最低工资水平对城镇正规部门劳动力就业的效应分析

张 璐，徐 雷

（西南政法大学 劳动经济研究中心，重庆 401120）

最低工资水平对城镇正规部门劳动力就业的效应分析

张 璐，徐 雷

（西南政法大学 劳动经济研究中心，重庆 401120）

基中国于2004～2011年的实证分析面板数据，可以发现，整体来看，最低工资水平的提升有助于促进劳动力就业；分地区来看，东部地区最低工资与劳动力就业成正相关，而中部地区最低工资标准的提升对劳动力就业具有负效应；分部门来看，城镇国有单位的劳动力就业与最低工资水平的滞后一期显著正相关，而私营企业的劳动力就业与当期最低工资水平成正相关。城镇化发展对提升西部地区劳动力就业的效应最显著，东部地区较高的投资水平对其劳动力就业具有显著的挤出效应，老龄化对东部地区的劳动力就业具有负效应。因此，政府需要充分考虑相关因素对劳动力就业的冲击，进一步理清最低工资的劳动力就业效应，通过就业政策和劳动力市场制度的完善，实现劳动力更加充分的就业。

最低工资；正规部门就业；就业效应；区域差异

一、引言及相关研究

2003年12月原劳动和社会保障部颁布了《最低工资规定》，截至目前最低工资制度已经运行了10余年①1993年11月原劳动部制定了《企业最低工资规定》，1994年7月《中华人民共和国劳动法》的颁布最终以国家法律的形式明确确立了中国的最低工资保障制度，2004年3月原劳动和社会保障部实施《最低工资规定》，2004年11月西藏颁布本自治区的最低工资标准，自此最低工资标准在全国范围内确立。。伴随着收入分配制度改革的提速，建立健全企业职工工资正常增长机制和完善工资形成制度的呼声日益高涨。而在劳动力市场，受最低工资标准上调的影响，出现了劳动生产效率提高与劳动者工资补偿性上涨相协调的迹象。而由最低工资标准上调所引发的劳动力价格上涨将对就业产生多大的影响，同样需要给予更多的关注和研究。

关于最低工资标准与劳动力就业二者之间的关系，国外学者进行了广泛深入地研究。斯图尔特（Stewart，2004）测算了英国1999年4月最低工资标准的设立以及2000年和2001年最低工资标准的上调对低工资工人就业的影响，结果发现无论是最低工资标准的设立还是上调，都没有对考虑在内的任何统计分组的劳动力就业造成显著不利的影响［1］。戴维和伊曼努尔（David＆Emmanuel，2008）通过建立完全竞争劳动力市场的最优最低工资政策分析的理论模型，对一个包含劳动力供求弹性函数的最优最低工资公式进行推导和数值模拟并且分析了政府的再分配偏好政策，发现有约束力的最低工资标准会导致失业，但是若政府足够重视向低工资的工人进行再分配，那么最低工资政策仍然是可取的［2］。马库斯和安德里亚斯（Marcus＆Andreas，2010）结合博弈论中的讨价还价模型，认为非约束性最低工资标准的设定将不能有效提高劳动者的工资水平，除非最低工资标准已经超越一部分工人的工资水平，否则最低工资标准不会对就业产生影响［3］。朱利亚诺（Giuliano，2013）研究1996年联邦最低工资标准提高对劳动力就业的影响，其中平均工资的强制性提高对成年人对就业有负面影响，而对青少年就业有积极影响［4］。

