最低工資標準上漲影響了企業的員工配置效率嗎？*

蔡偉賢 杜素珍 汪圣國

（1.廈門大學經濟學院 福建廈門 361005）

（2.國泰君安證券股份有限公司博士后工作站 上海 20041）

一、引言

以1993年發布的《企業最低工資規定》為標志，我國最低工資制度正式登上歷史舞臺。2004年《最低工資規定》的公布將最低工資制度推廣至全國，并明確指出最低工資標準應每兩年至少調整一次。2007年6月通過的新《勞動合同法》進一步明文規定，勞動者有權要求用人單位向其支付不低于當地最低工資標準的工資。然而，最低工資制度的存在是一把“雙刃劍”。對勞動者而言，最低工資制度作為保障勞動者合法權益的重要手段，它的存在有效改善了就業者的基本生活；對企業而言，最低工資制度作為用人單位雇用員工的最低勞動力成本，隨著各級政府逐年提高最低工資標準，其不僅提高了低工資就業人員的工資水平，還通過“溢出效應”提高了高工資就業人員的工資水平，從而推動了企業平均工資的上升（賈朋和張世偉，2013）。企業勞動力成本的不斷增加會加重企業的經營負擔，甚至迫使企業裁減部分員工，導致社會失業率提升，這不僅不利于企業的發展，還會對社會經濟的平穩運行造成負面影響。

一般來說，為了實現盈利目標，企業需要雇用合適數量的員工來完成既定的工作任務。一方面，員工過多時會產生“冗員”，導致企業負擔了更多“閑人”，占用企業資源，增加企業的勞動力成本。在相同的利潤水平下，員工冗余還會減少企業員工的平均薪酬，降低員工的就業積極性，從而對企業績效產生不利影響。另一方面，員工過少時會產生“缺員”，員工短缺不僅會導致企業無法及時并高質量地完成現有的工作任務，損害企業經營目標的實現（劉慧龍等，2010），同時還會增加社會失業，近年來以“用工荒”這一形式表現出來的企業勞動力短缺問題也能夠體現這一點。在國內外經濟環境的作用下，用工問題已經成為我國制造業發展的瓶頸。總而言之，冗員和缺員均是對企業最優雇員規模的偏離，是企業員工數量配置效率低下的體現。

從企業雇傭決策的角度來看，雖然用人單位能夠自由決定雇員數量，但是政府層面各種政策的實施仍然會直接或間接地影響企業對員工數量的自主選擇權。那么最低工資標準上調導致的勞動力成本上漲會如何影響企業的員工配置效率呢？理論上說，當外在的最低工資水平上漲時，企業的雇傭成本隨之增加，企業會削減員工的數量。很顯然，最低工資制度最有可能導致企業出現缺員狀態。具體來說，在我國企業本來就存在較重稅費負擔的情況下，最低工資上調導致的成本效應可能使得企業過度裁員，最終致使企業出現缺員。在上述背景下，基于2008—2016年上市公司數據和各地級市最低工資數據，本文對上述猜想進行了驗證。

和既有文獻相比，本文的貢獻主要有以下三點：第一，在考察最低工資的就業效應時，既有文獻更多關注的是微觀或宏觀層面的絕對就業數量的變化，很少從就業相對水平的角度討論效率問題。對實現企業利潤最大化目標而言，只關注絕對數量而忽視相對數量，無法真正把握企業對員工雇傭的實際需求，不利于企業價值的有效增加。因此，通過將最低工資和企業員工配置效率聯系在一起，本文的研究更有利于引導企業配置有助于企業發展的勞動要素，從而提高企業的核心競爭力，最終實現盈利目標。第二，在考察最低工資的就業效應時，鮮有文獻將員工維權意識和員工議價能力考慮進去。企業選擇雇員還是裁員是企業與員工相互博弈的結果，而員工自身的維權意識和議價能力在其中扮演著非常重要的角色。因此，本文還討論了員工維權意識和議價能力的調節作用，這也為政府從勞動保護以及提升就業者技能的角度緩解失業問題提供了理論借鑒。第三，2008年實施的《勞動合同法》明確規定用人單位需嚴格遵守最低工資標準，更為完善的制度約束將會使最低工資制度的作用更為凸顯。不同于既有文獻多是基于2008年之前的數據，本文使用2008年以后金額更大、漲幅更高的最低工資標準進行分析，更能有效地識別最低工資制度的影響。

