最低工資的減貧效應(yīng)研究*

魏下海 許家偉

引言

習(xí)近平總書記指出，消除貧困、改善民生、實現(xiàn)共同富裕，是中國特色社會主義的本質(zhì)要求，是中國共產(chǎn)黨的重要使命。經(jīng)過多年持續(xù)努力，我國如期完成新時代脫貧攻堅目標(biāo)任務(wù)，全國絕對貧困人口累計減少9899萬人，絕對貧困發(fā)生率清零。①中華人民共和國國務(wù)院新聞辦公室：《人類減貧的中國實踐》，《人民日報海外版》，2021年4月7日，第04版。消滅絕對貧困的全面勝利具有里程碑式的意義，但相對貧困仍將長期存在。黨的十九屆五中全會明確要求，鞏固已有脫貧攻堅成果，構(gòu)建解決相對貧困的長效機制，建立完善農(nóng)村低收入人口和欠發(fā)達(dá)地區(qū)幫扶機制。就相對貧困治理來說，需要為低收入群體提供相應(yīng)的社會救助和幫扶措施，充分發(fā)揮社會保障機制的紓困作用。

作為一項旨在“保障勞動者個人及其家庭成員的基本生活”和“維護勞動者取得勞動報酬的合法權(quán)益”的勞動保護制度，最低工資規(guī)制（Minimum Wage Regulation，MWR）在減少相對貧困和收入不平等方面常常被寄予期望。通過最低工資規(guī)制，政府可以平衡雇員與雇主的工資談判關(guān)系，調(diào)節(jié)勞動-資本收入比例，①Christopher Flinn,“Minimum Wage Effects on Labor Market Outcomes under Search,Matching,and Endogenous Contact Rates,”Econometrica,vol.74,no.4,2006,pp.1013-1062.縮小收入差距，保障低技能勞動者收入水平。②Kamer Acemoglu and J?rn-Steffen Pischke,“Minimum Wages and On-the-Job Training,”Research in Labor Economics,vol.22,no.1,2003,pp.159-202.我國于1993年11月24日在企業(yè)中施行《企業(yè)最低工資規(guī)定》，2004年3月1日又進一步在全國范圍內(nèi)推行適用面更廣的《最低工資規(guī)定》，對勞動力市場產(chǎn)生較為深遠(yuǎn)的影響。不過，中國最低工資規(guī)制的現(xiàn)實實踐究竟對低收入群體會產(chǎn)生何種影響，是否能有效發(fā)揮降低相對貧困的效果，目前仍未有完備答案。本文試圖提供這方面問題的答案。

從文獻(xiàn)進展看，發(fā)達(dá)國家的大部分經(jīng)驗證據(jù)表明，最低工資對于低收入家庭生活保障作用較為有限，③William Johnson and Edgar Browning,“The Distributional and Efficiency Effects of Increasing the Minimum Wage:A Simulation,”The American Economic Review,vol.73,no.1,1983,pp.204-211；Richard Burkhauser and Joseph Sabia,“The Effectiveness of Minimum-Wage Increases in Reducing Poverty:Past,Present,and Future,”Contemporary Economic Policy,vol.25,no.2,2007,pp.262-281.僅有少量研究顯示最低工資對底層家庭收入表現(xiàn)出積極影響。④Arindrajit Dube,“Minimum Wages and the Distribution of Family Incomes,”American Economic Journal:Applied Economics,vol.11,no.4,2019,pp.268-304.在發(fā)展中國家，由于經(jīng)濟發(fā)展階段以及勞動力市場結(jié)構(gòu)和監(jiān)管力度的差異，最低工資的減貧和分配效應(yīng)亦存在差異性。⑤Enrique Alaniz,Tim Gindling and Katherine Terrell,“The Impact of Minimum Wages on Wages,Work and Poverty in Nicaragua,”Labour Economics,vol.18,no.S1,2011,pp.S45-S49；Alessandra Brito,Miguel Foguel and Celia Kerstenetzky,“The contribution of minimum wage valorization policy to the decline in household income inequality in Brazil:A decomposition approach,”Journal of Post Keynesian Economics,vol.40,no.4,2017,pp.540-575.我國推行最低工資制度的時間相對較短，從家庭層面考察對收入影響的研究尚不多見。一些文獻(xiàn)提供了最低工資能夠提高我國底層家庭收入、改善少數(shù)民族勞資關(guān)系等證據(jù)，⑥Carl Lin and Myeong-Su Yun,“The Effects of the Minimum Wage on Earnings Inequality:Evidence from China,”Research in Labor Economics,vol.44,no.2,2016,pp.179-212；段志民、郝楓：《最低工資政策的城鎮(zhèn)家庭收入分配效應(yīng)研究》，《統(tǒng)計研究》2019年第7期。另有研究表明最低工資在降低農(nóng)村貧困率、實現(xiàn)高收入家庭對低收入家庭的補貼配置發(fā)揮一定作用。⑦羅小蘭：《最低工資對農(nóng)村貧困的影響:基于中國農(nóng)民工的實證分析》，《經(jīng)濟科學(xué)》2011年第3期；寇恩惠、劉柏惠：《最低工資與城鎮(zhèn)減貧:基于一般均衡的視角》，《財貿(mào)經(jīng)濟》2021第12期。

