最低工資標(biāo)準(zhǔn)的就業(yè)效應(yīng)研究
——基于30個(gè)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

劉苓玲 黃 鋼

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最低工資標(biāo)準(zhǔn)的就業(yè)效應(yīng)研究
——基于30個(gè)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

劉苓玲 黃 鋼

通過構(gòu)建一個(gè)由最低工資標(biāo)準(zhǔn)等因素共同決定的勞動(dòng)力就業(yè)函數(shù)，從理論層面分析最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升等因素對城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)的影響。同時(shí)基于中國2004-2011年的省際面板數(shù)據(jù)，引入技術(shù)進(jìn)步、城鎮(zhèn)化、老年撫養(yǎng)比等指標(biāo)，運(yùn)用面板分位數(shù)回歸方法進(jìn)行實(shí)證分析。綜合比較來看：現(xiàn)階段最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)呈顯著正相關(guān)關(guān)系，而技術(shù)進(jìn)步對城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)的影響不能一概而論，具有不確定性。其他控制變量如城鎮(zhèn)化發(fā)展有利于提高城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)，而老年撫養(yǎng)比、對外開放度的提高卻與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。其對策含義為：要充分考慮相關(guān)因素對勞動(dòng)力就業(yè)的沖擊，理清不同地區(qū)、不同企業(yè)類型以及不同性別可能存在的有差異的勞動(dòng)力就業(yè)效應(yīng)，主張通過就業(yè)政策和勞動(dòng)力市場制度的進(jìn)一步完善，實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力更加充分的就業(yè)。

最低工資標(biāo)準(zhǔn)； 勞動(dòng)力就業(yè)； 分位數(shù)回歸； 面板數(shù)據(jù)

一 引 言

近20年來，隨著中國市場經(jīng)濟(jì)制度的逐步完善，中國的最低工資制度在全國范圍內(nèi)得到普遍落實(shí)和執(zhí)行*1993年11月原勞動(dòng)部制定了《企業(yè)最低工資規(guī)定》，1994年7月《中華人民共和國勞動(dòng)法》的頒布最終以國家法律的形式明確確立了中國的最低工資保障制度，2004年3月原勞動(dòng)和社會(huì)保障部實(shí)施《最低工資規(guī)定》，2004年11月西藏頒布本自治區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)，自此最低工資標(biāo)準(zhǔn)在全國范圍內(nèi)確立。。近年來中國的勞動(dòng)力市場呈現(xiàn)出勞動(dòng)生產(chǎn)效率提高與勞動(dòng)者工資補(bǔ)償性上漲相協(xié)調(diào)的跡象。但是伴隨著中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(由依靠低附加值的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)向依靠高附加值的技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)演進(jìn))、人口結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變(人口老齡化加劇)以及城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)，現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中的最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升會(huì)否是影響城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)的重要因素？如果是，其影響方向和影響程度如何？這些問題匯集成本文的研究動(dòng)機(jī)及研究重點(diǎn)。根據(jù)2011年中國社會(huì)狀況綜合調(diào)查(CSS)的資料顯示：在所涉及到的內(nèi)容中，城鄉(xiāng)居民對就業(yè)與失業(yè)問題的關(guān)注程度較高，且近幾年其關(guān)注度一直位居前列。與此同時(shí)，無論是國際社會(huì)還是國內(nèi)政府也對就業(yè)問題給予了極大關(guān)注，如2011年的二十國集團(tuán)(G20)戛納峰會(huì)通過了《增長與就業(yè)行動(dòng)計(jì)劃》，2013年二十國集團(tuán)(G20)圣彼得堡峰會(huì)的主題是“世界經(jīng)濟(jì)增長和創(chuàng)造高質(zhì)量工作崗位”，2012年十八大提出“要推動(dòng)實(shí)現(xiàn)更高質(zhì)量的就業(yè)”的目標(biāo)要求，2013年《國務(wù)院政府工作報(bào)告》中又明確提出“把就業(yè)作為保障和改善民生的頭等大事，堅(jiān)持實(shí)施就業(yè)優(yōu)先戰(zhàn)略和更加積極的就業(yè)政策”。這些都表明了研究勞動(dòng)力就業(yè)問題的重要性。

圖1 2011年城鄉(xiāng)居民的社會(huì)態(tài)度比較(單位：%)

資料來源：根據(jù)《2011年中國民生問題及城市化問題調(diào)查》的數(shù)據(jù)整理得到。

本文利用中國宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升的城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行分析。具體而言，主要從兩個(gè)層面展開研究：一是現(xiàn)階段最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)存在何種關(guān)系？二是考慮到地區(qū)間(東部、中部和西部地區(qū))、部門間(國有單位和私營企業(yè))和性別間的差異，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對勞動(dòng)力就業(yè)的影響是否也存在顯著差異？文章以下內(nèi)容安排為：第二部分是文獻(xiàn)綜述；第三部分是模型的構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明；第四部分是模型的回歸分析及解釋；第五部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后是結(jié)論與對策建議。

