王陽

隨著近年來美國次貸危機(jī)和歐洲國家主權(quán)債務(wù)危機(jī)的先后爆發(fā)，國際經(jīng)濟(jì)形勢大幅下滑，我國企業(yè)特別是勞動密集型企業(yè)普遍遭受了嚴(yán)重的沖擊。于是，為保證我國企業(yè)的生存和發(fā)展，國內(nèi)學(xué)界圍繞“勞動政策是否會成為壓倒企業(yè)的最后一根稻草”的問題展開了一系列的討論，而其中的一個政策焦點(diǎn)就是最低工資制度。

最低工資制度自1993年實施至今，在我國已走過了17年的歷程，其在提高低工資勞動者收入水平、保障勞動者基本權(quán)益等方面都發(fā)揮了諸多積極作用。為論證該制度是否對企業(yè)勞動生產(chǎn)率存在負(fù)面影響，進(jìn)而有損我國勞動力市場運(yùn)行效率這一問題，本文利用雙重差分模型對其政策效果作一經(jīng)驗估計和論證分析。

一、最低工資制度效果評價的理論依據(jù)

（一）最低工資制度對企業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響

目前，勞動政策對勞動力使用的影響已經(jīng)得到了很好的證明，但勞動政策對勞動生產(chǎn)率的影響卻一直存有爭議。因為有些旨在提高勞動力使用的勞動力市場改革卻可能同時抑制了勞動生產(chǎn)率的提高，從而令勞動政策對人均GDP的總體影響變得模棱兩可。

雖然有些勞動政策對勞動生產(chǎn)率的影響看似比較消極，但這并不代表應(yīng)該盡量弱化制度和政策對勞動力市場的“干擾”。此外，即使有些勞動政策從短期看抑制了勞動生產(chǎn)率增長，但若以國家發(fā)展和社會福祉的長期目標(biāo)來衡量，或許是一條刺激勞動生產(chǎn)率提高的關(guān)鍵路徑。

近年來，國外不乏關(guān)注結(jié)構(gòu)性政策（如稅收制度、產(chǎn)品市場規(guī)制等）對勞動生產(chǎn)率影響的經(jīng)驗研究（比如，Nicoletti and Scarpetta，2003；Aghion et al.，2006），但探討勞動政策效果的文獻(xiàn)卻十分有限（Bassanini and Venn，2007：1）。表1總結(jié)了最低工資制度與勞動生產(chǎn)率之間的可能關(guān)系?；诩扔醒芯砍晒?，發(fā)現(xiàn)該制度對勞動生產(chǎn)率同時存在正、負(fù)兩面性影響。

表1最低工資制度對勞動生產(chǎn)率的可能影響

資料來源：OECD. OECD Employment Outlook. Paris, 2007

（二）最低工資制度效果評價的計量模型

當(dāng)某項政策作為外生事件改變了個人、家庭、企業(yè)、城市的運(yùn)行環(huán)境、行為表現(xiàn)或其他條件時，所搜集到的數(shù)據(jù)便可被稱為是源于自然實驗（natural experiment）或準(zhǔn)實驗（quasi-experiment）。自然實驗與真實實驗的不同之處在于，前者的設(shè)計機(jī)制是出自某個具體的政策變化，政策是外生給定的，并總有一個不受政策變化影響的對照組（control group）和一個被認(rèn)為受政策變化影響的處理組（treatment group）；后者的設(shè)計機(jī)制則是建筑在嚴(yán)格隨機(jī)抽取之上的對處理組和對照組的確定。經(jīng)由Ashenfelter和Card（1985）的開發(fā)，近年來，雙重差分法（difference-in-differences methods，DID，又稱倍差估計法）已經(jīng)被廣泛應(yīng)用于自然實驗中針對各類政策問題因果關(guān)系（casual relationship）的評估上（Imbens and Wooldridge，2007）。

假設(shè)總體中有兩組或多組群體，在兩期或多期可以觀測到其中的個體數(shù)據(jù)，并且某些個體在某些時期會受到一個新政策的“處理”（treatment）。受到政策影響的樣本被稱為處理組，而不受政策影響的樣本被稱為對照組。要評估政策的因果效應(yīng)，如果單純比較政策發(fā)生后不同群體間（如處理組與對照組）的變化，或同一群體在不同時期間（如“處理”前與“處理”后）的變化，都可能得到有偏結(jié)果。因為前種方式忽略了不同群體在同一時期可能會存在不可觀測的系統(tǒng)性差異（如個體自身稟賦和特質(zhì)的不同），而后者則忽略了在政策發(fā)生期間可能還有其他因素的影響。雙重差分法通過衡量由某項政策帶來的在橫向截面（cross-sectional）與時間序列（time-series）上的“雙重”差異，以識別該政策的“處理效應(yīng)”（treatment effect）（Wooldridge，1999），能夠在一定程度上避免前述兩類問題的出現(xiàn)。為控制處理組與對照組之間的系統(tǒng)性差異，實證研究需要至少兩個年份的數(shù)據(jù)，比如一個在政策改變以前，一個在政策改變以后，或者是在政策實施期間選??；樣本按照使用目的可劃分為四組——變化前的對照組、變化后的對照組、變化前的處理組和變化后的處理組。

