金 露，曲秉春，李盛基

(1.东北师范大学 商学院，吉林 长春 130117； 2.长春工业大学 公共管理学院，吉林 长春 130012)

一、引 言

我国从1995年开始逐步实施最低工资制度。最低工资制度是我国实现劳动者收入与经济同步增长、劳动效率与劳动报酬同步增长的重要手段和方式。但最低工资制度也是一把“双刃剑”，最低工资标准过高会损害一部分劳动者的切身利益，可能造成部分劳动者失业或社会劳动时间下降。近年来，我国政府实施最低工资制度的执行力度逐年加大，覆盖面也越来越广，那么，最低工资制度的实施效果如何？最低工资制度对失业的影响如何？最低工资制度的劳动供给效果怎样？是现阶段亟待解答的问题。

行为经济学认为，年龄、性别、种族、文化、收入、教育等是影响个体劳动供给决策的重要因素。郭继强(2005)和付廷臣(2007)研究发现，当工资率不能满足最低必须支出时，劳动者将会减少闲暇时间，增加劳动时间。[1，2]罗小兰(2007)认为，政府制定的最低工资标准过低时，会挫伤劳动者的工作积极性。[3]吴红宇(2010)分析工资率对劳动供给影响的个体异质性差异发现，女性、已婚、农村户口、文化程度低等人群随着工资率的下降会增加劳动供给。[4]Heckman(1993)认为，劳动供给分为广度与深度，广度指就业，深度指就业条件下的工作时间。[5]Card和Krueger(1994)运用差中差方法分析了最低工资对新泽西州就业的影响，发现在最低工资起点较低的情况下，最低工资的提升增加了就业。同样，Flinn(2006)通过研究也发现，最低工资制度会吸引更多的人寻找工作。[6，7]但是，Brown(1982)、Neumark和Wascher(1992)等认为最低工资会对就业产生负向影响。[8，9]而Linneman(1982)指出，衡量最低工资标准的劳动效应应考虑工作时间的影响。[10]Strobl和Walsh(2007)认为，最低工资对劳动时间的影响具有不确定性。[11]但是，Neumark等(2004)、Stewart和Swaffield(2008)认为最低工资对工作时间具有负向影响。[12，13]韩兆洲和安宁宁(2007)研究发现，提高最低工资标准对劳动供给具有正向影响。[14]而邓大松和卢小波(2016)考虑了个体特征和宏观环境的异质性之后发现，最低工资制度会对我国劳动者产生-0.06的劳动供给挤出效应。[15]同样，贾朋和张世伟(2013)研究发现，最低工资标准提升对女性劳动供给降低的幅度高于男性，最低工资标准提升降低了总的劳动供给。[16]

综上所述，国内外学者围绕最低工资制度对劳动者就业的影响取得了较为丰富的研究成果。但是，学者们的研究较少涉及最低工资制度对个体劳动者的劳动时间的影响。因此，本文以自然实验方法，在控制个体劳动者的异质性的前提下，使用“双重差分法”考察最低工资制度对劳动者就业和劳动时间的影响，具有较高的理论价值和现实意义。

二、自然实验方法与模型设定

1.自然实验方法

目前，自然实验方法广泛应用于政策效果的评价。最低工资制度作为众多公共政策之一，也可以运用自然实验方法评价其劳动供给效应。本文根据最低工资标准的提升，设计一个自然实验，将最低工资水平提升的省份个体作为实验组，最低工资水平未提升的省份个体作为控制组；将最低工资水平提升前的省份个体和最低工资水平提升后的省份个体作为时间组，检验最低工资水平的提升所带来劳动供给效应的变化。因此，个体i在最低工资水平变化下的处理效应为：

(1)

(2)

公式(2)中，gi为组属性，个体属于控制组赋值0，个体属于实验组赋值1；ti为时间属性，最低工资提升前的时间组赋值0，最低工资提升后的时间组赋值1。

为了消除与处理效应无关的时间效应和组效应，我们可以构建如下模型：

y=α+βti+γzi+τgi+εi， gi=tizi

(3)

