》2008年第6期。我國最低工資與平均工資之比呈現下降趨勢，與國際公認水平相比，我國最低工資水平明顯偏低。以2009年為例，二者之比超過40%的地區僅有湖北一個，大部分省區在0．3左右。

最低工資制度是政府直接干預勞動力市場，保障勞動者基本生活的手段，它在調節企業工資收入分配、縮小貧富差距、保障勞動者的合法權益等方面發揮著重要作用。與歐美等國家相比，我國最低工資制度具有較為特殊的地方。首先，在制定機構上，我國最低工資是由各級省勞動和社會保障部門制定，各地市級勞動部門可以在本省規定的范圍內制定本市最低工資標準。勞動保障部門在制定最低工資時一般需要與企業聯合會、同級工會和企業家協會研究擬定，并報國家勞動保障部門備案。因此，我國的最低工資屬于政府決定型的地區性模式。其次，從最低工資的調整來看，我國最低工資的調整為定時調整，即每兩年調整一次。具體調整主要以職工平均工資、消費物價指數、人均GDP這三項指標增長率的平均數為依據。再次，從適用對象上看，我國最低工資保障適用于國有企業、集體企業、外商投資企業和私營企業在內的所有企業，但并未區分行業和工種。此外，為了適應各地區經濟發展不平衡的狀況，我國最低工資標準由各省、自治區、直轄市自行規定，不同區域最低工資標準不同，因而各地區最低工資標準差距存在逐步拉大趨勢。不僅如此，最低工資在一些地區成為地方政府引進資本、擴大就業的競爭手段。出于地方政府局部利益等原因，許多地方最低工資存在被壓低的傾向，這也是我國工資水平偏低和最低工資制度難以有效實施的原因之一。

三、基本模型與數據分析

目前國內外研究最低工資與就業關系的主流方法是采用基本函數時間序列分析，但我國最低工資實施時間并不長，數據自由度較小，而且各地區最低工資調整執行時間和調整頻率不一致，依單純的時間序列分析，存在很大的局限性。為了回避時間序列數據在區分最低工資效應與其它結構變量效應時存在的局限，我們采用平衡面板數據進行分析。面板數據模型具有能夠刻畫個體異質性、增大自由度、減小變量之間的多重共線性、提供更多信息以及利于動態分析與微觀個體分析等優勢，從而能反映最低工資就業效應在時間和截面兩個維度的變化規律及特性，消除偏差，提供更全面，更有效的估計和推斷。

設基本模型為:EMP=F(MW，GDP')

其中，EMP為農民工的就業量，MW為最低工資，GDP'為非農產業的增加值。

(一)數據與變量說明

數據說明。由于最低工資制度從1993年開始在部分省份實施，1995年后全面鋪開，我們采用1995—2008年的時間序列數據，同時，選定27個有關省級行政區的相關截面數據。數據來源于《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》、中國人力資源和社會保障部公布的《城市勞動力市場供求狀況分析》及各省、自治區、直轄市的統計年鑒和勞動保障部門網站。

被解釋變量。EMP是各地區農民工的就業量。由于缺少準確統計農民工數量的指標，在數據處理上我們將農民工定義為具有農業戶口的進城務工人員，用鄉村就業人員和農林牧漁從業人員之差來表示農民工的數量。我們計算所得數據與《中國農民工調研報告2009》上所列的2003、2004、2005年數據大體吻合。

解釋變量。各地區最低工資(MW)均采用月最低工資的最高標準。另外，由于各地區每年頒布最低工資標準的生效時間不同，我們將最低工資標準以時間為權數分別轉換成當年本地區應執行的實際最低工資標準。非農產業的(GDP')為國內生產總值扣除第一產業增加值。目前最低工資主要影響二、三產業，扣除第一產業的增加值將使模型更為精確。

(二)數據檢驗

為保證估計結果的有效性，先對數據進行平穩性檢驗，之后進行協整檢驗以分析變量之間的長期關系。

1．平穩性檢驗。面板數據的平穩性檢驗分為相同根情形下的單位根檢驗和不同根情形下的單位根檢驗兩種。單位根檢驗的結果顯示，對于原序列EMP，在LLC、IPS、ADF－Fisher和PP－Fisher四種方法下，分析統計值和P值，在1%的顯著性水平上不能拒絕原假設，而應該接受單位根假設，這說明序列EMP是非平穩的。而對于EMP的一階差分，在1%水平下均拒絕原假設，是平穩的。在Breitung檢驗法下，EMP一階差分在10%的顯著性水平下平穩，不影響結論。對于序列MW、GDP'亦是如此。綜上，三個序列均為一階單整序列，即I(1)。