伴随着中国《最低工资规定》的颁布与实施，最低工资制度的就业效应日益得到国内学者的关注，石娟采用面板数据模型分析了最低工资水平对就业的影响，发现最低工资水平的提升对东、西部地区的就业具有负效应，对中部地区的就业无显著影响［5］。丁守海认为最低工资管制的就业效应不仅与最低工资管制本身相关，还受外部监管环境的影响，当监管环境强化到一定程度时，最低工资管制对就业冲击会扩大［6］。刘玉成和童光荣认为上调最低工资水平对城镇女性就业具有挤出效应，指出最低工资水平提升对女性就业的影响存在明显的滞后效应，且东部地区最低工资水平提升对女性就业的影响较中、西部地区更为显著［7］。王光劳和李建标则认为最低工资制度提高了工人的工资预期，降低了就业匹配效率［8］。贾朋和张世伟运用2005年和2006年中国综合社会调查数据（CGSS），以最低工资水平提升为自然实验，分析最低工资水平提升对青年和中年低技能劳动力就业的影响。结果表明：尽管最低工资水平的提升有助于增加低技能男性和青年女性的收入，但同时也造成了部分低技能中年女性失业［9］。

通过对上述文献的回顾可以发现：国内外学者对最低工资的就业效应研究，从数据的来源方面既有宏观的统计调查数据也有微观的企业数据；从研究对象来看，覆盖了劳动者的性别、年龄（青年与成年）、技能和所属行业等内容。但是比较后发现，学者们对中国最低工资的就业效应研究方面尚未取得较一致的结论，对地区间可能存在的差异也未做出合理解释。

本文将采用中国2004～2011年的数据系统研究最低工资水平对城镇正规部门劳动力就业的影响。具体来说，本文试图解决如下两个问题：第一，最低工资水平是否对城镇正规部门劳动力就业带来了积极（或消极）的影响？第二，考虑到地区间人口结构与行业发展水平的不同，最低工资水平对城镇正规部门劳动力就业的影响是否也存在显著差异？

二、方法和数据

（一）计量模型

在（4）式中，变量νi表示不可观测的地区效应，目的在于控制省份的固定效应。εit为随机干扰项，服从独立同分布。考虑到最低工资可能存在着滞后效应，因此加入了最低工资的滞后一期。同时为避免回归方程的遗漏变量偏误问题，根据现有的相关理论，用符号Π表示对城镇正规部门劳动力就业具有影响的解释变量组成的控制变量矩阵，控制变量中主要包括如下几个指标：（1）城镇化率（Urbɑn）。伴随着城镇化的推进，劳动力市场将得到进一步完善，城镇化发展将为劳动力就业创造可能的积极条件。在此本文用“城镇人口占总人口的比重”来表示城镇化水平。（2）投资率（Invest）。通过对投资率的分析，也有助于从投资的视角分析其对劳动力就业是否具有促进或“挤出”效应。在此用“资本形成总额占实际GDP的比重”来度量投资水平。（3）人口老龄化（Old）。伴随着中国人口红利的消失和计划生育政策的继续推行，未来劳动力的有效供给将进一步削弱，因此人口老龄化也成为影响城镇正规部门劳动力就业的一大因素。在此用“老年人口占总人口的比重”来衡量人口老龄化的程度。

（二）数据描述

文中所用变量的数值（除最低工资标准）均来自中宏统计数据库和中国经济社会发展统计数据库③数据来源：西南政法大学图书馆（http：／／edu.macrochina.com.cn）和中国知网（http：／／tongji.cnki.net／kns55／index.aspx）。其中对文中所涉及的技术进步（TFP）指标的数值测算，是效仿了根据张军的做法［10］，即TEPt＝Yt／，计算得出α＝0.499，β＝0.501④张军（2002）采用规模报酬不变的总量生产函数，在考虑了中国的农业改革和工业改革等相关因素的情形下，对中国1952～1998年间的全要素生产率进行估计。并运用OLS方法分别估计了资本和劳动的产出弹性，其中资本的产出弹性（α）为0.499，劳动的产出弹性（β）为0.501。考虑到劳动与资本的产出弹性在长时间内较为稳定，而张军的估计方法也相对合理且具有较好的可操作性，在计算2004～2011年中国各地区的全要素生产率数值时，劳动与资本的产出弹性均参照了张军的估计值。。在资本存量指标的测算方面，张军和吴桂英等人运用公式Kit＝iit＋（1－δit）Kit－1对中国省际间的物质资本存量进行了估算［11］，在此亦采用此方法对各地区的资本投入加以估计。其中Kit表示某地区第t年年末的实际资本存量；Kit－1表示某地区上一年年末的实际资本存量；Iit表示某地区第t年年末的实际固定资本形成总额（Iit／Pit）；δit表示折旧率，对于该参数的估计在此采用王小鲁和樊纲的做法［12］，将折旧率假定为一常数，即δit＝δ＝5%。基期的固定资本存量估算方法是，假定K0＝I0／（δ0＋g0），其中K0为基期的资本存量；I0为基期的固定资本形成总额；δ0为基期的折旧率（即5%）；γ0为基期之前给定期间的资本（投资）增长率，在此选取2000～2004年各地区的平均投资增长率作为参照。在此设定2004年为基期。所选变量的一般性描述详见表1。同时我们也假定资金

