最低工資的就業(yè)和工作時間效應

袁青川　易定紅

摘 要：基于2014年和2016年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，以月工資低于擬提升最低工資標準的勞動者為研究對象，分別采用赫克曼模型、傾向值匹配、托賓模型與雙重差分相結(jié)合的方法，系統(tǒng)研究了最低工資標準提升對就業(yè)和工作時間的影響。研究發(fā)現(xiàn)，最低工資標準提升降低了勞動者的就業(yè)率，提高了勞動者的周工作時間;實際工資低于最低工資標準越大的勞動者，在最低工資標準上漲后延長的工作時間越多，并由此形成同質(zhì)勞動力替代;最低工資標準提升造成就業(yè)率下降而引起的工作時間減少效果相對較小;最低工資標準提升總體上提高了勞動供給。

關鍵詞：最低工資;就業(yè);工作時間

中圖分類號：F241.4 文獻標識碼：A 文章編號：1000-4149（2020）01-0001-15

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2020.00.003

收稿日期：2018-12-29;修訂日期：2019-06-16

基金項目：國家社會科學基金一般項目“工會企業(yè)中最低工資政策的就業(yè)和工作時間效應均衡機制研究”（17BJY040）。

作者簡介：袁青川，經(jīng)濟學博士，河北大學經(jīng)濟學院副教授;易定紅，經(jīng)濟學博士，中國人民大學勞動人事學院教授。

The Effect of Minimum Wage on the Employment and Working Hours：

An Evidence from Chinese Labor-force Dynamic Survey

YUAN Qingchuan1， YI Dinghong2

（1.School of Economics， Hebei University， Baoding 071000， China;

2. School of Labor Relations and Human Resource， Renmin University of China，

Beijing 100872， China）

Abstract：Based on the dynamic tracking survey of Chinese labor force in 2014 and 2016， this paper attempts to analyze the effect of the increase in the minimum wage standard on employment and working hours by using the methods of Heckman model， Propensity Score Matching model and Tobin model with double difference method. The results show that the increment of the minimum wage standard would reduces the employment rate， improves the workers weekly working hours. The larger the actual wage is lower than the minimum wage standard， the longer the working hours will be after the increase of the minimum wage standard， and the substitution of homogeneous labor force will be formed. The influence of decreasing working hours caused by the decrease of employment rate will be relatively small. The improvement of the minimum wage standard increases labor supply generally.

Keywords：minimum wage; employment; working hours

一、引言

長期以來，社會上普遍存在低工資勞動力被過度使用的現(xiàn)象，這與勞動力自身的特點密切相關，具體表現(xiàn)為：第一，勞動力是一種租賃商品，這激勵了雇主對勞動力的過度使用。第二，勞動力的使用具有外部不經(jīng)濟性特點，雇主可將過度使用勞動力所形成的社會成本轉(zhuǎn)移給政府。第三，勞動力具有人身屬性和不可儲存的特點，在不存在非勞動收入的情況下，勞動者要么“工作”，要么“餓死”[1]，即使工資低于勞動力再生產(chǎn)水平，勞動者也會被迫參加工作。因此，勞動者一旦在市場上失去平等的議價能力，就只能被動接受雇主提供的最低合理限度的工資和雇傭條件[2]。上述特點及其所造成的后果是市場無法克服的，必須依靠政府對其進行規(guī)制才能解決。最低工資制度正是政府對勞動力市場進行規(guī)制的重要手段，其可通過縮小企業(yè)成本和社會成本之間的差距，賦予勞動者一定的議價權利，解決勞動外部不經(jīng)濟問題，間接調(diào)整經(jīng)濟成果在雇主和勞動者之間的分配比例，促進社會福利的增加。然而，雖然勞動者愿意在最低工資制度下提高勞動供給，但市場均衡取決于雇主的有效需求。最低工資制度可能會使得雇主在勞動成本提升的情況下優(yōu)先解雇低生產(chǎn)率勞動者，使最低工資制度最想保護的群體的經(jīng)濟狀況由工資過低惡化為無業(yè)可就。所以，最低工資政策對低端勞動者的就業(yè)和工作時間等產(chǎn)生何種影響，一直以來都是勞動經(jīng)濟學領域?qū)W者們關注的重要問題。

