最低工資制度的勞動(dòng)供給效應(yīng)

金 露，曲秉春，李盛基

(1.東北師范大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130117； 2.長(zhǎng)春工業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130012)

一、引 言

我國(guó)從1995年開(kāi)始逐步實(shí)施最低工資制度。最低工資制度是我國(guó)實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)者收入與經(jīng)濟(jì)同步增長(zhǎng)、勞動(dòng)效率與勞動(dòng)報(bào)酬同步增長(zhǎng)的重要手段和方式。但最低工資制度也是一把“雙刃劍”，最低工資標(biāo)準(zhǔn)過(guò)高會(huì)損害一部分勞動(dòng)者的切身利益，可能造成部分勞動(dòng)者失業(yè)或社會(huì)勞動(dòng)時(shí)間下降。近年來(lái)，我國(guó)政府實(shí)施最低工資制度的執(zhí)行力度逐年加大，覆蓋面也越來(lái)越廣，那么，最低工資制度的實(shí)施效果如何？最低工資制度對(duì)失業(yè)的影響如何？最低工資制度的勞動(dòng)供給效果怎樣？是現(xiàn)階段亟待解答的問(wèn)題。

行為經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，年齡、性別、種族、文化、收入、教育等是影響個(gè)體勞動(dòng)供給決策的重要因素。郭繼強(qiáng)(2005)和付廷臣(2007)研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)工資率不能滿足最低必須支出時(shí)，勞動(dòng)者將會(huì)減少閑暇時(shí)間，增加勞動(dòng)時(shí)間。[1，2]羅小蘭(2007)認(rèn)為，政府制定的最低工資標(biāo)準(zhǔn)過(guò)低時(shí)，會(huì)挫傷勞動(dòng)者的工作積極性。[3]吳紅宇(2010)分析工資率對(duì)勞動(dòng)供給影響的個(gè)體異質(zhì)性差異發(fā)現(xiàn)，女性、已婚、農(nóng)村戶口、文化程度低等人群隨著工資率的下降會(huì)增加勞動(dòng)供給。[4]Heckman(1993)認(rèn)為，勞動(dòng)供給分為廣度與深度，廣度指就業(yè)，深度指就業(yè)條件下的工作時(shí)間。[5]Card和Krueger(1994)運(yùn)用差中差方法分析了最低工資對(duì)新澤西州就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)在最低工資起點(diǎn)較低的情況下，最低工資的提升增加了就業(yè)。同樣，F(xiàn)linn(2006)通過(guò)研究也發(fā)現(xiàn)，最低工資制度會(huì)吸引更多的人尋找工作。[6，7]但是，Brown(1982)、Neumark和Wascher(1992)等認(rèn)為最低工資會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生負(fù)向影響。[8，9]而Linneman(1982)指出，衡量最低工資標(biāo)準(zhǔn)的勞動(dòng)效應(yīng)應(yīng)考慮工作時(shí)間的影響。[10]Strobl和Walsh(2007)認(rèn)為，最低工資對(duì)勞動(dòng)時(shí)間的影響具有不確定性。[11]但是，Neumark等(2004)、Stewart和Swaffield(2008)認(rèn)為最低工資對(duì)工作時(shí)間具有負(fù)向影響。[12，13]韓兆洲和安寧寧(2007)研究發(fā)現(xiàn)，提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)對(duì)勞動(dòng)供給具有正向影響。[14]而鄧大松和盧小波(2016)考慮了個(gè)體特征和宏觀環(huán)境的異質(zhì)性之后發(fā)現(xiàn)，最低工資制度會(huì)對(duì)我國(guó)勞動(dòng)者產(chǎn)生-0.06的勞動(dòng)供給擠出效應(yīng)。[15]同樣，賈朋和張世偉(2013)研究發(fā)現(xiàn)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)女性勞動(dòng)供給降低的幅度高于男性，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升降低了總的勞動(dòng)供給。[16]

綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者圍繞最低工資制度對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)的影響取得了較為豐富的研究成果。但是，學(xué)者們的研究較少涉及最低工資制度對(duì)個(gè)體勞動(dòng)者的勞動(dòng)時(shí)間的影響。因此，本文以自然實(shí)驗(yàn)方法，在控制個(gè)體勞動(dòng)者的異質(zhì)性的前提下，使用“雙重差分法”考察最低工資制度對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)和勞動(dòng)時(shí)間的影響，具有較高的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

