袁青川　易定紅

摘 要：基于2014年和2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，以月工資低于擬提升最低工資標(biāo)準(zhǔn)的勞動(dòng)者為研究對(duì)象，分別采用赫克曼模型、傾向值匹配、托賓模型與雙重差分相結(jié)合的方法，系統(tǒng)研究了最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)就業(yè)和工作時(shí)間的影響。研究發(fā)現(xiàn)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升降低了勞動(dòng)者的就業(yè)率，提高了勞動(dòng)者的周工作時(shí)間;實(shí)際工資低于最低工資標(biāo)準(zhǔn)越大的勞動(dòng)者，在最低工資標(biāo)準(zhǔn)上漲后延長(zhǎng)的工作時(shí)間越多，并由此形成同質(zhì)勞動(dòng)力替代;最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升造成就業(yè)率下降而引起的工作時(shí)間減少效果相對(duì)較小;最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升總體上提高了勞動(dòng)供給。

關(guān)鍵詞：最低工資;就業(yè);工作時(shí)間

中圖分類號(hào)：F241.4 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-4149（2020）01-0001-15

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2020.00.003

收稿日期：2018-12-29;修訂日期：2019-06-16

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目“工會(huì)企業(yè)中最低工資政策的就業(yè)和工作時(shí)間效應(yīng)均衡機(jī)制研究”（17BJY040）。

作者簡(jiǎn)介：袁青川，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，河北大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授;易定紅，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，中國(guó)人民大學(xué)勞動(dòng)人事學(xué)院教授。

The Effect of Minimum Wage on the Employment and Working Hours：

An Evidence from Chinese Labor-force Dynamic Survey

YUAN Qingchuan1， YI Dinghong2

（1.School of Economics， Hebei University， Baoding 071000， China;

2. School of Labor Relations and Human Resource， Renmin University of China，

Beijing 100872， China）

Abstract：Based on the dynamic tracking survey of Chinese labor force in 2014 and 2016， this paper attempts to analyze the effect of the increase in the minimum wage standard on employment and working hours by using the methods of Heckman model， Propensity Score Matching model and Tobin model with double difference method. The results show that the increment of the minimum wage standard would reduces the employment rate， improves the workers weekly working hours. The larger the actual wage is lower than the minimum wage standard， the longer the working hours will be after the increase of the minimum wage standard， and the substitution of homogeneous labor force will be formed. The influence of decreasing working hours caused by the decrease of employment rate will be relatively small. The improvement of the minimum wage standard increases labor supply generally.

Keywords：minimum wage; employment; working hours

一、引言

長(zhǎng)期以來，社會(huì)上普遍存在低工資勞動(dòng)力被過度使用的現(xiàn)象，這與勞動(dòng)力自身的特點(diǎn)密切相關(guān)，具體表現(xiàn)為：第一，勞動(dòng)力是一種租賃商品，這激勵(lì)了雇主對(duì)勞動(dòng)力的過度使用。第二，勞動(dòng)力的使用具有外部不經(jīng)濟(jì)性特點(diǎn)，雇主可將過度使用勞動(dòng)力所形成的社會(huì)成本轉(zhuǎn)移給政府。第三，勞動(dòng)力具有人身屬性和不可儲(chǔ)存的特點(diǎn)，在不存在非勞動(dòng)收入的情況下，勞動(dòng)者要么“工作”，要么“餓死”[1]，即使工資低于勞動(dòng)力再生產(chǎn)水平，勞動(dòng)者也會(huì)被迫參加工作。因此，勞動(dòng)者一旦在市場(chǎng)上失去平等的議價(jià)能力，就只能被動(dòng)接受雇主提供的最低合理限度的工資和雇傭條件[2]。上述特點(diǎn)及其所造成的后果是市場(chǎng)無法克服的，必須依靠政府對(duì)其進(jìn)行規(guī)制才能解決。最低工資制度正是政府對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)進(jìn)行規(guī)制的重要手段，其可通過縮小企業(yè)成本和社會(huì)成本之間的差距，賦予勞動(dòng)者一定的議價(jià)權(quán)利，解決勞動(dòng)外部不經(jīng)濟(jì)問題，間接調(diào)整經(jīng)濟(jì)成果在雇主和勞動(dòng)者之間的分配比例，促進(jìn)社會(huì)福利的增加。然而，雖然勞動(dòng)者愿意在最低工資制度下提高勞動(dòng)供給，但市場(chǎng)均衡取決于雇主的有效需求。最低工資制度可能會(huì)使得雇主在勞動(dòng)成本提升的情況下優(yōu)先解雇低生產(chǎn)率勞動(dòng)者，使最低工資制度最想保護(hù)的群體的經(jīng)濟(jì)狀況由工資過低惡化為無業(yè)可就。所以，最低工資政策對(duì)低端勞動(dòng)者的就業(yè)和工作時(shí)間等產(chǎn)生何種影響，一直以來都是勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域?qū)W者們關(guān)注的重要問題。