目前國內(nèi)外關于最低工資政策對就業(yè)人數(shù)和就業(yè)者工作時間的影響還尚存爭議。從最低工資對就業(yè)人數(shù)影響的研究看，有些研究認為最低工資標準提升不會對低就業(yè)者產(chǎn)生負面影響[3-6]，且最低工資的積極就業(yè)效應主要體現(xiàn)在保護農(nóng)民工等弱勢群體方面[5，7]。而另外一些研究則發(fā)現(xiàn)最低工資標準提升會對就業(yè)產(chǎn)生負面影響[8-11]，主要表現(xiàn)在破壞工商業(yè)分紅制度 [12]、影響市場供求[13]、限制農(nóng)民收入[12]、提高民營企業(yè)用工的實際成本與違約成本[12]六個方面。此外，最低工資制度對勞動者工作時間影響的研究結(jié)論也存在明顯爭議。薩比亞（Sabia）認為最低工資標準提升對零售行業(yè)勞動者工作時間存在著負面效應[14]。賈朋、張世偉等認為中國最低工資標準提升無論對男性還是女性勞動者的工作時間效應均不顯著[6]。扎沃德尼（Zavodny）研究則認為那些在最低工資標準提升后勞動生產(chǎn)率仍高于其工資的實驗組勞動者會延長其工作時間[15]。

上述研究結(jié)論存在差異的原因主要源自研究方法和數(shù)據(jù)兩個方面。在研究方法方面，很多文獻采用了雙重差分法[16-17]，但實驗組和控制組的趨勢性差異和同期沖擊效應是這類模型的重要缺陷。也有學者采用了間斷點回歸法[18]，該方法的缺陷在于最低工資與實際工資之比為1的斷點往往不能完全衡量勞動者是否受到最低工資影響，這和企業(yè)對最低工資標準的遵守程度有關。還有學者采用了結(jié)構方程模型[6]，這種方法需要借助相應的交叉項、線性模型假設等，這可能與最佳擬合模型差別較大。在數(shù)據(jù)方面，多數(shù)研究使用了地區(qū)或企業(yè)層面的面板數(shù)據(jù)[9，16];也有些學者采用了個體數(shù)據(jù)[8，19]，但尚未發(fā)現(xiàn)基于個體動態(tài)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的研究，這就意味著最低工資標準提升前后的實驗組和控制組不是同一群體，從而失去了實證結(jié)果的嚴謹性。除研究方法和數(shù)據(jù)方面的缺陷及不足之外，目前尚未發(fā)現(xiàn)有學者詳細討論最低工資標準提升導致的工作時間變化是由于高技術勞動者對低技術勞動者替代所引起的，還是

由于低技術勞動者之間的替代所造成的;也未發(fā)現(xiàn)有學者關注有效的勞動供給變化是如何在工作時間的邊際變化量和工作時間的概率變化量之間進行分配的，而政策的制定者往往更加關注二者的分配情況。

所以，為克服上述實證方法和數(shù)據(jù)缺陷，彌補研究內(nèi)容上的不足，本文利用2014年和2016年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)對上述問題進行深入研究，基于雙重差分設計的赫克曼模型，研究最低工資標準提升對就業(yè)和工作時間的影響，并利用非參數(shù)傾向值匹配模型進行穩(wěn)健性檢驗，以克服結(jié)構模型的缺陷;通過對實驗組和控制組樣本進行OLS回歸估計，研究最低工資提升造成的勞動替代問題;通過對Tobit模型的分解設計，將勞動者平均周工作時間變化分解為就業(yè)部分的工作時間變化和就業(yè)概率改變引起的工作時間變化兩部分;最后從勞動需求角度來解釋實證研究結(jié)果并提出相應政策建議。