設(shè)對照組為C，處理組為T，雙重差分法的計量模型（即DID模型）為：y=β0（1.1）+β1dT+δ0d2+δ1d2·dT+u （1.1）

式中，y為研究關(guān)注的結(jié)果變量；截距β0表示在政策發(fā)生前C的一般情況，組別虛擬變量dT表示在政策發(fā)生前T與C之間的可能差異，dT∈{0,1} ；d2是第2期（即政策實施之后的某個時期）的時間虛擬變量，表示即使沒有政策存在，y也會發(fā)生的變化；交互項d2·dT的系數(shù)δ1表示T在第2期發(fā)生的變化；u為誤差項，表示不可觀測的個體特質(zhì)，假設(shè)其與dT無關(guān)，且在不同時期同分布。

給定數(shù)據(jù)，使用最小二乘法進(jìn)行回歸分析，可以得到雙重差分估計量δ1，其表達(dá)式為：δ1=（yT,2-yT,1）-(yc,2-yc,1)（1.2）

其中，yb,t表示t期b組的平均結(jié)果；δ1即為對政策效應(yīng)的度量。

進(jìn)一步控制其他可能影響結(jié)果變量的因素，則雙重差分回歸方程的表達(dá)式為：y=β0+β1dT+δ0d2+δ1d2·dT+γX+μ（1.3）

其中，X為其他影響結(jié)果變量Y的因素。

二、中國最低工資制度效果評價的實踐考量

（一）中國最低工資制度效果的評價角度

利用雙重差分法評估勞動力市場政策對勞動生產(chǎn)率的影響，首先來自Micco和Pages（2006），而后Bassanini和Venn（2007）對方法的使用進(jìn)行了優(yōu)化。兩項經(jīng)驗研究都基于跨國樣本，前者選取一些OECD成員國和非成員國，研究這些國家的解雇成本同勞動生產(chǎn)率水平間的關(guān)系；后者只研究OECD國家，但評估了最低工資、失業(yè)保險、EPL和家長假（parental leave）等四項勞動政策影響，樣本數(shù)據(jù)的時間跨度更大。此外，Bassanini和Venn（2007）還在計量模型中引入了國家和產(chǎn)業(yè)層面的控制變量，并將被解釋變量擴(kuò)充到了4項，即勞動生產(chǎn)率水平及其增長率、全要素生產(chǎn)率水平及其增長率。

總體看，既有研究體現(xiàn)了DID方法在評價產(chǎn)業(yè)層面多單位/部門受某項勞動政策作用程度的優(yōu)勢。其一，將一些對勞動生產(chǎn)率有相同影響但卻不易觀察的變量作為控制變量；其二，集中考察勞動政策對勞動生產(chǎn)率的直接影響，而排除政策因影響就業(yè)量而對勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生的間接影響；其三，針對產(chǎn)業(yè)內(nèi)部因就業(yè)給勞動生產(chǎn)率帶來的影響，也可以通過設(shè)定時間—單位/部門虛擬變量來加以控制。

由于我國各個省市/地區(qū)在經(jīng)濟(jì)、社會、文化等方面都存在一定差異，導(dǎo)致國家頒布某項勞動政策后，其在企業(yè)層面的落實情況很可能千差萬別。因此，可以利用我國這一特殊的政策現(xiàn)象，結(jié)合DID模型的基本設(shè)計思路，以“執(zhí)行差異”為基點(diǎn)，權(quán)變運(yùn)用雙重差分方法對近年來我國最低工資制度的功能作一探索性評估。通過考察該制度執(zhí)行與否企業(yè)間的勞動生產(chǎn)率差異，判斷是否因制度的頒布和實施而抑制了企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平的提高。

（二）中國最低工資制度效果的探索分析

研究Micco和Pages（2006），以及Bassanini和Venn（2007）運(yùn)用雙重差分法評估某項勞動政策效果的思路，發(fā)現(xiàn)DID模型在實際運(yùn)用中必須符合一些基本假設(shè)。結(jié)合本研究主題的特點(diǎn)，指出DID模型使用的兩個前提條件：第一，待評價勞動政策影響了勞動生產(chǎn)率水平（和/或其增長率）；第二，執(zhí)行待評價勞動政策的企業(yè)受政策的影響更大（可稱為政策執(zhí)行企業(yè)）。如果所有企業(yè)能依據(jù)“執(zhí)行情況”被劃分成兩類——政策執(zhí)行企業(yè)和其他企業(yè)，那么，它們在勞動生產(chǎn)率水平上的差異就可以被模型化為勞動政策的函數(shù)：

Δlogybit-Δlogynbit=f(POLit，ΔPOLit)（2.1）

式中，POL表示一項勞動政策指標(biāo)，并假設(shè)其會隨省市/地區(qū)i和時間t變動，y表示勞動生產(chǎn)率水平，b和nb分別表示兩類企業(yè)，前者是政策執(zhí)行企業(yè)（即處理組），而后者是其他企業(yè)（即對照組），對數(shù)指標(biāo)上的橫線表示兩類企業(yè)的取值都是平均情況。

