工资单样本精选(九篇)

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第1篇：工资单样本范文

【关键词】 最低工资 就业效应 劳动力成本 面板数据

一、引言

自我国1993年实行最低工资制度以来，最低工资的就业效应一直都是许多济学家争论的焦点。但是，国内学者对于最低工资就业效应的研究大多集中在理论层面上，缺乏实证研究，无法为政府部门制定合理的最低工资制度提供有意义的参考。

目前国外已有大量的文献对最低工资的就业效应进行了理论和实证研究。Card和Krueger通过电话采访收集了新泽西州和宾夕法尼亚州410家快餐店的数据，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。Gadling和Terrell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年的面板数据模型得出结论：最低工资增长10%，覆盖部门的就业量下降1.09%，非覆盖部门的就业量则无显著变化。

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很少。罗小兰使用上海市1993―2005年的时间序列数据进行研究，发现提高最低工资会对农民工的就业产生正的影响。之后罗小兰又使用1994―2005年中国31个省、直辖市、自治区的面板数据模型，考察了最低工资标准对农民工就业的影响，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。

鉴于此，本文选取全国27个省、直辖市、自治区1996―2006年的数据，从实证角度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、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，在计量分析中仅用时间序列数据无法满足大样本的要求，从而影响估计的精度。因此，本文将使用1996―2006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，因此为了保证数据的前后一致性，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。此外，湖南、福建、海南和由于收集的数据不完整而没有被列入。本文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。

图1给出了剔除物价因素影响后1996―2006年全国职工月平均工资和最低工资标准的变化趋势。通过观察可以发现，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年每月502元，增长到2006年的1789元，增加了将近1287元，年均增长率为13.50%。相对于职工月平均工资，最低工资的增长则要平缓一些，1996年全国最低工资标准为每月209元，2006年为538元，11年只增加了329元，年增长率仅为9.90%。观察最低工资与职工月平均工资比例变动趋势图（见图2）可知，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2006年的0.30，而国际上最低工资与职工平均工资的比例一般在40％~60％之间（韩兆洲、魏章进，2006），显然我国最低工资标准总体而言要低于国际上的一般水平。

三、计量模型和分析结果

1、模型设计

本文结合我国的实际情况，并在借鉴Neumark以及Lemos模型的基础上，建立了以下实证模型。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，本文的模型采用了对数线性形式。

logEit=C+αlogXMWit+βlogXMWit-1+δlogXit+μi+ηt+εit（1）

（1）就业水平（Eit）。本文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（XMWit）。由于最低工资标准实际作用的大小取决于各个地区的工资水平，本文采用名义最低工资与职工月平均工资水平的比率MW/AVW作为最低工资变量。另外，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，因此，本文借鉴了罗小兰的方法，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。

（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。本文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，还采用15―64岁的人口数LS以及15岁和15岁以上人口中文盲半文盲的占比PI来控制供给冲击对就业的影响。此外，模型中还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。

2、计量分析结果

（1）平稳性检验结果。对各变量进行分别进行LLC检验、IPS检验和ADF-Fisherχ2检验，具体检验结果见表1。在进行单位根检验时，除实际国内生产总值选用的是含时间趋势的模型以外，其他变量均选用不含时间趋势的模型。此外，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。

从表中可以看出通过三种方法检验，各变量均有单位根，而在取一阶差分后，均在1％的显著水平下表现为无单位根，说明这三类变量均为一阶单整，即I（1）。

（2）协整检验结果。经过单位根检验，各变量均为I（1），因此可以继续检验变量间是否存在协整关系。将（1）式进行回归，得到残差Eit，对残差序列分别进行LLC检验、IPS检验以及ADF-Fisherχ2检验，若残差序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。在对（1）式进行回归时，考虑到面板数据的截面异方差性，本文利用截面加权的广义最小二乘法（EGLS）对模型进行估计，以纠正截面数据带来的异方差性影响，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。

在获得回归结果之后，用LLC、IPS以及ADF-Fisherχ2分别对残差序列Eit进行平稳性检验，检验结果见表3。

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。但根据表2的回归结果，从长期来看，就业量虽然与最低工资变量及其他控制变量存在稳定的关系，但由于最低工资的就业弹性系数不显著，所以最低工资标准的提高不会对我国就业产生影响。

（3）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，可以建立误差修正模型，来进一步描述全国就业水平与最低工资的短期关系。将（1）式回归中得到的残差序列作为误差修正项ECM，滞后期为1，结果见表4。

结果显示，ECM系数为0.98，且在1％的统计水平上显著，说明误差纠正机制发生；最低工资的回归系数虽然也在1％的统计水平上显著，但弹性系数很小，这表明最低工资标准的短期变动只会对就业产生微弱的影响。