二、實證策略

1.最低工資標準提升對就業(yè)和勞動者周平均工作時間影響的實證策略

基于雙重差分的赫克曼模型，并結(jié)合2014年和2016年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)估計最低工資標準提升對就業(yè)和工作時間的影響。其優(yōu)勢在于既可消除實驗組目標變量的趨勢性變動，也可克服實驗組樣本選擇性偏差問題，還可保證最低工資提升前后實驗組樣本不會發(fā)生變化。但這種方法依然存在線性假設缺陷，會由于遺漏高階項或者交叉項而出現(xiàn)估計偏誤的情況，也會錯誤地對沒有交疊區(qū)域的控制組和實驗組的結(jié)果變量進行解釋。為保證實證結(jié)果的穩(wěn)定性與可信性，采用可克服上述缺陷的非參數(shù)傾向值匹配模型對估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。

（1）基于雙重差分的赫克曼模型設計。

如果雇主按照勞動者的邊際收益來支付工資，那么最低工資標準提升后，期初邊際收益低于最低工資標準的勞動者繼續(xù)被雇傭的概率會下降，或者他們的工作時間相對于高收入勞動者來說會下降。因此，采用伊薩 （Eissa）、利伯曼（Liebman）的雙重差分設計方法[20]，結(jié)合研究內(nèi)容，將低于擬提升最低工資標準后的勞動者作為實驗組，反之作為控制組。那么估計周工作時間的雙重差分函數(shù)可以表示為：

其中hour為周工作時間，g為組屬啞變量（g=1表示實驗組，g=0表示控制組），t為時間啞變量（t=0、t=1分別表示最低工資標準提升之前與之后），

d為時間啞變量和組屬啞變量的交叉項，? 為可能影響工作時間的控制變量，ε1為擾動項，β1表示最低工資提升前后周工作時間的變化，

γ1表示實驗組和控制組的周工作時間差別，

τ1表示最低工資提升對勞動者周工作時間的影響，

δ1表示控制變量對周工作時間的影響。在式（1）中，將α1+β1t+γ1g+τ1d+δ1x+ε1簡寫為x1θ1+ε1。

同樣，關于就業(yè)的雙重差分形式采用Probit模型可以寫為：

在式（2）中，將α2+β2t+γ2g+τ2d+δ2x′+ε2簡寫為x2θ2+ε2。job為就業(yè)狀態(tài)的啞變量（job=1表示就業(yè)，job=0表示失業(yè)），

x′為影響就業(yè)概率的控制變量，β2表示最低工資提升前后就業(yè)概率的變化，

γ2表示實驗組和控制組的就業(yè)率差別，τ2表示最低工資提升對就業(yè)率的影響，

δ2表示控制變量對就業(yè)率的影響。

在可觀察的樣本中，勞動者是否進入勞動力市場是一個自我選擇過程。為精確估計最低工資提升對工作時間的影響，結(jié)合赫克曼樣本選擇性偏差模型[21]，可以將雙重差分進一步表達為：

hour表示可觀測的周工作時間受限變量，job表示可觀測的就業(yè)狀態(tài)受限變量，job*表示不可觀測的就業(yè)狀態(tài)潛變量，

ρ為ε2、ε1的相關系數(shù)，σ2為估計就業(yè)樣本的標準差。λ為逆米爾斯比率，其數(shù)學表達為：λ（-x2θ2/σ2）=φ（-x2θ2/σ2）Φ（-x2θ2/σ2），其中Φ（·）表示正態(tài)累積分布函數(shù)，φ（·）表示正態(tài)密度函數(shù)。σ2、λ可以由下面的Probit回歸方程估計出：

（2）非參數(shù)傾向值匹配模型穩(wěn)健性檢驗。

為實證結(jié)果的穩(wěn)健性，通過非參數(shù)的傾向值匹配模型，將控制組和實驗組進行匹配，消除個體屬性差異，檢驗最低工資提升對實驗組和控制組的影響差別，進而判斷其對就業(yè)和工作時間的影響。