目前國(guó)內(nèi)外關(guān)于最低工資政策對(duì)就業(yè)人數(shù)和就業(yè)者工作時(shí)間的影響還尚存爭(zhēng)議。從最低工資對(duì)就業(yè)人數(shù)影響的研究看，有些研究認(rèn)為最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升不會(huì)對(duì)低就業(yè)者產(chǎn)生負(fù)面影響[3-6]，且最低工資的積極就業(yè)效應(yīng)主要體現(xiàn)在保護(hù)農(nóng)民工等弱勢(shì)群體方面[5，7]。而另外一些研究則發(fā)現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響[8-11]，主要表現(xiàn)在破壞工商業(yè)分紅制度 [12]、影響市場(chǎng)供求[13]、限制農(nóng)民收入[12]、提高民營(yíng)企業(yè)用工的實(shí)際成本與違約成本[12]六個(gè)方面。此外，最低工資制度對(duì)勞動(dòng)者工作時(shí)間影響的研究結(jié)論也存在明顯爭(zhēng)議。薩比亞（Sabia）認(rèn)為最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)零售行業(yè)勞動(dòng)者工作時(shí)間存在著負(fù)面效應(yīng)[14]。賈朋、張世偉等認(rèn)為中國(guó)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升無論對(duì)男性還是女性勞動(dòng)者的工作時(shí)間效應(yīng)均不顯著[6]。扎沃德尼（Zavodny）研究則認(rèn)為那些在最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后勞動(dòng)生產(chǎn)率仍高于其工資的實(shí)驗(yàn)組勞動(dòng)者會(huì)延長(zhǎng)其工作時(shí)間[15]。

上述研究結(jié)論存在差異的原因主要源自研究方法和數(shù)據(jù)兩個(gè)方面。在研究方法方面，很多文獻(xiàn)采用了雙重差分法[16-17]，但實(shí)驗(yàn)組和控制組的趨勢(shì)性差異和同期沖擊效應(yīng)是這類模型的重要缺陷。也有學(xué)者采用了間斷點(diǎn)回歸法[18]，該方法的缺陷在于最低工資與實(shí)際工資之比為1的斷點(diǎn)往往不能完全衡量勞動(dòng)者是否受到最低工資影響，這和企業(yè)對(duì)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的遵守程度有關(guān)。還有學(xué)者采用了結(jié)構(gòu)方程模型[6]，這種方法需要借助相應(yīng)的交叉項(xiàng)、線性模型假設(shè)等，這可能與最佳擬合模型差別較大。在數(shù)據(jù)方面，多數(shù)研究使用了地區(qū)或企業(yè)層面的面板數(shù)據(jù)[9，16];也有些學(xué)者采用了個(gè)體數(shù)據(jù)[8，19]，但尚未發(fā)現(xiàn)基于個(gè)體動(dòng)態(tài)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的研究，這就意味著最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升前后的實(shí)驗(yàn)組和控制組不是同一群體，從而失去了實(shí)證結(jié)果的嚴(yán)謹(jǐn)性。除研究方法和數(shù)據(jù)方面的缺陷及不足之外，目前尚未發(fā)現(xiàn)有學(xué)者詳細(xì)討論最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致的工作時(shí)間變化是由于高技術(shù)勞動(dòng)者對(duì)低技術(shù)勞動(dòng)者替代所引起的，還是

由于低技術(shù)勞動(dòng)者之間的替代所造成的;也未發(fā)現(xiàn)有學(xué)者關(guān)注有效的勞動(dòng)供給變化是如何在工作時(shí)間的邊際變化量和工作時(shí)間的概率變化量之間進(jìn)行分配的，而政策的制定者往往更加關(guān)注二者的分配情況。

所以，為克服上述實(shí)證方法和數(shù)據(jù)缺陷，彌補(bǔ)研究?jī)?nèi)容上的不足，本文利用2014年和2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)上述問題進(jìn)行深入研究，基于雙重差分設(shè)計(jì)的赫克曼模型，研究最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)就業(yè)和工作時(shí)間的影響，并利用非參數(shù)傾向值匹配模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以克服結(jié)構(gòu)模型的缺陷;通過對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組樣本進(jìn)行OLS回歸估計(jì)，研究最低工資提升造成的勞動(dòng)替代問題;通過對(duì)Tobit模型的分解設(shè)計(jì)，將勞動(dòng)者平均周工作時(shí)間變化分解為就業(yè)部分的工作時(shí)間變化和就業(yè)概率改變引起的工作時(shí)間變化兩部分;最后從勞動(dòng)需求角度來解釋實(shí)證研究結(jié)果并提出相應(yīng)政策建議。

二、實(shí)證策略

1.最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)就業(yè)和勞動(dòng)者周平均工作時(shí)間影響的實(shí)證策略

