最低工資對我國制造業就業影響的實證檢驗

（南京農業大學經濟管理學院，南京 210095）

引 言

就業是最大的民生，制造業在23個國民經濟行業門類中吸納的勞動力就業最多。在我國經濟下行趨勢明顯、產業升級加快及中美貿易摩擦加劇的背景下，我國制造業就業形勢持續惡化，威脅我國整體就業穩定。有調查顯示，在經濟持續下行、轉型升級加快及中美貿易摩擦的背景下，城鎮調查失業率同比提高，我國就業形勢變得更加嚴峻［1］。《人民日報》也指出，雖然服務業已經成為我國就業增長的新引擎，但從服務業細分行業來看，服務業就業增長的可持續性不容樂觀，且不具備吸納制造業大量中低端勞動力轉移的能力。因此，當前保持制造業就業穩定仍是穩總體就業的關鍵。

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［3-6］。制造業企業吸納了大量的低技能勞動力與非正規就業人員，他們所代表的低勞動生產率群體受最低工資政策影響最大［7］。客觀宏觀環境的變化不可控，但最低工資保障作為一種外生宏觀調控的政策工具，它對我國就業及制造業就業的影響學者們還未達成一致觀點。因此，從實證的角度系統地研究最低工資標準對我國制造業就業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影響的文獻，不難發現：在20世紀70年代以前，有關最低工資保障就業效應的理論成果已經非常多。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提出的失業模型并不符合現實情況。如果政府能夠根據需求和供給計劃制定合理的最低工資，并且隨企業、行業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水平［9］。后續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果可能的原因思考［14］。

用數據說話的實證主義者們研究發現：國家的發展階段和具體國情可能使得最低工資的就業效應產生差異。有的學者認為最低工資的提升會對就業產生統計上顯著的負向影響，但彈性系數較小［15-16］。Machin和Manning通過對英國引入最低工資的就業影響實證分析發現：最低工資的就業影響相當小，適當水平的最低工資甚至會提高女性工人的數量［17］。

Bell（1997）則對墨西哥和哥倫比亞兩國的制造業數據進行分析，發現最低工資對哥倫比亞的制造業就業產生負影響，而對墨西哥沒有顯著影響。隨著實證研究的不斷深入，學界出現了從同一數據出發得到了不同實證結果的研究［18，19］。一些學者后續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，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，國內大多數學者在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，國內學者意識到最低工資保障制度更多的是政府在工會系統不甚完善的經濟背景下保障低收入群體權益的必要手段，因此國內學者開始更多從實證的角度出發討論最低工資保障對勞動者就業及收入的影響［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影響的研究結論在經濟發展不同階段、不同行業、長期或短期、宏觀或微觀等不同角度，結論也有所不同［34-36］。

綜上，最低工資保障制度在我國實行的時間并不長，但在國外已經存在了100多年。國外學者在研究最低工資的就業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構與經濟制度，國內外兩種模式下的就業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。就目前我國制造業的就業問題來看，研究最低工資制度對制造業就業的影響對維護制造業大量低收入群體的權益具有必要性和緊迫性。此外，現有文獻的研究角度都還未深入研究各省 （自治區、直轄市）差異化的最低工資保障標準對制造業內部在崗職工和其他就業人員、不同所有制制造業的就業影響，忽略了制造業地區特性、員工的職業特征以及制造業所有制特征在其中扮演的角色。因此，本文擬系統性研究2003～2018年我國最低工資保障對制造業的就業影響，具有一定創新性。

2 模型設定與數據說明

2.1 模型設定

以最基本的柯布道格拉斯生產函數為基礎，如式 （1）。下標i代表省市，t代表時間，Y表示某一省 （自治區、直轄市）的制造業生產總值，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分別為資本產出彈性和勞動力產出彈性。

借鑒新古典經濟學的邊際勞動生產率理論，根據微觀經濟理論中使用生產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、制造業發展水平Y和工資水平W均是影響制造業勞動力就業的重要因素。從現實經濟來看，我國最低工資標準主要由經濟發展水平、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經濟發展水平及工資水平關聯性較大，地方經濟發展水平又與地方制造業發展水平呈現緊密關系。此外，參照國際標準，最低工資標準一般占當地平均工資水平的40%～60%，同理，制造業平均工資又與各地區平均工資高度相關。因此，最低工資標準MW與制造業發展水平Y及制造業平均工資W之間的函數關系可以寫為MW＝f（Y、W）。考慮到地區制造業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制造業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函數，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、直轄市）制造業從業人員數；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效應，εit為隨機擾動項。由于α、β均大于0，lnA前的系數必然小于0，這表明就業人數與技術進步呈負向關系，又由于制造業發展水平lnY前的系數大于0和lnW前的系數小于0，所以lnMW前的系數α無法2得到確切答案，其符號正負取決于制造業行業發展水平lnY和工資水平lnW對最低工資水平lnMW影響的大小。因此，現階段研究最低工資對制造業就業的影響具有現實意義。為了避免回歸方程產生的遺漏變量問題，本文用∑αiXi表示對制造業就業有影響的其他指標組成的控制變量組。

