導(dǎo)語：最低工資與就業(yè)關(guān)系芻議一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、引言

自我國1993年實行最低工資制度以來，最低工資的就業(yè)效應(yīng)一直都是許多濟學(xué)家爭論的焦點。但是，國內(nèi)學(xué)者對于最低工資就業(yè)效應(yīng)的研究大多集中在理論層面上，缺乏實證研究，無法為政府部門制定合理的最低工資制度提供有意義的參考。

目前國外已有大量的文獻對最低工資的就業(yè)效應(yīng)進行了理論和實證研究。Card和Krueger通過電話采訪收集了新澤西州和賓夕法尼亞州410家快餐店的數(shù)據(jù)，采用差中差（DID）的方法，對新澤西州和賓夕法尼亞州的快餐店在最低工資上漲前后的就業(yè)變化進行比較，結(jié)論表明最低工資的增加并不會減少就業(yè)。然而，Numark和Wascher利用相同地區(qū)快餐店員工的工資單數(shù)據(jù)，重新審視了Card和Krueger的研究，卻得到了截然不同的結(jié)論，他們發(fā)現(xiàn)最低工資的就業(yè)彈性處在-0.21到-0.22之間。Gadling和Terrell考察了哥斯達黎加的覆蓋部門和非覆蓋部門最低工資增長與就業(yè)的關(guān)系，通過使用1988—2000年的面板數(shù)據(jù)模型得出結(jié)論：最低工資增長10%，覆蓋部門的就業(yè)量下降1.09%，非覆蓋部門的就業(yè)量則無顯著變化。

與國外的研究相比，研究中國最低工資與就業(yè)關(guān)系的文獻則很少。羅小蘭使用上海市1993—2005年的時間序列數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)提高最低工資會對農(nóng)民工的就業(yè)產(chǎn)生正的影響。之后羅小蘭又使用1994—2005年中國31個省、直轄市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)模型，考察了最低工資標(biāo)準(zhǔn)對農(nóng)民工就業(yè)的影響，其結(jié)論為，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的增加對就業(yè)的影響存在一個閥值，在該閥值之前，最低工資的增加會促進農(nóng)民工就業(yè)，而超過該閥值之后，最低工資的增加就會對農(nóng)民工的就業(yè)產(chǎn)生負效應(yīng)。

鑒于此，本文選取全國27個省、直轄市、自治區(qū)1996—2006年的數(shù)據(jù)，從實證角度全面考察我國就業(yè)量與最低工資標(biāo)準(zhǔn)之間的長期關(guān)系和短期關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)說明

在考察我國最低工資標(biāo)準(zhǔn)對就業(yè)的影響時，由于受統(tǒng)計數(shù)據(jù)的制約，在計量分析中僅用時間序列數(shù)據(jù)無法滿足大樣本的要求，從而影響估計的精度。因此，本文將使用1996—2006年中國27個省、直轄市和自治區(qū)的年度面板數(shù)據(jù)來解決小樣本問題。重慶1997年才從四川省劃分出來成為直轄市，因此為了保證數(shù)據(jù)的前后一致性，四川省1996年的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）以及勞動供給數(shù)據(jù)為剔除重慶后的數(shù)據(jù)。此外，湖南、福建、海南和西藏由于收集的數(shù)據(jù)不完整而沒有被列入。本文的最低工資數(shù)據(jù)來自中國勞動人事網(wǎng)和勞動咨詢網(wǎng)，其他數(shù)據(jù)均來自于國家統(tǒng)計局各年的《中國統(tǒng)計年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。

圖1給出了剔除物價因素影響后1996—2006年全國職工月平均工資和最低工資標(biāo)準(zhǔn)的變化趨勢。通過觀察可以發(fā)現(xiàn)，兩者的變化趨同，都呈現(xiàn)出持續(xù)增長的趨勢。具體而言，全國職工月平均工資從1996年每月502元，增長到2006年的1789元，增加了將近1287元，年均增長率為13.50%。相對于職工月平均工資，最低工資的增長則要平緩一些，1996年全國最低工資標(biāo)準(zhǔn)為每月209元，2006年為538元，11年只增加了329元，年增長率僅為9.90%。觀察最低工資與職工月平均工資比例變動趨勢圖（見圖2）可知，該比例基本上呈現(xiàn)出逐年下滑的趨勢（個別年份除外），從1996年的0.41下降到2006年的0.30，而國際上最低工資與職工平均工資的比例一般在40％~60％之間（韓兆洲、魏章進，2006），顯然我國最低工資標(biāo)準(zhǔn)總體而言要低于國際上的一般水平。

三、計量模型和分析結(jié)果

1、模型設(shè)計

本文結(jié)合我國的實際情況，并在借鑒Neumark以及Lemos模型的基礎(chǔ)上，建立了以下實證模型。為了得到最低工資的就業(yè)彈性以及減少變量數(shù)據(jù)的波動性，本文的模型采用了對數(shù)線性形式。

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

（1）就業(yè)水平（EIt）。本文采用從業(yè)人員數(shù)來反映各個地區(qū)的就業(yè)水平，該指標(biāo)包括了16周歲及以上從事一定社會勞動并取得勞動報酬或經(jīng)營收入的人員，它能夠很好地反映一定時期內(nèi)全部勞動力資源的實際利用情況。

（2）最低工資變量（XMWit）。由于最低工資標(biāo)準(zhǔn)實際作用的大小取決于各個地區(qū)的工資水平，本文采用名義最低工資與職工月平均工資水平的比率MW/AVW作為最低工資變量。另外，考慮到各個省、直轄市和自治區(qū)大都劃分了多個檔次的最低工資標(biāo)準(zhǔn)，并且調(diào)整的時間也各不相同，因此，本文借鑒了羅小蘭的方法，選用最高檔次的最低工資標(biāo)準(zhǔn)，并利用加權(quán)平均法進行計算。