二、文獻綜述

有關最低工資制度對勞動力市場影響的研究已經十分豐富，現有文獻主要集中于探討最低工資標準的上漲對收入和就業的影響。其中，較多文獻探究了最低工資制度的就業效應，但研究結論并不一致。一類文獻（Brown，1999；Neumark和Wastcher，2000；馬雙等，2012；Neumark等，2014；張丹丹等，2018）認為最低工資會對就業產生消極作用，究其原因，最低工資標準的提升顯著增加了企業的勞動力成本，降低了企業雇工的積極性，從而導致社會失業的增加。Neumark和Wastcher（2007）通過總結20世紀80年代以來有關最低工資的研究，指出大概83%的經驗結論一致認同最低工資會對就業產生負面影響。在探究最低工資的失業效應時，既有文獻還發現低技能、女性、低收入或年輕人等群體更容易受到最低工資的影響，成為企業裁員的對象（Long和Yang，2016；Meer和West，2016；楊娟和李實，2016；張丹丹等，2018；Li和Lin，2020）。然而，另外一類研究（Flinn，2006；馬雙等，2017）認為最低工資通過收入效應增加了勞動者的就業積極性，促進了居民就業。向攀等（2016）發現最低工資標準的上調加強了就業者在不同部門之間的流動，為就業者在正規部門就業提供了有利條件。

上述文獻在考察最低工資對就業的影響時，均是從就業的絕對水平出發，如企業雇用員工的規模與宏觀層面的就業人員數量、就業率或者失業率等，但鮮有文獻從相對水平以及效率的角度出發，考察最低工資的就業效應。和本文緊密相關的從效率角度探究最低工資的影響的一篇文獻是徐舒等（2020），其研究結果發現，最低工資顯著降低了企業的勞動資源配置效率。他們是從經濟理論中的收益和成本的角度來衡量勞動資源配置效率，當邊際勞動產出等于邊際勞動成本時，勞動資源配置效率達到最優，兩者的背離導致了勞動資源配置非效率。和他們不同的是，本文使用企業的既有員工配置狀況與最優配置狀態下員工數量的偏移大小來衡量員工數量上的配置效率，考察最低工資的影響。另外，還有文獻從企業資源錯配（劉貫春等，2017）以及全要素生產率（劉貫春等，2017）的角度考察最低工資對企業效率的影響，研究結果表明，最低工資改善了企業的資源錯配程度和全要素生產率。

有關員工數量配置效率相關的文獻相對較少。考察影響員工配置效率因素的文獻主要是從政治關聯（劉慧龍等，2010；Yuan，2011）的角度探究其對員工配置效率的影響，研究發現政治關聯以及國有企業顯著增加了企業冗員的可能性。還有一些文獻探討了員工配置效率低下帶來的后果，如冗員對高管激勵（張敏等，2013）、企業業績（Xu等，2005；薛云奎和白云霞，2008；廖冠民和沈紅波，2014）、勞動力成本（曾慶生和陳信元，2006）以及公司價值（楊德明和趙璨，2016）的影響，他們發現冗員負擔不僅提高了高管的在職消費，還顯著降低了企業的經營業績、企業價值和企業支付現金股利的概率和水平，并增加了企業的勞動力成本。但上述文獻還缺乏從勞動力成本變化的角度考察其對員工配置效率的影響，本文從這一角度彌補了既有文獻的不足。另外，在考察員工配置效率時，既有文獻較少將員工配置效率劃分為缺員和冗員，而更多是從冗員的角度來考察員工配置效率，本文更為細致地區分了員工配置效率，豐富了有關員工配置效率的文獻。

三、研究設計

（一）數據來源

本文使用的上市公司數據來自國泰安CSMAR數據庫，最低工資標準數據則主要通過瀏覽各省市勞動保障部門等相關政府工作網站手動收集獲得。本文的樣本期間為2008—2016年。選取2008年作為研究的初始年份，主要是因為：（1）2008年經濟危機后，我國的勞動力市場發生了日新月異的變化，這可能會促使最低工資對企業員工配置效率的影響產生變化。（2）2008年以后最低工資標準不僅數額更大，漲幅也更高。2008年之前較低數額的最低工資標準可能對企業的影響作用有限。比如在2004年最低工資標準的最高值僅為684元，而從2008年開始最低工資標準的最高值開始超出1 000元，2016年最低工資標準的最高值甚至直接上漲到2 000多元。這會導致企業對勞動力成本的反應更加敏感。（3）在最低工資政策實施之初，相關制度并不規范，企業缺乏嚴格遵守相關規定的動力。自2008年1月1日《勞動合同法》實施后，其對企業遵守最低工資標準產生更為嚴格的制度約束，使得最低工資制度的作用更為凸顯。同時，以2008年以后的數據為樣本也能夠在同一制度環境下考察最低工資標準對企業員工配置效率的影響。