解決相對貧困是實現(xiàn)共同富裕的必要過程，亟需探索如何從消滅絕對貧困到減少相對貧困的新路徑。目前，學(xué)界關(guān)于最低工資減貧效應(yīng)仍存在一定爭議，主要分歧點在于最低工資對就業(yè)的影響方向。在解決相對貧困和通往共同富裕的道路上，最低工資制度被賦予新的角色功能。在此背景下，本文試圖利用全國縣級最低工資和家戶調(diào)查匹配數(shù)據(jù)，從工資效應(yīng)和就業(yè)效應(yīng)兩條渠道來評估最低工資規(guī)制對相對貧困家庭的作用，并為當(dāng)前相對貧困治理以及完善低收入家庭的紓困舉措提供一定的政策啟示。

一、數(shù)據(jù)、模型與統(tǒng)計事實

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自于2000—2015年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS），及匹配的上年度最低工資數(shù)據(jù)。其中，最低工資資料（區(qū)縣級）涵括1998—2014年，地區(qū)信息根據(jù)CHNS記載的樣本實際地理位置整理得到，覆蓋山東、廣西、江蘇、河南、湖北、湖南、貴州、遼寧下轄的45個區(qū)縣級行政區(qū)的家庭樣本。

我國于2004年施行的《最低工資規(guī)定》指出，與七類用人單位建立勞動關(guān)系的勞動者均受最低工資法規(guī)的法律保護，而一些隱性就業(yè)勞動群體，如家庭工人、家政服務(wù)等并不在最低工資規(guī)定的法律保護范疇。因此在實證過程中，剔除家庭中可觀測的非適用部門、隱性就業(yè)等樣本。

（二）模型與變量測度

本文通過度量就業(yè)造成的收入損失來衡量最低工資對家庭工資總收入的影響。參考Brown（1999）構(gòu)建核算最低工資對貧困家庭收入影響的方法，①Charles Brown,“Minimum wages,employment,and the distribution of income,”Handbook of Labor Economics,vol.3,no.2,1999,pp.2101-2163.即：

總效應(yīng)=工資效應(yīng)+就業(yè)效應(yīng)=最低工資對貧困家庭工資收入的彈性×貧困家庭平均工資收入+最低工資對貧困家庭就業(yè)率的彈性×貧困家庭平均人口×貧困家庭平均工資收入

關(guān)于貧困的定義，目前有絕對貧困與相對貧困兩種標(biāo)準(zhǔn)。國家統(tǒng)計局公布的絕對貧困線存在以1978年、2008年和2010年為基期的三種方案，并不統(tǒng)一，且這一貧困線只針對農(nóng)村家庭，并不適用于城鎮(zhèn)家庭。陳宗勝等（2013）認(rèn)為這一標(biāo)準(zhǔn)偏低，建議采用相對貧困標(biāo)準(zhǔn)。②陳宗勝、沈揚揚、周云波：《中國農(nóng)村貧困狀況的絕對與相對變動——兼論相對貧困線的設(shè)定》，《管理世界》2013年第1期。因此，本文選擇相對貧困標(biāo)準(zhǔn)亦更符合本文探索相對貧困解決機制的目的。

