最低工資的就業(yè)影響效應及產(chǎn)業(yè)差異
——基于長江中游城市群城市面板數(shù)據(jù)的實證研究

劉玉成

(長江大學 長江經(jīng)濟帶發(fā)展研究院，湖北 荊州 434023；長江大學 經(jīng)濟與管理學院，湖北 荊州 434023)

黨的十九大報告提出，我國要加快建設現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系、實現(xiàn)實體經(jīng)濟與人力資源協(xié)同發(fā)展。為了實現(xiàn)這一戰(zhàn)略目標，黨的十九大報告指明了一條解決問題的路徑，即破除勞動力流動的體制機制障礙、實現(xiàn)勞動力要素的自由流動。將這一路徑落實到產(chǎn)業(yè)發(fā)展領域內，就需要勞動力資源能夠根據(jù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要進行合理流動與轉換，以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與勞動資源供給相匹配。基于此，從三次產(chǎn)業(yè)視角深入思考最低工資上漲對就業(yè)流動及就業(yè)轉換的影響，具有非常重要的意義。

前期研究中筆者分別從直接影響和間接影響、短期調整和長期調整角度研究了最低工資對就業(yè)的結構影響機理，并利用中國的宏觀數(shù)據(jù)考察了最低工資對就業(yè)的結構影響[1，2]。本文將基于長江中游城市群的城市面板數(shù)據(jù)進一步探索最低工資上漲對就業(yè)的影響路徑與影響效應，并從三個產(chǎn)業(yè)比較其差異。論文共包括四個部分：第一部分，介紹最低工資對就業(yè)影響的相關研究文獻；第二部分，從理論上闡釋最低工資對就業(yè)的影響機理；第三部分，基于面板數(shù)據(jù)實證研究最低工資對就業(yè)的影響效應；第四部分，給出論文的研究結論和政策啟示。論文可能的創(chuàng)新體現(xiàn)在兩方面，一是分析了最低工資對就業(yè)影響的自我修正機制，二是從直接影響與間接影響兩方面分析了最低工資對就業(yè)的影響路徑。

一、文獻綜述

我國最低工資制度誕生于1993年，目前已成為基本社會制度之一，其對經(jīng)濟和社會的影響逐漸顯現(xiàn)。近年來隨著我國各地最低工資標準頻繁上調，最低工資與平均工資的差距正逐漸縮小，上海、深圳、天津、北京等城市最低工資與全社會平均工資之比已進入到國際公認的合理區(qū)間[0.3，0.5]，并逐年向區(qū)間上限趨近。最低工資的逐年上調必將對勞動供需雙方帶來深遠的影響，而在我國勞動成本持續(xù)上漲和產(chǎn)業(yè)結構加速轉型的背景下，勞動供需雙方在工資水平上的博弈將進一步加劇我國的就業(yè)結構矛盾。

關于最低工資對就業(yè)的影響，國外的研究表明最低工資的上漲對就業(yè)存在沖擊效應，近年來各國學者的一系列研究，比如美國[3～5]、英國[6]、德國[7]、日本[8]、加拿大[9]，均觀察到最低工資上漲對不同行業(yè)、不同收入層次勞動者就業(yè)的差異性沖擊效應。但由于觀察對象、數(shù)據(jù)來源、研究方法等方面的差異，研究者的觀點爭議較大。目前，國外研究的主流觀點認為，從就業(yè)總量的角度來看，最低工資對就業(yè)的影響并不明顯，但從女性、低收入、低技能等群體的研究來看，最低工資對就業(yè)具有負向效應[3，10,11]。

在我國實行最低工資制度的初期，研究熱點主要集中于最低工資制度的理論框架、實施過程中的問題及防范措施等方面，而關于最低工資對就業(yè)的影響研究主要集中于是否存在影響以及影響方向如何，但大多數(shù)研究缺乏實證研究的支撐。近年來，隨著我國最低工資的連續(xù)上漲，最低工資的就業(yè)影響研究越來越受到研究者的重視，目前的研究更傾向于實證分析和結構影響分析，研究熱點主要集中于最低工資對不同類型、不同地區(qū)、不同行業(yè)和部門勞動者的就業(yè)影響：