為保證樣本的有效性，本文對原始數據進行了如下處理：考慮到金融業的特殊性，剔除了金融業的樣本；進一步剔除了相關變量的缺失樣本和異常值，如刪除了營業收入小于0的樣本；考慮到宏觀數據的可得性，剔除了西藏自治區的樣本；為了排除極端值的影響，本文對所有的連續變量均進行了前后1%水平上的縮尾處理。經過上述處理，本文最后獲得非平衡面板數據①將數據調整為平衡面板數據時，本文仍能夠獲得一致的結論。16 742個。

（二）模型設定與變量定義

本文構建如下的固定效應模型來考察最低工資制度對企業員工配置效率的影響：

其中，下標i、j和t分別表示企業、行業與年份。被解釋變量exemp為企業員工的非效率配置程度，值越大意味著企業的員工配置效率越低；核心解釋變量lnmwm為各城市的最低工資標準；X為企業層面的控制變量，參考劉慧龍等（2010）的做法，包括企業規模、企業年齡、成長性、有形資本密集度、第一大股東持股比例、管理層持股比例、董事會規模以及是否兩職合一，并均取滯后一期；Y為宏觀層面的控制變量，包括城市層面的經濟發展水平以及省級層面的制度環境，前者用GDP的對數表示，后者用市場化指數表示。②GDP數據來源于CEIC數據庫；市場化指數數據源自2019年王小魯等編制的《中國分省份市場化指數報告》。ui為企業固定效應，hj為行業固定效應，vt為年份固定效應，εijt為隨機擾動項。考慮到同一城市不同企業之間的擾動項可能具有未知的序列相關結構，因此本文將模型中回歸系數的標準誤均聚類到了城市層面。

曾慶生和陳信元（2006）、薛云奎和白云霞（2008）、劉慧龍等（2010）、張敏等（2013）以及楊德明和趙璨（2016）等認為公司規模、資本密集度、公司成長性、公司盈利能力以及行業特征是決定一個企業的員工規模最主要的因素。因此，借鑒他們的做法，本文利用如下模型分年度分行業回歸來估計企業的員工配置效率，即模型（1）的被解釋變量：

其中，被解釋變量lnemp為企業當期的雇員人數，用員工數量的自然對數表示；其余解釋變量依次為企業規模、有形資本密集度、成長性、資產回報率和資產負債率。模型（2）的擬合值即企業當期的最優員工規模，而殘差項則為超常員工，當殘差大于0時表示員工冗余，意味著實際雇用的員工數量超過了最優水平；當殘差小于0時表示員工短缺，意味著實際雇用的員工數量低于最優水平。無論是冗員還是缺員均是員工配置效率低下的表現，因此，本文用殘差項的絕對值來衡量員工的配置效率。該絕對值越大，表明企業的員工配置效率越低。由于該模型具有能夠量化每個企業年度超常員工的優點，在考察相對數量的員工配置效率時，既有文獻多是采用這種方式來定義員工配置效率。

本文的關鍵解釋變量為最低工資標準，用上市公司注冊所在城市的月最低工資標準③考慮到最低工資制度的影響可能具有滯后性，因此，本文還以當年最低工資標準調整時間在10月份及以后的樣本視為未調整進行了穩健性檢驗，發現了和基準回歸結果一致的結論。上限的對數來表示。根據樣本的統計，我們發現最低工資標準在不同地區和不同年份之間差異較大，存在較大的波動性。比如2009年樣本城市的平均最低工資標準為751元，截至2016年，最低工資標準的均值已經達到1 683元，上漲了兩倍有余。不僅如此，不同地區的最低工資標準在相同年份之間也存在較大的差異。這為本文的實證分析提供了較好的數據支撐。