在家庭層面的基準(zhǔn)回歸模型就有工資效應(yīng)模型式（1）和就業(yè)效應(yīng)模型式（2）：

其中，下標(biāo)i、j、t分別指家庭編碼、縣級行政區(qū)編碼和調(diào)查年份，表示在t年j地區(qū)當(dāng)?shù)貙嵭凶畹凸べY標(biāo)準(zhǔn)為MWjt的家庭i所對應(yīng)的數(shù)據(jù)資料。lnWijt表示對數(shù)家庭人均月工資性收入；EMPijt表示家庭就業(yè)率；主效應(yīng)項lnMWj,t-1表示調(diào)查年份前1年j地區(qū)當(dāng)?shù)貙嵭械膮^(qū)縣行政級層面全日制月最低工資標(biāo)準(zhǔn)，取對數(shù)；主效應(yīng)項PKit表示貧困家庭的識別變量，1識別為貧困家庭，0識別為非貧困家庭；核心交互項lnMWj,t-1×PKit，表示貧困家庭與滯后1期的縣級月最低工資的交乘；Zit為家庭隨時間變化的特征變量；μj表示地區(qū)效應(yīng)；μt表示時間效應(yīng)；εijt表示隨機擾動項。

家庭人均月總收入，是評價貧困家庭標(biāo)準(zhǔn)的依據(jù)，以2015年為基期進行平減，并做了雙側(cè)1%的縮尾處理。關(guān)于貧困家庭的識別，通常使用考慮了家庭規(guī)模的人均等價收入中位數(shù)的40～60%作為相對貧困線，③Peter Townsend,“The Meaning of Poverty,”The British Journal of Sociology,vol.13,no.3,1962,pp.210-227；Peter Townsend,Poverty in the United Kingdom:A survey of household resources and standards of living,Berkeley:University of California Press,1979,pp.1216.事實上，貧困線識別的具體標(biāo)準(zhǔn)國際上并未統(tǒng)一，如歐盟以人均收入中位數(shù)的60%衡量，OECD國家采用50%的標(biāo)準(zhǔn)，美國則采用40%，鑒于國家扶貧辦公布的我國2012年測算貧困發(fā)生率為10.2%，以家庭人均月總收入中位數(shù)的40%作為相對貧困線，樣本的貧困發(fā)生率為10.35%，接近我國的調(diào)查貧困發(fā)生率，故本文以此為相對貧困線，貧困線下的家庭視為貧困家庭。核心變量對數(shù)家庭人均月工資收入，由勞動年齡人口①參考向攀等（2016），視家庭成員中，男性年齡在16～60歲之間，女性年齡在16～55歲之間，在本地就業(yè)的，為勞動年齡人口。的個人工資收入形成，剔除部分可觀測到的隱性就業(yè)影響，并以2015年為基期進行平減和雙側(cè)1%的縮尾處理；核心變量家庭勞動年齡就業(yè)人口占家庭總?cè)丝诘谋嚷剩瑢彝趧幽挲g人口的就業(yè)狀態(tài)進行識別，將從事工資性收入工作的視為在就業(yè)狀態(tài)，以在職就業(yè)者占總?cè)丝诘谋壤鳛榧彝ゾ蜆I(yè)率。

家庭特征變量包括：（1）工作經(jīng)驗及其平方，取家庭勞動年齡人口工作經(jīng)驗的均值，參考Wahlberg（2008），年齡減去受教育年限再減6年得到，工作經(jīng)驗的平方縮小100倍。②Roger Wahlberg,“Differences in Wage Distributions between Natives,Non-Refugees,and Refugees,”IZA Working Papers,2008.（2）平均受教育年限，取家庭勞動年齡人口受教育年限的均值，個人受教育年限具體到接受正規(guī)學(xué)校教育的年限。（3）家庭人口規(guī)模和老人比例，指全家總?cè)丝诤?0歲以上人口占比。（4）勞動人口比例，即勞動年齡人口占總?cè)丝诒壤＃?）家庭參保比例，指勞動年齡人口個人醫(yī)療保險的參保比率，凡參與至少一類醫(yī)保即視為已參保。（6）家庭男性比例，即勞動年齡人口男性占比。（7）家庭已婚比例，已婚者所占的比例，視在婚、離婚、喪偶、分居均為已婚。（8）體制背景、私企背景，視勞動年齡人口中目前或曾經(jīng)在該類單位就職的，即為擁有該種工作單位的家庭背景，體制背景指代機關(guān)、企事業(yè)單位、集體企業(yè)；私企背景指代私營個體企業(yè)、三資企業(yè)。（9）少數(shù)民族家庭背景，有一位及以上成員為少數(shù)民族，即視為少數(shù)民族家庭。

