工資單樣本精選(九篇)

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第1篇：工資單樣本范文

【關鍵詞】 最低工資 就業(yè)效應 勞動力成本 面板數據

一、引言

自我國1993年實行最低工資制度以來，最低工資的就業(yè)效應一直都是許多濟學家爭論的焦點。但是，國內學者對于最低工資就業(yè)效應的研究大多集中在理論層面上，缺乏實證研究，無法為政府部門制定合理的最低工資制度提供有意義的參考。

目前國外已有大量的文獻對最低工資的就業(yè)效應進行了理論和實證研究。Card和Krueger通過電話采訪收集了新澤西州和賓夕法尼亞州410家快餐店的數據，采用差中差（DID）的方法，對新澤西州和賓夕法尼亞州的快餐店在最低工資上漲前后的就業(yè)變化進行比較，結論表明最低工資的增加并不會減少就業(yè)。然而，Numark和Wascher利用相同地區(qū)快餐店員工的工資單數據，重新審視了Card和Krueger的研究，卻得到了截然不同的結論，他們發(fā)現最低工資的就業(yè)彈性處在-0.21到-0.22之間。Gadling和Terrell考察了哥斯達黎加的覆蓋部門和非覆蓋部門最低工資增長與就業(yè)的關系，通過使用1988―2000年的面板數據模型得出結論：最低工資增長10%，覆蓋部門的就業(yè)量下降1.09%，非覆蓋部門的就業(yè)量則無顯著變化。

與國外的研究相比，研究中國最低工資與就業(yè)關系的文獻則很少。羅小蘭使用上海市1993―2005年的時間序列數據進行研究，發(fā)現提高最低工資會對農民工的就業(yè)產生正的影響。之后羅小蘭又使用1994―2005年中國31個省、直轄市、自治區(qū)的面板數據模型，考察了最低工資標準對農民工就業(yè)的影響，其結論為，最低工資標準的增加對就業(yè)的影響存在一個閥值，在該閥值之前，最低工資的增加會促進農民工就業(yè)，而超過該閥值之后，最低工資的增加就會對農民工的就業(yè)產生負效應。

鑒于此，本文選取全國27個省、直轄市、自治區(qū)1996―2006年的數據，從實證角度全面考察我國就業(yè)量與最低工資標準之間的長期關系和短期關系。

二、數據說明

在考察我國最低工資標準對就業(yè)的影響時，由于受統(tǒng)計數據的制約，在計量分析中僅用時間序列數據無法滿足大樣本的要求，從而影響估計的精度。因此，本文將使用1996―2006年中國27個省、直轄市和自治區(qū)的年度面板數據來解決小樣本問題。重慶1997年才從四川省劃分出來成為直轄市，因此為了保證數據的前后一致性，四川省1996年的國內生產總值（GDP）以及勞動供給數據為剔除重慶后的數據。此外，湖南、福建、海南和由于收集的數據不完整而沒有被列入。本文的最低工資數據來自中國勞動人事網和勞動咨詢網，其他數據均來自于國家統(tǒng)計局各年的《中國統(tǒng)計年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。

圖1給出了剔除物價因素影響后1996―2006年全國職工月平均工資和最低工資標準的變化趨勢。通過觀察可以發(fā)現，兩者的變化趨同，都呈現出持續(xù)增長的趨勢。具體而言，全國職工月平均工資從1996年每月502元，增長到2006年的1789元，增加了將近1287元，年均增長率為13.50%。相對于職工月平均工資，最低工資的增長則要平緩一些，1996年全國最低工資標準為每月209元，2006年為538元，11年只增加了329元，年增長率僅為9.90%。觀察最低工資與職工月平均工資比例變動趨勢圖（見圖2）可知，該比例基本上呈現出逐年下滑的趨勢（個別年份除外），從1996年的0.41下降到2006年的0.30，而國際上最低工資與職工平均工資的比例一般在40％~60％之間（韓兆洲、魏章進，2006），顯然我國最低工資標準總體而言要低于國際上的一般水平。

三、計量模型和分析結果

1、模型設計

本文結合我國的實際情況，并在借鑒Neumark以及Lemos模型的基礎上，建立了以下實證模型。為了得到最低工資的就業(yè)彈性以及減少變量數據的波動性，本文的模型采用了對數線性形式。