(1)對不同類型勞動者的就業(yè)影響，主要集中于農(nóng)民工群體、女性群體、不同技能的勞動者等。在農(nóng)民工就業(yè)方面，丁守海(2010)認為最低工資上漲對農(nóng)民工就業(yè)具有負面影響[12]，而張世偉等(2016)、楊娟等(2016)進一步認為最低工資上漲對女性農(nóng)民工帶來顯著的消極影響，而男性農(nóng)民工在工資水平、工作時長方面得到明顯增長[13,14]，鄭適等(2016)認為最低工資上漲對農(nóng)民工就業(yè)的直接影響表現(xiàn)為先上升再下降的倒U型特征[15]。在女性就業(yè)方面，劉玉成(2012)認為最低工資上漲對正規(guī)部門的女性就業(yè)產(chǎn)生擠出效應[2]，馬雙等(2018)認為最低工資上漲對已婚女性的勞動參與帶來積極影響[16]。在不同技能勞動者就業(yè)方面，葉靜怡等(2014)認為最低工資上漲導致熟練工人對非熟練工人的替代[17]，王光新等(2014)認為最低工資上漲對城鎮(zhèn)單位中較低技能的非正式職工就業(yè)產(chǎn)生了負面影響[18]。

(2)對不同地區(qū)就業(yè)的影響。韓兆洲等(2007)、王梅(2012)認為最低工資上漲對本地就業(yè)沒有產(chǎn)生負面影響，反而更有利于吸引外部勞動力[19,20]，楊翠迎等(2015)認為最低工資上漲對中、東部地區(qū)的就業(yè)具有促進作用，而對西部地區(qū)具有抑制作用[21]。

(3)對不同行業(yè)、不同部門的就業(yè)影響。馬雙等(2015)認為最低工資上漲的就業(yè)影響效應在不同行業(yè)、不同企業(yè)差異較大[22]，戴小勇(2014)認為工資水平較低、最低工資提升幅度較大地區(qū)的企業(yè)受到最低工資的負面影響[23]，田貴賢(2014)認為最低工資對制造業(yè)就業(yè)的影響呈現(xiàn)倒U型特征[24]，翁杰(2015)研究發(fā)現(xiàn)最低工資上漲對中國工業(yè)部門就業(yè)具有負面效應[25]，向攀等(2016)、張軍等(2018)研究發(fā)現(xiàn)最低工資上漲導致勞動力由非正規(guī)部門流向正規(guī)部門[26,27]。

現(xiàn)有文獻在最低工資對就業(yè)的影響方面取得了豐碩的成果，但在結構性影響方面還有待深入研究，在研究方法、研究數(shù)據(jù)、影響效應等方面仍有可拓展之處：(1)研究方法和手段。目前僅有少量文獻用到了面板計量、空間計量等方法，而大部分文獻采用截面數(shù)據(jù)分析，缺少對最低工資變化的時間效應觀察。(2)影響效應的識別。當前的實證研究所控制的變量普遍偏少，因而未能有效地識別最低工資對就業(yè)的影響。(3)研究數(shù)據(jù)。對于宏觀數(shù)據(jù)的研究較多，而在微觀層面研究依然不夠。(4)研究角度方面。目前尚缺乏產(chǎn)業(yè)層面的研究，而對于最低工資的滯后效應，國內尚未引起足夠的重視。基于以上分析，本文將采用長江中游城市群的城市面板數(shù)據(jù)分析最低工資對就業(yè)的影響路徑和影響效應，并在研究中引入滯后影響變量及較多控制變量。

二、最低工資對就業(yè)的影響機理

最低工資上漲對就業(yè)的影響機理較為復雜，從現(xiàn)有研究來看，雖然研究者從多種角度進行闡釋，但結論依然分歧較大。區(qū)別于現(xiàn)有文獻觀點，我們認為，從最低工資上漲對就業(yè)影響的傳導路徑來看，最低工資上漲通過直接影響與間接影響兩種路徑影響勞動供需，而最低工資上漲對就業(yè)的影響就是這兩種影響合力作用的結果。具體闡述如下：

(1)直接影響路徑。由于最低工資的本質仍然是工資，因此最低工資上漲對就業(yè)的影響實質上是工資上漲對就業(yè)的影響，而這一影響已有定論：工資上漲引起勞動供給增加、勞動需求減少，而總就業(yè)的增減取決于勞動供需的平衡。在直接作用路徑下，邊際生產(chǎn)力較低的勞動者將受到負面沖擊，因為他們的工資水平處于最低工資覆蓋范圍。

