最低工资降低非正规就业了吗？
——基于流动人口数据的实证研究
杜瑶 王忠 黄建烨
（华南师范大学经济与管理学院，广东 广州 510006）
［摘要］ 本文将2011和2016年流动人口动态监测调查数据、全国各区县最低工资数据以及中经网中城市宏观变量数据进行匹配形成混合截面数据，运用Probit模型实证研究了最低工资对流动人口非正规就业的影响。具体情况来看，在控制其他条件不变的情况下，最低工资每上涨一千元，流动人口选择正规就业的概率会增加8.5%，使用2009年的最低工资作为工具变量消除内生性的影响后，结果依然稳健。
［关键词］ 最低工资；非正规就业；流动人口
1 引言
19世纪末新西兰率先在本国实行最低工资制度，英美等发达国家随后也相继出台了相关的最低工资政策。与欧美发达国家相比，我国的最低工资制度起步相对较晚。1994年，全国人大常委会通过了我国历史上第一部劳动法——《中华人民共和国劳动法》，其在第五章第四十八条中提到“国家实行最低工资保障制度，最低工资具体的标准由省、自治区、直辖市人民政府规定，报国务院备案。用人单位支付劳动者的工资不得低于当地最低工资标准” ，这是我国最低工资制度最早的雏形。2004年 《最低工资标准》正式在全国施行，随后最低工资在全国各省、市、自治区中稳步上升，平均每隔一年各省市自治区就会对最低工资进行调整。2008年 《劳动合同法》的颁布，在法律层面上又给予最低工资以制度保障，最低工资制度成为保护劳动者权益的重要手段。
“非正规就业”的概念最早是由国际劳工组织提出： “非正规就业一般是指没有与雇主签订劳动合同，但已经形成实际劳动关系的就业形式，其特点是组织水平低、生产规模小、工作不稳定处于边缘化的就业地位。[1］”非正规就业的出现为缓解我国就业压力促进劳动力市场的建立及完善起到了重要的推动作用。非正规就业作为劳动力市场的重要组成部分，为吸纳农村劳动力提供了重要作用[2］。胡鞍钢和赵黎指出非正规就业的迅速发展所创造的就业岗位远超正规就业的岗位，1990-2004年间非正规就业的年均增长率是正规就业增长率的3.9倍，为缓解我国就业压力做出了巨大贡献[3］。劳动力市场存在分割、正规就业的拒绝、自身能力的不足、信息不对称导致农民更加倾向于非正规就业[4］。然而，正规部门就业与非正规部门就业工资存在着显著的工资差异[5］[6］。
非正规就业受很多因素的影响，其中最低工资直接作用于正规就业对个体选择就业形式产生了重大影响[7］。图1展示了县区层面最低工资 （千元/月）与流动人口非正规就业比例间的关系，可以看出无论是2011年还是2016年，最低工资都与非正规就业的比例呈负相关关系，即最低工资越高的地区，流动人口选择非正规就业的比例越小，选择正规就业的比例越大。因而我们猜想，最低工资上涨流动人口选择非正规就业的概率下降，选择正规就业的概率上升。
本文根据2011和2016年流动人口动态监测调查数据、全国各区县最低工资数据以及中经网中城市宏观变量数据，运用Probit模型实证研究了最低工资对流动人口非正规就业的影响。具体情况来看，在控制其他条件不变的情况下，最低工资每上涨一千元，流动人口选择正规就业的概率会增加8.5%，使用2009年的最低工资作为工具变量消除内生性的影响后，结果依然稳健。另外，异质性的研究发现，最低工资对第二产业和第三产业中的流动人口选择正规就业都有显著的正向影响，其中对第三产业中的流动人口影响更大；其次，最低工资上涨对低技能流动人口选择正规就业有显著的正向影响，但对高技能的人群影响不显著；最低工资上涨对男性的影响更大、对16—25、26—45岁的个体选择正规就业有显著的正向影响，对46—65岁的流动人口没有显著的影响。
和以往的研究相比，本文的创新点有：一、本文从微观个体入手，将微观家庭调查数据与各县区的最低工资进行匹配，研究了最低工资标准对流动人口选择就业形式的影响；二、本文用工具变量法尽可能地解决了最低工资标准的内生性问题；三、本文还讨论了最低工资对不同群体选择就业形式的异质性影响；四、本文探讨了最低工资冲击下流动人口选择就业形式的潜在机制。