二、自然實(shí)驗(yàn)方法與模型設(shè)定

1.自然實(shí)驗(yàn)方法

目前，自然實(shí)驗(yàn)方法廣泛應(yīng)用于政策效果的評(píng)價(jià)。最低工資制度作為眾多公共政策之一，也可以運(yùn)用自然實(shí)驗(yàn)方法評(píng)價(jià)其勞動(dòng)供給效應(yīng)。本文根據(jù)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升，設(shè)計(jì)一個(gè)自然實(shí)驗(yàn)，將最低工資水平提升的省份個(gè)體作為實(shí)驗(yàn)組，最低工資水平未提升的省份個(gè)體作為控制組；將最低工資水平提升前的省份個(gè)體和最低工資水平提升后的省份個(gè)體作為時(shí)間組，檢驗(yàn)最低工資水平的提升所帶來(lái)勞動(dòng)供給效應(yīng)的變化。因此，個(gè)體i在最低工資水平變化下的處理效應(yīng)為：

(1)

(2)

公式(2)中，gi為組屬性，個(gè)體屬于控制組賦值0，個(gè)體屬于實(shí)驗(yàn)組賦值1；ti為時(shí)間屬性，最低工資提升前的時(shí)間組賦值0，最低工資提升后的時(shí)間組賦值1。

為了消除與處理效應(yīng)無(wú)關(guān)的時(shí)間效應(yīng)和組效應(yīng)，我們可以構(gòu)建如下模型：

y=α+βti+γzi+τgi+εi， gi=tizi

(3)

公式(3)中，ti的系數(shù)為個(gè)體的時(shí)間效應(yīng)，zi的系數(shù)為個(gè)體的組效應(yīng)，gi的系數(shù)為政策效應(yīng)，εi為干擾項(xiàng)。本文通過(guò)自然實(shí)驗(yàn)方法，可以有效估計(jì)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升所帶來(lái)的勞動(dòng)供給效應(yīng)。

2.模型設(shè)定

個(gè)體勞動(dòng)者的勞動(dòng)供給受到就業(yè)狀況變化和個(gè)體勞動(dòng)者勞動(dòng)時(shí)間變化的影響。因此，為了較好地度量最低工資標(biāo)準(zhǔn)制度的勞動(dòng)供給效應(yīng)，需要構(gòu)建就業(yè)概率方程和勞動(dòng)時(shí)間方程。個(gè)體i的就業(yè)狀態(tài)分為就業(yè)和未就業(yè)，就業(yè)狀態(tài)賦值1，未就業(yè)狀態(tài)賦值0。據(jù)此，個(gè)體i的就業(yè)概率表示為：

(4)

公式(4)中，pi為個(gè)體i就業(yè)的概率，xi為影響個(gè)體i就業(yè)的因素，αi為影響個(gè)體i就業(yè)的回歸系數(shù)，μ為干擾項(xiàng)，logit模型可以采用最大似然估計(jì)法，估計(jì)個(gè)體i的就業(yè)概率。

個(gè)體i在就業(yè)狀態(tài)下的勞動(dòng)時(shí)間為：

(5)

公式(5)中，yi為個(gè)體i一周的總工作時(shí)間，ki為影響個(gè)體i勞動(dòng)時(shí)間的因素，βi為影響個(gè)體i勞動(dòng)時(shí)間的回歸系數(shù)，ε為干擾項(xiàng)。

根據(jù)自然實(shí)驗(yàn)方法的原理，我們可以在公式(1)和(2)的基礎(chǔ)上，設(shè)定就業(yè)方程和勞動(dòng)時(shí)間方程為：

(6)

(7)

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與統(tǒng)計(jì)描述

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

為了考察最低工資制度的勞動(dòng)供給效應(yīng)，本文使用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS)。CGSS數(shù)據(jù)由中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心編制，自2003年起在全國(guó)28個(gè)省市自治區(qū)進(jìn)行微觀調(diào)查，較為系統(tǒng)、全面地收集了社會(huì)、社區(qū)、家庭及個(gè)人的信息資料，因此適合用來(lái)研究最低工資的政策效果。本文選取18～60歲的樣本個(gè)體，刪除未填寫(xiě)教育程度和就業(yè)狀況的樣本，最終獲得2011年4119個(gè)樣本和2012年1052個(gè)樣本。根據(jù)2011～2012年28個(gè)省市自治區(qū)最低工資政策的變化情況，將提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)的23個(gè)省份作為實(shí)驗(yàn)組，將未提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)的5個(gè)省份作為控制組。