2．協整檢驗。對面板數據進行平穩性檢驗的結果顯示三變量是同階單整的，可以進行下一步分析。協整反映了所研究變量之間的長期均衡關系，從經濟意義上，如果變量之間存在協整關系，則表明一種變量的變化會影響其它變量。這里采用合并個體檢驗的方法進行協整分析，用Eviews6．0軟件。面板數據協整檢驗結果顯示，在進行Fisher/Johansen檢驗時，設定最大滯后階數為11，選擇序列有確定性趨勢，而協整方程只有截距的情形。P值小于0．05，拒絕無協整關系的原假設，選擇備擇假設，MW、GDP'和EMP存在長期穩定的協整關系。

四、模型回歸結果

(一)回歸模型

考慮面板數據模型的三種情形:①無個體影響的混合估計模型;②變截距模型;③含個體影響的變系數模型。建立面板數據模型的第一步確定模型屬于以上三種類型中的那一種，檢驗被解釋變量的參數對所有個體截面是否都一樣。主要檢驗如下兩個假設:

H1:α1=α2=… =αN;H2:α1=α2=… =αN，β1=β2=…β3=βN

由進一步假設檢驗結果得知，應建立固定效應變系數模型，具體形式如下:

EMPit= αi+ β1iMWt+ β2iGDPt+uit，i=1，2，…，27，t=1，2，…，14

其中，uit為隨機擾動因素。為減少面板數據造成的異方差性，我們用廣義最小二乘法進行估計，并采用截面加權。對解釋變量系數因個體不同而不同的情況進行回歸，得到變系數方程的估計結果見表1。

表1 系數β1，β2的估計結果

表1中β1表示最低工資對農民工就業的影響。表1顯示，除北京、黑龍江和四川以外，其它各省份具有比較顯著的相關關系。第一，從區域上看，東部地區除福建省具有負相關關系外，其它各省均具有正相關關系，說明最低工資在東部地區起到了促進農民工就業的作用。對于中部大部分地區，除江西、廣西外，最低工資對農民工就業具有負的影響。對于西部，除青海以外大部分地區，最低工資具有正的效應。這說明，提高西部地區最低工資水平可以引導農村剩余勞動力向西部轉移。第二，從系數絕對值水平看，系數較高的前三個省份是山東、四川、貴州，其余大部分省區的系數都比較小，缺少彈性。主要原因在于最低工資的水平較低，其促進就業的作用不明顯。另外，各地區最低工資的執行力度存在差別，可能也是一個輔助原因，如部分企業通過減少員工福利(如健康保險或病休)來抵消因最低工資提高而增加的成本。因而，在這些最低工資具有正的就業效應但作用比較小的地區，最低工資仍然具有提高的空間。

表1中β2表示二、三產業的GDP'對農民工就業的影響。除山東外，其他各省均具有顯著的相關關系。其中，江西、廣西和四川為負相關關系，這說明這些地區“無就業型增長”的情況較其它區域稍為顯著。20世紀90年代以來，我國出現了經濟高速增長和高失業率并存的局面，就業量并沒有隨著經濟的發展而同步增長。目前，我國正處于產業結構轉型的重要階段，由傳統的勞動力密集型產業向資本和技術密集型產業升級，技術、資本對勞動力的替代使得我國吸納勞動力的能力下降，經濟增長對就業的促進作用在減弱。

(二)按行業分析結果

我國農民工主要從事低技能、非熟練性質的勞動，他們主要分布的行業有制造業、建筑業、批發零售和餐飲業。我們以這三個行業為例進行分析。采用非平衡面板數據，建立固定效應變截距模型，具體形式如下:

EMPit= αi+ β1MWt+ β2GDPt+uit，i=1，2，…，27，t=1，2，…，14

其中，uit為隨機誤差項，滿足零均值、等方差、與自變量不相關的經典假定。αi為個體影響，反映個體差異變量的影響。EMP是指本行業農民工從業人員，β1表示最低工資對農民工就業的影響。運用Eviews6．0進行估計，得到實證結果如表2。

表2 最低工資效應的行業分析結果

由表2數據可以看出，最低工資的就業效應在行業分布上有以下特征:

第一，最低工資制度對從事制造業的農民工有負的影響。系數的絕對值小于1，表明影響結果有限。我國是制造業大國，且制造業多屬于勞動密集型產業，吸納的就業人員比較多，這一行業中很多企業一直依賴低廉的勞動力成本來提高競爭力。最低工資的提高增加了制造業企業的成本，很多企業可能采用裁員的方法來予以應對。最低工資在制造業的這種負效應，可以用制造業的產出就業彈性來說明。當工資提高后，制造業的產出就業彈性小于1，就意味著該行業出現了“資本深化”，資本對勞動形成了替代，就業增長率將小于產出增長率，從而形成對就業的抑制。制造業提高最低工資，雖然會帶來一定的失業，但卻在一定程度上迫使其產業結構轉變和優化。經濟轉型的重要標志之一就是產業結構的調整，勞動力作為重要的生產要素之一在經濟轉型過程中將起到重要的作用。提高最低工資，在一定程度上可以使制造企業提高技術水平，加強創新，促使產業結構的優化升級。

