最低工資制度的就業效應研究
——基于面板數據分析

蘭 嵐，金喜在，李盛基

(1.東北師范大學 馬克思主義學院，吉林 長春 130024； 2.東北師范大學 商學院，吉林 長春 130117)

最低工資制度最早產生于19世紀末的新西蘭和澳大利亞；隨后，英法美等國家根據本國國情建立了相應的最低工資制度。國際勞工組織早在1982年通過了《制訂最低工資確定辦法公約》。我國于1994年以頒布國家法律的形式確立了最低工資保障制度。最低工資制度是政府維護和保障低收入者勞動權益的重要舉措，但對于實施最低工資制度是否會降低我國企業的競爭力、是否加大了各行業失業率等問題，社會和學術界一直存在較大的分歧。因此，最低工資制度對不同行業的就業效應值得進一步探討。

一、文獻綜述

近年來，最低工資制度對就業究竟產生何種影響一直是學者們爭論不休的問題。對于最低工資制度對就業是否存在負效應，學者們至今尚未達成一致意見。對于最低工資的就業效應，國外學者主要有兩種觀點。一種觀點認為，最低工資制度并不會增加失業率。Card[1](1992)以及Katz 和 Krueger[2](1992)通過實證分析，證明美國聯邦政府提高最低工資標準之后并沒有出現大量的失業人員，因此，最低工資標準的提高并不會增加失業。之后，Card和Krueger[3](1994)在最低工資以外決定雇傭的要因同質化前提下，在 1992年2月～12月對美國新澤西州和賓夕法尼亞州快餐店的地域間雇傭變化情況進行了比較分析，直接考察勞動力的需求變化情況。他們預期認為最低工資的提高會減少就業率。然而通過對提高最低工資的新澤西州快餐店的雇傭成長率與最低工資不變的賓夕法尼亞州快餐店雇傭成長率進行比較發現，最低工資從4.25美元提高到5.05美元的新澤西州快餐店的就業率從20.44%提高到21.03%，而最低工資保持 4.25美元不變的賓夕法尼亞州快餐店就業率從原來的23.33%下降到21.17%，由此得出最低工資水平的提高不但沒有增加失業率，反而促進了就業。Agenor和Aizenman[4](1999)認為引入最低工資會刺激勞動者增加勞動供給，降低低工資勞動者怠工情緒，從而減少廠商的生產成本，降低工資支付額，實現總失業率減少。另一種觀點則認為最低工資制度會增加失業率。Neumark和Wascher[5](2000)同樣利用新澤西州和賓夕法尼亞州兩地快餐店員工的工資單數據，重新審視了Card 和Krueger的研究，卻得出截然不同的結論。他們發現最低工資的就業彈性處在-0.21～-0.22之間，最低工資對就業存在負效應。Bazen[6](1997)、Neumark和Wascher[5](2000)等認為，提高最低工資會提高企業的生產成本，從而減少雇傭勞動者的數量，因此，在勞動力市場中最低工資高于市場均衡工資會減少勞動力需求量，從而降低就業率。

綜上所述，國外對最低工資制度的研究起步較早，關于最低工資對就業效應的研究非常豐富。由于我國實施最低工資制度的時間較短、起步較晚，這方面的研究也相對滯后。最低工資制度在不同的行業表現出什么樣的就業效應？本文認為，最低工資制度實施后對勞動密集型行業與資本技術密集型行業就業的影響，需要從理論和實證兩個方面進行分析。

二、最低工資制度對就業影響的理論分析

最低工資制度是保障勞動者最低生活水平和勞動供給的社會制度安排。本文從勞動經濟學視角分析最低工資制度對勞動密集型行業和資本技術密集型行業的就業效應。

圖1 最低工資制度對不同行業的就業效應

圖1橫軸為勞動者就業量，縱軸為工資水平，AD表示勞動力供給曲線， AS1代表資本或技術密集型行業的勞動力需求曲線，AS2代表勞動密集型行業的勞動力需求曲線，AS1斜率大于AS2斜率。勞動力供給曲線與勞動力需求曲線達到均衡時，相交于A點，即均衡就業量為Q0，工資水平為W0，這時整個社會實現充分就業。但是，在勞動供給曲線不變的條件下，當政府引入最低工資制度后，工資水平由原來的W0上升至Wm，勞動供給量為Q1。這時，勞動密集型行業的勞動力需求量由原來的Q0減少到Q2，而資本或技術密集型行業的勞動力需求量則減少至Q3。政府實施最低工資制度后，勞動密集型行業減少勞動力雇傭量為(Q1-Q2)，而資本或技術密集型行業減少勞動力雇傭量為(Q1-Q3)，由于(Q1-Q3)< (Q1-Q2)，可以說明最低工資制度在不同的行業顯示出不同的就業效應。由此可以得出結論，最低工資制度的引入在不同行業產生的就業效果并不相同。而最低工資制度在多大程度上影響就業量，則需要通過計量經濟學方法進一步進行檢驗。

