最低工資提升對農(nóng)民工收入影響的再考察

王雅麗 張錦華 吳方衛(wèi)

摘要： 最低工資政策是國家的重要保障制度，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的改變通常伴隨著就業(yè)和收入的“雙刃劍”效應(yīng)。本文利用2013年和2014年的流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，使用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)、Heckman兩步法和分位數(shù)回歸方法，在考慮最低工資水平提升的就業(yè)效應(yīng)的基礎(chǔ)上，實(shí)證分析了最低工資水平調(diào)整對農(nóng)民工工資的影響，又進(jìn)一步從群體異質(zhì)性的角度深化研究。研究結(jié)果表明：在未考慮就業(yè)效應(yīng)的情況下，最低工資水平的提升對農(nóng)民工的收入正效應(yīng)存在高估;在考慮就業(yè)效應(yīng)的前提下，對初中及以下的農(nóng)民工存在收入正效應(yīng)，但是卻降低了高中、中專和大學(xué)專科及以上的農(nóng)民工工資水平，大學(xué)?？萍耙陨先后w下降得更為明顯;收入分組情況下，對低收入群體的收入效應(yīng)影響較大，尤其是學(xué)歷低和收入低的農(nóng)民工的收入效應(yīng)顯著提高。

關(guān)鍵詞： 最低工資; 就業(yè)效應(yīng); 收入效應(yīng); 農(nóng)民工

文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A ?文章編號： 1002-2848-2019（04）-0038-10

最低工資制度是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究最多的話題之一[1]。中國早在1922年8月通過中國勞動(dòng)組合書記部制定了《勞動(dòng)法案大綱》，以立法的形式明確提出保障勞動(dòng)者的最低工資。隨著建國和改革開放以后的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和勞動(dòng)力保障等相關(guān)法律、法規(guī)的完善，最低工資政策逐步得以完善，并成為有法可依的工資規(guī)范標(biāo)準(zhǔn)。自2004年新修訂的《最低工資政策》出臺以來，中國各地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高幅度和調(diào)整頻率不斷增大[2]，中國還計(jì)劃于“十三五”結(jié)束的時(shí)候，將最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高到城鎮(zhèn)從業(yè)人員平均工資的40%以上。最低工資政策作為眾多政策措施中最直接影響居民工資水平的措施[3]，對保障勞動(dòng)者收入權(quán)益和促進(jìn)實(shí)現(xiàn)社會(huì)收入分配公平具有重要的指導(dǎo)意義[4]。

最低工資標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)施是政府保障勞動(dòng)者的最低收益水平，尤其是底層低收入群體工資水平的政策，農(nóng)民工作為城市中低收入階層，最低工資標(biāo)準(zhǔn)對農(nóng)民工工資的影響備受關(guān)注。同時(shí)，最低工資水平的提升對勞動(dòng)者的就業(yè)和收入存在著雙重影響，具有“雙刃劍”效應(yīng)，以往關(guān)于最低工資提升對農(nóng)民工收入的研究大多直接考察收入效應(yīng)而忽略了就業(yè)效應(yīng)的影響。鑒于此，本文將利用2013年和2014年的流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測有關(guān)農(nóng)民工的數(shù)據(jù)，首先使用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)和Heckman兩步法，在考慮最低工資水平提升的就業(yè)效應(yīng)的基礎(chǔ)上，考察農(nóng)民工的收入變化情況。其次，針對不同學(xué)歷分組的農(nóng)民工收入的影響情況進(jìn)行延伸分析。然后，在上述研究基礎(chǔ)上，使用分位數(shù)回歸方法，對不同收入分組的農(nóng)民工收入的影響情況做進(jìn)一步研究。最后利用反事實(shí)分析驗(yàn)證上述實(shí)證研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。

一、文獻(xiàn)綜述

由于最低工資水平的變化對勞動(dòng)力的就業(yè)和收入都存在影響，因此最低工資制度也被認(rèn)為是一把“雙刃劍”，即享有收入效應(yīng)的同時(shí)會(huì)增加部分勞動(dòng)者失業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)，而針對這兩種效應(yīng)的研究都受到了極大的關(guān)注。

