最低工资的提高能成为产业升级的“催化剂”吗

摘 要:基于大推进理论不同行业相互创造需求的核心思想,本文构建的模型表明:本地不同的产品需求会导致经济体中多重均衡的存在,一种是高需求、正规化和高工资,另一种是低需求、非正规化和低工资,而最低工资的提高将促使部分以本地需求为主且具有产业升级潜力的不可贸易行业实现产业升级,即由非正规部门生产转化为正规部门生产。此外,本文利用2005年—2009年中国16省市城镇住户调查、中国工业企业数据库以及170个地级市的实际最低工资数据验证了上述结论,结果显示:随着本地实际最低工资的提高,以零售业为代表的不可贸易行业中的正规部门出现扩张,非正规部门出现收缩。本文利用分位数回归还发现:本地实际最低工资每提高1%将使全样本的实际工资提高0.31%～0.73%,其中,正规部门、非正规部门的实际工资分别变动0.40%～0.83%和-0.28%～0.16%。并且本地实际总支出也将随之增加0.072%,其中消费、食物、衣着、耐用品实际支出将分别上升0.055%、0.019%、0.09%和0.455%。这说明实际最低工资的提高有利于推动均衡转换,对满足特定条件的行业内部产业升级具有催化作用。

关键词:最低工资;产业升级;就业;工资收入结构

一、引言

作为保障劳动者合法权益以及调节劳动力市场价格的重要手段,世界上绝大多数国家先后建立了最低工资制度。在中国,最低工资制度的明确提出可以追溯至1993年劳动部颁布的《企业最低工资规定》,而后又在2004年实行的《最低工资规定》中做了进一步修订。自20世纪90年代至今,中国各地的最低工资标准不断提高,全国省会城市最低工资标准的平均值从1995年的198元提高至2015年的1495元,年平均增长率高达10.63%。且从图1可以看出,最低工资在各地区间具有较大异质性:增速上,大西北地区最快,年平均增长率达到了12.48%,南部沿海地区最慢,仅为9.74%;具体金额上,东部沿海地区最高,东北地区最低[4]。中国作为一个人口大国,充足的劳动力供应和低廉的劳动力价格一直被认为是改革开放以来经济高速增长的重要条件(蔡昉,2007;林毅夫,1999)。但是,随着最低工资的不断提高,整体工资水平将普遍上涨,进而可能会弱化我国劳动力成本的比较优势,甚至最终导致经济增速放缓。恰如财政部部长楼继伟在2016年2月表示,工资增长超过劳动生产率的增长,将不利于生产率的提高,削弱了中国的竞争力。此外,虽然老龄化问题开始显现,但中国仍然存在大量的劳动力人口,加之经济形势下行,就业问题依然严峻,而最低工资标准的提高同样可能会对就业造成一定的影响。例如在2016年5月,人社部决定在一段时间内将最低工资标准调整的时间,由每两年至少调整一次,改为两至三年至少调整一次,且调整幅度原则上不超过社会平均工资的增长幅度,以此应对产业结构调整可能导致的失业压力。当然,社会上对最低工资的问题也有不同的看法,例如《人民日报》近日刊文表示[5],虽然最低工资调整对劳动密集型企业人工成本上涨有一定助推作用,但对我国就业总体状况未产生明显不利影响。由此可见,识别出最低工资的具体影响在当前具有十分重要的政策意义。

资料来源:各省市人力资源与社会保障局网站。

图1 八大经济区域1998年—2015年最低工资变化情况

传统理论认为,最低工资上涨将提高企业雇佣低技能劳动者的边际成本,从而改变资本、高技能劳动者与低技能劳动者等要素的相对价格,最终导致企业减少对低技能劳动者的雇佣。实证层面,最低工资对就业的影响程度因标准提高幅度、地域、所有制类型以及劳动者群体等因素的不同而有所差异。罗小兰(2007)发现,最低工资标准与农民工就业存在倒U型关系。Ni等(2011)研究认为,最低工资上涨对东部地区就业存在负向影响,而在中西部则表现为正向。Sun等(2015)指出,最低工资上涨仅对私有及个体企业的员工就业存在负面影响。丁守海(2010)发现,2008年最低工资的提高对农民工就业的负向冲击显著强于2007年,但对城镇劳动力的就业没有造成明显冲击,并认为这主要源于《劳动合同法》引起的监管环境的收紧。

除此之外,最低工资标准同样也会对劳动者整体工资水平产生影响。马双等(2012)利用1998年—2007年中国规模以上制造业企业数据发现,最低工资每上涨10%,制造业企业平均工资将整体上涨0.4%～0.5%。邸俊鹏和韩清(2015)利用CHNS数据发现,最低工资每提高1%,工资收入平均提高0.6%,而且最低工资对收入的影响主要集中在低收入人群。贾朋和张世伟(2013)的研究则表明,最低工资的提升存在较大溢出效应,且最低工资执行力度越大,溢出效应越明显。