二 文獻(xiàn)綜述

近年來諸多學(xué)者從最低工資標(biāo)準(zhǔn)的視角對勞動(dòng)力就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行了考察。尤其是國外，由于相對完善的勞動(dòng)力市場以及較早地推行了最低工資制度，使得其在最低工資就業(yè)效應(yīng)的研究方面取得了長足進(jìn)展。Card和Krueger(1993)[1]以美國新澤西州和賓夕法尼亞州的410家快餐店作為樣本(或參照)，運(yùn)用倍差分法(DID)對快餐店在最低工資調(diào)整之前和之后對就業(yè)的影響進(jìn)行評估，發(fā)現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的增加沒有對就業(yè)造成負(fù)效應(yīng)。Leigh(2003)[2]針對1994-2001年澳大利亞6次提升最低工資標(biāo)準(zhǔn)的數(shù)據(jù)，運(yùn)用自然實(shí)驗(yàn)方法對其西部地區(qū)最低工資的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行比較研究，發(fā)現(xiàn)最低工資提升對勞動(dòng)力就業(yè)具有擠出效應(yīng)。Stewart(2004)[3]以英國1999年所設(shè)定的最低工資標(biāo)準(zhǔn)為參照，運(yùn)用倍差分法(DID)評估其后兩年最低工資標(biāo)準(zhǔn)的上調(diào)對低工資工人就業(yè)所造成的影響，結(jié)果顯示最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升并沒有對勞動(dòng)力就業(yè)造成顯著不利的影響。Marcus和Andreas(2010)[4]結(jié)合博弈論中的討價(jià)還價(jià)模型，分析了納什議價(jià)解和卡萊—斯莫羅廷斯基議價(jià)解，認(rèn)為只有當(dāng)行政性質(zhì)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)水平高于部分工人的市場平均工資水平時(shí)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)才變得有實(shí)質(zhì)意義，即只有較高的最低工資標(biāo)準(zhǔn)才會(huì)對勞動(dòng)力就業(yè)產(chǎn)生影響，否則最低工資標(biāo)準(zhǔn)僅具有形式上的意義。Neumark和Wascher(1999)[5]考察了16個(gè)OECD國家最低工資(集體協(xié)商的制度性工資)對青年勞動(dòng)力就業(yè)的影響，結(jié)果表明經(jīng)過集體協(xié)商后確定的最低工資對年輕人就業(yè)有較大的負(fù)面影響。由于存在沒有加入工會(huì)的勞動(dòng)者(工資不受保護(hù))，因此在現(xiàn)實(shí)中比最低工資更低的實(shí)際工資(subminimum wage)可以在某種程度上緩解最低工資給年輕人就業(yè)帶來的負(fù)面影響。Bredemeier和Juessen(2012)[6]通過建立區(qū)分性別和婚姻狀況的勞動(dòng)力供給結(jié)構(gòu)模型，發(fā)現(xiàn)德國女性較男性擁有更高的勞動(dòng)供給彈性和兼職率，同時(shí)最低工資能夠?qū)σ鸦閶D女帶來一個(gè)較強(qiáng)的和積極明確的勞動(dòng)供給反應(yīng)，而單身女性對此反應(yīng)卻比較弱。Giuliano(2013)[7]借助微觀數(shù)據(jù)以美國一大型零售公司為例，發(fā)現(xiàn)平均工資的強(qiáng)制性提高對成年人的就業(yè)有負(fù)面影響，而對青少年就業(yè)有積極影響，特別是青少年相對工資的提高將導(dǎo)致更年輕、更富裕的青少年相對就業(yè)顯著增加。

近年來最低工資制度的就業(yè)效應(yīng)也日益得到國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注，如韓兆洲和安寧寧(2007)[8]對深圳市的最低工資標(biāo)準(zhǔn)與就業(yè)相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，認(rèn)為最低工資標(biāo)準(zhǔn)的適當(dāng)提高與勞動(dòng)力失業(yè)并無顯著相關(guān)性，反而有助于促進(jìn)勞動(dòng)就業(yè)供給。賈朋和張世偉(2012)[9]以中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS)為樣本，指出最低工資水平的提升對低技能男性以及青年女性的收入上升有利，但也使得部分低技能中年女性失業(yè)。馬雙等(2012)[10]對最低工資上漲、企業(yè)平均工資和企業(yè)雇傭人數(shù)的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：最低工資上漲能夠從整體上提高員工的工資水平，但同時(shí)也會(huì)減少勞動(dòng)力就業(yè)。其中最低工資每增加10%，企業(yè)平均工資將增加0.3%-0.6%，而企業(yè)雇傭人數(shù)將顯著減少0.6%左右。羅燕和韓冰(2013)[11]基于2004-2011年廣東省21個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的就業(yè)效應(yīng)，證實(shí)廣東省最低工資標(biāo)準(zhǔn)每上升10%，就業(yè)量會(huì)顯著增加1.86個(gè)百分點(diǎn)。孫中偉和舒玢玢(2011)[12]結(jié)合珠三角農(nóng)民工的就業(yè)狀況與最低工資標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)對農(nóng)民工工資增長具有顯著作用，同時(shí)農(nóng)民工得通過大量的加班以補(bǔ)償最低工資所帶來的增長效應(yīng)。戴小勇和成力為(2014)[13]研究了最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對中國工業(yè)企業(yè)就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對中國工業(yè)企業(yè)就業(yè)總量無明顯影響，但最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升的結(jié)構(gòu)性就業(yè)效應(yīng)顯著，即最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升顯著減少了平均工資水平較低企業(yè)的雇員數(shù)量，且對勞動(dòng)密集型與中、低技術(shù)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)產(chǎn)生不利沖擊。張璐和徐雷(2014)[14]指出，總體而言中國現(xiàn)階段最低工資水平的提升有助于促進(jìn)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)，但地區(qū)間也存在顯著差異，即東部地區(qū)最低工資提升與勞動(dòng)力就業(yè)成正相關(guān)關(guān)系，中西部地區(qū)則相反。

從上述文獻(xiàn)可以看出，國內(nèi)外學(xué)者均對最低工資標(biāo)準(zhǔn)與勞動(dòng)力就業(yè)的關(guān)系進(jìn)行了深入研究。從數(shù)據(jù)來源來看，既包括傳統(tǒng)的宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，也涵蓋了大樣本調(diào)研或搜集的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)；而從研究對象的選擇來看，也將勞動(dòng)者的性別、年齡、職業(yè)技能、地區(qū)、行業(yè)等特征指標(biāo)囊括在內(nèi)。學(xué)者們從不同的角度對相同的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象進(jìn)行研究也往往會(huì)得出相異的結(jié)論。從如上文獻(xiàn)綜述可見，目前中國最低工資標(biāo)準(zhǔn)的就業(yè)效應(yīng)在一定程度上具有不確定性。本文首先從理論層面探討最低工資標(biāo)準(zhǔn)等因素對勞動(dòng)力就業(yè)的影響機(jī)制，然后結(jié)合2004-2011年的省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對中國城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)的影響，以期通過數(shù)量化分析對中國最低工資標(biāo)準(zhǔn)的制定以及更好地促進(jìn)勞動(dòng)力就業(yè)提供有益的借鑒和參考。

三 模型和數(shù)據(jù)

下面將采用2004-2011年中國30個(gè)省份(自治區(qū)、直轄市)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，考察最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升等因素對城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的就業(yè)效應(yīng)。在此之前，我們將較為詳細(xì)地對計(jì)量模型加以分析，對所涉及到的變量和數(shù)據(jù)進(jìn)行描述。

(一)計(jì)量模型

(1)

(2)

LnLit=φ1LnAit+φ2LnYit+φ3LnWit+φ4Lnrit

(3)

LnLit=α0+α1LnAit+α2LnMWit+γΠ+vi+εit

(4)