從就業(yè)角度看，有學(xué)者認(rèn)為在勞動(dòng)力市場結(jié)構(gòu)完全競爭的情況下，最低工資的提升會(huì)減少就業(yè)[5-6]，會(huì)加重企業(yè)的用工成本和實(shí)際成本導(dǎo)致就業(yè)量下降[7-9]。還有學(xué)者認(rèn)為，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升不會(huì)對就業(yè)產(chǎn)生消極影響[10-12]。最低工資標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)施或者提高并不一定會(huì)導(dǎo)致雇主解雇工人，他們有可能通過減少工人福利、增加固定資本和人力資本投資等手段，來抵消最低工資提高帶來的損失[13]。當(dāng)然還有學(xué)者對最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對就業(yè)的影響持一定的保留態(tài)度，Stigler[14]認(rèn)為實(shí)行最低工資管制會(huì)導(dǎo)致用工成本的提高，但是對就業(yè)的影響或者是損害，還要取決于勞動(dòng)力市場的結(jié)構(gòu)，如果在競爭性市場上實(shí)行最低工資制度，會(huì)對就業(yè)造成損害，在壟斷性市場上的影響就會(huì)具有不確定性。Machin等[15]認(rèn)為最低工資對就業(yè)沒有積極的影響或者說是沒有影響，即便是存在影響，無論是積極的還是消極的，均比較弱[16]。

從工資角度看，國外學(xué)者發(fā)現(xiàn)最低工資提高有益于工資的提高[17-20]，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)最低工資對收入的提高具有負(fù)面效應(yīng)[21，5]，但是一致認(rèn)為最低工資的變化主要集中在低收入群體[22-24]。國內(nèi)學(xué)者圍繞最低工資標(biāo)準(zhǔn)變化對工資影響的研究較少，馬雙等[3]研究發(fā)現(xiàn)最低工資每上漲10%，制造業(yè)企業(yè)平均工資將整體上漲0.4%～0.5%。邸俊鵬等[25]的研究表明最低工資每提高1%，工資收入平均提高0.6%，這與馬雙等[3]的研究一致。葉林祥等[1]認(rèn)為總體而言，工資總額受到最低工資政策影響的員工比例僅為2.1%～3.4%，低學(xué)歷、工作經(jīng)驗(yàn)少、女性、勞動(dòng)密集型企業(yè)、出口占GDP比重高、經(jīng)濟(jì)落后、最低工資水平高的地區(qū)的員工更有可能受到最低工資政策的影響。

農(nóng)民工作為主要的低收入階層，在城市勞動(dòng)力市場中占有較大比例，他們是最低工資政策名義上的主要受益者和保障對象，作為勞動(dòng)力樣本的異質(zhì)性群體之一，最低工資標(biāo)準(zhǔn)對農(nóng)民工工資的影響也不容忽略。最低工資水平的提升對農(nóng)民工工資的影響也存在一定的爭議，孫中偉等[26]發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工工資對最低工資標(biāo)準(zhǔn)依賴性較高，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的每次提高，都會(huì)帶來農(nóng)民工工資的相應(yīng)增長，二者的平均值基本上呈平行狀態(tài)。還有學(xué)者認(rèn)為隨著最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高，在最低工資制度監(jiān)管乏力的部門，雖然工資也會(huì)“自覺”提高，但其幅度低于行業(yè)工資預(yù)期增幅，從而導(dǎo)致工資與農(nóng)民工離職率同步上升的“悖論”;而在最低工資制度監(jiān)管嚴(yán)格的部門，工資增幅超過行業(yè)工資預(yù)期增幅，農(nóng)民工離職率隨工資上漲而下降[27]。另外胡遠(yuǎn)華等[28]認(rèn)為最低工資標(biāo)準(zhǔn)的變動(dòng)只對低于法定工資標(biāo)準(zhǔn)的農(nóng)民工的收入有顯著影響。還有學(xué)者認(rèn)為最低工資標(biāo)準(zhǔn)對農(nóng)民工就業(yè)的影響存在一個(gè)閾值。在該閾值之前，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的增加會(huì)促進(jìn)農(nóng)民工就業(yè)，而超過該閾值后，農(nóng)民工就業(yè)就會(huì)隨著最低工資標(biāo)準(zhǔn)的增加而減少[29]。