三、最低工資制度對就業影響的實證分析

(一)數據來源及變量定義

1.數據來源。本文所使用的最低工資數據來源于中國勞動網。由于西藏于2004年開始實施最低工資制度，因此，所收集的西藏的最低工資數據并不完整，缺少2003年的數據。國內生產總值、職工年平均工資水平(GZ)、行業就業量均來源于國家統計局發布的各年《中國統計年鑒》的數據。

2.變量定義。定義行業就業量(Q)時，本文采用國家統計局發布的按行業劃分城鎮單位就業人數為行業就業量指標，分別選取制造業、建筑業、計算機軟件業、房地產業等。定義最低工資(MV)時，由于政府沒有規定全國統一的最低工資標準，各省市、自治區根據當地經濟發展情況制定了多個檔位的最低工資標準，因此，為了便于研究，本文選取最高檔位的最低工資標準。同時，為了減少變量的波動性，對于名義最低工資取對數。

(二)構建模型

一般情況下，影響就業量的因素有很多，但是，由于我們考察的是最低工資制度的就業效應，因此，本文主要考慮最低工資水平對就業效應的影響。為了便于研究最低工資對就業效應的影響，本文需要設定兩個假設條件：

假設1.就業量受到MV的影響；

假設2.最低工資的上升會減少就業量。

在兩個假設前提下構建回歸模型。其模型表達式為：Qi=α+βMV

其中，i表示不同行業，i可以取1，2,3,4等，分別表示制造業、建筑業、計算機軟件業、房地產業。

(三)最低工資效果的定量分析

1.經濟發展水平與各省份最低工資水平的聚類比較。本文采用2011年的GDP數據和最低工資水平數據，運用SPSS軟件的系統聚類方法對各省市自治區進行聚類。結果如表1和表2所示。

表1 各省按經濟發展水平的聚類結果

表2 各省按最低工資水平的聚類結果

2.各省份最低工資制度就業效應結果。由于我國各省市自治區最低工資數據收集具有局限性，因此，根據時間序列方法估計比較困難，而且很容易產生偏差。本文利用Eviews6.0軟件以2003～2011年全國31個省市自治區面板數據估計方法進行分析。為了避免誤差，運用Commom root-Levin，Lin，Chu檢驗方法對估計變量進行單位根檢驗，驗證變量是否平穩。

表3 變量的Commom root-Levin，Lin，Chu檢驗

如表3所示，對各變量進行Commom root-Levin，Lin，Chu檢驗結果發現，伴隨概率P值小于0.01水平，因此，各變量均拒絕存在單位根的原假設。因此，可以認定變量不存在單位根且具有平穩性。檢驗變量的平穩性之后，要選擇合適的模型估計。本文根據隨機效應模型估計結果，計算Hausman檢驗的統計量分別為533.48、165.68、167.36、178.22，伴隨概率均為0。因此可以認為拒絕隨機效應與固定效應不存在系統差異的原假設，可以建立固定效應模型進行估計。

表4 發達地區最低工資制度的就業效果

注：表內各變量的系數中，括號內的數值表示t統計量，“***”表示0.01水平下顯著，“**”表示0.05水平下顯著，“*”表示0.1水平下顯著。

表5 較發達地區最低工資制度的就業效果

注：表內各變量的系數中，括號內的數值表示t統計量，“***”表示0.01水平下顯著，“**”表示0.05水平下顯著，“*”表示0.1水平下顯著。

表6 欠發達地區最低工資制度的就業效果

注：表內各變量的系數中，括號內的數值表示t統計量，“***”表示0.01水平下的顯著，“**”表示0.05水平下的顯著，“*”表示0.1水平下顯著。

表4顯示，對于發達地區來說，總體上各省各行業的最低工資與就業量均呈現出負相關關系。具體來說，在制造業和建筑業兩個行業中，江蘇、山東、廣東三省的最低工資制度與就業量呈現顯著的負相關。說明在發達地區，這兩個行業最低工資的提高顯著地減少了就業量水平；另一方面也可以看出其最低工資標準制定得過高，已經影響到勞動力的供給量。而在計算機軟件業和房地產業兩行業，江蘇省的回歸系數均為顯著負值，山東省的回歸結果均不顯著，廣東省僅房地產行業的結果顯著，說明山東在兩個行業以及廣東在房地產業中的最低工資標準相對較低。