2.統(tǒng)計(jì)描述

影響個(gè)體勞動(dòng)供給的因素，除了最低工資以外，還有勞動(dòng)者的個(gè)體特征因素。如表1所示，從就業(yè)率來(lái)看，實(shí)驗(yàn)組的就業(yè)率均高于控制組，最低工資水平的提高并沒(méi)有帶來(lái)就業(yè)率的下降；從周小時(shí)工作來(lái)看，2011年實(shí)驗(yàn)組的平均周工作時(shí)間比控制組有所減少，而2012年實(shí)驗(yàn)組的平均周工作時(shí)間比控制組有所增加，最低工資水平提高可能會(huì)增加勞動(dòng)者的工作時(shí)間。

表1 控制組和實(shí)驗(yàn)組的統(tǒng)計(jì)描述

表2 控制組和實(shí)驗(yàn)組的勞動(dòng)供給狀況

注：勞動(dòng)供給為就業(yè)率和周工作時(shí)間之積。

如表2所示，從就業(yè)率來(lái)看，實(shí)驗(yàn)組的就業(yè)率比控制組分別高出2%和9%，因此，雙重差分的結(jié)果是實(shí)驗(yàn)組的就業(yè)率比控制組高7%。從周工作小時(shí)來(lái)看，2011年實(shí)驗(yàn)組的周工作小時(shí)比控制組減少了2.69小時(shí)，而2012年實(shí)驗(yàn)組的周工作小時(shí)比控制組增加了3.31小時(shí)，導(dǎo)致最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升帶來(lái)勞動(dòng)者的周工作小時(shí)增加6小時(shí)。從勞動(dòng)供給來(lái)看，2011年實(shí)驗(yàn)組的勞動(dòng)供給低于控制組，而2012年實(shí)驗(yàn)組的勞動(dòng)供給高于控制組，導(dǎo)致最低工資水平的提高，增加了整體勞動(dòng)者的勞動(dòng)供給水平。

四、估計(jì)結(jié)果

由于個(gè)體特征差異往往會(huì)帶來(lái)估計(jì)結(jié)果的偏差，因此，為了較好地考察最低工資制度對(duì)勞動(dòng)供給的影響，我們?cè)诳刂苽€(gè)體異質(zhì)性的前提下，借助計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)。如表3所示，Heckman兩階段回歸的逆米爾斯比λ均顯著，模型擬合較好。實(shí)驗(yàn)組和年份組的交互項(xiàng)回歸系數(shù)顯示，最低工資制度對(duì)勞動(dòng)者的就業(yè)具有顯著的正向影響，說(shuō)明最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升能夠促進(jìn)勞動(dòng)者就業(yè)率的提升。性別對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)具有顯著的正向影響，說(shuō)明男性勞動(dòng)者比女性勞動(dòng)者獲得就業(yè)的可能性更高。年齡和年齡平方對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)表現(xiàn)出顯著的倒U型關(guān)系，說(shuō)明隨著年齡的增長(zhǎng)勞動(dòng)者的就業(yè)率會(huì)逐漸提升，超過(guò)某一個(gè)閥值之后，年齡的增長(zhǎng)會(huì)帶來(lái)勞動(dòng)者就業(yè)率的下降。教育程度和健康狀況對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)具有顯著的正向影響，說(shuō)明教育程度越高，健康狀況越好，勞動(dòng)者獲得就業(yè)的可能性越高，這符合人力資本理論。

交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯示，最低工資制度對(duì)勞動(dòng)者的工作時(shí)間具有顯著的正向影響，說(shuō)明最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高增加了勞動(dòng)者的工作時(shí)間。性別對(duì)勞動(dòng)者的工作時(shí)間具有顯著的正向影響，男性勞動(dòng)者比女性勞動(dòng)者提供了更多的工作時(shí)間。

表3 最低工資對(duì)勞動(dòng)者的就業(yè)和勞動(dòng)時(shí)間的Heckman兩階段回歸結(jié)果

注：λ為Heckman兩階段回歸的逆米爾斯比；“*”代表10%的顯著性水平，“**”代表5%的顯著性水平，“***”代表1%的顯著性水平。

由于不同地區(qū)最低工資存在差異，因此，最低工資對(duì)不同地區(qū)的就業(yè)和勞動(dòng)時(shí)間的作用可能有所差別。如表4所示，Heckman兩階段回歸的逆米爾斯比λ均顯著，模型擬合較好。交互項(xiàng)對(duì)東部地區(qū)勞動(dòng)者的就業(yè)具有顯著的負(fù)向影響，對(duì)中部地區(qū)勞動(dòng)者的就業(yè)并沒(méi)有顯著性影響，而對(duì)西部地區(qū)勞動(dòng)者的就業(yè)具有顯著的正向影響，說(shuō)明最低工資提升降低了東部地區(qū)的就業(yè)率，而提高了西部地區(qū)的就業(yè)率。

