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    2010年2月第23卷第1期广西财经学院学报JournalofGuangxiUniversityofFinanceandEconomicsFeb.2010Vol.23　No.1最低工资标准与就业关系的实证研究石　娟(华中科技大学　经济学院,湖北　武汉　430074[摘要]选取全国27个省、直辖市、自治区1996-2007年的数据,运用面板数据单位根检验、协整检验以及误差修正模型,考察了我国就业量与最低工资标准之间的长期关系和短期关系。实证结果表明,从长期来看,就业量与最低工资变量以及其他控制变量存在稳定的关系,最低工资标准的提高虽然会对我国就业产生负面影响,但影响程度很小;从短期来看,最低工资标准的波动对就业没有影响。[关键词]最低工资;就业效应;劳动力成本;面板数据[中图分类号]F014.4　　[文献标识码]A　　[文章编号]1673-5609(201001-0093-05AnEmpiricalResearchontheRelationsbetweentheMinimumWageStandardandEmploymentinChinaSHIJuan(SchoolofEconomics,HuazhongUniversityofScienceandTechnology,Wuhan430074,ChinaAbstract:Applyingpaneldataunitroottest,cointegrationtestanderrorcorrectionmodel,thepaperinvestigatedtherelationsbetweenminimumwagestandardandemploymentofChinainthelong-termandshort-termbasedonthedataof27provincesfrom1996to2007.Theresultshowed:inthelongterm,therewerestablerelationshipsamongemployment,minimumwageandothervariables,andtheriseoftheminimumwagestandardhadlittlenegativeimpactsonemployment;intheshortterm,thefluctuationoftheminimumwagestandardhadnoimpactonemployment.Keywords:minimumwage;employmenteffect;laborcosts;paneldata的数据,采用差中差(DID的方法,对新泽西州和宾夕法尼亚州的快餐店在最低工资上涨前后的就业变化进行比较,结论表明最低工资的增加并不会减少就业。然而,Numark和Wascher(2000[2]一、引言　　自从1994年最低工资立法以来,最低工资制度便成为我国许多经济学家争论的焦点,但大多都只是停留在理论层面上的讨论,缺乏实证研究,无法为政府部门制定相关政策提供有意义的参考依据。而目前我国正处于向市场经济转轨的重要时期,既要承受人口自然增长的惯性压力,又要承受体制转轨时期的失业压力,同时还面临着城市化进程中农村富裕劳动力向城镇转移的压力,多重压力交织在一起,使得我国的就业形势日益严峻。因此,在当前国内就业形势严峻以及构建和谐社会的大背景下,有必要对最低工资的就业影响这一问题倾注更多的关注。　　目前国外已有大量的文献对最低工资的就业效应进行了研究。Card和Krueger(1994[1]利用相同地区快餐店员工的工资单数据,重新审视了Card和Krueger的研究,却得到了截然不同的结论,他们发现最低工资的就业弹性处在-0.21到-0.22之间。Bell(1997[3]利用80年代的企业面板数据考察了墨西哥和哥伦比亚制造业的最低工资就业效应,她发现最低工资的提高对墨西哥制造业的就业不会产生什么影响,但是会减少哥伦比亚的就业水平,并认为这可能是由于哥伦比亚的最低工资标准制定的更高所造成的。Gadling和Terrell(2007[4]考察了哥斯达黎加的覆盖部门和非覆盖部门最低工资增长与就业的关系,通过使用1988—2000的面板数据模型得出结论,最低工资每增长10%,覆盖部门的就业量会相应地下降1.09%,非覆通过电话采访的方式收集了新泽西州和宾夕法尼亚州410家快餐店①[收稿日期]2009-10-13[作者简介]石娟(1982-,女,湖北武汉人,华中科技大学经济学院西方经济学专业07级博士研究生,研究方向:经济学。93