本文接下来的安排：第二部分相关文献综述，第三部分数据来源与模型设定，第四部分基准回归结果，第五部分异质性分析及机制验证，第六部分结论与政策建议。
图1 最低工资与非正规就业比例
2 文献综述
2.1 最低工资和非正规就业
国外学者对最低工资就业效应的研究最早可以追溯到20世纪40年代，相比国外来说国内学者对最低工资就业效应研究起步相对较晚。当前无论是国外还是国内，学者们对最低工资就业效应基本持两种不同的态度，一部分学者认为最低工资对劳动力市场有消极影响，另一部分学者则对最低工资对就业的影响抱有积极的态度。
教学理念及方法流于形式 当前，许多地方院校对国家对双创教育的政策理解不透，把大学生双创教育或变成选修课，或搞形式主义，使得双创教育完全脱离专业教育，学生无法得到系统的双创教育。在双创人才培养体制、办学思想及教学方式方面缺乏创新，强调“宽口径、厚基础”的人才培养要求，缺乏个性化教育，很多课程的教学内容跟不上技术发展，课程体系陈旧，在教学方法上“填鸭式”的教学方式所占比例较大，不能有效地培养学生的创新精神和创业意识。
一种观点是最低工资会对就业产生负面影响。传统的劳动力市场理论认为，最低工资上涨增加了企业的用工成本，企业出于成本考虑会减少对劳动力的需求。Stigler(1946)在 《最低工资立法经济学》中指出，最低工资制度不仅不能减少贫穷，而且还会降低资源的配置效率 [8］。Mincer(1976)也指出在两部门经济模型中，如果劳动力完全自由流动的情况下，最低工资制度会使得厂家的生产成本增加，在产品价格一定的条件下，厂商不得不削减劳动力，以致造成更多的失业，他们的福利反而会减小[9］。著名经济学家张五常教授也认为，最低工资制度的存在会造成大量的失业，破坏当前稳定的社会状态，同时也不利于大量存在于农村中的农业劳动力向非农劳动力进行转移。蔡昉和都阳指出，当前在中国要谨慎地实行最低工资制度，与欧美发达国家不同的是，我国存在大量丰富的农村劳动力，劳动供给富有弹性，最低工资的上涨可能会造成更多的失业[10］。国内外的部分实证研究也证实这些学者的猜想：Abowd,Francis,Margolis David(2000)对美国和法国的实证研究发现，最低工资每上升1%，在美国会造成大约0.4%的男性与1.6%的女性失业，在法国则会造成大约1.3%的男性和1%的女性失业 [11］；Bazen(2002)通过时间序列计量分析发现，在短期内最低工资每上涨10%，青少年的就业率将大约降低1%，长期中的影响则更严重，最低工资每上升10%，青少年就业率大概要降低3%[12］；周培煌和赵履宽 (2010)利用30个省、市、自治区的建筑业面板数据发现，最低工资每上涨10%，大约会造成建筑业就业率下降1.3%[13］。
另一种观点则认为最低工资的存在不仅不会对就业产生负面的抑制影响，相反可能还会对就业产生积极的推动作用。Reynolds and Gregory(1965)提出冲击效应模型，他认为当企业的用工成本上升之后，企业为了弥补上升的成本，必然会使企业在优化管理、技术上投入更多，进而实现企业管理与技术的进步来补偿用工成本带来的损失，而不是减少对劳动人员的雇佣 [14］。Card and Alen Krueger(1993)基于新泽西州和宾夕法尼亚州的两家餐厅为实验，发现在最低工资标准上涨以后并没有造成当地餐饮业的就业人员缩减，同时餐厅员工的收入还增加了 [15］。Agenor and Aizenman(1999)在其文章中提出了效率工资理论，他认为较高的最低工资增加了工人失业的机会成本，提升了员工的积极性，同时也降低了企业的监督成本，提高了效率 [16］。李琪从经济学的角度分析了最低工资制度对劳动力市场的影响，她提出在中国最低工资制度有利于扩大内需和促进社会和谐，因而有必要完善最低工资制度[17］。罗小兰对买方垄断市场的特征下的劳动力市场分析发现，最低工资的上涨对农民就业具有正向作用[18］。石娟则运用面板数据对全国27个省市自治区的就业量与最低工资进行分析，发现短期内最低工资上涨对就业量影响较小，长期内最低工资的上涨对就业没有显著影响[19］。
