張 璐，徐 雷

（西南政法大學 勞動經(jīng)濟研究中心，重慶 401120）

最低工資水平對城鎮(zhèn)正規(guī)部門勞動力就業(yè)的效應分析

張 璐，徐 雷

（西南政法大學 勞動經(jīng)濟研究中心，重慶 401120）

基中國于2004～2011年的實證分析面板數(shù)據(jù)，可以發(fā)現(xiàn)，整體來看，最低工資水平的提升有助于促進勞動力就業(yè)；分地區(qū)來看，東部地區(qū)最低工資與勞動力就業(yè)成正相關，而中部地區(qū)最低工資標準的提升對勞動力就業(yè)具有負效應；分部門來看，城鎮(zhèn)國有單位的勞動力就業(yè)與最低工資水平的滯后一期顯著正相關，而私營企業(yè)的勞動力就業(yè)與當期最低工資水平成正相關。城鎮(zhèn)化發(fā)展對提升西部地區(qū)勞動力就業(yè)的效應最顯著，東部地區(qū)較高的投資水平對其勞動力就業(yè)具有顯著的擠出效應，老齡化對東部地區(qū)的勞動力就業(yè)具有負效應。因此，政府需要充分考慮相關因素對勞動力就業(yè)的沖擊，進一步理清最低工資的勞動力就業(yè)效應，通過就業(yè)政策和勞動力市場制度的完善，實現(xiàn)勞動力更加充分的就業(yè)。

最低工資；正規(guī)部門就業(yè)；就業(yè)效應；區(qū)域差異

一、引言及相關研究

2003年12月原勞動和社會保障部頒布了《最低工資規(guī)定》，截至目前最低工資制度已經(jīng)運行了10余年①1993年11月原勞動部制定了《企業(yè)最低工資規(guī)定》，1994年7月《中華人民共和國勞動法》的頒布最終以國家法律的形式明確確立了中國的最低工資保障制度，2004年3月原勞動和社會保障部實施《最低工資規(guī)定》，2004年11月西藏頒布本自治區(qū)的最低工資標準，自此最低工資標準在全國范圍內(nèi)確立。。伴隨著收入分配制度改革的提速，建立健全企業(yè)職工工資正常增長機制和完善工資形成制度的呼聲日益高漲。而在勞動力市場，受最低工資標準上調(diào)的影響，出現(xiàn)了勞動生產(chǎn)效率提高與勞動者工資補償性上漲相協(xié)調(diào)的跡象。而由最低工資標準上調(diào)所引發(fā)的勞動力價格上漲將對就業(yè)產(chǎn)生多大的影響，同樣需要給予更多的關注和研究。

關于最低工資標準與勞動力就業(yè)二者之間的關系，國外學者進行了廣泛深入地研究。斯圖爾特（Stewart，2004）測算了英國1999年4月最低工資標準的設立以及2000年和2001年最低工資標準的上調(diào)對低工資工人就業(yè)的影響，結果發(fā)現(xiàn)無論是最低工資標準的設立還是上調(diào)，都沒有對考慮在內(nèi)的任何統(tǒng)計分組的勞動力就業(yè)造成顯著不利的影響［1］。戴維和伊曼努爾（David＆Emmanuel，2008）通過建立完全競爭勞動力市場的最優(yōu)最低工資政策分析的理論模型，對一個包含勞動力供求彈性函數(shù)的最優(yōu)最低工資公式進行推導和數(shù)值模擬并且分析了政府的再分配偏好政策，發(fā)現(xiàn)有約束力的最低工資標準會導致失業(yè)，但是若政府足夠重視向低工資的工人進行再分配，那么最低工資政策仍然是可取的［2］。馬庫斯和安德里亞斯（Marcus＆Andreas，2010）結合博弈論中的討價還價模型，認為非約束性最低工資標準的設定將不能有效提高勞動者的工資水平，除非最低工資標準已經(jīng)超越一部分工人的工資水平，否則最低工資標準不會對就業(yè)產(chǎn)生影響［3］。朱利亞諾（Giuliano，2013）研究1996年聯(lián)邦最低工資標準提高對勞動力就業(yè)的影響，其中平均工資的強制性提高對成年人對就業(yè)有負面影響，而對青少年就業(yè)有積極影響［4］。

