最低工資的減貧效應研究*

魏下海 許家偉

引言

習近平總書記指出，消除貧困、改善民生、實現共同富裕，是中國特色社會主義的本質要求，是中國共產黨的重要使命。經過多年持續努力，我國如期完成新時代脫貧攻堅目標任務，全國絕對貧困人口累計減少9899萬人，絕對貧困發生率清零。①中華人民共和國國務院新聞辦公室：《人類減貧的中國實踐》，《人民日報海外版》，2021年4月7日，第04版。消滅絕對貧困的全面勝利具有里程碑式的意義，但相對貧困仍將長期存在。黨的十九屆五中全會明確要求，鞏固已有脫貧攻堅成果，構建解決相對貧困的長效機制，建立完善農村低收入人口和欠發達地區幫扶機制。就相對貧困治理來說，需要為低收入群體提供相應的社會救助和幫扶措施，充分發揮社會保障機制的紓困作用。

作為一項旨在“保障勞動者個人及其家庭成員的基本生活”和“維護勞動者取得勞動報酬的合法權益”的勞動保護制度，最低工資規制（Minimum Wage Regulation，MWR）在減少相對貧困和收入不平等方面常常被寄予期望。通過最低工資規制，政府可以平衡雇員與雇主的工資談判關系，調節勞動-資本收入比例，①Christopher Flinn,“Minimum Wage Effects on Labor Market Outcomes under Search,Matching,and Endogenous Contact Rates,”Econometrica,vol.74,no.4,2006,pp.1013-1062.縮小收入差距，保障低技能勞動者收入水平。②Kamer Acemoglu and J?rn-Steffen Pischke,“Minimum Wages and On-the-Job Training,”Research in Labor Economics,vol.22,no.1,2003,pp.159-202.我國于1993年11月24日在企業中施行《企業最低工資規定》，2004年3月1日又進一步在全國范圍內推行適用面更廣的《最低工資規定》，對勞動力市場產生較為深遠的影響。不過，中國最低工資規制的現實實踐究竟對低收入群體會產生何種影響，是否能有效發揮降低相對貧困的效果，目前仍未有完備答案。本文試圖提供這方面問題的答案。

從文獻進展看，發達國家的大部分經驗證據表明，最低工資對于低收入家庭生活保障作用較為有限，③William Johnson and Edgar Browning,“The Distributional and Efficiency Effects of Increasing the Minimum Wage:A Simulation,”The American Economic Review,vol.73,no.1,1983,pp.204-211；Richard Burkhauser and Joseph Sabia,“The Effectiveness of Minimum-Wage Increases in Reducing Poverty:Past,Present,and Future,”Contemporary Economic Policy,vol.25,no.2,2007,pp.262-281.僅有少量研究顯示最低工資對底層家庭收入表現出積極影響。④Arindrajit Dube,“Minimum Wages and the Distribution of Family Incomes,”American Economic Journal:Applied Economics,vol.11,no.4,2019,pp.268-304.在發展中國家，由于經濟發展階段以及勞動力市場結構和監管力度的差異，最低工資的減貧和分配效應亦存在差異性。⑤Enrique Alaniz,Tim Gindling and Katherine Terrell,“The Impact of Minimum Wages on Wages,Work and Poverty in Nicaragua,”Labour Economics,vol.18,no.S1,2011,pp.S45-S49；Alessandra Brito,Miguel Foguel and Celia Kerstenetzky,“The contribution of minimum wage valorization policy to the decline in household income inequality in Brazil:A decomposition approach,”Journal of Post Keynesian Economics,vol.40,no.4,2017,pp.540-575.我國推行最低工資制度的時間相對較短，從家庭層面考察對收入影響的研究尚不多見。一些文獻提供了最低工資能夠提高我國底層家庭收入、改善少數民族勞資關系等證據，⑥Carl Lin and Myeong-Su Yun,“The Effects of the Minimum Wage on Earnings Inequality:Evidence from China,”Research in Labor Economics,vol.44,no.2,2016,pp.179-212；段志民、郝楓：《最低工資政策的城鎮家庭收入分配效應研究》，《統計研究》2019年第7期。另有研究表明最低工資在降低農村貧困率、實現高收入家庭對低收入家庭的補貼配置發揮一定作用。⑦羅小蘭：《最低工資對農村貧困的影響:基于中國農民工的實證分析》，《經濟科學》2011年第3期；寇恩惠、劉柏惠：《最低工資與城鎮減貧:基于一般均衡的視角》，《財貿經濟》2021第12期。