就控制变量的结果而言，本文发现城市宏观控制变量中人均GDP对数、第二产业占比、第三产业占比对流动人口选择就业形式没有显著的影响，而人均土地面积对数和人均固定资产对数对流动人口选择正规就业有显著的正向影响。从个人与家庭层面的控制变量来看，教育程度、户口性质、婚姻状况和家庭规模都对流动人口选择选择就业形式有显著的影响。其中受教育程度的提升，流动人口选择正规就业的概率会明显增加，这可能是由于当个人的教育程度越高时，风险偏好会降低，选择非正规就业的机会成本太高。另外我们发现，流动人口在当地流入的时间越长，其在当地选择正规就业的概率会明显增加，流入个体的流入时间每增加10年，流入个体选择正规就业的概率会增加2%。
非正规就业的影响因素众多。从个人层面来看，流动人口受教育水平越高、人力资本积累越多和经验愈丰富，其选择非正规就业的概率越低[7］。户籍制度所带来的劳动力市场分割，使得农村户口的非农劳动力在劳动力市场中大多从事工作环境差、工资水平低的非正规就业[22］[26］。此外，性别、婚姻状况、是否接受过职业培训也会影响个体的就业形式选择[23］。
5.1.4 在不同年龄段中的差异
由于本文研究的因变量 “是否为非正规就业”是一个二值虚拟变量，故本文的基准回归采用Probit模型来研究最低工资的上涨对流动人口选择非正规就业的影响，同时本文的回归结果汇报的都是Probit模型的边际效应，参考周光肃中模型的设定 [26］：
2.2 最低工资对流动人口非正规就业的影响机制：基于文献的分析
最低工资制度作为重要的劳动保护制度对劳动力的就业形式选择产生了重要的影响，本文通过梳理相关文献探索最低工资影响流动人口选择就业形式的潜在机制。
第三，最低工资直接增加了企业的用工成本，企业出于成本的考虑会减少对员工的需求[9］[30］。由于企业的劳动成本的增加，企业可能会通过增加雇佣非正规就业者来降低成本[24］。因此，最低工资可能通过影响企业的雇佣选择来影响流动人口的就业选择。
第一，最低工资制度规定了劳动者在劳动力市场上的工资水平下限，直接影响了劳动者的收入。当前大量的研究表明最低工资上涨提高了劳动者的收入水平[7］[26］，但是最低工资对正规就业者与非正规就业者的影响不同，最低工资直接作用于正规就业者，提高了正规就业者的收入水平，同时由于最低工资的溢出效应，非正规就业者的收入水平也会提高[7］。然而最低工资的上升对正规就业者的影响更大，出于工资激励，正规就业对劳动力的吸引力增强，促使非正规就业的流动人口向正规就业流动[27］。因此，最低工资可能通过影响正规就业者与非正规就业者的收入水平而影响流动人口的就业选择。
大概是这位阿姨把这些话传给了婆婆，等阿姨们走了，婆婆拉着我的手感动地说：“孩子，以前妈做得不好，以后我们好好做家人。”我点头。
第二，最低工资作为劳动者劳动保护的重要措施，是衡量当地政府对劳动力保护程度的重要标准，一个地区的最低工资标准往往是企业、劳动者和政府三方博弈妥协的结果[28］，在一定程度上反映了当地的制度环境。地区制度环境的好坏对劳动力选择就业形式会产生潜在影响。制度环境较好、执法水平严格的地区，劳动者就越有可能拥有更大程度的社保福利，给劳动力提供更加完备的公共服务[29］，而对于未签订合同的非正规就业者来说，企业不会为其购买社保。作为另一种形态的福利，社会保障以及公共服务的提升将会给非正规就业者带来更大的机会成本。因此，最低工资可能会通过影响劳动者的福利来影响流动人口的就业选择。
传统的S型加减速控制算法由于计算量很大，同时参数较为繁琐，对硬件要求高，运算效率不高[6]，因此采取一种变通的方法：用一离散化的形状为S型的曲线函数来替代电机的加减速阶段的速度曲线，其函数表达式如下：
