最低工資標準對農民工就業的影響研究

自《最低工資法》以來，對職業生涯最低工資的擔憂一直存在。我國是發展中國家,目前又正處于經濟轉軌時期,就業壓力非常大,因此對于最低工資增加失業的疑慮尤其普遍。然而,必須指出的是,當前我國關于最低工資就業效應的研究大多是簡單的定性分析,缺乏深入而系統的實證分析,這顯然會妨礙結論的科學性,并削弱其政策參考價值。事實上,最低工資制度對就業的效應與其所處的經濟環境密切相關。就我國而言,受政策及體制等因素的影響,我國勞動力市場分割為以城市職工為主體的主要勞動力市場和以農民工為主體的次要勞動力市場。在這種二元分割勞動體制條件下,城市職工工資較高,受最低工資制度的影響較小;而農民工由于其工資常常處于或低于最低工資標準,受最低工資制度的影響較大。考慮到我國農民工勞動現狀,再加上未來尚需繼續轉移大量的農村剩余勞動力,因此,研究最低工資對農民工就業的影響,并制定正確的勞動政策,就不僅具有完善最低工資制度的理論意義,而且又具有促進我國城鎮化進程的現實意義。基于上述原因,本文將嘗試建立我國農民工就業分析模型,并運用面板分析方法探討最低工資制度對農民工就業的影響。一、最低工資對就業的影響從20世紀40年代起,最低工資就業效應問題就成為最低工資制度研究的主流和熱點,然而,迄今為止,關于最低工資對就業究竟會產生什么影響,理論研究并沒有取得一致的觀點。第一種觀點認為最低工資會減少就業。Stigler(1946)通過失業效應模型發現,政府制定最低工資政策,是對勞動力市場的一種干預,并且由于最低工資高于市場均衡工資,會導致企業減少對勞動力的需求,從而使失業人數增加。Welch(1974)的兩部門模型也認為,最低工資立法后,覆蓋部門的就業會減少,雖然未覆蓋部門的就業會增加,但它只能部分補償覆蓋部門中的就業損失,因此總就業水平將低于最低工資實施前的情況。而第二種觀點則認為,實施最低工資會增加就業。Cubitt、Hargeraves(1996)利用人力資本模型進行研究,結果發現最低工資會對低生產率工人產生激勵作用,他們為了獲得更高工資會接受教育和培訓,由此提高了人力資本含量,并促進經濟及就業的增長。Agenor、Aizenman(1999)在對效率工資模型進行分析后,認為最低工資的引入會對抑制低工資工人的怠工產生積極的影響,從而減少廠商的監督成本,降低其效率工資的支付,并最終減少總失業水平。Fraja(1999)建立企業反應模型,研究也認為,最低工資標準的實施或提高并不一定會導致雇主解雇工人。它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。在理論研究爭論激勵的同時,關于最低工資就業效應的經驗研究也得出了各不相同的結論。一方面,許多經驗分析表明最低工資標準增長會給低工資工人就業帶來負效應。Brown、Gilroy、Kohen(1983)探索了不同的函數形式,增減了各種解釋變量同時擴展了許多基本分析,得出最低工資10%的增長將減少就業1%的結論。AbowdJohM、KramarzFrancis和MargolisDavidN(1999)研究了法國和美國最低工資增長與就業的關系,發現法國最低工資每增長1%,就會減少男性工人1.3%和女性工人1%的就業,美國最低工資每增長1%,就會減少男性工人0.4%和女性工人1.6%的就業。另一方面,一些經驗分析結果又表明,沒有任何明顯證據證明最低工資的增長會對低工資工人的就業產生負效應,有的甚至還得出了最低工資增長會增加就業、產生正效應的結論。Katz和Krueger(1992)收集了1990年最低工資增長后德克薩斯州快餐業(工資較低的行業)的就業情況,發現絕大部分德州快餐店沒有因為最低工資增加而減少就業。Wellington(1991)對最低工資增長10%后青少年就業的變化情況作出了估計,分析得出該影響只有0.60%,與傳統就業減少1%～3%的估計存在明顯差異。