伴隨著中國《最低工資規(guī)定》的頒布與實施，最低工資制度的就業(yè)效應日益得到國內(nèi)學者的關注，石娟采用面板數(shù)據(jù)模型分析了最低工資水平對就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)最低工資水平的提升對東、西部地區(qū)的就業(yè)具有負效應，對中部地區(qū)的就業(yè)無顯著影響［5］。丁守海認為最低工資管制的就業(yè)效應不僅與最低工資管制本身相關，還受外部監(jiān)管環(huán)境的影響，當監(jiān)管環(huán)境強化到一定程度時，最低工資管制對就業(yè)沖擊會擴大［6］。劉玉成和童光榮認為上調(diào)最低工資水平對城鎮(zhèn)女性就業(yè)具有擠出效應，指出最低工資水平提升對女性就業(yè)的影響存在明顯的滯后效應，且東部地區(qū)最低工資水平提升對女性就業(yè)的影響較中、西部地區(qū)更為顯著［7］。王光勞和李建標則認為最低工資制度提高了工人的工資預期，降低了就業(yè)匹配效率［8］。賈朋和張世偉運用2005年和2006年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS），以最低工資水平提升為自然實驗，分析最低工資水平提升對青年和中年低技能勞動力就業(yè)的影響。結果表明：盡管最低工資水平的提升有助于增加低技能男性和青年女性的收入，但同時也造成了部分低技能中年女性失業(yè)［9］。

通過對上述文獻的回顧可以發(fā)現(xiàn)：國內(nèi)外學者對最低工資的就業(yè)效應研究，從數(shù)據(jù)的來源方面既有宏觀的統(tǒng)計調(diào)查數(shù)據(jù)也有微觀的企業(yè)數(shù)據(jù)；從研究對象來看，覆蓋了勞動者的性別、年齡（青年與成年）、技能和所屬行業(yè)等內(nèi)容。但是比較后發(fā)現(xiàn)，學者們對中國最低工資的就業(yè)效應研究方面尚未取得較一致的結論，對地區(qū)間可能存在的差異也未做出合理解釋。

本文將采用中國2004～2011年的數(shù)據(jù)系統(tǒng)研究最低工資水平對城鎮(zhèn)正規(guī)部門勞動力就業(yè)的影響。具體來說，本文試圖解決如下兩個問題：第一，最低工資水平是否對城鎮(zhèn)正規(guī)部門勞動力就業(yè)帶來了積極（或消極）的影響？第二，考慮到地區(qū)間人口結構與行業(yè)發(fā)展水平的不同，最低工資水平對城鎮(zhèn)正規(guī)部門勞動力就業(yè)的影響是否也存在顯著差異？

二、方法和數(shù)據(jù)

（一）計量模型

在（4）式中，變量νi表示不可觀測的地區(qū)效應，目的在于控制省份的固定效應。εit為隨機干擾項，服從獨立同分布。考慮到最低工資可能存在著滯后效應，因此加入了最低工資的滯后一期。同時為避免回歸方程的遺漏變量偏誤問題，根據(jù)現(xiàn)有的相關理論，用符號Π表示對城鎮(zhèn)正規(guī)部門勞動力就業(yè)具有影響的解釋變量組成的控制變量矩陣，控制變量中主要包括如下幾個指標：（1）城鎮(zhèn)化率（Urbɑn）。伴隨著城鎮(zhèn)化的推進，勞動力市場將得到進一步完善，城鎮(zhèn)化發(fā)展將為勞動力就業(yè)創(chuàng)造可能的積極條件。在此本文用“城鎮(zhèn)人口占總人口的比重”來表示城鎮(zhèn)化水平。（2）投資率（Invest）。通過對投資率的分析，也有助于從投資的視角分析其對勞動力就業(yè)是否具有促進或“擠出”效應。在此用“資本形成總額占實際GDP的比重”來度量投資水平。（3）人口老齡化（Old）。伴隨著中國人口紅利的消失和計劃生育政策的繼續(xù)推行，未來勞動力的有效供給將進一步削弱，因此人口老齡化也成為影響城鎮(zhèn)正規(guī)部門勞動力就業(yè)的一大因素。在此用“老年人口占總人口的比重”來衡量人口老齡化的程度。

