最低工资制度的劳动供给效应

金 露¹，曲秉春¹，李盛基²

(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)

[摘 要 ]基于中国综合社会调查(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得出，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。

[关键词 ]最低工资制度；就业；劳动供给

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。

刷式汽封名义上属于柔齿汽封，究其实际，应视为硬齿与柔齿相结合的汽封。安装时通常将其硬齿按照标准间隙调整，柔齿间隙在此基础上可较大幅度减小。因为柔齿与转子间隙为弹性配合，具有较好的自适应能力。刷式密封是一种允许摩擦，理论上可做到“零”间隙的密封。为了避免对轴产生损害，与刷式密封相配合的轴颈处需要一层耐高温、耐磨蚀的涂层。但国内使用时，似乎都没能做这样的处理。因此在确保刷毛不脱落的情况下应当尽量选用较细的刷毛，以避免或减轻对主轴的损伤。

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：

公式(4)中，p_i为个体i就业的概率，x_i为影响个体i就业的因素，α_i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。

(1)

|g_i=1,t_i=1]-E[y_i | g_i=1,t_i=0]}-{E[y_i|g_i=0,t_i=1]-E[y_i|g_i=0,t_i=0]}

公式(1)中，为个体受到最低工资水平提升的影响，即个体受到的处理效应；为最低工资水平未提升对个体的影响，即个体未受到处理效应的影响；τ为处理效应的双重差分估计。τ进一步表示为：

蟋蟀在堂，役车其休。 今我不乐，日月其慆。 无已太康，职思其忧。 好乐无荒，良士休休。 (休休，勤奋的样子。)[3]18

(2)

[6][16][21]卢群星：《隐性立法者：中国立法工作者的作用及其正当性难题》，《浙江大学学报(人文社会科学版)》2013年第2期。

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+βt_i+γz_i+τg_i+ε_i， g_i=t_iz_i

(3)

公式(3)中，t_i的系数为个体的时间效应，z_i的系数为个体的组效应，g_i的系数为政策效应，ε_i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

(4)

个体i在就业状态下的劳动时间为：

(5)

公式(5)中，y_i为个体i一周的总工作时间，k_i为影响个体i劳动时间的因素，β_i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：

②治疗过程中:成立连贯性健康教育小组,包括主治医师、治疗护士、责任护士与回访护士,并建立责任制和操作规定,严格执行制订好健康教育计划,进行每周回顾及展望未来的健康教育工作,并利用循环管理(PDCA)模式完善连贯性健康教育的路径[3],使患者能够充分知晓此疾病的发病机制与病症特点,做好自我日常护理、纠正不良习惯等,以加强自我防治水平。

公式(2)中，g_i为组属性，个体属于控制组赋值0，个体属于实验组赋值1；t_i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。

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：

(6)

公式(6)和(7)中，z为分组的虚拟变量，样本来自控制组赋值0，样本来自实验组赋值1，而α₁和β₁值则表示个体在不同分组情况下的就业和劳动时间差异；t为年份的虚拟变量，样本来自2011年赋值0,样本来自2012年赋值1，而α₂和β₂则表示个体随时间变化引起的个体就业和劳动时间差异；g为z和t的交互项，样本来自2012年的实验组赋值1，其他情况赋值0，α₃和β₃则表示最低工资制度对个体就业和劳动时间的影响，即政策引起的效果；为控制变量，包括性别、年龄、年龄平方、教育程度、健康状况、婚姻状况及家庭人数等变量；μ^e为就业方程的干扰项。由于某些自变量对个体的因变量，就业和劳动时间具有双重影响。因此，本文可以采取Heckman( 1979)两步法进行估计，若逆米尔斯比显著通过检验，则证明劳动者的就业方程和劳动时间方程的干扰项具有相关关系。^[17]

(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。

由表1可知，坩埚冷却时间越长，坩埚质量越大，50 min后称量结果基本不变，说明坩埚返潮吸收空气中水分达到饱和。从以上试验结果可知，试验操作时空坩埚冷却30 min即可称量。

2.统计描述

晏阳初是平民教育者，他曾在香港、美国等地学习政治经济，通过中西文化对比，他找到了中国“事事不如人”的根本原因——中国的人，具体的说是中国的平民，其中农民占绝大多数。由此，他提出了 “民族再造”的思想，主张从中国农民的“愚、贫、弱、私”四大弊病入手，进行农村的政治、教育、经济、自卫、卫生和礼俗六个方面的建设。1926年，晏阳初在河北定县开始乡村平民教育实验，他为农村建设开出的药方是“除文盲，做新民”，他主张“博士下乡”，用文艺教育来治疗愚昧，用生计教育来治疗贫穷，用卫生教育来治疗体弱，用公民教育来治疗自私。

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。

本发明公开了一种从含镍钴溶液中富集镍钴的方法。该方法包括以下步骤：S1，向含镍钴溶液中加入硫化钙进行硫化沉淀；以及S2，沉淀生成后，采用水力分级的方式富集得到粗制硫化镍钴。应用本发明的技术方案，先采用硫化剂对含镍钴溶液中的镍钴进行沉淀，沉淀后采用水力分级的方式富集得到粗制硫化镍钴，本方法操作简单且安全，成本低廉，不外引入金属离子，环境友好。公开/公告号：CN108374089A 申请/专利权人：中国恩菲工程技术有限公司