本文還關(guān)注了以不同學(xué)歷和不同收入分類的農(nóng)民工異質(zhì)性群體面對最低工資水平提升所帶來的就業(yè)效應(yīng)和收入效應(yīng)，現(xiàn)有文獻(xiàn)表明最低工資只對低學(xué)歷的勞動(dòng)力產(chǎn)生影響[30]，將更多地增加勞動(dòng)密集型或人均資本較低企業(yè)的平均工資[3]。Neumark等[21]則認(rèn)為最低工資水平的增加對低收入群體和高收入群體均有影響，只是對低收入群體的影響更加強(qiáng)烈些。與之不同的是，Owens等[31]發(fā)現(xiàn)最低工資的變動(dòng)對低收入群體的工資會(huì)產(chǎn)生影響，而對于高收入群體并未有太多的影響，在最低工資標(biāo)準(zhǔn)附近的收入群體的工資會(huì)隨著最低工資收入的提升而增加。另外，邸俊鵬等[25]發(fā)現(xiàn)最低工資對收入的影響主要集中在低收入人群，而對于高收入群體是否存在溢出效應(yīng)是不確定的。

綜上所述，國內(nèi)外現(xiàn)有的最低工資水平變動(dòng)對勞動(dòng)力就業(yè)和收入影響的相關(guān)研究，為本研究提供了良好的基礎(chǔ)，但將就業(yè)效應(yīng)和收入效應(yīng)割裂開來，僅從一個(gè)方面對最低工資水平變動(dòng)的研究具有片面性，得到的工資收入效應(yīng)并不是有效收入效應(yīng)，因此，在考慮了最低工資制度的就業(yè)負(fù)效應(yīng)基礎(chǔ)上所獲得的研究結(jié)果，可以提升最低工資制度影響的精準(zhǔn)性，這是本文的貢獻(xiàn)之一;從農(nóng)民工樣本的異質(zhì)性視角深度挖掘，為第一個(gè)研究貢獻(xiàn)提供了進(jìn)一步的延伸性思考，這是本文的第二個(gè)貢獻(xiàn);在研究方法上，本文在準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)方法的基礎(chǔ)上引入Heckman兩步法，既考慮了最低工資水平提升的就業(yè)效應(yīng)，又考慮了收入效應(yīng)，克服了樣本選擇問題，并在此基礎(chǔ)上引入分位數(shù)回歸方法，克服了異方差問題，進(jìn)一步提升了本研究結(jié)果的可靠性，穩(wěn)健性檢驗(yàn)也會(huì)進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)果的準(zhǔn)確性，這個(gè)本文的第三個(gè)貢獻(xiàn)。

本文余下的內(nèi)容安排如下：第二部分是研究設(shè)計(jì)，包括模型選擇、變量與數(shù)據(jù)說明;第三部分是實(shí)證分析，主要圍繞對農(nóng)民工總體就業(yè)和工資的影響、對不同學(xué)歷分組的考察和對不同收入分組的考察三個(gè)方面展開;第四部分是本文研究的主要結(jié)論及建議。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）模型選擇

1.準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)

最低工資標(biāo)準(zhǔn)是一項(xiàng)旨在“維護(hù)勞動(dòng)者取得勞動(dòng)報(bào)酬的合法權(quán)益，保障勞動(dòng)者個(gè)人及其家庭成員的基本生活”的“保障制度”，但在政策執(zhí)行層面卻不僅是保障制度，還被附加了更多政策目標(biāo)，成為“工資增長制度”[26]。因此，可以將最低工資水平的政策性調(diào)整視為“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，其能夠有效解決政策評價(jià)過程中的內(nèi)部和外部有效性問題，常采用的方法是雙差分（DID）估計(jì)方法，通過差分內(nèi)差分，可以有效消除不隨時(shí)間改變的不可觀測的個(gè)體異質(zhì)性[32]。一個(gè)自然實(shí)驗(yàn)總有一個(gè)不受政策變化影響的對照組和一個(gè)受到政策變化影響的處理組，將最低工資的提升視為一項(xiàng)自然實(shí)驗(yàn)（虛擬變量Gi），把未提升最低工資標(biāo)準(zhǔn)設(shè)為G=0（對照組），最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升設(shè)為G=1（處理組），用exeit、exwit表示農(nóng)民工i在t時(shí)期的就業(yè)和工資狀況，則Δexeit、Δexwit表示農(nóng)民工i在最低工資水平提升前后的變化情況，若最低工資水平提升，將其兩個(gè)時(shí)期的就業(yè)和工資變動(dòng)記為Δex1eit、Δex1wit，若最低工資水平未提升則將其兩個(gè)時(shí)期的就業(yè)和工資變動(dòng)記為Δex0eit、Δex0wit，因此，最低工資水平提升對農(nóng)民工的就業(yè)和工資的實(shí)際影響δe、δw為：