表5顯示，對于較發達地區來說，除上海、浙江、福建三個地區的制造業和建筑業兩個行業的最低工資與就業量呈顯著的負相關外，其余地區各行業的回歸結果均不很明顯，但總體上都呈較大的負相關。這表明較發達地區各行業的最低工資水平都相對較低，因此對就業量的影響不明顯。

表6顯示，對于欠發達地區來說，廣西、江西、云南、四川四個地區的最低工資水平對各個行業的就業量均有顯著的負效應，說明在這四個地區中最低工資水平的提高會導致就業量顯著下降。而在欠發達地區的其他各省份中，最低工資水平對就業量的影響在各個行業的顯著性不盡相同，但總體上基本呈現負向影響。值得注意的是，有個別省份一些行業(制造業和建筑業)的最低工資標準與就業量呈現出正相關關系，有的甚至是顯著正相關，說明其行業最低工資標準制定得過低，損害了勞動者的就業積極性，應適當提高其最低工資水平。

四、結論和建議

(一)研究結論

本文在兩個假設條件下構建了最低工資與就業量的關系模型，通過固定效應模型估計分析最低工資標準對就業量的影響。通過定量分析得出以下結論：

第一，從各省市自治區來看，不論是發達地區、較發達地區還是欠發達地區，其最低工資標準與就業量在各個行業都基本呈現出負相關關系，但顯著性有所差異?？傮w上看，最低工資水平的上升使得就業量呈現下降趨勢。

第二，相對于較發達地區和欠發達地區來說，發達地區的最低工資水平在各個行業對就業量的影響都呈現較明顯的負影響，說明發達地區最低工資水平對就業量的影響更大，這也說明發達地區相較于其他兩類地區，其最低工資制定得相對較高，且更加合理?？傮w上看，較發達地區和欠發達地區應適當提高其最低工資標準。

第三，從行業角度來看，不同行業的就業量受最低工資的影響不盡相同。發達地區和較發達地區的最低工資水平對制造業和建筑業兩個行業就業量的影響效果相對更明顯，而欠發達地區計算機軟件業和房地產業兩個行業的最低工資水平對就業量的影響相對更加顯著。這說明不同地區和不同行業的最低工資標準在合理性方面各有偏重。

(二)政策建議

第一，提高立法層次，統一最低工資標準的內涵。政府應盡快將保障勞動者生存權益的最低工資制度納入憲法中，制定《最低工資法》及相關的違法處罰制度。同時，鑒于各省市關于最低工資標準的內涵有所不同，因此，政府應統一規定最低工資標準包含職工社會保險費和住房公積金，以確保勞動者及其家庭的基本生活。

第二，統一最低工資調整時間，完善監督管理機制。目前我國各省市地方政府每兩年要調整一次最低工資，但是并沒有規定具體的調整時間，致使最低工資的調整時間比較混亂；同是一個省份的市級政府之間的調整時間也不盡相同。為了更好地落實最低工資標準，有必要統一各省市政府的最低工資調整時間。同時，應當對最低工資制度的實施過程及其落實情況進行定期檢查，嚴厲查處以各種名義壓低最低工資等違法違規行為，并加強群眾監督。

第三，提高工會覆蓋率，強化工會的職能作用。2010年我國工會的覆蓋率為50.9%，主要集中在國有企業和集體經濟單位，而在民營企業、外商獨資及合資企業等所占比重較小，造成受雇于這類企業的勞動者缺乏工會的保護。因此，應大力提高民營企業、外商獨資及合資企業等非公經濟成分中的工會覆蓋率，大力發展工資協商制度，強化工會的作用，建立工會與經營管理者公平談判的體制機制，以充分保障勞動者的合法利益。

[1]David,Card.Using Regional Variation in Wages to Measure the Effects of the Federal Minimum Wage[J].Industrial Labor Relations Review，1992,(46):22-37.

[2]Katz, Lawrence，Alan Krueger.The Effect of the Minimum Wage on the Fast-food Industry[J].Industrial Relations Review,1992,(46):6-21.

[3]David Card，Alan B. Krueger.Minimum Wages and Employment: A Case Study of the Fast-food Industry in New Jersey and Pennsylvania[J].The American Economic Review,1994,84(4):772-793.

[4]Agenor P R,Aizenman J.Macroeconomic Adjustment with Segmented Labor Markets[J].Journal of Development Economics,1999,58(2):277-296.

[5]Neumark D, Wascher W. Minimum Wages and Employment: A Case Study of the Fast-food Industry in New Jersey and Pennsylvania: Comment[J]. American Economic Review, 2000: 1362-1396.

[6]Bazen S.,Skourias N..Is There a Negative Effect of Minimum Wages on Youth Employment in France[J]. European Economic Review,1997,41:723-732.