3 数据来源与模型设定
3.1 数据来源
本文所使用的数据主要包括：2011和2016年流动人口动态监测调查数据、2011和2016全国各区县最低工资数据以及2011和2016中经网中城市宏观变量数据。其中，流动人口动态监测调查数据是由国家卫计委牵头负责全面组织协调，中国人口与发展研究中心负责具体方案的制定与执行，采用分层、多阶段、与规模成比例的PPS抽样方法对全国31个省市自治区和新疆建设兵团进行流动人口动态监测调查，目标总体为全国在调查前一个月前来本地居住、非本区 （县、市）户口、年龄在15周岁及以上的流入人口。自2004年以来，国家规定各个省市自治区的最低工资由省市自治区根据本地区的经济发展情况自行进行设定，本文各区县的最低工资是作者根据公开发布的资料收集整理而得，由于在2011和2016年期间，有的省份会进行最低工资的调整，故本文所使用的最低工资数据是2011和2016年通过月份数加权所得的最低工资标准。本文所使用的城市层面的宏观数据来源于中经网。
3.2 模型设定
在工学结合模式下，院校也会获得更多的资源，同时，学生获得的实训机会也会越来越多。在此背景下，各院校应结合具体情况，对这些资源做出科学整合与优化调整，实现对各项教学资源动向的全面把握。其中资金可以说是工学结合模式能否顺利执行的重要基础。对此，各院校应注重资金来源的有效拓展，不断完善与企业间的协作，进行丰富多样校园活动的有效组织，通过这些活动来为学生创新思维、实践能力的培养、拓展提供更多契机，为顶岗实习活动的有效落实创造良好条件，以此来促进高职院校的健康可持续发展[4]。
在上述 （1）式中，i、j、t分别表示流入的个体、流入的区县、观测的年份。Yijt 表示流入个体i在流入地j时期t是否为非正规就业的虚拟变量，其中0表示为非正规就业，1表示为正规就业。根据劳动法中对非正规就业的界定，本文样本中的个体是否为非正规就业是根据流动人口动态监测数据中的问题 “您与目前工作单位签订何种劳动合同？”来定义的，本文将回答 “有固定期限”、 “无固定期限”、 “完成一次性工作任务”和 “试用期”的个体定义为正规就业，将回答 “未签订劳动合同的”样本定义为非正规就业。MWjt 是区县层面的月最低工资，单位为千元/月。同时，本文还控制了个人和家庭层面的控制变量Xjt ，城市层面的控制变量Zijt 。其中，个人和家庭层面的控制变量Xjt 主要包括：问卷户主的性别 （男性取0，女性取1）、年龄、民族 （汉族取1，其他民族取0）、教育水平 （未上学取1、小学取2、中学取3、高中取4、中专取5、大专取6、大学本科取7、研究生取8）、户主当前的婚姻状况 （在婚取1，未婚取0）、户主所在的户籍地、户主当前的户口性质 （农业户口取0，非农户口取1）、家庭规模和流动时间等控制变量。由于一个地区的经济发展水平会影响到个人对就业形式的选择，因此本文还控制了城市层面的控制变量Zijt ，主要包括：人均GDP对数、第二产业占比、第三产业占比、人均土地面积对数和人均固定资产对数。θj 为县区虚拟变量，δt 为年份虚拟变量。本文选择年龄介于16-65岁的个体作为样本，匹配后所得样本119355个，各变量的统计情况如表1所示。
从表1中可以发现：样本中非正规就业所占的比率为 0.34，正规就业所占的比率为0.66；最低工资平均为1340元；女性样本占总样本的43%；样本个体中93%为汉族；样本所受教育的平均值为3.65，介于初高中之间；68%的个体已经结婚；非农户口样本个体所占的比率为 0.19；流动人口的平均流动时间为4.39年。
表1 各变量的描述性统计
4 基准回归结果
4.1 基准结果
