張 劍，王玉峰，周子琪

(1.四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 611830；2.復(fù)旦大學(xué)管理學(xué)院，上海 200433)

最低工資制度是政府維護(hù)勞動(dòng)者權(quán)益的重要手段，也是國(guó)家立法機(jī)關(guān)通過(guò)法律條款規(guī)定的對(duì)一般勞動(dòng)義務(wù)的必須報(bào)酬。19世紀(jì)末，為解決工業(yè)大發(fā)展時(shí)期頻繁發(fā)生的勞資糾紛，新西蘭率先實(shí)行最低工資制度。此后，最低工資相繼被英法美等國(guó)家納入法規(guī)。1984年，我國(guó)簽署《制定最低工資辦法公約》。2004年，勞動(dòng)和社會(huì)保障部通過(guò)《最低工資規(guī)定》。至此，我國(guó)全部的省、自治區(qū)和直轄市都建立了最低工資體系，并統(tǒng)一采用月最低工資標(biāo)準(zhǔn)。2008年開(kāi)始施行的《勞動(dòng)合同法》對(duì)最低工資的執(zhí)行進(jìn)行了法律層面的保障。然而，自最低工資制度實(shí)施以來(lái)，其合理性一直面臨著極大的爭(zhēng)議，尤其對(duì)就業(yè)效應(yīng)的分歧最為顯著。一直到20世紀(jì)80年代，國(guó)際上的經(jīng)驗(yàn)研究都傾向認(rèn)為最低工資減少就業(yè)。隨著90年代企業(yè)微觀數(shù)據(jù)及一系列虛擬變量被引入研究中，人們開(kāi)始對(duì)最低工資創(chuàng)造還是侵蝕就業(yè)產(chǎn)生分歧并發(fā)生爭(zhēng)論[1]。

在經(jīng)濟(jì)增速放緩、結(jié)構(gòu)調(diào)整深化和勞動(dòng)力成本高位運(yùn)行的情況下，較高失業(yè)水平的存在毫無(wú)疑問(wèn)掣肘我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高就業(yè)已成為政府重要的施政目標(biāo)。由于我國(guó)特殊的現(xiàn)實(shí)背景，戶籍制度和惠農(nóng)政策等政治性因素從各個(gè)角度影響農(nóng)民工就業(yè)，討論其受最低工資的影響效應(yīng)的復(fù)雜性可能要遠(yuǎn)勝于國(guó)外已有研究。一方面，我國(guó)并沒(méi)有和西方國(guó)家一樣發(fā)達(dá)的工會(huì)組織，也沒(méi)有形成集體協(xié)商制度，對(duì)勞動(dòng)者沒(méi)有足夠的保護(hù)力量[2]。隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，社會(huì)分配不公問(wèn)題逐漸顯露，需最低工資進(jìn)行扼斷。另一方面，我國(guó)三十多年以來(lái)的經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展大都依賴人口紅利。林毅夫(1999)指出低價(jià)巨量的勞動(dòng)力供給是我國(guó)的比較優(yōu)勢(shì)所在。在理想的完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，最低工資的存在或許只會(huì)導(dǎo)致失業(yè)率增加，并削弱我國(guó)既存的人口紅利[3]。

從一般的角度來(lái)理解我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的周期性波動(dòng)和長(zhǎng)期變化趨勢(shì)，從特殊的方面揭示最低工資對(duì)就業(yè)水平的沖擊力度和方向，不僅可為政府制定最低工資水平提供合理的依據(jù)，也能幫助政府探尋適應(yīng)我國(guó)現(xiàn)階段發(fā)展的勞動(dòng)保護(hù)政策。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

自20世紀(jì)40年代起，最低工資的就業(yè)效應(yīng)問(wèn)題就成為最低工資制度研究的主流。然而，從文獻(xiàn)角度看，迄今為止，各學(xué)者在最低工資的就業(yè)效應(yīng)這一議題上所持觀點(diǎn)莫衷一是。