該部分借鑒赫克曼（Heckman）等人的方法[22-23]，基于傾向值匹配模型的周工作時間和就業(yè)的雙重差分表達式分別為：

其中，n1表示實驗組的樣本數(shù)量，g0和g1表示控制組和實驗組，hour0、job0和hour1、job1分別表示控制組、實驗組的周工作時間和就業(yè)概率，i、j分別表示實驗組與控制組中被匹配的樣本個體，sp表示共同支持域，t0、t1分別表示最低工資提升前后的時間點，w（i，j）為通過i與j之間的傾向值距離推導出的權數(shù)，其表達式為：

其中， h為落入寬帶中的觀測值樣本數(shù)。Pi、Pj、Pk表示通過Probit估計的傾向值，且Pi是寬帶內(nèi)的交點，G（zi）為內(nèi)核函數(shù)：

2.最低工資標準提升后實驗組和控制組勞動者之間替代關系的實證策略

在最低工資標準提高之后，實驗組中仍處于就業(yè)狀態(tài)的勞動者很有可能延長勞動時間，成為實驗組中被解雇的勞動者最好的替代資源;高工資的企業(yè)也可能會利用高技術勞動力代替低技術勞動力以使勞動力的邊際產(chǎn)品價值等于其工資，從而形成高技術勞動力對低技術勞動力的替代。如果企業(yè)保持或額外雇傭工作時間更長的高技術勞動力代替低技術勞動力，那么平均每個勞動者的實際工作時間會上升，這種情況說明控制組的工作時間也會受到最低工資的影響，那么基于雙重差分的周工作時間估計結(jié)果會被嚴重低估。為明確最低工資提升對實驗組和控制組勞動者周工作時間產(chǎn)生的影響，以及勞動者周工作時間的替代關系，利用勞動者月工資與2014年最低工資標準之差的絕對值（mwage_minwage）為解釋變量，以工作時間提升（hourgap）為被解釋變量，分別通過實驗組和控制組樣本進行OLS回歸估計。

3.最低工資標準提升導致周工作時間變化分解的實證策略

最低工資標準提升導致的勞動者平均周工作時間變化，可以分解為就業(yè)勞動者的工作時間變化和就業(yè)概率改變引起的工作時間變化兩部分。綜合數(shù)據(jù)優(yōu)勢和研究內(nèi)容考慮，依然采用雙重差分設計，結(jié)合麥克唐納（Mcdonald）、莫菲特（Moffitt）的Tobit模型來分解最低工資提升下的工作時間變化[24]。

其中hour*表示周工作時間的潛變量，hour表示所觀測到的周工作時間受限變量，其他變量和參數(shù)與公式（1）中含義相同。ε1表示獨立分布誤差，假設該誤差項均值為零、方差為常數(shù)σ2。其中將α1+β1t+γ1g+τ1d+δ1x′+ε1簡化為Xβ+ε1。

假設z=Xβ/σ，f（z）是單位正態(tài)密度，F(xiàn)（z）是累積正態(tài)分布函數(shù)。如果最低工資標準提升導致就業(yè)概率降低，那么就業(yè)者周工作時間hour的預期值可以表示為：

若最低工資標準提升導致就業(yè)概率上升，就業(yè)者周工作時間hour的預期值可表示為：

是通過考慮第i個樣本的x變量對hour的邊際影響來獲得，即：

因此，勞動者周工作時間（hour）的總變化可以分解成兩個非常直觀的部分：

①就業(yè)概率邊際變化量，以就業(yè)者的hour期望值加權;