①成本rit＝r，这也符合中国现实经济运行相符合。φit＝φ，按照国际上一般月最低工资标准相当于月平均工资的40～60%。

表1 主要变量的统计特征描述

三、回归结果

（一）整体回归结果（表2）

从表2的估计结果来看：人均生产总值（ln Y）的提升对促进劳动力就业的效应极为显著，人均生产总值（ln Y）每提高1%将带动城镇劳动力就业量增加0.3%①人力资源和社会保障部新闻发言人尹成基指出，“GDP每增长一个百分点大体带动80～100万人的就业。”2009年7月24日，来源：新华网，http：／／news.xinhuanet.com／video／2009－07／24／content＿11764981.htm。根据我们的测算，人均GDP每提高1%将带动城镇劳动力就业量增加0.3%，中国从2008年开始城镇人口数量突破3亿，2011年约为3.6亿，因此看出，人均GDP每提高1%将带动城镇劳动力就业增加100万左右。，较高的人均生产总值往往与所在地区较高的经济发展水平或较快的经济增长率相一致，这为促进劳动力就业创造了积极条件。就城镇化（Urbɑn）而言，其系数显著为正，因为城镇化在促进农村剩余劳动力转移的同时，有助于产业和资本的集聚，这为提高劳动力就业创造了平台和机会。就投资率（Invest）而言，其系数显著为负，说明以提高资本密集度带动经济增长的投资可能对劳动力就业存在挤出效应，不利于城镇劳动力就业规模的扩大。中国近年来的“涨薪潮”与“用工荒”也从一个侧面反映了中国劳动力的供求关系正在发生转变，人口老龄化（Old）的系数显著为负，杨宜勇认为这从一个侧面说明伴随着人口结构的老化，城镇劳动力的有效供给将减少，进而对企业用工成本造成冲击，不利于城镇劳动力就业［13］。就最低工资（ln MW）而言，最低工资（ln MW）每提高1%将带动劳动力就业增加0.1%。最低工资标准的滞后性对劳动力就业的影响也是十分显著的，其系数约为0.03。综合来看，最低工资标准提高对城镇劳动力就业具有正效应②现实社会中，各地区最低工资标准的调整时间是存在差异的，有的是3月份，有的是5月份，甚至7月份，我们在此尽管考察了最低工资滞后一期对劳动力就业的影响，但其主要目的还是观察最低工资滞后一期与最低工资当期对劳动力就业的影响是否存在显著差异。。

表2 整体回归结果③若豪斯曼（Hausman）检验P值大于0.1，即在10%的显著性水平上无法拒绝随机效应模型，因此选择于随机效应模型。若豪斯曼（Hausman）检验P值小于0.1，则拒绝随机效应模型，因此选择固定效应模型。之后分析也是基于这个假定。