2.Heckman兩步法

最低工資水平提升后勞動(dòng)力是否選擇就業(yè)，是一個(gè)市場選擇的過程，簡單地將非就業(yè)樣本等同或者直接刪除非就業(yè)樣本，都會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的偏誤，因此，本文采用Heckman[33]的兩階段選擇模型將最低工資水平提升對農(nóng)民工的就業(yè)效應(yīng)和工資收入效應(yīng)劃分為兩個(gè)階段進(jìn)行考察。

由式（3）可知農(nóng)民工勞動(dòng)參與狀況的二元選擇離散模型，并得到估計(jì)值：

式（7）中，λ為逆米爾斯比率（inverse Mills ratio）;和φ分別表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(shù)和分布函數(shù)。如果λ系數(shù)顯著，則說明存在選擇性偏誤，進(jìn)一步證明本文使用的方法是合理的;反之，如果不存在選擇性偏誤，此方法便不可使用。

將逆米爾斯比率（lambda）加入工資方程，其他變量簡化為T，修正后的回歸模型為：

3.分位數(shù)處理效應(yīng)

最低工資水平的提升對不同收入分組的影響，是最低工資對農(nóng)民工的異質(zhì)性影響之一，也可歸為上述分析部分，但考慮到對不同收入分組需要使用新的研究方法，因此，本文在此部分單獨(dú)展開。本部分采用Koenker等[34]的分位數(shù)回歸方法，可克服異方差問題[35]。本文將分位數(shù)回歸引入式（4），將交叉項(xiàng)視為關(guān)鍵解釋變量，在考察就業(yè)效應(yīng)的基礎(chǔ)上，分析最低工資水平提升對不同分位點(diǎn)農(nóng)民工工資收入的影響，回歸模型為：

（二）變量與數(shù)據(jù)說明

根據(jù)實(shí)證模型的建構(gòu)，工資方程中選取月工資取對數(shù)作為被解釋變量[3，26]。就業(yè)方程中，控制人力資本狀況和就業(yè)區(qū)域地理位置的優(yōu)越?jīng)Q定了人口結(jié)構(gòu)和地區(qū)的發(fā)展水平，因此勞動(dòng)參與狀況會(huì)表現(xiàn)不同[36]。工資方程中，由于人力資本狀況對農(nóng)民工的工資具有一定的影響[37-38]，因此控制了學(xué)歷水平和地區(qū)。最低工資政策的遵守在不同企業(yè)中表現(xiàn)不同，企業(yè)對最低工資標(biāo)準(zhǔn)的遵守表現(xiàn)為異質(zhì)性[1]，所以進(jìn)一步控制了企業(yè)性質(zhì)（enterprise）。

本文的數(shù)據(jù)由兩部分組成，其中關(guān)于最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整的相關(guān)數(shù)據(jù)來自各省、自治區(qū)和直轄市人民政府公報(bào)、各地人力資源和社會(huì)保障行政部門的網(wǎng)站。本文使用的另一部分?jǐn)?shù)據(jù)主要來自國家衛(wèi)生計(jì)生委流動(dòng)人口服務(wù)中心于2013年和2014年進(jìn)行的流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)。根據(jù)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的方法，樣本需要由兩部分組成：處理組（提升最低工資標(biāo)準(zhǔn)的省份）和對照組（未提升最低工資標(biāo)準(zhǔn)的省份），據(jù)此本文對橫截面數(shù)據(jù)樣本的變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果見表1。

三、實(shí)證分析

本文實(shí)證研究的具體研究思路為：通過運(yùn)用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)方法獲得最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后對農(nóng)民工工資的影響狀況，進(jìn)一步從異質(zhì)性視角（學(xué)歷）展開考察，隨后進(jìn)行最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對收入分布的影響研究，并在此基礎(chǔ)上間接驗(yàn)證本文研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，最后利用反事實(shí)方法對本文的研究結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在所有的回歸結(jié)果中，lambda系數(shù)均顯著異于零，即實(shí)證結(jié)果支持最低工資水平提升帶來的就業(yè)效應(yīng)和收入效應(yīng)并不是相互獨(dú)立的。具體的實(shí)證結(jié)果如下：