遗憾的是,以往国内关于最低工资研究的文献并未将最低工资上升可能存在的正的外部性考虑在内,即最低工资标准提高虽然会使得企业用工成本增加,但如果部分行业产品的需求主要来源于当地居民消费,而且最低工资上升又将引起本地居民收入以及支出的增加,那么由于需求拉动,此类行业中的企业很可能会转变为正规化部门同时扩大生产。最终对本地就业产生正向促进作用,并进一步增加本地居民的收入、支出以为其他行业创造更多需求。实际上,这种不同行业相互创造需求的思路可以追溯至Rodan(1943)的“大推进”理论。他认为,如果对几个互为补充的行业同时进行投资,使之实现工业化,那么不同的行业不仅能通过分工协作、相互提供服务降低成本。更重要的是,此类行业的扩张以及由此增加的收入有助于刺激剩余行业的市场需求,从而使得产业升级有利可图。在此基础上,Murphy(1989)对“大推进”理论做了进一步讨论与细化,他将“大推进”理论视为经济体中多重均衡之间的相互转换,并通过理论模型说明:假设工人需要一定的工资溢价才愿意进入正规部门工作,那么工人获得的高工资将有可能使得经济体由最初未实现工业化(由非正规部门生产)的均衡转换为多行业同时实现工业化(由正规部门生产)的均衡。而后, Magruder(2013)利用印度尼西亚的数据证实,在最低工资迅猛增长时期,该制度的存在会在一定程度上推进多行业同时实现正规化。受此启发,本文将探究最低工资上升是否有助于我国不同行业正规化生产的实现,以及由此产生的对工资结构以及就业情况的影响。

本文另外一个可能的贡献在于,国内文献鲜有从劳动力市场分割角度(即正规和非正规部门)[6]研究最低工资对就业的影响,这与国外相关文献形成鲜明对比。他们发现,在发展中国家,最低工资对这两类劳动者的影响存在着显著差异(Hohbergand Lay,2015)。而忽略两部门异质性会造成就业及工资结构估计的严重偏差[7](Wedenoja,2013;Williamsand Youssef,2013;Gotoand Mano,2012),最终误导政策制定。由于中国城镇住户调查数据包含了被调查对象的行业、职业、就业状态等详尽信息,所以为本文首次将劳动力市场区分为正规和非正规部门提供了可能。

全文结构如下:第一部分讨论了研究背景,并回顾了国内外文献;第二部分是对最低工资影响的理论推导;第三部分分析了计量模型的设定;第四部分为实证结果与解释;第五部分进行了稳健性检验;最后部分对全文进行总结并相应提出政策建议。

二、理论模型

本文理论模型主要借鉴Murphy(1989)和Magruder(2013),并在其基础上进行了拓展。我们假设某地区居民只消费Q种商品,他们的效用函数设定为柯布-道格拉斯形式:U(x)=ΣQi=1ln(xi),其中xi表示第i种商品的消费数量。

在生产层面,假设每种商品由单独的行业生产,而每个行业中存在若干个生产企业,因此共有Q个行业。生产企业共有两种生产技术可供选择:一种是落后的生产技术,它使用1单位劳动只能生产1单位商品,使用这种生产技术的企业被定义为非正规部门企业,此类企业技术落后、生产规模较小且数量众多,因此很难受到政府严格的监督。另一种是先进的生产技术,它使用1单位劳动可以生产α(α＞1)单位商品,但需要F单位劳动的前期投入方可获得(类似专利),使用这种生产技术的企业被定义为正规部门企业,在该行业只有一家企业存在,且受到政府监督。

我们假定Q个行业一共可以分为三类。第一类行业生产不可贸易商品,即它的产品只能被当地居民消费,此类行业在最初阶段均使用落后的生产技术,但由于其具有产业升级即采用先进的生产技术转化为正规部门生产的潜力,所以第一类行业中的企业后续将会根据预期利润来决定采用哪一种生产技术。我们假定第一类行业在所有Q个行业中占比为η。第二类行业属于可贸易部门,它生产的商品不仅可以用于本地居民的消费,同时也可与其他地区进行贸易,假定非本地居民对本地第二类行业商品的总需求为E。第二类行业中的每一个行业均只有一家正规部门企业采用先进的生产技术生产,并受政府监督,假定此类行业在所有行业中的占比为γ。第三类行业同样生产不可贸易商品,但第三类行业只能由大量的非正规部门企业利用落后的生产技术生产,此类行业占所有行业的比例为1-η-γ。

在要素市场上,劳动力可以自由流动,其中就业总人数为L,并且所有非正规部门企业在劳动力市场上完全竞争,因此所有非正规部门企业提供的工资相同,标准化为1。此外,我们假设每种商品的市场都是完全竞争的,因此由非正规部门企业生产的行业必然会将使商品价格设定为边际成本,即为1,而对于已经实现正规部门生产的行业而言,虽然本行业只有一家企业存在,但由于不存在进入壁垒,该行业的商品也只能定价为1,以阻止其他非正规企业的进入。正规部门企业由于存在较高的边际劳动产出,它的工资w将满足:1≤w≤α,这是因为正规部门企业的工资不可能超过劳动力带来的收益,而且也不可能低于劳动力可以从非正规部门企业获得的工资。鉴于正规部门生产往往意味着更高的劳动强度,因此正规部门企业只需将工资设定为恰能弥补更高劳动强度带来的效用损失即可。

根据柯布道格拉斯效用函数的性质,若本地居民收入为y,则他在每种商品的支出均为若第一类行业均采用先进的技术生产,此时第一类行业中每个企业的预期利润为:

由于采用落后生产技术的企业利润恒为0,所以当π＞0时,企业将会选择投入F,转变为高效率的正规部门生产。

假定收入仅由工资构成,当第一类行业全部实现正规化时,当地居民的收入可以表示为:

从中可以求解出均衡时当地居民的收入:

将式(3)代入式(1),若转变为正规部门生产在第一类行业有利可图,则须满足:

等价地:

另一方面,如果第一类行业均采用落后的生产技术,则当地居民的收入可以表示为:

求解得到:

将式(7)代入式(1),如果第一类行业一直选择使用落后的生产技术,则必然是因为转变为正规部门生产无法带来正的预期利润,此时:

综合上述分析可知,当F在某个特定范围内取值时,式(5)和式(8)将会同时满足,即当地经济中的第一类行业存在两种均衡:一种是高需求、正规化和高工资;另一种是低需求、非正规化和低工资。很显然,当地居民收入越高[8],则他们对商品需求越高,因此第一类行业中的企业实行正规化生产将更加有利可图,而当其中一部分企业实行正规化生产之后,又会进一步增加当地居民的工资性收入,扩大对剩余行业商品的需求,推动其正规化的转变,这正是“大推进”理论的核心思想所在。反之,则所有企业将可能依旧采用落后的生产技术,维持低效率生产。

在基准模型的基础上,我们引入最低工资制度,模型结果表明:在F取某些值时,最低工资制度的实施,将在一定程度上使得第一类行业由多重均衡转化为只有正规化部门存在的唯一均衡。假定政府部门将最低工资定为,并满足:w≤≤α,其中w为不存在最低工资制度时正规部门企业的工资,α为正规部门企业在不亏本的前提下所能给予的最高工资。如果不满足上述条件,最低工资制度或不产生任何影响,或导致企业没有生产意愿。假设所有行业中的正规部门企业都受到监管,而第一类行业在最初阶段虽然全部由非正规部门企业生产,但其中有部分行业会受到最低工资的影响,且这部分行业在第一类行业中占比为δ(0≤δ≤1),它的大小与政府部门监督强度正相关。此外,由于商品售价恒为1,因此一旦有行业开始实施最低工资且高于1,则为了避免亏损,该行业必然转变为正规部门企业生产,在此过程中,当地居民收入和就业都会受到影响。

具体而言,最低工资实施后,当地居民的收入可表示为:

由此得到:

此时,如果第一类行业中尚未实现正规化部门生产的企业,依旧愿意采用落后的生产技术,则需满足:

可以验证,对于F的某些取值,当最低工资制度执行更加严格(即δ接近于1),非本地居民对第二类产业商品需求E保持稳定,且与w接近时,式(11)比式(8)更加严格,这意味着实行最低工资制度后,第一类行业由正规部门企业生产的均衡将更有可能出现。其背后的逻辑在于,最低工资的实行不仅提高了第二类行业中劳动者的工资,而且由于政府的监管,第一类行业中也有部分企业转变为正规化生产并提高了工资。而本地居民工资的提高必然会导致本地居民对社会上所有商品的总需求提高,进而使得第一类行业中未实行正规化生产的企业更有可能实现正规化生产的转变。此外,由于就业总人数不变,劳动力将首先满足高工资的正规部门企业的用工需求,因此在第一类行业实现正规化生产,提高正规部门企业劳动者工资水平的同时,正规部门企业,尤其是第一类行业中正规部门企业的就业人数将上升,非正规部门企业的就业人数将下降。

最后,为了更加清楚地叙述“大推进”理论模型及稳健性检验,我们构建了全文逻辑框架,如图2所示。

图2 最低工资影响就业的传导路径

三、数据说明与模型设定

(一)数据介绍

本文主要使用四类数据:中国城镇家庭住户调查(UHS)[9]、中国工业企业数据库(CIED)、1998年—2015年全国地级市层面最低工资标准和当地宏观经济变量[10],描述性统计如表1的示。

UHS由国家统计局城市社会经济调查总队组织实施,采用分层(地级以上城市、县级市、县)随机抽样的方式获得样本,并利用调查户每日记账的方式收集数据[11]。它不仅含有完善的家庭人口特征,如被调查对象的行业、职业、就业状态等信息,且记录的收入与消费数据比任何其他现存数据库都更为详细和准确,从而成为我们进行行业与部门异质性以及支出变化研究的唯一数据来源。依据国内外相关文献,我们选取15～60岁之间的个人作为就业演变研究的对象。而关于支出的分析,本文则剔除了缺失值以及消费数据中1%最高和最低的异常值,同时删除了极少数服务性消费支出为0的家庭。最后,参考表2,本文将国有经济单位职工、城镇集体经济单位职工和其他经济类型单位职工定义为正规部门[12]。同时将城镇个体或私营企业被雇者以及没有固定性职业,在所调查的月份内从事社会劳动时间超过半个月,所取得的报酬在当地足以维持本人生活的人员归为非正规部门[13]。比如,从企业领取原料在自己家里进行生产加工、家庭拆洗缝补、家庭托儿、保姆、专门从事写作、绘画、信息、中介服务、股票证券投资等获得收入的人员以及其他未领执照的无固定经营场所的个体劳动者。

CIED是国家统计局编制的规模以上工业企业报表数据,具体包括全部国有企业以及年销售收入500万元以上的非国有企业。数据指标涵盖了雇佣人数、主营业务收入、工资总额、所属行业、股权结构、地理位置等微观信息,基本上反映了制造业正规部门的情况。另外,我们将CIED中所有“出口交货值”为0的企业定义为内销企业,严格大于0的企业则视为存在出口行为的企业。

由于最低工资标准没有统一的数据来源,我们只能通过浏览当地政府网站、政策法规、统计公报来获得[14]。各地级市宏观经济变量,如国内生产总值、总人口、市消费者物价指数则来自于“中经数据网”。

表1 主要变量描述统计

② UHS中,文化程度具体分类为:①未上过学;②扫盲班;③小学;④初中;⑤高中;⑥中专;⑦大学专科;⑧大学本科;⑨研究生。所以,2005年—2009年样本平均受教育水平接近中专。