（三）統(tǒng)計描述

表1 報告了樣本描述性統(tǒng)計以及基準(zhǔn)估計中解釋變量的分組t均值檢驗結(jié)果。非貧困家庭的平均人均收入更高，勞動年齡人口在受教育情況、婚姻情況、醫(yī)療參保率、背景條件都要明顯好于貧困家庭，在人口特征上，非貧困家庭的平均總?cè)丝跒?.65人，貧困家庭雖有4.41人，但勞動人口比例卻更低，男性比例亦更低，意味著貧困家庭“核心骨”肩上背有重要的經(jīng)濟負(fù)擔(dān)。

表1 描述性統(tǒng)計

（接上表）

二、實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表2 結(jié)果顯示，最低工資的提高有助于增加貧困家庭工資收入，但伴隨著一定程度的就業(yè)擠出。以（2）、（3）列為例，最低工資提高1%可增加貧困家庭0.210%的工資性收入，控制家庭特征后，這一影響降低至0.198%。觀察就業(yè)效應(yīng)的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，最低工資調(diào)整帶來的貧困家庭就業(yè)狀態(tài)變化并不明確，在控制家庭特征后，最低工資對貧困家庭就業(yè)率有一定程度的沖擊，但僅在10%的統(tǒng)計水平上顯著，這表明就業(yè)效應(yīng)的程度較為微弱。由于就業(yè)效應(yīng)是最低工資表現(xiàn)在家庭工資收入上造成的損失，可估計最低工資提高1%能夠增加貧困家庭工資收入11.85元。①具體計算過程如下：246.70×0.198+246.70×4.41×（-0.034）=11.85元。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（接上表）

（二）內(nèi)生性處理

從最低工資和家庭工資性收入之間的互動邏輯來看，最低工資規(guī)制看似外生地約束用人單位的工資發(fā)放行為，從而提高家庭收入，然而潛在的樣本選擇和互為因果可能導(dǎo)致內(nèi)生性問題。本文通過ifwkijt標(biāo)記j地區(qū)的i家庭在t時間有無工資性收入工估計家庭從事工資性收入工作的概率，構(gòu)造選擇方程如式（3）：

根據(jù)Heckman兩步法，首先采用Probit模型估計選擇方程，從中得到逆米爾斯比率，進而將此比率作為一個控制變量分別放入工資效應(yīng)模型和就業(yè)效應(yīng)模型中，即可得到“最低工資×貧困”交互項的一致估計。

在基準(zhǔn)回歸已有特征變量的基礎(chǔ)上，再引入未成年小孩比例，指16歲以下（不含16歲）人口的比例，撫養(yǎng)未成年對家庭收入穩(wěn)定的需求更加迫切，子女?dāng)?shù)量越多，對收入必然提出更高的要求，選擇工資性收入工作的傾向性會更高；是否從事經(jīng)營性工作，指有無以雇主身份從事經(jīng)營性活動的家庭成員，以雇主身份主持經(jīng)營性活動的所得歸入家庭經(jīng)營性收入，其家庭成員從事工資性收入工作的相關(guān)性更低；以及對數(shù)家庭人均月總收入，人均總收入高的家庭，從事工資性收入的概率更高，作為篩選特征。同時，為了克服家庭工資性收入與最低工資之間的互為因果問題，使用其他區(qū)縣最低工資標(biāo)準(zhǔn)的均值作為縣級最低工資的工具變量，結(jié)合Heckman兩階段和最小二乘兩步法來解決內(nèi)生性問題。

表3 是使用Heckman兩階段和工具變量兩步法對內(nèi)生性問題進行解決的結(jié)果，就Heckman兩階段的結(jié)果第（2）、（5）列看，工資效應(yīng)方程中的逆米爾斯比率顯著不為零，意味著基準(zhǔn)回歸中存在對有工資性收入家庭的樣本選擇問題，故通過使用其他區(qū)縣的最低工資均值作為縣級最低工資的工具，采用Heckman兩步法和最小二乘兩階段相結(jié)合的方式來克服，但最低工資對工資性收入的彈性變化并不大，而就業(yè)效應(yīng)方程中的逆米爾斯比率不顯著，因此不存在樣本選擇，故采用最小二乘兩階段解決就業(yè)與工資收入之間的內(nèi)生性問題。結(jié)果與基準(zhǔn)回歸的結(jié)論保持一致。