（一）對農(nóng)民工總體就業(yè)和工資的影響

通過Heckman兩步法，在第一步對最低工資水平提升影響農(nóng)民工就業(yè)基礎(chǔ)上，分析最低工資水平上升對農(nóng)民工工資的影響，核心解釋變量為處理組和年份的交叉項(xiàng)，體現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后工資的狀態(tài)，回歸結(jié)果如表2所示。

首先，參照OLS回歸的工資方程中可見，在不考慮就業(yè)效應(yīng)的情況下，交叉項(xiàng)的系數(shù)為0.0488，在1%的水平上顯著，而對應(yīng)的Heckman兩步法的工資方程中，在考慮就業(yè)效應(yīng)的前提下，交叉項(xiàng)的系數(shù)為0.0222，數(shù)值上不及未考慮就業(yè)效應(yīng)情況的一半，說明在不考慮最低工資水平提升的就業(yè)效應(yīng)的情況下，所獲得的收入效應(yīng)是有可能存在嚴(yán)重被高估（0.266）的現(xiàn)象。處理組的系數(shù)顯著為負(fù)，說明在未考慮就業(yè)效應(yīng)時(shí)，處理組的實(shí)際工資水平顯著低于對照組的工資水平。

其次，就業(yè)方程中，交叉項(xiàng)的系數(shù)-0.0786，在1%水平上顯著，表示最低工資水平的提升會(huì)降低農(nóng)民工的就業(yè)概率，即對農(nóng)民工的就業(yè)具有負(fù)向作用，這與Burkhauser等[6，5，39-40]的研究結(jié)果一致。本研究發(fā)現(xiàn)最低工資水平提升對就業(yè)存在負(fù)向影響，說明最低工資標(biāo)準(zhǔn)水平已經(jīng)超出了農(nóng)民工市場的均衡工資，進(jìn)而體現(xiàn)了最低工資政策的有效性[14]，同時(shí)也間接說明農(nóng)民工的市場均衡工資較低。就業(yè)方程中最低工資的系數(shù)顯著為正，說明最低工資標(biāo)準(zhǔn)越高，農(nóng)民工的就業(yè)越容易受到最低工資政策的影響;處理組系數(shù)顯著為負(fù)，可以理解為最低工資水平提升的農(nóng)民工群體就業(yè)率低于未提升最低工資水平的農(nóng)民工群體。

最后，工資方程中，在控制了學(xué)歷、年份、地區(qū)和企業(yè)性質(zhì)后，交叉項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，表示最低工資水平的提升對農(nóng)民工工資具有正向的促進(jìn)作用，這與Burkhauser等[17-20，26]的研究結(jié)果一致。最低工資的系數(shù)顯著為正，說明最低工資標(biāo)準(zhǔn)越高，農(nóng)民工的工資也越容易受到最低工資政策的影響;處理組的系數(shù)并不顯著，說明在考慮就業(yè)效應(yīng)的前提下，受到最低工資水平提升的農(nóng)民工群體，其實(shí)際工資狀態(tài)并未高于未提升的農(nóng)民工群體;男性農(nóng)民工工資水平提升的幅度相比女性農(nóng)民工的要高，已婚農(nóng)民工工資水平提升的幅度要比未婚的農(nóng)民工要高;年齡在工資方程中也呈現(xiàn)倒“U”型狀態(tài)，42歲時(shí)收入狀況最好;健康在工資方程的系數(shù)為負(fù)，可以由Pelkowski等[41]的研究得到解釋，他們認(rèn)為年齡超過30歲以后，健康狀況對勞動(dòng)力的收入將會(huì)出現(xiàn)負(fù)向影響，尤其是女性勞動(dòng)力下降的更多也更為顯著，從樣本的處理組和對照組年齡的均值來看，平均年齡均大于30歲。

（二）對不同學(xué)歷分組的考察

根據(jù)數(shù)據(jù)中學(xué)歷的布情況，將未上過學(xué)、小學(xué)、初中劃分為一組，合并為初中及以下，將高中及中專劃分為一組，將大學(xué)專科及以上劃分為一組，回歸結(jié)果見表3。