③ 其中1代表男性,2代表女性,所以1.429说明样本内男女比例较为均衡,男性稍多。

④ 为了保证数据有足够的变异性,我们在研究就业趋势变化时删除了就业人数低于60人的样本城市。

资料来源:中国城镇家庭住户调查、中国工业企业数据库、中经网。

表2 正规、非正规部门特征归纳

资料来源:Keith Hart(1973)以及国际劳工局。

(二)模型设定

由理论模型可知,最低工资标准的提高能够促使部分以本地需求为主且具有产业升级潜力的不可贸易行业,实现由非正规化生产到正规化生产的产业升级。据此推理,随着最低工资的提高,此类行业中正规部门的就业人数将上升,同时非正规部门的就业人数将会下降。为了验证上述推论,我们建立如下回归方程:

lnempit=α0+α1ln MWit+βXit+γZit+πi+Tt+εit(12)

其中,lnempit代表UHS数据库中i地区在t年中制造业、服务业和零售业中正规、非正规部门的雇佣人员对数[15]。ln MWit是我们关心的变量,表示i地区在t年内的最低工资水平,系数α1度量了最低工资对就业人数的影响,如果显著为正,则符合理论预期。关于其他回归变量,本文在梳理了国内外文献后,认为应包括以下几类:宏观经济周期控制变量,如地区GDP、CPI等,劳动供给变量(15～60岁)以及地区固定效应和时间趋势。这主要是因为地方政府在确定最低工资标准时会考虑当地城镇居民生活费用支出、经济发展水平等因素,控制这些变量能够有效避免内生性问题(邸俊鹏、韩清,2015;马双等,2012;王光新、姚先国,2014;Magruder,2012;罗小兰,2007)。具体到本文,Zit为地级市特征变量,包括市人均国内生产总值、市总就业人数以及市总人数;Xit包括UHS数据库中被调查的当地样本数、平均教育水平、平均年龄、平均性别;Tt代表时间趋势,用来控制整体宏观经济形势;πi代表地区固定效应。进一步地,由图1可见,最低工资只有在2004年和2008年分别颁布《最低工资规定》和《劳动合同法》后出现波动,其他时期均保持平稳增长,所以最低工资变动更大程度上与法律法规相关。其次,既然最低工资的一个初衷是与当地物价相匹配,本文采用实际工资在一定程度上减轻了内生性。最后,后文实证结果显示,最低工资上涨对不同行业就业存在很大异质性,这在一定程度上说明模型不存在明显的遗漏变量问题[16]。

此外,最低工资标准的提高,应首先增加本地居民的工资性收入方能影响消费。为此我们建立如下回归方程进行验证:

lnwageit=α0+α1ln MWit+βXit+γZit+πi+Tt+εit(13)

其中lnwageit为i地区正规部门或非正规部门中的样本在t年内的工资的对数,其余变量同式(12)。

最后,根据理论模型推演,行业的正规化生产是通过当地居民在收入提高后增加支出,扩大产品需求实现的。因此,我们还需直接考察不同口径支出水平对最低工资的弹性大小:

lnexpenditureit=α0+α1ln MWit+βXit+γZit+πi+Tt+εit(14)

其中lnexpenditureit代表了地区i的家庭在t年内的总支出以及消费、食物、衣服和耐用品支出水平对数,其余变量与式(12)保持一致。

四、实证结果

中国的城镇单位就业市场细分为主流和次级两类。前者以正规部门为主,他们就业相对稳定,工资福利较好。后者则以非正规部门为主,人们所从事的工作苦、脏、累,且工资水平比主流劳动力市场要低很多。所以,在展示计量结

果之前,我们首先利用UHS详尽的微观数据对两部门的差异性进行简单地刻画。

图3 各地区最低工资标准与工资分布[17](基年:2000)

资料来源:中国城镇家庭住户调查、各省市人力资源与社会保障局网站。

表3 各地区正规、非正规部门最低工资以下人口占比演变情况

(续表)

资料来源:中国城镇家庭住户调查。

从图3和表3中可以看到:虽然各地最低工资以及正规、非正规部门工资分布在样本期间内均有右移趋势,但差异很大。不受最低工资约束的非正规部门离散程度更高且存在明显拖尾,导致低于最低工资标准的人群比例尽管逐年下降,但截止到2009年,仍远高于正规部门,维持在23.13%。

另外,在2003年—2006年,16个样本城市中有11个城市,其正规部门中低于最低工资标准的劳动者比例不降反升。一个合理的解释是:一方面,由图1可见,自2004年新的《最低工资规定》开始实施,各地政府最低工资调整幅度增大;另一方面,相关部门的监管、执法力度却并未相应加强[18]。不过,该比例在2006年—2009年出现普遍下降,这主要是由于2008年《劳动合同法》的颁布,使得最低工资监管环境变得更加严格,从而企业人均工资低于最低工资的现象持续减少(丁守海,2010)。

此外,同一年度各地正规部门的平均工资水平显著地高于非正规部门,表明正规部门的边际劳动产出要高于非正规部门,这与前文理论模型中对正规部门企业生产技术的假设是一致的。同时,这也意味着,低收入群体大多集中在不受最低工资法律法规约束的非正规部门。所以我们预期,以往文献关于最低工资提高低收入群体福利的分析存在较大的设定偏误和局限性(Yamada,2016)。

基于以上异质性分析,我们认为十分有必要对劳动力市场正规与非正规部门区别对待。

(一)最低工资与行业的正规化演变

由前文理论模型可知,如果最低工资标准的提高确实有助于那些满足要求的行业由非正规化生产向正规化转变,那么其正规部门就业人数应该显著增加。表4和表5在实证层面支持了理论推导。