表3 Heckman兩步法、最小二乘兩階段的結(jié)果

（三）穩(wěn)健性分析

1.不同相對貧困標(biāo)準(zhǔn)對貧困家庭收入的影響

鑒于設(shè)置的相對貧困線標(biāo)準(zhǔn)不同，產(chǎn)生結(jié)果可能并不一致，嘗試采用收入分布中位數(shù)的45%、50%、55%、60%作為相對貧困線，以檢驗基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，結(jié)果如表4所示，隨著相對貧困標(biāo)準(zhǔn)的提高，最低工資對貧困家庭工資收入的彈性下降較多，但工資效應(yīng)依舊顯著，而最低工資對貧困家庭就業(yè)率的彈性基本穩(wěn)定，僅部分貧困標(biāo)準(zhǔn)下不能確定就業(yè)效應(yīng)的存在性。最低工資對中高收入勞動者存在溢出效應(yīng)的影響，但主要影響的是收入分布5～20%的家庭，隨著收入分位提高，這一溢出效應(yīng)會逐漸被稀釋，①邸俊鵬、韓清：《最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升的收入效應(yīng)研究》，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》2015年第7期；Weilong Zhang,“DistributionalEffectsofLocalMinimumWageHikes:ASpatialJobSearchApproach,”SSRNWorkingPapers,2018.同時，相對貧困標(biāo)準(zhǔn)提高也意味著更多非貧困家庭會被納入相對貧困范疇。因此可以明確的是，相對貧困的標(biāo)準(zhǔn)放寬后，工資效應(yīng)依舊存在，就業(yè)擠出效應(yīng)較為微弱，這與楊娟和李實（2016）的證據(jù)一致。②楊娟、李實：《最低工資提高會增加農(nóng)民工收入嗎?》，《經(jīng)濟學(xué)（季刊）》2016年第4期。

表4 穩(wěn)健性分析1：不同相對貧困標(biāo)準(zhǔn)對工資效應(yīng)的影響

2.不同勞動就業(yè)定義對貧困家庭收入的影響

來自其他發(fā)展中國家的經(jīng)驗證據(jù)表明，最低工資規(guī)制對正規(guī)部門的硬約束要強于對非正規(guī)部門的軟約束，③David Neumark and Luis Felipe Munguía Corella,“Do Minimum Wages Reduce Employment in Developing Countries?A Survey and Exploration of Conflicting Evidence,”World Development,vol.49,no.1,2021,pp.1-23.國內(nèi)也發(fā)現(xiàn)了對非正規(guī)部門工資影響并不明顯的證據(jù)。④向攀、趙達(dá)、謝識予：《最低工資對正規(guī)部門、非正規(guī)部門工資和就業(yè)的影響》，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》2016年第10期。為了剔除可觀測的非正規(guī)就業(yè)影響，參考向攀等（2016）對正規(guī)部門就業(yè)與非正規(guī)部門就業(yè)的定義，①將為他人或為企業(yè)員工規(guī)模大于20人的單位工作的長期工或合同工視為正規(guī)部門就業(yè)，包括各級企事業(yè)，大、中小集體企業(yè)，集體農(nóng)場，私人企業(yè)，其余就業(yè)形式，如有不超過20個雇工的個體經(jīng)營者、無雇工的個體經(jīng)營者（包括農(nóng)民）、臨時工、領(lǐng)取工資的家庭工人、無報酬的家庭幫工，均屬于非正規(guī)就業(yè)范疇。以正規(guī)工資收入代替工資收入，以正規(guī)就業(yè)率代替就業(yè)率測試穩(wěn)健性，這一標(biāo)準(zhǔn)相比《最低工資規(guī)定》的適用部門更細(xì)而具體。結(jié)果如表5所示，最低工資提高對貧困家庭的工資效應(yīng)，無論是對家庭工資收入，還是對僅來自正規(guī)部門的家庭工資收入，都具有一致的正面影響，工資效應(yīng)存在的證據(jù)依舊是明顯的，而在只考慮正規(guī)就業(yè)的情況時，最低工資對貧困家庭正規(guī)就業(yè)率的擠出彈性并不顯著。

