最低工资标准上涨与城镇正规部门女性就业挤出-基于中国城镇单位省际面板数据的实证研究_2

1、    最低工资标准上涨与城镇正规部门女性就业挤出基于中国城镇单位省际面板数据的实证研究    五、实证结果分析根据模型估计形式检验，模型最佳估计形式为随机效应模式，估计结果在表2中列出，固定效应估计作为对照也同时列于表中(括号中给出了系数估计的标准差)。表2 模型估计结果变量随机效应估计固定效应估计(l)(2)(3)(4)(5)(6)c48.243*(2.122)47.464*(2.095)47.603*(2.017)45.724*(2.058)44.940*(2.036)45.076*(1.951)lamw-0.512(0.519)-1.430*(0

2、.294)-0.514(0.520)-1.437*(0.296)lamw(-1)-1.083*(0.505)-1.494*(0.285)-1.091*(0.506)-1.503*(0.287)-1.503*(0.287)dedu-0.171(0.158)-0.212(0.157)-0.171(0.158)-0.155(0.158)-0.195(0.158)-0.154(0.158)dlpgdp-5.247*(1.751)-5.449*(1.757)-5.311*(1.750)-5.142*(1.755)-5.343*(1.761)-5.204*(1.754)labor0.020(0.017)0

3、.019(0.017)0.020(0.017)0.019(0.017)0.018(0.017)0.019(0.017)change 2004-0.355*(0.211)-0.263(0.208)-0.299(0.203)-0.359*(0.212)-0.266(0.209)-0.303(0.204)city-1.281(0.979)-1.313(0.956)-1.299(0.956)middle-3.953*(0.840)-3.930*(0.819)-3.956*(0.819)west-3.977*(0.771)-3.940*(0.752)-3.960*(0.752)观察值4204504204

4、20420450r20.4450.4440.4450.8640.8620.864f值13.29014.42714.96969.42970.69771.508p值0.0000.0000.0000.0000.0000.000注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%水平上显著，表3同。为节省篇幅，所有截面随机效应项都没有列出。1.最低工资标准上涨导致城镇单位中女性就业比例下降，其中最低工资标准的滞后影响更大更显著。通过比较表2中的估计(1)和(2)，我们发现当省略amw(-1)变量时，lamw的系数估计为-1.430，且在1%水平上显著，而lamw(-1)的引入使得lamw的系数上升为-0.512

5、，且不显著，而lamw(-1)具有显著的影响-1.083。整体来看，lamw(-1)的忽略将导致回归结果中除虚拟变量之外的所有变量系数估计下偏，考虑到所采用的最低工资的形式不同，这与纽马克等6的结果实际上是一致的。表(2)中lamw(-1)的系数估计均在5%水平上显著，也表明lawm(-1)为估计方程中不可或缺的重要变量。同时，我们也可以据此断言，最低工资标准提升不会立即对就业性别结构产生影响，而是在一段时间的滞后影响中发生作用。2.对教育投入、经济增长、劳动供给等变量的控制将显著影响最低工资对就业性别差异的影响。不控制其他实际变量时，lamw和lamw(-1)对性别差异变量的影响分别为-0.

6、519、-1.188，见表3估计式(6)，当控制其他实际变量时影响分别为-0.512、-1.083，且change2004变量系数估计在10%水平上变得显著。由此表明lamw对性别差异变量影响的实际斜率将比拟合直线的斜率显得稍平缓。表3 模型随机效应回归结果稳健性检验变量ratio(性别差异)(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)c49.565*49.797*49.490*48.513*48.932*49.629*46.033*45.161*48.243*lamw-0.520-0.519-0.522-0.508-0.517-0.519-0.278-0.487-0.512lamw

7、(-1)-1.176*-1.127*-1.058*-1.148*-1.192*-1.188*-0.911*-1.045*-1.083*dedu-0.032-0.179-0.020-0.226-0.183-0.171dlpgdp-4.141*-4.810*-4.612*-4.774*-5.452*-5.247*labor0.0200.0100.0160.0210.020change 2004-0.208-0.366*-0.316-0.402*-0.224-0.220-0.325-0.355*city-1.177-1.190-1.214-1.258-1.209-1.173-1.3450.404-1

