最低工資標準提升的結構性就業效應——來自我國工業企業的自然實驗

戴小勇 成力為

（大連理工大學 管理與經濟學部，遼寧 大連116024）

一、引言與文獻評述

十八大報告指出，提高居民收入在國民收入分配中的比重，提高勞動報酬在初次分配中的比重，到2020年實現城鄉居民收入比2010年翻一番的目標。自2004年新的《最低工資規定》出臺以來，各地方政府紛紛大幅度提高最低工資標準。2010年，全國就有29個省份對最低工資標準進行了調整，月最低工資標準最高檔增長率達到了24%（李平，2011）；《國家人權行動計劃（2012-2015年）》提出“十二五”期間最低工資標準年均增長13%以上的目標。隨著中國經濟逐步進入劉易斯拐點，工資上漲成為必然，政府應該積極地完善最低工資制度（蔡昉，2010）。最低工資標準提升，一方面會通過提高勞動報酬在初次分配中的比重，使不同要素的收入分配更合理；另一方面又可能導致企業密集使用其他要素對勞動替代、損害低收入勞動力就業，違背保障低收入勞動力權益的初衷。因此，提高最低工資標準是否會損害就業？尤其是損害了哪些群體的就業？成為迫切需要研究的問題。

最低工資標準就業效應是勞動經濟學中的主流問題，傳統研究范式認為提高最低工資標準是否會影響就業，取決于勞動力市場結構。在完全競爭的勞動力市場中，最低工資標準提升必然損害就業；而在壟斷市場中，如果最低工資標準起點較低，提高最低工資標準反而會促進就業（Cahuc，2004）。圍繞著勞動力市場更接近壟斷性還是完全競爭市場，學者展開了爭辯。Brown（1982）對支持勞動力市場接近完全競爭的研究進行總結，發現最低工資標準提高10%，勞動力就業大約會減少1%～3%；Flinn（2006）構建的搜索匹配模型，為壟斷性勞動力市場結構提供了新的證據。近些年，隨著社會對勞動者權益保護的重視，各國政府頻繁大幅度地提高最低工資標準［9］。相應地，對最低工資標準提升的就業效應研究也空前繁榮，研究對象實現從宏觀到微觀企業的過渡（Cuesta，2011；Gavrel，2012），而且基于自然實驗的新研究方法受到重視（Papps，2012）。

我國早在1995年就頒布實施了最低工資制度，但對最低工資制度的就業效應研究卻相對滯后。早期研究大都停留在理論探討層面，缺乏科學嚴謹的測度。近幾年來，學者才開始定量地對最低工資政策的就業效應展開研究。張智勇（2007）分析了對農民工實施最低工資標準的可行性。羅小蘭（2007）使用我國1994-2005年的省份面板數據，發現最低工資標準對農民工的就業影響存在門檻效應。丁守海（2010）使用2007-2008年粵閩兩省439家企業的調查數據，研究發現當監管環境強化到一定程度時，提高最低工資標準對就業的沖擊會擴大。賈朋（2012）基于綜合社會調查數據，研究發現最低工資標準提升對低技能青年勞動力沒有顯著影響，而對低技能中年女性有顯著消極影響。馬雙等（2012）基于規模以上制造業企業數據，研究發現最低工資標準增加10%，企業雇員數目減少0.6%。此外，案例研究方法也逐步受到重視（廖建橋，2008；于海波，2008）。

以上研究為理解我國最低工資標準提升的就業效應提供了有益參考，但研究成果還比較稀缺、研究角度相對單一、研究方法也略微滯后。為數不多的幾項研究可能存在以下不完美的地方：第一，僅關注最低工資標準提升對就業總量的沖擊，忽略了最低工資標準提高的結構性就業效應；第二，缺乏大樣本微觀企業數據支持。現有研究大多采用宏觀數據，樣本容量十分有限，降低了研究結論的可信度，且不能考慮到企業的異質性；第三，方法上大多采用描述性統計分析、面板與截面數據的線性回歸方法，既不可能同時考慮到所有影響就業的因素，內生性等問題也得不到有效解決。