參考Bassanini和Venn（2007）的思路，可進(jìn)一步推導(dǎo)一國勞動政策對勞動生產(chǎn)率影響的總函數(shù)。假設(shè)政策函數(shù)f于 POL和ΔPOL都是線性的，且企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)滿足科布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（Cobb-Douglas production function）要求，那么勞動政策對勞動生產(chǎn)率的影響就可以利用下式進(jìn)行估計：logyijt=δlogkijt+βIbPOLit+γIbj∑POLik+∑mγmCNT1mijt+Ibj∑nγnCNT2nijt+μij+xij+sjt+εijt（2.2）

式中，k表示人均資本裝配率（capital-labour ratio），Ib表示政策執(zhí)行企業(yè) 的類型函數(shù)，CNT1表示能影響所有企業(yè)勞動生產(chǎn)率的控制變量（共m個），CNT2表示更多影響政策執(zhí)行企業(yè)勞動生產(chǎn)率的控制變量（共n個），希臘字母表示各種相關(guān)系數(shù)或擾動項。

鑒于DID模型使用的基本假設(shè)和（2.1）的推導(dǎo)前提，需要對我國失業(yè)保險制度和最低工資制度的政策效應(yīng)進(jìn)行探索性分析。分析的方法是，依據(jù)（2.2）對解釋變量（勞動政策指標(biāo)）與被解釋變量（勞動生產(chǎn)率水平）的數(shù)學(xué)表達(dá)，利用相關(guān)性分析探索變量間的關(guān)系。將2005-2007年我國各省市/地區(qū)工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平的對數(shù)作為被解釋變量，以各省市/地區(qū)的最低工資水平代表最低工資制度，繪制基于該制度的政策效應(yīng)散點(diǎn)圖。其中，各年各省市/地區(qū)工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率由該省市/地區(qū)各年度工業(yè)生產(chǎn)總值除以全部從業(yè)人員年平均人數(shù)得到，兩個指標(biāo)的具體數(shù)據(jù)源自《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒2008》；各年各省市/地區(qū)的最低工資水平源自《中國民政統(tǒng)計年鑒2008》。

圖1最低工資水平與勞動生產(chǎn)率的相關(guān)性

說明：y表示勞動生產(chǎn)率水平；mwage表示最低工資水平。

如圖1所示，3年間我國各省市/地區(qū)的最低工資水平與全部樣本企業(yè)的勞動生產(chǎn)率之間則呈現(xiàn)出較為明顯的正相關(guān)關(guān)系，點(diǎn)值的總體分布規(guī)則且均勻。這表明，我國最低工資制度對工業(yè)企業(yè)的勞動生產(chǎn)率水平存在明顯影響，且不同企業(yè)所受影響的程度也不同。

三、中國最低工資制度對勞動力市場的影響

（一）最低工資制度效果的研究綜述與基本假設(shè)

目前，國外針對最低工資制度對勞動生產(chǎn)率影響的實證研究還比較少。Kahn（2006）發(fā)現(xiàn)，法國最低工資與工資中位數(shù)的比率同該國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長率之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，但相關(guān)系數(shù)并非統(tǒng)計顯著；同樣，該模型的控制變量——失業(yè)保險替代率的相關(guān)系數(shù)也是不顯著的。Bassanini和Venn（2007）指出，較高的最低工資水平同較高的勞動生產(chǎn)率水平相聯(lián)系，但低技能工相對于高技能工的就業(yè)量下降可能也對勞動生產(chǎn)率的提高發(fā)揮了一定正面作用。

我國學(xué)界針對該制度的研究是從近幾年才開始起步。就現(xiàn)有文獻(xiàn)看，比較集中的主題有最低工資制度對就業(yè)的影響，以及該制度同勞動力供給和失業(yè)的關(guān)系等。同國外情況相似，我國學(xué)者對于最低工資制度的作用也是爭論頗多，莫衷一是。張五常（2006）認(rèn)為，最低工資制度會阻礙就業(yè)；龔強(qiáng)（2009）也認(rèn)為，最低工資只是在短期促進(jìn)某個行業(yè)的就業(yè)量增加，但最終還是會導(dǎo)致整體經(jīng)濟(jì)的就業(yè)率下降。但也有學(xué)者持不同看法。比如，汪貴浦、麻曄（2009）通過對上海市失業(yè)率與最低工資相關(guān)性的實證分析，發(fā)現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高對失業(yè)率沒有十分顯著的影響。劉險峰（2009）、王曉玲（2009）等從制度研究的角度提出，最低工資制度有利于保護(hù)就業(yè)弱勢群體，緩解勞資矛盾，我國政府應(yīng)加大勞動執(zhí)法、檢查和監(jiān)督力度，保證制度的真正落實。

其他的研究主題還有最低工資制度的設(shè)計與實施。有文獻(xiàn)側(cè)重討論了最低工資水平與社會平均工資水平的關(guān)系，認(rèn)為兩者之間應(yīng)建立增長的銜接機(jī)制（韓兆洲、魏章進(jìn)，2006；張艷等，2009）；還有文獻(xiàn)（都陽、王美艷，2008）分析了自最低工資建制以來，我國各城市最低工資水平的變化趨勢及調(diào)整情況，發(fā)現(xiàn)月最低工資標(biāo)準(zhǔn)的實行并不十分有效，外來勞動力小時最低工資的覆蓋率遠(yuǎn)低于城市本地勞動力，并建議在制度設(shè)計上更多關(guān)注外來勞動力。