本文采用Probit模型研究了最低工资对非正规就业的影响，表2报告了Probit模型各个变量的边际效应及其对应的稳健性标准误。表2的第 （1）列只加入最低工资 （千元/月）控制住时间以及地区效应，本文发现最低工资每提高一千元会导致流动人口选择正规就业的概率增加20.4%，且在1%的水平上是显著的。第 （2）列在其基础上加入个人与家庭方面的控制变量，第（3）列进一步加入城市层面的控制变量。所有的控制变量加入后，从第 （3）列可以看出，此时最低工资每上涨一千元，流动人口选择正规就业的概率会增加8.5%。通过对比这三列的结果，我们可以发现即使采用不同的模型设定，关键解释变量 （最低工资）结果依然稳健。这个结果表明，最低工资上涨的确提高了流动人口选择正规就业的概率。
非正规就业这一概念最早是国际劳工组织在1973年对 “非正规部门”的阐述。非正规就业的概念在引入国内之后，不同学者对非正规就业有不同的定义。万向东、闫海波、陈敬良和孟媛从雇佣关系、政府管制和就业效果三个维度来界定非正规就业，认为非正规就业是指具有非正式的雇佣关系 （自雇、无合同、无规范有效合同、临时雇佣和随意决定工资等）、未进入政府征税和监管体系、就业性质和效果处于低层次和边缘地位的劳动就业 [4］[20］。张彦提出应当用定出的方法直接界定概念，所谓非正规就业是指在劳动报酬支付、劳动时间、劳动关系、工作形态、社会保障及经营活动这6个方面存在不固定性、不稳定性或不规范性而与正规就业有性质区别的劳动就业形式。总之，学者们对非正规就业普遍认同的一点是 “非正规就业是指发生了劳动关系却没有签订劳动的合同的就业行为”[21］。
《国民经济行业分类》将不同行业主要分为第一产业、第二产业与第三产业。本文根据问卷中的问题 “您主要从事何种行业工作”将制造业、采掘业、建筑业、电煤水生产供应等行业划为第二产业，将批发零售、住宿餐饮、社会服务等行业划为第三产业，来研究最低工资对不同产业的劳动人员选择就业形式的影响。从回归结果表4来看，最低工资上涨，第二产业以及第三产业就业的流动人口选择正规就业的概率都会增大，最低工资每上涨一千元，处于第二产业中的个体选择正规就业的概率会增加9.9%，而在第三产业中的劳动者选择正规就业的概率则会增加14.3%。最低工资上涨处在第三产业中就业的个体选择正规就业的概率增幅更大，这可能是由于在第三产业中，临时工等非正规就业的群体较多，最低工资的上涨进一步提升了其选择非正规就业的机会成本，进而增加了选择正规就业的概率。
4.2 内生性处理
然而，以上的回归结果可能存在一定的内生性问题，造成内生性问题的主要原因有三种：反向因果、遗漏变量、测量误差。本文潜在的内生性问题主要有两种：一是遗漏变量的问题，尽管我们尽可能多的控制个人家庭层面以及地区层面的控制变量，但是仍然可能存在同时影响最低工资和个体选择就业形式的遗漏变量；另一个产生内生性的原因可能是反向因果，最低工资会影响个人的就业形式的选择，同时一个地区的就业情况也能反映当地的经济发展水平，从而反过来影响最低工资标准的制定。
解决内生性问题的方法主要有工具变量法、Heckman选择效应模型、干预效应模型、DID和PSM等，其中最重要的方法是工具变量法。工具变量法中的关键之处的是找到合适的工具变量，一个合适的工具变量要满足两个基本的条件： （1）相关性，相关性的要求是选择的工具变量要与内生变量相关，保证工具变量可以通过影响内生变量而影响被解释变量； （2）外生性，外生性的假定是选择的工具变量与其它可能影响被解释变量的扰动项不相关，只能通过影响内生解释变量进而影响被解释变量。
本文选择滞后的2009年最低工资作为工具变量进行IVProbit回归，本文认为这一工具变量同时满足相关性与外生性的假设。首先，一个地区的最低工资标准的制定往往是基于以前的最低工资标准的来进行设定的，满足相关性的要求；其次，2009年的最低工资是根据当时的经济情况进行调整制定的，它不会对2011和2016年中流动人口的就业选择产生影响，满足外生性的要求。
表2 基准回归结果