基于雙重差分的赫克曼模型，并結(jié)合2014年和2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)估計(jì)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)就業(yè)和工作時(shí)間的影響。其優(yōu)勢(shì)在于既可消除實(shí)驗(yàn)組目標(biāo)變量的趨勢(shì)性變動(dòng)，也可克服實(shí)驗(yàn)組樣本選擇性偏差問題，還可保證最低工資提升前后實(shí)驗(yàn)組樣本不會(huì)發(fā)生變化。但這種方法依然存在線性假設(shè)缺陷，會(huì)由于遺漏高階項(xiàng)或者交叉項(xiàng)而出現(xiàn)估計(jì)偏誤的情況，也會(huì)錯(cuò)誤地對(duì)沒有交疊區(qū)域的控制組和實(shí)驗(yàn)組的結(jié)果變量進(jìn)行解釋。為保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)定性與可信性，采用可克服上述缺陷的非參數(shù)傾向值匹配模型對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（1）基于雙重差分的赫克曼模型設(shè)計(jì)。

如果雇主按照勞動(dòng)者的邊際收益來支付工資，那么最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后，期初邊際收益低于最低工資標(biāo)準(zhǔn)的勞動(dòng)者繼續(xù)被雇傭的概率會(huì)下降，或者他們的工作時(shí)間相對(duì)于高收入勞動(dòng)者來說會(huì)下降。因此，采用伊薩 （Eissa）、利伯曼（Liebman）的雙重差分設(shè)計(jì)方法[20]，結(jié)合研究?jī)?nèi)容，將低于擬提升最低工資標(biāo)準(zhǔn)后的勞動(dòng)者作為實(shí)驗(yàn)組，反之作為控制組。那么估計(jì)周工作時(shí)間的雙重差分函數(shù)可以表示為：

其中hour為周工作時(shí)間，g為組屬啞變量（g=1表示實(shí)驗(yàn)組，g=0表示控制組），t為時(shí)間啞變量（t=0、t=1分別表示最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升之前與之后），

d為時(shí)間啞變量和組屬啞變量的交叉項(xiàng)，? 為可能影響工作時(shí)間的控制變量，ε1為擾動(dòng)項(xiàng)，β1表示最低工資提升前后周工作時(shí)間的變化，

γ1表示實(shí)驗(yàn)組和控制組的周工作時(shí)間差別，

τ1表示最低工資提升對(duì)勞動(dòng)者周工作時(shí)間的影響，

δ1表示控制變量對(duì)周工作時(shí)間的影響。在式（1）中，將α1+β1t+γ1g+τ1d+δ1x+ε1簡(jiǎn)寫為x1θ1+ε1。

同樣，關(guān)于就業(yè)的雙重差分形式采用Probit模型可以寫為：

在式（2）中，將α2+β2t+γ2g+τ2d+δ2x′+ε2簡(jiǎn)寫為x2θ2+ε2。job為就業(yè)狀態(tài)的啞變量（job=1表示就業(yè)，job=0表示失業(yè)），

x′為影響就業(yè)概率的控制變量，β2表示最低工資提升前后就業(yè)概率的變化，

γ2表示實(shí)驗(yàn)組和控制組的就業(yè)率差別，τ2表示最低工資提升對(duì)就業(yè)率的影響，

δ2表示控制變量對(duì)就業(yè)率的影響。

在可觀察的樣本中，勞動(dòng)者是否進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)是一個(gè)自我選擇過程。為精確估計(jì)最低工資提升對(duì)工作時(shí)間的影響，結(jié)合赫克曼樣本選擇性偏差模型[21]，可以將雙重差分進(jìn)一步表達(dá)為：

hour表示可觀測(cè)的周工作時(shí)間受限變量，job表示可觀測(cè)的就業(yè)狀態(tài)受限變量，job*表示不可觀測(cè)的就業(yè)狀態(tài)潛變量，

ρ為ε2、ε1的相關(guān)系數(shù)，σ2為估計(jì)就業(yè)樣本的標(biāo)準(zhǔn)差。λ為逆米爾斯比率，其數(shù)學(xué)表達(dá)為：λ（-x2θ2/σ2）=φ（-x2θ2/σ2）Φ（-x2θ2/σ2），其中Φ（·）表示正態(tài)累積分布函數(shù)，φ（·）表示正態(tài)密度函數(shù)。σ2、λ可以由下面的Probit回歸方程估計(jì)出：

（2）非參數(shù)傾向值匹配模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

為實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，通過非參數(shù)的傾向值匹配模型，將控制組和實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行匹配，消除個(gè)體屬性差異，檢驗(yàn)最低工資提升對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組的影響差別，進(jìn)而判斷其對(duì)就業(yè)和工作時(shí)間的影響。

該部分借鑒赫克曼（Heckman）等人的方法[22-23]，基于傾向值匹配模型的周工作時(shí)間和就業(yè)的雙重差分表達(dá)式分別為：

其中，n1表示實(shí)驗(yàn)組的樣本數(shù)量，g0和g1表示控制組和實(shí)驗(yàn)組，hour0、job0和hour1、job1分別表示控制組、實(shí)驗(yàn)組的周工作時(shí)間和就業(yè)概率，i、j分別表示實(shí)驗(yàn)組與控制組中被匹配的樣本個(gè)體，sp表示共同支持域，t0、t1分別表示最低工資提升前后的時(shí)間點(diǎn)，w（i，j）為通過i與j之間的傾向值距離推導(dǎo)出的權(quán)數(shù)，其表達(dá)式為：