因此，為客觀評價我國最低工資制度對勞動生產(chǎn)率的影響，本文建立了以下兩個基本假設(shè)：

第一，我國最低工資制度的頒布不會給企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平的提高造成不利影響；

第二，加強(qiáng)我國最低工資制度的執(zhí)行，有助于實現(xiàn)勞動力市場靈活性與安全性的平衡。

（二）實證模型與數(shù)據(jù)說明

1.計量模型的設(shè)定

實證研究的總體思路依據(jù)模型（2.1），即通過比較政策執(zhí)行企業(yè)（處理組）與其他企業(yè)（對照組）在勞動生產(chǎn)率水平上的差異，來評價我國最低工資制度的政策效果。Bassanini和Venn（2007）的計量模型（2.2）為本研究提供了實證模型的綜合架構(gòu)。該模型的特點(diǎn)是，其一，可同時評估勞動政策給勞動生產(chǎn)率水平及其增長率的影響；其二，以政策指標(biāo)數(shù)據(jù)的“累加”形式衡量勞動政策的多期變動情況，避免某些周期性因素或特定時間的擾動的影響；其三，能夠?qū)⒉浑S時間變化、但可能影響企業(yè)勞動生產(chǎn)率的因素作為控制變量。

本研究吸取了模型（2.2）的優(yōu)點(diǎn)，以其評價制度功能的模式和路徑為借鑒；同時，考慮我國可獲得的各省市最低工資數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)有關(guān)數(shù)據(jù)等的實際，又對模型（2.2）進(jìn)行了適應(yīng)性調(diào)整。研究的計量模型如下：

logyijt=β0+δlogkijt+βIbMWAGEit+aXijt+μjXi+St+εijt（3.1）

式中，MWAGE表示最低工資制度，并因省市/地區(qū)i和時間t而不同，結(jié)果變量y表示勞動生產(chǎn)率水平，k表示人均資本裝配率，Ib表示政策執(zhí)行企業(yè) 的類型函數(shù)，x為各種影響勞動生產(chǎn)率水平的可觀察因素，即控制變量，μ表示組別虛擬變量，x表示地區(qū)虛擬變量，s表示時間虛擬變量，ε表示誤差項。

計量模型（3.1）與（2.2）的不同之處是，其一，只評估單期最低工資制度對勞動生產(chǎn)率的影響。由于我國數(shù)據(jù)的跨度有限（僅3年），尚難對政策累積效應(yīng)進(jìn)行連續(xù)考察；其二，只以水平指標(biāo)作為計量模型的解釋變量和被解釋變量。由于依照3年水平數(shù)據(jù)計算得到的增長率數(shù)據(jù)僅有2年，可能會影響基于增長率變動的政策效應(yīng)估計；其三，補(bǔ)充常數(shù)項，反映制度實施前政策執(zhí)行組企業(yè)的基本情況；其四，針對我國的區(qū)域結(jié)構(gòu)特點(diǎn)添加地區(qū)虛擬變量，考察區(qū)域差異與工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率變動的關(guān)系。

2.變量及數(shù)據(jù)描述

研究使用的主要數(shù)據(jù)來自于歷年《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國民政統(tǒng)計年鑒》。由于未能獲得我國2005年以前的最低工資數(shù)據(jù)，以及2008年的工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)，因而選擇2005-2007年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行計算和分析。

計量模型主要使用的變量有工業(yè)企業(yè)人均資本裝配率k、省市/地區(qū)最低工資水平mwang（即最低工資制度的表達(dá)指標(biāo)），以及類型kind（代表組別虛擬變量）、年份year（代表時間虛擬變量）和區(qū)域region（代表地區(qū)虛擬變量）。區(qū)域的劃分依照我國傳統(tǒng)的標(biāo)準(zhǔn)，具體分類和地區(qū)編碼見表2。

表2地區(qū)分類

為考察研究結(jié)論的穩(wěn)健性，計量模型還將引入3個控制變量，即省市/地區(qū)人均GDP水平（gdpa90）、國有資本比重（gyr ）和各類型企業(yè)個數(shù)（num）。其中，省市/地區(qū)人均GDP的數(shù)據(jù)使用的是省市/地區(qū)人均GDP指數(shù)，即按1990年可比價格計算的人均GDP。需要說明的是，由于樣本數(shù)量有限，控制變量的選擇主要以可能對所有類型工業(yè)企業(yè)都產(chǎn)生作用的因素為重點(diǎn)。

政策執(zhí)行企業(yè)（處理組）與其他企業(yè)（對照組）的確定，首先參考既有研究文獻(xiàn)以及近年來一些針對我國勞動政策執(zhí)行情況的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，得到可能區(qū)分政策執(zhí)行情況的工業(yè)企業(yè)分組標(biāo)準(zhǔn)；進(jìn)而依據(jù)《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》針對工業(yè)企業(yè)的類型劃分，將各類型企業(yè)進(jìn)行組別歸類；再行利用相關(guān)性分析檢驗分組標(biāo)準(zhǔn)的效度；最后確定可能令回歸結(jié)果趨于理想的處理組與對照組企業(yè)類型。

