（南京農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，南京 210095）

引 言

就業(yè)是最大的民生，制造業(yè)在23個國民經(jīng)濟行業(yè)門類中吸納的勞動力就業(yè)最多。在我國經(jīng)濟下行趨勢明顯、產(chǎn)業(yè)升級加快及中美貿(mào)易摩擦加劇的背景下，我國制造業(yè)就業(yè)形勢持續(xù)惡化，威脅我國整體就業(yè)穩(wěn)定。有調(diào)查顯示，在經(jīng)濟持續(xù)下行、轉(zhuǎn)型升級加快及中美貿(mào)易摩擦的背景下，城鎮(zhèn)調(diào)查失業(yè)率同比提高，我國就業(yè)形勢變得更加嚴峻［1］?！度嗣袢請蟆芬仓赋?，雖然服務業(yè)已經(jīng)成為我國就業(yè)增長的新引擎，但從服務業(yè)細分行業(yè)來看，服務業(yè)就業(yè)增長的可持續(xù)性不容樂觀，且不具備吸納制造業(yè)大量中低端勞動力轉(zhuǎn)移的能力。因此，當前保持制造業(yè)就業(yè)穩(wěn)定仍是穩(wěn)總體就業(yè)的關鍵。

最低工資保障制度是政府對勞動力市場進行人為干預的一種政策手段，目的是保障低收入勞動者權益及維護勞動者最基本的勞動收入。最低工資的就業(yè)效應在學界得到廣泛討論。一些學者指出我國屬于最低工資偏低的國家，雖然最低工資標準逐年提高，但最低工資標準相對于平均工資的比重仍然偏低，這可能導致我國最低工資的就業(yè)效應被削弱［2］。但更多的學者則認為最低工資制度主要通過截斷效應、攀比效應和激勵效應直接提升勞動力成本進而影響勞動力就業(yè)［3-6］。制造業(yè)企業(yè)吸納了大量的低技能勞動力與非正規(guī)就業(yè)人員，他們所代表的低勞動生產(chǎn)率群體受最低工資政策影響最大［7］。客觀宏觀環(huán)境的變化不可控，但最低工資保障作為一種外生宏觀調(diào)控的政策工具，它對我國就業(yè)及制造業(yè)就業(yè)的影響學者們還未達成一致觀點。因此，從實證的角度系統(tǒng)地研究最低工資標準對我國制造業(yè)就業(yè)的影響同時具有緊迫性與必要性。

1 文獻回顧與評述

縱觀已有關于最低工資保障對就業(yè)影響的文獻，不難發(fā)現(xiàn)：在20世紀70年代以前，有關最低工資保障就業(yè)效應的理論成果已經(jīng)非常多。Stigler認為低技能勞動力市場接近完全競爭，因此，隨著最低工資標準的提升，低技能勞動者的就業(yè)會減少［8］。但是Lester認為低技能勞動力市場并非是完全競爭，現(xiàn)實的勞動力市場更多是以買方壟斷的形式存在，Stigler提出的失業(yè)模型并不符合現(xiàn)實情況。如果政府能夠根據(jù)需求和供給計劃制定合理的最低工資，并且隨企業(yè)、行業(yè)以及時間的不同制定不同的最低工資，那么最低工資有可能提高就業(yè)水平［9］。后續(xù)學者引入勞動力市場搜尋摩擦理論［10］、 效率工資理論［11，12］和信息不對稱理論［13］，這些理論提供了形成勞動力買方壟斷市場結(jié)果可能的原因思考［14］。

用數(shù)據(jù)說話的實證主義者們研究發(fā)現(xiàn)：國家的發(fā)展階段和具體國情可能使得最低工資的就業(yè)效應產(chǎn)生差異。有的學者認為最低工資的提升會對就業(yè)產(chǎn)生統(tǒng)計上顯著的負向影響，但彈性系數(shù)較?。?5-16］。Machin和Manning通過對英國引入最低工資的就業(yè)影響實證分析發(fā)現(xiàn)：最低工資的就業(yè)影響相當小，適當水平的最低工資甚至會提高女性工人的數(shù)量［17］。