（二）數(shù)據(jù)描述

文中所用變量的數(shù)值（除最低工資標準）均來自中宏統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和中國經(jīng)濟社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫③數(shù)據(jù)來源：西南政法大學圖書館（http：／／edu.macrochina.com.cn）和中國知網(wǎng)（http：／／#cnki.net／kns55／index.aspx）。其中對文中所涉及的技術進步（TFP）指標的數(shù)值測算，是效仿了根據(jù)張軍的做法［10］，即TEPt＝Yt／，計算得出α＝0.499，β＝0.501④張軍（2002）采用規(guī)模報酬不變的總量生產(chǎn)函數(shù)，在考慮了中國的農(nóng)業(yè)改革和工業(yè)改革等相關因素的情形下，對中國1952～1998年間的全要素生產(chǎn)率進行估計。并運用OLS方法分別估計了資本和勞動的產(chǎn)出彈性，其中資本的產(chǎn)出彈性（α）為0.499，勞動的產(chǎn)出彈性（β）為0.501。考慮到勞動與資本的產(chǎn)出彈性在長時間內(nèi)較為穩(wěn)定，而張軍的估計方法也相對合理且具有較好的可操作性，在計算2004～2011年中國各地區(qū)的全要素生產(chǎn)率數(shù)值時，勞動與資本的產(chǎn)出彈性均參照了張軍的估計值。。在資本存量指標的測算方面，張軍和吳桂英等人運用公式Kit＝iit＋（1－δit）Kit－1對中國省際間的物質(zhì)資本存量進行了估算［11］，在此亦采用此方法對各地區(qū)的資本投入加以估計。其中Kit表示某地區(qū)第t年年末的實際資本存量；Kit－1表示某地區(qū)上一年年末的實際資本存量；Iit表示某地區(qū)第t年年末的實際固定資本形成總額（Iit／Pit）；δit表示折舊率，對于該參數(shù)的估計在此采用王小魯和樊綱的做法［12］，將折舊率假定為一常數(shù)，即δit＝δ＝5%?；诘墓潭ㄙY本存量估算方法是，假定K0＝I0／（δ0＋g0），其中K0為基期的資本存量；I0為基期的固定資本形成總額；δ0為基期的折舊率（即5%）；γ0為基期之前給定期間的資本（投資）增長率，在此選取2000～2004年各地區(qū)的平均投資增長率作為參照。在此設定2004年為基期。所選變量的一般性描述詳見表1。同時我們也假定資金

①成本rit＝r，這也符合中國現(xiàn)實經(jīng)濟運行相符合。φit＝φ，按照國際上一般月最低工資標準相當于月平均工資的40～60%。

表1 主要變量的統(tǒng)計特征描述

三、回歸結果

（一）整體回歸結果（表2）

從表2的估計結果來看：人均生產(chǎn)總值（ln Y）的提升對促進勞動力就業(yè)的效應極為顯著，人均生產(chǎn)總值（ln Y）每提高1%將帶動城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)量增加0.3%①人力資源和社會保障部新聞發(fā)言人尹成基指出，“GDP每增長一個百分點大體帶動80～100萬人的就業(yè)?！?009年7月24日，來源：新華網(wǎng)，http：／／news.xinhuanet.com／video／2009－07／24／content＿11764981.htm。根據(jù)我們的測算，人均GDP每提高1%將帶動城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)量增加0.3%，中國從2008年開始城鎮(zhèn)人口數(shù)量突破3億，2011年約為3.6億，因此看出，人均GDP每提高1%將帶動城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)增加100萬左右。，較高的人均生產(chǎn)總值往往與所在地區(qū)較高的經(jīng)濟發(fā)展水平或較快的經(jīng)濟增長率相一致，這為促進勞動力就業(yè)創(chuàng)造了積極條件。就城鎮(zhèn)化（Urbɑn）而言，其系數(shù)顯著為正，因為城鎮(zhèn)化在促進農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的同時，有助于產(chǎn)業(yè)和資本的集聚，這為提高勞動力就業(yè)創(chuàng)造了平臺和機會。就投資率（Invest）而言，其系數(shù)顯著為負，說明以提高資本密集度帶動經(jīng)濟增長的投資可能對勞動力就業(yè)存在擠出效應，不利于城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)規(guī)模的擴大。中國近年來的“漲薪潮”與“用工荒”也從一個側面反映了中國勞動力的供求關系正在發(fā)生轉(zhuǎn)變，人口老齡化（Old）的系數(shù)顯著為負，楊宜勇認為這從一個側面說明伴隨著人口結構的老化，城鎮(zhèn)勞動力的有效供給將減少，進而對企業(yè)用工成本造成沖擊，不利于城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)［13］。就最低工資（ln MW）而言，最低工資（ln MW）每提高1%將帶動勞動力就業(yè)增加0.1%。最低工資標準的滯后性對勞動力就業(yè)的影響也是十分顯著的，其系數(shù)約為0.03。綜合來看，最低工資標準提高對城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)具有正效應②現(xiàn)實社會中，各地區(qū)最低工資標準的調(diào)整時間是存在差異的，有的是3月份，有的是5月份，甚至7月份，我們在此盡管考察了最低工資滯后一期對勞動力就業(yè)的影響，但其主要目的還是觀察最低工資滯后一期與最低工資當期對勞動力就業(yè)的影響是否存在顯著差異。。