本文首先检验了工具变量的有效性，用2009年的最低工资作自变量与基础回归使用的最低工资作回归，表3为工具变量的回归结果发现，2009年的最低工资对2011和2016年的最低工资有显著的正向影响，另外，第二阶段回归中的沃德值为6.57，因此有理由认为在5%的显著性水平上最低工资是内生变量。第二阶段回归结果显示表明，在用2009年最低工资作为工具变量进行内生性处理后，最低工资对流动人口选择正规就业的概率依然显著为正。
表3 内生性处理
5 异质性与机制验证
5.1 最低工资对非正规就业的异质性分析
5.1.1 对不同产业就业人群的影响
第三，纠纷解决主体构成的反差。“狗咬羊”案中，纠纷解决主体呈现出多元化，门头权威、村干部、警察都参与到纠纷解决之中。正是由于纠纷解决资源的丰富，才使得在当时看来颇为困难的纠纷最终得以解决；而“羊吃花生”案中，门头权威没有出面，村干部的调解流于表象，派出所依照法律规定不予理会，以至于兄弟多门头强的胡光宝只能依靠自己的个人能力去解决纠纷。
5.1.2 对不同技能的影响
由于最低工资制度主要是政府保证低技能群体收入的重要手段，因而我们预期最低工资上涨对低技能劳动者有显著的正向影响，而对高技能劳动者没有明显的影响。参照魏下海等学者对不同技能群体的划分[31］，本文将高中及以下定义为低技能，大专及以上定义为高技能，回归结果见表4。从回归结果中可以发现，最低工资每上涨一千元，处于低技能群体中的劳动者选择正规就业的概率会增加8.7%，而对于处于高技能群体中的劳动者则没有显著的影响。
表4 异质性影响
5.1.3 在不同性别中的差异
由于男性和女性的人力资本、社会待遇、社会观念、家庭责任、家庭财富的支配权以及风险偏好程度不尽相同[32］，最低工资上涨对男女的冲击意见尚未统一，有的认为最低工资上涨将女性就业产生负面影响[33］，有的则认为最低工资提高了女性劳动参与率[34］。回归结果如表5所示，可以发现，在最低工资的冲击下，不管是男性还是女性选择正规就业的概率均增加，只是男性选择正规就业的概率更大。最低工资每上涨一千元，男性选择正规就业的概率会增加10.7%，女性选择正规就业的概率则会增加7%。这可能是社会观念 “男主外女主内”引起的男女分工所导致的，男性由于承担更大的家庭责任，因此更加倾向于稳定且有保障的正规就业。
在刚刚过去的一年中，“雪龙号”极地考察船奔赴南极和北极，在极寒天气和与极地大风的挑战中，完成了数次科学考察工作。新的一年到来了，北极的居民都在忙些什么呢？他们会想念自己的老朋友“雪龙号”吗？新年伊始，让我们再去拜访一下那些友好的“居民”吧！
表5 异质性影响
从宏观层面来看，个体的就业形式决策是根据当前外界环境互动反馈得到的结果。不同的制度环境对个体选择就业选择影响不同，城乡劳动力之间的市场分割、城市中本地劳动力与外地劳动力的市场分割，都使得本地劳动力凭借身份选择了劳动强度小、收入与福利保障较好的正规就业[22］。最低工资制度与 《劳动合同法》的出台也对非正规就业产生了重要的影响。王海成基于省级面板数据分析了就业保护制度对非正规就业率的影响发现最低工资上涨对非正规就业规模有显著的负向作用 [24］。张剑基于动态省级面板数据探讨了最低工资制度与非正规就业规模的关系，发现最低工资的上涨会导致非正规就业规模增加[25］。
4）对萼猕猴桃。俗称猫人参。隔年枝灰绿色，皮孔较明显。着花小枝淡绿色，幼嫩时薄被极微小茸毛，皮孔不明显，髓实心，白色。花白色，果实卵珠形，单果质量7～12 g。果皮橙黄色，有尖嘴，无斑点，表面无毛光滑，有辣味。
最后，本文讨论了最低工资对不同年龄段的流动人口就业选择影响，回归结果见表5。本文发现，最低工资上涨对16—25岁的群体影响最大，对46—65岁的个体影响最小。最低工资每上涨一千元，处在16—25岁的劳动者选择正规就业的概率会增加10.5%，对于26—45岁的个体选择正规就业的概率则会增加6.6%，且都在5%的显著性水平上成立。但是最低工资的上涨对46—65岁的个体影响不显著。
5.2 最低工资影响就业形式的机制验证