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：从长期来看，就业量与最低工资变量及其他控制变量存在稳定的关系，但最低工资标准的提高不会对我国的就业总量产生影响；从短期来看，最低工资标准的变动虽然会对就业产生影响，但影响很小。这一方面是由于我国各地区制定的最低工资标准普遍偏低，最低工资的绝对水平虽然每年都在提高，但经过物价折现后的实际最低工资水平的增幅则相当有限，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。另一方面，政府的监管不力导致最低工资的实施情况并不乐观，大量企业都存在违法操作现象，支付的工资仍然低于最低工资标准，这些都使得最低工资标准的提高不会对企业产生很大的压力。因此，各地政府在充分考虑了当地经济发展状况和实际承受能力以后，应该进一步提高最低工资标准，同时要加强对最低工资实施情况的监督力度，使其真正成为低收入阶层的有利保障，促进社会的和谐发展。

【参考文献】

[1] Card，D.and 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（4）.

[2] Neumark，D and Wascher，W.Minimum Wages and Employment：A Case Study of the Fast-Food Industry in New Jersey and Pennsylvania：Commen[J].American Economic Review，2000（5）.

[3] Gindling，T.H.and Terrell，K.The Effects of Multiple Minimum Wages Throughout the Labor Market：The Case of Cosa Rica[J].Labor Economics，2007.

[4] 罗小兰：我国劳动力市场买方垄断条件下最低工资就业效应分析[J].财贸研究，2007（4）.

[5] 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）.

[6] 韩兆洲、魏章进：我国最低工资标准实证研究[J].统计研究，2006（1）.

第2篇：工资单样本范文

随着外包的快速发展，我们看到在这个问题上出现了值得人们注意的两个相互对立的现象，一方面，2003年底以来，美国兴起了一股限制外包的立法浪潮，在27个州已经出现了52个相关法案来限制美国公司将相关服务外包到其他国家，并引发了美国国内对外包引起大量就业机会外流问题的大争论；另一方面，以印度为首的发展中国家开始在WTO中行动起来，要求在WTO新一轮服务贸易谈判中讨论外包问题，以此推动服务外包的发展。

这两个现象所反映的问题是值得我们深思和研究的。各国政府、学者和专家在纷纷研究对策，促进服务外包的发展。然而，实际上光靠促进措施并不能使服务外包快速发展，因为各国政府还对服务外包活动存在很多限制性的政策和措施，正如以上所提到的美国采取的措施。相对于各国采取的促进外包发展的措施，更重要的是削减各国政策对服务外包设置的各种壁垒和障碍，实现服务外包的自由化。要想真正推动服务外包自由化，还是要靠政府间的多、双边贸易自由化谈判机制。

多哈议程服务贸易谈判与服务外包的关系

乌拉圭回合服务贸易市场准入谈判采取的是“要价-出价”的方式。要价是指一成员根据自己的出口利益向其他WTO成员提出的进一步开放市场和降低贸易壁垒的要求。出价是指一成员根据其国内需要和降低贸易壁垒的意向，参考收到的其他WTO成员对其的要价，在某些服务部门做出进一步自由化措施的清单。所有成员的出价单在本轮回合谈判结束时将变成具有法律约束力的新的服务贸易减让表，以为全球的服务贸易带来更多的市场准入机会。

根据《服务贸易总协定》的定义，模式1又称为跨境提供服务（Cross border supply of services），它是指“服务的提供者在一个成员的领土上向任何其他成员领土内的服务消费者提供服务”。这种服务提供模式的特点是服务提供者和服务消费者在地理上相互隔离，服务提供者不离开其原住地，而通过电话、电传、电子邮件等媒介跨越国境和边界向另一成员的消费者提供服务，因此跨境的只是服务本身。该模式的提供不涉及资金、设备和人员的移动。比如在法国的建筑师通过传真向在中国的客户提供建筑设计的草图，或中国的计算机编程人员通过互联网向美国的客户发送软件。

离岸外包通常是指一成员的公司将其部分业务或业务流程发送到另一成员境内，由另一成员的服务提供者来完成。在这种情况下，根据WTO的定义，实际上是指离岸外包的承接商通过跨境的方式（即模式1）向外包的发包商出口了服务。因此，在WTO新一轮服务贸易谈判中，服务外包是涵盖在模式1的谈判中的。

很明显，在一服务部门或一服务提供模式上具有竞争和出口优势的成员会向其他成员提出要价，以获得更多出口利益。服务贸易共有四种提供模式（见相关链接），在模式1方面，以印度为首的一些成员，包括智利、中国香港、墨西哥、新西兰、巴基斯坦、瑞士、新加坡和中国台北等在模式1方面向其他成员提出了集体要价，呼吁成员在新一轮谈判中就模式1尽可能多地做出出价。这些成员在跨境服务上提出的集体要价，不仅反映了他们在模式1上的出口利益，也反映了跨境外包发展的新趋势和存在的困难。