表4 最低工资对就业的影响

① 零售业与服务业非正规部门似乎很好理解,如众多街边小店,而制造业则通常被认为主要由正规部门构成。然而,张峰等(2016)利用世界银行2012年针对民营企业的问卷调查数据发现,制造业非正规部门体量较大,并且其行为对正规部门有重要影响。

资料来源:中国城镇家庭住户调查。

注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%显著性水平上显著。

表5 最低工资对就业的影响

资料来源:中国工业企业数据库。

注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%显著性水平上显著,括号内为标准误。

从全样本来看,最低工资的提高虽然会降低正规部门就业率,但并不十分显著。而非正规部门就业增加了0.184%,则很可能是因为UHS并未覆盖农村群体,所以最低工资的抬高引起了农村劳动者向城镇非正规部门的转移。这也是为什么一些学者在区分正规和非正规部门后,发现最低工资上涨对就业的负面效果可能没那么严重,毕竟未覆盖部门会吸收更多的就业(Mincer et al, 1976)。总之,虽然全样本并不支持理论预测,但是由于行业异质性叠加的原因,所以有必要细分行业加以考察。

首先,零售业的特征与模型中关于第一类行业的刻画最为相近。首先,零售业完全不可贸易,因此以本地需求为主。其次,零售业存在很大的规模优势。具体地,由于连锁组织可在微利空间下进行低成本扩张,实现规模化经营。所以在中国这样的发展中国家,分布十分普遍的小规模零售商店的盈利能力显然不如经过横向或者纵向兼并之后,在发达国家出现的大型连锁购物中心或者连锁店。因此,自2004年以来,尤其是零售业全面对外开放以后,内资和外资零售巨头展开了激烈竞争,行业内部收购兼并现象大量涌现,规模不断升级,寡占趋势更加明显(何永达、赵志田,2012;赵凯,2007)。在这个过程中,外资零售企业也对中国零售业的发展起到了示范带头和技术溢出效应。中国零售企业通过改进管理方法等手段大大提高了自身的扩张“潜力”。正是在这样的条件下,最低工资每上涨一个百分点,零售业非正规部门就业降低0.221%,正规部门就业增加0.441%,对于产业升级起到了“催化剂”的作用,完全符合理论预期。

再看制造业,由于该行业既包括出口企业也涵盖完全内销的企业,所以恰好可以用来检验基于贸易维度,最低工资的就业影响。为使结果更加稳健,我们利用CIED相同样本区间内的数据,作为UHS中正规部门就业趋势的比对。表4显示,最低工资提高1%会引起制造业正规部门就业减少0.064%,这与表5中CIED数据全样本的就业人数显著下降0.073%的结果是类似的。相反,对非正规部门来讲,最低工资提高1%则会增加其就业0.171%。此外,CIED数据还显示,最低工资提高1%会引起有出口业务的企业就业增加0.335%,完全内销的企业就业下降0.087%。总之,对于制造业而言,其正规部门并未随着最低工资的提高而出现扩张,甚至造成轻微萎缩。但是,在制造业正规部门内部,有出口业务的企业随着最低工资的提高呈现出扩张态势。

结合理论模型和过往文献对此解释如下:第一,最低工资的增加提高了劳动者的工资性收入,使其购买能力增强,这意味着既出口又内销的本地企业,面临更大的需求,生产更具有规模经济优势,从而企业的出口能力、出口额和出口密集度都得到提高。该类企业的壮大还会通过选择效应使一部分低生产率企业退出市场,进而出口市场份额进一步增加(孙楚仁等,2013)。第二,Krugman (1980)认为,随着本地消费者收入和需求的增加,还会引起更多的公司在本地投资设厂,成为净出口者,带动就业增加。实证层面,孙楚仁等(2013)利用2004年世界银行企业调查数据库发现,中国大多数企业的工资标准还不能达到生产率水平,所以最低工资的提高对成本增加的作用有限。相反,通过本地需求扩张,最低工资促成了制造业出口企业生产规模的扩大以及就业的增加,最终对出口体现为促进作用。

服务业的情况则又不相同:最低工资每上涨1%,其正规、非正规部门就业分别提高了0.623%和0.295%,这说明服务业在中国经济结构转型过程中以及后工业化时代吸收就业的重要作用。究其原因,王恕立和胡宗彪(2012)发现, 2004年以后,中国服务业技术效率改进已开始由以纯技术效率为主转向以规模效率为主,规模效率年均增长率在2004—2010年达到1.5%。进一步地,服务业显现出规模效率的特征,可能是网络通信等科技技术的突破,使得原先不可贸易的某些服务具有了实物商品的特性,从而促进了服务业中正规部门企业的迅猛扩张。那么,为什么非正规部门也出现扩张呢? 数据显示,受2008年4万亿投资的影响,服务业全社会固定资产投资在2009年增长了三分之一,所以一个合理的推测是,当最低工资上涨时,大量农村劳动力涌入了需求迅猛增长的城镇服务业非正规部门,导致其就业不可避免地出现了增加。或者等价地, UHS未能覆盖的农村地区(以非正规部门为主)出现了收缩。

(二)工资与支出

我们在理论模型部分已经说明,在一定条件下,最低工资上涨会推动当地企业员工工资的普遍上涨,在提升用工成本的同时也增加了对企业商品的需求,从而引起符合条件的行业中的正规部门出现扩张。为了检验该机制,我们需要验证最低工资标准的提高确实增加了全社会工资性收入和支出。