2.2 數據說明

本文采用的數據跨度期為2003～2018年，分析中所使用的名義變量均用城鎮CPI指數 （以2003年為基期）進行了平減。各省 （自治區、直轄市）制造業就業人數數據、最低工資數據來自《中國勞動統計年鑒》與各省 （自治區、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 基準回歸結果與穩健性檢驗

3.1 最低工資標準對制造業就業的總體影響

模型的被解釋變量為制造業就業人數，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平均工資水平；模型2在模型1的基礎上加入了宏觀經濟環境和監管環境兩個解釋變量；模型3在模型2的基礎上加入老年撫養比、制造業對外開放水平、城鎮化水平及技術進步4個解釋變量。模型1～3的回歸估計結果如表2所示。

隨著解釋變量的增加，模型的擬合優度逐漸增加，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，當制造業繁榮，即制造業的銷售產值lnms更高時，制造業的勞動力需求會增加；宏觀經濟大環境越好、制造業的開放程度越高、城鎮化水平的提升均對我國制造業就業起到正向作用。2008年，國家頒布了 《勞動保護法》，勞動市場監管環境變得嚴格，這對制造業總就業水平帶來了沖擊。以上回歸結果符合經濟學一般邏輯。從勞動力的供給端看，各省市15～64歲人口數的增加會給制造業就業帶來正向影響，相反人口老齡化的加劇，及老年撫養比的增加會對制造業就業水平帶來沖擊。技術進步所帶來的替代效應會降低制造業的勞動需求。本文的核心解釋變量最低工資水平lnMW的回歸系數在以制造業總就業為解釋變量的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總體就業水平有沖擊作用。根據模型3，最低工資水平每上升1%，其對制造業的就業沖擊為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勞動力就業造成壓力。

表2 最低工資對制造業就業影響

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

3.2 分就業類型討論

在我國的勞動力市場上，存在著在崗就業和其他就業的區別。在崗就業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。而其他就業是有別于在崗就業的特殊情況 （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人員更多。因此，在制造業就業中，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的基礎上對制造業的就業類型分為在崗就業、其他就業兩種依次進行回歸分析 （模型4、5），結果見表3。

由表3可知，在我國制造業勞動市場，最低工資水平的提升對在崗就業和其他就業的影響存在差異。隨著最低工資水平的提升，制造業在崗就業會降低。反觀制造業其他就業，最低工資水平每提高1%，制造業其他就業人數便會上漲0.438%。回歸系數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在崗工人的用工成本，但對其勞動生產率的提升作用微乎其微。但是，對于多勞多得的其他就業人員而言，最低工資保障標準的提升可以直接刺激到他們的生產積極性，進而提高其勞動生產率；此外，在崗職工與就業單位之間簽訂的正式勞動合同雖然是防止企業違規操作的法律保障，但同時，勞動合同所規定的如公積金和保險在內的其他權益也是直接提高企業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，制造業企業會傾向于多聘用如兼職人員在內的其他就業人員。

2.3 分地區討論

改革開放后，我國東部地區制造業的快速發展吸引大量的中西部勞動力迅速涌入。近些年，隨著我國制造業的產業轉移，中部地區開始逐漸吸納勞動力。但是，不同地區的經濟發展水平、勞動力生活成本不一致，會間接影響到制造業企業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 （東北地區、東部地區、西部地區及中部地區）間最低工資水平提升所帶來的就業效應可能存在差異。表4展示了在模型3的基礎上加入地區虛擬變量的回歸結果（模型6～9）。

