最低工资与就业关系刍议

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一、引言

自我国1993年实行最低工资制度以来，最低工资的就业效应一直都是许多济学家争论的焦点。但是，国内学者对于最低工资就业效应的研究大多集中在理论层面上，缺乏实证研究，无法为政府部门制定合理的最低工资制度提供有意义的参考。

目前国外已有大量的文献对最低工资的就业效应进行了理论和实证研究。Card和Krueger通过电话采访收集了新泽西州和宾夕法尼亚州410家快餐店的数据，采用差中差（DID）的方法，对新泽西州和宾夕法尼亚州的快餐店在最低工资上涨前后的就业变化进行比较，结论表明最低工资的增加并不会减少就业。然而，Numark和Wascher利用相同地区快餐店员工的工资单数据，重新审视了Card和Krueger的研究，却得到了截然不同的结论，他们发现最低工资的就业弹性处在-0.21到-0.22之间。Gadling和Terrell考察了哥斯达黎加的覆盖部门和非覆盖部门最低工资增长与就业的关系，通过使用1988—2000年的面板数据模型得出结论：最低工资增长10%，覆盖部门的就业量下降1.09%，非覆盖部门的就业量则无显著变化。

与国外的研究相比，研究中国最低工资与就业关系的文献则很少。罗小兰使用上海市1993—2005年的时间序列数据进行研究，发现提高最低工资会对农民工的就业产生正的影响。之后罗小兰又使用1994—2005年中国31个省、直辖市、自治区的面板数据模型，考察了最低工资标准对农民工就业的影响，其结论为，最低工资标准的增加对就业的影响存在一个阀值，在该阀值之前，最低工资的增加会促进农民工就业，而超过该阀值之后，最低工资的增加就会对农民工的就业产生负效应。

鉴于此，本文选取全国27个省、直辖市、自治区1996—2006年的数据，从实证角度全面考察我国就业量与最低工资标准之间的长期关系和短期关系。

二、数据说明

在考察我国最低工资标准对就业的影响时，由于受统计数据的制约，在计量分析中仅用时间序列数据无法满足大样本的要求，从而影响估计的精度。因此，本文将使用1996—2006年中国27个省、直辖市和自治区的年度面板数据来解决小样本问题。重庆1997年才从四川省划分出来成为直辖市，因此为了保证数据的前后一致性，四川省1996年的国内生产总值（GDP）以及劳动供给数据为剔除重庆后的数据。此外，湖南、福建、海南和西藏由于收集的数据不完整而没有被列入。本文的最低工资数据来自中国劳动人事网和劳动咨询网，其他数据均来自于国家统计局各年的《中国统计年鉴》和各地区统计年鉴。

图1给出了剔除物价因素影响后1996—2006年全国职工月平均工资和最低工资标准的变化趋势。通过观察可以发现，两者的变化趋同，都呈现出持续增长的趋势。具体而言，全国职工月平均工资从1996年每月502元，增长到2006年的1789元，增加了将近1287元，年均增长率为13.50%。相对于职工月平均工资，最低工资的增长则要平缓一些，1996年全国最低工资标准为每月209元，2006年为538元，11年只增加了329元，年增长率仅为9.90%。观察最低工资与职工月平均工资比例变动趋势图（见图2）可知，该比例基本上呈现出逐年下滑的趋势（个别年份除外），从1996年的0.41下降到2006年的0.30，而国际上最低工资与职工平均工资的比例一般在40％~60％之间（韩兆洲、魏章进，2006），显然我国最低工资标准总体而言要低于国际上的一般水平。

三、计量模型和分析结果

1、模型设计

本文结合我国的实际情况，并在借鉴Neumark以及Lemos模型的基础上，建立了以下实证模型。为了得到最低工资的就业弹性以及减少变量数据的波动性，本文的模型采用了对数线性形式。

logEit=C+αlogXMWit+βlogXMWit-1+δlogXit+μi+ηt+εit（1）

（1）就业水平（EIt）。本文采用从业人员数来反映各个地区的就业水平，该指标包括了16周岁及以上从事一定社会劳动并取得劳动报酬或经营收入的人员，它能够很好地反映一定时期内全部劳动力资源的实际利用情况。