从表6可以看到,最低工资标准的提高存在很强的溢出效应,它不仅影响了最低工资标准附近员工的收入,而且在更大程度上提高了高收入群体的工资性收入水平。更令人吃惊的是,最低工资在保证正规部门低收入者基本生活水平的同时,对非正规部门低收入群体造成了负向冲击[19],所以最低工资的上涨拉大了包括正规部门与非正规部门在内的整个社会工资性收入差距。罗小兰和丛树海(2009)的研究也表明,中国最低工资标准对交通业、房地产业和金融业等高工资行业工资水平增长具有推动作用,而对建筑业、批发零售业和制造业等低工资行业工资水平增长的推动作用具有滞后性,加剧了不平等。而且,通过表7的文献对比,本文结果并不令人意外[20]。那么,该如何解释这种现象呢?

表6 最低工资对工资性收入结构的影响

注:①资料来源:中国城镇家庭住户调查。

②***、**、*分别表示在1%、5%、10%显著性水平上显著,括号内为标准误。

③样本期间内全国最低工资平均水平为700元,城镇月平均收入不足2000元。如此,最低工资每提高10%,即70元,将拉动平均收入增加不到100元(假设弹性为0.5%),符合直觉。

表7 最低工资对工资结构的影响:文献对比

(续表)

注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%显著性水平上显著。

实际上,最低工资制度能否缩小收入差距是不确定的,其结果依市场结构状态、异质劳动力之间的替代方向、劳动力在两部门之间的流动等不同而不同(叶静怡、杨洋,2015)。举例而言,第一,从企业制定效率工资的角度出发,当最低工资提高低技能劳动者工资时,由于攀比效应的存在,高技能劳动者会认为不公平,从而怠工。企业为维持高技能劳动者的工作效率,会相应地提高高技能劳动者的工资以保持工资差距不变。第二,当劳动者作为一种要素,其价格上升时,企业会用资本替代低熟练度的劳动者,使得剩余员工平均工资较高(Grossman,1983;Blinderand Choi,1990)。第三,最低工资上涨所释放的劳动力成本与物价增加的信号,诱发较高收入劳动者索要较高的工资(Hamermesh,1975)。方军雄(2011)研究发现,工资上涨时,公司高管获得了相比普通员工更大的薪酬增幅,而在业绩下降时,高管相比于普通员工,其薪酬存在显著的黏性特征,所以拉大了工资差距。第四,正规部门低收入劳动者工资增长慢,也可能是由于最低工资上涨后,其被解雇所面临的成本增加,从而与公司的工资议价能力降低(Cappelliand Sterling,1988)。第五,Ma Curdy (2015)基于最低工资标准上升带来的再分配效应发现:当最低工资提升时,正规部门企业既没有降低雇佣量也没有减少自身利润,而是通过抬高产品价格加以应对。所以,非正规部门低收入群体没有享受到标准提高带来的收入增加,而且由于竞争的加剧,名义工资的下降成为大概率事件,物价的上升则使得情况更为恶化。第六,由于本文样本中的非正规部门人群为被雇佣者,而非那些企业主或雇佣者,所以符合常识。

既然最低工资整体上提高了城镇地区居民收入,那么我们预期其支出也会相应增加。依托UHS详尽的微观消费数据,我们核算了五类支出:家庭总支出、消费支出、食物支出、衣着支出以及耐用品支出[21]。表8显示,最低工资1%的增长会带来家庭总支出增加0.072%,消费、食物、衣着分别增加0.055%、0.019%和0.09%,而耐用品消费的涨幅高达0.445%,这是符合经典消费理论的。在此,我们不妨做个国际比较,Aaronsonetal(2012)利用1983年—2008年美国家庭住户消费支出调查数据发现,小时最低工资提高1美元导致满足最低工资标准的家庭在随后的一个季度收入增加250美元,支出增加700美元。并且,这些支出大多是以汽车为主的耐用品消费。美国经济政策研究所(Economic Policy Institute)2009年的报告也认为,如果奥巴马政府将最低小时工资由7.25美元抬高到9.5美元,那么美国经济将会有600亿美元的新增支出,这将抵消企业用工成本增加带来的负面就业影响。

表8 最低工资对支出的影响

注:①资料来源:中国城镇家庭住户调查。

②***、**、*分别表示在1%、5%、10%显著性水平上显著,括号内为标准误。

③由于国内尚无文献研究此类问题,我们只能进行国际比较:印尼的支出弹性数据来自Magruder,美国的数据则来自于Aaronsonetal。并且,美国数据研究的是,小时最低工资对标准提高后的一个季度支出的影响。

④无论是正规部门或是非正规部门、高收入群体或者是低收入群体,其支出变化均会对全社会企业产品需求产生影响,因此,完全没有必要研究各收入分位数个体的支出变化。但是根据国外实证经验,高收入者并不会因为收入增加而出现消费较大提高。

五、稳健性检验

对于就业趋势的另一个解释是企业的买方垄断行为:在这种情况下,当最低工资不存在或者很低时,为了控制工资成本,企业会尽量压缩劳动雇佣数量;而当最低工资出现大幅度提升时,雇主无法继续通过降低劳动需求以压低工资,只能接受法律监督提高工资,并通过扩张以淘汰非正规部门竞争者,在这个过程中劳动力向正规部门转移,并伴随着收入与支出需求增加。