本研究認(rèn)為，“企業(yè)規(guī)?！笨赡芡髽I(yè)執(zhí)行勞動政策的情況相聯(lián)系。曾有學(xué)者（Edwards，Ram and Black，2004）指出，勞動立法和勞動政策似乎較少會影響到小企業(yè)，這在全國工商聯(lián)于2007年對我國小企業(yè)勞動政策執(zhí)行情況的調(diào)查中得到了證實。該調(diào)查顯示，我國小企業(yè)在勞動/集體合同簽訂、工資支付/協(xié)商、社會保障等方面存在諸多問題，勞動法規(guī)執(zhí)行情況較差。另據(jù)杭宇（2009）的調(diào)查，發(fā)現(xiàn)我國大中型企業(yè)的勞動用工情況比較規(guī)范。以勞動合同簽訂情況為例，全員簽訂勞動合同的被調(diào)查企業(yè)接近70%，還有24.8%的被調(diào)查企業(yè)的該比率在80%以上。因此，將中等以上規(guī)模的工業(yè)企業(yè)歸為勞動政策執(zhí)行企業(yè)（處理組），將小型工業(yè)企業(yè)歸為其他企業(yè)（對照組）。

此外，來自外部的“監(jiān)督管理”也可能影響企業(yè)執(zhí)行政策的情況。如果國家對企業(yè)經(jīng)營行為的監(jiān)管嚴(yán)格或違法處罰力度較大，那么企業(yè)更可能執(zhí)行勞動政策。轉(zhuǎn)型期，盡管我國逐步放開對勞動力市場的行政干預(yù)，但也相應(yīng)建立起了較為規(guī)范且內(nèi)、外部相結(jié)合的企業(yè)激勵與懲罰機(jī)制。隨著《公司法》、《企業(yè)國有資產(chǎn)法》等一系列法律法規(guī)的頒布實施，國家加強(qiáng)了對國有企業(yè)、股份制企業(yè)、有限責(zé)任制企業(yè)等的管理，特別是在企業(yè)的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)和外部監(jiān)督管理上都作了諸多明確而嚴(yán)格的規(guī)定。我國公有經(jīng)濟(jì)是宏觀管理的重點(diǎn)，而大量非公企業(yè)則成為了監(jiān)管的薄弱領(lǐng)域。當(dāng)前，我國規(guī)模以上企業(yè)、國有企業(yè)等在勞動用工管理方面日趨規(guī)范化，各項勞動法規(guī)政策執(zhí)行情況較好。截至2009年底，我國各省（區(qū)、市）規(guī)模以上企業(yè)的勞動合同簽訂率已達(dá)94%，大型國有企業(yè)實現(xiàn)了100%。今后，我國勞動保障監(jiān)察的重點(diǎn)將轉(zhuǎn)向集體、私營及外資企業(yè)，特別是要加強(qiáng)對沿海地區(qū)勞動力密集型企業(yè)的監(jiān)管。因此，將規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)、國有控股工業(yè)企業(yè)、股份有限公司和有限責(zé)任公司歸為勞動政策執(zhí)行企業(yè)（處理組），將私營工業(yè)企業(yè)、港澳臺商投資企業(yè)、外商投資工業(yè)企業(yè)、股份合作企業(yè)等歸為其他企業(yè)（對照組）。

為確保分組標(biāo)準(zhǔn)的有效性，需要逐一考察各類型工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平與最低工資水平的相關(guān)性。首先對《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》上的工業(yè)企業(yè)類型進(jìn)行編碼（如表3），然后繪制2005-2007年我國各類型工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率與最低工資水平的散點(diǎn)圖。如圖2所示，類型編碼為1、2、3、4、9、13的工業(yè)企業(yè)，其點(diǎn)值分布比較規(guī)律，表明這些企業(yè)的勞動生產(chǎn)率水平同最低工資水平存在正相關(guān)關(guān)系；而相比之下，類型編碼為5、6、7、8、10、11、12的工業(yè)企業(yè)，其點(diǎn)值分布相對散亂，表明這些企業(yè)的勞動生產(chǎn)率水平可能同最低工資水平之間沒有直接關(guān)系。

表3工業(yè)企業(yè)的類型編碼

說明：企業(yè)類型參照《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》。

圖2最低工資水平與各類型工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率的相關(guān)性

說明：y表示勞動生產(chǎn)率水平；mwage表示最低工資水平。

通過驗證分析變量間的相關(guān)關(guān)系，認(rèn)為參考“企業(yè)規(guī)?！焙汀氨O(jiān)督管理”所作的政策執(zhí)行企業(yè)（處理組）與其他企業(yè)（對照組）的劃分，能夠反映最低工資制度執(zhí)行差異對不同企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平的影響，即兩個標(biāo)準(zhǔn)在統(tǒng)計學(xué)意義上都具有一定的效度。

（三）實證結(jié)果與合規(guī)性檢驗

1.模型的回歸結(jié)果

表4報告了主要回歸結(jié)果，并依照沒有控制變量、加入2個控制變量和加入3個控制變量的三種情況分別列出。交互項 是政策執(zhí)行虛擬變量與時間虛擬變量的乘積，其系數(shù)代表最低工資制度對工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平的影響，也即本研究重點(diǎn)關(guān)注的差分估計量。從參數(shù)估計結(jié)果看，無論模型是否引入了控制變量，交互項系數(shù)的估計值都為正，且都通過了顯著水平為1%的檢驗。這說明，我國最低工資制度對工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平存在明顯的積極作用；并且，由于最低工資制度的頒布和實施，促使我國工業(yè)企業(yè)的勞動生產(chǎn)率水平每年大約以0.03-0.04個百分點(diǎn)的速度遞增。

