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1、最低工资及劳动力供给与失业论文 ； ； ； 中图分类号F244.2 文献标识码A 文章编号1000 5027（2007）01003807 ； ； ； 1、引言 ； ； ； 所谓最低工资，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，在提供了正常劳动的前提下，用人单位依法应支付的最低劳动报酬。最低工资问题历来是各国政府极为重视的问题之1，最低工资制度在减少贫困、促进社会的稳定发展等方面具有重要意义。 ； ； ； 鉴于最低工资问题的重要性，众多学者纷纷投入到该问题的研究中来。国外这方面
2、的研究主要集中在最低工资的失业效应（即最低工资对失业的影响）上，理论上最低工资制度必将打破低收入阶层劳动力市场的供需平衡，若最低工资低于市场均衡工资水平，则最低工资制度失去意义；若最低工资高于市场均衡工资水平，斯蒂格勒（1946）认为这将导致劳动供给增加，需求减少进而导致失业增加。斯蒂格勒的研究认为旨在减少贫困而制定的最低工资保障制度不仅对减少贫困未能起到作用，反而扭曲了资源配置。按照Brown（1995） 的说法：“增加贫困工人的工资是以减少就业为代价的”。然而美国经济学家Card and Krueger （1995）3 基于自然试验（natural experiments）法研究了最低工资
3、制度对美国新泽西州与宾夕法尼亚州的快速食品行业就业情况的影响，提出了1种截然相反的观点，认为增加最低工资未必导致失业扩大。随后Welch（1995）4、Neumark（2000）5 等对Card and Krueger（1995）的数据进行了重新分析，得出了与其基本1致的结论。然而Machin and Manning（1997）6 指出，由于美国的最低工资普遍偏低，最低工资对美国的劳动力市场没有太大的影响，但是对于最低工资与平均工资比例较大的地区（如欧洲、澳大利亚等），会产生较为严重的影响。欧洲地区最低工资的失业效应问题研究结论主要分为两类：1是Dolado（1999）7、Dickens（19
4、99）8、Stewart（2001）9 等人研究认为最低工资制度对失业没有太大的影响；2是Abowd， Kramarz and Margolis（1999）10、Bazen and Skourias（1997）11 等认为最低工资提高将增加失业率，支持较为传统的观点。OECD（1998）12 总结了近20年的研究文献，发现到目前为止尚不存在1致的结论。国内关于最低工资问题的研究主要集中在最低工资标准测算上，如：韩兆州、魏章进（2005）13 基于灰色系统模型测算最低工资，韩兆州、魏章进（2005）1415 对我国最低工资标准进行了实证研究。 ； ； ； 我国大部分地区自
5、1995年开始实施最低工资制度，至今已有11年之久，最低工资水平几乎每两年提高1次，有些地区每年调整1次。那么这项制度实施带来的经济效应是怎样？它对1个地区的失业率、劳动力供给情况有什么样的影响？它在降低该地区贫困度，提高劳动生产率等方面又有多少贡献？对这些问题的研究无疑具有十分重要的意义，但是至今鲜有学者对其进行深入研究。本文拟研究最低工资制度对失业以及劳动力供给等方面的效应，至于最低工资制度在减少贫困、提高劳动生产率等方面的效应问题，将在后续研究中展开。 ； ； ； 2、方法、数据与变量 ； ； ； 纵观国外有关最低工资制度失业效应的研究历程
6、以及相关结论可以看出，最低工资制度会导致失业增加还是对失业没有太大影响的争论还在进行中，目前尚未有1致的结论。但有1点可以肯定的是，世界各国政治、经济、文化环境不同，最低工资对失业影响的程度肯定不会趋同，应该因地制宜分析各个国家地区最低工资对失业的影响。鉴于此，本文拟以深圳特区为分析对象，基于向量自回归模型（Vector Autoregression Model，简称VAR），运用格兰杰非因果关系检验、脉冲响应分析以及方差分解技术，研究最低工资对劳动力供给以及失业的影响。 ； ； ； 以深圳特区为分析对象的原因有3：第1，深圳从1992年开始实施最低工资制度，相对于其它
7、地区来说，实施的时间较长，能够更好地观察其反映出的经济效应。第2，目前最低工资制度的实施范围主要集中在第2、3产业，农业生产中几乎没有实行最低工资制度，而深圳的生产产出主要以第2、3产业为主，1991年第2、3产业产出占总产出的98.4，2000年为99，2004年为99.6，据此分析深圳特区的数据能得出较为可靠的结论。第3，近年来广东地区出现了“民工荒”问题（即由于农民工工资过低，导致劳动力供给不足，以致影响生产），特别是东莞、深圳等地区，有必要对这些地区的最低工资经济效应研究倾注更多的热情。 ； ； ； 本文以深圳地区最低工资（用ZDGZ表示）、劳动力供给（用LDL