式(4)最終建立起一個(gè)由最低工資標(biāo)準(zhǔn)、技術(shù)進(jìn)步等因素共同決定的勞動(dòng)力就業(yè)函數(shù)式。其中變量νi表示不可觀測的地區(qū)效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。在式(4)中LnL表示城鎮(zhèn)就業(yè)人員數(shù)量，LnA表示技術(shù)進(jìn)步水平，LnMW表示勞動(dòng)力最低工資標(biāo)準(zhǔn)*首先最低工資標(biāo)準(zhǔn)并非每年都進(jìn)行調(diào)整，其中2008年與2009年各地區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)未做調(diào)整，2010年與2011年海南、廣西、江西、四川、甘肅和黑龍江6省區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)未做調(diào)整，但以2004年為基期，經(jīng)過價(jià)格調(diào)整后數(shù)值均有變化。。由于α>0，β>0，所以φ1<0，即α1<0，表明：就業(yè)人員的數(shù)量(LnL)與技術(shù)進(jìn)步(LnA)成負(fù)相關(guān)關(guān)系；而由于φ2>0和φ3<0，α2的符號將無法直接得出確定性答案，其系數(shù)符號取決于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(LnY)和工資水平(LnW)對最低工資標(biāo)準(zhǔn)(LnMW)影響的大小。同時(shí)為盡可能的避免回歸方程的遺漏變量偏誤問題，用符號Π表示對勞動(dòng)力就業(yè)有影響的指標(biāo)所組成的控制變量矩陣：

(1)對外開放度(Open)。對外開放程度的擴(kuò)大促進(jìn)了地區(qū)間勞動(dòng)力流動(dòng)、增加了勞動(dòng)者就業(yè)機(jī)會(huì)，且加快了技術(shù)進(jìn)步的傳播速度、提高了勞動(dòng)生產(chǎn)率，在一定程度上使得最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升成為區(qū)域間的普遍現(xiàn)象。同樣對外開放也使得區(qū)域間競爭加劇，從而給勞動(dòng)力市場帶來就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，對勞動(dòng)力就業(yè)可能產(chǎn)生不利影響。本文用“所在地區(qū)進(jìn)出口總額占其GDP的比重”來表示對外開放程度*官方統(tǒng)計(jì)資料提供的當(dāng)期進(jìn)出口貿(mào)易總額均以美元計(jì)價(jià)，我們參照當(dāng)年平均匯率水平折算為人民幣，以實(shí)現(xiàn)計(jì)量單位的統(tǒng)一。。

(2)城鎮(zhèn)化率(Urban)。中國的城鎮(zhèn)化是農(nóng)村富余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)的最大期待，伴隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，基礎(chǔ)設(shè)施得到改善，公共服務(wù)能力得到增強(qiáng)，而城鎮(zhèn)化過程中第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)機(jī)會(huì)的增加將有助于促進(jìn)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)。城鎮(zhèn)化在推動(dòng)城鄉(xiāng)間、區(qū)域間勞動(dòng)力流動(dòng)的同時(shí)，有助于更好地優(yōu)化人力資源配置。本文以“城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍眮肀硎境擎?zhèn)化率。

(3)老年撫養(yǎng)比(Odr)。老年人口的增加在一定程度上減少了勞動(dòng)力的供給數(shù)量，提高了勞動(dòng)力的稀缺性。受人口出生率長期下降等因素的影響，中國的勞動(dòng)年齡人口從2012年開始出現(xiàn)絕對數(shù)量下降，根據(jù)人口發(fā)展規(guī)律，未來較長時(shí)期我國勞動(dòng)年齡人口還將繼續(xù)下降，這也意味著中國勞動(dòng)力供給總量和就業(yè)需求規(guī)模將不斷減少。在此用“老年人口(65歲及以上)占勞動(dòng)年齡人口數(shù)(15～64歲)的比重”來表示。

(二)數(shù)據(jù)說明

表1 相關(guān)指標(biāo)的特征描述

四 計(jì)量方法選取與實(shí)證分析

(一)計(jì)量方法選取

本文采用分位數(shù)回歸方法，目的是區(qū)分在條件分布不同位置，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升、技術(shù)進(jìn)步等因素究竟會(huì)對城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)產(chǎn)生怎樣的影響。從理論上說，分位數(shù)回歸是一種基于被解釋變量y的條件分布來擬合自變量x的線性函數(shù)的回歸方法，是在均值回歸上的拓展。在考察最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升、技術(shù)進(jìn)步等因素對城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)的作用時(shí)，運(yùn)用分位數(shù)回歸方法，將使本文更好地發(fā)現(xiàn)在條件分布的不同位置上最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升、技術(shù)進(jìn)步等因素對勞動(dòng)力就業(yè)的影響方向、大小及趨勢情況。

接下來本文將采用上述樣本數(shù)據(jù)實(shí)證分析最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升等因素對城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的就業(yè)效應(yīng)?？紤]到地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，在對回歸方程進(jìn)行估計(jì)時(shí)，我們先進(jìn)行整體回歸(見表2)，同時(shí)考慮到地區(qū)間在對外開放程度、城鎮(zhèn)化水平和人口結(jié)構(gòu)等方面的諸多差異，因而有必要通過分區(qū)域(見表3)、分企業(yè)類型(見表4)和分性別(見表5)進(jìn)行比較研究，最后是穩(wěn)健性檢驗(yàn)(見表6)，從而較為系統(tǒng)地完成了最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升等因素對城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的就業(yè)效應(yīng)檢驗(yàn)。

(二)整體回歸分析

表2為面板數(shù)據(jù)在0.1、0.25、0.5、0.75和0.9分位點(diǎn)上分位數(shù)回歸的估計(jì)結(jié)果，同時(shí)展示了面板固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果*為對固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行選擇，從Hausman檢驗(yàn)結(jié)果來看，相比較而言，固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果更具有說服力。，從估計(jì)結(jié)果來看：最低工資(LnMW)的參數(shù)估計(jì)值顯著為正，最低工資(LnMW)每提高1%將帶動(dòng)勞動(dòng)力就業(yè)增加0.174%左右。綜合來看，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高對城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)具有正效應(yīng)，其內(nèi)在邏輯是最低工資增長在可能減少就業(yè)的同時(shí)，也會(huì)通過增加消費(fèi)，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，從而促進(jìn)就業(yè)增長。兩者相抵，很有可能實(shí)現(xiàn)就業(yè)的正增長*原勞動(dòng)和社會(huì)保障部勞動(dòng)工資研究所綜合室副主任、研究員，王學(xué)力：“最低工資標(biāo)準(zhǔn)會(huì)引發(fā)失業(yè)負(fù)效應(yīng)嗎？”解放日報(bào)：2007年12月24日。http://opinion.people.com.cn/GB/6689755.html。。從技術(shù)進(jìn)步(LnA)來看，技術(shù)進(jìn)步(LnA)對勞動(dòng)力就業(yè)的影響不顯著。