②就業(yè)者的hour邊際變化量，以就業(yè)概率為權重。

這兩個量的相對大小是一個重要的指標，具有實質(zhì)性的經(jīng)濟影響。

方程（14）中的每一項都可以在Xβ的某個值下進行評估，通常選擇在X的平均值上計算，并可以直接測算出f（z）、F（z）的值。最低工資標準提升導致

在最低工資標準提升導致

就業(yè)概率下降和上升的情況下，引起的就業(yè)者周工作時間邊際變化量

三、數(shù)據(jù)、變量及描述性分析

本研究使用2014年和2016年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS）。CLDS采用多階段、多層次、與勞動力規(guī)模成比例的概率抽樣方法，并在國內(nèi)率先采用輪換樣本追蹤方式，既能較好地適應中國劇烈的變遷環(huán)境，又能同時兼顧橫截面調(diào)查的特點。調(diào)查前對受訪個體進行的勞動力身份甄別，保證了受訪群體處于15—64歲之間，所以該數(shù)據(jù)為本研究提供了相對精確的樣本;同時該數(shù)據(jù)是動態(tài)追蹤數(shù)據(jù)，保證了最低工資提升前后實驗組個體的數(shù)量和組別不會發(fā)生變化;另外，由于最低工資標準在全國不具有統(tǒng)一性，且每個省、自治區(qū)、直轄市內(nèi)部也有不同標準，這就使得最低工資在基于個體數(shù)據(jù)上具有一定的變動性，從而保證了研究的可行性。研究所使用的變量及變量的定義如表1所示。

在數(shù)據(jù)處理中，排除負收入以及有收入但沒有工作時間的勞動者，排除自我雇傭者、雇主以及從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動者等，排除2014年與2016年兩輪調(diào)查中不同時存在的勞動者，最終形成了一個動態(tài)平衡數(shù)據(jù)樣本，樣本總量為7464個。根據(jù)最低工資總額范疇，剔除加班加點工資等因素。在本研究中

采用剔除加班工資的稅前年工資總額除以12個月的計算結(jié)果作為月工資。月工資低于2014年最低工資標準的觀測樣本作為實驗組，高于2015年最低工資標準的觀測樣本作為控制組。另外，吉林、遼寧、黑龍江、安徽等地在2014年和2016年調(diào)查期間并沒有提升最低工資標準，不論其工資高低均歸入沒有受到最低工資提升影響的控制組，該樣本總量共計2026個。這種分組方式保證了實驗組不論其所在的地區(qū)最低工資標準每年提升一次還是兩年提升一次，在2016年調(diào)查的實驗組均會受到最低工資的影響，同時也保證了控制組在調(diào)查期間不會受到最低工資提升的影響。

實驗組和控制組個體屬性特征的描述性統(tǒng)計如表2所示。其中第（1）列、第（2）列分別表示控制組和實驗組的個體特征值;低于擬提升最低工資標準的勞動者年齡相對較大（實驗組和控制組平均年齡分別為44.51歲與42.94歲），受教育水平更低（實驗組和控制組平均教育年限分別為7.987年和9.738年），今后繼續(xù)留在勞動力隊伍中的概率較低（實驗組和控制組繼續(xù)參加工作的概率平均值分別為91.4%和94.6%），工作時間較少（實驗組和控制組的平均周工作時間分別為41.84小時和44.98小時），是黨員的概率更低（實驗組和控制組是黨員的平均概率分別為11.2%和13.3%），而且兩個群體的差異是非常顯著的，如第（3）列所示。

四、實證結(jié)果

1.最低工資標準提升對就業(yè)和勞動者周平均工作時間影響的實證結(jié)果與檢驗

（1）最低工資標準提升對就業(yè)和勞動者周平均工作時間影響的實證結(jié)果。

表3反映了在沒有控制其他變量情況下，實驗組和控制組在最低工資標準提升前后的就業(yè)概率情況。第（1）、（2）、（3）列表示最低工資標準提升之前控制組、實驗組平均就業(yè)概率以及二者之差， 第（4）、（5）、（6）列表示最低工資標準提升之后控制組、實驗組平均就業(yè)概率以及二者之差，第（7）列表示最低工資提升對就業(yè)率的影響。

表3說明在最低工標準提升后不論是控制組還是實驗組的就業(yè)率都有所上升，且控制組就業(yè)率均明顯高于實驗組，但雙重差分估計結(jié)果并不顯著。為能夠較為準確地反映最低工資提升對就業(yè)率的影響，還必須對實驗組和控制組的個體屬性特征等進行控制。