为了检验该机制,我们首先利用CIED企业层面数据计算出每个地区的产业集中度水平,即每个地级市的赫芬达尔 赫希曼指数(Herfindahl Index, HHI)[22]。如果买方垄断作用机制存在,那么我们预期在HHI指数较高的地区,最低工资对就业、支出等的影响强度更强。基于此,本文依据HHI指数高低将样本分为两组:较低的一组HHI区间为0.007～0.094,另外一组为0.338～1[23]。接着,在式(12)、(13)中加入各地最低工资和两组分类的交叉项进行回归,计量结果如表9所示。

由表9可见,在非正规部门就业层面,高分位数交叉项系数与第一行符号相同,且从消费、食物、衣着来看,低分位数系数与基准系数符号相反,说明最低工资在产业集中度较低的地区对就业的影响相比于基准情况更弱,即买方垄断机制确实存在。即便如此,考虑到第一行回归结果与前文类似且交叉项系数大多并不十分显著,所以即使买方垄断行为对结果分析十分有限,不必做过多解读。因此,并没有较强证据认为,最低工资对就业和支出的影响主要取决于当地产业集中度。不过,无论是哪种机制引起的工资上升,最低工资都是通过提高社会普遍工资从而刺激了消费,最终对就业起到正向提升作用。

表9 规模经济还是买方垄断?

(续表)

注:①资料来源:中国工业企业数据库、中国城镇家庭住户调查。

②***、**、*分别表示在1%、5%、10%显著性水平上显著,括号内为标准误。

六、结论与政策建议

2005年—2009年间中国经济继续保持高速增长,并且随着2004年《最低工资规定》的实施,各地区最低工资均出现大幅度提升。根据理论模型推导,如果设计足够合理,那么最低工资作为一个信号会使低消费均衡转化为高消费均衡,同时劳动力由非正规部门转移至正规部门。本文对此进行了实证检验,发现在满足假设条件的零售业,最低工资制度的存在既增加了当地消费又引起劳动力由非正规部门转移至正规部门,即加快了产业升级的步伐。除此之外,基于企业出口与否进行的分析表明,最低工资的提高促进了制造业正规部门中出口企业雇佣人数的增加,这可能是因为出口企业更易于通过本地市场效应发挥规模经济优势以促进出口所致。最后,规模效应同样显著的服务业,凭借2008年4万亿投资计划的重点支持,实现了城镇地区正规、非正规部门就业的同时增长。稳健性检验排除了买方垄断的可能性。

基于本文实证的结果,我们提出以下政策建议:第一,罗斯福总统在1938年美国最低工资制度首次确立时就说,这项措施能够增加消费,从而为处于“大萧条”的美国经济增长注入活力。所以,我国也可以通过提高最低工资水平来刺激消费需求,更何况,改革开放以来,为了鼓励企业投资,中国工资长期刚性偏低。第二,由于最低工资的提升对正规、非正规部门不同收入阶层存在溢出效应,并且在更大程度上提高了高收入群体的实际工资收入水平。因此,政府有必要同时通过税收等其他配套政策来调节贫富差距。第三,考虑到中国大量存在的非正规部门,我们并没有发现最低工资提高会显著降低社会总就业的证据,这说明最低工资实际上可能低于边际生产率。第四,中国作为一个发展中国家,非正规部门依然广泛存在,规模优势仍未充分发挥,所以最低工资的提高作为一种信号仍然可以对那些规模经济显著的行业发挥协调作用,从而在一定程度上促进其非正规部门正规化,加速产业升级的进程[24]。最后,特别值得注意的是,无论是从理论模型还是实证结果来看,最低工资制度协调作用的发挥很大程度上依赖于特定行业规模优势的大小,没有这一点,产业升级的“大推进”很难实现[25]。

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Can Minimum Wage Accelerate Industrial Upgrading?

Zhao Da,Zhang Jun,Zhou Longfei

Abstract:Based on the core idea of big push theory that different industries can create demand for each other,the modelcreated by this paper showed that local different product demand can generate multiple equilibria in the economy:one featuring high demand,formalization,and high wages and one with lowdemand,informality,and low wages.And the increase in the minimum wages can promote a part of non-tradable industries which mainly have the potential to upgrade and depend on the local demand to realize industrial upgrading,which means changing from producing by informal sectors to producing by form alsectors.What's more,using two sets of micro-level data(2005-2009 Urban Household Survey in 16 provinces&2005-2009 China's Industrial Enterprise Database)as well as the real minimum wages in 170 prefecture-level cities during this period,this paper proves the conclusion mentioned above.The results show that the formal sectors increases and the informal sectors decrease in the non-tradable industries represented by the retail industry with the increase in the local real minimum wages.We also use quantilereg ression to find that if the local real minimum wages increase by 1%, the real wages will increase by 0.31%～0.73% in the full sample.In more details,the real wages will vary0.40%～0.83% in formal sectors while-0.28%～0.16% in informal sectors. The local total real expenditure will increase by0.072%in respond to the increase in the real minimum wages by1%.Particularly,real expenditure in consumption,food,clothing and durable goods will separately increase by 0.055%,0.019%,0.09% and 0.455%.It suggested that the increase in the real minimum wage will help to promote the change of the equilibria and will have the catalysis for the industrial upgrading within some industries meeting the particular requirement.