(2)間接影響路徑。首先，基于攀比效應和替代效應，最低工資上漲將通過影響社會平均工資水平而引起就業(yè)變化：一方面，在最低工資上漲的情況下，由于社會攀比效應，會導致社會平均工資水平上漲，進而引起就業(yè)變化；另一方面，最低工資上漲后，低技能勞動力(被最低工資標準覆蓋)的雇傭成本提高，高技能勞動力的相對價格下降，由于替代效應，社會對高技能勞動力的需求上升，由此導致高技能勞動力的工資水平也上漲，因此社會平均工資水平也隨之上漲，由此就業(yè)受到影響。其次，根據(jù)理性預期原理，在最低工資頻繁上調的情況下，勞動供需雙方還會建立最低工資上漲與勞動供需變化之間的條件反應，由此形成理性預期下的就業(yè)變化。最低工資上漲對就業(yè)的間接影響路徑如圖1所示。

圖1 最低工資上漲對就業(yè)的間接影響路徑

綜上分析可知，無論是在直接影響路徑還是在間接影響路徑下，最低工資上漲必然會影響就業(yè)的變化，但影響方向和影響結果取決于直接影響和間接影響的綜合作用。

三、最低工資對就業(yè)影響的實證分析

本部分研究包括變量描述、影響路徑分析、影響效應分析等三個方面。

(一)變量描述

模型的被解釋變量為三次產(chǎn)業(yè)正規(guī)部門就業(yè)量，以城鎮(zhèn)單位就業(yè)來表示。觀察變量為經(jīng)過校正的最低工資標準(AMW)，采用加權平均方法得到，其計算公式為：

(1)

其中maxMWt-1和minMWt-1分別為調整之前的最低工資標準最高檔和最低檔，maxMWt和minMWt分別為調整之后的最低工資標準的最高檔和最低檔，m為調整之前的最低工資標準在當年的實施月份數(shù)。

為了準確識別影響效應，在實證研究中控制了較多影響變量，控制變量的選擇來源于相關文獻的研究結論。變量具體含義及統(tǒng)計描述見表1。

表1 變量含義及統(tǒng)計描述

模型的控制變量共分為四大類：(1)經(jīng)濟發(fā)展因素，以GDP、社會消費品零售總額和在崗職工人均收入來度量；(2)投資因素，以固定資產(chǎn)投資和財政支出來度量；(3)勞動供給因素，以戶籍人口來度量；(4)經(jīng)濟開放因素，以FDI和外貿進出口總額來度量。根據(jù)現(xiàn)有文獻的研究結果，這四大類因素均會對就業(yè)產(chǎn)生影響，文章在每一類因素中選擇了若干具有代表性的變量，并希望排除這些變量的影響后更準確地識別觀察變量的影響。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，所有變量均采用2000～2018年長江中游城市群40個地級城市的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來源于各年度各省統(tǒng)計年鑒、地方統(tǒng)計年鑒、城市統(tǒng)計年鑒，部分數(shù)據(jù)來源于調研資料。

(二)最低工資上漲對三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響路徑

為探索最低工資上漲對三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響路徑，基于面板數(shù)據(jù)對最低工資與三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)的U型關系進行檢驗。U型關系通常采用二次多項式模型進行檢驗，基于此，設計如下的檢驗模型：

(2)

其中k=1,2,3表示三個產(chǎn)業(yè)，i=1,2,…,40表示地區(qū)數(shù)，t=2000,2001,…,2018表示時間，γ為系數(shù)行向量，X為控制變量列向量，X的表達式為X=(RGDP,RGI,RSC,RPCI,RFDI,RFT,RFE,POP)T，μi表示地區(qū)特征差異，εit為隨機誤差項，模型的誤差項由ui與εit構成。模型的估計結果見表2。

表2 就業(yè)與最低工資的U型關系估計

對模型(2)中的變量進行協(xié)整檢驗，即對模型的回歸殘差進行面板單位根檢驗，檢驗結果顯示，模型(2)的殘差平穩(wěn)，表明變量之間具有面板協(xié)整關系，由此說明模型(2)可行(限于篇幅，本文沒有列出檢驗結果)。根據(jù)表2的估計結果分析如下：

(1)第一產(chǎn)業(yè)，?EMC/?RMW=0.0056-0.00001538RMW，說明實際加權平均最低工資RMW較小時，即RMW小于364.1元時，?EMC/?RMW>0，此時EMC隨RMW的增加而增加；當RMW增加到364.1元時，?EMC/?RMW=0，此時EMC隨RMW的增加達到最大值；當RWM繼續(xù)增加(RMW大于364.1元)時，?EMC/?RMW<0，此時EMC隨RMW的增加而出現(xiàn)下降。由上述分析可知，第一產(chǎn)業(yè)中實際最低工資與就業(yè)之間呈現(xiàn)倒U型關系，倒U型頂部的RMW約為364元。