表4反映了實驗組和控制組在最低工資標準提升前后的周工作時間變化情況。第（1）、（2）、（3）列表示最低工資標準提升之前控制組、實驗組平均周工作時間以及二者之差， 第（4）、（5）、（6）列表示最低工資標準提升之后控制組、實驗組平均周工作時間以及二者之差，第（7）列表示雙重差分結(jié)果。如表4，最低工資標準提升之前，控制組的周工作時間均高于實驗組，且控制組周工作時間在最低工資提升之后有所縮短，而實驗組周工作時間在最低工資提升之后也有所下降，總體說明最低工資提升之后勞動者的工作時間有減少的趨勢，但雙重差分估計結(jié)果并不顯著。

為進一步研究在控制了選擇性偏差以及個體屬性變量差異后，最低工資標準提升對就業(yè)和周工作時間的影響，分別采用了赫克曼模型嵌套雙重差分法（Heckman+DID）以及傾向值匹配嵌套雙重差分法（PSM+DID）來對其進行估計。表5中第（1）、（2）列表示基于赫克曼模型的雙重差分估計結(jié)果。第（4）、（6）列表示組別的Probit估計結(jié)果，并利用該估計結(jié)果通過公式（5）和公式（6）計算最低工資標準提升對控制組和實驗組在周工作時間和就業(yè)率方面的影響，第（3）、（5）即為傾向值匹配嵌套雙重差分法的估計結(jié)果。

表5第（1）列數(shù)據(jù)說明在控制了選擇性偏差之后，由于時間因素導致周工作時間在最低工資標準提升后提高了1.274小時;實驗組周工作時間平均低于控制組5.575小時，說明實驗組和控制組周工作時間的差別在很大程度上是由于組別不同而造成的;逆米爾斯比率系數(shù)為負且顯著，說明選擇性偏差導致可觀察到的勞動者周工作時間樣本偏低，周工作時間較高的樣本是觀察不到的，如果采用最小二乘法直接估計最低工資標準提升對周工作時間的影響將會被低估。在控制了樣本選擇性偏差之后最低工資提升導致了平均周工作時間延長3.766個小時。第（3）列數(shù)據(jù)表明在控制組和實驗組的樣本進行匹配之后，由于時間因素導致周工作時間在最低工資標準提升后降低了4.890小時;實驗組周工作時間平均低于控制組5.938小時;最低工資標準提升導致平均周工作時間延長了3.923個小時。赫克曼模型和傾向值匹配估計的雙重差分結(jié)果均表明，最低工資提升對周工作時間有正向影響。

表5第（2）列數(shù)據(jù)說明由于時間因素導致就業(yè)率在最低工資標準提升后下降;實驗組平均就業(yè)率高于控制組，但均不顯著;最低工資標準提升導致就業(yè)率下降。第（5）列數(shù)據(jù)表明在對樣本進行匹配之后，由于時間因素導致就業(yè)率在最低工資標準提升后提高11.9%;實驗組就業(yè)率平均高于控制組7.7%;最低工資標準提升導致平均就業(yè)率下降11.2%。由上可見，赫克曼模型和傾向值匹配估計的雙重差分結(jié)果均表明最低工資標準提升對就業(yè)率有負面影響。