公式(3)中，ti的系数为个体的时间效应，zi的系数为个体的组效应，gi的系数为政策效应，εi为干扰项。本文通过自然实验方法，可以有效估计最低工资标准提升所带来的劳动供给效应。

2.模型设定

个体劳动者的劳动供给受到就业状况变化和个体劳动者劳动时间变化的影响。因此，为了较好地度量最低工资标准制度的劳动供给效应，需要构建就业概率方程和劳动时间方程。个体i的就业状态分为就业和未就业，就业状态赋值1，未就业状态赋值0。据此，个体i的就业概率表示为：

(4)

公式(4)中，pi为个体i就业的概率，xi为影响个体i就业的因素，αi为影响个体i就业的回归系数，μ为干扰项，logit模型可以采用最大似然估计法，估计个体i的就业概率。

个体i在就业状态下的劳动时间为：

(5)

公式(5)中，yi为个体i一周的总工作时间，ki为影响个体i劳动时间的因素，βi为影响个体i劳动时间的回归系数，ε为干扰项。

根据自然实验方法的原理，我们可以在公式(1)和(2)的基础上，设定就业方程和劳动时间方程为：

(6)

(7)

三、数据来源与统计描述

1.数据来源

为了考察最低工资制度的劳动供给效应，本文使用中国综合社会调查数据(CGSS)。CGSS数据由中国人民大学中国调查与数据中心编制，自2003年起在全国28个省市自治区进行微观调查，较为系统、全面地收集了社会、社区、家庭及个人的信息资料，因此适合用来研究最低工资的政策效果。本文选取18～60岁的样本个体，删除未填写教育程度和就业状况的样本，最终获得2011年4119个样本和2012年1052个样本。根据2011～2012年28个省市自治区最低工资政策的变化情况，将提高最低工资标准的23个省份作为实验组，将未提高最低工资标准的5个省份作为控制组。

2.统计描述

影响个体劳动供给的因素，除了最低工资以外，还有劳动者的个体特征因素。如表1所示，从就业率来看，实验组的就业率均高于控制组，最低工资水平的提高并没有带来就业率的下降；从周小时工作来看，2011年实验组的平均周工作时间比控制组有所减少，而2012年实验组的平均周工作时间比控制组有所增加，最低工资水平提高可能会增加劳动者的工作时间。

表1 控制组和实验组的统计描述

表2 控制组和实验组的劳动供给状况

注：劳动供给为就业率和周工作时间之积。

如表2所示，从就业率来看，实验组的就业率比控制组分别高出2%和9%，因此，双重差分的结果是实验组的就业率比控制组高7%。从周工作小时来看，2011年实验组的周工作小时比控制组减少了2.69小时，而2012年实验组的周工作小时比控制组增加了3.31小时，导致最低工资标准的提升带来劳动者的周工作小时增加6小时。从劳动供给来看，2011年实验组的劳动供给低于控制组，而2012年实验组的劳动供给高于控制组，导致最低工资水平的提高，增加了整体劳动者的劳动供给水平。

四、估计结果

由于个体特征差异往往会带来估计结果的偏差，因此，为了较好地考察最低工资制度对劳动供给的影响，我们在控制个体异质性的前提下，借助计量模型进行估计。如表3所示，Heckman两阶段回归的逆米尔斯比λ均显著，模型拟合较好。实验组和年份组的交互项回归系数显示，最低工资制度对劳动者的就业具有显著的正向影响，说明最低工资标准提升能够促进劳动者就业率的提升。性别对劳动者就业具有显著的正向影响，说明男性劳动者比女性劳动者获得就业的可能性更高。年龄和年龄平方对劳动者就业表现出显著的倒U型关系，说明随着年龄的增长劳动者的就业率会逐渐提升，超过某一个阀值之后，年龄的增长会带来劳动者就业率的下降。教育程度和健康状况对劳动者就业具有显著的正向影响，说明教育程度越高，健康状况越好，劳动者获得就业的可能性越高，这符合人力资本理论。