通过上文的分析，本文发现最低工资上涨确实会影响流动人口的就业形式选择，最低工资可能通过不同的机制影响流动人口的就业形式选择。由于数据的可得性，本部分将对上文提到前两个机制进行分析和验证。
5.2.1 工资激励
从工资激励的角度来看，最低工资直接提高了正规就业者的工资水平，直接作用于正规就业者，而非正规就业者不受最低工资的约束[7］，这一工资差距会激励处在非正规就业中个体向正规就业转移。因此，如果最低工资的冲击导致正规就业者与非正规就业者之间的差距扩大，就会激励流动人口从非正规就业向正规就业转移。模型设置如下：
回归结果如表6中的第 （1）列所示，最低工资上涨显著的提高了正规就业与非正规就业的个人收入，最低工资每上涨一千元，非正规就业者的工资会增加11%，而正规就业者的工资会增加13.6%，最低工资的上涨扩大了正规就业者与非正规就业者之间的收入差距。因而由于收入效应会激励非正规就业者向正规就业转移。
5.2.2 促进地区社保发展，完善公共服务
最低工资作为劳动者劳动保护的重要措施，是衡量当地政府对劳动力保护程度的重要标准，一个地方的最低工资标准越高，就越有可能拥有更大程度的社保福利，给劳动力提供更加完备的公共服务，而对于未签订合同的非正规就业者来说，企业不会为其购买社保。作为另一种形态的福利，社会保障以及公共服务的提升将会给非正规就业者带来更大的机会成本，如果最低工资上涨提高了流动人口的参保意愿即说明流动人口更加倾向于稳定有保障的正规就业。为了验证社保的作用，本文选取流动人口是否在本地参与至少一项 “五险” （养老保险、失业险、生育险、工伤险、城镇职工医疗保险）描述参加社保的状态，来研究最低工资怎样影响流动人口的社会保障情况 [35］。本模型采用Probit回归，表6中的 （2）部分是最低工资与是否参保地回归结果，回归结果显示，最低工资上涨增加了流动人口选择参保的概率。
图像融合是指把相同或不同医学影像设备所获取的影像进行融合，使其在空间位置上达到重合，产生一种复合的影像，可以最大限度地发挥各种医学影像学的优势。空间定位技术是两种图像进行融合的纽带，超声图像融合主要应用电磁定位法[12]。图像定位需要在待融合的两幅图像中选择相对应的定标点，临床上常用的是基于内部特征的体内标记法，标记点多选择肝内有较大特征的结构，如门静脉或肝静脉分叉处、肝内小囊肿或小钙化灶等。
8）沥青路面施工必须有施工组织设计，并保证合理的施工日期。不得在最高气温低于10℃以及雨天、路面潮湿的情况下施工。
延拓前后对比，向上延拓后(图6)测区西侧的两个异常合并为一个异常，异常峰形态、规模与延拓前大致相似，梯度变化仍较大，异常峰中心形态较为宽缓，且峰值衰减较慢，反映了引起西侧磁异常的磁性体体积较大，且埋深较深；异常东侧2个异常延拓后逐渐消失，衰减很快，反映引起东侧磁异常的磁性体体积较小，且埋深较浅[10]。
表6 机制验证
6 结论及政策含义
本文根据2011和2016年流动人口动态监测调查数据、全国各区县最低工资数据以及中经网中城市宏观变量数据，运用Probit模型实证研究了最低工资对流动人口非正规就业的影响。具体情况来看，在控制其他条件不变的情况下，最低工资每上涨一千元，流动人口选择正规就业的概率会增加8.5%，使用2009年的最低工资作为工具变量消除内生性的影响后，结果依然稳健。另外异质性的研究发现，最低工资对第二产业和第三产业中的流动人口选择就业形式都有显著性影响，其中对第三产业中的流动人口影响更大；其次，最低工资上涨对低技能流动人口选择正规就业有显著的正向影响对高技能的影响不显著；最低工资上涨对男性的影响更大、对16—25、26—45岁的个体选择正规就业有显著的正向影响，对46—65岁的流动人口没有显著的影响。本文还进一步的讨论了最低工资影响流动人口就业形式的机制，发现最低工资可能促进地区社保发展，完善公共服务提高流动人口选择非正规就业的机会成本来抑制非正规就业，同时最低工资上涨也会拉大正规就业者与非正规就业者的工资差距，通过收入效应激励非正规就业者向正规就业转移。