（3）控制變量（Xit）。影響就業(yè)水平的因素很多，為了加強模型的解釋力度，對一些主要變量進行控制是十分有必要的。本文采用實際國內(nèi)生產(chǎn)總值RGDP來控制勞動力需求沖擊對就業(yè)的影響。由于獲得的統(tǒng)計數(shù)據(jù)是名義國內(nèi)生產(chǎn)總值，因此，為了得到實際國內(nèi)生產(chǎn)總值，以1996年為不變價格，對各個省、直轄市和自治區(qū)從1996年到2006年的名義國內(nèi)生產(chǎn)總值進行調(diào)整。同時，還采用15—64歲的人口數(shù)LS以及15歲和15歲以上人口中文盲半文盲的占比PI來控制供給沖擊對就業(yè)的影響。此外，模型中還加入了地區(qū)效應(yīng)變量μi和時期效應(yīng)變量ηt，來控制其他一些不可觀測的或無法度量的地區(qū)或時期影響因素對就業(yè)產(chǎn)生的影響。

2、計量分析結(jié)果

（1）平穩(wěn)性檢驗結(jié)果。對各變量進行分別進行LLC檢驗、IPS檢驗和ADF-Fisherχ2檢驗，具體檢驗結(jié)果見表1。在進行單位根檢驗時，除實際國內(nèi)生產(chǎn)總值選用的是含時間趨勢的模型以外，其他變量均選用不含時間趨勢的模型。此外，對各變量一階差分后，均不含有時間趨勢，因此選擇不含時間趨勢的檢驗方式。

從表中可以看出通過三種方法檢驗，各變量均有單位根，而在取一階差分后，均在1％的顯著水平下表現(xiàn)為無單位根，說明這三類變量均為一階單整，即I（1）。

（2）協(xié)整檢驗結(jié)果。經(jīng)過單位根檢驗，各變量均為I（1），因此可以繼續(xù)檢驗變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。將（1）式進行回歸，得到殘差Eit，對殘差序列分別進行LLC檢驗、IPS檢驗以及ADF-Fisherχ2檢驗，若殘差序列平穩(wěn)則說明變量間存在長期的均衡關(guān)系，反之則不存在。由于殘差序列Eit不存在時間趨勢，因此選用不含時間趨勢的檢驗方式。在對（1）式進行回歸時，考慮到面板數(shù)據(jù)的截面異方差性，本文利用截面加權(quán)的廣義最小二乘法（EGLS）對模型進行估計，以糾正截面數(shù)據(jù)帶來的異方差性影響，估計結(jié)果見表2。回歸取得了較高的擬合優(yōu)度，此外，Hausman檢驗結(jié)果也證實了模型中固定效應(yīng)的存在性。

在獲得回歸結(jié)果之后，用LLC、IPS以及ADF-Fisherχ2分別對殘差序列Eit進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果見表3。

結(jié)果顯示，殘差項Eit并不存在單位根，這意味著變量間存在協(xié)整關(guān)系。但根據(jù)表2的回歸結(jié)果，從長期來看，就業(yè)量雖然與最低工資變量及其他控制變量存在穩(wěn)定的關(guān)系，但由于最低工資的就業(yè)彈性系數(shù)不顯著，所以最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高不會對我國就業(yè)產(chǎn)生影響。

（3）誤差修正模型結(jié)果。在確定了就業(yè)與最低工資標(biāo)準(zhǔn)以及其他控制變量的長期協(xié)整關(guān)系后，可以建立誤差修正模型，來進一步描述全國就業(yè)水平與最低工資的短期關(guān)系。將（1）式回歸中得到的殘差序列作為誤差修正項ECM，滯后期為1，結(jié)果見表4。

結(jié)果顯示，ECM系數(shù)為0.98，且在1％的統(tǒng)計水平上顯著，說明誤差糾正機制發(fā)生；最低工資的回歸系數(shù)雖然也在1％的統(tǒng)計水平上顯著，但彈性系數(shù)很小，這表明最低工資標(biāo)準(zhǔn)的短期變動只會對就業(yè)產(chǎn)生微弱的影響。

四、結(jié)論

在前面實證研究和討論的基礎(chǔ)上，本文得出如下結(jié)論：從長期來看，就業(yè)量與最低工資變量及其他控制變量存在穩(wěn)定的關(guān)系，但最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高不會對我國的就業(yè)總量產(chǎn)生影響；從短期來看，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的變動雖然會對就業(yè)產(chǎn)生影響，但影響很小。這一方面是由于我國各地區(qū)制定的最低工資標(biāo)準(zhǔn)普遍偏低，最低工資的絕對水平雖然每年都在提高，但經(jīng)過物價折現(xiàn)后的實際最低工資水平的增幅則相當(dāng)有限，最低工資與職工月平均工資的比例更是呈現(xiàn)出逐年下滑的趨勢。另一方面，政府的監(jiān)管不力導(dǎo)致最低工資的實施情況并不樂觀，大量企業(yè)都存在違法操作現(xiàn)象，支付的工資仍然低于最低工資標(biāo)準(zhǔn)，這些都使得最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高不會對企業(yè)產(chǎn)生很大的壓力。因此，各地政府在充分考慮了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r和實際承受能力以后，應(yīng)該進一步提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)，同時要加強對最低工資實施情況的監(jiān)督力度，使其真正成為低收入階層的有利保障，促進社會的和諧發(fā)展。