2012年第9期总第205期
山东社会科学
SHANDONGSOCIALSCIENCESNo．9GeneralNo．205
·经济与管理研究·
最低工资制度对农民工就业的影响研究
罗润东
周
敏
(山东大学劳动经济与人力资源研究中心，山东威海264209)
［摘要］通过对我国最低工资制度现状进行描述，分析了我国最低工资制度的特点。选取27个省市1995—2008的平衡面板数据，采用固定效应变系数模型对最低工资的就业效应进行了实证检验，并采用非平衡面板数据构建固定效应变截距模型，对最低工资的就业效应分制造业、建筑业和批发零售餐饮业进行了回归分析。结果显示，我国最低工资对不同地区、不同行业的农民工就业影响存在显著差异。
［关键词］最低工资制度;农民工;就业［F244中图分类号］
一、引言
最低工资是指劳动者在法定工作时间或依法签订的劳动合同约定的工作时间内提供了正常劳动的前提用人单位依法应支付的最低劳动报酬。自1894年最低工资制度在新西兰实行以来，其对就业的影响一下，
直为各国劳动经济学家和相关政策决策者所关注。从20世纪40年代起，最低工资的就业效应问题成为劳动经济学领域研究的热点之一。国外对最低工资就业效应的研究相对比较成熟，大量文献围绕着最低工资对收入分配、消除贫困和就业等方面展开了研究，其中最低工资的就业效应成为理论和实证研究的核心问斯蒂格勒（1946）提出了最低工资失业效应模型，他指出在竞争性的劳动力市场，最低工题。在早期研究中，
资如果高于劳动力市场的均衡工资，就会导致对劳动力需求减少，从而使失业人数增加。若低于均衡工资，虽然对就业不会产生影响，却会严重损害劳动者的利益。国内关于最低工资的研究近几年才刚起步，林行止（2004）、薛兆丰（2004）等学者认为，最低工资会对就业产生负效应，即最低工资的提高，会增加企业用工成本，从而降低竞争力，结果造成非熟练劳动失业。蔡昉（2005）也指出要谨慎实行最低工资制度。因此，最低工资制度的实行对农民工总体就业的影响及其行业与区域特征有待于进一步研究。
二、我国最低工资制度的现状特征
1993年11月，《企业最低工资规定》（劳部发［1993］333号），我国劳动部颁布了标志着最低工资制度正我国只有部分城市严格执行了最低工资标准。至1995年，全国各地级市式实施。最低工资制度实施之初，
不过，各地区颁布的最低工资均为名义工资，现实中劳动者能够体会到的还有实际均实施了最低工资制度，最低工资。
根据1995－2009年全国各省、直辖市、自治区劳动保障部门公布的相关数据，我们发现，在最低工资制其保障水平比较低。从2004年开始，地方政府加快了调整幅度和调整频率，最低工资有所增度实施之初，
加。但是，自1995年至今我国实际最低工资与名义最低工资之间的差距在扩大，最低工资的实际购买水平提高不明显，对提升劳动者生活水平的作用并不突出，但由于名义最低工资增长较快，对低收入者抵御通胀
收稿日期：2011－11－10
作者简介：罗润东，男，山东大学劳动经济与人力资源研究中心教授，博士生导师。
周
敏，女，山东大学商学院硕士研究生。
基金项目：本文为教育部人文社科规划基金项目（11YJA790101）、山东大学威海分校教研基金项目阶段成果。
［A［1003－4145［2012］09－0127－05文献标识码］文章编号］
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发挥了积极作用。进一步比较最低工资水平与同期职工平均工资的关系，可以反映一个国家或地区最低工最低工资水平为职工平均工资的40%－60%是资水平的相对高低。从各国最低工资制度实施的状况来看，
世界公认的标准。在我国，过去的十几年中，平均工资增长迅速。名义平均工资和实际平均工资的年均增长
①我国最低工资与平均工资之比呈现下降趋势，率分别为11．8%和10%。与国际公认水平相比，我国最低
二者之比超过40%的地区仅有湖北一个，大部分省区在0．3左右。工资水平明显偏低。以2009年为例，
最低工资制度是政府直接干预劳动力市场，保障劳动者基本生活的手段，它在调节企业工资收入分配、缩小贫富差距、保障劳动者的合法权益等方面发挥着重要作用。与欧美等国家相比，我国最低工资制度具有在制定机构上，我国最低工资是由各级省劳动和社会保障部门制定，各地市级劳动较为特殊的地方。首先，
部门可以在本省规定的范围内制定本市最低工资标准。劳动保障部门在制定最低工资时一般需要与企业联合会、同级工会和企业家协会研究拟定，并报国家劳动保障部门备案。因此，我国的最低工资属于政府决定从最低工资的调整来看，我国最低工资的调整为定时调整，即每两年调整一次。具型的地区性模式。其次，
消费物价指数、人均GDP这三项指标增长率的平均数为依据。再次，从适用对体调整主要以职工平均工资、
象上看，我国最低工资保障适用于国有企业、集体企业、外商投资企业和私营企业在内的所有企业，但并未区分行业和工种。此外，为了适应各地区经济发展不平衡的状况，我国最低工资标准由各省、自治区、直辖市自行规定，不同区域最低工资标准不同，因而各地区最低工资标准差距存在逐步拉大趋势。不仅如此，最低工资在一些地区成为地方政府引进资本、扩大就业的竞争手段。出于地方政府局部利益等原因，许多地方最低工资存在被压低的倾向，这也是我国工资水平偏低和最低工资制度难以有效实施的原因之一。
三、基本模型与数据分析