就業(yè)方程中，初中及以下分組的交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為-0.0822，在1%水平上顯著，大學(xué)專科及以上的分組系數(shù)顯著為-0.189，在5%水平上顯著，說明最低工資水平的提升對初中及以下和大學(xué)?？萍耙陨戏纸M的農(nóng)民工就業(yè)存在顯著的消極作用，對大學(xué)?？萍耙陨戏纸M的農(nóng)民工影響最為嚴(yán)重，這兩組的農(nóng)民工群體都受到最低工資水平提升影響下的就業(yè)負(fù)效應(yīng)。我們認(rèn)為，初中以下的農(nóng)民工群體具有較低的受教育水平，大學(xué)?？萍耙陨戏纸M的農(nóng)民工樣本量較小，平均年齡為28歲，雖然具有相對較高的受教育水平，但是相比與初中及以下和高中及中專分組的農(nóng)民工群體，他們所欠缺的是工作技能。工資方程中，初中及以下分組的農(nóng)民工工資水平，隨著最低工資水平的提升進(jìn)一步顯著提高（交叉項(xiàng)的系數(shù)為0.0464，在1%水平上顯著），而高中及中專和大學(xué)?？萍耙陨戏纸M的農(nóng)民工工資水平，卻隨著最低工資水平提升顯著下降（交叉項(xiàng)的系數(shù)為-0.0494，在1%水平上顯著），大學(xué)專科及以上分組下降的更為明顯（交叉項(xiàng)的系數(shù)為-0.0955，在1%水平上顯著），這兩組農(nóng)民工主要就業(yè)于穩(wěn)定性較差的個(gè)體私營企業(yè)和個(gè)體工商戶（高中及中專分組為78.75%和大學(xué)?？萍耙陨戏纸M為71.49%），而上述兩類企業(yè)對最低工資標(biāo)準(zhǔn)的執(zhí)行力度通常較差[42，26]，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后這兩組農(nóng)民工的工資不升反降的狀況，可以從上述分析中得到合理的解釋?；貧w結(jié)果中其他解釋變量和控制變量符合預(yù)期。

處理組中，大學(xué)?？萍耙陨系霓r(nóng)民工群體雖然就業(yè)概率并沒有顯著下降，但是工資水平卻高于相應(yīng)的對照組，說明在考慮就業(yè)效應(yīng)的基礎(chǔ)上，受到最低工資水平提升的高學(xué)歷農(nóng)民工群體的工資，大于未受到最低工資水平提升影響的農(nóng)民工群體的工資。

（三）對不同收入分組的考察

由于第一步的就業(yè)方程與之前分析的一致，在此將這部分的回歸結(jié)果省略，重點(diǎn)分析最低工資水平提升后對不同分位點(diǎn)農(nóng)民工工資收入的影響，將收入分為由低到高的9個(gè)分位點(diǎn)，回歸結(jié)果見表4。

從總體樣本工資方程中交叉項(xiàng)的系數(shù)變化情況看，最低工資水平提升后，并不是所有收入分位點(diǎn)的農(nóng)民工都會(huì)受到影響，Q40、Q50、Q70分位點(diǎn)未受到顯著影響，最低工資水平提升對相應(yīng)收入的不同分位點(diǎn)提升程度由高到低為Q10（0.918）、Q20（0.634）、Q30（0.301）、Q90（0.304）、Q80（0.244），說明最低工資水平提升主要是對農(nóng)民工的低收入群體和高收入群體產(chǎn)生了影響，尤其是對低收入群體的影響最大，這與Neumark等[21]的研究結(jié)果一致。而在Q60分位點(diǎn)處，最低工資水平的提升對農(nóng)民工的工資產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，說明最低工資水平的提升會(huì)降低中等收入的農(nóng)民工的工資水平，相比于對低收入組和高收入組工資水平的提升作用，這種消極影響比較弱。