第二，最低工資制度對從事建筑業的農民工有正的影響。在我國部分欠發達地區，從事建筑業一直是農民增加收入的重要手段。這部分農民以各種組織形式跨區流動，或以家鄉為中心輾轉于不同的建筑項目，其特點是流動性強。工資作為勞動力價格是一個重要的引導因素，最低工資是支付標準的重要參考。提高最低工資對這一類農民工將產生正的就業效應。另外，年齡在四、五十歲的老一代農民工，普遍缺少技能，他們長期從事勞動強度大、環境差的建筑業，增加收入是他們的首要目的，這也使得最低工資對建筑業產生正的就業效應。因此，建筑業提高最低工資不僅不會抑制就業，反而會增加農民工的收入，緩解生存壓力。

第三，最低工資制度對從事批發零售餐飲業的農民工有正的影響。統計數據顯示農民工在批發零售餐飲等服務性行業的就業比重呈上升的趨勢。除了產業政策引導、第三產業不斷發展等因素外，最低工資偏低且執行力度不夠也是重要原因。以餐飲業為例，很多雇主都以食宿充抵工資，減少最低工資的支付。因而，在這類行業，應進一步提高最低工資，引導勞動力就業，促進批發零售餐飲業等第三產業的發展。β2表示制造業、建筑業和批發零售餐飲業GDP'對農民工就業的影響，這些產業的β系數均為正，表明經濟增長對這些產業農民工就業起到了促進作用。

五、簡要結論

首先，最低工資標準的提高并不必然導致農民工就業量的下降。最低工資制度對就業的影響取決于很多因素，包括最低工資的設定水平、勞動力市場的競爭性、勞動供需曲線的彈性以及最低工資的覆蓋范圍等。我國農民工就業市場具有不完全競爭性，屬于買方壟斷市場，且供給曲線具有斜率小，彈性大等特點。在這一市場中，最低工資標準的就業效應決定于最低工資水平是否處于合理區間。理論分析表明，當最低工資處于壟斷廠商支付的工資水平和完全經濟競爭條件下的均衡工資水平之間，最低工資將產生正的就業效應。所以，在這一范圍內提高最低工資標準，并不必然導致農民工就業數量的下降。

其次，經濟波動可能使原先合理的最低工資效應發生改變。最低工資的就業效應隨著經濟景氣程度，呈現不同的特點。當經濟處于衰退或蕭條階段時，勞動力市場急劇收縮，需求曲線的左移改變了最低工資線的相對位置，使本來合理的最低工資標準不再合理。此時，合理的措施有暫緩調整最低工資或是推動經濟發展使需求曲線不變或是右移，以擴大就業水平。當經濟處于復蘇或繁榮時，勞動力市場擴張，對勞動力需求增加。隨著需求曲線的右移，均衡工資水平上升，最低工資可設定的合理區間擴大。所以，在不影響就業的情況下，在經濟擴張時可適當提高最低工資水平，提高農民工的收入水平，讓其分享經濟增長的成果。

再次，區域性最低工資標準產生不同的就業影響。本文采用變系數模型對27個地區的樣本進行實證分析表明，在我國東部和西部地區最低工資產生正的就業影響，而在中部地區卻產生負的影響。對于東部地區，經濟發展水平相對較高，發展速度快，其對勞動力需求旺盛。而且，這些地區消費支出和物價水平較高，最低工資水平相對偏低。因此，在東部地區最低工資存在很大的上升空間。對于中部地區，其最低工資水平與西部地區相差不大，但其物價水平高于西部，從而會引起勞動力外流;就是說，提高最低工資水平反而會抑制中部地區的農民工就業，合理的做法是應暫緩調整。對于西部地區，其產業結構以初級加工業和采掘業為主，能吸納低端勞動力就業，加上近年來國家西部大開發政策的支持，西部地區吸引了部分勞動力轉入。因此，在這一地區繼續提高最低工資水平，有利于農村剩余勞動力向這一地區轉移，支持本地區經濟的發展。

最后，最低工資對農民工就業的影響因行業而異。我國最低工資一直實行的是區域性標準，并不區分工種和行業，但由于行業之間在勞動需求和生產率等方面存在差異，最低工資的就業效應因行業的不同而不同。對農民工分布最廣的制造業、建筑業和批發零售餐飲業的實證結果表明:最低工資對制造業具有負的就業效應，而對建筑業、批發零售餐飲業產生正的影響。因此，有必要對不同的行業設定不同的最低工資水平，以促使最低工資制度發揮正的就業效應。

F244

A

1003－4145［2012］09－0127－05

2011－11－10

羅潤東，男，山東大學勞動經濟與人力資源研究中心教授，博士生導師。周 敏，女，山東大學商學院碩士研究生。

本文為教育部人文社科規劃基金項目(11YJA790101)、山東大學威海分校教研基金項目階段成果。

(責任編輯:欒曉平E－mail:luanxiaoping@163．com)