8、）以及失业率（SYL）3个变量为分析对象，见表1。数据来源于深圳统计年鉴和广东统计年鉴相关年份。 ； ； ； ； ； ； 注：2005年实有外省劳动力为预测值，因该年广东统计年鉴未统计。 ； ； ； 需要说明的是，深圳地区行政区域划分为特区内与特区外两部分，最低工资标准特区内外有别。本文采用加权平均法计算平均最低工资标准，即深圳月平均最低工资（特区内最低工资特区内常住人口数特区外最低工资特区外常住人口数）（特区内外常住人口总和）。由于深圳特区内1999年110月最低工资标准为430元月，1012月最低工资标准提高至547
9、元月，本文利用加权平均法计算1999年月平均最低工资标准为459元，即（430*9547*3）12459元，特区外最低工资亦做同样的处理，最后计算以1992年不变价格的历年最低工资标准作为ZDGZ变量的实际观测数据，以消除价格变化带来的影响。另外，我们在研究中发现，最低工资对社会从业人员数关联不大，而对劳动力供给影响较大，劳动力供给（LDL）变量数据取自广东统计年鉴深圳年末实有外省劳动力指标，由于深圳户籍人口占常住人口比例较小，2000年为28.8，2004年为27.6，且深圳户籍人口劳动力工作岗位比较稳定，可以认为深圳地区的劳动力供给主要源于非户籍人口，可以用年末实有外省劳动力来近似深圳地区
10、的劳动力供给。 ； ； ； 3、最低工资标准变动趋势分析 ； ； ； 深圳市自1992年开始施行最低工资制度，至今已有14年之久。从表面上看，最低工资标准每隔12年就提高1次，从1992年的平均245元月提高到2006年的每月700多元，但是我们尚没有考虑到物价变动的影响。当考虑通货膨胀（或者说物价因素）后，深圳市最低工资标准又有多大提高呢？由图1可以看出深圳市近13年来购买力并没有提高多少，甚至在19932000年的7年内，深圳市最低工资的购买力还减弱了，这是值得我们深思的问题。 ； ； ； ； ；&n
11、bsp； 图1 深圳市月最低工资标准变动趋势（1992不变价格） ； ； ； 观察自1992年以来深圳市职工月平均工资变动情况，从1992年每月500多元，增长到2004年的2651元（按1990年可比价为1436元），增幅高达400，年均增长14.9（按1990年可比价为9.2），由图2可以看出，除去物价上涨因素后的平均工资始终保持着稳定增长速度，这与剔除价格影响后最低工资标准的微弱提高甚至降低形成了鲜明的对比。 ； ； ； ； ； ； 图2 深圳市月平均工资变动趋势（1992不变价格） ； ；&nbs
12、p； 观察剔除物价影响后的最低工资与平均工资比例变动趋势图（如图3）可见，这1比例呈逐年下降趋势，自1992年的49下降到2004年的20，从1994年开始这1比例低于40，而国际上1般最低工资与平均工资的比例关系在4060之间，显然深圳市最低工资标准相对国际上的1般水平而言确实很低了。由于我国大多数城市地区最低工资标准情况与深圳类似，深圳地区最低工资标准偏低的事实具有1般性，有理由认为我国最低工资标准总体偏低。 ； ； ； ； ； ； 图3 最低工资与平均工资比例变动趋势 ； ； ； 4、VAR模型及结构分析
13、； ； ； VAR模型由Sims（1980）进行了全面的论述，进而得到广泛应用。本文首先取ZDGZ、LDL、SYL3个变量的对数以减弱异方差的影响，为方便起见，仍用原符号表示，然后分别对3个变量进行平稳性检验，发现ZDGZ、SYL为平稳序列，而LDL为1阶单整序列，因此对LDL进行1阶差分得到平稳序列DLDL，最后建立如下VAR模型： ； ； ； ； ； ； 模型参数估计采用极大似然估计法，滞后阶数根据AIC准则判定，模型估计结果为： ； ； ； ； ； ； ；&nbs
14、p； ； 其中：估计系数下方小括号内为估计的标准差。 ； ； ； （1）格兰杰非因果关系检验 ； ； ； 双变量格兰杰非因果关系检验由Granger（1969）提出，后由Sims（1972）推广。其实格兰杰非因果关系检验并非检验1个变量变动是否是另1个变量变化的原因，而是1种预测能力的检验，即1个变量的大小是否对另1个变量的预测有显著影响。下面给出检验结果： ； ； ； ； ； ； 由表1可以看出，最低工资变化是失业率变化的格兰杰原因， 失业率变化是劳动力供给增长变化的格兰杰原因，而劳动力