第一類(lèi)觀點(diǎn)大多從競(jìng)爭(zhēng)性勞動(dòng)市場(chǎng)出發(fā)，認(rèn)為最低工資對(duì)就業(yè)具有“負(fù)效應(yīng)”。1912年，Schumpeter率先提出“企業(yè)家的創(chuàng)新性”，根據(jù)“創(chuàng)造性破壞”理論，即企業(yè)依靠創(chuàng)新來(lái)創(chuàng)造并破壞經(jīng)濟(jì)發(fā)展約束，建立新的生產(chǎn)體系，基于此邏輯框架，企業(yè)面臨最低工資的約束將通過(guò)加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新來(lái)替代高成本勞動(dòng)力，從而引發(fā)失業(yè)。Stigler(1946)通過(guò)“失業(yè)效應(yīng)模型”分析，指出最低工資本質(zhì)上是政府對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的一種強(qiáng)行干預(yù)，不利于當(dāng)前同質(zhì)性市場(chǎng)的發(fā)展和競(jìng)爭(zhēng)[4]。經(jīng)典的“兩部門(mén)模型”也認(rèn)為雖然未覆蓋部門(mén)就業(yè)或許隨著最低工資的提高而上升，但這并不足以補(bǔ)償覆蓋部門(mén)的就業(yè)損失[5]。Bell(1997)通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)哥倫比亞制造業(yè)部門(mén)而言，最低工資標(biāo)準(zhǔn)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生顯著的消極影響，且對(duì)低技能的員工而言，該消極影響更大[6]。Neumark and Wastcher(2006)總結(jié)后發(fā)現(xiàn)約85%的經(jīng)驗(yàn)研究支持最低工資上漲帶來(lái)就業(yè)減少的結(jié)論[7]。

第二類(lèi)觀點(diǎn)的持有者認(rèn)為最低工資不會(huì)抑制就業(yè)，甚至對(duì)就業(yè)具有積極的“正效應(yīng)”。Card and Krueger(1994)通過(guò)比較賓夕法尼亞州和新澤西州的快餐店，利用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究后發(fā)現(xiàn)，伴隨著新澤西州快餐店最低工資的提高，其就業(yè)率上升0.61%，這一發(fā)現(xiàn)使學(xué)者們開(kāi)始重新審視勞動(dòng)市場(chǎng)中買(mǎi)方壟斷市場(chǎng)的存在[8]。進(jìn)一步地，Krueger利用事后分析法對(duì)波多黎各的紡織業(yè)、制造業(yè)、皮革業(yè)和服裝業(yè)的最低工資就業(yè)影響進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)最低工資的確對(duì)就業(yè)產(chǎn)生正面影響。Burdett and Mortensen(1998)通過(guò)構(gòu)建“搜尋和匹配模型”，放松勞動(dòng)力市場(chǎng)中企業(yè)完全壟斷地位的假設(shè)，指出搜尋摩擦產(chǎn)生類(lèi)似于買(mǎi)方替代的效應(yīng)并提高就業(yè)水平，但該模型對(duì)現(xiàn)實(shí)中許多工人只得到最低工資的現(xiàn)象不具有說(shuō)服力[9]。Flinn(2006)通過(guò)在搜尋模型中引入勞動(dòng)者和企業(yè)的談判機(jī)制來(lái)彌補(bǔ)這一漏洞，發(fā)現(xiàn)最低工資可作為一種政策性談判工具提升社會(huì)整體福利[10]。

我國(guó)雖為國(guó)際勞工組織的創(chuàng)始成員國(guó)兼常任理事國(guó)，但最低工資制度起步較晚，關(guān)于勞動(dòng)就業(yè)的數(shù)據(jù)沒(méi)有西方國(guó)家那樣詳細(xì)，因此對(duì)最低工資的就業(yè)效應(yīng)尚付闕如。張五常認(rèn)為最低工資是一種無(wú)效的措施，只會(huì)導(dǎo)致大部分低收入群體失業(yè)。羅小蘭(2007)提出最低工資對(duì)就業(yè)的影響效果呈U型，在拐點(diǎn)前有正效應(yīng)，之后則相反[11]。韓兆洲和安寧寧(2007)認(rèn)為基于我國(guó)偏低的最低工資標(biāo)準(zhǔn)，適當(dāng)提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)可增加勞動(dòng)供給，推動(dòng)勞動(dòng)供求平衡[12]。傅端香(2009)指出最低工資的就業(yè)效應(yīng)在不同類(lèi)型企業(yè)存在不同結(jié)果[13]。蔡昉(2010)提出我國(guó)正面臨“劉易斯拐點(diǎn)”，在勞動(dòng)力相對(duì)短缺的關(guān)鍵時(shí)期應(yīng)合理提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)，以達(dá)到加快居民收入的效果[14]。馬雙(2012,2014)通過(guò)實(shí)證分析，得到最低工資的上漲使制造業(yè)平均工資增長(zhǎng)，但雇傭人數(shù)減少[15][16]。張璐和徐雷(2014)分別考慮最低工資制度對(duì)我國(guó)不同地區(qū)的影響，認(rèn)為促進(jìn)作用和抑制作用均存在[17]?？傊?，不論理論還是實(shí)證研究，對(duì)最低工資的就業(yè)效應(yīng)一直無(wú)法蓋棺定論。