Card和Krueger(1993)對最低工資增長前后新澤西州和賓夕法尼亞州快餐店的就業、工資水平及價格的比較,研究結果表明低工資工人的就業在最低工資增長后有所增加。與國外相類似,我國學者也存在著最低工資阻礙或促進就業的爭論。張五常(2000)、薛兆豐(2004)、平新喬(2005)認為最低工資阻礙就業。主要理由是:勞動力市場供求是決定勞動力價格的惟一因素。最低工資只升不降,會破壞我國的工商業,增加用工成本,降低企業競爭力,結果使得下層工人找不到工作。而馬揚、陳茁(1997),顧則徐(2005),楊濤、張麗賓、常凱(2006)則認為,最低工資一定程度的增長與就業的減少沒有必然的聯系。而且,目前我國經濟正處于轉軌時期,最低工資制度更多的是一種保障制度,而非經濟杠桿。它不但不會減少就業數量,而且還有利于提高就業質量和社會公平。綜上所述,假設前提、樣本選擇及分析方法不同是造成理論及實證研究結論差異的重要原因。總體而言,國外關于最低工資就業效應的研究非常豐富并卓有成效,而我國由于實行最低工資制度時間較短,相關的研究則十分薄弱,大多停留于定性的理論分析階段,缺乏深入而系統的實證分析。二、勞動力市場的競爭因素我國農民工市場的形成與國家的宏觀政策息息相關。改革開放前,國家高度限制勞動力要素通過市場價格信號自由流動。農村青年達到就業年齡后一律成為人民公社社員,自然就業,這種制度安排使得農村勞動力向城市遷移的途徑被切斷。1984年,國家允許農村勞動力自備口糧進城務工經商,農民開始具有流動就業的自由,農民工勞動市場由此逐漸形成。此后,伴隨著經濟的高速增長,工業化和城市化進程的加快,農民工勞動市場以空前的規模和速度發展。分析我國農民工勞動市場,可以發現它是體制改革的結果,主要呈現出以下幾個特征:第一,農民工為低端勞動力,屬于城市次要勞動力市場。與城市職工相比,農民工職業素質差,一般無技術或技術很低,就業門檻和保留工資水平很低,相互間替代程度高。第二,強烈的“候鳥”性質。大多數農民工并不預期在城市能得到永久居住的權利,外出務工具有明顯的短暫性,即平時在外務工,農忙時回到農村;青壯年時外出務工,年老體弱時回流農村。這也導致了農民工流動就業的地理范圍很大。第三,勞動供給量大。目前,農村有近3.8億人口的剩余勞動力,除去分別進入鄉鎮企業、非農產業和大中城市打工的2.3億勞動力外,還有1.5億絕對剩余勞動力,同時每年農村還將新增700萬適齡勞動力。1因此,農民工勞動力市場供給大于需求的局面和競爭激烈的態勢將會長期延續。與其他勞動力市場相比,農民工勞動力供給曲線更加平緩。第四,工業是農民工的主要選擇。農民工主要分布在私營、個體經濟部門、沿海地區的“三資”企業和鄉鎮企業,在這些部門,許多農民工勞動環境惡劣,勞動時間長,工資不但低于當地最低工資標準而且工資常常遭到克扣和拖欠。從農民工就業的行業和工種來看,制造業和建筑業居多,就業比例分別為19.53%和15.12%。由于農民工從事的都是些工資低廉、勞動時間長、工作條件差、就業不穩定的職業,因而從理論上來說,他們的就業受到最低工資制度的較大影響。首先是勞動供給方面。最低工資標準越高,非農就業的比較優勢就越大,農民轉移職業的意愿也就越強烈,農民工的勞動供給就會增加;其次是勞動需求方面。由于最低工資制度的實施或提高增加了農民工的用工成本,一些邊緣企業可能因此減產乃至破產,另一些企業可能會轉而采用資本或高技能工人來替代農民工,這無疑都會導致企業對農民工需求的減少。從我國最低工資運行情況來看,我國自1994年實施最低工資制度以來,最低工資標準雖呈現不斷增長的趨勢,但目前仍處于水平極低狀態。由于1993年的《企業最低工資規定》對于最低工資標準的調整沒有詳細規定,只是提出,當相關因素發生變化或本地區職工生活費用價格指數累計變動較大時,應適時調整。而在調整的頻率上,僅規定每年最多調整一次,沒有對調整下限進行規定,因此許多地區最低工資標準多年不變,尤其是那些經濟欠發達地區,如甘肅、青海兩省10年來僅調整過一次標準。