目前国内外研究最低工资与就业关系的主流方法是采用基本函数时间序列分析，但我国最低工资实施时间并不长，数据自由度较小，而且各地区最低工资调整执行时间和调整频率不一致，依单纯的时间序列分析，存在很大的局限性。为了回避时间序列数据在区分最低工资效应与其它结构变量效应时存在的局限，我们采用平衡面板数据进行分析。面板数据模型具有能够刻画个体异质性、增大自由度、减小变量之间的多重共线性、提供更多信息以及利于动态分析与微观个体分析等优势，从而能反映最低工资就业效应在时间和截消除偏差，提供更全面，更有效的估计和推断。面两个维度的变化规律及特性，
设基本模型为：EMP=F（MW，GDP'）
EMP为农民工的就业量，MW为最低工资，GDP'为非农产业的增加值。其中，
（一）数据与变量说明
1995年后全面铺开，数据说明。由于最低工资制度从1993年开始在部分省份实施，我们采用1995—2008年的时间序列数据，《中国统计年鉴》、同时，选定27个有关省级行政区的相关截面数据。数据来源于《中国劳动统计年鉴》、《城市劳动力市场供求状况分析》中国人力资源和社会保障部公布的及各省、自治区、直辖市的统计年鉴和劳动保障部门网站。
被解释变量。EMP是各地区农民工的就业量。由于缺少准确统计农民工数量的指标，在数据处理上我们将农民工定义为具有农业户口的进城务工人员，用乡村就业人员和农林牧渔从业人员之差来表示农民工《中国农民工调研报告2009》2004、2005年数据大体吻合。的数量。我们计算所得数据与上所列的2003、
解释变量。各地区最低工资（MW）均采用月最低工资的最高标准。另外，由于各地区每年颁布最低工资标准的生效时间不同，我们将最低工资标准以时间为权数分别转换成当年本地区应执行的实际最低工资标准。非农产业的（GDP'）为国内生产总值扣除第一产业增加值。目前最低工资主要影响二、三产业，扣除第一产业的增加值将使模型更为精确。
（二）数据检验
为保证估计结果的有效性，先对数据进行平稳性检验，之后进行协整检验以分析变量之间的长期关系。1．平稳性检验。面板数据的平稳性检验分为相同根情形下的单位根检验和不同根情形下的单位根检验IPS、ADF－Fisher和PP－Fisher四种方法下，两种。单位根检验的结果显示，对于原序列EMP，在LLC、分析统计值和P值，在1%的显著性水平上不能拒绝原假设，而应该接受单位根假设，这说明序列EMP是非平稳EMP一阶差分的。而对于EMP的一阶差分，在1%水平下均拒绝原假设，是平稳的。在Breitung检验法下，
：《中国最低工资制度的实施状况及其效果》，《中国社会科学院研究生院学报》2008年第6期。王美艳①都阳、
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GDP'亦是如此。综上，在10%的显著性水平下平稳，不影响结论。对于序列MW、三个序列均为一阶单整序列，即I（1）。
2．协整检验。对面板数据进行平稳性检验的结果显示三变量是同阶单整的，可以进行下一步分析。协整反映了所研究变量之间的长期均衡关系，从经济意义上，如果变量之间存在协整关系，则表明一种变量的用Eviews6．0软件。面板数据协整检变化会影响其它变量。这里采用合并个体检验的方法进行协整分析，
验结果显示，在进行Fisher/Johansen检验时，设定最大滞后阶数为11，选择序列有确定性趋势，而协整方程MW、GDP'和EMP存在长期稳只有截距的情形。P值小于0．05，拒绝无协整关系的原假设，选择备择假设，定的协整关系。
四、模型回归结果（一）回归模型
考虑面板数据模型的三种情形：①无个体影响的混合估计模型；②变截距模型；③含个体影响的变系数检验被解释变量的参数对所有模型。建立面板数据模型的第一步确定模型属于以上三种类型中的那一种，个体截面是否都一样。主要检验如下两个假设：
H1：α1=α2=…=αN；
H2：α1=α2=…=αN，β1=β2=…β3=βN
由进一步假设检验结果得知，应建立固定效应变系数模型，具体形式如下：EMPit=αi+β1iMWt+β2iGDPt+uit，i=1，2，…，27，t=1，2，…，14
uit为随机扰动因素。为减少面板数据造成的异方差性，其中，我们用广义最小二乘法进行估计，并采用截面加权。对解释变量系数因个体不同而不同的情况进行回归，得到变系数方程的估计结果见表1。
表1
地区
截面成员北京天津河北辽宁
东部地区
上海江苏浙江福建山东广东山西吉林黑龙江
中部地区
安徽江西河南湖北广西重庆四川贵州云南
西部地区
新疆青海宁夏陕西内蒙古
固定效应加权统计量
β10．00650．15760．91400．46530．16390．45721．1489－0．41054．15370．1041－0．4584－0．0886－0．1873－2．00120．7059－0．7829－0．60072．72070．46323．39702．81811．03200．0824－0．15040．19270．4584
标准误差
0．15000．10320．40540．42330．12920．95461．04810．42932．62720．53000．79040．01180．57990．70414．74910．91180．39660．87501．91352．02080．50320．21590．03470．07180．06900．7904
系数β1，β2的估计结果P值0．46520．00000．00000．00020．00000．00020．00000．00000．04010．00940．00000．02510．21160．00000．04910．00000．00000．00000．00000．59500．00000．00000．44270．00000．00000．0000