結(jié)合中國(guó)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)來(lái)看，以我國(guó)為背景分析最低工資的就業(yè)效應(yīng)可能難度更大。首先，中國(guó)勞動(dòng)市場(chǎng)具有極大的異質(zhì)性，領(lǐng)取最低工資的工人大都是低端制造業(yè)或服務(wù)業(yè)的體力勞動(dòng)者[18]，最低工資使企業(yè)對(duì)低技能勞動(dòng)者的雇傭變得不經(jīng)濟(jì)，該效應(yīng)在市場(chǎng)化程度高的行業(yè)尤其明顯。根據(jù)波紋效應(yīng)(Neumark,2000)，企業(yè)傾向于減少對(duì)這部分勞動(dòng)者的雇傭，轉(zhuǎn)而增加對(duì)少部分高技能員工的雇傭，故最低工資削減低技能就業(yè)的同時(shí)又帶來(lái)潛在的就業(yè)機(jī)會(huì)，進(jìn)而造成實(shí)證結(jié)果模糊[19]。其次，我國(guó)最低工資制度影響范圍廣泛，但執(zhí)行力度較弱。隨著戶籍制度改革和城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程的加快，農(nóng)民工勞動(dòng)市場(chǎng)以空前的規(guī)模和速度持續(xù)發(fā)展，給勞動(dòng)法規(guī)的監(jiān)管和實(shí)施帶來(lái)嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。最后，我國(guó)目前的最低工資標(biāo)準(zhǔn)偏低，其帶來(lái)的影響程度可能并不大。發(fā)達(dá)國(guó)家往往將最低工資與平均工資之比控制在40%～60%，而我國(guó)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)甚至連平均工資的20%都達(dá)不到。

區(qū)別于現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文的可能拓展之處在于：第一，創(chuàng)新性地選取直轄市重慶為研究對(duì)象，借鑒Abadieand Gardeazabal(2003,2009)提出的合成控制法，構(gòu)建“反事實(shí)”路徑，通過(guò)對(duì)多個(gè)控制對(duì)象加權(quán)的方式合成“反事實(shí)”的重慶，驗(yàn)證最低工資的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)，并有效克服以往實(shí)證過(guò)程中雙重差分方法和傾向匹配得分法可能出現(xiàn)的樣本選擇偏誤和政策內(nèi)生性問(wèn)題[20][21]；第二，分行業(yè)進(jìn)行識(shí)別，豐富最低工資制度的評(píng)估視角，為政府合理制定最低工資標(biāo)準(zhǔn)提供全面的政策思路。

二、理論分析

隨著我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)化程度的提高，勞動(dòng)市場(chǎng)供求關(guān)系發(fā)生變化，普通技能勞動(dòng)者的工資水平得到大幅度提高。然而，縱觀我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)近年來(lái)呈現(xiàn)的“強(qiáng)資本、弱勞工”格局，低技術(shù)勞動(dòng)者依然處于弱勢(shì)地位，大量存在以損害勞動(dòng)者利益換取雇主收益的不良現(xiàn)象，均可從買(mǎi)方壟斷勢(shì)力的角度得到解釋。

圖1 勞動(dòng)力買(mǎi)方壟斷市場(chǎng)