進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)初中及以下學(xué)歷的農(nóng)民工，在全部分位點(diǎn)顯著為正;高中和中專學(xué)歷的農(nóng)民工，只在Q10（0.0333）顯著為正，在Q40、Q50、Q60、Q70和Q80分位點(diǎn)顯著為負(fù)。大專及以上學(xué)歷的農(nóng)民工也在Q40、Q50、Q60、Q70和Q80分位點(diǎn)顯著為負(fù)，其他分位點(diǎn)的系數(shù)也表現(xiàn)為負(fù)值，但并不顯著。通常認(rèn)為能力越高的人收入則越高，那么收入水平可以作為個(gè)人體能力的代理變量，分位數(shù)回歸方法通過更加全面的刻畫收入分布的特征，相當(dāng)于控制了個(gè)體能力，確保了結(jié)果的無偏性和對異常點(diǎn)的抗耐性。這部分結(jié)果與表2和表3的結(jié)果總體表現(xiàn)一致，也間接地說明了研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文利用虛擬情節(jié)來構(gòu)造反事實(shí)檢驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。如果政策效應(yīng)是因?yàn)殡S時(shí)間改變的異質(zhì)性所帶來的，那么這種效應(yīng)在時(shí)間虛擬變化的反事實(shí)中也會(huì)持續(xù)存在。相反，如果在虛構(gòu)的反事實(shí)中看不到類似效應(yīng)，那么可以判斷隨時(shí)間改變的異質(zhì)性不大可能存在[32]?？梢岳斫馊绻嬖诋愘|(zhì)性，那么最低工資水平的提升對農(nóng)民工的就業(yè)效應(yīng)和工資效應(yīng)在時(shí)間虛擬變化的反事實(shí)檢驗(yàn)中會(huì)與本文的實(shí)證研究存在一樣的結(jié)果。在表5和表6的時(shí)間虛擬變化反事實(shí)檢驗(yàn)結(jié)果中，可以發(fā)現(xiàn)交叉項(xiàng)系數(shù)的符號不顯著或與本文的實(shí)證研究結(jié)果正好相反，這說明并不存在時(shí)間異質(zhì)性造成的影響效應(yīng)，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了前文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性由于本文主要關(guān)心關(guān)鍵解釋變量交叉項(xiàng)的系數(shù)變化，限于篇幅，此處只給出了關(guān)鍵變量的時(shí)間虛擬變化的反事實(shí)檢驗(yàn)分析結(jié)果，其他特征變量的系數(shù)未發(fā)生改變。。

四、結(jié)論及啟示

本文以2013年和2014年流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)為樣本，采用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)、Heckman兩步法和分位數(shù)回歸方法，在考慮最低工資水平的提高對農(nóng)民工就業(yè)效應(yīng)基礎(chǔ)之上，進(jìn)一步分析了最低工資水平提高對工資的異質(zhì)性影響效應(yīng)，得到了以下主要結(jié)論：在考慮最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對農(nóng)民工的就業(yè)效應(yīng)的情況下，獲得的有效“收入效應(yīng)”低于忽略就業(yè)效應(yīng)而單純考慮工資效應(yīng)的一半還多，以往的研究多存在高估;可見，最低工資制度的實(shí)施效果可能會(huì)與預(yù)期存在差距，需要抵消就業(yè)負(fù)效應(yīng)的輔助政策予以矯正。在考慮就業(yè)效應(yīng)的前提下，最低工資水平的提升有助于低學(xué)歷的農(nóng)民工工資水平提高，但是卻降低了中高和高學(xué)歷的農(nóng)民工工資水平，高學(xué)歷群體的工資水平下降的更為明顯，原因是這后面兩個(gè)群體的技能水平有所欠缺。最低工資水平提升主要是對農(nóng)民工的低收入群體和高收入群體產(chǎn)生了影響，尤其是對低收入群體的影響最大，學(xué)歷低和收入低的農(nóng)民工的收入效應(yīng)顯著提高，就相當(dāng)于降低了農(nóng)民工內(nèi)部收入差距。

基于上述結(jié)論，說明需要通過定期培訓(xùn)等措施提高農(nóng)民工的技能水平，增強(qiáng)他們在勞動(dòng)力市場上的競爭力和不可替代性，鼓勵(lì)企業(yè)建立或彌補(bǔ)留人措施。對于準(zhǔn)備退出勞動(dòng)力市場或者是失業(yè)的農(nóng)民工，國家及有關(guān)部門應(yīng)該制定相應(yīng)的保障措施，比如將最低生活保障制定覆蓋至這部分人群，同時(shí)妥善落實(shí)和繼續(xù)推行最低工資制度，這將有利于農(nóng)民工工資水平的提升，縮小農(nóng)民工內(nèi)部、農(nóng)民工與城市勞動(dòng)者的收入差距，從而與新型城鎮(zhèn)化建設(shè)目標(biāo)相切合。政府是農(nóng)民工市民化的主要推動(dòng)者，繼續(xù)加強(qiáng)和完善最低工資制度將有利于這一目標(biāo)的早日實(shí)現(xiàn)。

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責(zé)任編輯、校對： 李再揚(yáng)