    第23卷盖部门的就业量则无显著变化。广西财经学院学报2010年因此,本文将使用1996—2007年中国27个省,直辖市和自治区的年度面板数据来解决小样本问题。重庆1997年才从四川省划分出来成为直辖市,为了保证数[5]　　与国外的研究相比,研究中国最低工资与就业关系的文献则凤毛麟角。罗小兰(2007使用上海市1993—2005年的时间序列数据的研究表明,提高最低据的前后一致性,四川省1996年的国内生产总值(GDP以及劳动供给数据为剔除重庆后的数据。此工资会对农民工的就业产生正面影响。罗小兰(2007[16]使用1994—2005年中国31个省、直辖市、自外,湖南,福建,海南和西藏由于收集的数据不完整而没有被列入。论文中的最低工资数据来自中国劳动人事网和劳动咨询网,其他数据则均来自于国家统计局各年的《中国统计年鉴》和各地区统计年鉴。治区的面板数据模型,考察了最低工资标准对农民工的就业的影响,其结论为,最低工资标准的增加对就业的影响存在一个阀值,在该阀值之前,最低工资的增加会促进农民工就业,而超过该阀值之后,最低工资的增加就会对农民工的就业产生负效应。　　鉴于国内实证研究的缺乏,本文选取全国27个省、直辖市、自治区1996-2007年的数据,运用面板数据单位根检验、协整检验以及误差修正模型,全面考察我国就业量与最低工资标准之间的长期关系和短期关系。二、计量模型和数据说明(一模型设计　　本文结合我国的实际情况,并在借鉴Lemos模型的基础上,建立以下实证模型:logEit=c+βlogMWit+δlogXit+μi+ηt+εit(2006[7](1　　1.就业水平(Eit:我们采用从业人员数来反映各个地区的就业水平,该指标包括了16周岁及以上,从事一定社会劳动并取得劳动报酬或经营收入的人员,它能够很好地反映一定时期内全部劳动力资源的实际利用情况。　　2.最低工资变量(MWit:考虑到各个省,直辖市和自治区大都划分了多个档次的最低工资标准并且调整的时间也各不相同,在这里我们借鉴罗小兰的方法,选用最高档次的最低工资标准并利用加权平均法进行计算。对于计算所得的名义最低工资标准,我们进一步以1996年为不变价格对其进行调整,得到实际最低工资标准。　　3.控制变量(Xit:影响就业水平的因素很多,为了加强模型的解释力度,对一些主要变量进行控制是十分有必要的。我们采用实际国内生产总值RGDP,来控制劳动力需求冲击对就业的影响,由于获得的统计数据是名义国内生产总值,因此,为了得到实际国内生产总值,以1996年为不变价格对各个省,直辖市和自治区从1996年到2006年的名义国内生产总值进行调整。同时,我们还采用15-64岁的劳动年龄人口数LS、15岁及15岁以上人口中文盲半文盲的占比PI以图1　全国职工实际月平均工资和实际最低工资标准变动趋势(以1996为不变价格图2　最低工资与职工月平均工资比例变动趋势　　图1给出了在剔除物价因素的影响后,1996—2007年全国27个省、直辖市、自治区加总平均后的职工月平均工资和最低工资标准的变化趋势。通过观察我们发现,两者的变化趋同,都呈现出持续增长的趋势。具体而言,全国职工月平均工资从1996年的每月503元,增长到2007年的1789元,增加了将近1286及女性人数在总人口中的占比PW来控制供给冲击对就业的影响。此外,模型中加入了地区效应变量μi和时期效应变量ηt,来控制其他一些不可观测的或无法度量的地区或时期影响因素对就业产生的影响。　　为了得到最低工资的就业弹性以及减少变量数据的波动性,我们的模型采用了对数线性形式。元,年均增长率高达15.0%。相对于实际职工月平均工资,最低工资的增长趋势则要平缓一些,1996年全国平均最低工资标准为每月209元,2007年为514元,12年只增加了305元,年增长率仅为10.4%。观察最(二数据说明　　在考察我国最低工资标准对就业的影响时,由于受统计数据的制约,在进行计量分析时仅用时间序列数据无法满足大样本的要求,从而会影响估计的精度,低工资与职工月平均工资比例变动趋势图(见图2可见,该比例基本上呈现出逐年下滑的趋势(个别年份除外,从1996年的0.41下降到2007年的0.28,而国际上最低工资与职工平均工资的比例一般在40%～94