從城鎮(zhèn)化(Urban)來看，城鎮(zhèn)化(Urban)對勞動(dòng)力就業(yè)的影響十分顯著，且系數(shù)符號為正，這說明中國城鎮(zhèn)化的發(fā)展促進(jìn)了城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)。城鎮(zhèn)化的發(fā)展通過引導(dǎo)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，為勞動(dòng)力提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)。而老年撫養(yǎng)比(Odr)和對外開放度(Open)的系數(shù)均顯著為負(fù)，這從側(cè)面說明中國人口的日益老齡化，使得勞動(dòng)力的供給數(shù)量減少，因此在一些地方出現(xiàn)了“用工荒”的困境，這將迫使企業(yè)通過提高用工成本以吸引勞動(dòng)力就業(yè)，但長遠(yuǎn)來看人口的老齡化將不利于勞動(dòng)力就業(yè)(楊宜勇，2008)[19]；從整體上講，貿(mào)易開放度的提高對就業(yè)有促進(jìn)作用(許統(tǒng)生和涂遠(yuǎn)芬，2009)[20]，而文中對外開放度(Open)為什么與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(盡管系數(shù)很小)，通過數(shù)據(jù)觀察發(fā)現(xiàn)，近年來各地區(qū)的對外開放度(Open)普遍呈現(xiàn)出下降的趨勢(重慶、四川、黑龍江、江西和河南5省除外)，因此也不難理解對外開放度的下降對勞動(dòng)力就業(yè)具有負(fù)效應(yīng)。我們進(jìn)一步將對外開放度(Open)分解為出口依存度和進(jìn)口依存度*其中出口依存度用“所在地區(qū)出口總額占其GDP的比重”來表示，進(jìn)口依存度用“所在地區(qū)進(jìn)口總額占其GDP的比重”來表示。，高文書(2009)[21]通過對中國1985-2008年29省市的數(shù)據(jù)分析得出，出口(進(jìn)口)依存度每增長10%，就業(yè)增長0.35%(減少0.19%)。而中國出口依存度下降速度遠(yuǎn)大于同期的進(jìn)口依存度下降速度，所以更深入地說明了對外開放度(Open)下降對勞動(dòng)力就業(yè)增長的抑制作用。

表2 整體回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著。固定效應(yīng)估計(jì)與隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)兩項(xiàng)的Hausman檢驗(yàn)值為20.75(0.000)。表3、表4、表5、表6同。

(三)分區(qū)域回歸分析

整體回歸分析展示了各個(gè)變量較好的顯著性(技術(shù)進(jìn)步除外)，考慮到各變量的參數(shù)估計(jì)值均較小(對城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)缺乏彈性)，所以分區(qū)域回歸分析重點(diǎn)考察最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升、技術(shù)進(jìn)步等因素對城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)是否存在差異性影響(見表3)。從估計(jì)結(jié)果的比較來看，地區(qū)間*一般意義上，東部地區(qū)指北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11省市；中部地區(qū)指黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8省市；西部地區(qū)指四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古12省市、自治區(qū)。本文也使用這一劃分標(biāo)準(zhǔn)，因西藏部分年份數(shù)據(jù)缺失，故沒有包含在模型分析中。有著許多一致性的特征，但也存在著極為明顯的差異。

就最低工資(LnMW)而言，東部和中部地區(qū)最低工資(LnMW)的分位數(shù)估計(jì)值均為正，且具有較好的顯著性，而西部地區(qū)的最低工資(LnMW)的參數(shù)估計(jì)值顯著性相對較差一些，但是結(jié)合固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果可以看出，最低工資(LnMW)的提升對各地區(qū)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)仍具有積極效應(yīng)。其中按照最低工資(LnMW)標(biāo)準(zhǔn)提升的勞動(dòng)力就業(yè)效應(yīng)大小排序可以看出，最低工資(LnMW)水平每提高1%，將帶動(dòng)?xùn)|部地區(qū)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)增加0.307%，西部地區(qū)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)增加0.183%，中部地區(qū)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)增加0.106%。綜合來看，最低工資(LnMW)提升對增加城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)依舊缺乏彈性。

就技術(shù)進(jìn)步(LnA)而言，中部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步(LnA)的分位數(shù)估計(jì)值顯著為正，東部地區(qū)略差一些，而西部地區(qū)不顯著。結(jié)合固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果來看，中部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步(LnA)每提升1%，將促進(jìn)其城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)增加0.08%。東、中部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)調(diào)整中，實(shí)施了有利于發(fā)揮勞動(dòng)力比較優(yōu)勢的技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)升級戰(zhàn)略，促進(jìn)其原有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，進(jìn)而帶動(dòng)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)。而地區(qū)間技術(shù)進(jìn)步(LnA)指標(biāo)估計(jì)參數(shù)出現(xiàn)較大差別可能的原因是：在計(jì)算技術(shù)進(jìn)步時(shí)，采用的是全國各地區(qū)一致的生產(chǎn)函數(shù)，并沒有體現(xiàn)出地區(qū)間的差異性，這在一定程度上也造成了表3中對地區(qū)間技術(shù)進(jìn)步(LnA)的參數(shù)估計(jì)值出現(xiàn)較大波動(dòng)，因此技術(shù)進(jìn)步(LnA)指標(biāo)所顯示的較大差異性和較差顯著性是可以理解和接受的。

而從其他控制變量來看，各指標(biāo)與表2中的整體回歸結(jié)果具有較高的一致性，說明估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健，因此上述所得結(jié)論是較為可靠的。

表3 分區(qū)域回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

模型變量固定效應(yīng)估計(jì)分位數(shù)q=0.1q=0.25q=0.5q=0.75q=0.9中部地區(qū)LnAit 0.077***0.109**0.094**0.071** 0.072***0.104*LnMWit0.106***0.095**0.103***0.104***0.102**0.097*Openit-0.008*-0.003***-0.004**-0.003***-0.005**0.012*Urbanit0.043***0.041***0.038***0.039**0.044***0.049***Odrit-0.011**-0.005***-0.006**-0.005***-0.013-0.015**常數(shù)項(xiàng)4.381***4.192***4.190***4.177***4.272***4.201***R20.7980.9480.9210.9060.9030.914西部地區(qū)LnAit0.361 0.032 0.195 0.319***0.495 0.406***LnMWit0.183**0.1790.1760.180***0.1850.184***Openit-0.004***-0.001***-0.005***-0.007***-0.004***-0.002***Urbanit0.014**0.024*0.012***0.014***0.013**0.014***Odrit-0.011***-0.007*-0.007***-0.006**-0.014-0.017***常數(shù)項(xiàng)4.935***6.065***6.012***5.790***5.784***5.905***R20.7760.9520.9210.9010.8870.892