表3 最低工資對制造業在崗就業和其他就業影響

如表4所示②，最低工資對制造業就業的影響只在東部、西部和中部地區顯著，在東北地區則不顯著。模型6～9回歸系數均顯著為負，大小的差異則反映了地區間的差異。對于我國東部制造業而言，最低工資的就業效應為負，這主要是由替代作用導致的，雖然東部地區技術水平較為發達，但人力成本相對較高。因此，雖然東部地區的最低工資水平對于平均工資而言相對較低，但近些年制造業產業升級加快、機器化替代勞動的趨勢不可避免。此外，東部地區的生活成本也相對較高，最低工資對東部制造業的就業負效應相對于中部制造業而言更高。對于西部制造業就業而言，最低工資保障帶來的勞動力成本提升效應是制造業就業負效應的最大因素。以上結果意味著目前我國試圖通過最低工資保障來調節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問題。

表4 最低工資對各地區制造業就業影響

3.4 分所有制討論

不同所有制制造業企業所面臨的競爭程度和最低工資保障制度的政策執行力度不同，也會間接影響到企業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集體單位制造業、城鎮私營和個體制造業、城鎮國有單位制造業及城鎮其他單位制造業的就業影響，回歸結果見表5。

根據表5，最低工資水平的提升對我國城鎮集體單位制造業與城鎮國有單位制造業就業效應顯著為負。反觀城鎮私營與個體制造業及城鎮其他單位制造業，最低工資水平提升的就業效應為正。產生上述差異的原因可能是：在我國，私營和個體制造業及城鎮其他單位制造業就業占據了制造業總體就業的一半以上且大多承擔著產業鏈下游的加工、組裝部分，它們對勞動力這類生產要素的需求更大，最低工資標準的實施能幫助這些企業有效的吸引勞動力。由于私營和個體制造業和其他單位制造業企業的自主權較大，部分企業為了提高自身競爭力，采取壓低勞動者工資的手段以實現自身的利潤最大化，使得勞動者的利益受損。有的企業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］。城鎮集體單位制造業和城鎮國有單位制造業，勞動合同的簽訂率和相關保障勞工權益政策的執行率相較更高，屬于正規部門。按照Welch的兩部門模型，正規部門會在最低工資的影響下降低勞動需求，剩余的勞動力會轉移至非正規部門就業，使得非正規部門就業上漲［39］。

表5 最低工資對不同所有制制造業就業影響

表6 最低工資對制造業就業影響的穩健性檢驗

3.5 穩健性檢驗

參照現有相關文獻進行穩健性檢驗的方法，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。穩健性回歸的結果見表6中的模型14。

根據模型14的回歸結果，Cragg-Donald Wald F統計量等于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果的正負顯著性未發生變化，本文的結論依然成立，進一步佐證了本文結論的穩健性。本文亦根據制造業勞動者就業類型、地區和所有制分類進行穩健性回歸，結論均顯示穩健，實證結果不做陳列。

4 結論與政策建議

基于2003～2018年的相關數據，本文研究了我國最低工資對制造業就業的影響，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調收入分配會沖擊到制造業就業，進而使得原本擁有工作的勞動者失去工作，生存環境變得更糟。最低工資水平的提升，會對我國制造業在崗就業勞動力，東、西部地區制造業就業，城鎮集體制造業企業和城鎮國有企業制造業產生更強的沖擊。根據上述研究結論，可以獲得以下政策建議。

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

（2）政府應當建立一個更優化的與經濟發展水平及物價水平相聯系的、反映勞動力市場變化的最低工資調整制度。循序漸進地調整最低工資標準，使得企業有一個緩沖的過程。再者，政府可通過稅收減免和就業補貼等財政政策緩解企業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域最低工資標準轉變為區域性最低工資標準、行業性最低工資標準及不同職業性最低工資標準相協調的政策工具。

（3）政府應當從政策上引導制造業經濟轉型。對于制造業企業而言，改變單純投入生產要素的方式亟待轉變成提高生產率的方式，提高企業生產率才能從根本上保持企業發展的可持續性。此外，最低工資有明顯的 “倒逼機制”效應，會對就業產生沖擊的同時也有助于經濟轉型，政府應幫助制造業企業抓住機會，推動 “中國制造”向“中國創造”轉變。

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

注釋：

①《中國勞動統計年鑒》中有關制造業就業人數的統計中，大多數省 （自治區、直轄市）僅統計城鎮制造業的就業人數，僅有少數省市納入了農村制造業就業人數的統計。因為制造業會更多的集中在發達省份的城鎮地區，為了統一口徑，本文統一使用城鎮制造業總就業人數代替制造業總人數。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、直轄市）可能在1年之間多次調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果，其他控制變量的輸出結果與基準回歸結果相差不大，如有需要，可聯系作者索取。