表4最低工資制度對勞動生產(chǎn)率的影響：雙重差分估計

說明：括號內(nèi)為t值。*表示顯著水平為5%；**表示顯著水平為1%。

除了針對最低工資制度效果的估計，表4還列出了DID模型測算其他變量影響工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平的情況。

第一，工業(yè)企業(yè)人均資本裝配率（k）的系數(shù)都在0.5以上，特別是在模型引入了省市/地區(qū)人均GDP水平、國有資本比重和企業(yè)個數(shù)3個控制變量之后，k的參數(shù)估計值達(dá)到了0.5458。這表明，我國工業(yè)企業(yè)的勞動生產(chǎn)率水平因人均資本裝配率的提高而每年實現(xiàn)了約54.58%的增長，企業(yè)人均資本裝配率對勞動生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)突出。這與針對我國勞動生產(chǎn)率增長因素研究的基本結(jié)論（比如，高帆，2007；鄔民樂，2009）相一致，即源于產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的純生產(chǎn)率效應(yīng)是促使我國企業(yè)勞動生產(chǎn)率增長的主要動力。

第二，考慮到各省市/地區(qū)的人均GDP水平、各類型工業(yè)企業(yè)的數(shù)量以及國有資本的比率都可能會影響企業(yè)的勞動生產(chǎn)率水平，因此將3個指標(biāo)設(shè)為DID模型的控制變量。從參數(shù)估計結(jié)果看，3個變量對工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平的作用效果各不相同。各省市/地區(qū)的人均GDP水平（gdpa90 ）對工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平存在顯著的負(fù)影響，即人均GDP水平越高的省市/地區(qū)，其工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平會越低，反之亦然。企業(yè)個數(shù)（num）對工業(yè)企業(yè)的勞動生產(chǎn)率水平存在顯著的正影響，即數(shù)量較多的工業(yè)企業(yè)類型，其勞動生產(chǎn)率水平也比較高，反之亦然。國有資本比重（gyr）對工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平不存在顯著的影響。

第三，虛擬變量的參數(shù)估計結(jié)果也表達(dá)了一些有價值的信息。對時間虛擬變量（year ）參數(shù)值的估計，以2005年為基準(zhǔn)。估計結(jié)果顯示，我國工業(yè)企業(yè)的勞動生產(chǎn)率水平每年都在顯著提高。對組別虛擬變量（kind ）參數(shù)值的估計，以類型編碼是1的企業(yè)為基準(zhǔn)。鑒于估計結(jié)果多數(shù)顯著，證明不同類型工業(yè)企業(yè)的勞動生產(chǎn)率水平之間確實存在差異。對地區(qū)虛擬變量（region ）參數(shù)值的估計，以東部地區(qū)為基準(zhǔn)。從估計的結(jié)果來看，我國中部和西部地區(qū)的工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平都明顯低于東部地區(qū)的工業(yè)企業(yè)。

第四，無論模型是否添加了控制變量，發(fā)現(xiàn)R2始終都是0.76，說明模型設(shè)置的原因變量對結(jié)果變量具有較高程度的解釋力。此外，盡管模型在引入控制變量gdpa90 和num后并未改變R2的值，但由于兩變量的系數(shù)經(jīng)t檢驗后皆達(dá)到了5%的顯著水平，故而依舊認(rèn)為有必要在評價我國最低工資制度效果的DID模型中加以考察。

2.方法的合規(guī)性考察

通過理論評述和調(diào)查發(fā)現(xiàn)，實證研究確定了處理組的選擇標(biāo)準(zhǔn)，即具備規(guī)模或受到外部有效監(jiān)管的企業(yè)。由于《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》提供的樣本數(shù)據(jù)也擁有“規(guī)?！迸c“類型”之共同特征，故而實現(xiàn)了理論構(gòu)念與實踐素材的統(tǒng)計性契合。但是，考慮到“具備規(guī)?！焙汀笆艿酵獠坑行ПO(jiān)管”實際上是一種選擇關(guān)系，為避免總效應(yīng)評估因“雙重標(biāo)準(zhǔn)”而出現(xiàn)偏誤，下面再分別針對每個“標(biāo)準(zhǔn)”下的樣本進(jìn)行回歸分析，以驗證表4所得結(jié)果的合規(guī)性。

將《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》的13種工業(yè)企業(yè)類型“拆分”，類型編碼是1、4、5的企業(yè)歸為“規(guī)?！弊訕颖?，樣本數(shù)量是270；除去1、4、5的其他編碼企業(yè)歸為“類型”子樣本，樣本數(shù)量是900。依據(jù)模型（3.1）對兩組子樣本逐一進(jìn)行回歸分析，表5和表6分別報告了兩次回歸的主要結(jié)果。由于檢驗性分析的初衷是要考察單獨(dú)“標(biāo)準(zhǔn)”下的最低工資制度效果（實際也能檢驗兩種“標(biāo)準(zhǔn)”各自的效度），所以，研究關(guān)注的核心點(diǎn)是兩模型交互項ibmwage的參數(shù)估計值及其顯著性。