其中， h為落入寬帶中的觀測(cè)值樣本數(shù)。Pi、Pj、Pk表示通過Probit估計(jì)的傾向值，且Pi是寬帶內(nèi)的交點(diǎn)，G（zi）為內(nèi)核函數(shù)：

2.最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后實(shí)驗(yàn)組和控制組勞動(dòng)者之間替代關(guān)系的實(shí)證策略

在最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高之后，實(shí)驗(yàn)組中仍處于就業(yè)狀態(tài)的勞動(dòng)者很有可能延長(zhǎng)勞動(dòng)時(shí)間，成為實(shí)驗(yàn)組中被解雇的勞動(dòng)者最好的替代資源;高工資的企業(yè)也可能會(huì)利用高技術(shù)勞動(dòng)力代替低技術(shù)勞動(dòng)力以使勞動(dòng)力的邊際產(chǎn)品價(jià)值等于其工資，從而形成高技術(shù)勞動(dòng)力對(duì)低技術(shù)勞動(dòng)力的替代。如果企業(yè)保持或額外雇傭工作時(shí)間更長(zhǎng)的高技術(shù)勞動(dòng)力代替低技術(shù)勞動(dòng)力，那么平均每個(gè)勞動(dòng)者的實(shí)際工作時(shí)間會(huì)上升，這種情況說明控制組的工作時(shí)間也會(huì)受到最低工資的影響，那么基于雙重差分的周工作時(shí)間估計(jì)結(jié)果會(huì)被嚴(yán)重低估。為明確最低工資提升對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組勞動(dòng)者周工作時(shí)間產(chǎn)生的影響，以及勞動(dòng)者周工作時(shí)間的替代關(guān)系，利用勞動(dòng)者月工資與2014年最低工資標(biāo)準(zhǔn)之差的絕對(duì)值（mwage_minwage）為解釋變量，以工作時(shí)間提升（hourgap）為被解釋變量，分別通過實(shí)驗(yàn)組和控制組樣本進(jìn)行OLS回歸估計(jì)。

3.最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致周工作時(shí)間變化分解的實(shí)證策略

最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致的勞動(dòng)者平均周工作時(shí)間變化，可以分解為就業(yè)勞動(dòng)者的工作時(shí)間變化和就業(yè)概率改變引起的工作時(shí)間變化兩部分。綜合數(shù)據(jù)優(yōu)勢(shì)和研究?jī)?nèi)容考慮，依然采用雙重差分設(shè)計(jì)，結(jié)合麥克唐納（Mcdonald）、莫菲特（Moffitt）的Tobit模型來分解最低工資提升下的工作時(shí)間變化[24]。

其中hour*表示周工作時(shí)間的潛變量，hour表示所觀測(cè)到的周工作時(shí)間受限變量，其他變量和參數(shù)與公式（1）中含義相同。ε1表示獨(dú)立分布誤差，假設(shè)該誤差項(xiàng)均值為零、方差為常數(shù)σ2。其中將α1+β1t+γ1g+τ1d+δ1x′+ε1簡(jiǎn)化為Xβ+ε1。

假設(shè)z=Xβ/σ，f（z）是單位正態(tài)密度，F(xiàn)（z）是累積正態(tài)分布函數(shù)。如果最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致就業(yè)概率降低，那么就業(yè)者周工作時(shí)間hour的預(yù)期值可以表示為：

若最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致就業(yè)概率上升，就業(yè)者周工作時(shí)間hour的預(yù)期值可表示為：

是通過考慮第i個(gè)樣本的x變量對(duì)hour的邊際影響來獲得，即：

因此，勞動(dòng)者周工作時(shí)間（hour）的總變化可以分解成兩個(gè)非常直觀的部分：

①就業(yè)概率邊際變化量，以就業(yè)者的hour期望值加權(quán);

②就業(yè)者的hour邊際變化量，以就業(yè)概率為權(quán)重。

這兩個(gè)量的相對(duì)大小是一個(gè)重要的指標(biāo)，具有實(shí)質(zhì)性的經(jīng)濟(jì)影響。

方程（14）中的每一項(xiàng)都可以在Xβ的某個(gè)值下進(jìn)行評(píng)估，通常選擇在X的平均值上計(jì)算，并可以直接測(cè)算出f（z）、F（z）的值。最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致

在最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致

就業(yè)概率下降和上升的情況下，引起的就業(yè)者周工作時(shí)間邊際變化量

三、數(shù)據(jù)、變量及描述性分析

本研究使用2014年和2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS）。CLDS采用多階段、多層次、與勞動(dòng)力規(guī)模成比例的概率抽樣方法，并在國(guó)內(nèi)率先采用輪換樣本追蹤方式，既能較好地適應(yīng)中國(guó)劇烈的變遷環(huán)境，又能同時(shí)兼顧橫截面調(diào)查的特點(diǎn)。調(diào)查前對(duì)受訪個(gè)體進(jìn)行的勞動(dòng)力身份甄別，保證了受訪群體處于15—64歲之間，所以該數(shù)據(jù)為本研究提供了相對(duì)精確的樣本;同時(shí)該數(shù)據(jù)是動(dòng)態(tài)追蹤數(shù)據(jù)，保證了最低工資提升前后實(shí)驗(yàn)組個(gè)體的數(shù)量和組別不會(huì)發(fā)生變化;另外，由于最低工資標(biāo)準(zhǔn)在全國(guó)不具有統(tǒng)一性，且每個(gè)省、自治區(qū)、直轄市內(nèi)部也有不同標(biāo)準(zhǔn)，這就使得最低工資在基于個(gè)體數(shù)據(jù)上具有一定的變動(dòng)性，從而保證了研究的可行性。研究所使用的變量及變量的定義如表1所示。