二、研究方法

借鑒自然實驗的思想，我們將提高最低工資標準視為一項自然實驗。企業是實驗的對象，提高最低工資標準為實驗內容，企業雇員數量為實驗結果。根據是否提高最低工資標準，將企業分為實驗組與對照組。實驗組由提升最低工資標準地區的企業構成，而對照組由未提升最低工資標準地區的企業組成。實驗目的是估算最低工資標準提升對就業的影響。

對于來自總體的企業i＝1，2，∧，n，將其雇員數目定義為Yi，所屬組別定義為Gi，時間定義為Ti，其中：Gi∈｛0，1｝，1代表企業隸屬于實驗組，0表示對照組；Ti∈｛0，1｝，0表示實驗前，1為試驗后。那么，提高最低工資標準對就業的影響為（Angrist，2009）

上式的含義是：在沒有提高最低工資標準的情形下，實驗組企業與對照組企業的雇員數目具有相同的變化趨勢；因此，將工資標準提升前后實驗組企業雇員數目的差異，減去實驗前后對照組企業雇員數目的差異，就可以得到最低工資標準提升對就業的影響效果。

為了對式（1）進行估計，進行如下處理，來構建計量方程。記為企業i在未受到最低工資標準提升影響下，所雇傭的勞動力數量，為受到最低工資標準提升影響后，所雇傭的勞動力數量。因此，企業雇員數可以表示為

假定企業在未受到提升最低工資標準影響時的雇員數目為

其中，β為不隨組別變化的時間效應，比如宏觀經濟形勢對就業的影響，這種因素對實驗組與對照組的影響程度相同；γ用來刻畫實驗組與對照組的差別；εi代表不同企業的個體性差異所引起的對勞動力需求的差異，且E（εi）＝0。假定最低工資標準提升對每個企業雇員數目的影響效果相同，則：。因此，雙重差分方程為

根據式（4），考慮到E（εi）＝0，最低工資標準提高前后，對照組組企業雇員數目的變化為β，實驗組企業的雇員數目變化為β＋τ。因此，提高最低工資標準對企業雇員數目（就業）的凈影響效果為：β＋τ-β＝τ，即方程（4）中交叉項的系數。τ＞0，表示最低工資標準提升促進了就業；相反，τ＜則表示最低工資標準提升不利于就業。類似的，還可以繼續對樣本進行分組。比如，引入虛擬變量Highi∈｛0，1｝；其中，高新技術行業的企業取值為1，非高新技術行業的企業取值為0；并構建如下計量方程

那么，系數的估計結果，就能夠反映最低工資標準提升對于高技術行業與低技術行業的就業影響差異。如果顯著為正，則說明提高最低工資標準對低技術行業的就業影響更大，企業雇員數目減少更多。引入自然實驗的思想，通過設置實驗組與對照組，可以有效規避以上問題，從而能夠更加準確地估計最低工資標準提升對就業的影響效果。

三、數據、變量與方程

1.數據來源與處理

本文使用的企業數據來源于2008-2009年的中國工業企業數據庫，它由國家統計局根據規模以上工業法人企業所上報的財務報表信息整理而成，該數據庫涵蓋了我國大陸全部國有和年主營業務收入500萬元及以上的非國有工業法人企業。數據庫中包含了企業的基本信息與財務指標，其中的年平均職工人數指標，為我們分析就業效應提供了依據。最低工資標準提升前后，企業職工人數的變化，直接反應了最低工資制度對就業的影響。為了避免異常數據干擾分析結果，剔除了9.21%的異常樣本，剔除后并不影響樣本的代表性。數據的處理通過SQL Server2008與Stata11.0實現。

全國各地區（精確到各市區與縣）的最低工資標準數據來源于國家勞動和社會保障部的政策法規、中國勞動咨詢網，以及當地政府網站、政策法規、統計公報，我們對不同來源的數據進行了集成與對比，從而保證了數據的完整性與有效性。全國2860個縣市最低工資標準，詳細地報告了各省、市、自治區的最低工資標準分檔標準，以及每個縣、區所適用的最低工資標準所對應的分檔。通過比較2008年與2009年各縣、市區所適用的最低工資標準，就得到了2008-2009年期間最低工資標準提升的地區。同時，中國工業企業數據庫中，包含了行政區劃代碼，該代碼的前6位就可以標識企業所在的市區或縣。根據國家統計局公布的縣及縣級以上行政區劃代碼，將各地區的最低工資標準與中國工業企業數據庫進行了合并。將2008-2009年提高了最低工資標準地區的企業作為實驗組，而未提高最低工資標準地區的企業作為控制組。