從總體情況來看,1999年前各地最低工資標準調整較少,直至1999年、2000年起一些地區才開始采取逐年微調。最低工資標準的多年停滯不前,使得我國最低工資標準嚴重滯后于經濟發展水平,以致于最低工資標準的實際購買水平被不斷侵蝕。因此,從這一角度出發,我國最低工資標準顯然遠未達到對就業產生負面影響的程度。1994～2004年的10年間,全國最低工資標準平均值從204元上升到451元,農村非農勞動力數量從11964萬人增加到19099萬人,非農勞動力占總體鄉村勞動力的比重也相應地增加了10多個百分點,從原來的26.8%增加到38.4%。這樣,直觀而言,農民工就業與最低工資標準之間呈現出一種正相關的關系。然而,畢竟影響農民工就業的因素非常復雜,因此要將最低工資標準的影響分離出來,還有待進一步的理論與經驗分析。三、確定農民工勞動市場部門從上述分析可知,我國農民工是最低工資制度的主要保障對象。然而,在實際執行過程中,最低工資制度并不能覆蓋所有的農民工。首先,與許多其他政府法規一樣,有很多行業和部門不在最低工資制度適用范圍之內,如一些彈性工作制度和非全日制的職業等;其次,最低工資違法行為的存在,也會造成另一類不覆蓋的群體。如在勞動監察部門缺乏有效監督的情況下,勞資雙方在利益驅使下愿意形成低于最低工資標準的雇傭關系。據此,我們將農民工勞動市場分為覆蓋部門和未覆蓋部門,建立兩部門模型并做出如下假設:(1)所有農民工為單一同質工人;(2)農民工在覆蓋部門與未覆蓋部門間可以自由流動;(3)未覆蓋部門經常維持平衡,農民工獲得未覆蓋部門工作的概率為1;(4)農民工在覆蓋部門獲得工作和保持工作的概率相等。1.有可能下降的情況下,有dm最初在市場力量的共同作用下,農民工勞動市場的均衡工資為w0,c比例的農民工在覆蓋部門中就業。政府頒布最低工資制度后,將引起覆蓋部門、未覆蓋部門工資的變化。假設政府規定的最低工資標準為wm,且wm?w0。這樣,覆蓋部門的工資上升為wm,而未覆蓋部門的工資情況則未定,有可能上升,也有可能下降,令其為wn。在不考慮風險偏好與搜尋成本的情況下,有pwm=wn。從兩部門工資變化情況來看,覆蓋部門的工資變化為W?m=wm?w0W^m=wm-w0,未覆蓋部門的工資變化為W?n=w0?wnW^n=w0-wn,兩者之間的關系為:W?n=[k(η?δ)kδ+(1?k)e+s]W?mW^n=[k(η-δ)kδ+(1-k)e+s]W^m其中:k為最低工資覆蓋率,η、e分別為覆蓋部門、未覆蓋部門對農民工的需求彈性(均以絕對值表示),δ表示由于最低工資制度實施而導致的覆蓋部門的職位空缺率,s表示農民工的勞動供給彈性。上式表明,未覆蓋部門工資變化與最低工資覆蓋率、最低工資標準與原均衡工資差額成正向變化,也即:最低工資覆蓋面越廣、最低工資標準與原均衡工資差額越大,未覆蓋部門工資變化也越大。由于k、δ、s均為正值,且W?W^m?0,因此,未覆蓋部門的工資變化方向決定于覆蓋部門勞動需求彈性與職位空缺率兩者數值的比較。2.可促進就業的概率em+u由于覆蓋部門引入最低工資后工資高于原先的均衡工資,因此農民工必須重新進行分配。在覆蓋部門中,一些勞動生產率低的農民工會失業,這些失業的農民工可以繼續留在覆蓋部門尋找工作,也可以流入未覆蓋部門工作,或退出城市勞動力市場回流農村。而在未覆蓋部門中,既有來自覆蓋部門中的失業農民工,也不排除本部門農民工向覆蓋部門“遷移”的可能性。直觀地說,農民工在覆蓋部門就業的概率p受到覆蓋部門職位空缺率、就業量及失業量三個因素的影響,即p=δEm/(U+δEm)。其中:Em為覆蓋部門就業量,U為失業量,Em+U就是找尋工作的農民工總數,δEm表示職位空缺。這樣,在等概率假設條件下,覆蓋部門會周期性地出現δEm的職位空缺。并且,覆蓋部門一旦出現職位空缺,馬上就會被農民工填補,與此同時,還有U數量的失業農民工等待覆蓋部門的工作。