解決相對貧困是實現共同富裕的必要過程，亟需探索如何從消滅絕對貧困到減少相對貧困的新路徑。目前，學界關于最低工資減貧效應仍存在一定爭議，主要分歧點在于最低工資對就業的影響方向。在解決相對貧困和通往共同富裕的道路上，最低工資制度被賦予新的角色功能。在此背景下，本文試圖利用全國縣級最低工資和家戶調查匹配數據，從工資效應和就業效應兩條渠道來評估最低工資規制對相對貧困家庭的作用，并為當前相對貧困治理以及完善低收入家庭的紓困舉措提供一定的政策啟示。

一、數據、模型與統計事實

（一）數據來源

本文數據來自于2000—2015年中國健康與營養調查（CHNS），及匹配的上年度最低工資數據。其中，最低工資資料（區縣級）涵括1998—2014年，地區信息根據CHNS記載的樣本實際地理位置整理得到，覆蓋山東、廣西、江蘇、河南、湖北、湖南、貴州、遼寧下轄的45個區縣級行政區的家庭樣本。

我國于2004年施行的《最低工資規定》指出，與七類用人單位建立勞動關系的勞動者均受最低工資法規的法律保護，而一些隱性就業勞動群體，如家庭工人、家政服務等并不在最低工資規定的法律保護范疇。因此在實證過程中，剔除家庭中可觀測的非適用部門、隱性就業等樣本。

（二）模型與變量測度

本文通過度量就業造成的收入損失來衡量最低工資對家庭工資總收入的影響。參考Brown（1999）構建核算最低工資對貧困家庭收入影響的方法，①Charles Brown,“Minimum wages,employment,and the distribution of income,”Handbook of Labor Economics,vol.3,no.2,1999,pp.2101-2163.即：

總效應=工資效應+就業效應=最低工資對貧困家庭工資收入的彈性×貧困家庭平均工資收入+最低工資對貧困家庭就業率的彈性×貧困家庭平均人口×貧困家庭平均工資收入

關于貧困的定義，目前有絕對貧困與相對貧困兩種標準。國家統計局公布的絕對貧困線存在以1978年、2008年和2010年為基期的三種方案，并不統一，且這一貧困線只針對農村家庭，并不適用于城鎮家庭。陳宗勝等（2013）認為這一標準偏低，建議采用相對貧困標準。②陳宗勝、沈揚揚、周云波：《中國農村貧困狀況的絕對與相對變動——兼論相對貧困線的設定》，《管理世界》2013年第1期。因此，本文選擇相對貧困標準亦更符合本文探索相對貧困解決機制的目的。

在家庭層面的基準回歸模型就有工資效應模型式（1）和就業效應模型式（2）：

其中，下標i、j、t分別指家庭編碼、縣級行政區編碼和調查年份，表示在t年j地區當地實行最低工資標準為MWjt的家庭i所對應的數據資料。lnWijt表示對數家庭人均月工資性收入；EMPijt表示家庭就業率；主效應項lnMWj,t-1表示調查年份前1年j地區當地實行的區縣行政級層面全日制月最低工資標準，取對數；主效應項PKit表示貧困家庭的識別變量，1識別為貧困家庭，0識別為非貧困家庭；核心交互項lnMWj,t-1×PKit，表示貧困家庭與滯后1期的縣級月最低工資的交乘；Zit為家庭隨時間變化的特征變量；μj表示地區效應；μt表示時間效應；εijt表示隨機擾動項。