跨境外包的发展趋势

服务贸易的模式1和模式2共占了世界服务贸易总数的50%，其中模式1占35%，模式2占10%-15%。世界跨境服务贸易金额从1995年的7600亿美元增长到2004年的15000亿美元，增长了一倍。而服务的跨境出口从1995年-2000年间的5.4%的年增长率，快速增长到2000年-2004年间的10%的年增长率。

值得注意的是两个趋势，一是发展中成员和发达成员在跨境服务方面均取得了快速的增长，而且发展中成员的增长近年来还超过发达成员。

另外一个明显的趋势是在商业模式上，服务提供的四种模式之间的相互联系日益加深。如上所述，跨境外包主要是通过模式1完成的，但实际上，模式3和模式4在外包完成的过程中起着关键的作用。首先，由于国际分工的发展，大的跨国公司需要进行全球产业链的配置，他们通常需要设立附属公司进行离岸服务外包。而且，一家大的外包公司也必须在海外设立代表处或其他机构为其所提供的外包服务提供售后和客户服务，以赢得信誉和更多的客户。

这样，在另一国家设立了公司，也有了模式1的承诺来保障数据或服务传输的安全，但一项完整的外包还需要另一重要因素的参与，那就是自然人。外包公司需要短期的自然人移动，以进行三方面活动：一是派人与发包方进行商业谈判并签订合同；二是派出专家检查在外包地或内购公司的经营情况；三是在外包实施的过程中与客户当面沟通，及时解决可能存在的问题。因此，虽然离岸外包从本质上来讲只需要模式1就可以完成，但最近外包发展的趋势证明，为了应对快速发展的商业现实，要求服务的所有四种提供模式在开放水平上要实行更高的自由化和更多的统一。

《服务贸易总协定》中对跨境服务的承诺

目前在服务贸易总协定中，成员对模式1的承诺要少于对模式2和模式3的承诺水平。各成员在模式1的承诺方面都写了“不做约束”（即没有任何承诺），因为在乌拉圭回合谈判中，成员认为许多服务通过模式1来提供是不可能的。这种情况现在看来已是错误的了，因为技术进步已使以前不可能的事情变成了可能。使许多的服务可以通过跨境方式来提供的技术因素有两个：一是快速发展的计算机技术和互联网；另一个是费用越来越低、质量越来越高的电信服务。这两项仍在进步的技术变革使人们可以不出门受到教育（远程教育），不出门可以看病（远程医疗），甚至不出门就可存款或购物（网上银行和电子商务）。

在这种技术进步造成的翻天覆地的变化下，WTO成员纷纷提出要对以前认为不能做承诺的模式1重新进行审视。这就不难理解为什么印度等成员要在WTO新一轮提出要对模式1做出更多自由化的承诺了。虽然技术进步了，但在服务外包自由化的进程中还存在着一些技术上的困难。

服务外包自由化谈判存在的困难

根据WTO的分类，服务贸易涉及160个部分和分部门，而随着技术发展和创新，新的服务部门层出不穷，老的部门分类标准已不能够反映服务外包快速发展的现状。许多事实证明，新服务与老服务的结合，如电话呼叫中心服务(Telephone Call Center)，虚拟主机和应用服务提供商（Web-hosting and Application Service Providers）、病历抄写（Medical Transcript）、工资单管理服务（Payroll Management）、客户服务中心(Customer Service Center)等在经济生活中变化日益重要。然而，WTO成员只在其列入服务贸易具体承诺减让表中的部门承担开放义务，这些部门往往是根据现有分类（《联合国临时主要产品分类》）来划分和定义的。而现有分类已远远不能反映现实的发展和变化。在WTO成员的减让表中，你可以找到计算机服务，但找不到虚拟主机服务；你可以发现诊所和医疗服务，但却找不到病历抄写服务。如果由于技术进步产生的新服务和中间服务不能体现在WTO成员赖以做出承诺的分类当中，要想使成员做出开放承诺就很困难了。

推动跨境服务贸易自由化的谈判建议

为了应对服务外包出现的新问题，部分WTO成员提出了以下谈判建议，以确保在新一轮服务贸易谈判中就模式1的自由化取得进展。

1、为了使成员在新一轮谈判中做出承诺，应开发出一个具有商业意义而且明确界定服务外包部门、分部门及相关服务活动的清单，该清单应该反映出服务外包部门出现的各类新的服务活动。

2、依据此清单，成员之间应该就承诺的性质达成一个集体的谅解。

3、使用模范减让表（又称为示范样本）的方式帮助成员在模式1方面做出承诺。