交互项的回归系数显示，最低工资制度对劳动者的工作时间具有显著的正向影响，说明最低工资标准的提高增加了劳动者的工作时间。性别对劳动者的工作时间具有显著的正向影响，男性劳动者比女性劳动者提供了更多的工作时间。

表3 最低工资对劳动者的就业和劳动时间的Heckman两阶段回归结果

注：λ为Heckman两阶段回归的逆米尔斯比；“*”代表10%的显著性水平，“**”代表5%的显著性水平，“***”代表1%的显著性水平。

由于不同地区最低工资存在差异，因此，最低工资对不同地区的就业和劳动时间的作用可能有所差别。如表4所示，Heckman两阶段回归的逆米尔斯比λ均显著，模型拟合较好。交互项对东部地区劳动者的就业具有显著的负向影响，对中部地区劳动者的就业并没有显著性影响，而对西部地区劳动者的就业具有显著的正向影响，说明最低工资提升降低了东部地区的就业率，而提高了西部地区的就业率。

交互项对东部、中部及西部地区均具有显著的正向影响，其中，对中部地区的正向影响最大，而对东部地区的正向影响最小，说明最低工资提升对不同地区的劳动时间具有显著的差异，这是由于东部地区较好地执行了政府制定的最低工资相关的配套政策，而中部和西部地区政策执行较差所致。

由于各省份最低工资标准的调整幅度有所差别，因此，本文进一步考察不同的最低工资调整幅度对劳动供给的影响。如表5所示，Heckman两阶段回归的逆米尔斯比λ均显著，模型拟合较好。当最低工资调整幅度在30%以下时，交互项对劳动者就业并没有显著性影响；当最低工资调整幅度超过30%时，交互项对劳动者就业具有显著的负向影响。说明最低工资调整幅度在30%以下时，对劳动者就业并没有负面影响，而最低工资调整幅度超过30%时，对劳动者就业表现出负向影响作用。

当最低工资调整幅度在30%以下时，劳动者的工作时间随着最低工资调整幅度的增加而增加，而当最低工资调整幅度超过30%时，劳动者的工作时间随着最低工资调整幅度的增加而减少。说明最低工资调整幅度在30%以下时，劳动者会增加工作时间，但是，最低工资调整幅度超过30%时，劳动者会减少工作时间。

表4 最低工资对不同地区的劳动者就业和劳动时间的Heckman两阶段回归结果

注：λ为Heckman两阶段回归的逆米尔斯比；括号内系数为标准误；“*”代表10%的显著性水平，“**”代表5%的显著性水平，“***”代表1%的显著性水平；本表未给出所有变量的边际影响，感兴趣的读者可以向作者索取。

表5 最低工资标准调整幅度对劳动者就业和劳动时间的Heckman 两阶段回归结果

注：λ为Heckman两阶段回归的逆米尔斯比；括号内系数为标准误；“*”代表10%的显著性水平，“**”代表5%的显著性水平，“***”代表1%的显著性水平；本表未给出所有变量的边际影响，感兴趣的读者可以向作者索取。

五、结 论

本文利用中国综合社会调查(CGSS)2011年和2012年的数据，运用自然实验方法和双重差分方法，定量分析了最低工资制度对劳动供给的影响。研究结果显示，总体上，最低工资标准的提升对劳动者就业具有积极作用，同时还有利于增加劳动者的劳动时间；不同地区的考察结果表明，最低工资制度的劳动供给效应具有显著的地区差异，对于西部地区的劳动供给具有促进效应，而对于东部地区的劳动供给则具有抑制效应；最低工资调整幅度的考察结果可知，最低工资调整幅度在30%以下时，其具有促进劳动供给的作用，而调整幅度超过30%时，则具有抑制劳动供给的作用。