＊＊＊＊＊＊*☆☆☆＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊结论＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊☆☆☆*＊＊＊☆☆☆☆☆
β20．06570．01690．06980．08830．00650．05510．06930．1358－0．04990．05760．10120．08860．08130．2290－0．28420．21690．1726－0．04840．2461－0．13510．06250．03840．02960．25770．1013
标准误差0．01720．01070．02580．02020．00730．02610．03710．02070．05610．00740．06020．01180．04970．04410．38160．02700．02530．09240．24900．11370．07060．02510．00510．03050．02900．06020．0164
P值0．00020．06300．00720．00000．07670．03580．06290．00000．37450．00000．09400．00000．00300．00000．05700．00000．00000．00130．02390．03570．07720．02630．00000．00000．00050．09400．0307
＊＊＊*＊＊＊＊＊＊＊＊＊☆＊＊＊＊＊＊☆☆☆＊＊☆☆*＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊*＊＊结论＊＊＊*＊＊＊＊＊＊*＊＊*☆☆☆
0．1012＊＊＊
0．36960．19540．1000*0．0014前三位：江西906．3030，四川732．6654，山东725．4704后三位：青海－347．7500，宁夏－336．6661，贵州－328．9984
R2=0．9961，F值=1540．1410，相伴概率=0．0000调整的R2=0．9955，
5%和1%的显著性水平上正相关，5%和1%的注:*、＊＊、＊＊＊分别表示在10%、☆，☆☆，☆☆☆分别表示在10%、显著性水平上负相关，空白表示不显著。
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表1中β1表示最低工资对农民工就业的影响。表1显示，除北京、黑龙江和四川以外，其它各省份具有从区域上看，东部地区除福建省具有负相关关系外，其它各省均具有正相关关比较显著的相关关系。第一，
系，说明最低工资在东部地区起到了促进农民工就业的作用。对于中部大部分地区，除江西、广西外，最低工除青海以外大部分地区，最低工资具有正的效应。这说明，提高资对农民工就业具有负的影响。对于西部，
西部地区最低工资水平可以引导农村剩余劳动力向西部转移。第二，从系数绝对值水平看，系数较高的前三四川、贵州，其余大部分省区的系数都比较小，缺少弹性。主要原因在于最低工资的水平较个省份是山东、
其促进就业的作用不明显。另外，各地区最低工资的执行力度存在差别，可能也是一个辅助原因，如部分低，
企业通过减少员工福利（如健康保险或病休）来抵消因最低工资提高而增加的成本。因而，在这些最低工资最低工资仍然具有提高的空间。具有正的就业效应但作用比较小的地区，
表1中β2表示二、三产业的GDP'对农民工就业的影响。除山东外，其他各省均具有显著的相关关系。“无就业型增长”其中，江西、广西和四川为负相关关系，这说明这些地区的情况较其它区域稍为显著。20世纪90年代以来，我国出现了经济高速增长和高失业率并存的局面，就业量并没有随着经济的发展而同步增我国正处于产业结构转型的重要阶段，由传统的劳动力密集型产业向资本和技术密集型产业升长。目前，
级，技术、资本对劳动力的替代使得我国吸纳劳动力的能力下降，经济增长对就业的促进作用在减弱。
（二）按行业分析结果
我国农民工主要从事低技能、非熟练性质的劳动，他们主要分布的行业有制造业、建筑业、批发零售和餐饮业。我们以这三个行业为例进行分析。采用非平衡面板数据，建立固定效应变截距模型，具体形式如下：
EMPit=αi+β1MWt+β2GDPt+uit，i=1，2，…，27，t=1，2，…，14
uit为随机误差项，其中，满足零均值、等方差、与自变量不相关的经典假定。αi为个体影响，反映个体差异变量的影响。EMP是指本行业农民工从业人员，β1表示最低工资对农民工就业的影响。运用Eviews6．0进行估计，得到实证结果如表2。
表2
被解释变量
β1标准误差P值结论β2标准误差P值结论
制造业－0．23580．03850．0000☆☆☆0．04380．00380．0000＊＊＊前三位
江苏：244．8905浙江：232．9069江西：154．1474后三位
辽宁：－100．4254吉林：－97．1327北京：－93．0824R2=0．8228
加权统计量
调整的R2=0．8079F值=55．2246相伴概率=0．0000
最低工资效应的行业分析结果
建筑业0．10870．02040．0000＊＊＊0．01220．00140．0000＊＊＊前三位河南：207．6900山东：177．3351安徽：118．2141后三位
上海：－111．0922北京：－87．4648天津：－80．7237R2=0．9454调整的R2=0．9408F值=208．8990相伴概率=0．0000
批发零售和餐饮业
0．13380．02310．0000＊＊＊0．01330．00150．0000＊＊＊前三位浙江：100．2695河南：95．6809江西：65．7335后三位