    第1期石娟:最低工资标准与就业关系的实证研究2月60%之间,显然我国最低工资标准总体而言要低于国了初步判断,结果发现,除实际国内生产总值(RGDP应该选用含时间趋势的模型以外,其他变量则均选用不含时间趋势的模型,对各变量一阶差分后,均不含有时间趋势,因此选择不含时间趋势的检验方式。此外,为了克服选择一种方法进行检验带来的偏差,本文选2χ择了LLC检验、IPS检验和ADF-Fisher检验三种方法分别对各变量进行检验。具体检验结果见表1。际上的一般水平。这说明我国制定的最低工资标准过低,并且贫富差距正在逐步拉大。三、计量结果分析(一平稳性检验结果　　在进行单位根检验之前,我们首先对各变量进行表1　面板数据单位根检验变量logEΔlogElogMWΔlogMWlogRGDPΔlogRGDPlogLSΔlogLSlogPIΔlogPIlogPWΔlogPWLLC检验2.99-8.810.96-16.79-2.10-5.369.65-166.97-4.40-17.63-0.62-22.14P值1.000.000.830.000.020.001.000.000.000.000.270.00IPS检验6.33-6.767.2510.574.46-1.543.87-46.97-0.11-11.37-0.72-8.22P值1.000.001.000.001.000.061.000.000.540.000.240.00χ2ADF-Fisher29.43148.807.39204.3621.5962.2022.00300.4951.52213.4828.32-17.30P值1.000.001.000.001.000.211.000.000.570.001.000.00是否平稳否是否是否是否是否是否是2χ　　从表中可以看出,经LLC、IPS和ADF-Fisher三国就业有显著性正影响,说明经济增长会创造更多的就业机会,从而提高就业水平,这与理论预期相符。不过变量LS、PI及PW的系数在统计上均不显著,这说明劳动供给、文盲半文盲占比以及妇女人数占比对总体就业水平的影响并不像我们想象的那么显著。种方法检验,变量E、MW、LS以及PW均存在单位根,虽然LLC检验表明RGDP和PI分别在5%和1%的显著水平上不存在单位根,但其他两种检验结果均表明RGDP和PI存在单位根,所以我们还是认为变量RG2DP和PI均为非平稳序列,而各变量在取一阶差分后,表2　面板数据回归变量logMWlogRGDPlogLSlogPIlogPWHausman检验三种检验结果均表明无单位根。因此说明各变量均为一阶单整,即I(1。系数-0.08230.1883-0.004-0.012-0.143232.8330.999324P值0.000.000.310.150.120.00(二协整检验结果　　经过单位根检验,各变量均具有一个单位根,为I(1,因此可以继续判断变量间是否存在协整关系。对(1式进行回归,得到残差Eit,对残差序列分别进行χ检验,若残差序LLC检验、IPS检验以及ADF-Fisher列平稳则说明变量间存在长期的均衡关系,反之则不存在。由于残差序列Eit不存在时间趋势,因此选用不含时间趋势的检验方式。估计结果见表2,回归取得了较高的拟合优度,此外,Hausman检验结果也证实了模型中固定效应的存在性。最低工资的就业弹性系数为-0.082,且在1%的统计水平上显著异于零,也就是说,最低工资标准每提高10%,全国就业总量会相应减少0.82%。因此,总体而言,最低工资标准的提高并不会明显减少我国的就业总量。实际GDP对我2调整后的R2样本数　　注:3、33、333分别表示在1%,5%和10%的统计水平上显著。　　在获得回归结果之后,用LLC、IPS以及ADF-χ分别对残差序列Eit进行平稳性检验。检验结Fisher果见表3。2表3　协整检验变量ELLC检验-6.393P值0.00IPS检验-2.428P值0.00χ2检验ADF-Fisher90.339P值0.00是否平稳是95
    第23卷广西财经学院学报2010年　　结果显示,残差项Eit并不存在单位根,这意味着变量间存在协整关系,也就是说,最低工资标准的提高在长期会对我国就业产生负面影响,但影响程度不大。人支付了最低工资,但延长了工人的正常工作时间以及减少加班费的支付,这些做法又进一步缓解了劳动力成本增加的压力。其三,我国当前要素替代弹性较低,企业对低工资劳动者的需求还缺乏弹性,这部分劳动者工资水平的上升并不会导致资本、技术等生产要素对劳动力替代现象的大量出现。因而最低工资标准的提高在短期内不会对我国就业产生影响,即使是在长期,造成的负面影响也很微弱。(三误差修正模型结果　　在确定了就业与最低工资标准以及其他控制变量的长期协整关系后,我们可以建立如下误差修正模型,来进一步描述全国就业水平与最低工资标准的短期行为。