（2）最低工資標準提升對就業(yè)和勞動者周平均工作時間影響的實證結(jié)果檢驗。

從實證結(jié)果來看，赫克曼模型和傾向值匹配估計的雙重差分結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性，該穩(wěn)健性的可信程度取決于數(shù)據(jù)與模型的適應性，故需考慮進行相關檢驗。第一，一般情況下，如果采用干預點前后多年份數(shù)據(jù)，需要對雙重差分估計進行共趨性檢驗，但由于本研究采用了干預點之前、之后最近的兩個年份數(shù)據(jù)，無法做出共趨性檢驗，且采用干預點較近的年份，實驗組和控制組出現(xiàn)非共趨性的可能性將大大降低，故本文在此沒有做出共趨性檢驗（Tobit模型下的雙重差分沒有做共趨性檢驗理由相同）。第二，在赫克曼模型的雙重差分下，勞動者的工作時間選擇確實具有顯著的選擇性偏差，該結(jié)果已在表5中得到檢驗。第三，如果傾向值匹配估計的雙重差分結(jié)果有效，尚需考慮實驗組和與之匹配的控制組在個體屬性特征等方面的平衡性，表6是針對傾向值匹配估計的雙重差分方法做出的平衡性檢驗，結(jié)果表明多數(shù)實驗組和控制組重要的個體特征在匹配后沒有了顯著差異，匹配數(shù)據(jù)具有良好的平衡性。第四，匹配后實驗組和控制組的工作時間和就業(yè)概率仍存在顯著差異（見表6），表明最低工資標準提升對實驗組的周工作時間和就業(yè)有著顯著影響，這也加強了傾向值匹配估計的雙重差分結(jié)果的可信性。此外，由于PSM+DID估計結(jié)果更顯著，接受其結(jié)果錯誤概率更低，加之其更容易克服選擇性偏差以及群體性特征造成的誤差，所以PSM+DID相比Heckman+DID的估計結(jié)果更有優(yōu)勢。

2.最低工資標準提升后實驗組和控制組勞動者之間替代關系的實證結(jié)果

利用勞動者月工資與2014年最低工資標準之差的絕對值（mwage_minwage）為解釋變量，以工作時間提升（hourgap）為被解釋變量，分別對實驗組和控制組樣本進行OLS回歸（見表7），表7第（2）列表明，期初實際工資低于最低工資標準越大的勞動者，在最低工資標準上漲后延長的工作時間也就越多，且這種情況相當顯著。平均來說，在控制其他變量的基礎上，當勞動者的月實際工資低于最低工資標準1000元時，最低工資標準提升后其周工作時間將延長3小時。控制組中處于就業(yè)狀態(tài)的勞動者工作時間并沒有受到月工資與最低工資標準之差的影響。這說明了工作時間的延長主要是基于實驗組同質(zhì)勞動力的替代，而非是控制組高技術勞動者對實驗組低技術勞動者的替代，否則勞動者月工資與2014年最低工資標準之差的絕對值應會對控制組勞動者周工作時間產(chǎn)生顯著影響。

3.最低工資標準提升導致工作時間延長的分解結(jié)果

表8是基于雙重差分策略下的Tobit模型（上限為168，下限是0）估計而得到的最低工資提升對勞動者周工作時間影響的實證結(jié)果。第（1）列表示所有潛在樣本周工作時間的期望值，由于最低工資標準提升導致勞動者周工作時間提高了2.843小時。第（2）列為可觀察的樣本周工作時間的期望值，最低工資標準提升導致可觀測到樣本勞動者周工作時間提高了2.828小時。實證結(jié)果表明最低工資標準的提高使得勞動者周工作時間延長了。

由公式（14）可知，最低工資標準提升后導致的可觀測周工作時間的綜合變化量可以分解成

：就業(yè)者周平均工作時間的變化量和就業(yè)概率變化而產(chǎn)生的周平均工作時間的變化量。

根據(jù)雙重差分設計，d變量系數(shù)反映了最低工資標準提升對勞動者周工作時間的影響，最低工資標準提升對可觀察周工作時間影響的綜合變化量為：

E（hour|x）xi=F（z）βi=2.828

由于最低工資標準提升導致就業(yè)概率減少，最終使得可觀測的周工作時間期望值的減少量為：

2.括號中為標準誤。

由于最低工資標準提升導致仍處于就業(yè)狀態(tài)勞動者的平均周工作時間增加部分為：

P（hour>0|x）E（hour|hour>0，x）xi=F（z）E（hour|hour>0，x）xi=F（z）βi[1+zf（z）/F（z）+f（z）2/F（z）2]=2.828×1.0369=2.932

總體而言，當最低工資標準提升后，觀測到的周工作時間因為就業(yè)概率降低而減少的工作時間為0.1044小時，仍處于就業(yè)狀態(tài)的勞動者延長的周工作時間為2.932小時，所以，由于就業(yè)率的下降和仍處于就業(yè)狀態(tài)勞動者工作時間延長的綜合結(jié)果表現(xiàn)為勞動者平均周工作時間延長2.828小時。