(四)分部門回歸分析

2004-2011年，在城鎮(zhèn)就業(yè)人員中，國有單位與私營企業(yè)就業(yè)人員占其就業(yè)人員總數(shù)的比重一直維持在38%左右*城鎮(zhèn)就業(yè)人員中個(gè)體經(jīng)濟(jì)就業(yè)人員占比從2004年的9.5%增加到2011年的14.6%，可見這3種單位類型的就業(yè)人員占據(jù)了城鎮(zhèn)就業(yè)人員總數(shù)的50%以上。個(gè)體經(jīng)濟(jì)與私營經(jīng)濟(jì)具有相似的發(fā)展特點(diǎn)，因此本文著重分析國有單位和私營企業(yè)，而對個(gè)體經(jīng)濟(jì)不再贅述。，其中，國有單位的就業(yè)人數(shù)占城鎮(zhèn)就業(yè)人員總量從2004年的25.3%下降到2011年的18.7%，城鎮(zhèn)就業(yè)人員中私營企業(yè)就業(yè)人員占比從2004年的11.3%增加到2011年的19.3%。中國強(qiáng)勁的經(jīng)濟(jì)增長一直伴隨著城市就業(yè)的快速增長(蔡昉，2007)[22]，經(jīng)濟(jì)成分的多元化和就業(yè)結(jié)構(gòu)的巨大變化，使中國城鎮(zhèn)中單位外的從業(yè)人員數(shù)在增長，即中小企業(yè)、民營經(jīng)濟(jì)以及非正規(guī)部門就業(yè)在增長，減少的只是城鎮(zhèn)的正規(guī)就業(yè)(蔡昉和王美艷，2004[23]；蔡昉等，2004[24])。為考察最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升等因素對城鎮(zhèn)國有單位和私營企業(yè)勞動(dòng)力就業(yè)的影響，首先有必要就兩部門的勞動(dòng)力就業(yè)數(shù)量(絕對數(shù))及變化趨勢做一下分析(見圖2)。2004年以來，國有單位核密度的波峰略微呈現(xiàn)出右偏且上升的態(tài)勢(幅度不大)，但就波及范圍來看變化不大，分散程度也基本保持一致，說明國有企業(yè)吸納的勞動(dòng)力就業(yè)數(shù)量在整體上變化不大。并且國有單位勞動(dòng)力就業(yè)數(shù)量分布主體為“單峰”分布，這也說明了地區(qū)間國有單位的勞動(dòng)力就業(yè)數(shù)量沒有出現(xiàn)明顯的差異，就業(yè)數(shù)量處于相對穩(wěn)定的態(tài)勢。而從2004年以來，私營企業(yè)核密度的波峰高度呈現(xiàn)出逐步右偏且下降的跡象，分布形狀呈現(xiàn)“扁平化”趨勢，波及范圍逐漸擴(kuò)大，在整體上說明私營企業(yè)對勞動(dòng)力就業(yè)數(shù)量的吸納能力不斷增長，并且地區(qū)間私營企業(yè)的勞動(dòng)力就業(yè)數(shù)量也呈現(xiàn)出分化，地區(qū)間私營企業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量差距也日益擴(kuò)大*從長遠(yuǎn)看，隨著市場經(jīng)濟(jì)體制的完善，科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步，資本有機(jī)構(gòu)成的逐步提高，企業(yè)必然要不斷進(jìn)行產(chǎn)品、技術(shù)和組織結(jié)構(gòu)調(diào)整，勞動(dòng)力的相應(yīng)調(diào)整與流動(dòng)也會(huì)經(jīng)常發(fā)生，這是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然趨勢。。

圖2 2004-2011年城鎮(zhèn)國有單位和私營企業(yè)勞動(dòng)力就業(yè)數(shù)量的核密度估計(jì)

模型變量固定效應(yīng)估計(jì)分位數(shù)q=0.1q=0.25q=0.5q=0.75q=0.9國有單位LnAit0.107** 0.120***0.099 0.051**0.070 0.081***LnMWit-0.0010.0060.003-0.0020.0040.021***Openit-0.00010.0002*-0.0001-0.0004**-0.0003-0.001***Urbanit0.0020.003***0.0020.0010.0010.004***Odrit-0.006**-0.001*-0.002-0.005***-0.011-0.015***常數(shù)項(xiàng)5.307***4.973***5.025***5.080***5.144***5.294***R20.6860.9730.9570.9430.9320.923私營企業(yè)LnAit0.155* 0.106 0.108 0.427***0.438 0.539***LnMWit0.404***0.516***0.523***0.421***0.395*0.294***Openit-0.004**-0.002**-0.002-0.003***-0.003-0.002***Urbanit0.023***0.016***0.015**0.021***0.0180.023***Odrit-0.003-0.008-0.010-0.015***-0.003-0.002常數(shù)項(xiàng)0.937***-0.285**-0.2930.026***0.4571.143***R20.6930.8470.8360.8360.8470.868

20世紀(jì)90年代以來所有制結(jié)構(gòu)的私有化大大刺激了城鎮(zhèn)居民非正規(guī)就業(yè)的增長(胡鳳霞和姚先國，2011)[25]。2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)表明，非正規(guī)就業(yè)已占中國城鎮(zhèn)就業(yè)的58.85%(薛進(jìn)軍和高文書，2012)[26]。而中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)(CHNS)顯示，從1997年至2006年，非正規(guī)就業(yè)人員占全部就業(yè)人員的比重從26.83%逐漸上升到42.46%(常進(jìn)雄和王丹楓，2010)[27]。因此以私營(或個(gè)體)為主的非正規(guī)部門就業(yè)為城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)做出了重要貢獻(xiàn)(蔡昉，2005)[28]。接下來將著重對影響城鎮(zhèn)就業(yè)人員中私營企業(yè)就業(yè)人員數(shù)量以及國有企業(yè)就業(yè)的相關(guān)因素進(jìn)行分析。從表4可以看出，私營企業(yè)主要變量(LnA、LnMW)的符號(或顯著性水平)與表2中的結(jié)果基本保持一致，并且相應(yīng)的變量系數(shù)也沒有發(fā)生較大的變化，從而說明相關(guān)的計(jì)量結(jié)果是較為穩(wěn)健的。從其他變量來看，城鎮(zhèn)化(Urban)、老年撫養(yǎng)比(Odr)和對外開放度(Open)系數(shù)的顯著性均較表2有所差異。而總體來看，國有企業(yè)的相關(guān)計(jì)量結(jié)果顯著性較差，其原因是國有企業(yè)的勞動(dòng)力就業(yè)人數(shù)相對穩(wěn)定，使得各指標(biāo)之間的相關(guān)關(guān)系無法充分表現(xiàn)。