上海：－88．8144北京：－59．5965天津：－46．0257R2=0．8880调整的R2=0．8786F值=93．5211相伴概率=0．0000
固定效应
注:＊＊＊分别表示在1%的显著性水平上正相关，☆☆☆分别表示在1%的显著性水平上负相关。
由表2数据可以看出，最低工资的就业效应在行业分布上有以下特征：
第一，最低工资制度对从事制造业的农民工有负的影响。系数的绝对值小于1，表明影响结果有限。我且制造业多属于劳动密集型产业，吸纳的就业人员比较多，这一行业中很多企业一直依赖国是制造业大国，
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低廉的劳动力成本来提高竞争力。最低工资的提高增加了制造业企业的成本，很多企业可能采用裁员的方可以用制造业的产出就业弹性来说明。当工资提高后，制法来予以应对。最低工资在制造业的这种负效应，
“资本深化”，造业的产出就业弹性小于1，就意味着该行业出现了资本对劳动形成了替代，就业增长率将小于产出增长率，从而形成对就业的抑制。制造业提高最低工资，虽然会带来一定的失业，但却在一定程度上迫使其产业结构转变和优化。经济转型的重要标志之一就是产业结构的调整，劳动力作为重要的生产要素之一在经济转型过程中将起到重要的作用。提高最低工资，在一定程度上可以使制造企业提高技术水平，加促使产业结构的优化升级。强创新，
第二，最低工资制度对从事建筑业的农民工有正的影响。在我国部分欠发达地区，从事建筑业一直是农民增加收入的重要手段。这部分农民以各种组织形式跨区流动，或以家乡为中心辗转于不同的建筑项目，其特点是流动性强。工资作为劳动力价格是一个重要的引导因素，最低工资是支付标准的重要参考。提高最年龄在四、五十岁的老一代农民工，普遍缺少技能，他们低工资对这一类农民工将产生正的就业效应。另外，
环境差的建筑业，增加收入是他们的首要目的，这也使得最低工资对建筑业产生正的长期从事劳动强度大、
就业效应。因此，建筑业提高最低工资不仅不会抑制就业，反而会增加农民工的收入，缓解生存压力。
第三，最低工资制度对从事批发零售餐饮业的农民工有正的影响。统计数据显示农民工在批发零售餐饮等服务性行业的就业比重呈上升的趋势。除了产业政策引导、第三产业不断发展等因素外，最低工资偏低且执行力度不够也是重要原因。以餐饮业为例，很多雇主都以食宿充抵工资，减少最低工资的支付。因而，在这类行业，应进一步提高最低工资，引导劳动力就业，促进批发零售餐饮业等第三产业的发展。β2表示制造业、建筑业和批发零售餐饮业GDP'对农民工就业的影响，这些产业的β系数均为正，表明经济增长对这些产业农民工就业起到了促进作用。
五、简要结论
首先，最低工资标准的提高并不必然导致农民工就业量的下降。最低工资制度对就业的影响取决于很多因素，包括最低工资的设定水平、劳动力市场的竞争性、劳动供需曲线的弹性以及最低工资的覆盖范围等。我国农民工就业市场具有不完全竞争性，属于买方垄断市场，且供给曲线具有斜率小，弹性大等特点。在这一市场中，最低工资标准的就业效应决定于最低工资水平是否处于合理区间。理论分析表明，当最低工资处于垄断厂商支付的工资水平和完全经济竞争条件下的均衡工资水平之间，最低工资将产生正的就业效应。所以，在这一范围内提高最低工资标准，并不必然导致农民工就业数量的下降。
其次，经济波动可能使原先合理的最低工资效应发生改变。最低工资的就业效应随着经济景气程度，呈劳动力市场急剧收缩，需求曲线的左移改变了最低工资线的现不同的特点。当经济处于衰退或萧条阶段时，
相对位置，使本来合理的最低工资标准不再合理。此时，合理的措施有暂缓调整最低工资或是推动经济发展使需求曲线不变或是右移，以扩大就业水平。当经济处于复苏或繁荣时，劳动力市场扩张，对劳动力需求增均衡工资水平上升，最低工资可设定的合理区间扩大。所以，在不影响就业的情加。随着需求曲线的右移，
况下，在经济扩张时可适当提高最低工资水平，提高农民工的收入水平，让其分享经济增长的成果。
再次，区域性最低工资标准产生不同的就业影响。本文采用变系数模型对27个地区的样本进行实证分析表明，在我国东部和西部地区最低工资产生正的就业影响，而在中部地区却产生负的影响。对于东部地区，经济发展水平相对较高，发展速度快，其对劳动力需求旺盛。而且，这些地区消费支出和物价水平较高，最低工资水平相对偏低。因此，在东部地区最低工资存在很大的上升空间。对于中部地区，其最低工资水平但其物价水平高于西部，从而会引起劳动力外流；就是说，提高最低工资水平反而会抑与西部地区相差不大，
合理的做法是应暂缓调整。对于西部地区，其产业结构以初级加工业和采掘业为制中部地区的农民工就业，
主，能吸纳低端劳动力就业，加上近年来国家西部大开发政策的支持，西部地区吸引了部分劳动力转入。因此，在这一地区继续提高最低工资水平，有利于农村剩余劳动力向这一地区转移，支持本地区经济的发展。
最后，最低工资对农民工就业的影响因行业而异。我国最低工资一直实行的是区域性标准，并不区分工种和行业，但由于行业之间在劳动需求和生产率等方面存在差异，最低工资的就业效应因行业的不同而不建筑业和批发零售餐饮业的实证结果表明：最低工资对制造业具有负的就同。对农民工分布最广的制造业、
业效应，而对建筑业、批发零售餐饮业产生正的影响。因此，有必要对不同的行业设定不同的最低工资水平，以促使最低工资制度发挥正的就业效应。
（责任编辑：栾晓平E－mail：luanxiaoping@163．com）