交互項(xiàng)對(duì)東部、中部及西部地區(qū)均具有顯著的正向影響，其中，對(duì)中部地區(qū)的正向影響最大，而對(duì)東部地區(qū)的正向影響最小，說(shuō)明最低工資提升對(duì)不同地區(qū)的勞動(dòng)時(shí)間具有顯著的差異，這是由于東部地區(qū)較好地執(zhí)行了政府制定的最低工資相關(guān)的配套政策，而中部和西部地區(qū)政策執(zhí)行較差所致。

由于各省份最低工資標(biāo)準(zhǔn)的調(diào)整幅度有所差別，因此，本文進(jìn)一步考察不同的最低工資調(diào)整幅度對(duì)勞動(dòng)供給的影響。如表5所示，Heckman兩階段回歸的逆米爾斯比λ均顯著，模型擬合較好。當(dāng)最低工資調(diào)整幅度在30%以下時(shí)，交互項(xiàng)對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)并沒(méi)有顯著性影響；當(dāng)最低工資調(diào)整幅度超過(guò)30%時(shí)，交互項(xiàng)對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)具有顯著的負(fù)向影響。說(shuō)明最低工資調(diào)整幅度在30%以下時(shí)，對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)并沒(méi)有負(fù)面影響，而最低工資調(diào)整幅度超過(guò)30%時(shí)，對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)表現(xiàn)出負(fù)向影響作用。

當(dāng)最低工資調(diào)整幅度在30%以下時(shí)，勞動(dòng)者的工作時(shí)間隨著最低工資調(diào)整幅度的增加而增加，而當(dāng)最低工資調(diào)整幅度超過(guò)30%時(shí)，勞動(dòng)者的工作時(shí)間隨著最低工資調(diào)整幅度的增加而減少。說(shuō)明最低工資調(diào)整幅度在30%以下時(shí)，勞動(dòng)者會(huì)增加工作時(shí)間，但是，最低工資調(diào)整幅度超過(guò)30%時(shí)，勞動(dòng)者會(huì)減少工作時(shí)間。

表4 最低工資對(duì)不同地區(qū)的勞動(dòng)者就業(yè)和勞動(dòng)時(shí)間的Heckman兩階段回歸結(jié)果

注：λ為Heckman兩階段回歸的逆米爾斯比；括號(hào)內(nèi)系數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)誤；“*”代表10%的顯著性水平，“**”代表5%的顯著性水平，“***”代表1%的顯著性水平；本表未給出所有變量的邊際影響，感興趣的讀者可以向作者索取。

表5 最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整幅度對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)和勞動(dòng)時(shí)間的Heckman 兩階段回歸結(jié)果

注：λ為Heckman兩階段回歸的逆米爾斯比；括號(hào)內(nèi)系數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)誤；“*”代表10%的顯著性水平，“**”代表5%的顯著性水平，“***”代表1%的顯著性水平；本表未給出所有變量的邊際影響，感興趣的讀者可以向作者索取。

五、結(jié) 論

本文利用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2011年和2012年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用自然實(shí)驗(yàn)方法和雙重差分方法，定量分析了最低工資制度對(duì)勞動(dòng)供給的影響。研究結(jié)果顯示，總體上，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)具有積極作用，同時(shí)還有利于增加勞動(dòng)者的勞動(dòng)時(shí)間；不同地區(qū)的考察結(jié)果表明，最低工資制度的勞動(dòng)供給效應(yīng)具有顯著的地區(qū)差異，對(duì)于西部地區(qū)的勞動(dòng)供給具有促進(jìn)效應(yīng)，而對(duì)于東部地區(qū)的勞動(dòng)供給則具有抑制效應(yīng)；最低工資調(diào)整幅度的考察結(jié)果可知，最低工資調(diào)整幅度在30%以下時(shí)，其具有促進(jìn)勞動(dòng)供給的作用，而調(diào)整幅度超過(guò)30%時(shí)，則具有抑制勞動(dòng)供給的作用。