Bell（1997）則對墨西哥和哥倫比亞兩國的制造業(yè)數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)最低工資對哥倫比亞的制造業(yè)就業(yè)產(chǎn)生負影響，而對墨西哥沒有顯著影響。隨著實證研究的不斷深入，學界出現(xiàn)了從同一數(shù)據(jù)出發(fā)得到了不同實證結(jié)果的研究［18，19］。一些學者后續(xù)又從勞動力的差異性角度展開了研究，但他們大多以青年人為主的低技能勞動群體為研究對象，實證檢驗的結(jié)果眾說紛紜［20-22］。隨著各國政府不斷大幅提高最低工資保障，學界對最低工資標準提升的就業(yè)效應研究也空前繁榮，研究對象實現(xiàn)從宏觀到微觀企業(yè)的過渡，基于自然實驗的新研究方法也開始受到重視［23，24］。

我國最低工資保障制度起步較晚，國內(nèi)大多數(shù)學者在21世紀初主要停留在是否要實行這一制度的爭論中［25-29］。近些年，國內(nèi)學者意識到最低工資保障制度更多的是政府在工會系統(tǒng)不甚完善的經(jīng)濟背景下保障低收入群體權益的必要手段，因此國內(nèi)學者開始更多從實證的角度出發(fā)討論最低工資保障對勞動者就業(yè)及收入的影響［30-32］及如何設置合理的最低工資保障標準［33］。有關最低工資對就業(yè)影響的研究結(jié)論在經(jīng)濟發(fā)展不同階段、不同行業(yè)、長期或短期、宏觀或微觀等不同角度，結(jié)論也有所不同［34-36］。

綜上，最低工資保障制度在我國實行的時間并不長，但在國外已經(jīng)存在了100多年。國外學者在研究最低工資的就業(yè)效應問題上打下了成熟的理論基礎。這些理論基礎可以為實證研究提供分析基礎。由于西方國家勞動力市場普遍使用小時最低工資而我國較多地使用月最低工資，且由于我國特有的勞動力結(jié)構與經(jīng)濟制度，國內(nèi)外兩種模式下的就業(yè)效應傳導機制必然存在差異，部分學者的觀點值得商榷。對于最低工資保障制度在我國的就業(yè)影響，學者之間存在分歧，這主要取決于學者們思考問題的不同視角。就目前我國制造業(yè)的就業(yè)問題來看，研究最低工資制度對制造業(yè)就業(yè)的影響對維護制造業(yè)大量低收入群體的權益具有必要性和緊迫性。此外，現(xiàn)有文獻的研究角度都還未深入研究各省 （自治區(qū)、直轄市）差異化的最低工資保障標準對制造業(yè)內(nèi)部在崗職工和其他就業(yè)人員、不同所有制制造業(yè)的就業(yè)影響，忽略了制造業(yè)地區(qū)特性、員工的職業(yè)特征以及制造業(yè)所有制特征在其中扮演的角色。因此，本文擬系統(tǒng)性研究2003～2018年我國最低工資保障對制造業(yè)的就業(yè)影響，具有一定創(chuàng)新性。

2 模型設定與數(shù)據(jù)說明

2.1 模型設定

以最基本的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為基礎，如式 （1）。下標i代表省市，t代表時間，Y表示某一省 （自治區(qū)、直轄市）的制造業(yè)生產(chǎn)總值，A表示技術進步，K和L則分別表示實物資本投入和勞動力投入，α和β分別為資本產(chǎn)出彈性和勞動力產(chǎn)出彈性。

借鑒新古典經(jīng)濟學的邊際勞動生產(chǎn)率理論，根據(jù)微觀經(jīng)濟理論中使用生產(chǎn)要素所遵循的利潤最大化原則，式 （1）求偏導，可以得到：

從式 （4）來看，技術進步A、制造業(yè)發(fā)展水平Y(jié)和工資水平W均是影響制造業(yè)勞動力就業(yè)的重要因素。從現(xiàn)實經(jīng)濟來看，我國最低工資標準主要由經(jīng)濟發(fā)展水平、勞動力市場供求關系、勞動者家庭負擔、物價水平等因素確定［37］。在剔除物價通脹影響后，最低工資水平與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平及工資水平關聯(lián)性較大，地方經(jīng)濟發(fā)展水平又與地方制造業(yè)發(fā)展水平呈現(xiàn)緊密關系。此外，參照國際標準，最低工資標準一般占當?shù)仄骄べY水平的40%～60%，同理，制造業(yè)平均工資又與各地區(qū)平均工資高度相關。因此，最低工資標準MW與制造業(yè)發(fā)展水平Y(jié)及制造業(yè)平均工資W之間的函數(shù)關系可以寫為MW＝f（Y、W）?？紤]到地區(qū)制造業(yè)的資金成本更多受利率等因素的綜合影響，而目前中國的利率管制使得各地區(qū)制造業(yè)資金成本大致保持一致，所以，lnrit＝C。因此，式 （4）可以進一步表示為式 （5）：