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山东社会科学
SHANDONGSOCIALSCIENCESNo．9GeneralNo．205
·经济与管理研究·
最低工资制度对农民工就业的影响研究
罗润东
周
敏
(山东大学劳动经济与人力资源研究中心，山东威海264209)
［摘要］通过对我国最低工资制度现状进行描述，分析了我国最低工资制度的特点。选取27个省市1995—2008的平衡面板数据，采用固定效应变系数模型对最低工资的就业效应进行了实证检验，并采用非平衡面板数据构建固定效应变截距模型，对最低工资的就业效应分制造业、建筑业和批发零售餐饮业进行了回归分析。结果显示，我国最低工资对不同地区、不同行业的农民工就业影响存在显著差异。
［关键词］最低工资制度;农民工;就业［F244中图分类号］
一、引言
最低工资是指劳动者在法定工作时间或依法签订的劳动合同约定的工作时间内提供了正常劳动的前提用人单位依法应支付的最低劳动报酬。自1894年最低工资制度在新西兰实行以来，其对就业的影响一下，
直为各国劳动经济学家和相关政策决策者所关注。从20世纪40年代起，最低工资的就业效应问题成为劳动经济学领域研究的热点之一。国外对最低工资就业效应的研究相对比较成熟，大量文献围绕着最低工资对收入分配、消除贫困和就业等方面展开了研究，其中最低工资的就业效应成为理论和实证研究的核心问斯蒂格勒（1946）提出了最低工资失业效应模型，他指出在竞争性的劳动力市场，最低工题。在早期研究中，
资如果高于劳动力市场的均衡工资，就会导致对劳动力需求减少，从而使失业人数增加。若低于均衡工资，虽然对就业不会产生影响，却会严重损害劳动者的利益。国内关于最低工资的研究近几年才刚起步，林行止（2004）、薛兆丰（2004）等学者认为，最低工资会对就业产生负效应，即最低工资的提高，会增加企业用工成本，从而降低竞争力，结果造成非熟练劳动失业。蔡昉（2005）也指出要谨慎实行最低工资制度。因此，最低工资制度的实行对农民工总体就业的影响及其行业与区域特征有待于进一步研究。
二、我国最低工资制度的现状特征
1993年11月，《企业最低工资规定》（劳部发［1993］333号），我国劳动部颁布了标志着最低工资制度正我国只有部分城市严格执行了最低工资标准。至1995年，全国各地级市式实施。最低工资制度实施之初，
不过，各地区颁布的最低工资均为名义工资，现实中劳动者能够体会到的还有实际均实施了最低工资制度，最低工资。
根据1995－2009年全国各省、直辖市、自治区劳动保障部门公布的相关数据，我们发现，在最低工资制其保障水平比较低。从2004年开始，地方政府加快了调整幅度和调整频率，最低工资有所增度实施之初，
加。但是，自1995年至今我国实际最低工资与名义最低工资之间的差距在扩大，最低工资的实际购买水平提高不明显，对提升劳动者生活水平的作用并不突出，但由于名义最低工资增长较快，对低收入者抵御通胀
收稿日期：2011－11－10
作者简介：罗润东，男，山东大学劳动经济与人力资源研究中心教授，博士生导师。
周
敏，女，山东大学商学院硕士研究生。
基金项目：本文为教育部人文社科规划基金项目（11YJA790101）、山东大学威海分校教研基金项目阶段成果。
［A［1003－4145［2012］09－0127－05文献标识码］文章编号］
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发挥了积极作用。进一步比较最低工资水平与同期职工平均工资的关系，可以反映一个国家或地区最低工最低工资水平为职工平均工资的40%－60%是资水平的相对高低。从各国最低工资制度实施的状况来看，
世界公认的标准。在我国，过去的十几年中，平均工资增长迅速。名义平均工资和实际平均工资的年均增长
①我国最低工资与平均工资之比呈现下降趋势，率分别为11．8%和10%。与国际公认水平相比，我国最低
二者之比超过40%的地区仅有湖北一个，大部分省区在0．3左右。工资水平明显偏低。以2009年为例，
最低工资制度是政府直接干预劳动力市场，保障劳动者基本生活的手段，它在调节企业工资收入分配、缩小贫富差距、保障劳动者的合法权益等方面发挥着重要作用。与欧美等国家相比，我国最低工资制度具有在制定机构上，我国最低工资是由各级省劳动和社会保障部门制定，各地市级劳动较为特殊的地方。首先，
部门可以在本省规定的范围内制定本市最低工资标准。劳动保障部门在制定最低工资时一般需要与企业联合会、同级工会和企业家协会研究拟定，并报国家劳动保障部门备案。因此，我国的最低工资属于政府决定从最低工资的调整来看，我国最低工资的调整为定时调整，即每两年调整一次。具型的地区性模式。其次，
消费物价指数、人均GDP这三项指标增长率的平均数为依据。再次，从适用对体调整主要以职工平均工资、
象上看，我国最低工资保障适用于国有企业、集体企业、外商投资企业和私营企业在内的所有企业，但并未区分行业和工种。此外，为了适应各地区经济发展不平衡的状况，我国最低工资标准由各省、自治区、直辖市自行规定，不同区域最低工资标准不同，因而各地区最低工资标准差距存在逐步拉大趋势。不仅如此，最低工资在一些地区成为地方政府引进资本、扩大就业的竞争手段。出于地方政府局部利益等原因，许多地方最低工资存在被压低的倾向，这也是我国工资水平偏低和最低工资制度难以有效实施的原因之一。
三、基本模型与数据分析