（三）描述性統計

表1展示了各變量的含義和統計特征。從表1中可以看出，超常員工的最小值為-2.12，而最大值為1.89，說明企業的員工短缺現象比員工冗余現象更加嚴重。用殘差絕對值表示的員工非效率配置這一變量的統計特征顯示，部分企業的員工配置效率較高，但同時有些企業的員工配置效率很低。最低工資對數的均值為7.101，即最低工資標準的均值為1 200多元，最大值和最小值之間存在明顯差異。其他變量的統計特征不再贅述。

表1 變量的含義及統計特征

四、回歸分析

（一）基準回歸結果

表2報告了最低工資標準對企業員工配置效率影響的回歸結果。在第（1）列，本文首先從絕對員工數量的角度出發，考察了最低工資標準對企業現有員工數量的影響，被解釋變量為員工數量的對數。和既有文獻的結論一致，最低工資標準與企業員工數量顯著負相關。在第（2）列，本文以員工非效率配置為被解釋變量，回歸結果發現，最低工資標準和員工非效率配置顯著正相關，也即最低工資標準越高，企業員工配置效率越低。值得注意的是，這里員工配置效率的低下是由員工冗余帶來的結果還是員工短缺導致的結果？在表2的第（3）列以及第（4）列，本文將員工配置效率劃分為冗員和缺員，對該問題進行了回答。為了不損失樣本量，當考察員工冗余時，參照既有文獻的做法，本文將模型（2）中殘差大于0的樣本取值為殘差絕對值，并將殘差小于0的樣本取值為0。當考察員工短缺時，本文將模型（2）中殘差大于0的樣本取值為0，并將殘差小于0的樣本取值為殘差絕對值。絕對值越大，表明企業冗員或缺員的程度越大。回歸結果發現，最低工資標準上漲導致的企業員工配置效率降低主要表現在缺員上。這表明，最低工資標準上漲所帶來的勞動力成本的上升使得用人單位不僅減少了員工數量，還使員工數量不能達到最優的配置水平。

表2 基準回歸結果

（二）穩健性檢驗

為了保證基準回歸結果的可靠性，本文進行了如下穩健性檢驗：

1.調整被解釋變量

借鑒Lecuona和Reitzig（2014）以及李曉翔（2014）的做法，本文按照如下公式重新定義了企業的員工配置效率：

其中，lnemp_firm為企業員工數量的對數，lnasset_firm為企業資產總額的對數，lnemp_ind為企業所在行業員工數量對數的平均值，lnasset_ind為企業所在行業資產總額對數的平均值。企業本身和行業平均規模水平上的員工配置差異越大，表明企業的員工配置效率越低，即由公式（3）計算得到的數值越大，員工配置效率越低。回歸結果如表3的第（1）列所示，可以看出，替換員工配置效率這一指標后，最低工資標準依然顯著降低了企業的員工配置效率。除此之外，本文根據既有文獻的做法以模型（2）為基礎增加了另外一種方式定義員工配置效率。具體定義方式如下：首先根據超常員工這一變量將樣本劃分為三等分，并將超常員工位于1/3—2/3分位數的樣本替換為0，然后取超常員工的絕對值重新定義員工配置效率。回歸結果如表3第（2）列所示，可以看出，回歸結果依然表明最低工資顯著降低了員工配置效率。

2.內生性處理

一般而言，單個企業的行為很難左右政府的決定，最低工資標準對企業員工數量的安排行為是一個相對外生的行為。在基準回歸中，使用面板固定效應回歸只能在一定程度上解決不隨時間變化的遺漏變量這一內生性問題，本文雖然盡可能地控制了同時影響最低工資和員工配置效率的因素，但仍有可能忽略了同時影響這兩個變量的隨時間變化的因素，從而導致回歸結果可能存在內生性問題。基于此，在表3的第（3）列，參照趙瑞麗等（2018）的做法，本文以最低工資標準的滯后3期作為最低工資標準的工具變量，這樣既可以保證工具變量和當期最低工資標準顯著相關，又能保證工具變量相對于員工配置效率的外生性。回歸結果顯示，最低工資標準依然顯著降低了員工配置效率。