2.變量與計量方程

根據自然實驗法與雙重差分法的原理，方程（7）可以作為估計最低工資標準提升對就業影響的計量方程。為了更好地估計最低工資標準提升的影響效果，在計量方程中還控制了企業規模（Size）、企業年齡（Age）、利潤率（Profit）、資本密集度（Capital）。其中，企業規模用企業銷售收入的自然對數表示，規模大的企業自然將雇傭更多的員工；企業年齡為從開業到統計年份的時間跨度；利潤率為利潤總額比銷售收入，利潤是企業追逐的目標與擴大再生產的內在動力；資本密集度用固定資產總額比雇員總數表示，它反映了企業密集使用勞動或資本的差異。

關注的重點是最低工資標準提高的就業效應，作用于平均工資水平不同的企業、高新技術行業與制造業行業，以及資本密集程度不同的企業，是否存在差異；同時，最低工資標準提升的就業效應，是否會隨最低工資標準提升幅度而變化。因此，構建了四個虛擬變量：Average、Wage、High、Intensity。Averagei∈ ｛0，1｝，當企業的平均工資水平高于社會平均工資水平時取值為1，否則為0；Wagei∈｛0，1｝，最低工資標準提升幅度高于平均提升幅度的地區取值為1，否則為0；Highi∈｛0，1｝，1表示高新技術行業的企業，0為非高新技術行業的企業；Intensityi∈｛0，1｝，資本密集度高于平均水平的企業取值為1，否則取值為0；將以上四個虛擬變量與Gi-Ti構建交叉項，引入回歸方程。這樣，通過估計交叉項的系數，就可以分析最低工資標準提升的就業效應，在不同工資水平與資本密集度企業，不同行業上的差異，也可以分析隨最低工資標準提升幅度變化，就業效應的變化。因此，在方程（5）的基礎上，考慮到以上因素，建立了以下計量方程

其中，i為企業個體，Y為自然對數處理后的企業雇員數目。同樣地，Gi∈｛0，1｝，1代表企業隸屬于實驗組，0表示隸屬于對照組；Ti∈｛0，1｝，0表示實驗前，1代表試驗后。Gi＊Ti為分組變量與時間的交叉項，根據前文的分析，交叉項系數，就是提升最低工資標準對就業的影響效果。Control為控制變量集合，包含了企業規模、年齡、利潤率、資本密集度以及行業虛擬變量。

四、實證結果及分析

1.最低工資標準提升的結構性就業效應

表1為計量方程（6）的回歸結果。表1（1）的結果說明：第一，實驗組與控制組企業的雇員數量不存在顯著差異。分組變量G的系數不顯著，最低工資標準提升與未提升地區的企業雇員數目沒有明顯差異，說明各地的就業情況不是政府決定是否提高工資標準的依據，這樣就保證了對照組選取的隨機性與有效性；第二，2009年的就業形勢更好，時間T的系數顯著為正，說明2009年企業的雇員數量大于2008年，較2008年雇員數量增加，這與國際金融危機的影響變弱，宏觀經濟形勢好轉有關；第三，總體上來看，提高最低工資標準對企業的雇員數量的影響不明顯。GiTi的系數為負，但不顯著，說明沒有強烈的證據表明提高最低工資標準減少了我國的就業總量。但這并不能說明提高最低工資標準對就業無影響，這種影響很有可能是結構性調整。因此，表1（2-5）的計量結果對最低工資標準提升的結構性就業效應進行了檢驗。