ΔlogEit=c+∑αβ　　ogEi,t-j+∑ogMWi,t-j+∑j・lj・lj=1j=1j=1δogXi,j-1+λECMi,t-m-1+μj・li+ηt+εit　　其中Δ表示一阶差分,ECM为误差修正项。我们选择滞后期为2,并将(1式回归中得到的残差序列作为误差修正项ECM,结果见表4。mmm四、结论　　在前面实证研究和讨论的基础上,本文得出如下结论:　　1.最低工资标准普遍偏低。近几年我国经济处于高速发展阶段,各地区居民的收入也有了较大幅度的增长,但处于社会底层的劳动者并未充分享受到经济发展的成果。最低工资标准虽然每年都在提高,但经过物价折现后的实际最低工资的增幅则相当有限,最低工资与职工月平均工资的比例更是呈现出逐年下滑的趋势,这说明各地区的贫富差距正在逐渐拉大。由于我国当前制定的最低工资标准还比较低,在短期内,最低工资标准的波动并不会对就业产生影响,而在长期,最低工资标准的提高虽然会对我国的就业量产生负面作用,但影响力度很小。因此,各地政府在充分地考虑了当地的经济发展状况和企业的实际承受能力后,应该进一步提高最低工资水平,从长期来说,应逐步与国际接轨,实现最低工资占平均工资40%～60%的水平,进而在一定程度上缩小贫富差距,促进社会的和谐发展,使其真正成为低收入阶层的有力保障。　　2.最低工资的实施情况并不乐观。目前,大多数地区的最低工资标准几乎每年要调整一次,甚至有些地区一年还会调整多次,但最低工资的实施情况并不乐观。在当前最低工资制度法律体系还不完善以及相关部门监管不力的情况下,企业违规操作的机会成本很低。再加上政府对最低工资制度的宣传力度不够,许多劳动者,特别是低素质劳动者对最低工资的相关规定并不了解,因而许多以廉价劳动力作为竞争优势的劳动密集型企业以及一些小型企业支付的工资水平仍然低于最低工资标准。因此,政府要加大对不执行最低工资行为的惩罚力度,严格监督企业的实施情况,同时还要通过报刊、电台、电视台、互联网以及开展咨询活动等方式对最低工资制度进行宣传,营造强大的舆论氛围。此外,各地政府部门还应该加大扶持力度,在帮助求职弱势群体提高技能素质的同时,还要多创造一些就业和再就业机会,规范就业信息的公布渠道,这样一方面可以降低求职人员的工作搜寻成本,另一方面还可以帮助求职者及时了解劳动力供求现状以及未来的发展趋势,形成自己比较切合实际的心理价位,在择业时不至于盲目屈就。只有在最低工资标准得到有效落实的情况下,最低工资制度表4　误差修正模型变量ΔlogE(-1ΔlogE(-2ΔlogMW(-1ΔlogMW(-2ΔlogRGDP(-1ΔlogRGDP(-2ΔlogLS(-1ΔlogLS(-2ΔlogPI(-1ΔlogPI(-2ΔlogPW(-1ΔlogPW(-2ECM(-3系数-0.97730.111-0.087-0.0860.275330.3103-0.0193-0.0050.0090.0030.1510.032-0.56430.481P值00.5550.1410.1430.0130.0090.8430.5910.5270.8370.2500.8640.00调整后的R2注:3、33、333分别表示在1%,5%和10%的统　　计水平上显著。　　结果显示,误差修正项ECM系数符号为-0.564,且在1%的统计水平上显著,符合反向修正原理,表明短期的非均衡状态逐渐向长期的均衡状态趋近。其他变量除少数外,大多表现为不显著,特别是最低工资变量,这表明最低工资标准的短期波动对就业的变化没有影响。　　我们认为导致这些结果的原因是多方面的:其一,最低工资的提高虽然会增加企业的生产成本,但由于我国制定的最低工资标准较低,对企业的生产成本造成的影响还相当有限。其二,目前我国最低工资制度的法律体系还很不完善,再加上相关部门的监管工作不到位,造成企业违法操作的成本很低,许多企业面对最低工资标准的提高,采取了各种方式来变相规避,实际支付的工资仍然低于最低工资标准。比如,按照规定,各地区制定的最低工资标准并不包括员工的加班费、特殊工作津贴和补贴,但有的企业却把这些充进基本工资来凑数。又比如,有的企业虽然按照规定向工96