3.緩解母公司與關聯公司所在地不一致性問題

本文的最低工資數據對應的是上市公司母公司注冊所在城市的數據，而員工數量數據以及財務報表數據則來源于國泰安數據庫中的合并報表數據。合并報表數據中包含母公司、子公司和分公司等在內的數據。雖然母公司對企業決策的影響占主導作用，母公司的經營也更多地受到母公司所在地的影響，但本文使用上市公司注冊所在地的最低工資數據仍可能存在度量誤差。為了緩解這一問題，本文還進行了如下兩種穩健性檢驗：第一，我們剔除了關聯公司和所屬的上市公司不在同一省份的數量占該公司總量超出一半的樣本。根據統計，和上市公司不在同一省份的關聯公司占比超出一半的樣本僅占25%。因此，理論上來說，使用母公司所在地的最低工資對回歸結果不會造成很大的影響。第二，絕大多數關聯公司和上市公司都在同一個省份，因此我們還使用公司注冊地所在省、自治區或直轄市最低工資標準重復了基準回歸。回歸結果如下表第（4）、（5）列所示，結果依然穩健。

表3 穩健性檢驗

（三）最低工資制度的成本效應

最低工資作為用人單位最低的勞動力成本，其標準的上漲將會增加企業的用工成本，甚至擠占企業利潤空間。前文的分析發現最低工資標準上漲顯著降低了企業的員工配置效率，那么最低工資制度是否是通過提升勞動力成本從而導致企業出現缺員的呢？基于此，表4對上述問題進行了驗證。借鑒曾慶生和陳信元（2006）的做法，本文使用絕對勞動力成本和相對勞動力成本兩個維度來衡量勞動力成本這一指標。絕對勞動力成本用支付給員工以及為員工支付的現金除以員工數量來表示，并取自然對數。相對勞動力成本是在絕對勞動力成本的基礎上再除以每千元營業收入。回歸結果見表4，其中第（1）列和第（3）列未加入行業固定效應。可以看出，最低工資標準與企業勞動力成本顯著正相關。

表4 最低工資制度的成本效應

表4第（2）列的回歸結果表明，最低工資每增加1個百分點，企業的絕對勞動力成本將會提高0.134個百分點。根據樣本統計，企業員工的年平均工資約為12萬元，從而最低工資標準增長1%將會導致企業年平均工資存在160.8元（120 000元×0.134%）的薪酬增長。通過從《中國勞動統計年鑒》中收集2008—2016年各年份的城鎮就業人數①為了保持和樣本省份一致，就業人數中去除了西藏自治區的就業人數。，本文按照以下兩種方式估算了最低工資標準每上漲1%對除西藏以外的其他省、自治區或直轄市的企業勞動力成本帶來的影響。

第一，將上述160.8元的薪酬差異與2008—2016年間的城鎮就業人數相乘，計算出一個相對粗糙的勞動力成本。通過測算，本文發現最低工資標準每上漲1%，會導致2008—2016年勞動力成本總額上漲2 244.17億元。2008—2016年每年的測算結果如表5（方式一）所示。以2016年為例，以方式一計算的全年勞動力成本約占當年GDP總額的0.039%。

第二，按照上市公司樣本計算各年份的職工平均工資，將得到的職工平均工資和0.134%相乘，獲得每年因為最低工資標準上漲1%導致的工資差異，再用此差異與每年全國的城鎮就業人數相乘，用該方式計算得到的總勞動力成本為2 004.73億元。具體測算結果見表5（方式二）。同樣以2016年為例，用方式二計算出的全年勞動力成本約占當年GDP總額的0.036%。經過上述粗略測算，本文發現最低工資標準上漲給企業帶來了嚴重的勞動力成本負擔。

表5 按年測算結果 （單位：億元）

五、進一步分析

（一）異質性分析

1.按要素密集度分組

一般而言，紡織業、服裝業等勞動密集型行業更依賴廉價勞動力，從而這類行業對最低工資標準的提高更為敏感，而冶金工業和機械制造業等依賴較多資本投入的行業則對最低工資標準的敏感性相對較弱。因此，本文按照年度資本密集度（固定資產凈額占總資產的比重）的均值將所有行業劃分為兩組，資本密集度較大的企業是資本密集型或技術密集型企業的可能性較大，而這一比例較低的企業是勞動密集型企業的可能性較大。回歸結果如表6第（1）、（2）列所示。可以看出，最低工資制度對員工配置效率的影響主要集中在勞動密集型企業，而對資本密集型企業影響不顯著。