在買(mǎi)方壟斷市場(chǎng)下，企業(yè)因其議價(jià)優(yōu)勢(shì)，面對(duì)右上方傾斜的勞動(dòng)力供給曲線(如圖1所示)。其中，橫軸表示勞動(dòng)力數(shù)量，縱軸表示工資。勞動(dòng)市場(chǎng)供給曲線為ss，企業(yè)的勞動(dòng)需求曲線dd由邊際勞動(dòng)力創(chuàng)造的產(chǎn)品價(jià)值決定，雇傭勞動(dòng)力的邊際成本曲線為vv。假設(shè)企業(yè)按照利潤(rùn)最大化原則(邊際成本等于邊際收益)確定雇傭勞動(dòng)量，即曲線dd和曲線vv的交點(diǎn)B對(duì)應(yīng)的L1。此時(shí)，企業(yè)支付的工資為W1，而勞動(dòng)者為企業(yè)帶來(lái)的價(jià)值為W2，易知W1>W2。若企業(yè)提高工資，可獲得的新勞動(dòng)力供給為其帶來(lái)的邊際產(chǎn)品價(jià)值高于其支付的工資，企業(yè)就愿意雇用更多的勞動(dòng)力，直至工資提高至均衡工資W*，這便是最低工資上升促進(jìn)就業(yè)的關(guān)鍵。若勞動(dòng)者議價(jià)能力較低，其工資W2被企業(yè)壓制在均衡工資W*的下方，此時(shí)最低工資線設(shè)在W2與均衡工資W*之間，就產(chǎn)生擴(kuò)大就業(yè)的效果；若最低工資繼續(xù)上升并高于W*、低于W1，提高最低工資既增加潛在就業(yè)，也產(chǎn)生失業(yè)；當(dāng)最低工資線高于W1時(shí)，提高最低工資不僅產(chǎn)生失業(yè)，還削減已有的就業(yè)。

三、研究模型和變量選擇

(一)研究對(duì)象

早期的研究大多選擇失業(yè)率作為因變量來(lái)衡量最低工資的影響，但這種指標(biāo)存在一系列問(wèn)題。首先，失業(yè)概念本身難以定義，統(tǒng)計(jì)者往往將“是否積極尋找工作機(jī)會(huì)”作為區(qū)分待就業(yè)者與非勞動(dòng)力的標(biāo)準(zhǔn)，這存在極大的主觀性。其次，統(tǒng)計(jì)的失業(yè)者人數(shù)容易產(chǎn)生誤差。故本文傾向于選取就業(yè)人數(shù)作為被解釋變量，其概念明確、界定清晰，能很好地衡量最低工資對(duì)就業(yè)的影響。根據(jù)我國(guó)《勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》中各指標(biāo)的定義，本文成功剝離出城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員中“其他就業(yè)人員”這一統(tǒng)計(jì)指標(biāo)——?jiǎng)趧?dòng)統(tǒng)計(jì)制度中規(guī)定不作為職工統(tǒng)計(jì)，但實(shí)際參加各單位生產(chǎn)或工作并取得勞動(dòng)報(bào)酬的人員，其口徑基本與次級(jí)勞動(dòng)力市場(chǎng)的低收入就業(yè)人員一致。綜上，本文選擇其他就業(yè)人員作為被解釋變量。

(二)模型設(shè)定、變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)靥骄课覈?guó)最低工資標(biāo)準(zhǔn)與就業(yè)的定量關(guān)系，我們借鑒現(xiàn)有的研究成果并構(gòu)建如下的計(jì)量模型：

γit=αit+α0γi，t-1+α1MWit+α2GDPit+α3CPIit+α4lFAit+α5lHit+α6LAWit+

α7LAGRIit+εit

(1)

其中，γit為被解釋變量，即城鎮(zhèn)單位中其他人員就業(yè)數(shù)量，本文使用其對(duì)數(shù)形式，使數(shù)據(jù)更具平穩(wěn)性；i(i=1,2,…,I)代表橫截面單位，為剔除西藏后的全國(guó)各個(gè)省市；t(t=1,2,…,T)代表時(shí)間序列單位；πi為地區(qū)固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)噪音項(xiàng)。

1.最低工資(MW)。依據(jù)《最低工資規(guī)定》，勞動(dòng)者在法定工作時(shí)間或依法簽訂的勞動(dòng)合同約定的工作時(shí)間內(nèi)提供正常勞動(dòng)的前提下，用人單位依法應(yīng)支付的最低勞動(dòng)報(bào)酬，此即為最低工資。在經(jīng)驗(yàn)分析中，不少文獻(xiàn)使用的是絕對(duì)最低工資水平，但本文選取最低工資與平均工資的比率作為核心解釋變量，這一相對(duì)指標(biāo)具有三個(gè)好處：一是絕對(duì)最低工資水平一般都存在線性趨勢(shì)，而相對(duì)最低工資水平即使存在時(shí)間趨勢(shì)，也沒(méi)有絕對(duì)水平那么明顯；二是最低工資與平均工資的比率體現(xiàn)最低工資的相對(duì)高低，勞動(dòng)力市場(chǎng)中決定雇主雇傭行為的往往是低工資工人與高工資工人的相對(duì)成本-收益，相對(duì)指標(biāo)使回歸系數(shù)更具說(shuō)服力；三是相對(duì)指標(biāo)避免使用物價(jià)水平等宏觀控制變量，使模型更加簡(jiǎn)潔。各城市最低工資標(biāo)準(zhǔn)來(lái)源于手工整理的最低工資標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)庫(kù)，樣本中剔除西藏地區(qū)。