如表5所示，在沒有控制變量的情況下，模型的交互項系數(shù)是顯著的，證明我國最低工資制度對企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平具有一定的積極作用；但在引入控制變量后，該政策的正面效果不再顯著。再如表6所示，無論模型是否引入了控制變量，交互項系數(shù)的估計值都是顯著的，這與基于總體樣本的計算結(jié)果相一致，也即支持了“我國最低工資制度具有正市場效應(yīng)”的關(guān)鍵研究結(jié)論。此外，依據(jù)兩次檢驗性分析的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)DID模型的差分估計量都在0.0003上下。這意味著我國最低工資制度的實施，促使了工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平每年大約以0.03%的速度遞增。該測算結(jié)論與表4提供的總體回歸結(jié)果基本相符。

表5針對“規(guī)模”子樣本的最低工資制度效果估計

說明：括號內(nèi)為t值。*表示顯著水平為5%；**表示顯著水平為1%。

表6針對“類型”子樣本的最低工資制度效果估計

說明：括號內(nèi)為t值。*表示顯著水平為5%；**表示顯著水平為1%。

值得注意的是，由于進(jìn)行檢驗性分析的樣本數(shù)量少于總體樣本量，所以前者在估計控制變量的影響時，也得到了一些與總樣本估計相不同的結(jié)論。綜合表5和表6的參數(shù)估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)各省市/地區(qū)人均GDP水平（gdpa90 ）對工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平的負(fù)影響不顯著；企業(yè)個數(shù)（num ）對工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平的正影響也不顯著；而國有資本比重（gyr ）對工業(yè)企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平不是沒有影響，而是有“模棱兩可”的影響，即在“規(guī)?！弊訕颖局惺秋@著負(fù)影響，而在“類型”子樣本中又是顯著正影響。由于gyr對企業(yè)勞動生產(chǎn)率水平的影響并不穩(wěn)定，故而建議在選擇模型控制變量時，更多考慮gdpa90和num兩個指標(biāo)。

通過比較總體回歸結(jié)果與驗證分析結(jié)論，認(rèn)為依托總體樣本的實證研究方法具備一定的合理性和規(guī)范性；并且，經(jīng)由雙重差分模型的估計和檢驗，本研究得到的有關(guān)我國最低工資制度效果的基本結(jié)論是穩(wěn)健的。

（四）實證研究的拓展討論

1.最低工資制度效果的前測因素

我國建立最低工資制度的目的是為了維護(hù)勞動者獲取勞動報酬的合法權(quán)益，保障其和家人的基本生活。據(jù)此，可以得出以下推論：如果我國最低工資制度的實施能在一定程度上達(dá)成這一既定目標(biāo)，那么在政策實施前勞動者收入和生活保障較差的省市/地區(qū)及類型企業(yè)的制度成效就應(yīng)該比較明顯。不僅如此，為提升我國最低工資制度效果的作用程度和發(fā)揮空間，有必要再側(cè)重討論各省市/地區(qū)實施最低工資制度之前及過程中的“自身條件”會如何影響制度效果，以利于探索可能刺激某類型企業(yè)“權(quán)變”執(zhí)行最低工資制度的環(huán)境誘因。

實際上，之所以選擇以中觀視角切入研究主題，也是受到我國可獲取的統(tǒng)計數(shù)據(jù)制約的結(jié)果。因為無法從公開且權(quán)威的數(shù)據(jù)來源中找到各省市/地區(qū)、各類型工業(yè)企業(yè)的勞動者工資收入數(shù)據(jù)，所以基本否定了“直接度量工業(yè)企業(yè)不執(zhí)行最低工資制度情況”的最初意圖。為此，研究轉(zhuǎn)而從我國各省市/地區(qū)的中觀層面尋找一些變量，結(jié)合理論思考與實證結(jié)論，嘗試刻畫可能“預(yù)測”最低工資制度效果的前置因素。

第一，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。該指標(biāo)由各年度省市/地區(qū)社會產(chǎn)品和服務(wù)的產(chǎn)出總額除以總?cè)丝谟嬎愕玫健?shù)據(jù)來源是《中國統(tǒng)計年鑒》或地區(qū)性統(tǒng)計年鑒。蘇海南等（2006）指出，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡性導(dǎo)致了各地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)差距的逐步擴(kuò)大，也造成了各地區(qū)在標(biāo)準(zhǔn)執(zhí)行上的情況不一。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值作為發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)中衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的指標(biāo)，有助于了解和把握我國各省（自治區(qū)、直轄市）的宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況，從而綜合評估由經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異性而可能衍生出的在政策制定和執(zhí)行上的靈活性。研究猜測，在最低工資制度實施之前及過程中，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值較低的省市/地區(qū)或許更易出現(xiàn)對工業(yè)企業(yè)勞動用工管理、監(jiān)督及違法處罰等不到位的問題。