3.不穩定區域內的農民工流動由假設可知,農民工可以在覆蓋部門與未覆蓋部門間自由流動。農民工的流向取決于覆蓋部門勞動需求彈性與該部門空缺率的大小比較,及其勞動供給情況。在農民工供給固定的情況下,如果覆蓋部門勞動需求彈性超過該部門的空缺率,即η?δ,則最低工資的實施會使農民工從覆蓋部門轉移到未覆蓋部門,此時W?W^n?0,未覆蓋部門的工資較原先的均衡工資低;如果覆蓋部門勞動需求彈性小于該部門的空缺率,即η?δ,則農民工將由未覆蓋部門轉移到覆蓋部門,此時W?W^n?0,未覆蓋部門的工資較原先的均衡工資高。在農民工供給不固定的情況下,非勞動力市場因素被考慮進來。當覆蓋部門勞動需求彈性超過該部門的空缺率時,覆蓋部門中部分農民工會出現失業,如果其保留工資大于未覆蓋部門的工資,這些人會選擇退出農民工市場。此時,非覆蓋部門工資下跌的壓力較前述就更小些,同時由于供給曲線變得更加平坦,覆蓋部門流出的農民工也增加;當覆蓋部門勞動需求彈性小于該部門的空缺率時,覆蓋部門中農民工的流入同時來自未覆蓋部門和非勞動力市場。理論上,農民工的流動應該使得未覆蓋部門中相對穩定但較低工資工作的效用與覆蓋部門中相對不穩定但較高工資工作的效用相等。也就是說,均衡狀態下兩部門工作的效用應是相等的。上述分析表明,最低工資的立法會導致覆蓋部門、未覆蓋部門工資的變化,從而引起農民工在覆蓋部門、未覆蓋部門乃至非勞動力市場之間流動。由于最低工資會造成一些農民工退出勞動力市場或使得一些已經退出勞動力市場的農民工重新進入勞動力市場,因此,它對農民工就業的總體影響并不確定。事實上,農民工就業不但與經濟體系內勞動力需求彈性、供給彈性、最低工資覆蓋范圍、職位空缺率以及最低工資與原先均衡工資之間的差額相關,還受到農民工對工作與閑暇的偏好、農民工在三部門間的流動性等因素的影響。因此,最低工資對農民工就業究竟是正效應還是負效應,還需要實證研究加以驗證。四、最低工資標準對農民工就業的影響的計量分析(一)進一步的討論目前,國外分析最低工資就業效應采用的最簡單、最一般的實證分析模型是以就業量為因變量、最低工資為自變量,同時控制影響就業的其他變量。其方程為:Et=α(mw)t+βXt+εt其中:Et為就業量,mw為最低工資標準,Xt為時間t上的影響就業水平的獨立變量。本文在實證分析最低工資標準對我國農民工就業的影響時,也將沿用這一形式。結合對我國農民工就業的調研和分析,我們將模型具體設定為:1.被解釋變量。以農民工就業量為被解釋變量。由于目前我國在統計上對農民工尚沒有作出明確的界定,也缺少準確的統計數字,因此我們將它粗略定義為鄉村就業人員中從事非農職業的勞動力,即鄉村就業人員數與農、林、牧、漁業人員數之差。我們認為這不會影響分析結果。2.解釋變量。包括:(1)最低工資標準、最低工資標準平方。考慮到最低工資標準對就業的正、負影響與最低工資標準的高低有直接聯系,因此這里我們將最低工資標準設為二次型。各省、自治區和直轄市均采用月最低工資標準,并使用最高檔次。(2)人均二、三產業產值之和。在中性技術進步的條件下,這些產業所創造的就業機會與其產值成正比。(3)農業性收入。農業性收入是農村勞動力職業轉移的機會成本,如果外出打工收益不能補償機會成本上升的部分,那么,農民工意愿供給數量就會出現下降。(5)鄉村勞動力。顯然,鄉村勞動力是農村轉移勞動力的源泉。由于我國最低工資數據的時間跨度較短(1994～2005年),利用時間序列方法來估計模型,可能會因為樣本時間太短而使得估計的自由度太小而產生較大的偏離。因此,我們將使用1994～2005年中國31個省、直轄市、自治區的年度數據,采用面板數據變截距固定效應模型進行分析。論文數據除最低工資標準來自各地勞動和社會保障網外,其他所有數據均來自各期中國勞動統計年鑒及地方統計年鑒,或根據其中相關數據計算而得。此外,為了保證跨年度數據的可比性及消除變量數據的波動性,我們根據1990年不變價對相關分析數據進行了縮減處理和對數轉換。