式 （5）建立了一個勞動力就業(yè)函數(shù)，這是本文的基礎回歸模型。該模型是由技術進步、最低工資保障等因素共同決定。其中Lit為省 （自治區(qū)、直轄市）制造業(yè)從業(yè)人員數(shù)；lnA表示技術進步水平；MW為最低工資；νi指的是不可觀測的省市效應或地區(qū)效應，εit為隨機擾動項。由于α、β均大于0，lnA前的系數(shù)必然小于0，這表明就業(yè)人數(shù)與技術進步呈負向關系，又由于制造業(yè)發(fā)展水平lnY前的系數(shù)大于0和lnW前的系數(shù)小于0，所以lnMW前的系數(shù)α無法2得到確切答案，其符號正負取決于制造業(yè)行業(yè)發(fā)展水平lnY和工資水平lnW對最低工資水平lnMW影響的大小。因此，現(xiàn)階段研究最低工資對制造業(yè)就業(yè)的影響具有現(xiàn)實意義。為了避免回歸方程產(chǎn)生的遺漏變量問題，本文用∑αiXi表示對制造業(yè)就業(yè)有影響的其他指標組成的控制變量組。

2.2 數(shù)據(jù)說明

本文采用的數(shù)據(jù)跨度期為2003～2018年，分析中所使用的名義變量均用城鎮(zhèn)CPI指數(shù) （以2003年為基期）進行了平減。各省 （自治區(qū)、直轄市）制造業(yè)就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)、最低工資數(shù)據(jù)來自《中國勞動統(tǒng)計年鑒》與各省 （自治區(qū)、直轄市）人力資源和社會保障廳相關資料的整理①。各變量的選取情況具體如表1所示。

表1 各變量選取、測度方法及變量符號

3 基準回歸結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗

3.1 最低工資標準對制造業(yè)就業(yè)的總體影響

模型的被解釋變量為制造業(yè)就業(yè)人數(shù)，核心解釋變量為最低工資水平。為了避免核心解釋變量與控制變量之間可能存在的多重共線性問題，回歸采取逐步增加解釋變量的辦法，模型1的解釋變量為最低工資水平、勞動供給水平和制造業(yè)平均工資水平；模型2在模型1的基礎上加入了宏觀經(jīng)濟環(huán)境和監(jiān)管環(huán)境兩個解釋變量；模型3在模型2的基礎上加入老年撫養(yǎng)比、制造業(yè)對外開放水平、城鎮(zhèn)化水平及技術進步4個解釋變量。模型1～3的回歸估計結(jié)果如表2所示。

隨著解釋變量的增加，模型的擬合優(yōu)度逐漸增加，由此可見本文的模型設計 （即模型3）較為合理。從勞動力需求端看，當制造業(yè)繁榮，即制造業(yè)的銷售產(chǎn)值lnms更高時，制造業(yè)的勞動力需求會增加；宏觀經(jīng)濟大環(huán)境越好、制造業(yè)的開放程度越高、城鎮(zhèn)化水平的提升均對我國制造業(yè)就業(yè)起到正向作用。2008年，國家頒布了 《勞動保護法》，勞動市場監(jiān)管環(huán)境變得嚴格，這對制造業(yè)總就業(yè)水平帶來了沖擊。以上回歸結(jié)果符合經(jīng)濟學一般邏輯。從勞動力的供給端看，各省市15～64歲人口數(shù)的增加會給制造業(yè)就業(yè)帶來正向影響，相反人口老齡化的加劇，及老年撫養(yǎng)比的增加會對制造業(yè)就業(yè)水平帶來沖擊。技術進步所帶來的替代效應會降低制造業(yè)的勞動需求。本文的核心解釋變量最低工資水平lnMW的回歸系數(shù)在以制造業(yè)總就業(yè)為解釋變量的3個模型中均顯著為負，說明最低工資水平的提升對制造業(yè)總體就業(yè)水平有沖擊作用。根據(jù)模型3，最低工資水平每上升1%，其對制造業(yè)的就業(yè)沖擊為0.223%，這意味著不斷提高的最低工資保障標準可能會給制造業(yè)勞動力就業(yè)造成壓力。