在數(shù)據(jù)處理中，排除負(fù)收入以及有收入但沒有工作時(shí)間的勞動(dòng)者，排除自我雇傭者、雇主以及從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)者等，排除2014年與2016年兩輪調(diào)查中不同時(shí)存在的勞動(dòng)者，最終形成了一個(gè)動(dòng)態(tài)平衡數(shù)據(jù)樣本，樣本總量為7464個(gè)。根據(jù)最低工資總額范疇，剔除加班加點(diǎn)工資等因素。在本研究中

采用剔除加班工資的稅前年工資總額除以12個(gè)月的計(jì)算結(jié)果作為月工資。月工資低于2014年最低工資標(biāo)準(zhǔn)的觀測(cè)樣本作為實(shí)驗(yàn)組，高于2015年最低工資標(biāo)準(zhǔn)的觀測(cè)樣本作為控制組。另外，吉林、遼寧、黑龍江、安徽等地在2014年和2016年調(diào)查期間并沒有提升最低工資標(biāo)準(zhǔn)，不論其工資高低均歸入沒有受到最低工資提升影響的控制組，該樣本總量共計(jì)2026個(gè)。這種分組方式保證了實(shí)驗(yàn)組不論其所在的地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)每年提升一次還是兩年提升一次，在2016年調(diào)查的實(shí)驗(yàn)組均會(huì)受到最低工資的影響，同時(shí)也保證了控制組在調(diào)查期間不會(huì)受到最低工資提升的影響。

實(shí)驗(yàn)組和控制組個(gè)體屬性特征的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。其中第（1）列、第（2）列分別表示控制組和實(shí)驗(yàn)組的個(gè)體特征值;低于擬提升最低工資標(biāo)準(zhǔn)的勞動(dòng)者年齡相對(duì)較大（實(shí)驗(yàn)組和控制組平均年齡分別為44.51歲與42.94歲），受教育水平更低（實(shí)驗(yàn)組和控制組平均教育年限分別為7.987年和9.738年），今后繼續(xù)留在勞動(dòng)力隊(duì)伍中的概率較低（實(shí)驗(yàn)組和控制組繼續(xù)參加工作的概率平均值分別為91.4%和94.6%），工作時(shí)間較少（實(shí)驗(yàn)組和控制組的平均周工作時(shí)間分別為41.84小時(shí)和44.98小時(shí)），是黨員的概率更低（實(shí)驗(yàn)組和控制組是黨員的平均概率分別為11.2%和13.3%），而且兩個(gè)群體的差異是非常顯著的，如第（3）列所示。

四、實(shí)證結(jié)果

1.最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)就業(yè)和勞動(dòng)者周平均工作時(shí)間影響的實(shí)證結(jié)果與檢驗(yàn)

（1）最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)就業(yè)和勞動(dòng)者周平均工作時(shí)間影響的實(shí)證結(jié)果。

表3反映了在沒有控制其他變量情況下，實(shí)驗(yàn)組和控制組在最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升前后的就業(yè)概率情況。第（1）、（2）、（3）列表示最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升之前控制組、實(shí)驗(yàn)組平均就業(yè)概率以及二者之差， 第（4）、（5）、（6）列表示最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升之后控制組、實(shí)驗(yàn)組平均就業(yè)概率以及二者之差，第（7）列表示最低工資提升對(duì)就業(yè)率的影響。

表3說明在最低工標(biāo)準(zhǔn)提升后不論是控制組還是實(shí)驗(yàn)組的就業(yè)率都有所上升，且控制組就業(yè)率均明顯高于實(shí)驗(yàn)組，但雙重差分估計(jì)結(jié)果并不顯著。為能夠較為準(zhǔn)確地反映最低工資提升對(duì)就業(yè)率的影響，還必須對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組的個(gè)體屬性特征等進(jìn)行控制。

表4反映了實(shí)驗(yàn)組和控制組在最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升前后的周工作時(shí)間變化情況。第（1）、（2）、（3）列表示最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升之前控制組、實(shí)驗(yàn)組平均周工作時(shí)間以及二者之差， 第（4）、（5）、（6）列表示最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升之后控制組、實(shí)驗(yàn)組平均周工作時(shí)間以及二者之差，第（7）列表示雙重差分結(jié)果。如表4，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升之前，控制組的周工作時(shí)間均高于實(shí)驗(yàn)組，且控制組周工作時(shí)間在最低工資提升之后有所縮短，而實(shí)驗(yàn)組周工作時(shí)間在最低工資提升之后也有所下降，總體說明最低工資提升之后勞動(dòng)者的工作時(shí)間有減少的趨勢(shì)，但雙重差分估計(jì)結(jié)果并不顯著。