2.GDP增長(zhǎng)指數(shù)(GDP)。它反映各省的發(fā)展?fàn)顩r和經(jīng)濟(jì)周期，本文使用GDP增長(zhǎng)指數(shù)，以避免價(jià)格因素的干擾。

3.居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)。物價(jià)指數(shù)影響企業(yè)生產(chǎn)中使用的原材料成本，也影響勞動(dòng)者獲得的實(shí)際工資，從而影響勞動(dòng)力的需求與供給水平。

4.第三產(chǎn)業(yè)占比(H)：它反映因產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來(lái)的就業(yè)變化。由“產(chǎn)業(yè)就業(yè)互動(dòng)理論”可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)合理演進(jìn)的實(shí)質(zhì)是資源優(yōu)化配置，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中供需結(jié)構(gòu)不斷發(fā)生新變化，對(duì)就業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和演變起著主導(dǎo)作用，并引起潛在的就業(yè)轉(zhuǎn)移。

5.固定資產(chǎn)投資(FA)：政府通常以增加固定資產(chǎn)投資的手段來(lái)解決就業(yè)問(wèn)題。在中性技術(shù)進(jìn)步的條件下,這些投資創(chuàng)造的就業(yè)機(jī)會(huì)與其數(shù)額成正比，該變化在很大程度上反映就業(yè)的總體趨勢(shì)。

6.地區(qū)法律指數(shù)(LAW)。因我國(guó)不同地區(qū)的執(zhí)法情況存在差異，從地區(qū)差異視角研究執(zhí)法情況對(duì)最低工資就業(yè)效應(yīng)的影響十分必要[22][23]，本文使用樊綱(2003)編制的地區(qū)法律指數(shù)來(lái)反映執(zhí)法情況[24]。

除最低工資外，本文的其他數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、人力資源和社會(huì)保障部門(mén)網(wǎng)站及各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。表1匯報(bào)了回歸中變量的統(tǒng)計(jì)信息。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證研究結(jié)果及分析

(一)最低工資與非正規(guī)就業(yè)水平的總體分析

本文首先選擇傳統(tǒng)的計(jì)量模型對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。由于Hausman檢驗(yàn)的p值遠(yuǎn)小于5%，雙向固定效應(yīng)的F檢驗(yàn)顯示所用年度虛擬變量聯(lián)合顯著，表明模型中應(yīng)包括時(shí)間效應(yīng)。同時(shí)，Wald異方差檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量顯示模型不存在顯著的序列相關(guān)問(wèn)題、但存在組間異方差，因此選擇FGLS模型進(jìn)行分析。但這一模型并沒(méi)有解決計(jì)量模型的內(nèi)生性問(wèn)題，且假定非正規(guī)就業(yè)水平的變化不存在滯后效應(yīng)，結(jié)果存在一定的偏誤。因此，本文選擇廣義矩估計(jì)(GMM)進(jìn)行檢驗(yàn)，把滯后的非正規(guī)就業(yè)作為解釋變量引入動(dòng)態(tài)估計(jì)，鑒于我國(guó)最低工資普遍隔年調(diào)整，在引入滯后被解釋變量時(shí)僅引入一期滯后值，為避免工具變量過(guò)多，限定模型最多使用被解釋變量的兩階滯后，通過(guò)加入被解釋變量滯后項(xiàng)，可被認(rèn)為是考慮就業(yè)對(duì)其影響因素變化反應(yīng)遲緩或遺漏變量的問(wèn)題。