表5 穩(wěn)健性分析2：不同勞動就業(yè)定義對貧困家庭收入的影響

（四）異質(zhì)性分析

1.市場化環(huán)境的影響差異

通常，市場化發(fā)展水平越高的地區(qū)將伴有更加良好營商環(huán)境和公共服務(wù)效率，最低工資規(guī)制執(zhí)行也將更為嚴(yán)格。①李建強、高翔、趙西亮：《最低工資與企業(yè)創(chuàng)新》，《金融研究》2020年第12期。本文以王小魯?shù)热司幹浦袊^(qū)市場化指數(shù)②王小魯、樊綱、余靜文：《中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）》，北京：社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2017年，第58—214頁。來刻畫地區(qū)市場環(huán)境高低，進而評估最低工資減貧效應(yīng)在不同市場環(huán)境下的異質(zhì)性影響。

結(jié)果如表6的Panel A所示。市場化指數(shù)更高的地區(qū)，貧困家庭工資收入的提升彈性較高，地區(qū)間的工資效應(yīng)差異不大。然而高市場化地區(qū)的貧困家庭受就業(yè)的沖擊較大，低市場化地區(qū)貧困家庭受到的沖擊則不明顯。原因在于，高市場化指數(shù)地區(qū)的經(jīng)濟制度更加健全、最低工資規(guī)制的執(zhí)行力度更強，用人單位在勞動者工資薪酬的發(fā)放更規(guī)范，因此最低工資會沖擊底層低收入勞動者的就業(yè)。而低市場化地區(qū)的用人單位未遵守最低工資規(guī)制的現(xiàn)象較為普遍，對那些面臨生存壓力的低薪勞動者而言，或許領(lǐng)取一份低于最低工資標(biāo)準(zhǔn)的收入也勝過被擠出就業(yè)的風(fēng)險。

2.《勞動合同法》實施的影響差異

2008年實施的《勞動合同法》無疑強化了企業(yè)層面的勞動保護，也促進了企業(yè)對最低工資制度的遵守。本文以2008年為時間點，將調(diào)查時間在2009年及以后的樣本視為《勞動合同法》實施后，反之則視為《勞動合同法》實施之前，結(jié)果如表6的Panel B所示。在2008年《勞動合同法》實施之前，最低工資對貧困家庭工資收入和就業(yè)率的影響均不明確，而在2008年《勞動合同法》實施之后，其從多方面對勞資關(guān)系做出了約束，為最低工資形成更為嚴(yán)格的管制環(huán)境提供了法制基礎(chǔ)。一方面，迫使用人單位提升《最低工資規(guī)定》的執(zhí)行力，充分發(fā)揮工資效應(yīng)為貧困家庭帶來的收入福利的作用。但另一方面其對就業(yè)的負(fù)面沖擊不可忽視，來自丁守海（2010）的經(jīng)驗證據(jù)也證實這一點。③丁守海：《最低工資管制的就業(yè)效應(yīng)分析——兼論〈勞動合同法〉的交互影響》，《中國社會科學(xué)》2010年第1期。

表6 異質(zhì)性分析

（接上表）

三、結(jié)論與啟示

本文利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（2000—2015），從工資效應(yīng)和就業(yè)效應(yīng)的角度考察了最低工資規(guī)制的減貧效應(yīng)。結(jié)果表明，最低工資規(guī)制對貧困家庭的工資收入有顯著的提升效應(yīng)，對家庭就業(yè)有一定擠出影響。進一步發(fā)現(xiàn)，無論是高市場化發(fā)展水平地區(qū)還是低市場化發(fā)展水平地區(qū)，最低工資的工資效應(yīng)均具有正向作用，但對就業(yè)的沖擊僅在市場化程度更高地區(qū)較明顯，而2008年《勞動合同法》的實施雖然提升了工資效應(yīng)帶來的福利水平，但也產(chǎn)生一定的就業(yè)損失。

本文結(jié)論意味著，最低工資對相對貧困群體的影響存在著兩種并行的效應(yīng)，在提高收入水平同時往往伴隨一定程度的就業(yè)損失。在現(xiàn)實實踐中，如何更有效地發(fā)揮最低工資的減貧作用，是一個需認(rèn)真權(quán)衡的政策考量。因此，政府在推行最低工資政策時，應(yīng)積極出臺相應(yīng)的配套措施，做好基礎(chǔ)性工作，包括為低收入家庭生活負(fù)擔(dān)減輕、就業(yè)幫扶和生產(chǎn)幫扶等方面提供更多幫助，以完善低收入家庭的紓困舉措，形成相對貧困治理的社會合力。