表2 最低工資對制造業(yè)就業(yè)影響

從制造業(yè)平均工資的回歸系數(shù)來看，在模型1～3中，其回歸系數(shù)均顯著且大于0，這是一種反常的回歸結(jié)果。從經(jīng)濟學的角度分析，制造業(yè)平均工資作為勞動要素投入成本的上升使得就業(yè)反而增加，這是有違常理的，但考慮到本文使用的數(shù)據(jù)為省級面板數(shù)據(jù)，各省市制造業(yè)平均工資可能代表著勞動力之間人力資本和勞動生產(chǎn)率之間的差異。

3.2 分就業(yè)類型討論

在我國的勞動力市場上，存在著在崗就業(yè)和其他就業(yè)的區(qū)別。在崗就業(yè)指與工作單位簽訂勞動合同，并由工作單位支付各項工資和繳納社會保險、住房公積金的人員。而其他就業(yè)是有別于在崗就業(yè)的特殊情況 （如兼職人員、聘用已離退休人員等）。顯而易見，在崗職工得到的除工資外的權益相較于其他就業(yè)人員更多。因此，在制造業(yè)就業(yè)中，最低工資對這兩類群體的影響可能有所不同。因此，在模型3的基礎上對制造業(yè)的就業(yè)類型分為在崗就業(yè)、其他就業(yè)兩種依次進行回歸分析 （模型4、5），結(jié)果見表3。

由表3可知，在我國制造業(yè)勞動市場，最低工資水平的提升對在崗就業(yè)和其他就業(yè)的影響存在差異。隨著最低工資水平的提升，制造業(yè)在崗就業(yè)會降低。反觀制造業(yè)其他就業(yè)，最低工資水平每提高1%，制造業(yè)其他就業(yè)人數(shù)便會上漲0.438%。回歸系數(shù)的正負差異性可能由以下原因造成：在我國勞動力市場上，在崗職工更多采用月最低工資標準，而其他就業(yè)人員更多采用小時最低工資，兩種模式下必然存在差異。最低工資保障標準的提升直接增加了企業(yè)在崗工人的用工成本，但對其勞動生產(chǎn)率的提升作用微乎其微。但是，對于多勞多得的其他就業(yè)人員而言，最低工資保障標準的提升可以直接刺激到他們的生產(chǎn)積極性，進而提高其勞動生產(chǎn)率；此外，在崗職工與就業(yè)單位之間簽訂的正式勞動合同雖然是防止企業(yè)違規(guī)操作的法律保障，但同時，勞動合同所規(guī)定的如公積金和保險在內(nèi)的其他權益也是直接提高企業(yè)用工成本的關鍵所在，因此，在最低工資保障標準提升的前提下，制造業(yè)企業(yè)會傾向于多聘用如兼職人員在內(nèi)的其他就業(yè)人員。

2.3 分地區(qū)討論

改革開放后，我國東部地區(qū)制造業(yè)的快速發(fā)展吸引大量的中西部勞動力迅速涌入。近些年，隨著我國制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，中部地區(qū)開始逐漸吸納勞動力。但是，不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、勞動力生活成本不一致，會間接影響到制造業(yè)企業(yè)和勞動者面對最低工資變動時的勞動力需求和供給決策。因此，我國不同地區(qū) （東北地區(qū)、東部地區(qū)、西部地區(qū)及中部地區(qū)）間最低工資水平提升所帶來的就業(yè)效應可能存在差異。表4展示了在模型3的基礎上加入地區(qū)虛擬變量的回歸結(jié)果（模型6～9）。