動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)一致性的重要前提是允許一階序列相關(guān)，而差分?jǐn)_動(dòng)項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)。本文運(yùn)用Abond檢驗(yàn)序列相關(guān)性，原假設(shè)是差分?jǐn)_動(dòng)項(xiàng)不存在序列相關(guān)性，不論一階統(tǒng)計(jì)量AR(1)如何，只要相應(yīng)的AR(2)統(tǒng)計(jì)量足夠小、對(duì)應(yīng)的p值較大，若P值大于10%，則通過(guò)Abond檢驗(yàn)。表2的結(jié)果顯示，差分動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的檢驗(yàn)二階統(tǒng)計(jì)量的p值為0.1752，系統(tǒng)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的檢驗(yàn)二階統(tǒng)計(jì)量的p值為0.1318，說(shuō)明兩種估計(jì)均表明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的差分不存在二階自相關(guān)，可使用差分GMM和系統(tǒng)GMM進(jìn)行估計(jì)。同時(shí)，本文使用Sargan統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)工具變量的整體有效性。Sargan檢驗(yàn)的零假設(shè)為：工具變量與誤差項(xiàng)無(wú)相關(guān)性，如果該統(tǒng)計(jì)量較小、對(duì)應(yīng)的p值較大，則不能拒絕零假設(shè)，說(shuō)明工具變量是合適的。若p值大于10%，則通過(guò)Sargan檢驗(yàn)。表2的結(jié)果顯示，差分動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和系統(tǒng)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的Sargan統(tǒng)計(jì)量的p值均為1.000，說(shuō)明工具變量整體有效。

GMM模型除差分GMM外還有系統(tǒng)GMM，差分GMM無(wú)法估計(jì)不隨時(shí)間變化的變量的系數(shù)，其前定變量也存在非“嚴(yán)格外生”的漏洞。尤其關(guān)鍵的是，若序列{yit}為隨機(jī)游走，則yi，t-1為白噪聲，使工具變量失誤。而B(niǎo)lundell and Bond創(chuàng)建的系統(tǒng)GMM相比之下能克服這些局限，提高估計(jì)效率。表2的結(jié)果顯示，無(wú)論系數(shù)的大小還是其顯著性，系統(tǒng)GMM估計(jì)的結(jié)果與差分GMM估計(jì)的結(jié)果基本一致，最低工資變量的系數(shù)均顯著為正，故本文著重分析差分GMM的估計(jì)結(jié)果。最低工資的提高對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響系數(shù)為正且在5%的水平上顯著，與非動(dòng)態(tài)估計(jì)的結(jié)果一樣，但其系數(shù)降低了40%左右，說(shuō)明最低工資的提高將拉動(dòng)非正規(guī)就業(yè)的增長(zhǎng)，這與之前的預(yù)期相符。值得注意的是，滯后被解釋變量的系數(shù)顯著為正，表明非正規(guī)就業(yè)存在較強(qiáng)的正向滯后效應(yīng)，即上一年的良好就業(yè)形勢(shì)往往延續(xù)至第二年。由此可知，如何保持就業(yè)水平的持續(xù)增加是我國(guó)面臨的重要課題。

表2 總體實(shí)證結(jié)果

注：*、** 和*** 分別表示系數(shù)在10%、5%和1%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差。下同。

(二)不同勞動(dòng)要素密集度下最低工資提高與就業(yè)的研究

最低工資標(biāo)準(zhǔn)對(duì)不同類(lèi)型行業(yè)的影響存在一定的異質(zhì)性[25][26]。最低工資提高用工成本，但是否損害就業(yè)還要取決于勞動(dòng)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)：在競(jìng)爭(zhēng)性市場(chǎng)損害就業(yè)，而在壟斷性市場(chǎng)則不一定損害就業(yè)。同時(shí)，勞動(dòng)密集型行業(yè)的勞動(dòng)投入占總投入比重較大，隨著最低工資標(biāo)準(zhǔn)政策的實(shí)施，行業(yè)生產(chǎn)成本、雇傭結(jié)構(gòu)可能發(fā)生更大程度的變化。建筑業(yè)和制造業(yè)均屬勞動(dòng)密集型行業(yè)，工資水平與職工平均工資水平的比值較低，因其“低門(mén)檻”特征而成為承載農(nóng)民工就業(yè)的“大戶”，更易受到最低工資的沖擊，故選擇建筑業(yè)和制造業(yè)進(jìn)行單獨(dú)考察。值得注意的是，由于各行業(yè)中非正規(guī)就業(yè)人數(shù)的數(shù)據(jù)未納入統(tǒng)計(jì)，這里我們使用一般就業(yè)人數(shù)作為核心解釋變量。