目前国内外研究最低工资与就业关系的主流方法是采用基本函数时间序列分析，但我国最低工资实施时间并不长，数据自由度较小，而且各地区最低工资调整执行时间和调整频率不一致，依单纯的时间序列分析，存在很大的局限性。为了回避时间序列数据在区分最低工资效应与其它结构变量效应时存在的局限，我们采用平衡面板数据进行分析。面板数据模型具有能够刻画个体异质性、增大自由度、减小变量之间的多重共线性、提供更多信息以及利于动态分析与微观个体分析等优势，从而能反映最低工资就业效应在时间和截消除偏差，提供更全面，更有效的估计和推断。面两个维度的变化规律及特性，
设基本模型为：EMP=F（MW，GDP'）
EMP为农民工的就业量，MW为最低工资，GDP'为非农产业的增加值。其中，
（一）数据与变量说明
1995年后全面铺开，数据说明。由于最低工资制度从1993年开始在部分省份实施，我们采用1995—2008年的时间序列数据，《中国统计年鉴》、同时，选定27个有关省级行政区的相关截面数据。数据来源于《中国劳动统计年鉴》、《城市劳动力市场供求状况分析》中国人力资源和社会保障部公布的及各省、自治区、直辖市的统计年鉴和劳动保障部门网站。
被解释变量。EMP是各地区农民工的就业量。由于缺少准确统计农民工数量的指标，在数据处理上我们将农民工定义为具有农业户口的进城务工人员，用乡村就业人员和农林牧渔从业人员之差来表示农民工《中国农民工调研报告2009》2004、2005年数据大体吻合。的数量。我们计算所得数据与上所列的2003、
解释变量。各地区最低工资（MW）均采用月最低工资的最高标准。另外，由于各地区每年颁布最低工资标准的生效时间不同，我们将最低工资标准以时间为权数分别转换成当年本地区应执行的实际最低工资标准。非农产业的（GDP'）为国内生产总值扣除第一产业增加值。目前最低工资主要影响二、三产业，扣除第一产业的增加值将使模型更为精确。
（二）数据检验
为保证估计结果的有效性，先对数据进行平稳性检验，之后进行协整检验以分析变量之间的长期关系。1．平稳性检验。面板数据的平稳性检验分为相同根情形下的单位根检验和不同根情形下的单位根检验IPS、ADF－Fisher和PP－Fisher四种方法下，两种。单位根检验的结果显示，对于原序列EMP，在LLC、分析统计值和P值，在1%的显著性水平上不能拒绝原假设，而应该接受单位根假设，这说明序列EMP是非平稳EMP一阶差分的。而对于EMP的一阶差分，在1%水平下均拒绝原假设，是平稳的。在Breitung检验法下，
：《中国最低工资制度的实施状况及其效果》，《中国社会科学院研究生院学报》2008年第6期。王美艳①都阳、
128
GDP'亦是如此。综上，在10%的显著性水平下平稳，不影响结论。对于序列MW、三个序列均为一阶单整序列，即I（1）。
2．协整检验。对面板数据进行平稳性检验的结果显示三变量是同阶单整的，可以进行下一步分析。协整反映了所研究变量之间的长期均衡关系，从经济意义上，如果变量之间存在协整关系，则表明一种变量的用Eviews6．0软件。面板数据协整检变化会影响其它变量。这里采用合并个体检验的方法进行协整分析，
验结果显示，在进行Fisher/Johansen检验时，设定最大滞后阶数为11，选择序列有确定性趋势，而协整方程MW、GDP'和EMP存在长期稳只有截距的情形。P值小于0．05，拒绝无协整关系的原假设，选择备择假设，定的协整关系。
四、模型回归结果（一）回归模型
考虑面板数据模型的三种情形：①无个体影响的混合估计模型；②变截距模型；③含个体影响的变系数检验被解释变量的参数对所有模型。建立面板数据模型的第一步确定模型属于以上三种类型中的那一种，个体截面是否都一样。主要检验如下两个假设：
H1：α1=α2=…=αN；
H2：α1=α2=…=αN，β1=β2=…β3=βN
由进一步假设检验结果得知，应建立固定效应变系数模型，具体形式如下：EMPit=αi+β1iMWt+β2iGDPt+uit，i=1，2，…，27，t=1，2，…，14
uit为随机扰动因素。为减少面板数据造成的异方差性，其中，我们用广义最小二乘法进行估计，并采用截面加权。对解释变量系数因个体不同而不同的情况进行回归，得到变系数方程的估计结果见表1。
表1
地区
截面成员北京天津河北辽宁
东部地区
上海江苏浙江福建山东广东山西吉林黑龙江
中部地区
安徽江西河南湖北广西重庆四川贵州云南
西部地区
新疆青海宁夏陕西内蒙古
固定效应加权统计量
β10．00650．15760．91400．46530．16390．45721．1489－0．41054．15370．1041－0．4584－0．0886－0．1873－2．00120．7059－0．7829－0．60072．72070．46323．39702．81811．03200．0824－0．15040．19270．4584
标准误差
0．15000．10320．40540．42330．12920．95461．04810．42932．62720．53000．79040．01180．57990．70414．74910．91180．39660．87501．91352．02080．50320．21590．03470．07180．06900．7904
系数β1，β2的估计结果P值0．46520．00000．00000．00020．00000．00020．00000．00000．04010．00940．00000．02510．21160．00000．04910．00000．00000．00000．00000．59500．00000．00000．44270．00000．00000．0000