人们的正常生活与生物息息相关，生物和生活是相辅相成的。在日常生活中，人们需要依靠饮食来保证人体健康，而吃的蔬菜和杂粮等都属于植物类；肉蛋等都来自动物；人在生活中离不开氧气，而氧气是植物在光合作用下所产生的；人所穿的衣物包括棉麻制品和毛皮制品，这些衣料有的来自植物，有些则是来自动物。可以说，人们的健康生活与生物息息相关，同样的各种有害的真菌和病毒也是会导致人们生病的主要微生物。由此可见，在日常生活中我们离不开生物，生物在生活中的重要性是不可或缺的[1]。

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。

从2008年除险加固工程完工到2017年，水库年平均来水量1 219.31万m3，年平均弃水量为937.55万m3，水利用率只有23%。虽然存在因工程建设需要放空水库情况（如2014年应急除险加固工程要求空库施工），但总体看来水库水资源利用率低。

[参 考 文 献 ]

[1]郭继强.中国城市次级劳动力市场中民工劳动供给分析——兼论向右下方倾斜的劳动供给曲线[J].中国社会科学,2005，(5):16-26，204.

[2]付廷臣.我国城市农民工劳动供给曲线的理论分析和实证检验[J].城市发展研究,2007，(3):98-103，109.

[3]罗小兰.我国最低工资标准农民工就业效应分析——对全国、地区及行业的实证研究[J].财经研究,2007，(11):114-123，143.

[4]吴红宇.工资率下降时增加劳动供给时间的劳动者个体特征研究[J].贵州财经学院学报,2010，(3):36-40.

[5]Heckman,J.What Has Been Learned about Labor Supply in the Past Twenty Years? [J].American Eco-nomic Review,1993,83(2):116-121

[6]Card,D.,Krueger,A.B.Minimum Wages and Employment: A Case Study of the Fast-Food Industry in New Jersey and Pennsylvania[J].American Economic Review,1994,84(4):772-793.

[7]Flinn Christopher.Minimum Wage Effects on labor Market Outcome under Search,Matching,and Endogenous Contact Rates[J].Econometrica,2006,74(4):1013-1062.

[8]Brown,C.,Gilroy,C.,Kohen, A.The Effect of the Minimum Wage on Employment and Unemployment[J].Journal of Economic Literature,1982,20(2):487-528.

[9]Neumark,D.,Wascher,W.Employment Effects of Minimum and Subminimum Wages: Panel Data on State Minimum Wage Laws[J].Industrial and Labor Relations Review,1992,46(1):55-81.

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[11]Strobl,E.， F.Walsh.Dealing with Monopsony Power: Employment Subsidies vs.Minimum Wages[J].Economics Letters,2007,94(1)：83-89.

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[13]Stewart,M.B.，J.K.Swaffield .The Other Margin: Do Minimum Wages Cause Working Hours Adjustments for Low-Wage Workers?[J].Economica,2008,75(297)：148-167.

[14]韩兆洲,安宁宁.最低工资、劳动力供给与失业——基于VAR模型的实证分析[J].暨南学报：哲学社会科学版,2007，(1):38-44.

[15]邓大松,卢小波.最低工资会挤出外出劳动力供给吗?——基于第五次人口普查和地级市匹配数据的分析[J].学习与探索,2016，(10):102-108，176.

[16]贾朋,张世伟.最低工资提升的劳动供给效应:一个基于自然实验的经验研究[J].南方经济,2013，(1):1-13.

[17]Heckman，J. J. Sample Selection Bias as A Specification Error[J].Econometrica,1979,47(1)：153-161.

Labor Supply Effect of Minimum Wage System

Jin Lu¹, Qu Bing-chun¹, Li Sheng-ji²

(1.School of Business, Northeast Normal University, Changchun 130117,China，2.School of Public Administration, Changchun University of Technology, Changchun 130012,China)

Abstract: Based on the data of the China Comprehensive Social Survey (CGSS) in 2011 and 2012, the natural experiment method and the double difference method were used to quantitatively analyze the impact of the minimum wage system on labor supply in this paper. The result shows that, on the whole, the improvement of the minimum wage standard has a positive effect on the employment of laborers, and it is also conducive to increasing the labor time of laborers. In different regions, the labor supply effect of the minimum wage system has significant regional differences. It has a promoting effect on the labor supply in the western region, but has a restraining effect on the labor supply in the eastern region. According o the minimum wage adjustment, when the minimum wage adjustment is below 30%, it plays a role in promoting labor supply. When the adjustment range exceeds 30%, it has the effect of suppressing labor supply.

Keyword: minimum wage system, employment, labor supply

[中图分类号 ]F244.2

[文献标识码] A

[文章编号] 1004-9339(2019)02-0044-06

[收稿日期 ]2018-10-30

[基金项目 ]本文得到全国教育科学规划2015年度教育部青年专项课题(项目编号：EGA150362)、教育部青年项目(项目编号：17YJC840001)、教育部“春晖计划”合作项目2015年度资助课题(项目编号：S2016017)、吉林省教育厅“十三五”社会科学研究项目(吉教科文合字〔2016〕第328号)的资助。

[作者简介 ] 金露(1981-)，女，吉林长春人，东北师范大学商学院博士研究生； 曲秉春(1975-)，男，山东莱州人，东北师范大学商学院教授； 李盛基(1986-)，男，吉林永吉人，长春工业大学公共管理学院讲师，东北师范大学经济学院博士后。

责任编辑 ：纪国义

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