表2 整體回歸結果③若豪斯曼（Hausman）檢驗P值大于0.1，即在10%的顯著性水平上無法拒絕隨機效應模型，因此選擇于隨機效應模型。若豪斯曼（Hausman）檢驗P值小于0.1，則拒絕隨機效應模型，因此選擇固定效應模型。之后分析也是基于這個假定。

續(xù)表

（二）分區(qū)域回歸結果（表3）

在分區(qū)域估計時，結合地理位置以及經(jīng)濟發(fā)展水平將總體樣本劃分為東部、中部和西部三大區(qū)域①一般意義上，東部地區(qū)指北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11省市；中部地區(qū)指黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8省市；西部地區(qū)指四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古12省市、自治區(qū)。本文也使用這一劃分標準，因西藏部分年份數(shù)據(jù)缺失，故沒有包含在模型分析中。。就人均生產(chǎn)總值（ln Y）而言，東部和中部地區(qū)表現(xiàn)顯著，其中東部地區(qū)人均生產(chǎn)總值（ln Y）每提高1%將帶動城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)量增加0.6%，遠大于全國0.3%的平均水平。就最低工資（ln MW）而言，地區(qū)間存在明顯差異：東部地區(qū)最低工資（ln MW）每提高1%將帶動勞動力就業(yè)增加0.15%，而中部地區(qū)最低工資（ln MW）對勞動力就業(yè)具有負效應。從整體來看最低工資標準的滯后性對中、西部勞動力就業(yè)的影響也是顯著的，其系數(shù)約為0.04。就城鎮(zhèn)化（Urbɑn）而言，中、西部地區(qū)城鎮(zhèn)化的發(fā)展整體上有助于提高勞動力就業(yè)。就投資率（Invest）而言，僅東部地區(qū)其系數(shù)顯著為負（－0.011），說明東部地區(qū)較高的資本密集度對城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)存在明顯擠出效應。就人口老齡化（Old）而言，東部地區(qū)的老齡化（Old）系數(shù)顯著為負（－0.018），可能的一個原因是，東部地區(qū)為緩解老齡化對其經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展可能造成的壓力，需要通過提高人力資本實現(xiàn)勞動生產(chǎn)率的提高，但這使得勞動力成本上升，進而減少了企業(yè)的勞動力需求。

表3 分區(qū)域回歸結果②由于樣本較少且時間較短，中部地區(qū)Hɑusmɑn檢驗結果起初為負值，因此有必要在做Hɑusmɑn檢驗時加入選擇項“sigmɑmore or sigmɑless”，選擇“sigmɑmore”后，Hɑusmɑn檢驗值為正數(shù)，符合文中要求。

（三）分部門回歸結果（表4）

考慮到最低工資水平提升對國有單位和私營企業(yè)勞動力就業(yè)的影響可能存在差異，在此我們按照部門差異進行了分區(qū)域估計。通過變量的比較可以發(fā)現(xiàn)：最低工資（ln MW）對國有單位勞動力就業(yè)的影響更多的具有時滯性的特點，各個地區(qū)的最低工資（ln MW）滯后一期系數(shù)均十分顯著①相對而言，顯著性最差的西部地區(qū)也通過了10%的顯著性檢驗，而其他地區(qū)（包括全國）的顯著性均為1%。。而在私營企業(yè)方面，當期的最低工資（ln MW）對其勞動力就業(yè)的影響更為顯著，其中整體來看最低工資有助于促進私營企業(yè)勞動力就業(yè)，而且東部地區(qū)的系數(shù)最大且最為顯著，中部地區(qū)次之。就投資率（Invest）而言，僅東部地區(qū)系數(shù)顯著且為負，其中投資率（Invest）對私營企業(yè)比國有單位勞動力就業(yè)具有更大的沖擊。就技術進步（ln A）而言，東部地區(qū)技術進步（ln A）的提升將減少私營企業(yè)勞動力就業(yè)，而中部地區(qū)技術進步（ln A）的提升將促進私營企業(yè)勞動力就業(yè)，這與表3在結論上是一致的。就人均生產(chǎn)總值（ln Y）而言，東部地區(qū)的私營企業(yè)表現(xiàn)最為顯著，其中東部地區(qū)人均生產(chǎn)總值（ln Y）每提高1%將帶動私營企業(yè)勞動力就業(yè)量增加0.74%，大于全國0.57%的平均水平。就城鎮(zhèn)化（Urbɑn）而言，西部地區(qū)城鎮(zhèn)化的發(fā)展將顯著提高國有單位和私營企業(yè)的勞動力就業(yè)，其中城鎮(zhèn)化每提高1%，西部地區(qū)國有單位勞動力就業(yè)將上升約0.01%，而私營企業(yè)的勞動力就業(yè)將增加0.09%。就人口老齡化（Old）而言，盡管其系數(shù)為負，但與國有單位和私營企業(yè)的勞動力就業(yè)均表現(xiàn)為不顯著。