＊＊＊＊＊＊*☆☆☆＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊结论＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊☆☆☆*＊＊＊☆☆☆☆☆
β20．06570．01690．06980．08830．00650．05510．06930．1358－0．04990．05760．10120．08860．08130．2290－0．28420．21690．1726－0．04840．2461－0．13510．06250．03840．02960．25770．1013
标准误差0．01720．01070．02580．02020．00730．02610．03710．02070．05610．00740．06020．01180．04970．04410．38160．02700．02530．09240．24900．11370．07060．02510．00510．03050．02900．06020．0164
P值0．00020．06300．00720．00000．07670．03580．06290．00000．37450．00000．09400．00000．00300．00000．05700．00000．00000．00130．02390．03570．07720．02630．00000．00000．00050．09400．0307
＊＊＊*＊＊＊＊＊＊＊＊＊☆＊＊＊＊＊＊☆☆☆＊＊☆☆*＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊*＊＊结论＊＊＊*＊＊＊＊＊＊*＊＊*☆☆☆
0．1012＊＊＊
0．36960．19540．1000*0．0014前三位：江西906．3030，四川732．6654，山东725．4704后三位：青海－347．7500，宁夏－336．6661，贵州－328．9984
R2=0．9961，F值=1540．1410，相伴概率=0．0000调整的R2=0．9955，
5%和1%的显著性水平上正相关，5%和1%的注:*、＊＊、＊＊＊分别表示在10%、☆，☆☆，☆☆☆分别表示在10%、显著性水平上负相关，空白表示不显著。
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表1中β1表示最低工资对农民工就业的影响。表1显示，除北京、黑龙江和四川以外，其它各省份具有从区域上看，东部地区除福建省具有负相关关系外，其它各省均具有正相关关比较显著的相关关系。第一，
系，说明最低工资在东部地区起到了促进农民工就业的作用。对于中部大部分地区，除江西、广西外，最低工除青海以外大部分地区，最低工资具有正的效应。这说明，提高资对农民工就业具有负的影响。对于西部，
西部地区最低工资水平可以引导农村剩余劳动力向西部转移。第二，从系数绝对值水平看，系数较高的前三四川、贵州，其余大部分省区的系数都比较小，缺少弹性。主要原因在于最低工资的水平较个省份是山东、
其促进就业的作用不明显。另外，各地区最低工资的执行力度存在差别，可能也是一个辅助原因，如部分低，
企业通过减少员工福利（如健康保险或病休）来抵消因最低工资提高而增加的成本。因而，在这些最低工资最低工资仍然具有提高的空间。具有正的就业效应但作用比较小的地区，
表1中β2表示二、三产业的GDP'对农民工就业的影响。除山东外，其他各省均具有显著的相关关系。“无就业型增长”其中，江西、广西和四川为负相关关系，这说明这些地区的情况较其它区域稍为显著。20世纪90年代以来，我国出现了经济高速增长和高失业率并存的局面，就业量并没有随着经济的发展而同步增我国正处于产业结构转型的重要阶段，由传统的劳动力密集型产业向资本和技术密集型产业升长。目前，
级，技术、资本对劳动力的替代使得我国吸纳劳动力的能力下降，经济增长对就业的促进作用在减弱。
（二）按行业分析结果
我国农民工主要从事低技能、非熟练性质的劳动，他们主要分布的行业有制造业、建筑业、批发零售和餐饮业。我们以这三个行业为例进行分析。采用非平衡面板数据，建立固定效应变截距模型，具体形式如下：
EMPit=αi+β1MWt+β2GDPt+uit，i=1，2，…，27，t=1，2，…，14
uit为随机误差项，其中，满足零均值、等方差、与自变量不相关的经典假定。αi为个体影响，反映个体差异变量的影响。EMP是指本行业农民工从业人员，β1表示最低工资对农民工就业的影响。运用Eviews6．0进行估计，得到实证结果如表2。
表2
被解释变量
β1标准误差P值结论β2标准误差P值结论
制造业－0．23580．03850．0000☆☆☆0．04380．00380．0000＊＊＊前三位
江苏：244．8905浙江：232．9069江西：154．1474后三位
辽宁：－100．4254吉林：－97．1327北京：－93．0824R2=0．8228
加权统计量
调整的R2=0．8079F值=55．2246相伴概率=0．0000
最低工资效应的行业分析结果
建筑业0．10870．02040．0000＊＊＊0．01220．00140．0000＊＊＊前三位河南：207．6900山东：177．3351安徽：118．2141后三位
上海：－111．0922北京：－87．4648天津：－80．7237R2=0．9454调整的R2=0．9408F值=208．8990相伴概率=0．0000
批发零售和餐饮业
0．13380．02310．0000＊＊＊0．01330．00150．0000＊＊＊前三位浙江：100．2695河南：95．6809江西：65．7335后三位