(五)分性別回歸分析

根據(jù)2001-2012年《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》的相關(guān)數(shù)據(jù)，觀察城鎮(zhèn)單位男性、女性就業(yè)人員占比的演變軌跡，從圖3中可以看出：山東、浙江和湖北等省市的男性、女性就業(yè)人員占比呈現(xiàn)出“喇叭形”趨勢，即男性占城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員的比重不斷提高，而女性占城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員的比重不斷下降。而男性、女性城鎮(zhèn)單位(正規(guī)部門)就業(yè)占比的變化趨勢，勢必與非正規(guī)部門就業(yè)占比呈現(xiàn)出相反的趨勢。譚琳和李軍鋒(2003)[29]證實(shí)中國的非正規(guī)就業(yè)存在明顯的性別特征，女性比男性更多地參與非正規(guī)就業(yè)，也更容易成為非正規(guī)就業(yè)者。劉玉成和童光榮(2012)[30]采用“城鎮(zhèn)單位中女性就業(yè)人數(shù)的占比”這一指標(biāo)，得出了最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對城鎮(zhèn)女性帶來了就業(yè)擠出效應(yīng)的論斷。從圖3可以看出，城鎮(zhèn)單位女性就業(yè)人員占比是趨于下降的，這與近年來最低工資標(biāo)準(zhǔn)的上漲顯然是負(fù)相關(guān)關(guān)系。但由此得出“上調(diào)最低工資標(biāo)準(zhǔn)對城鎮(zhèn)女性就業(yè)具有擠出效應(yīng)”這一結(jié)論還有待商榷。為便于與表2進(jìn)行對比，接下來我們將考察最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升等因素對男性、女性就業(yè)是否存在差異性影響。

圖3 2000-2011年各地區(qū)城鎮(zhèn)單位女性、男性就業(yè)人員比例變動(dòng)趨勢

從估計(jì)結(jié)果來看，城鎮(zhèn)單位男性、女性就業(yè)有許多一致性的特征，但也存在著極為明顯的差異。整體而言，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升等因素對城鎮(zhèn)單位男性和女性就業(yè)的影響是一致的，并且與全國的整體水平相一致。而從性別間的差異性來看，技術(shù)進(jìn)步因素對城鎮(zhèn)單位女性就業(yè)較男性就業(yè)具有更好的顯著性，且系數(shù)更大；最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升因素對城鎮(zhèn)單位男性就業(yè)較女性就業(yè)具有更好的顯著性，且系數(shù)更大。但綜合來看，城鎮(zhèn)單位男性的回歸結(jié)果展示出更好的顯著性，其原因是城鎮(zhèn)男性勞動(dòng)力在就業(yè)市場上占據(jù)更高的份額，因而其受宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的影響更大，進(jìn)而表現(xiàn)出更高的相關(guān)性。

表5 城鎮(zhèn)單位女性、男性回歸結(jié)果

(六)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于本文是運(yùn)用宏觀數(shù)據(jù)考察微觀勞動(dòng)力市場上的就業(yè)變化，為了更好地克服內(nèi)生性對于估計(jì)結(jié)果偏誤的影響和考察本文的結(jié)論是否穩(wěn)健，我們從以下幾個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性分析：

首先在方法穩(wěn)健性檢驗(yàn)方面，采用GMM方法建立動(dòng)態(tài)模型是基于以下兩個(gè)考慮：第一，中國勞動(dòng)力就業(yè)在經(jīng)濟(jì)變革的環(huán)境中有極大的慣性，勞動(dòng)力就業(yè)的滯后項(xiàng)會(huì)影響到當(dāng)期勞動(dòng)力就業(yè)的變化，運(yùn)用GMM方法便于捕捉因變量的滯后項(xiàng)效應(yīng)；第二，某些解釋變量(如最低工資標(biāo)準(zhǔn)、技術(shù)進(jìn)步水平等因素)也受到城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響，這樣就帶來解釋變量的部分內(nèi)生性，而這些內(nèi)生性問題可能使估計(jì)的結(jié)果發(fā)生偏差，進(jìn)而造成統(tǒng)計(jì)推斷失誤。為克服可能的遺漏變量以及變量內(nèi)生性對模型結(jié)果的影響，有必要對相關(guān)因素加以控制。表6結(jié)果顯示，基于城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)滯后一期(L.LnLit)的系數(shù)均顯著為正，并通過1%(5%)的顯著性檢驗(yàn)，這表明勞動(dòng)力就業(yè)存在強(qiáng)慣性。由于本文的樣本量相對較少，動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)量較容易產(chǎn)生偏倚，而將模型的GMM估計(jì)量與OLS估計(jì)量、固定效應(yīng)模型(FEM)估計(jì)量進(jìn)行對比，比較因變量滯后項(xiàng)的GMM估計(jì)量是否介于滯后項(xiàng)的其他兩個(gè)估計(jì)量之間是判斷發(fā)生較大程度偏倚的一種方法(Bond，2002)[31]。在此以全國總體樣本為例，對動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行OLS和固定效應(yīng)模型估計(jì)，得到滯后項(xiàng)(L.LnLit)的OLS估計(jì)值為1.153，固定效應(yīng)模型的估計(jì)值為0.960*受篇幅的限制，含有滯后項(xiàng)(L.LnLit)的OLS估計(jì)值、固定效應(yīng)模型(FEM)估計(jì)值在此未加以展示。而之所以僅以全國樣本為例來比較城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)滯后一期(L.LnLit)的系數(shù)，其原因是考慮到樣本數(shù)據(jù)的時(shí)期數(shù)和截面數(shù)，全國數(shù)據(jù)相對而言代表性更強(qiáng)，相應(yīng)的結(jié)果也更為平穩(wěn)。。而表6中滯后項(xiàng)(L.LnLit)的GMM估計(jì)值為1.017，該數(shù)值確實(shí)位于其他兩個(gè)估計(jì)值之間，表明本文的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