8、.281middle-3.970*-3.944*-3.941*-3.957*-3.978*-3.970*-3.940*-3.953*west-4.091*-4.044*-4.008*-4.011*-4.078*-4.096*-3.911*-3.977*观察值420420420420420420420420420r20.4400.4380.4420.4410.4410.4390.4440.3770.445f值16.19915.64814.75313.83614.14818.17914.55412.22313.290p值0.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.00

9、00.0003.中部、西部和东部相比有显著差异。中部、西部虚拟变量的系数均在1%水平上显著，由分地区估计来看，东部地区2004年前后有显著区别，东、中、西部lamw对性别差异变量的影响分别为(括号中给出了估计的标准差)：-0.473(1.110)、-0.579(0.843)、-0.723(0.499)，lamw(-1)对性别差异变量的影响分别为：-1.177(1.102)、-0.817(0.819)、-0.865(0.484)，表明lamw每上升1%，将导致东、中、西部城镇单位就业中女性职工的比例分别下降0.437、0.579和0.723个百分点，lamw(-1)每上升1%将导致东、中、西部城

10、镇单位就业中女性职工的比例分别下降1.177、0.817、0.865个百分点。显然，中、西部地区最低工资的即期绝对影响较东部要大，滞后影响较东部小。对此结果，我们认为，中、西部地区作为传统的劳动输出地区，长期处于人口红利向东部外溢状态31，东中部、东西部之间人口能够充分自由流动，且中、西部地区劳动力流动对收入变动的反应更敏感。由于最低工资标准的提升是收入增加的一个强烈的信号，再加上国家从2004年开始实行减征或免征农业税的惠农政策，在比较利益的驱动下，导致大量劳动力回流，这将改变各地区就业的性别结构。4.2004年最低工资的规定对改变城镇单位性别结构有较显著的影响。从模型(1)和模型(2)的估

11、计注意到，lamw(-1)的引入使虚拟变量change2004的系数在10%水平上显著。我们认为，1994年开始实行的最低工资制度虽然已经逐渐被社会接受并得到大多数地区的执行，但执行力度不强且最覆盖的行业有限，而2004年最低工资的规定的出台，对未严格执行最低工资制度的地区影响较大，且覆盖范围扩大到全社会，因此导致2004年前后城镇单位就业性别差异存在较显著差别。但我们注意到2004年左右出现了大规模的劳动力由东部沿海城市向中、西部地区的回流，这也是导致劳动力就业性别结构变化的原因之一，在分地区估计中，东部地区2004年前后有显著差异就是对2004年左右劳动力回流现象的一个印证。(5)直辖市的

12、就业性别结构和其他地区相比没有显著差异。模型(1)(3)的估计中虚拟变量city的系数均不显著。该结果也间接反映出地方的城市化程度对城镇单位就业的性别差异没有显著影响。(6)其他实际控制变量的结果。实证结果显示劳动供给增加有助于改善就业性别结构，但影响较小且不显著；而教育投入的增加将进一步加大就业的性别差异，但影响不显著；经济增长变量对就业的性别差异具有显著影响。对这一结果的解释是，在模型中教育投入使用了全国数据，没有考虑到男女之间的实际教育差异，同样地，劳动供给也反映了劳动的整体供给，而未从结构上加以区分，由于劳动供给的整体性别结构趋向于总体人口性别比例，这导致了它们对改变就业性别差异没有显

13、著影响。而中国非平衡的经济增长对各产业的劳动力就业将产生非平衡的影响，劳动力将逐渐由第一产业向第二、第三产业转移，而这将影响就业及其性别结构。由回归结果可知，人均gdp的增长速率每提升1%，将导致城镇单位女性就业比例下降5.449个百分点。(7)稳健性检验(robust test)结果。为了检验模型(1)随机效应估计的稳健性，我们对控制变量进行取舍，并对虚拟变量也进行重新安排后进行回归，从表3的回归结果可以看出，对控制变量和虚拟变量进行取舍后，lamw和lamw(-1)的系数符号和显著程度都保持不变，表明模型的回归结果是稳健的。即使改变估计方法，见表2的估计(1)和(4)，也可以发现回归结果是