第二，工業(yè)化綜合指數(shù)。該指標(biāo)是對各省市/地區(qū)工業(yè)化進(jìn)程及其增長質(zhì)量的衡量。陳佳貴等（2007）通過計量分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)、空間結(jié)構(gòu)等多個指標(biāo)，構(gòu)建了我國工業(yè)化水平評價模型。經(jīng)該模型測算，發(fā)現(xiàn)我國總體的工業(yè)化進(jìn)程正從工業(yè)數(shù)量擴(kuò)張逐步轉(zhuǎn)向以工業(yè)質(zhì)量提高為主；但各地的工業(yè)發(fā)展進(jìn)程卻因起步基礎(chǔ)、資源稟賦和發(fā)展政策等的差異而大不相同。比如，北京和上海已進(jìn)入后工業(yè)化階段，而西藏還處于前工業(yè)化階段，其他地區(qū)則分屬于工業(yè)化前期、中期或后期的某個階段。我國經(jīng)濟(jì)體制改革的中心環(huán)節(jié)在于工業(yè)經(jīng)濟(jì)改革，所以各省市/地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度、對外開放程度及國際競爭力實際也是我國最低工資制度作用程度的一種市場化表達(dá)方式。研究推想，工業(yè)化綜合指數(shù)越高，越可能對應(yīng)著相對健全與完善的工業(yè)管理體制和機(jī)制。因為，我國始終強(qiáng)調(diào)的“公平市場競爭環(huán)境與完備相關(guān)法律制度環(huán)境”的工業(yè)企業(yè)改革目標(biāo)（陳佳貴、王欽，2009），正是推動企業(yè)履責(zé)和政府作為的重要原因。

第三，類型企業(yè)的數(shù)量。該變量表示各省市/地區(qū)擁有不同類型工業(yè)企業(yè)的數(shù)量。數(shù)據(jù)來源是《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》或地區(qū)性統(tǒng)計年鑒。研究猜想，該變量或許可以捕捉影響地方政府和類型企業(yè)行為的政治維度原因——如果某類型的企業(yè)數(shù)量眾多，那么可能意味著其在促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長或緩解就業(yè)壓力方面的貢獻(xiàn)較大，從而地方政府會更有激勵去放松對其勞動用工行為的執(zhí)法和監(jiān)督。

2.轉(zhuǎn)型期中國勞動政策的選擇：平衡靈活性與安全性

OECD（2008：12-15）指出，高質(zhì)量的勞動政策會令勞動力市場的靈活化處于“合理的治理體系”之中，因而有助于實現(xiàn)一國經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量增長和形成一道阻隔經(jīng)濟(jì)危機(jī)與社會危機(jī)互動的“防火墻”。改革開放30多年來，我國勞動政策在與勞動力市場發(fā)展需要的不斷磨合中，逐步明晰了自身的功能定位，即從“絕對強(qiáng)調(diào)工作安全”走向“綜合考量市場靈活與就業(yè)安全、工作安全的協(xié)同”。對于正處經(jīng)濟(jì)社會轉(zhuǎn)型關(guān)鍵期的我國而言，為不損害勞動生產(chǎn)率的提高，有必要深入探究勞動政策的施用問題，也即一國宏觀勞動政策應(yīng)該在多大程度上去“維護(hù)”其勞動力市場的安全性。

盡管我國勞動政策發(fā)展的總體方向是要繼續(xù)加大對勞動者的保護(hù)，但似乎出發(fā)點(diǎn)依舊是基于社會人文道義的角度，并且強(qiáng)調(diào)政策制定中的價值傾向問題?？蓪嶋H上，出于對經(jīng)濟(jì)利益和生產(chǎn)效率的追求，企業(yè)也是有動力支持勞動政策的存在與發(fā)展的；并且，就我國勞動政策制定與實施的總體特征來看，關(guān)注政策制定的質(zhì)量似乎不如關(guān)注政策執(zhí)行的程度來得重要。

鑒于最低工資制度對我國勞動力市場績效和企業(yè)勞動生產(chǎn)率提高帶來的正面影響，建議我國相關(guān)部門應(yīng)該在推動該制度發(fā)展上積極作為。第一，有效治理我國勞動力市場的“非正常”靈活化，切實推進(jìn)各類型企業(yè)的政策執(zhí)行，特別是那些原本執(zhí)行政策比較薄弱的外資企業(yè)、私營工業(yè)企業(yè)、小型工業(yè)企業(yè)等。第二，依據(jù)地方實際情況并綜合考慮有關(guān)因素，合理確定最低工資標(biāo)準(zhǔn)，以平衡勞動者素質(zhì)提升、企業(yè)競爭力提升和產(chǎn)業(yè)升級與換代的需要。第三，提高我國勞動力市場的安全性仍然存在政策空間。應(yīng)加強(qiáng)針對最低工資制度等勞動政策執(zhí)行情況的監(jiān)督和檢查，加大對違法、違規(guī)行為的懲處力度。第四，注意最低工資制度與其他勞動政策之間的功能配合。比如，失業(yè)保險制度與最低工資制度就存在“標(biāo)準(zhǔn)銜接”問題，失業(yè)保險金標(biāo)準(zhǔn)的確定和調(diào)整應(yīng)該按照低于地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)、高于居民最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)的原則，失業(yè)保險金標(biāo)準(zhǔn)要與地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)脫鉤（劉金祥，2007）。

（作者單位：國家發(fā)展和改革委社會發(fā)展研究所）