表1（2-5）分別引入交叉項后，交叉項的系數（τ1，τ2，τ3，τ4）估計結果說明：第一，提升最低工資標準，對平均工資水平較低企業的就業影響顯著，更不利于低技能勞動力的就業。Average＊G＊T的系數τ1＝0.01，且在1%水平顯著，說明提高最低工資標準，使低工資水平的企業雇員數量減少。企業的平均工資水平與雇員的技能、受教育程度是高度相關的，對于平均工資水平較低的企業來說，其雇傭的低技能勞動力的比例也越高。可見，最低工資標準提升損害了低技能勞動力的就業，違背了保障低收入勞動者權益的初衷；第二，最低工資標準提升幅度較大地區的企業，雇員數目有顯著的下降。Wage＊G＊T的系數τ1＝-0.027，且在1%水平顯著，說明最低工資標準提高幅度大的地區，企業雇員數目下降更多。因此，可以推測最低工資標準提升對就業的影響存在“門檻效應”。最低工資標準提高幅度較大，容易帶來明顯的就業難題，因此政府需要把握最低工資提升的幅度；第三，提高最低工資水平，對中低技術產業的就業產生不利影響。High＊G＊T的系數τ3＝0.069，在1%水平顯著。提高最低工資標準后，中低技術產業的一組，企業雇員數目與高新技術產業相比減少更多；第四，最低工資水平提升對勞動密集型企業的就業產生不利影響。Intensity＊G＊T的系數τ4＝0.046，且在1%水平顯著，與資本密集型企業相比，提高最低工資標準使勞動密集型企業的雇員數目下降更多。與現有文獻的研究結論不同，以上研究結果表明最低工資標準提高對就業的沖擊是結構性的，它雖然對就業總量的影響不明顯，但顯著減少了平均工資水平較低、最低工資標準提升幅度較大、中低技術與勞動密集型行業的就業規模。

表1 2008-2009年最低工資標準提升對雇員數量的影響

值得注意的是，表1（1-5）中，G＊T的系數τ雖然為負數，但均不顯著，即最低工資標準提升對就業的總體影響效果不明顯。我國的最低工資標準仍有較大上升空間，在一定范圍內提高最低工資標準，總體上并不會影響就業總量，帶來的只是勞動力需求結構的變化。最低工資標準提升對就業總量影響不顯著的可能原因有：第一，低技能勞動力供給短缺，企業對低技能勞動力的需求價格彈性較小。低技能勞動力短缺現象在東部沿海城市表現得非常突出，而且有擴大到其他地區的趨勢。以珠海市為例，2004年的用工缺口為15萬，而在2009年這一缺口被迅速擴大到200萬。提高最低工資標準，一方面能夠動員更多的農村勞動力外出務工，另一方面由于企業對低技能勞動力的需求價格彈性較小，提高最低工資不會導致企業對低技能勞動力的需求大幅下降；第二，最低工資制度的執行力度不夠，企業違背最低工資標準的行為時有發生。雖然各地實施了最低工資標準，但由于監管壓力小，當地政府為保障就業，對企業違背最低工資標準的行為容忍度較高；第三，提高最低工資標準后，部分企業將雇傭更多的高技能勞動力，實現對低技能勞動力的替代。低技能勞動力的需求減少，伴隨著對高技能勞動力的需求加大。因此，最低工資標準提高，改變了部分企業對勞動力的需求結構，但對就業的總體影響不明顯。

2.結構性就業效應的形成原因分析

最低工資標準提高，將導致企業增加高技能勞動與資本的使用數量，減少低技能勞動的使用數量，造成高技能勞動與資本對低技能勞動的替代。整體而言，提高最低工資標準對就業總量的影響不明顯，說明企業減少低技能勞動使用數量的同時增加高技能勞動的雇傭數量，且二者的增減數量相當；對于平均工資水平較低的企業、最低工資標準提高幅度較大的地區、中低技術與勞動密集型行業而言，最低工資標準提高將帶來企業對低技能勞動力需求的更大幅度下降，資本對低技能勞動力的替代效應會更加突出，從而表現出結構性就業效應。受最低工資標準提高的沖擊，企業在現有的要素使用比例構成下，可能無法盈利，從而投資于更加先進的機器設備替代低技能勞動，甚至轉向對低技能勞動需求相對較少的行業。