由表3可知，最低工資的提高對(duì)勞動(dòng)要素密集度高的行業(yè)就業(yè)水平具有正向作用且在10%的水平上顯著，對(duì)其他行業(yè)雖有正向影響、但并不顯著。表3的回歸結(jié)果給了我們一個(gè)警示，我國(guó)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)若采取簡(jiǎn)單、統(tǒng)一的地區(qū)性模式，忽略行業(yè)間勞動(dòng)供給、需求曲線和勞動(dòng)生產(chǎn)率的固有差異，將使制定的最低工資偏離行業(yè)性質(zhì)，進(jìn)一步造成對(duì)就業(yè)的損害。

表3 最低工資就業(yè)效應(yīng)的分行業(yè)回歸結(jié)果

(三)合成控制法

政策評(píng)價(jià)文獻(xiàn)中新出現(xiàn)的合成控制法通過(guò)構(gòu)造“反事實(shí)”對(duì)比組來(lái)研究政策效應(yīng)，并已得到諸多國(guó)內(nèi)學(xué)者的認(rèn)可和采用[27][28]。

1.實(shí)證思路。作為直轄市之一，重慶市在國(guó)內(nèi)主要城市中的經(jīng)濟(jì)體量靠前，且人口密度大、就業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)迅速、輻射能力強(qiáng)，對(duì)最低工資的就業(yè)效應(yīng)有其獨(dú)特的借鑒參考價(jià)值。在2008年實(shí)行最低工資后，重慶市于2011年才首次調(diào)整最低工資，而其余省份均在2009和2010年完成調(diào)整，因此我們有足夠的條件和樣本組來(lái)構(gòu)建“重慶市2010年調(diào)整最低工資”這個(gè)反事實(shí)。

假設(shè)前提1：可觀測(cè)J+1個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況，其中第1個(gè)地區(qū)受到最低工資提高的影響，其余J個(gè)地區(qū)作為控制組。

(2)

其中，δt是影響所有城市的就業(yè)水平因素的時(shí)間固定效應(yīng)；θt是一個(gè)對(duì)應(yīng)的(1×r)維未知參數(shù)向量；Zi是一個(gè)可觀測(cè)的(r+1)維協(xié)變量，表示不受最低工資影響的控制變量；λt是無(wú)法觀測(cè)的公共因子向量；μi是(F×1)維不可觀測(cè)的城市固定效應(yīng)；εit是無(wú)法觀測(cè)的城市短期沖擊且均值為0。本文選擇每一個(gè)目標(biāo)城市過(guò)去五年的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、GDP增長(zhǎng)指數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)占比、固定資產(chǎn)投資和地區(qū)法律指數(shù)作為預(yù)測(cè)控制變量。

假設(shè)第一個(gè)城市為控制組，若能求出一個(gè)(J×1)維的權(quán)重向量W=(w2,w3,…,wJ+1)，且滿足對(duì)任意的j、wj>0，均有∑wj=1，則可根據(jù)此權(quán)重得到合成控制的結(jié)果變量：

(3)

(4)

(5)

2.實(shí)證分析。本文使用Abadie等(2015)開(kāi)發(fā)的synth程序包進(jìn)行估計(jì)。表4展示構(gòu)成合成重慶市的權(quán)重組合，有5個(gè)城市對(duì)重慶市產(chǎn)生影響，其權(quán)重之和為1。

表4 就業(yè)合成值的城市權(quán)重

圖2 重慶市合成就業(yè)水平與真實(shí)就業(yè)水平

圖2描繪合成后的重慶市和真實(shí)的重慶市在非正規(guī)就業(yè)水平方面的情況。垂直虛線所在位置代表該城市調(diào)整最低工資的起始年份。虛線左側(cè)的真實(shí)重慶市與合成控制重慶市的非正規(guī)就業(yè)水平非常接近，說(shuō)明合成城市較好地?cái)M合最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高之前的城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展路徑。但在虛線的右側(cè)，二者逐漸偏離且真實(shí)的非正規(guī)就業(yè)值明顯高于合成的非正規(guī)就業(yè)值，二者的差值正是最低工資實(shí)施的政策效果，進(jìn)一步證明最低工資是二者非正規(guī)就業(yè)水平差距擴(kuò)大的重要因素。

3.安慰劑實(shí)驗(yàn)。由于該方法是利用宏觀數(shù)據(jù)估計(jì)政策效應(yīng)，故無(wú)法確定構(gòu)造的合成控制組是否能較好地?cái)M合處理組的潛在變化路徑，估計(jì)參數(shù)存在一定的不確定性。為檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行安慰劑實(shí)驗(yàn)。具體思路如下：對(duì)控制組的某一地區(qū)，假設(shè)該地區(qū)在2011年提高最低工資，采用合成控制法構(gòu)造其合成樣本，再估計(jì)該地區(qū)與合成樣本之間的就業(yè)水平差異。若與處理組的結(jié)果類(lèi)似，則表明合成控制法提供的證據(jù)不具有說(shuō)服力。