续表

（二）分区域回归结果（表3）

在分区域估计时，结合地理位置以及经济发展水平将总体样本划分为东部、中部和西部三大区域①一般意义上，东部地区指北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11省市；中部地区指黑龙江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8省市；西部地区指四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古12省市、自治区。本文也使用这一划分标准，因西藏部分年份数据缺失，故没有包含在模型分析中。。就人均生产总值（ln Y）而言，东部和中部地区表现显著，其中东部地区人均生产总值（ln Y）每提高1%将带动城镇劳动力就业量增加0.6%，远大于全国0.3%的平均水平。就最低工资（ln MW）而言，地区间存在明显差异：东部地区最低工资（ln MW）每提高1%将带动劳动力就业增加0.15%，而中部地区最低工资（ln MW）对劳动力就业具有负效应。从整体来看最低工资标准的滞后性对中、西部劳动力就业的影响也是显著的，其系数约为0.04。就城镇化（Urbɑn）而言，中、西部地区城镇化的发展整体上有助于提高劳动力就业。就投资率（Invest）而言，仅东部地区其系数显著为负（－0.011），说明东部地区较高的资本密集度对城镇劳动力就业存在明显挤出效应。就人口老龄化（Old）而言，东部地区的老龄化（Old）系数显著为负（－0.018），可能的一个原因是，东部地区为缓解老龄化对其经济持续发展可能造成的压力，需要通过提高人力资本实现劳动生产率的提高，但这使得劳动力成本上升，进而减少了企业的劳动力需求。

表3 分区域回归结果②由于样本较少且时间较短，中部地区Hɑusmɑn检验结果起初为负值，因此有必要在做Hɑusmɑn检验时加入选择项“sigmɑmore or sigmɑless”，选择“sigmɑmore”后，Hɑusmɑn检验值为正数，符合文中要求。

（三）分部门回归结果（表4）

考虑到最低工资水平提升对国有单位和私营企业劳动力就业的影响可能存在差异，在此我们按照部门差异进行了分区域估计。通过变量的比较可以发现：最低工资（ln MW）对国有单位劳动力就业的影响更多的具有时滞性的特点，各个地区的最低工资（ln MW）滞后一期系数均十分显著①相对而言，显著性最差的西部地区也通过了10%的显著性检验，而其他地区（包括全国）的显著性均为1%。。而在私营企业方面，当期的最低工资（ln MW）对其劳动力就业的影响更为显著，其中整体来看最低工资有助于促进私营企业劳动力就业，而且东部地区的系数最大且最为显著，中部地区次之。就投资率（Invest）而言，仅东部地区系数显著且为负，其中投资率（Invest）对私营企业比国有单位劳动力就业具有更大的冲击。就技术进步（ln A）而言，东部地区技术进步（ln A）的提升将减少私营企业劳动力就业，而中部地区技术进步（ln A）的提升将促进私营企业劳动力就业，这与表3在结论上是一致的。就人均生产总值（ln Y）而言，东部地区的私营企业表现最为显著，其中东部地区人均生产总值（ln Y）每提高1%将带动私营企业劳动力就业量增加0.74%，大于全国0.57%的平均水平。就城镇化（Urbɑn）而言，西部地区城镇化的发展将显著提高国有单位和私营企业的劳动力就业，其中城镇化每提高1%，西部地区国有单位劳动力就业将上升约0.01%，而私营企业的劳动力就业将增加0.09%。就人口老龄化（Old）而言，尽管其系数为负，但与国有单位和私营企业的劳动力就业均表现为不显著。

表4 分部门回归结果

四、结论与对策含义

实证分析结果显示：理论模型所得与计量实证分析结果存在着一定差异，最低工资水平提升并未对城镇劳动力就业造成显著负效应，投资率与劳动力就业存在负相关，城镇化与劳动力就业存在正相关，人口老龄化与劳动力就业存在负相关。本文提出建议如下：