為了進一步驗證結構性就業效應的成因，將資本勞動比（K/L）作為自然實驗的結果變量，并對方程（7）進行估計，相關變量的定義與方程（6）相同。資本勞動比的計算方法為固定資產凈值比雇員總數，它反映了企業的有機構成。由于本文使用的數據庫沒有標識雇員的受教育程度，無法檢驗高技能勞動對低技能勞動的替代效應，但這并不影響本文實證檢驗的嚴謹性。通過以上檢驗最低工資標準提高對“資本勞動比”的沖擊效果，以及在不同企業類型間的差異，就可以為上文的理論分析提供有力的經驗證據。由于資本勞動比在不同行業之間存在明顯差異，按高低技術與資本密集程度對行業分類構建分組變量并引入計量方程，可能導致估計結果的混淆。因此，作為以上理論分析的驗證，最終建立的計量方程如下

表2為方程（7）的估計結果，可以做出如下推斷：第一，最低工資標準提高，總體上促使企業的資本勞動比提高。分組變量（G）的系數不顯著，說明實驗組與對照組的結果變量不存在明顯差異，而變量G＊T的系數顯著為正，說明最低工資標準提高后，實驗組企業的資本勞動比明顯上升；第二，對于平均工資水平較低的企業、最低工資標準提升幅度較大的地區，最低工資標準提高對資本勞動比提高的促進作用更強。變量Average＊G＊T的系數顯著為負，說明最低工資標準提高后，平均工資水平較低企業的資本勞動比提高幅度更大。Wage＊G＊T的系數均顯著為正，說明最低工資標準提高幅度較大的地區，企業資本勞動比提高的幅度更大，最低工資標準對就業的沖擊可能存在“門檻效應”，即：只有當最低工資標準提升幅度達到一定范圍時才導致資本與高技能勞動對低技能勞動的替代。根據以上實證結果，可以推斷資本對低技能勞動的替代，是結構性就業效應形成的重要原因，從而驗證了理論分析的結果。

表2 最低工資標準提升對“資本勞動比”的影響

3.分行業穩健性檢驗

最低工資標準提升對企業雇員數目的影響程度，可能存在較大的行業差異。為了使本文的結論更加穩健可靠，有必要分行業對最低工資標準提升的就業效應進行檢驗。根據國民經濟行業分類①行業代碼的具體劃分，可以查閱國家統計局網站：http：//www.stats.gov.cn/tjsj/tjbz/hyflb，使用38個二位碼行業數據，以企業雇員數量作為因變量，對式（7）進行估計。其中交叉相系數，是需要重點關注的對象，它反映了最低工標準提升對就業的影響效果。表3統計了交叉項系數的估計結果，可以得到以下結論：

第一，提高最低工資標準對就業總量產生不利影響的行業，主要集中在傳統紡織業與依靠接訂單、加工制造的外向型產業；第二，提高最低工資標準對大多數行業的就業沒有明顯影響，驗證了表1的結論，即最低工資標準提升對全社會總體就業的影響不顯著。表3的統計結果顯示，系數在29個行業中不顯著；第三，最低工資標準提升對就業的負面效應對平均工資水平較低的企業就業影響更大，最低工資標準提高幅度增大會加劇對就業的負面影響。從表3的統計結果看，交叉項的系數（τ1，τ2）大部分與表（1）結果吻合，在總共38個行業中，τ1的系數在21個行業中顯著為正，τ2的系數在20個行業中為負。分行業穩健性檢驗結果進一步驗證了最低工資標準提升的結構性就業效應。

五、結論與啟示

基于2008-2009年中國工業企業數據，將各地區的最低工資標準提升視為一項自然實驗，采用雙重差分法研究了最低工資標準提升對就業的影響，結論與啟示如下：（1）提高最低工資標準總體上不會增加失業。保障低收入勞動者的利益，讓他們合理分享改革開放與經濟增長的成果，政府應該繼續推行最低工資制度。同時，需要強化最低工資制度監管環境，加大對違反最低工資標準企業的懲罰力度，確保最低工資標準制度的落實與實施；（2）最低工資標準提升導致部分低收入勞動者失業，反而損害了低收入勞動者的利益，出現與初衷背道而馳的結果。因此，保障低收入勞動者利益，不能僅僅局限于提高最低工資標準，而應該是一攬子政策措施。比如：為低技能勞動者創造就業機會，提供就業崗位，提供良好的創業環境，鼓勵自主創業，完善失業保障制度等；（3）提高最低工資標準對勞動密集型與中低技術產業就業的不利影響較大，而對資本密集型與高新技術產業的就業沒有不利影響。這說明提高最低工資標準可能改變了企業生產的有機構成，企業將雇傭更多的高技能勞動，或使用機器對低技能勞動替代。從這個角度來看，最低工資標準提高可能促進企業生產率提升，最終引致產業結構優化升級與價值鏈攀升；（4）最低工資標準提高幅度大的地區，就業所受到的不利影響較大。因此，提高最低工資標準，政府應該根據當地的產業結構特征、企業承受能力等因素綜合考慮，而不是盲目跟隨大流。最低工資標準的提升是一個循序漸進的過程，需要把握合理的幅度。