2.按平均工資分組

既有研究指出，最低工資制度的影響主要集中于低工資群體。基于此，本文在第（3）、（4）列按照年度職工平均工資的均值將樣本劃分為高工資組以及低工資組。這里職工平均工資等于支付給職工以及為職工支付的現金總額除以員工數量。可以發現，低工資組更容易受到最低工資制度的影響。這是因為最低工資制度主要是通過提升勞動力成本這一渠道對企業產生影響，而低工資企業的工資水平在最低工資標準附近的概率更大，從而該類企業更容易受到最低工資的影響。

3.按技術類型劃分

最低工資制度的實施主要影響低技能工人的工資水平，而高新技術行業雇用了大量的高學歷高技能勞動力，這部分人群可能較少受到最低工資標準調整的影響。因此，最低工資標準對員工配置效率的影響在不同技術水平的行業中可能有所差異。為了驗證這一點，借鑒李磊等（2019）的做法，本文根據2017年高技術產業分類表①該表的行業分類代碼中包含了10種類型的以35開頭的行業，按照此表，我們將專業設備制造業劃分為高技術產業。將樣本中的行業分為高新技術行業和非高新技術行業，并進行分組回歸。回歸結果如表6的第（5）、（6）列所示。從回歸系數的大小和顯著性來看，最低工資對員工配置效率的影響在非高新技術行業更加明顯，和上述猜想一致。究其原因，一方面，非高新技術行業中低技能或低學歷工人比例較高，其工資水平在月最低工資標準附近的可能性也較大，從而這類群體更容易受到最低工資標準上調的影響。另一方面，非高新技術行業中職工的可替代性較強，企業裁減人員造成的機會成本更低，當最低工資標準上漲導致企業勞動力成本上升時，企業減員的動力也更強。

表6 異質性分析

（二）企業雇傭結構的變化

在該部分，本文更加細致地探討了最低工資制度對企業雇傭結構的影響，即進一步甄別出企業中更容易受到最低工資制度影響而被裁減的群體。從理論上來說，低技能員工僅占用企業較少的勞動力成本，當最低工資標準上調導致企業勞動力成本上漲后，為了壓縮經營成本，企業更有動機保留高技能員工，而裁減低技能員工。表6的異質性分析也表明低技能員工比例較大的低工資企業更容易受到最低工資的影響。基于此，在表7中我們分別用技術人員數量和專科及以上學歷人數來衡量企業的高技能員工數量，同時使用高中及以下（包括其他學歷）學歷水平的人數來表示低技能員工數量，并對上述指標取自然對數。其中，技術人員數量和學歷人數數據均來自萬得數據庫。

表7 最低工資對企業雇傭結構的影響

可以看出，最低工資標準的上調并沒有影響企業的高技能員工數量，但顯著降低了企業的低技能員工數量。也就是說，面對勞動力成本的上漲，企業更有動力通過裁減低技能員工保留高技能員工的方式來減少用工成本。該結論說明我國政府應重點關注并妥善解決低技術人群的就業問題。

（三）員工維權意識和議價能力的影響

隨著我國法律知識的普及以及員工收入的不斷提高，越來越多的員工開始使用法律條款來維護自己相應的勞動權益。員工維權意識的增強使得勞動力市場上的流動性降低，員工更有可能在企業中獲得長期穩定就業的機會，從而員工維權意識能夠影響最低工資制度的就業效應。因此，本文接下來進一步驗證了員工維權意識的調節作用。本文分別采用以下兩種方式定義員工維權意識：第一種方式是使用省級層面的每萬人勞動糾紛案件立案數來衡量，當該變量高于分行業分年份中位數時我們將其定義為職工維權意識較強的地區，取值為1，反之則取值為0；第二種方式是使用每萬人勞動糾紛案件勞動者當事人數來衡量。同樣，當該變量高于分行業分年份中位數時我們將其定義為職工維權意識較強的地區，取值為1，反之則取值為0。上述兩種指標均反映了當地的維權環境，一個地區的維權環境越好，企業員工越傾向于使用法律條款維護自己的合法權益。其中，數據來源于《中國勞動統計年鑒》和《中國統計年鑒》。回歸結果如表8第（1）、（2）列所示，可以發現，員工維權意識的提高能夠緩解最低工資制度對員工配置效率的負面影響。原因在于，員工維權意識的加強降低了就業者在勞動力市場上的流動性和降低企業過度裁員的可能性降低，從而引導企業向最優數量的員工配置狀況趨近，提高企業的員工配置效率。