家庭人均月總收入，是評價貧困家庭標準的依據，以2015年為基期進行平減，并做了雙側1%的縮尾處理。關于貧困家庭的識別，通常使用考慮了家庭規模的人均等價收入中位數的40～60%作為相對貧困線，③Peter Townsend,“The Meaning of Poverty,”The British Journal of Sociology,vol.13,no.3,1962,pp.210-227；Peter Townsend,Poverty in the United Kingdom:A survey of household resources and standards of living,Berkeley:University of California Press,1979,pp.1216.事實上，貧困線識別的具體標準國際上并未統一，如歐盟以人均收入中位數的60%衡量，OECD國家采用50%的標準，美國則采用40%，鑒于國家扶貧辦公布的我國2012年測算貧困發生率為10.2%，以家庭人均月總收入中位數的40%作為相對貧困線，樣本的貧困發生率為10.35%，接近我國的調查貧困發生率，故本文以此為相對貧困線，貧困線下的家庭視為貧困家庭。核心變量對數家庭人均月工資收入，由勞動年齡人口①參考向攀等（2016），視家庭成員中，男性年齡在16～60歲之間，女性年齡在16～55歲之間，在本地就業的，為勞動年齡人口。的個人工資收入形成，剔除部分可觀測到的隱性就業影響，并以2015年為基期進行平減和雙側1%的縮尾處理；核心變量家庭勞動年齡就業人口占家庭總人口的比率，對家庭勞動年齡人口的就業狀態進行識別，將從事工資性收入工作的視為在就業狀態，以在職就業者占總人口的比例作為家庭就業率。

家庭特征變量包括：（1）工作經驗及其平方，取家庭勞動年齡人口工作經驗的均值，參考Wahlberg（2008），年齡減去受教育年限再減6年得到，工作經驗的平方縮小100倍。②Roger Wahlberg,“Differences in Wage Distributions between Natives,Non-Refugees,and Refugees,”IZA Working Papers,2008.（2）平均受教育年限，取家庭勞動年齡人口受教育年限的均值，個人受教育年限具體到接受正規學校教育的年限。（3）家庭人口規模和老人比例，指全家總人口和60歲以上人口占比。（4）勞動人口比例，即勞動年齡人口占總人口比例。（5）家庭參保比例，指勞動年齡人口個人醫療保險的參保比率，凡參與至少一類醫保即視為已參保。（6）家庭男性比例，即勞動年齡人口男性占比。（7）家庭已婚比例，已婚者所占的比例，視在婚、離婚、喪偶、分居均為已婚。（8）體制背景、私企背景，視勞動年齡人口中目前或曾經在該類單位就職的，即為擁有該種工作單位的家庭背景，體制背景指代機關、企事業單位、集體企業；私企背景指代私營個體企業、三資企業。（9）少數民族家庭背景，有一位及以上成員為少數民族，即視為少數民族家庭。

（三）統計描述

表1 報告了樣本描述性統計以及基準估計中解釋變量的分組t均值檢驗結果。非貧困家庭的平均人均收入更高，勞動年齡人口在受教育情況、婚姻情況、醫療參保率、背景條件都要明顯好于貧困家庭，在人口特征上，非貧困家庭的平均總人口為3.65人，貧困家庭雖有4.41人，但勞動人口比例卻更低，男性比例亦更低，意味著貧困家庭“核心骨”肩上背有重要的經濟負擔。

表1 描述性統計

（接上表）

二、實證結果與分析

（一）基準回歸

表2 結果顯示，最低工資的提高有助于增加貧困家庭工資收入，但伴隨著一定程度的就業擠出。以（2）、（3）列為例，最低工資提高1%可增加貧困家庭0.210%的工資性收入，控制家庭特征后，這一影響降低至0.198%。觀察就業效應的結果可以發現，最低工資調整帶來的貧困家庭就業狀態變化并不明確，在控制家庭特征后，最低工資對貧困家庭就業率有一定程度的沖擊，但僅在10%的統計水平上顯著，這表明就業效應的程度較為微弱。由于就業效應是最低工資表現在家庭工資收入上造成的損失，可估計最低工資提高1%能夠增加貧困家庭工資收入11.85元。①具體計算過程如下：246.70×0.198+246.70×4.41×（-0.034）=11.85元。

表2 基準回歸結果

（接上表）

（二）內生性處理

從最低工資和家庭工資性收入之間的互動邏輯來看，最低工資規制看似外生地約束用人單位的工資發放行為，從而提高家庭收入，然而潛在的樣本選擇和互為因果可能導致內生性問題。本文通過ifwkijt標記j地區的i家庭在t時間有無工資性收入工估計家庭從事工資性收入工作的概率，構造選擇方程如式（3）：