為進(jìn)一步研究在控制了選擇性偏差以及個(gè)體屬性變量差異后，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)就業(yè)和周工作時(shí)間的影響，分別采用了赫克曼模型嵌套雙重差分法（Heckman+DID）以及傾向值匹配嵌套雙重差分法（PSM+DID）來對(duì)其進(jìn)行估計(jì)。表5中第（1）、（2）列表示基于赫克曼模型的雙重差分估計(jì)結(jié)果。第（4）、（6）列表示組別的Probit估計(jì)結(jié)果，并利用該估計(jì)結(jié)果通過公式（5）和公式（6）計(jì)算最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)控制組和實(shí)驗(yàn)組在周工作時(shí)間和就業(yè)率方面的影響，第（3）、（5）即為傾向值匹配嵌套雙重差分法的估計(jì)結(jié)果。

表5第（1）列數(shù)據(jù)說明在控制了選擇性偏差之后，由于時(shí)間因素導(dǎo)致周工作時(shí)間在最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后提高了1.274小時(shí);實(shí)驗(yàn)組周工作時(shí)間平均低于控制組5.575小時(shí)，說明實(shí)驗(yàn)組和控制組周工作時(shí)間的差別在很大程度上是由于組別不同而造成的;逆米爾斯比率系數(shù)為負(fù)且顯著，說明選擇性偏差導(dǎo)致可觀察到的勞動(dòng)者周工作時(shí)間樣本偏低，周工作時(shí)間較高的樣本是觀察不到的，如果采用最小二乘法直接估計(jì)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)周工作時(shí)間的影響將會(huì)被低估。在控制了樣本選擇性偏差之后最低工資提升導(dǎo)致了平均周工作時(shí)間延長(zhǎng)3.766個(gè)小時(shí)。第（3）列數(shù)據(jù)表明在控制組和實(shí)驗(yàn)組的樣本進(jìn)行匹配之后，由于時(shí)間因素導(dǎo)致周工作時(shí)間在最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后降低了4.890小時(shí);實(shí)驗(yàn)組周工作時(shí)間平均低于控制組5.938小時(shí);最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致平均周工作時(shí)間延長(zhǎng)了3.923個(gè)小時(shí)。赫克曼模型和傾向值匹配估計(jì)的雙重差分結(jié)果均表明，最低工資提升對(duì)周工作時(shí)間有正向影響。

表5第（2）列數(shù)據(jù)說明由于時(shí)間因素導(dǎo)致就業(yè)率在最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后下降;實(shí)驗(yàn)組平均就業(yè)率高于控制組，但均不顯著;最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致就業(yè)率下降。第（5）列數(shù)據(jù)表明在對(duì)樣本進(jìn)行匹配之后，由于時(shí)間因素導(dǎo)致就業(yè)率在最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后提高11.9%;實(shí)驗(yàn)組就業(yè)率平均高于控制組7.7%;最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致平均就業(yè)率下降11.2%。由上可見，赫克曼模型和傾向值匹配估計(jì)的雙重差分結(jié)果均表明最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)就業(yè)率有負(fù)面影響。

（2）最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)就業(yè)和勞動(dòng)者周平均工作時(shí)間影響的實(shí)證結(jié)果檢驗(yàn)。

從實(shí)證結(jié)果來看，赫克曼模型和傾向值匹配估計(jì)的雙重差分結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性，該穩(wěn)健性的可信程度取決于數(shù)據(jù)與模型的適應(yīng)性，故需考慮進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)。第一，一般情況下，如果采用干預(yù)點(diǎn)前后多年份數(shù)據(jù)，需要對(duì)雙重差分估計(jì)進(jìn)行共趨性檢驗(yàn)，但由于本研究采用了干預(yù)點(diǎn)之前、之后最近的兩個(gè)年份數(shù)據(jù)，無法做出共趨性檢驗(yàn)，且采用干預(yù)點(diǎn)較近的年份，實(shí)驗(yàn)組和控制組出現(xiàn)非共趨性的可能性將大大降低，故本文在此沒有做出共趨性檢驗(yàn)（Tobit模型下的雙重差分沒有做共趨性檢驗(yàn)理由相同）。第二，在赫克曼模型的雙重差分下，勞動(dòng)者的工作時(shí)間選擇確實(shí)具有顯著的選擇性偏差，該結(jié)果已在表5中得到檢驗(yàn)。第三，如果傾向值匹配估計(jì)的雙重差分結(jié)果有效，尚需考慮實(shí)驗(yàn)組和與之匹配的控制組在個(gè)體屬性特征等方面的平衡性，表6是針對(duì)傾向值匹配估計(jì)的雙重差分方法做出的平衡性檢驗(yàn)，結(jié)果表明多數(shù)實(shí)驗(yàn)組和控制組重要的個(gè)體特征在匹配后沒有了顯著差異，匹配數(shù)據(jù)具有良好的平衡性。第四，匹配后實(shí)驗(yàn)組和控制組的工作時(shí)間和就業(yè)概率仍存在顯著差異（見表6），表明最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)實(shí)驗(yàn)組的周工作時(shí)間和就業(yè)有著顯著影響，這也加強(qiáng)了傾向值匹配估計(jì)的雙重差分結(jié)果的可信性。此外，由于PSM+DID估計(jì)結(jié)果更顯著，接受其結(jié)果錯(cuò)誤概率更低，加之其更容易克服選擇性偏差以及群體性特征造成的誤差，所以PSM+DID相比Heckman+DID的估計(jì)結(jié)果更有優(yōu)勢(shì)。