Key Words:Minimum Wage;Industrial Upgrading;Employment;Wage Income Structure

[1] 赵达,河北平山县人,复旦大学经济学院经济学博士在读,专业方向为西方经济学。研究领域为劳动、货币、投融资。

[2] 张军,安徽亳州市人,复旦大学经济学院院长、教授。

[3] 周龙飞,江西吉安市人,复旦大学经济学院经济学硕士在读。

[4] 本文参照国务院发展研究中心发展战略和区域经济研究部,将全国划分为八大经济区域,详细分类见中国国家统计局网站。

[5] 详见《人民日报》2016年3月25日第17版。

[6] 按照国际劳工局的定义,非正规部门指的是城镇地区低收入、低报酬、无组织、无结构、小规模的生产或服务单位,它们的主要特征是不会受到最低工资的约束。

[7] 在全球发展中国家,约有20亿低技能、贫困劳动力在非正规部门就业,所以只有在提高最低工资标准对非正规部门产生了正的溢出效应条件下,最低工资政策才会达到预期的效果。

[8] 当地居民收入的增加很可能是由于某些外在因素的推动,如最低工资标准的提高。

[9] 样本省份包括:北京、辽宁、黑龙江、甘肃、河南、山东、山西、江苏、江西、上海、安徽、重庆、四川、云南以及广东。

[10] 除图1外,全文所有变量均经地级市层面价格调整,为实际值,后文对此不再进行特别说明。

[11] UHS调查对象涵盖城市市区和县城关镇区居民委员会行政管理区域内的住户,包括:①户口在本地区的常住非农业户;②户口在本地区的常住农业户;③户口在外地,居住在本地区半年以上的非农业户;④户口在外地,居住在本地区半年以上的农业户。

[12] 其他经济类型单位职工:指在联营经济、股份制经济、外商和港、澳、台经济单位中工作,并由其支付工资的人员,不包括离退休再就业人员。

[13] 样本内城镇个体或私营企业被雇者的月工作时间均值为194小时,标准差为47小时,基本不符合国家日工作时间8小时的法律规定,所以我们有理由认为这些样本属于非正规企业。其次,传统意义上的大型私企如华为、联想等,被归类为股份制企业属于正规部门。退一步讲,即使私营企业样本中涵盖了正规部门企业,也只会导致异质性结果被低估,这对于本文的结论反而有所加强。

[14] 鉴于部分省市在特定年份不止一次地调整最低工资,所以本文所用最低工资为当年数个标准存续期的时间加权。

[15] 本文中服务业相比于一般意义上的服务业概念较窄,主要包含一些由于科技发展、技术进步而可贸易的行业,如信息传输、计算机服务和软件业以及金融业。

[16] 由于本文并非国内第一篇研究最低工资对工资结构以及就业影响的文章,其他相关文献在最低工资制度内生性问题上认为并不会影响结果稳健性。比如:①孙中伟和舒玢玢(2011)利用各市人均月消费性支出和劳动合同签订率作为工具变量,发现工具变量回归模型与OLS回归模型结果没有显著差异,因此他们直接使用OLS模型。②孙楚仁等(2013)利用延期的最低工资作为工具变量发现并未对结果造成影响。③Ganetal.(2016)、马双等(2012)和丁守海(2010)利用双重差分(DID)的方法也未发现与基准结果有异。关于中国最低工资的大量实证结果以及正文相关分析,使我们有充分理由相信模型设定的合理性。

[17] 为节约篇幅,本文只列示了华北、华中、华西、华南地区代表性城市,如需其余城市可与作者联系。

[18] 一些经济学家认为对最低工资执行情况“睁一只眼闭一只眼”,恰是缓解就业冲击的“润滑剂”(Chang Yang Ming,1992)。美国劳工统计局资料也显示,自2000年以来,该国指标一直稳定在5%左右。

[19] 值得注意的是,由于本文考虑的是实际工资,剔除了物价因素,所以符号为负并不代表名义工资的下调。其次,城镇中非正规部门的劳动者往往来自于农村,部分行业可能提供食宿,因此他们的支出主要集中的农村,用城市物价来测算其实际工资有可能导致他们实际工资的低估。

[20] 实际上,该类文献结果的差异主要来自于以下几个方面:①样本中正规部门与非正规部门所占比例[比如:本文中正规部门25148人,非正规部门4397人,而根据向攀等(2016)梳理的CHNS中非正规样本与正规样本之比为2∶1,马双等则全部为正规部门],由于UHS相比于国内其他微观数据库并不包含农村地区样本(主要是非正规部门),所以整体上对工资结构提升作用更大。②由于国家之间文化制度不同,所以本文所列六条传导路径强度也不同,从而也会影响结果。

[21] 家庭总支出涵盖了家庭除借贷支出以外的全部实际支出。包括消费性支出、购房建房支出、转移性支出和社会保障支出。消费支出指调查户用于本家庭日常生活的全部支出,包括食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、娱乐教育文化服务、居住、杂项商品和服务八大类,但不包括用于赠送的商品或服务。

[22] 国家统计局将同一公司在各地设立的分支机构作为不同公司进行采集。

[23] HHI的高低分组依据Magruder(2012)。

[24] 值得注意的是,最低工资制度最初虽是为低收入群体设立,但是由于其信号作用(截至2016年5月,百度搜索最低工资字段,显示结果多达26800000个。2015年最低工资上调几乎登上了每家新闻媒体的头条)以及攀比效应的存在等因素,造成企业用工成本增加从而退出在华业务的报道也不绝于耳。最低工资俨然不再是仅仅保护极少部分弱势群体的政策手段,其增长速度对于整个社会的冲击必须引起足够的重视。

[25] 从这个角度来讲,本文结果与主流文献结论一致,即转型成功与否主要取决于科技进步快慢,最低工资提升只是在满足科技发展的前提下起了“催化剂”的作用。换言之,如果生产率(尤其是规模效应类的生产率)一直得不到改善,最低工资制度反而会对产业升级造成不利影响。