表8 員工維權意識和議價能力的調節作用

隨著員工自身維權意識的逐漸增強，各種勞動保護措施如《勞動合同法》的頒布以及工會隊伍的不斷壯大等也在逐漸增強勞動者的議價能力。員工議價能力的增強通過提高員工的話語權和抵御失業風險的能力，加大了企業解雇員工的困難性，即減緩了企業勞動力的調整速度。基于此，在表8的第（3）、（4）列，本文分別加入省級層面和企業層面的工會力量，進一步驗證員工議價能力在最低工資制度對員工配置效率的影響中所扮演的角色。其中，省級層面的工會力量是利用企業所在省份的每萬人工會人數即工會參與率作為員工議價能力的代理指標，并將該變量高于分年份分行業均值的樣本定義為員工議價能力強的地區，賦值為1，其他為0。其中，工會人數和人口數數據分別來自歷年《中國勞動統計年鑒》和2017年《中國統計年鑒》。本文使用財務報表附注中的“應付職工薪酬”欄目下“工會經費和職工教育經費”，并用該指標除以企業員工數量且取自然對數來衡量企業層面的員工議價能力。人均工會經費和職工教育經費越高，企業的工會力量或技術能力越強，員工越有話語權。第（3）、（4）列的回歸結果表明，相對于員工議價能力弱的地區或者企業，員工議價能力強能夠緩解最低工資制度對員工配置效率的負面影響。究其原因，較強的員工議價能力通過增強員工的話語權提高了企業解雇員工的困難性，從而降低企業過度裁員的可能性，最終引導企業向最優數量的員工配置狀況發展，促進企業員工配置效率的提高。

六、結論與建議

企業的經營離不開員工，員工規模是否與企業發展相適應直接關系到企業的經營狀況。無論是員工短缺還是員工冗余都將不利于企業的長期發展，只有合理的員工規模才能使企業立于不敗之地。雖然企業擁有雇用員工的自主權，然而受勞動力成本波動的影響，政府層面各種政策的實施或多或少都會影響企業的雇傭決策。本文基于2008—2016年上市公司數據和城市層面的最低工資數據，探究了最低工資標準的上調對企業員工配置效率的影響。研究結果發現：最低工資標準的上漲顯著降低了企業的員工配置效率，主要表現為企業員工短缺程度的增加，而成本效應是最低工資制度降低企業員工配置效率的主要作用渠道。最低工資制度對員工配置效率的影響存在顯著的異質性，其主要影響的是勞動密集型、低工資以及非高新技術的企業。進一步分析的研究結論表明，低學歷低技能員工更容易因最低工資標準的提高而被企業辭退，高能力員工則不存在被裁現象。另外，員工維權意識的加強和議價能力的提升降低了企業對勞動力成本的敏感程度，從而有效緩解了最低工資制度造成的員工配置效率的損失。

本文的結論表明，最低工資制度所導致的成本效應已經成為企業巨大的支出負擔，企業被迫過量削減員工數量，這將不利于企業經營效率的改善和企業價值的提升。因此，基于本文的研究結論，本文提出以下兩點建議：

第一，面對最低工資制度帶來的過度裁員，若想從根本上解決就業問題，最重要的還是盡可能地解決再就業問題。面臨最低工資制度對低技能員工和低效率企業的淘汰，政府應及時關注最低工資制度帶來的影響，以便妥善并有效地解決失業者的再就業問題，如通過拓寬就業渠道并積極引導失業者進行就業培訓等從失業者自身和就業面解決再就業問題。就業者本身也應積極發揮工會等組織或法律條款的作用以保障自己的勞動者權益，與此同時，勞動者尤其是低技能勞動者應主動參加各種培訓來提升自己的技能，提高自己在就業單位的話語權，從而能夠長期在企業工作。

第二，面對最低工資制度的成本效應，一方面，企業需要充分挖掘其市場潛力，積極提升自身的創新能力，拓寬自身的經營范圍，從而減輕最低工資制度帶來的影響。另一方面，政府也需要通過多種渠道減輕企業經營負擔，比如在減稅、提供技術等方面協助企業經營，并針對不同要素密集或技術水平的企業實施不同的政策。同時，各級政府應根據當地的經濟發展狀況合理制定最低工資標準的調整范圍，并根據最低工資標準的上漲幅度合理增加勞動密集型企業的員工工資的稅收抵扣力度等。