表3 最低工資對制造業(yè)在崗就業(yè)和其他就業(yè)影響

如表4所示②，最低工資對制造業(yè)就業(yè)的影響只在東部、西部和中部地區(qū)顯著，在東北地區(qū)則不顯著。模型6～9回歸系數(shù)均顯著為負，大小的差異則反映了地區(qū)間的差異。對于我國東部制造業(yè)而言，最低工資的就業(yè)效應為負，這主要是由替代作用導致的，雖然東部地區(qū)技術水平較為發(fā)達，但人力成本相對較高。因此，雖然東部地區(qū)的最低工資水平對于平均工資而言相對較低，但近些年制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級加快、機器化替代勞動的趨勢不可避免。此外，東部地區(qū)的生活成本也相對較高，最低工資對東部制造業(yè)的就業(yè)負效應相對于中部制造業(yè)而言更高。對于西部制造業(yè)就業(yè)而言，最低工資保障帶來的勞動力成本提升效應是制造業(yè)就業(yè)負效應的最大因素。以上結(jié)果意味著目前我國試圖通過最低工資保障來調(diào)節(jié)收入分配和縮小收入差距的方式可能效果甚微，反而可能加劇我國低端勞動力的失業(yè)問題。

表4 最低工資對各地區(qū)制造業(yè)就業(yè)影響

3.4 分所有制討論

不同所有制制造業(yè)企業(yè)所面臨的競爭程度和最低工資保障制度的政策執(zhí)行力度不同，也會間接影響到企業(yè)面對最低工資變動時的勞動力需求決策。因此，在模型3的基礎上引入不同所有制的虛擬變量進行回歸 （模型10～13），旨在了解最低工資水平對城鎮(zhèn)集體單位制造業(yè)、城鎮(zhèn)私營和個體制造業(yè)、城鎮(zhèn)國有單位制造業(yè)及城鎮(zhèn)其他單位制造業(yè)的就業(yè)影響，回歸結(jié)果見表5。

根據(jù)表5，最低工資水平的提升對我國城鎮(zhèn)集體單位制造業(yè)與城鎮(zhèn)國有單位制造業(yè)就業(yè)效應顯著為負。反觀城鎮(zhèn)私營與個體制造業(yè)及城鎮(zhèn)其他單位制造業(yè)，最低工資水平提升的就業(yè)效應為正。產(chǎn)生上述差異的原因可能是：在我國，私營和個體制造業(yè)及城鎮(zhèn)其他單位制造業(yè)就業(yè)占據(jù)了制造業(yè)總體就業(yè)的一半以上且大多承擔著產(chǎn)業(yè)鏈下游的加工、組裝部分，它們對勞動力這類生產(chǎn)要素的需求更大，最低工資標準的實施能幫助這些企業(yè)有效的吸引勞動力。由于私營和個體制造業(yè)和其他單位制造業(yè)企業(yè)的自主權較大，部分企業(yè)為了提高自身競爭力，采取壓低勞動者工資的手段以實現(xiàn)自身的利潤最大化，使得勞動者的利益受損。有的企業(yè)盡管支付給員工符合月最低標準的工資，但代價是員工需要工作更長的時長［38］。城鎮(zhèn)集體單位制造業(yè)和城鎮(zhèn)國有單位制造業(yè)，勞動合同的簽訂率和相關保障勞工權益政策的執(zhí)行率相較更高，屬于正規(guī)部門。按照Welch的兩部門模型，正規(guī)部門會在最低工資的影響下降低勞動需求，剩余的勞動力會轉(zhuǎn)移至非正規(guī)部門就業(yè)，使得非正規(guī)部門就業(yè)上漲［39］。

表5 最低工資對不同所有制制造業(yè)就業(yè)影響

表6 最低工資對制造業(yè)就業(yè)影響的穩(wěn)健性檢驗

3.5 穩(wěn)健性檢驗

參照現(xiàn)有相關文獻進行穩(wěn)健性檢驗的方法，本文將最低工資標準滯后一期作為工具變量，采用2SLS方法進行重新估計。穩(wěn)健性回歸的結(jié)果見表6中的模型14。

根據(jù)模型14的回歸結(jié)果，Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量等于934.821，遠大于10，說明本文工具變量選取不存在弱工具變量的問題。比較模型3與模型14，模型主要變量回歸結(jié)果的正負顯著性未發(fā)生變化，本文的結(jié)論依然成立，進一步佐證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。本文亦根據(jù)制造業(yè)勞動者就業(yè)類型、地區(qū)和所有制分類進行穩(wěn)健性回歸，結(jié)論均顯示穩(wěn)健，實證結(jié)果不做陳列。