其次在變量穩(wěn)健性檢驗(yàn)方面。一般而言對外開放度高的地區(qū)相應(yīng)的城鎮(zhèn)化水平也較高，考慮到地區(qū)間對外開放度(Open)與城鎮(zhèn)化率(Urban)可能存在一個(gè)交叉的影響，因此我們引入市場化指數(shù)(Market)。這一指標(biāo)是由政府與市場的關(guān)系、產(chǎn)品(要素)市場的發(fā)育等方面內(nèi)容組成的觀測體系(樊綱等，2011)[32]。市場化指數(shù)(Market)能夠?qū)ν忾_放度(Open)與城鎮(zhèn)化率(Urban)進(jìn)行較好的替代*由于各地區(qū)市場化指數(shù)公布數(shù)據(jù)相對滯后，在此我們采用2002-2009年的數(shù)據(jù)加以代替。，同時(shí)用人口老齡化*其計(jì)算公式為“老年人口(65歲及以上)占總?cè)丝跀?shù)的比重”。代替之前的老年撫養(yǎng)比(Odr)指標(biāo)。從表6模型的回歸結(jié)果來看，各因素對勞動(dòng)力就業(yè)的影響與基準(zhǔn)整體回歸的結(jié)果在方向上基本一致。然后剔除技術(shù)進(jìn)步因素(LnAit)。雖然我們對技術(shù)進(jìn)步的數(shù)值進(jìn)行了測算，但是由于樣本的時(shí)間較短，同時(shí)使用的α、β和δ的相關(guān)數(shù)值也不十分精確(熨平了地區(qū)間的差異性)，考慮到技術(shù)進(jìn)步對城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)的影響顯著性不高，剔除掉這一變量后觀測模型5和6的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)各個(gè)變量仍具有較好的顯著性和穩(wěn)定性。綜合來看動(dòng)態(tài)面板估計(jì)下的變量顯著性與前文中的靜態(tài)面板估計(jì)結(jié)果差別不大，控制變量的系數(shù)符號也具有較高的一致性，且顯著性變化不大，僅是相關(guān)變量的系數(shù)數(shù)值出現(xiàn)了較大差異。其原因是GMM估計(jì)方法也有其局限性——適合具有較短時(shí)期(T)和較寬截面(N)的面板數(shù)據(jù)。但綜合來看，相關(guān)估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。

表6 基于全國數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：粗體表示采用指標(biāo)“人口老齡化(Old)”的回歸結(jié)果。

通過上述兩方面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，可以判定文中結(jié)論是較為可靠的。而通過與前文的比較可以看出：理論模型分析與實(shí)證結(jié)果間存在著些許出入，其中最為明顯的差異表現(xiàn)在城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)與最低工資標(biāo)準(zhǔn)方面。Neumark和Wascher(2006)[33]認(rèn)為可能是由于跨越不同階層人群、受不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境和背景的制約，使得最低工資的就業(yè)效應(yīng)有所不同，以至于一般經(jīng)濟(jì)理論往往無法給出一個(gè)明確的預(yù)測。為進(jìn)一步分析變量間的關(guān)系，我們引入了最低工資標(biāo)準(zhǔn)的二次項(xiàng)，以觀測最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)是否存在“∩”型或“∪”型關(guān)系，從圖4的擬合結(jié)果來看，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)存在“∪”型關(guān)系，即現(xiàn)階段最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升有助于促進(jìn)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)，或者是最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升有助于吸納非城鎮(zhèn)勞動(dòng)力進(jìn)入城鎮(zhèn)就業(yè)。很多研究和實(shí)踐表明“最低工資與失業(yè)之間存在正相關(guān)關(guān)系”這一觀點(diǎn)在中國是荒謬的。因?yàn)樽畹凸べY制度更多的是一種保障制度，而非經(jīng)濟(jì)杠桿，有利于提高就業(yè)質(zhì)量，但基本不會(huì)導(dǎo)致就業(yè)數(shù)量減少(張麗賓、楊濤和常凱，2006)[34]。

圖4 2004-2011年各地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)對勞動(dòng)力就業(yè)的庫茲涅茨曲線檢驗(yàn)

注：圖中其余三條直線的回歸分析(趨勢預(yù)測)類型是線性、指數(shù)和對數(shù)形式，由于較為密集且趨勢基本一致，因此未標(biāo)記其擬合公式。

為什么現(xiàn)階段最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系？接下來我們對最低工資標(biāo)準(zhǔn)(最高檔)占在崗職工平均工資比重這一指標(biāo)進(jìn)行考察。從圖5可以看出，中國各地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)(最高檔)占在崗職工平均工資比重在經(jīng)歷了一個(gè)大幅度下降之后，近年來才有所緩解，部分地區(qū)呈現(xiàn)出“L”型或“V”型的變化趨勢?？傮w來看最低工資占在崗職工平均工資的比重僅為30%左右，遠(yuǎn)未達(dá)到《促進(jìn)就業(yè)規(guī)劃(2011-2015年)》預(yù)期的水平。因此筆者猜想：現(xiàn)階段相對較低的最低工資標(biāo)準(zhǔn)仍不具備對勞動(dòng)力就業(yè)的擠出效應(yīng)，城鎮(zhèn)化的發(fā)展以及在崗職工平均工資的較快上漲有利于吸引勞動(dòng)力就業(yè)，吸納農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)入到城鎮(zhèn)就業(yè)。這兩種因素的相互作用，使得目前的最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)呈顯著正相關(guān)關(guān)系。相信今后隨著最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升，在其達(dá)到某一門檻值后，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的就業(yè)擠出效應(yīng)也將逐步體現(xiàn)，因此有必要對最低工資的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行持續(xù)觀測和評估。

圖5 1994-2012年最低工資標(biāo)準(zhǔn)(最高檔)占在崗職工平均工資比重(單位：%)

資源來源：1994-2003年數(shù)據(jù)根據(jù)王梅(2010)[35]一文中相關(guān)數(shù)據(jù)整理而成。重慶市1994年和1995年的數(shù)據(jù)缺失。