表3 系數估計結果的行業個數統計

最低工資標準提升的波及面相當廣泛，其政策效果也具有多面性。在提高低技能勞動力收入、促進社會分配公平的同時，也可能會導致低技能勞動者失業。政府制定政策的著力點應該在促進不同要素的收益分配更合理與穩定勞動密集型、中低技術產業的就業之間尋找平衡點，并出臺配套措施保障低收入群體的就業。最低工資標準提升的其他效應，也是非常值得深入研究的話題，這是后續研究的方向。

［1］李平，宮旭紅，張慶昌.工資上漲促進勞動生產率提升：存在性及門檻效應研究［J］.山東大學學報（哲學社會科學版），2011，03：83-91.

［2］蔡昉.人口轉變、人口紅利與劉易斯轉折點［J］.經濟研究，2010，04：4-13.

［3］Cahuc P，Zylberberg A.Labor Economics ［M］.Cambridge，Mass：MIT Press，2004.

［4］Kohen Brown，The Effect of the Minimum Wage on Employment and Unemployment，"Journal of Economic Literature，vol.20，no.2，1982：487-528.

［5］Flinn CJ.Minimum wage effects on labor market outcomes under search，matching，and endogenous contact rates［J］.Econometrica，2006，74（4）：1013-62.

［6］Cuesta MB，Heras RL，Carcedo JM.Minimun wage and youth employment rates，2000-2008 ［J］.Revista De Economia Aplicada，2011，19（56）：35-57.

［7］Gavrel F，Lebon I，Rebiere T.Minimum wage，on-the-job search and employment：On the sectoral and aggregate equilibrium effect of the mandatory minimum wage［J］.Economic Modelling，2012，29（3）：691-9.

［8］Papps KL.The effects of social security taxes and minimum wages on employment：evidence from Turkey ［J］.Industrial ＆ Labor Relations Review，2012，65（3）：686-707.

［9］張智勇.最低工資會打擊農民工就業嗎［J］.財經科學，2007，（10）：103-110.

［10］羅小蘭.我國最低工資標準農民工就業效應分析——對全國、地區及行業的實證研究［J］.財經研究，2007，（11）：114-123.

［11］丁守海.最低工資管制的就業效應分析——兼論《勞動合同法》的交互影響［J］.中國社會科學，2010（1）：85-102.

［12］賈朋，張世偉.最低工資標準提升的就業效應——一個基于自然實驗的經驗研究［J］.財經科學，2012（5）：89-98.

［13］夏蕓，唐清泉.最終控制人、高管薪酬與技術創新［J］.山西財經大學學報，2011（5）：86-92.

［14］廖建橋，楊紅明.低收入員工內在工作激勵的個案研究［J］.管理案例研究與評論，2008（4）：1-6.

［15］于海波.薪酬戰略與薪酬滿意度的關系［J］.管理案例研究與評論，2008（4）：63-68.

［16］高文亮，羅宏.薪酬管制、薪酬委員會與公司績效［J］.山西財經大學學報，2011（8）：84-91.

［17］楊竹萃.產業就業與區域收入差距研究［J］.財經問題研究，2014（4）：28-32.

［18］Angrist J，Pischke J.Mostly Harmless Econometrics：An Empiricist’s Companion［M］.Princeton，New Jersey：Princet on University Press，2009.

［19］馬雙，張劼，朱喜.最低工資對中國就業和工資水平的影響［J］.經濟研究，2012（5）：132-146.