4 結(jié)論與政策建議

基于2003～2018年的相關數(shù)據(jù)，本文研究了我國最低工資對制造業(yè)就業(yè)的影響，并對影響機制進行可能性探討。研究表明，政府企圖通過最低工資制度來協(xié)調(diào)收入分配會沖擊到制造業(yè)就業(yè)，進而使得原本擁有工作的勞動者失去工作，生存環(huán)境變得更糟。最低工資水平的提升，會對我國制造業(yè)在崗就業(yè)勞動力，東、西部地區(qū)制造業(yè)就業(yè)，城鎮(zhèn)集體制造業(yè)企業(yè)和城鎮(zhèn)國有企業(yè)制造業(yè)產(chǎn)生更強的沖擊。根據(jù)上述研究結(jié)論，可以獲得以下政策建議。

（1）對于政府而言，加快經(jīng)濟增長對緩解制造業(yè)就業(yè)壓力有重要意義。經(jīng)濟的長足增長是從需求端拉動就業(yè)的根本引擎，因此，政府應加大對外開放的力度以促進制造業(yè)出口。

（2）政府應當建立一個更優(yōu)化的與經(jīng)濟發(fā)展水平及物價水平相聯(lián)系的、反映勞動力市場變化的最低工資調(diào)整制度。循序漸進地調(diào)整最低工資標準，使得企業(yè)有一個緩沖的過程。再者，政府可通過稅收減免和就業(yè)補貼等財政政策緩解企業(yè)用工成本上升的壓力。建議我國的最低工資標準制度由普遍性的區(qū)域最低工資標準轉(zhuǎn)變?yōu)閰^(qū)域性最低工資標準、行業(yè)性最低工資標準及不同職業(yè)性最低工資標準相協(xié)調(diào)的政策工具。

（3）政府應當從政策上引導制造業(yè)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型。對于制造業(yè)企業(yè)而言，改變單純投入生產(chǎn)要素的方式亟待轉(zhuǎn)變成提高生產(chǎn)率的方式，提高企業(yè)生產(chǎn)率才能從根本上保持企業(yè)發(fā)展的可持續(xù)性。此外，最低工資有明顯的 “倒逼機制”效應，會對就業(yè)產(chǎn)生沖擊的同時也有助于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型，政府應幫助制造業(yè)企業(yè)抓住機會，推動 “中國制造”向“中國創(chuàng)造”轉(zhuǎn)變。

（4）政府可以在制造業(yè)勞動力就業(yè)和再就業(yè)的過程給予幫助。從提高勞動力就業(yè)質(zhì)量方面，政府部門可以為低勞動生產(chǎn)率的勞動者提供必要的職業(yè)培訓，提升這部分人的勞動生產(chǎn)率，緩解因最低工資提升所帶來的負外部性。針對制造業(yè)勞動者的再就業(yè)，政府應重視此類群體的社會民生服務支持，鼓勵自主創(chuàng)業(yè)和行業(yè)轉(zhuǎn)移再就業(yè)。

注釋：

①《中國勞動統(tǒng)計年鑒》中有關制造業(yè)就業(yè)人數(shù)的統(tǒng)計中，大多數(shù)省 （自治區(qū)、直轄市）僅統(tǒng)計城鎮(zhèn)制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)，僅有少數(shù)省市納入了農(nóng)村制造業(yè)就業(yè)人數(shù)的統(tǒng)計。因為制造業(yè)會更多的集中在發(fā)達省份的城鎮(zhèn)地區(qū)，為了統(tǒng)一口徑，本文統(tǒng)一使用城鎮(zhèn)制造業(yè)總就業(yè)人數(shù)代替制造業(yè)總?cè)藬?shù)。此外，本文采用的省市最低工資標準均為各省市第一檔最低工資標準，又由于部分省 （自治區(qū)、直轄市）可能在1年之間多次調(diào)整最低工資保障標準，本文在此基礎上對第一檔最低工資進行了月度加權處理。

②由于篇幅有限，表4、5僅展示了核心解釋變量的輸出結(jié)果，其他控制變量的輸出結(jié)果與基準回歸結(jié)果相差不大，如有需要，可聯(lián)系作者索取。