15、供给增长变化是最低工资变化的格兰杰原因。 ； ； ； （2）脉冲响应分析 ； ； ； 在VAR模型中，第i个方程随机误差项的随机冲击不仅会对第i个变量产生影响，还会通过模型的滞后结构对其他变量产生冲击，脉冲响应分析就是要观察1个变量的随机误差项的冲击对每1个内生变量的当期及以后各期的影响。由于各变量随机误差项间往往相互关联，需要将其方差协方差矩阵转化为对角矩阵，Cholesky分解便是1个很好的选择。 ； ； ； 在进行方差协方差矩阵的Cholesky分解时，需要事先给出各变量相互影响的顺序。鉴于前文的格兰杰非因果关系检验
16、结果，本文采用ZDGZSYL DLDL的顺序，劳动供给增长与失业率对最低工资的脉冲响应函数图形见图4、图5。由图4可以看出，最低工资1个标准差的随机冲击，使得劳动力供给增长在第1期有1的正效应，在第2期之前为正，2期之后为负，之后接近于0。这表明，最低工资标准的提高将会使得劳动力供给在短期内增加，而且增加的幅度愈来愈小，长期对劳动力供给没有太大影响。由图5可以看出，最低工资1个标准差的随机冲击，对失业率的影响十分微小，几乎为0， 表明目前深圳地区最低工资标准的变动不会带来失业的大幅变动，结论与Card and Krueger（1995）对美国最低工资失业效应的研究结论，Dolado（1999）
17、、Dickens（1999）、Stewart（2001）等对欧洲最低工资失业效应研究的结论相1致。另外，目前我国绝大部分城市最低工资与平均工资比例关系处于0.300.36之间韩兆州等（2005），而国际上最低工资与平均工资的比例关系1般在4060之间，显然我国最低工资标准偏低，适度增加最低工资对失业没有太大影响。从这个角度亦可以解释本文的研究结论。 ； ； ； ； ； ； 图4 劳动力供给增长对最低工资的脉冲响应函数图形 ； ； ； ； ； ； 图5 失业率对最低工资的脉冲响应函数图形
18、； ； ； （3）方差分解 ； ； ； 在向量自回归模型中，各变量各期预测的方差或者标准差是由其自身扰动和系统其它变量扰动共同作用的结果，方差分解技术就是要将系统中某1内生变量的预测方差或者标准差分解成各变量随机冲击的结果。比较这些相对重要性信息随时间的变化，就可以了解各内生变量对某1变量的作用时滞和效应大小。深圳失业率以及劳动力供给增加变化的各期方差分解见表3、表4。由表3和表4的结果可以看出，在失业率以及劳动力供给变化中，受最低工资扰动项冲击影响的成分虽然是不断增加的，对失业率变化的影响成分由第1期的2.5875增加到第十期的17.9920，对劳动力
19、供给的影响成分由第1期的8.8692增加到第十期的12.9667，但是均相对较小。从作用时滞上看，最低工资对失业率以及劳动力供给均具有较为持续的影响。从效应大小方面看，最低工资对两者的影响均较微弱，其中对失业率的影响强于对劳动力供给的影响。 ； ； ； ； ； ； ； ； ； 五、结论与展望 ； ； ； 总结前文的论述与分析，可以得出以下结论： ； ； ； 1.最低工资标准总体偏低。虽然近年来我国总体经济保持稳定快速的增长，人民生活水平不断提高，职工平均工资不断增加，但是
20、剔除物价变动后的最低工资增长幅度十分有限，甚至还出现过倒退的现象，最低工资与平均工资的比例变动呈减少的趋势，这不符合最低工资制度减少贫困、降低贫富差距、保持社会健康稳定发展的初衷。 ； ； ； 2.最低工资标准的提高对失业率变动没有十分显著的影响。目前我国最低工资标准与平均工资水平比例较低，在目前的水平上，最低工资标准的变动不会对失业产生太大的影响，适度提高最低工资标准不会导致大量失业；失业率的变化中，受最低工资制度冲击的影响很小，最低工资标准的提高对失业率变动并没有十分显著的影响。 ； ； ； 3.最低工资标准的提高不会持续促进劳动力供给的增加
21、，政府应在两年内调整1次最低工资标准。提高最低工资标准，短期内将促进劳动力供给的增加，增加的幅度随时间的推移而衰减；从长期看，最低工资不会持续促进劳动力供给的增加，1般最低工资标准提高对劳动力供给的增加效应在第2年就几乎衰减为零，要想保证劳动力供给的持续增长，最多两年就要提高1次最低工资标准。 ； ； ； 4.最低工资标准的提高有利于建设和谐社会。就目前的最低工资水平分析看，最低工资提高不会导致失业大量增加，考虑到最低工资制度实施的初衷是为了减少贫困，改善低收入阶层的生活，应该适度加大最低工资标准提高的幅度，同时考虑物价变动的影响，最大限度地提高贫困工人的生活水平，调动其劳动积极性，减少贫困，促进社会安定团结，构建和谐社会。 ； ； ； 收稿日期20061108 ； ； ； 基金项目国家社会科学基金项目我国最低工资调查方法与统计测算模型研究（批准号：06BTJ017）。 毕业论文 论文网