第一，理顺最低工资对就业的传导机制，实现最低工资标准调整与促进劳动力就业相协调。尽管文中的计量分析证实了提高最低工资标准与劳动力就业成正相关，但仍要以更加严谨的逻辑对此结论进行判断。与最低工资标准上调相伴随的是：在国家政策层面，2008年《就业促进法》和《劳动合同法》相继实施，这都加大了对劳动者就业的保护力度；在企业层面，提高最低工资标准显然会增加企业用工成本，进而减少其劳动力需求，但积极财税支持政策的实施②如对“遇到生产经营困难时不裁员”的企业给予减税优惠政策，或采取“援企稳岗”补贴政策等。，有助于企业稳定就业岗位，实现城镇劳动力就业扩大。由此看来，最低工资对劳动力就业促进效应的发挥，离不开劳动力市场机制的完善和积极就业政策的实施。

第二，要素在空间上分布的不平等性，要求区域经济政策的制定要与区域经济发展水平、人口结构、产业结构和投资水平相协调。例如就产业结构来看，2011年东部地区第三产业占GDP比重为46%，中、西部地区第三产业占GDP比重为37%。总体来看，东部地区的产业结构更有助于吸纳劳动力就业，但与此同时，东部地区较高的技术水平也起到了对劳动力的替代作用。就投资水平来看，2011年东部地区的平均投资率为53%，中部地区为59.5%，西部地区（含西藏）为71.2%。而中、西部地区，尤其是西部地区的基础设施建设相对落后，较高的投资水平有助于促进其城镇化发展，实现资本与劳动力的积聚，促进相关产业（尤其是劳动密集型产业和中小、私营企业）的发展。

［1］Mark B Stewart.The Employment Effects of the National Minimum Wage［J］.The Economic Journal，2004，（114）：110－116.

［2］David Lee，Emmanuel Saez.Optimal Minimum Wage Policy in Competitive Labor Markets［R］.Working Paper＿14320，2008：1－49.

［3］Dittrich Marcus，Knabe Andreas.Wage and Employment Effects of Non-binding Minimum Wages［R］.School of Business＆Economics Discussion Paper，2010：3－22.

［4］Laura Giuliano.Minimum Wage Effects on Employment，Substitution，and the Teenage Labor Supply：Evidence from Personnel Data［J］.Journal of Labor Economics，2013，（31）：155－194.

［5］石娟.我国最低工资标准的就业效应——基于全国和地区的实证研究［J］.当代经济管理，2009，（12）：8－11.

［6］丁守海.最低工资管制的就业效应分析——兼论《劳动合同法》的交互影响［J］.中国社会科学，2010，（1）：85－102.

［7］刘玉成，童光荣.最低工资标准上涨与城镇正规部门女性就业挤出——基于中国城镇单位省际面板数据的实证研究［J］.经济与管理研究，2012，（12）：66－76.

［8］王光荣，李建标.最低工资制度与劳动契约行为的匹配研究——实验经济学与行为经济学的视角［J］.经济与管理研究，2013，（8）：121－128.

［9］贾朋，张世伟.最低工资标准提升的就业效应——一个基于自然实验的经验研究［J］.财经科学，2012（5）：89－98.

［10］张军.资本形成、工业化与经济增长：中国的转轨特征［J］.经济研究，2002，（6）：3－13.

［11］张军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952～2000［J］.经济研究，2004，（12）：35－44.

［12］王小鲁，樊纲.中国经济增长的可持续性——跨世纪的回顾与展望［M］.北京：经济科学出版社，2000.

［13］杨宜勇.人口老龄化背景下我国就业政策与人口政策的完善［J］.中国金融，2008，（7）：45－47.

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

（责任编辑：蒋 琰）

2013－09－12

西南政法大学2012年度研究生科研创新计划项目《中国劳动力就业质量支撑体系研究》（批准号2012XZYJS114）

张璐（1988－ ），女，西南政法大学劳动经济研究中心硕士研究生；徐雷（1987－ ），男，西南政法大学劳动经济研究中心博士研究生。

本文感谢中国社会科学院人口与劳动经济研究所研究员贾鹏提供的历年中国各省市的最低工资数据，同时感谢西南政法大学经济学院刘苓玲教授在本文写作过程中所给予的指导，当然作者文责自负。