    第1期的建立才是有意义的。石娟:最低工资标准与就业关系的实证研究2月[4]　Gindling,T.H.,Terrell,K.TheEffectsofMultipleMini2mumWagesThroughouttheLaborMarket:TheCaseofCosaRica[J].LaborEconomics,2007:485-511.[5]　罗小兰.我国劳动力市场买方垄断条件下最低工资就[参考文献][1]　Card,D.,Krueger,A.B.MinimumWagesandEmploy2ment:ACaseStudyoftheFast-FoodIndustryinNewJerseyandPennsylvania[J].AmericanEconomicRe2view,1994,(4:772-793.[2]　Neumark,D.,Wascher,W.MinimumWagesandEmploy2ment:ACaseStudyoftheFast-FoodIndustryinNewJerseyandPennsylvania:Comment[J].AmericanEco2nomicReview,2000,(5:1362-1396.[3]　Bell.TheImpactofMinimumWagesinMexicoandColom2bia.[J].Journaloflabormarkets,1997,15(3:S102-135.业效应分析[J].财贸研究,2007,(4.[6]　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.[7]　Lemos,S.MinimumWageEffectsinaDevelopingCountry[R].workingPaper,2006.[责任编辑:唐秋凤][责任校对:秋　虹](上接第92页量的投资性房地产,不得从公允价值模式转为成本模式。所以公允模式是一条“单行道”,企业一般都会十分谨慎。[J].中国管理信息化(会计版,2007,(1:18-21.[6]　隋玉明,张万全,姜春碧.振兴东北老工业基地资本运营四、结束语　　金融资产减值的核算主要涉及减值的判定、资产减值与公允价值变动的区分、资产减值的计量和减值损失的转回等问题。修订的国际会计准则IAS39号《金融工具的确认与计量》要求除公允价值变动计入损益的投资外,其他的金融资产都要按照分类确认减值损失,并且,权益类投资的减值损失不得转回。这些规范对会计信息呈报将产生一定的影响。《企业会计准则第22号———金融工具确认和计量》和《企业会计准则第23号———金融资产转移》对金融资产会计处理进行了规范。使国内企业(包括银行业在金融工具的确认和计量方面与国际会计准则基本趋同,为企业增强国际竞争力奠定了基础。明确金融资产的准确会计计量关系到整个国内国际金融市场的稳定,影响一个国家的金融体系的支撑。[参考文献][1]　苏莉.改进公允价值应用研究[D].复旦大学,2007.[2]　谢诗芬.论公允价值会计审计理论与实务中的若干重大问题[J].财经理论与实践,2006,(6:44-50.[3]　吴舒.基于国际审计准则的我国公允价值审计准则研究[J].财会通讯(学术版,2007,(7:43,45,48.[4]　于永生.公允价值研究的“两张皮”现象分析[J].审效益研究[J].经济研究导刊,2007,(2:171-173.[7]　隋玉明.中小企业内部控制的管理[J].北方经贸,2006,(10:95-96.[8]　隋玉明,张万全,沙晨鹏.一人有限责任公司的财务管理[J].商业经济,2006,(10:53-54.[9]　王雪玲,隋玉明,张万全.振兴东北老工业基地知识产权战略研究[J].商业经济,2008,(5:18-21.[10]　翁守明.公允价值在新会计准则中的应用文献综述[J].会计之友(下,2006,(8:72-73.[11]　曲艳梅.关于公允价值评估技术的探讨[J].财会月刊,2006,(33:48-49.[12]　刘延军.公允价值与会计职业判断[J].会计之友(下,2006,(7:73-74.[13]　李传玉,赵欣艳.谈公允价值计量在我国的应用[J].市场周刊,2006,(3.[14]　劳秦汉.对新世纪公允价值会计计量模式的理论透视[J].四川会计,2001,(10.[15]　张国平.公允价值在我国的应用和思考[J].华北航天工业学院学报,2005,(5.[16]　于朱婧.新会计准则引入公允价值计量属性所面临的挑战与对策建议[J].市场周刊・理论研究,2006,(8:60.[17]　隋玉明,王雪玲.我国高新技术企业所得税纳税筹划研究[J].中国管理信息化,2009,(8:48-51.计与经济研究,2006,(6:58-60.[5]　陈国平.完善我国实施公允价值计量环境的建议[责任编辑:薛　之][责任校对:兰　柯]97

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