五 結(jié)論與對策含義

本文采用中國2004-2011年30個(gè)省(市、自治區(qū))的數(shù)據(jù)較為全面地探討了最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升等因素對城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)的影響。實(shí)證結(jié)果表明，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)更多地表現(xiàn)為顯著正相關(guān)關(guān)系。從城鎮(zhèn)登記失業(yè)率的變動(dòng)來看，2004年以來最低工資標(biāo)準(zhǔn)的歷次調(diào)整，可以說在提高低收入者工資水平的同時(shí)，未對就業(yè)造成明顯的負(fù)面影響*《漲薪呼聲高，勞動(dòng)力價(jià)格上漲會(huì)影響就業(yè)嗎》，源自：人民網(wǎng)《人民日報(bào)》。2010年8月9日，http://finance.people.com.cn/GB/12378438.html。長期以來，中國最低工資標(biāo)準(zhǔn)一直偏低，且監(jiān)管力度較弱，比如以東南沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的廣州市為例，2009年廣州的最低工資為860元/月，這在一定程度上表明中國的最低工資標(biāo)準(zhǔn)并沒有起到應(yīng)有的社會(huì)保障作用。因此有必要就中國最低工資標(biāo)準(zhǔn)的成效做進(jìn)一步討論。眾所周知，若政府制定的最低工資標(biāo)準(zhǔn)較市場提供的最低工資還要低，那么這一法定最低工資制度使得政府未對市場形成有效干預(yù)，而僅僅具有經(jīng)濟(jì)層面的象征性意義。目前中國每個(gè)城市出臺的最低工資標(biāo)準(zhǔn)，幾乎都大大低于當(dāng)?shù)氐褪杖胝叩墓べY收入。這一典型的“中國式”最低工資制度是由何種原因造成，需要結(jié)合中國二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)以及城鄉(xiāng)勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析。由于中國最低工資制度的完善是伴隨著中國城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，而城鎮(zhèn)化發(fā)展的最顯著特征是農(nóng)村相對剩余勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和城鎮(zhèn)的大規(guī)模轉(zhuǎn)移。從這一視角來看，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)之間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系，實(shí)質(zhì)上不是二者之間的相互因果效應(yīng)，而是中國城鎮(zhèn)化發(fā)展的副作用。由于選擇的樣本期(2004-2011年)正好處于中國經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)上升時(shí)期*期間盡管經(jīng)歷了金融危機(jī)，但中國政府采取了積極應(yīng)對措施，使得勞動(dòng)力就業(yè)壓力在經(jīng)濟(jì)不景氣的時(shí)期也得以較好的緩解。，這使得我們的結(jié)論具有一定的局限性*本文可以進(jìn)一步對行業(yè)門類進(jìn)行劃分，對建筑業(yè)、制造業(yè)等門類進(jìn)行研究，相信會(huì)得到更具普遍意義的結(jié)論。從文獻(xiàn)資料整理來看，相關(guān)學(xué)者對相關(guān)行業(yè)的研究也基本都證實(shí)了目前中國最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升的就業(yè)擠出效應(yīng)是不顯著的。。但從最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升的視角研究城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)問題，有助于我們深化對此問題的認(rèn)識，提出相應(yīng)的對策和建議*2012年11月12日，人社部副部長楊志明表示將采取更加有力的措施解決就業(yè)問題：要推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長和擴(kuò)大就業(yè)互促共進(jìn)，鼓勵(lì)發(fā)展勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，大力發(fā)展中小企業(yè)。多年的實(shí)踐證明，中小企業(yè)是解決中國就業(yè)的主渠道。http://www.chinadaily. com.cn/chinesevideo/2012-11/13/content_15928127.htm。

首先，本文實(shí)證結(jié)果表明最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力就業(yè)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，但這一結(jié)論的背后仍有許多政策層面的因素發(fā)揮作用，這是我們不能忽視的。比如近年來，國家在促進(jìn)勞動(dòng)力就業(yè)方面所作出的努力，通過制定《就業(yè)促進(jìn)法》與《勞動(dòng)合同法》借助法律法規(guī)加大對勞動(dòng)者就業(yè)的保障，同時(shí)通過稅收減免、優(yōu)惠等措施鼓勵(lì)企業(yè)積極生產(chǎn)，擴(kuò)大用工，這些政策措施均促使在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，最低工資的提升與勞動(dòng)力就業(yè)呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系。

其次，中國的具體國情、特定的發(fā)展階段以及相關(guān)政策措施的激勵(lì)，尤其是伴隨著中國城鎮(zhèn)化的大力發(fā)展，傳統(tǒng)的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)正在向現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換，使得現(xiàn)階段各因素對勞動(dòng)力就業(yè)的影響有其自身的特點(diǎn)，從而造成不同地區(qū)、不同企業(yè)類型以及不同性別可能存在著有差異的勞動(dòng)力就業(yè)效應(yīng)，因此有必要理順各因素對就業(yè)的傳導(dǎo)機(jī)制，實(shí)現(xiàn)社會(huì)發(fā)展與促進(jìn)就業(yè)的良性互動(dòng)。

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[34] 張麗賓， 楊濤， 常凱. 設(shè)最低工資不會(huì)造成就業(yè)減少[N]. 人民日報(bào)(海外版)， 2006-10-09(5)[2014-09-28].

[35] 王梅. 二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下最低工資效應(yīng)研究——對中國的實(shí)證分析[D]. 天津：南開大學(xué)， 2010：74-81.

[引用方式]劉苓玲,黃鋼.最低工資標(biāo)準(zhǔn)的就業(yè)效應(yīng)研究——基于30個(gè)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].產(chǎn)經(jīng)評論,2015,6(1):143-160.

A Study on the Employment Effects of Minimum Wage Standards in China——Empirical Research Based on Panel Data from 30 Cities

LIU Ling-ling HUANG Gang

Through constructing a labor employment function, containing of minimum wage and other factors, analysis of improving the minimum wage the impact on urban labor employment from the theoretical perspective. Simultaneously introduction technological progress, urbanization, the elderly dependency ratio and other indicators, Based on 2004-2011 panel data, using panel quantile regression model methods to empirical analysis. Compared comprehensively, At this stage minimum wage increase and urban labor employment has the remarkable positive correlation. The impact of technological progress and employment, we can’t get the conclusion in a word. From other study parameters, urbanization will help improve the urban labor employment, elderly dependency ratio and open-up are negatively related with urban labor employment. The policy implication is that，F(xiàn)ully take into account relevant factors on the impact of labor employment，clarify the different regions, different type of business, as well as gender differences that may exist between labor employment effects，Advocated the adoption of employment policies and labor market institutions to further improve, realizing full employment of labor.

minimum wages； labor force； quantile regression； panel data

2014-09-28

西南政法大學(xué)研究生科研創(chuàng)新計(jì)劃項(xiàng)目“中國勞動(dòng)力就業(yè)質(zhì)量支撐體系研究”(項(xiàng)目編號：2012XZYJS114，主持人：張璐)。

劉苓玲，西南政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，研究方向：勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)與社會(huì)保障；黃鋼，西南政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生，研究方向：勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)與社會(huì)保障。

F244

A

1674-8298(2015)01-0143 -18

[責(zé)任編輯：陳 林]

10.14007/j.cnki.cjpl.2015.01.013