2.最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后實(shí)驗(yàn)組和控制組勞動(dòng)者之間替代關(guān)系的實(shí)證結(jié)果

利用勞動(dòng)者月工資與2014年最低工資標(biāo)準(zhǔn)之差的絕對(duì)值（mwage_minwage）為解釋變量，以工作時(shí)間提升（hourgap）為被解釋變量，分別對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組樣本進(jìn)行OLS回歸（見表7），表7第（2）列表明，期初實(shí)際工資低于最低工資標(biāo)準(zhǔn)越大的勞動(dòng)者，在最低工資標(biāo)準(zhǔn)上漲后延長(zhǎng)的工作時(shí)間也就越多，且這種情況相當(dāng)顯著。平均來說，在控制其他變量的基礎(chǔ)上，當(dāng)勞動(dòng)者的月實(shí)際工資低于最低工資標(biāo)準(zhǔn)1000元時(shí)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后其周工作時(shí)間將延長(zhǎng)3小時(shí)?？刂平M中處于就業(yè)狀態(tài)的勞動(dòng)者工作時(shí)間并沒有受到月工資與最低工資標(biāo)準(zhǔn)之差的影響。這說明了工作時(shí)間的延長(zhǎng)主要是基于實(shí)驗(yàn)組同質(zhì)勞動(dòng)力的替代，而非是控制組高技術(shù)勞動(dòng)者對(duì)實(shí)驗(yàn)組低技術(shù)勞動(dòng)者的替代，否則勞動(dòng)者月工資與2014年最低工資標(biāo)準(zhǔn)之差的絕對(duì)值應(yīng)會(huì)對(duì)控制組勞動(dòng)者周工作時(shí)間產(chǎn)生顯著影響。

3.最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致工作時(shí)間延長(zhǎng)的分解結(jié)果

表8是基于雙重差分策略下的Tobit模型（上限為168，下限是0）估計(jì)而得到的最低工資提升對(duì)勞動(dòng)者周工作時(shí)間影響的實(shí)證結(jié)果。第（1）列表示所有潛在樣本周工作時(shí)間的期望值，由于最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致勞動(dòng)者周工作時(shí)間提高了2.843小時(shí)。第（2）列為可觀察的樣本周工作時(shí)間的期望值，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致可觀測(cè)到樣本勞動(dòng)者周工作時(shí)間提高了2.828小時(shí)。實(shí)證結(jié)果表明最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高使得勞動(dòng)者周工作時(shí)間延長(zhǎng)了。

由公式（14）可知，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后導(dǎo)致的可觀測(cè)周工作時(shí)間的綜合變化量可以分解成

：就業(yè)者周平均工作時(shí)間的變化量和就業(yè)概率變化而產(chǎn)生的周平均工作時(shí)間的變化量。

根據(jù)雙重差分設(shè)計(jì)，d變量系數(shù)反映了最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)勞動(dòng)者周工作時(shí)間的影響，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)可觀察周工作時(shí)間影響的綜合變化量為：

E（hour|x）xi=F（z）βi=2.828

由于最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致就業(yè)概率減少，最終使得可觀測(cè)的周工作時(shí)間期望值的減少量為：

2.括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)誤。

由于最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致仍處于就業(yè)狀態(tài)勞動(dòng)者的平均周工作時(shí)間增加部分為：

P（hour>0|x）E（hour|hour>0，x）xi=F（z）E（hour|hour>0，x）xi=F（z）βi[1+zf（z）/F（z）+f（z）2/F（z）2]=2.828×1.0369=2.932

總體而言，當(dāng)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后，觀測(cè)到的周工作時(shí)間因?yàn)榫蜆I(yè)概率降低而減少的工作時(shí)間為0.1044小時(shí)，仍處于就業(yè)狀態(tài)的勞動(dòng)者延長(zhǎng)的周工作時(shí)間為2.932小時(shí)，所以，由于就業(yè)率的下降和仍處于就業(yè)狀態(tài)勞動(dòng)者工作時(shí)間延長(zhǎng)的綜合結(jié)果表現(xiàn)為勞動(dòng)者平均周工作時(shí)間延長(zhǎng)2.828小時(shí)。