五、結(jié)論與建議

1.結(jié)論與討論

首先，Heckman+DID和PSM+DID實證結(jié)果表明，最低工資標準提升延長了勞動者周工作時間，降低了勞動者就業(yè)率，該結(jié)論符合傳統(tǒng)古典經(jīng)濟理論預測結(jié)果。在傳統(tǒng)的完全競爭勞動力市場模型中，勞動力供給曲線和勞動力需求曲線分別是斜向上和斜向下的。一方面隨著勞動成本的上升，企業(yè)對勞動力的需求會減少;另一方面?zhèn)鹘y(tǒng)型的勞動者會隨著工資水平的提升進入勞動力市場，提高勞動力參與率。雖然最低工資標準的提升提高了勞動力供給的數(shù)量，但因為雇主會解雇那些邊際收益低于其工資的勞動者，最終使得就業(yè)人數(shù)下降。

其次，基于實驗組和控制組的OLS估計結(jié)果表明，最低工資標準提升后，企業(yè)會延長實驗組中處于就業(yè)狀態(tài)勞動者的工作時間來彌補由于解雇生產(chǎn)率較低的勞動者而形成的勞動力短缺，最終表現(xiàn)為低端同質(zhì)勞動力之間的替代。同時，繼續(xù)留在勞動力隊伍中的實驗組勞動者也愿意延長自己的工作時間，且最低工資標準提高得越多，勞動者延長的工作時間也越多，其同質(zhì)勞動替代程度也就越大。因此，企業(yè)和勞動者的雙重因素導致了勞動者工作時間延長，進而很有可能形成過度勞動問題，降低勞動者的就業(yè)質(zhì)量。

最后，Tobit+DID實證結(jié)果表明勞動者平均周工作時間變化是由就業(yè)勞動者的工作時間延長和就業(yè)率下降引起的工作時間減少雙重作用造成的：勞動者在最低工資標準提升后會延長工作時間，這大大抵消了由于就業(yè)率下降引起的平均周工作時間減少的影響，最終使得整個社會的勞動力供給不但沒有減少，反而出現(xiàn)了明顯地增加。

2.政策建議

為解決由于最低工資標準提升造成的就業(yè)率下降和工作時間延長問題，政府應該從以下幾個方面做出努力。第一，政府有關部門應做好GDP、社會消費水平、物價指數(shù)、勞動生產(chǎn)率等基礎數(shù)據(jù)的監(jiān)測，并結(jié)合當?shù)刈畹凸べY標準提升對就業(yè)和工作時間影響的歷史數(shù)據(jù)，因地制宜地制定出科學合理的最低工資標準，適度平衡就業(yè)率下降和工作時間延長的關系。第二，政府需要通過對低技術勞動者提供培訓和市場供求信息等方式提升其就業(yè)能力，通過對企業(yè)提供就業(yè)補貼等轉(zhuǎn)移支付方式為低技術勞動者創(chuàng)造就業(yè)機會，以減少由于最低工資的收入分配效應而導致的就業(yè)率下降。第三，政府應創(chuàng)造寬松的經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境，適當減少企業(yè)稅收，提高企業(yè)盈利能力，并健全社會保障體系，以提升勞動者的工資議價空間和市場談判力量，進而減緩最低工資標準提升對低技術勞動者造成的壓力。第四，為防止企業(yè)通過過度延長工作時間來規(guī)避最低工資標準提升帶來的用工成本上升，政府須嚴格監(jiān)督加班工資制度的執(zhí)行，嚴厲查處企業(yè)無條件、無時限、無報酬延長工作時間的現(xiàn)象，使企業(yè)能夠圍繞著延長工作的用工成本和招聘新人成本之間

做出理性權衡，此舉既實現(xiàn)了對延長工作時間的勞動者利益的保護，又達到了通過加班工資制度的工作分散化、工作共享化作用來提高就業(yè)率的目的。

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[責任編輯 武 玉]