(2)第二產(chǎn)業(yè)，?EMC/?RMW=-0.04+0.0001RMW，同上分析可知，第二產(chǎn)業(yè)中實際最低工資與就業(yè)之間呈現(xiàn)U型關系，U型底部的RMW約為400元。

(3)第三產(chǎn)業(yè)，?EMC/?RMW=-0.03+0.000074RMW，類似分析可知，第三產(chǎn)業(yè)中實際最低工資與就業(yè)之間呈現(xiàn)U型關系，U型底部的RMW約為405元。

綜上分析可知：

(1)最低工資對就業(yè)的影響在三個產(chǎn)業(yè)中存在路徑差異。第一產(chǎn)業(yè)中最低工資對就業(yè)的影響呈現(xiàn)倒U型特征，U型頂部的實際加權平均最低工資約為364元，而第二、第三產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)U型，且U型底部的實際加權平均最低工資約為400元。這表明，最低工資對三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響存在閾值，該閾值的前后影響方向不同。

(2)在最低工資上漲的影響下，就業(yè)在三個產(chǎn)業(yè)間出現(xiàn)流動，總體流動趨勢為：就業(yè)從第一產(chǎn)業(yè)流出而向第二、第三產(chǎn)業(yè)流入，但這種流動的最低工資節(jié)點并不一致，即在較低工資水平時第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)開始流出，而在較高工資水平時第二、第三產(chǎn)業(yè)才開始就業(yè)流入。由此說明，第二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)擴張滯后于第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)收縮。

(三)最低工資上漲對就業(yè)的影響效應

Neumark et al.(2014)的研究表明，最低工資對就業(yè)的影響存在滯后效應[4]。根據(jù)我國最低工資調整頻率，取滯后期為1較為合適。文章在模型(2)基礎上引入實際最低工資的一階滯后變量，經(jīng)過共線性和顯著性檢驗，最終確定影響效應模型如下:

(3)

其中RAMW(-1)為實際最低工資的一階滯后變量，γ、X、k、i、t、ui、εit的意義與模型(2)相同。為消除模型中變量量綱的影響及可能存在的異方差性，模型中所有變量均采用自然對數(shù)形式。協(xié)整檢驗顯示，模型(3)中各變量之間具有協(xié)整關系。根據(jù)固定效應檢驗和Hausman檢驗，三個產(chǎn)業(yè)的模型估計類型均為固定效應。估計結果和估計方法選擇如表3所示，表中同時給出了穩(wěn)健估計的t檢驗伴隨概率。

表3 最低工資對三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響效應估計

(1)最低工資對就業(yè)影響效應的產(chǎn)業(yè)差異。在第一產(chǎn)業(yè)中最低工資對就業(yè)的當期影響為負向、滯后影響為正向，最低工資的就業(yè)總效應為-0.30，表明實際最低工資每上漲10%將導致第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)下降3.0%；第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)中最低工資對就業(yè)的當期影響為正向、滯后影響為負向，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)最低工資的就業(yè)總效應為0.19、0.06，表明實際最低工資每上漲10%將導致第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)上漲1.9%、0.6%。

(2)最低工資對就業(yè)影響效應的綜合比較。對最低工資的當期影響、滯后影響、總影響效應的絕對值比較可知：第一產(chǎn)業(yè)>第二產(chǎn)業(yè)>第三產(chǎn)業(yè)，說明最低工資的上升對第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)影響較為劇烈。從表3的回歸結果可知，最低工資上漲過程中，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)存在較為明顯的擠出效應，而第二、第三產(chǎn)業(yè)存在吸納效應。但從最低工資的絕對影響來看，其滯后影響明顯小于當期影響。

(3)最低工資對就業(yè)影響的自我修正機制分析。從表3的結果可知，最低工資對就業(yè)的當期影響和滯后影響方向相反，第一產(chǎn)業(yè)中最低工資的滯后效應在一定程度上修正了當期的負向影響；第二、第三產(chǎn)業(yè)中最低工資的滯后效應在一定程度上修正了當期的正向影響。這表明最低工資的影響存在自我修正機制，但這種修正作用較為有限，在最低工資上漲的過程中，依靠經(jīng)濟系統(tǒng)的自身調整不能回到穩(wěn)定狀態(tài)。

四、主要結論與政策啟示

本文從理論上研究了最低工資上漲影響就業(yè)的路徑，認為最低工資上漲通過直接影響和間接影響兩種路徑對就業(yè)產(chǎn)生影響。在此基礎上，利用2000～2018年長江中游城市群城市面板數(shù)據(jù)對最低工資的影響效應進行實證檢驗，根據(jù)實證結果，得到以下結論及政策啟示：