表4 分部門回歸結果

四、結論與對策含義

實證分析結果顯示：理論模型所得與計量實證分析結果存在著一定差異，最低工資水平提升并未對城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)造成顯著負效應，投資率與勞動力就業(yè)存在負相關，城鎮(zhèn)化與勞動力就業(yè)存在正相關，人口老齡化與勞動力就業(yè)存在負相關。本文提出建議如下：

第一，理順最低工資對就業(yè)的傳導機制，實現(xiàn)最低工資標準調(diào)整與促進勞動力就業(yè)相協(xié)調(diào)。盡管文中的計量分析證實了提高最低工資標準與勞動力就業(yè)成正相關，但仍要以更加嚴謹?shù)倪壿媽Υ私Y論進行判斷。與最低工資標準上調(diào)相伴隨的是：在國家政策層面，2008年《就業(yè)促進法》和《勞動合同法》相繼實施，這都加大了對勞動者就業(yè)的保護力度；在企業(yè)層面，提高最低工資標準顯然會增加企業(yè)用工成本，進而減少其勞動力需求，但積極財稅支持政策的實施②如對“遇到生產(chǎn)經(jīng)營困難時不裁員”的企業(yè)給予減稅優(yōu)惠政策，或采取“援企穩(wěn)崗”補貼政策等。，有助于企業(yè)穩(wěn)定就業(yè)崗位，實現(xiàn)城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)擴大。由此看來，最低工資對勞動力就業(yè)促進效應的發(fā)揮，離不開勞動力市場機制的完善和積極就業(yè)政策的實施。

第二，要素在空間上分布的不平等性，要求區(qū)域經(jīng)濟政策的制定要與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、人口結構、產(chǎn)業(yè)結構和投資水平相協(xié)調(diào)。例如就產(chǎn)業(yè)結構來看，2011年東部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重為46%，中、西部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重為37%?？傮w來看，東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構更有助于吸納勞動力就業(yè)，但與此同時，東部地區(qū)較高的技術水平也起到了對勞動力的替代作用。就投資水平來看，2011年東部地區(qū)的平均投資率為53%，中部地區(qū)為59.5%，西部地區(qū)（含西藏）為71.2%。而中、西部地區(qū)，尤其是西部地區(qū)的基礎設施建設相對落后，較高的投資水平有助于促進其城鎮(zhèn)化發(fā)展，實現(xiàn)資本與勞動力的積聚，促進相關產(chǎn)業(yè)（尤其是勞動密集型產(chǎn)業(yè)和中小、私營企業(yè)）的發(fā)展。

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An Analysis on the Minimum W age’s Em ployment Effect over Formal-sector W orkers in China

ZHANG Lu，XU Lei
（Southwest University of Political Science and Law，Chongqing 401120，China）

Based on the panel datamodel，this paper studies the employment effect of theminimum wage on the formal-sector workers.The empirical results show that the employment effect in China is positive，while it is positive in east and negative in the central region.From the sector perspective，the lagged minimum wage has a positive and significant impact on the state-owned institutions，and the currentminimum wage is positive related to the employment in private enterprise.As for other variables，the development of urbanization promotes the employment in the western region，while investment and aging in east have a crowing-out impact on employment.The results imply thatwe should take into account the related variables’impact on employment，clarifying the employment effect ofminimum wage，aswell as achieving full employment through the improvement of employment policy and labormarket.

minimum wage；formal-sector employment；employment effect；regional difference

F249.24

A

1008－2700（2014）01－0070－07

（責任編輯：蔣 琰）

2013－09－12

西南政法大學2012年度研究生科研創(chuàng)新計劃項目《中國勞動力就業(yè)質(zhì)量支撐體系研究》（批準號2012XZYJS114）

張璐（1988－ ），女，西南政法大學勞動經(jīng)濟研究中心碩士研究生；徐雷（1987－ ），男，西南政法大學勞動經(jīng)濟研究中心博士研究生。

本文感謝中國社會科學院人口與勞動經(jīng)濟研究所研究員賈鵬提供的歷年中國各省市的最低工資數(shù)據(jù)，同時感謝西南政法大學經(jīng)濟學院劉苓玲教授在本文寫作過程中所給予的指導，當然作者文責自負。