（2）最低工资变量（XMWit）。由于最低工资标准实际作用的大小取决于各个地区的工资水平，本文采用名义最低工资与职工月平均工资水平的比率MW/AVW作为最低工资变量。另外，考虑到各个省、直辖市和自治区大都划分了多个档次的最低工资标准，并且调整的时间也各不相同，因此，本文借鉴了罗小兰的方法，选用最高档次的最低工资标准，并利用加权平均法进行计算。

（3）控制变量（Xit）。影响就业水平的因素很多，为了加强模型的解释力度，对一些主要变量进行控制是十分有必要的。本文采用实际国内生产总值RGDP来控制劳动力需求冲击对就业的影响。由于获得的统计数据是名义国内生产总值，因此，为了得到实际国内生产总值，以1996年为不变价格，对各个省、直辖市和自治区从1996年到2006年的名义国内生产总值进行调整。同时，还采用15—64岁的人口数LS以及15岁和15岁以上人口中文盲半文盲的占比PI来控制供给冲击对就业的影响。此外，模型中还加入了地区效应变量μi和时期效应变量ηt，来控制其他一些不可观测的或无法度量的地区或时期影响因素对就业产生的影响。

2、计量分析结果

（1）平稳性检验结果。对各变量进行分别进行LLC检验、IPS检验和ADF-Fisherχ2检验，具体检验结果见表1。在进行单位根检验时，除实际国内生产总值选用的是含时间趋势的模型以外，其他变量均选用不含时间趋势的模型。此外，对各变量一阶差分后，均不含有时间趋势，因此选择不含时间趋势的检验方式。

从表中可以看出通过三种方法检验，各变量均有单位根，而在取一阶差分后，均在1％的显著水平下表现为无单位根，说明这三类变量均为一阶单整，即I（1）。

（2）协整检验结果。经过单位根检验，各变量均为I（1），因此可以继续检验变量间是否存在协整关系。将（1）式进行回归，得到残差Eit，对残差序列分别进行LLC检验、IPS检验以及ADF-Fisherχ2检验，若残差序列平稳则说明变量间存在长期的均衡关系，反之则不存在。由于残差序列Eit不存在时间趋势，因此选用不含时间趋势的检验方式。在对（1）式进行回归时，考虑到面板数据的截面异方差性，本文利用截面加权的广义最小二乘法（EGLS）对模型进行估计，以纠正截面数据带来的异方差性影响，估计结果见表2。回归取得了较高的拟合优度，此外，Hausman检验结果也证实了模型中固定效应的存在性。

在获得回归结果之后，用LLC、IPS以及ADF-Fisherχ2分别对残差序列Eit进行平稳性检验，检验结果见表3。

结果显示，残差项Eit并不存在单位根，这意味着变量间存在协整关系。但根据表2的回归结果，从长期来看，就业量虽然与最低工资变量及其他控制变量存在稳定的关系，但由于最低工资的就业弹性系数不显著，所以最低工资标准的提高不会对我国就业产生影响。

（3）误差修正模型结果。在确定了就业与最低工资标准以及其他控制变量的长期协整关系后，可以建立误差修正模型，来进一步描述全国就业水平与最低工资的短期关系。将（1）式回归中得到的残差序列作为误差修正项ECM，滞后期为1，结果见表4。

结果显示，ECM系数为0.98，且在1％的统计水平上显著，说明误差纠正机制发生；最低工资的回归系数虽然也在1％的统计水平上显著，但弹性系数很小，这表明最低工资标准的短期变动只会对就业产生微弱的影响。

四、结论

在前面实证研究和讨论的基础上，本文得出如下结论：从长期来看，就业量与最低工资变量及其他控制变量存在稳定的关系，但最低工资标准的提高不会对我国的就业总量产生影响；从短期来看，最低工资标准的变动虽然会对就业产生影响，但影响很小。这一方面是由于我国各地区制定的最低工资标准普遍偏低，最低工资的绝对水平虽然每年都在提高，但经过物价折现后的实际最低工资水平的增幅则相当有限，最低工资与职工月平均工资的比例更是呈现出逐年下滑的趋势。另一方面，政府的监管不力导致最低工资的实施情况并不乐观，大量企业都存在违法操作现象，支付的工资仍然低于最低工资标准，这些都使得最低工资标准的提高不会对企业产生很大的压力。因此，各地政府在充分考虑了当地经济发展状况和实际承受能力以后，应该进一步提高最低工资标准，同时要加强对最低工资实施情况的监督力度，使其真正成为低收入阶层的有利保障，促进社会的和谐发展。