14、稳健的。六、结论与政策含义本文利用19962010年中国城镇单位省际面板数据，在控制了教育投入、经济增长、劳动供给等实际变量和直辖市、东中西部及2004年最低工资的规定执行的政策影响等虚拟变量后，考察了最低工资标准的提升对城镇单位就业性别差异的影响，以验证：中国最低工资标准的提升是否导致部分女性就业人员从城镇正规就业部门被挤出。在此基础上，我们可以对“最低工资标准上涨对女性就业不利”这一论点提供有力的证据。研究的主要发现如下：第一，最低工资标准的上涨导致城镇单位中女性就业人员的比例出现下降，而最低工资标准滞后一年的影响更大、更显著。这一结果表明最低工资标准上涨的影响更多地体现在滞后效应中，同时

15、这一结果较好地验证了我们的假设，即在最低工资标准上涨的背景下，部分女性就业人员从城镇正规部门被挤出。1994年以来，中国各地最低工资标准的频繁上调，已对劳动需求方造成了一定的成本压力，尽管有学者研究认为中国最低工资标准依然偏低，但是在部分地区的某些低收入行业，最低工资标准实际已经接近或超过了行业平均工资。例如，2010年辽宁省最低工资标准的最高档为10800元/年，而当年城镇单位第一产业的平均年收入为10400元/年。当工资上涨已经成为一种实实在在的成本压力时，劳动的需求行为必然会随之改变，对劳动者个体素质的要求必然会提高，由此导致在性别、年龄、经验等方面的歧视行为。由此启示我们：(1)当前中

16、国最低工资标准的调整方式是否科学？中国一直以来都是由省(自治区、直辖市)政府规定各地的最低工资标准，这个标准采取一刀切的方式，只是考虑到了各地的平均水平，而未考虑各行业的实际情况，导致高收入行业最低工资标准过低，而低收入行业将承受较高的工资成本压力，从而导致用工歧视行为的加剧，这不利于就业的结构平衡，如性别、年龄、经验等。(2)中国就业结构中性别比例是否合理？中国女性就业者在正规部门就业中依然处于弱势，和发达国家相比，女性职工比例明显偏低，即使和部分发展中国家相比，中国女性职工比例也偏低。而且，这个比例一直处于下降趋势而没有缓和征兆。长此以往，将不利于调动女性的劳动积极性，进而影响到女性的人力

17、资本投资并影响到女性的整体素质提高。(3)中国能否制定反歧视法？中国没有反歧视法并不表明中国不存在就业歧视行为，事实上，近年来大学生就业过程中频频爆出女性受到排挤的现象就是一个很好的例证。虽然中国劳动法中规定劳动者就业不因民族、种族、性别、宗教信仰不同而受歧视，但在实际中很难操作，这导致中国历年劳动争议案件中极少出现因性别歧视而立案的情况。中国可以借鉴发达国家成熟劳动市场的经验，将反就业歧视提高到法律层面。第二，中国不同地区之间，最低工资标准的提升对就业性别差异的影响方向相同(都是负面影响)而影响程度不同(中、西部地区绝对影响显著小于东部)，这对我们的启示是：(1)最低工资标准是稳定就业、吸引

18、劳动力流入、保障劳动者权益的一种手段，各地应根据劳动力结构、劳动成本状况和劳动使用者生产实际进行适时调整，调整滞后、人为压低标准或不切实际地过高提升标准都会对当地经济发展和就业带来不利影响；(2)各地在确定最低工资标准时应将地域的空间影响纳入考虑范围，而不应单纯局限于本地，对存在劳动竞争的邻近地区还应考虑地区之间的博弈与合作；(3)各地在加强对劳动者的人力资本投资、逐渐缩小劳动者之间的差异的同时，还应合理使用工资杠杆调节劳动的流动，使劳动结构趋于平衡。第三，经济增长过程并不能自然消除过大的就业性别差异，任其自然发展反而有可能进一步加剧就业性别差异。从发达国家发展经验来看，就业歧视在经济长期发展过程中并未自然消除。在我们的回归结果中，经济增长对性别差异具有显著的负面影响，虽然我们不能就此认为经济增长会直接加剧性别差异，但我们期望经济的快速发展能带来多元、平衡的劳动需求，从而能自然消除人为的性别差异，而这在中国经济发展过程中并未得到体现。今后随着中国城镇化速度