為了詳細求得最低工資對農民工就業的影響,我們在對全體樣本回歸后,還將按地區分類樣本、行業分類樣本進行回歸分析,考察各個解釋變量影響系數的差異。(二)最低工資標準對農民工就業影響的行業分析對全體樣本進行回歸分析。由表1結果可知:(1)最低工資為正作用,統計顯著,且變量系數大于1為1.19,表明最低工資對促進農民工就業有較好的彈性,農民工就業對最低工資標準的調整反映敏感。(2)最低工資平方項為負作用,這說明最低工資促進就業的作用存在一個閾值。(3)農民工數量變化與第二、三產業產值之和呈負相關關系,與預期不符。其原因有多種。一是資本、土地等生產要素價格被人為壓低,稀缺性不能在市場上通過價格反映出來,從而出現資本排擠勞動力現象。二是經濟結構的變動和調整造成相當一部分低技能勞動者無法適應新的崗位需要,產生結構性失業。三是1998年以來擴張性財政和貨幣政策雖然顯著拉動了經濟增長,但其引導的投資方向,主要是資本密集度高、就業吸納能力低的行業,因而其拉動就業的效果比較微弱。四是農村勞動力轉移過程中存在的問題諸如戶籍制度、土地制度和排他性的城市勞動就業制度等,始終沒有得到有效的解決。(4)農業性收入為負作用,鄉村勞動力為正作用,與期待相符。從地區回歸結果表2來看,最低工資中部為負作用,東、西部為正作用,且西部變量系數遠大于1,這說明西部農村剩余勞動力轉移對最低工資標準反應非常敏感。也就是說,提高西部最低工資標準可以大大促進西部農村剩余勞動力轉移。最低工資標準平方東、西部具有負作用,中部為正作用。第二、三產業產值之和東、中、西部都具有負作用。農業勞動力收入東、中部為負作用,西部為正作用。鄉村勞動力東、西部為正作用,中部為負作用。從整體來看,農村剩余勞動力轉移機制東、西部趨于相似,而中部則較不同。我們選擇農民工就業最多的制造業和建筑業作進一步的行業分析。由行業回歸結果表3可知,制造業和建筑業的農民工就業互有異同。相同點在于:農業勞動力收入兩者均為負作用,鄉村勞動力變量均為正作用。不同點在于:首先,從最低工資來說,制造業最低工資具有正作用,而建筑業最低工資則為負作用;其次,從最低工資平方來說,制造業為負作用,建筑業則相反,為正作用;最后,從行業增長值來說,制造業具有顯著的負作用,而建筑業則為顯著的正作用。由上分析可見,當前我國最低工資標準對農民工就業影響的主要特征是:第一,最低工資標準對農民工就業的作用存在一個閾值。在該閾值之前,提高最低工資標準對農民工就業有顯著促進作用;超過該閾值后,農民工就業會隨著最低工資標準的提高而減少。當前我國最低工資僅僅處于生存線標準,遠未達到市場均衡水平。這樣,提高最低工資標準就會對農民工的就業產生積極影響。理由是,其一,城鄉收入比較利益是農民進城務工的最直接動力。由于農產品價格上升、農村稅費改革等因素,我國農民的農業性收入逐年上升。此時,只有提高最低工資標準,增加農民的非農收入,擴大非農就業的比較優勢,才能促進農民轉移職業。其二,由于當前最低工資標準較低,提高最低工資標準對企業的生產經營活動包括人工成本、企業產品競爭力以及產品出口等幾乎沒有影響,因而也就不會影響到企業的雇傭決策。而且,當前我國要素替代彈性較低,企業對農民工等低工資勞動者的需求也還缺乏彈性,這些勞動者的工資上升不會導致出現過快用資本或高技能勞動力來替代的現象。第二,最低工資標準對各地區農民工就業影響不同。東、西部地區最低工資對農民工就業有正作用,而中部地區為負作用。我們認為這可以從地區間最低工資標準差異方面來尋找原因。自1994年實施最低工資制度以來,東部地區最低工資標準一直位居全國之首,而中、西部地區間的最低工資標準則相差無幾。以2005年為例,2005年東部地區月最低工資標準平均值為571元,中部為431元,西部為427元。在中部地區消費物價高于西部地區的情況下,顯然中部地區最低工資標準實際購買水平要低于西部地區。而這必然作為一種市場價格信號,對勞動力的流動起