从本文的结论来看，最低工资制度促进了流动人口选择正规就业的概率。最低工资制度作为低收入人群的基本保障，但是非正规就业者却不在最低工资的保护范围内，最低工资上涨直接扩大了正规就业与非正规就业的收入差距。因此政府在制定最低工资标准时，要考虑到最低工资标准是否同时适用于正规就业与非正规就业。与其不断的调高最低工资标准，不如制定和完善相关法律政策将非正规就业的人群也纳入在内，以保证非正规就业者的合法权益。
除了电阻，还有谐波也是电力资源消耗浪费的一项重要参数。在电气自动化节能技术中，目前常用的是滤波器技术来对谐波进行消除，滤波器主要原理是对特定频率电波进行消除，利用了L-C谐振的特性。除了使用滤波器，还有就是提供反向谐波电流。除上述方法之外，也可以尽量减少可能产生谐波的设备的使用，如矩阵变频器，12相整流设备等等。
［参 考 文 献］
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Does the Minimum Wage Lower the Informal Employment?An Empirical Study Based on the Data of Floating Population
DU Yao,WANG Zhong,HUANG Jian-ye
(School of Economics and Management,South China Normal University，Guangzhou 510006)
Abstract: The paper firstly constructs a mixed cross-section database based on the data from the dynamic population monitoring survey in 2011 and 2016,the data of minimum wage of all districts and counties in China in 2011 and 2016,and the macroscopic variable data of the cities in 2011 and 2016,and then adopts the Probit model to empirically study the impact of minimum wage on the informal employment.The results shows that the probability of a floating population’s formal employment can increase by 8.5%if the minimum wage increase every 1000 yuan and the findings are effective in the robustness test by using the 2009 minimum wage as instrumental variable to eliminate the endogenous influence.
Key words: Minimum wage,Informal employment,Floating population
［中图分类号］ C92-05
［文献标识码］ A
［文章编号］ 1004-1613（2019）03-0069-12
［收稿日期］ 2018-12-24
［作者简介］ 杜瑶，男，华南师范大学经济与管理学院硕士研究生，研究方向：劳动经济学；王忠，男，华南师范大学经济与管理学院教授，研究方向：劳动经济学；黄建烨，男，华南师范大学经济与管理学院硕士研究生，研究方向：劳动经济学。
标签：最低工资论文; 非正规就业论文; 流动人口论文; 华南师范大学经济与管理学院论文;