根據Heckman兩步法，首先采用Probit模型估計選擇方程，從中得到逆米爾斯比率，進而將此比率作為一個控制變量分別放入工資效應模型和就業效應模型中，即可得到“最低工資×貧困”交互項的一致估計。

在基準回歸已有特征變量的基礎上，再引入未成年小孩比例，指16歲以下（不含16歲）人口的比例，撫養未成年對家庭收入穩定的需求更加迫切，子女數量越多，對收入必然提出更高的要求，選擇工資性收入工作的傾向性會更高；是否從事經營性工作，指有無以雇主身份從事經營性活動的家庭成員，以雇主身份主持經營性活動的所得歸入家庭經營性收入，其家庭成員從事工資性收入工作的相關性更低；以及對數家庭人均月總收入，人均總收入高的家庭，從事工資性收入的概率更高，作為篩選特征。同時，為了克服家庭工資性收入與最低工資之間的互為因果問題，使用其他區縣最低工資標準的均值作為縣級最低工資的工具變量，結合Heckman兩階段和最小二乘兩步法來解決內生性問題。

表3 是使用Heckman兩階段和工具變量兩步法對內生性問題進行解決的結果，就Heckman兩階段的結果第（2）、（5）列看，工資效應方程中的逆米爾斯比率顯著不為零，意味著基準回歸中存在對有工資性收入家庭的樣本選擇問題，故通過使用其他區縣的最低工資均值作為縣級最低工資的工具，采用Heckman兩步法和最小二乘兩階段相結合的方式來克服，但最低工資對工資性收入的彈性變化并不大，而就業效應方程中的逆米爾斯比率不顯著，因此不存在樣本選擇，故采用最小二乘兩階段解決就業與工資收入之間的內生性問題。結果與基準回歸的結論保持一致。

表3 Heckman兩步法、最小二乘兩階段的結果

（三）穩健性分析

1.不同相對貧困標準對貧困家庭收入的影響

鑒于設置的相對貧困線標準不同，產生結果可能并不一致，嘗試采用收入分布中位數的45%、50%、55%、60%作為相對貧困線，以檢驗基準回歸結果的穩健性，結果如表4所示，隨著相對貧困標準的提高，最低工資對貧困家庭工資收入的彈性下降較多，但工資效應依舊顯著，而最低工資對貧困家庭就業率的彈性基本穩定，僅部分貧困標準下不能確定就業效應的存在性。最低工資對中高收入勞動者存在溢出效應的影響，但主要影響的是收入分布5～20%的家庭，隨著收入分位提高，這一溢出效應會逐漸被稀釋，①邸俊鵬、韓清：《最低工資標準提升的收入效應研究》，《數量經濟技術經濟研究》2015年第7期；Weilong Zhang,“DistributionalEffectsofLocalMinimumWageHikes:ASpatialJobSearchApproach,”SSRNWorkingPapers,2018.同時，相對貧困標準提高也意味著更多非貧困家庭會被納入相對貧困范疇。因此可以明確的是，相對貧困的標準放寬后，工資效應依舊存在，就業擠出效應較為微弱，這與楊娟和李實（2016）的證據一致。②楊娟、李實：《最低工資提高會增加農民工收入嗎?》，《經濟學（季刊）》2016年第4期。

表4 穩健性分析1：不同相對貧困標準對工資效應的影響

2.不同勞動就業定義對貧困家庭收入的影響

來自其他發展中國家的經驗證據表明，最低工資規制對正規部門的硬約束要強于對非正規部門的軟約束，③David Neumark and Luis Felipe Munguía Corella,“Do Minimum Wages Reduce Employment in Developing Countries?A Survey and Exploration of Conflicting Evidence,”World Development,vol.49,no.1,2021,pp.1-23.國內也發現了對非正規部門工資影響并不明顯的證據。④向攀、趙達、謝識予：《最低工資對正規部門、非正規部門工資和就業的影響》，《數量經濟技術經濟研究》2016年第10期。為了剔除可觀測的非正規就業影響，參考向攀等（2016）對正規部門就業與非正規部門就業的定義，①將為他人或為企業員工規模大于20人的單位工作的長期工或合同工視為正規部門就業，包括各級企事業，大、中小集體企業，集體農場，私人企業，其余就業形式，如有不超過20個雇工的個體經營者、無雇工的個體經營者（包括農民）、臨時工、領取工資的家庭工人、無報酬的家庭幫工，均屬于非正規就業范疇。以正規工資收入代替工資收入，以正規就業率代替就業率測試穩健性，這一標準相比《最低工資規定》的適用部門更細而具體。結果如表5所示，最低工資提高對貧困家庭的工資效應，無論是對家庭工資收入，還是對僅來自正規部門的家庭工資收入，都具有一致的正面影響，工資效應存在的證據依舊是明顯的，而在只考慮正規就業的情況時，最低工資對貧困家庭正規就業率的擠出彈性并不顯著。