上海：－88．8144北京：－59．5965天津：－46．0257R2=0．8880调整的R2=0．8786F值=93．5211相伴概率=0．0000
固定效应
注:＊＊＊分别表示在1%的显著性水平上正相关，☆☆☆分别表示在1%的显著性水平上负相关。
由表2数据可以看出，最低工资的就业效应在行业分布上有以下特征：
第一，最低工资制度对从事制造业的农民工有负的影响。系数的绝对值小于1，表明影响结果有限。我且制造业多属于劳动密集型产业，吸纳的就业人员比较多，这一行业中很多企业一直依赖国是制造业大国，
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低廉的劳动力成本来提高竞争力。最低工资的提高增加了制造业企业的成本，很多企业可能采用裁员的方可以用制造业的产出就业弹性来说明。当工资提高后，制法来予以应对。最低工资在制造业的这种负效应，
“资本深化”，造业的产出就业弹性小于1，就意味着该行业出现了资本对劳动形成了替代，就业增长率将小于产出增长率，从而形成对就业的抑制。制造业提高最低工资，虽然会带来一定的失业，但却在一定程度上迫使其产业结构转变和优化。经济转型的重要标志之一就是产业结构的调整，劳动力作为重要的生产要素之一在经济转型过程中将起到重要的作用。提高最低工资，在一定程度上可以使制造企业提高技术水平，加促使产业结构的优化升级。强创新，
第二，最低工资制度对从事建筑业的农民工有正的影响。在我国部分欠发达地区，从事建筑业一直是农民增加收入的重要手段。这部分农民以各种组织形式跨区流动，或以家乡为中心辗转于不同的建筑项目，其特点是流动性强。工资作为劳动力价格是一个重要的引导因素，最低工资是支付标准的重要参考。提高最年龄在四、五十岁的老一代农民工，普遍缺少技能，他们低工资对这一类农民工将产生正的就业效应。另外，
环境差的建筑业，增加收入是他们的首要目的，这也使得最低工资对建筑业产生正的长期从事劳动强度大、
就业效应。因此，建筑业提高最低工资不仅不会抑制就业，反而会增加农民工的收入，缓解生存压力。
第三，最低工资制度对从事批发零售餐饮业的农民工有正的影响。统计数据显示农民工在批发零售餐饮等服务性行业的就业比重呈上升的趋势。除了产业政策引导、第三产业不断发展等因素外，最低工资偏低且执行力度不够也是重要原因。以餐饮业为例，很多雇主都以食宿充抵工资，减少最低工资的支付。因而，在这类行业，应进一步提高最低工资，引导劳动力就业，促进批发零售餐饮业等第三产业的发展。β2表示制造业、建筑业和批发零售餐饮业GDP'对农民工就业的影响，这些产业的β系数均为正，表明经济增长对这些产业农民工就业起到了促进作用。
五、简要结论
首先，最低工资标准的提高并不必然导致农民工就业量的下降。最低工资制度对就业的影响取决于很多因素，包括最低工资的设定水平、劳动力市场的竞争性、劳动供需曲线的弹性以及最低工资的覆盖范围等。我国农民工就业市场具有不完全竞争性，属于买方垄断市场，且供给曲线具有斜率小，弹性大等特点。在这一市场中，最低工资标准的就业效应决定于最低工资水平是否处于合理区间。理论分析表明，当最低工资处于垄断厂商支付的工资水平和完全经济竞争条件下的均衡工资水平之间，最低工资将产生正的就业效应。所以，在这一范围内提高最低工资标准，并不必然导致农民工就业数量的下降。
其次，经济波动可能使原先合理的最低工资效应发生改变。最低工资的就业效应随着经济景气程度，呈劳动力市场急剧收缩，需求曲线的左移改变了最低工资线的现不同的特点。当经济处于衰退或萧条阶段时，
相对位置，使本来合理的最低工资标准不再合理。此时，合理的措施有暂缓调整最低工资或是推动经济发展使需求曲线不变或是右移，以扩大就业水平。当经济处于复苏或繁荣时，劳动力市场扩张，对劳动力需求增均衡工资水平上升，最低工资可设定的合理区间扩大。所以，在不影响就业的情加。随着需求曲线的右移，
况下，在经济扩张时可适当提高最低工资水平，提高农民工的收入水平，让其分享经济增长的成果。
再次，区域性最低工资标准产生不同的就业影响。本文采用变系数模型对27个地区的样本进行实证分析表明，在我国东部和西部地区最低工资产生正的就业影响，而在中部地区却产生负的影响。对于东部地区，经济发展水平相对较高，发展速度快，其对劳动力需求旺盛。而且，这些地区消费支出和物价水平较高，最低工资水平相对偏低。因此，在东部地区最低工资存在很大的上升空间。对于中部地区，其最低工资水平但其物价水平高于西部，从而会引起劳动力外流；就是说，提高最低工资水平反而会抑与西部地区相差不大，
合理的做法是应暂缓调整。对于西部地区，其产业结构以初级加工业和采掘业为制中部地区的农民工就业，
主，能吸纳低端劳动力就业，加上近年来国家西部大开发政策的支持，西部地区吸引了部分劳动力转入。因此，在这一地区继续提高最低工资水平，有利于农村剩余劳动力向这一地区转移，支持本地区经济的发展。
最后，最低工资对农民工就业的影响因行业而异。我国最低工资一直实行的是区域性标准，并不区分工种和行业，但由于行业之间在劳动需求和生产率等方面存在差异，最低工资的就业效应因行业的不同而不建筑业和批发零售餐饮业的实证结果表明：最低工资对制造业具有负的就同。对农民工分布最广的制造业、
业效应，而对建筑业、批发零售餐饮业产生正的影响。因此，有必要对不同的行业设定不同的最低工资水平，以促使最低工资制度发挥正的就业效应。
（责任编辑：栾晓平E－mail：luanxiaoping@163．com）
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