五、結(jié)論與建議

1.結(jié)論與討論

首先，Heckman+DID和PSM+DID實(shí)證結(jié)果表明，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升延長(zhǎng)了勞動(dòng)者周工作時(shí)間，降低了勞動(dòng)者就業(yè)率，該結(jié)論符合傳統(tǒng)古典經(jīng)濟(jì)理論預(yù)測(cè)結(jié)果。在傳統(tǒng)的完全競(jìng)爭(zhēng)勞動(dòng)力市場(chǎng)模型中，勞動(dòng)力供給曲線和勞動(dòng)力需求曲線分別是斜向上和斜向下的。一方面隨著勞動(dòng)成本的上升，企業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的需求會(huì)減少;另一方面?zhèn)鹘y(tǒng)型的勞動(dòng)者會(huì)隨著工資水平的提升進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)，提高勞動(dòng)力參與率。雖然最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升提高了勞動(dòng)力供給的數(shù)量，但因?yàn)楣椭鲿?huì)解雇那些邊際收益低于其工資的勞動(dòng)者，最終使得就業(yè)人數(shù)下降。

其次，基于實(shí)驗(yàn)組和控制組的OLS估計(jì)結(jié)果表明，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后，企業(yè)會(huì)延長(zhǎng)實(shí)驗(yàn)組中處于就業(yè)狀態(tài)勞動(dòng)者的工作時(shí)間來彌補(bǔ)由于解雇生產(chǎn)率較低的勞動(dòng)者而形成的勞動(dòng)力短缺，最終表現(xiàn)為低端同質(zhì)勞動(dòng)力之間的替代。同時(shí)，繼續(xù)留在勞動(dòng)力隊(duì)伍中的實(shí)驗(yàn)組勞動(dòng)者也愿意延長(zhǎng)自己的工作時(shí)間，且最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高得越多，勞動(dòng)者延長(zhǎng)的工作時(shí)間也越多，其同質(zhì)勞動(dòng)替代程度也就越大。因此，企業(yè)和勞動(dòng)者的雙重因素導(dǎo)致了勞動(dòng)者工作時(shí)間延長(zhǎng)，進(jìn)而很有可能形成過度勞動(dòng)問題，降低勞動(dòng)者的就業(yè)質(zhì)量。

最后，Tobit+DID實(shí)證結(jié)果表明勞動(dòng)者平均周工作時(shí)間變化是由就業(yè)勞動(dòng)者的工作時(shí)間延長(zhǎng)和就業(yè)率下降引起的工作時(shí)間減少雙重作用造成的：勞動(dòng)者在最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后會(huì)延長(zhǎng)工作時(shí)間，這大大抵消了由于就業(yè)率下降引起的平均周工作時(shí)間減少的影響，最終使得整個(gè)社會(huì)的勞動(dòng)力供給不但沒有減少，反而出現(xiàn)了明顯地增加。

2.政策建議

為解決由于最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升造成的就業(yè)率下降和工作時(shí)間延長(zhǎng)問題，政府應(yīng)該從以下幾個(gè)方面做出努力。第一，政府有關(guān)部門應(yīng)做好GDP、社會(huì)消費(fèi)水平、物價(jià)指數(shù)、勞動(dòng)生產(chǎn)率等基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的監(jiān)測(cè)，并結(jié)合當(dāng)?shù)刈畹凸べY標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)就業(yè)和工作時(shí)間影響的歷史數(shù)據(jù)，因地制宜地制定出科學(xué)合理的最低工資標(biāo)準(zhǔn)，適度平衡就業(yè)率下降和工作時(shí)間延長(zhǎng)的關(guān)系。第二，政府需要通過對(duì)低技術(shù)勞動(dòng)者提供培訓(xùn)和市場(chǎng)供求信息等方式提升其就業(yè)能力，通過對(duì)企業(yè)提供就業(yè)補(bǔ)貼等轉(zhuǎn)移支付方式為低技術(shù)勞動(dòng)者創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)，以減少由于最低工資的收入分配效應(yīng)而導(dǎo)致的就業(yè)率下降。第三，政府應(yīng)創(chuàng)造寬松的經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境，適當(dāng)減少企業(yè)稅收，提高企業(yè)盈利能力，并健全社會(huì)保障體系，以提升勞動(dòng)者的工資議價(jià)空間和市場(chǎng)談判力量，進(jìn)而減緩最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對(duì)低技術(shù)勞動(dòng)者造成的壓力。第四，為防止企業(yè)通過過度延長(zhǎng)工作時(shí)間來規(guī)避最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升帶來的用工成本上升，政府須嚴(yán)格監(jiān)督加班工資制度的執(zhí)行，嚴(yán)厲查處企業(yè)無條件、無時(shí)限、無報(bào)酬延長(zhǎng)工作時(shí)間的現(xiàn)象，使企業(yè)能夠圍繞著延長(zhǎng)工作的用工成本和招聘新人成本之間

做出理性權(quán)衡，此舉既實(shí)現(xiàn)了對(duì)延長(zhǎng)工作時(shí)間的勞動(dòng)者利益的保護(hù)，又達(dá)到了通過加班工資制度的工作分散化、工作共享化作用來提高就業(yè)率的目的。

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[責(zé)任編輯 武 玉]