表5 穩健性分析2：不同勞動就業定義對貧困家庭收入的影響

（四）異質性分析

1.市場化環境的影響差異

通常，市場化發展水平越高的地區將伴有更加良好營商環境和公共服務效率，最低工資規制執行也將更為嚴格。①李建強、高翔、趙西亮：《最低工資與企業創新》，《金融研究》2020年第12期。本文以王小魯等人編制中國省區市場化指數②王小魯、樊綱、余靜文：《中國分省份市場化指數報告（2016）》，北京：社會科學文獻出版社，2017年，第58—214頁。來刻畫地區市場環境高低，進而評估最低工資減貧效應在不同市場環境下的異質性影響。

結果如表6的Panel A所示。市場化指數更高的地區，貧困家庭工資收入的提升彈性較高，地區間的工資效應差異不大。然而高市場化地區的貧困家庭受就業的沖擊較大，低市場化地區貧困家庭受到的沖擊則不明顯。原因在于，高市場化指數地區的經濟制度更加健全、最低工資規制的執行力度更強，用人單位在勞動者工資薪酬的發放更規范，因此最低工資會沖擊底層低收入勞動者的就業。而低市場化地區的用人單位未遵守最低工資規制的現象較為普遍，對那些面臨生存壓力的低薪勞動者而言，或許領取一份低于最低工資標準的收入也勝過被擠出就業的風險。

2.《勞動合同法》實施的影響差異

2008年實施的《勞動合同法》無疑強化了企業層面的勞動保護，也促進了企業對最低工資制度的遵守。本文以2008年為時間點，將調查時間在2009年及以后的樣本視為《勞動合同法》實施后，反之則視為《勞動合同法》實施之前，結果如表6的Panel B所示。在2008年《勞動合同法》實施之前，最低工資對貧困家庭工資收入和就業率的影響均不明確，而在2008年《勞動合同法》實施之后，其從多方面對勞資關系做出了約束，為最低工資形成更為嚴格的管制環境提供了法制基礎。一方面，迫使用人單位提升《最低工資規定》的執行力，充分發揮工資效應為貧困家庭帶來的收入福利的作用。但另一方面其對就業的負面沖擊不可忽視，來自丁守海（2010）的經驗證據也證實這一點。③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》，《中國社會科學》2010年第1期。

表6 異質性分析

（接上表）

三、結論與啟示

本文利用中國健康與營養調查數據（2000—2015），從工資效應和就業效應的角度考察了最低工資規制的減貧效應。結果表明，最低工資規制對貧困家庭的工資收入有顯著的提升效應，對家庭就業有一定擠出影響。進一步發現，無論是高市場化發展水平地區還是低市場化發展水平地區，最低工資的工資效應均具有正向作用，但對就業的沖擊僅在市場化程度更高地區較明顯，而2008年《勞動合同法》的實施雖然提升了工資效應帶來的福利水平，但也產生一定的就業損失。

本文結論意味著，最低工資對相對貧困群體的影響存在著兩種并行的效應，在提高收入水平同時往往伴隨一定程度的就業損失。在現實實踐中，如何更有效地發揮最低工資的減貧作用，是一個需認真權衡的政策考量。因此，政府在推行最低工資政策時，應積極出臺相應的配套措施，做好基礎性工作，包括為低收入家庭生活負擔減輕、就業幫扶和生產幫扶等方面提供更多幫助，以完善低收入家庭的紓困舉措，形成相對貧困治理的社會合力。