圖3 吉林省安慰劑實(shí)驗(yàn)

安慰劑對(duì)象通常選擇構(gòu)成合成處理組權(quán)重最大的地區(qū)，權(quán)重越大意味著相似度越高。本文選擇吉林省作為安慰劑合成對(duì)象，即所有省份中吉林省與重慶市最為相似。圖3顯示，在重慶市提高最低工資前后，吉林省的實(shí)際非正規(guī)就業(yè)水平始終沿著合成非正規(guī)就業(yè)水平的走勢(shì)變化，即使有波動(dòng)，也是圍繞合成樣本的非正規(guī)就業(yè)水平上下波動(dòng)，波動(dòng)幅度與圖3相比都較小，說(shuō)明合成控制法擬合其非正規(guī)就業(yè)水平走勢(shì)的效果非常好，并在重慶市提高最低工資時(shí)其非正規(guī)就業(yè)水平?jīng)]有發(fā)生突變，這在一定程度上證明重慶市非正規(guī)就業(yè)水平的提高來(lái)自其最低工資的提高，而并非由偶然因素導(dǎo)致。通過(guò)上述的有效性檢驗(yàn)，對(duì)大多數(shù)地區(qū)來(lái)說(shuō)，最低工資的提高對(duì)非正規(guī)就業(yè)水平具有顯著的正向影響。

五、結(jié)論與政策建議

隨著《最低工資規(guī)定》《勞動(dòng)合同法》等法律法規(guī)的頒布，勞動(dòng)管制的步伐不斷加快，日益強(qiáng)化的勞動(dòng)保護(hù)會(huì)不會(huì)損害就業(yè)是社會(huì)普遍關(guān)注的問(wèn)題。本文通過(guò)構(gòu)建由全國(guó)30個(gè)省市構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)，分別通過(guò)基礎(chǔ)模型、動(dòng)態(tài)模型和合成控制等檢驗(yàn)我國(guó)最低工資對(duì)就業(yè)的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國(guó)最低工資整體上具有就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)。進(jìn)一步分析不同行業(yè)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工就業(yè)的確從最低工資中獲益，尤其在建筑業(yè)和制造業(yè)更加明顯。同時(shí)，創(chuàng)新性地使用新近發(fā)展的合成控制法來(lái)研究最低工資提高對(duì)重慶市產(chǎn)生的就業(yè)效果。通過(guò)建立合成控制對(duì)象，模擬重慶市“反事實(shí)”下的非正規(guī)就業(yè)水平走勢(shì)，以對(duì)比最低工資對(duì)非正規(guī)就業(yè)水平的真實(shí)效應(yīng)，顯示最低工資的提高有效促進(jìn)非正規(guī)就業(yè)水平，且隨時(shí)間呈逐漸加強(qiáng)的趨勢(shì)。

結(jié)合上述結(jié)論，本文認(rèn)為在制定最低工資標(biāo)準(zhǔn)時(shí)需注意以下幾點(diǎn)：(1)最低工資制度完善過(guò)程中應(yīng)首先提高其立法層次，保障各地區(qū)對(duì)最低工資的執(zhí)行力度；(2)認(rèn)識(shí)最低工資應(yīng)全面、充分，肯定最低工資的就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)，僅從企業(yè)成本增加等角度就斷定最低工資具有就業(yè)侵蝕效應(yīng)過(guò)于局部和靜止，需結(jié)合動(dòng)態(tài)情景加以分析；(3)設(shè)定最低工資標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)講究因地制宜，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的制定雖是保障低收入群體的重要政策工具之一，但各地區(qū)在制定相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)時(shí)應(yīng)充分考慮自身實(shí)際與區(qū)域差異，從整體利益出發(fā)，兼顧不同地區(qū)的區(qū)域差異；(4)調(diào)整最低工資應(yīng)結(jié)合工種及行業(yè)的特點(diǎn)，可嘗試制定行業(yè)性的最低工資標(biāo)準(zhǔn)，以彌補(bǔ)現(xiàn)行的地區(qū)模式下最低工資存在的不足。