(1)最低工資上漲對就業(yè)的影響具有U型特征，第一產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)倒U型，而第二、第三呈現(xiàn)U型，且第二、第三產(chǎn)業(yè)最低工資對就業(yè)影響的閾值顯著大于第一產(chǎn)業(yè)。

該結論在勞動力流動和最低工資標準的確定方面具有政策啟示。在我國各地最低工資連續(xù)上調的過程中，勞動力在三次產(chǎn)業(yè)之間的流動趨勢已經(jīng)形成，當前勞動力流向與我國產(chǎn)業(yè)結構調整的大方向是一致的，因此最低工資的就業(yè)效應在現(xiàn)階段來看依然是良性的。但是也應該看到，最低工資上漲過程中第一產(chǎn)業(yè)中被擠出的就業(yè)主要向第二產(chǎn)業(yè)流入，而向第三產(chǎn)業(yè)的流入較少，這不利于今后我國的產(chǎn)業(yè)結構向“三、二、一”的方向演進。這提示我們，各地應制定與本地經(jīng)濟實際相適應的最低工資標準，從而引導勞動力在產(chǎn)業(yè)間合理流動，同時，制定最低工資標準時應將本地的產(chǎn)業(yè)結構、產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況納入考慮范疇。

(2)最低工資上漲對三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)存在顯著的當期影響效應和滯后影響，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)存在較為明顯的擠出效應，而第二、第三產(chǎn)業(yè)存在吸納效應，第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)擠出并非導致勞動者立即向其他產(chǎn)業(yè)轉移，而是具有明顯的滯后性。

該結論在最低工資標準制定以及配套就業(yè)政策方面具有啟示意義。促進就業(yè)增長歷來是我國政府工作的重中之重，如果最低工資增長幅度過大，將對第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)產(chǎn)生過度擠出效應，而第二、第三產(chǎn)業(yè)所需新增的就業(yè)在短期內又無法得到充分滿足，這將不利于產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展和勞動力在產(chǎn)業(yè)之間的平穩(wěn)流動。

(3)最低工資上漲對三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響效應存在自我修正機制，最低工資對就業(yè)的滯后效應有助于修復最低工資對就業(yè)的當期影響效應。

該結論在最低工資的調整頻率方面具有政策啟示。從舒緩最低工資上漲對就業(yè)的影響角度來說，最低工資的調整頻率不宜過高，應在經(jīng)濟系統(tǒng)自我修正完成后，再考慮下次最低工資標準的調整。近年來我國最低工資調整頻率明顯加快，由過去的2～3年調整一次變?yōu)閹缀跻荒暾{整一次，個別地區(qū)甚至一年調整2次，這將導致最低工資對就業(yè)的沖擊產(chǎn)生疊加效應，不利于就業(yè)市場的自我調整，從當前的經(jīng)濟實際來看，建議2年調整一次較為合理。

(4)最低工資上漲對就業(yè)的影響效應存在產(chǎn)業(yè)差異，就業(yè)轉換過程存在滯后性。

該結論在產(chǎn)業(yè)政策以及勞動市場政策(如就業(yè)轉換、勞動市場銜接)方面具有啟示意義。最低工資上漲過程中，從第一產(chǎn)業(yè)擠出的就業(yè)在重新就業(yè)之前存在一定的過渡期，而這部分就業(yè)是流向第二、第三產(chǎn)業(yè)正規(guī)勞動市場還是進入到非正規(guī)勞動市場，需要在就業(yè)轉換、非正規(guī)勞動市場與正規(guī)勞動市場的銜接等方面得到政策的支持和引導。同時，最低工資上漲對就業(yè)的影響在我國三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的不同階段具有不同的導向意義，在未來我國三次產(chǎn)業(yè)結構調整完成的階段，最低工資政策應隨之變化，以引導勞動流動、維護三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的合理就業(yè)支持。

伴隨著我國最低工資逐年上調以及社會平均工資水平的水漲船高，不同層次、不同產(chǎn)業(yè)就業(yè)會受到何種影響，應該采取何種應對措施，政策方面應如何進行創(chuàng)新，這些問題均值得深入探索。以上結論和政策啟示雖然是基于長江中游城市群的數(shù)據(jù)得到的，但研究對象作為全世界面積最大的城市群而具有較好的典型性和代表性，因此其最低工資上漲對就業(yè)的影響效應對其他城市群具有重要的借鑒意義，并可供我國有關部門在完善最低工資制度和勞動制度時作為參考。