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

（1）就業(yè)水平（Eit）。本文采用從業(yè)人員數來反映各個地區(qū)的就業(yè)水平，該指標包括了16周歲及以上從事一定社會勞動并取得勞動報酬或經營收入的人員，它能夠很好地反映一定時期內全部勞動力資源的實際利用情況。

（2）最低工資變量（XMWit）。由于最低工資標準實際作用的大小取決于各個地區(qū)的工資水平，本文采用名義最低工資與職工月平均工資水平的比率MW/AVW作為最低工資變量。另外，考慮到各個省、直轄市和自治區(qū)大都劃分了多個檔次的最低工資標準，并且調整的時間也各不相同，因此，本文借鑒了羅小蘭的方法，選用最高檔次的最低工資標準，并利用加權平均法進行計算。

（3）控制變量（Xit）。影響就業(yè)水平的因素很多，為了加強模型的解釋力度，對一些主要變量進行控制是十分有必要的。本文采用實際國內生產總值RGDP來控制勞動力需求沖擊對就業(yè)的影響。由于獲得的統(tǒng)計數據是名義國內生產總值，因此，為了得到實際國內生產總值，以1996年為不變價格，對各個省、直轄市和自治區(qū)從1996年到2006年的名義國內生產總值進行調整。同時，還采用15―64歲的人口數LS以及15歲和15歲以上人口中文盲半文盲的占比PI來控制供給沖擊對就業(yè)的影響。此外，模型中還加入了地區(qū)效應變量μi和時期效應變量ηt，來控制其他一些不可觀測的或無法度量的地區(qū)或時期影響因素對就業(yè)產生的影響。

2、計量分析結果

（1）平穩(wěn)性檢驗結果。對各變量進行分別進行LLC檢驗、IPS檢驗和ADF-Fisherχ2檢驗，具體檢驗結果見表1。在進行單位根檢驗時，除實際國內生產總值選用的是含時間趨勢的模型以外，其他變量均選用不含時間趨勢的模型。此外，對各變量一階差分后，均不含有時間趨勢，因此選擇不含時間趨勢的檢驗方式。

從表中可以看出通過三種方法檢驗，各變量均有單位根，而在取一階差分后，均在1％的顯著水平下表現為無單位根，說明這三類變量均為一階單整，即I（1）。

（2）協整檢驗結果。經過單位根檢驗，各變量均為I（1），因此可以繼續(xù)檢驗變量間是否存在協整關系。將（1）式進行回歸，得到殘差Eit，對殘差序列分別進行LLC檢驗、IPS檢驗以及ADF-Fisherχ2檢驗，若殘差序列平穩(wěn)則說明變量間存在長期的均衡關系，反之則不存在。由于殘差序列Eit不存在時間趨勢，因此選用不含時間趨勢的檢驗方式。在對（1）式進行回歸時，考慮到面板數據的截面異方差性，本文利用截面加權的廣義最小二乘法（EGLS）對模型進行估計，以糾正截面數據帶來的異方差性影響，估計結果見表2?；貧w取得了較高的擬合優(yōu)度，此外，Hausman檢驗結果也證實了模型中固定效應的存在性。

在獲得回歸結果之后，用LLC、IPS以及ADF-Fisherχ2分別對殘差序列Eit進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果見表3。

結果顯示，殘差項Eit并不存在單位根，這意味著變量間存在協整關系。但根據表2的回歸結果，從長期來看，就業(yè)量雖然與最低工資變量及其他控制變量存在穩(wěn)定的關系，但由于最低工資的就業(yè)彈性系數不顯著，所以最低工資標準的提高不會對我國就業(yè)產生影響。

（3）誤差修正模型結果。在確定了就業(yè)與最低工資標準以及其他控制變量的長期協整關系后，可以建立誤差修正模型，來進一步描述全國就業(yè)水平與最低工資的短期關系。將（1）式回歸中得到的殘差序列作為誤差修正項ECM，滯后期為1，結果見表4。

結果顯示，ECM系數為0.98，且在1％的統(tǒng)計水平上顯著，說明誤差糾正機制發(fā)生；最低工資的回歸系數雖然也在1％的統(tǒng)計水平上顯著，但彈性系數很小，這表明最低工資標準的短期變動只會對就業(yè)產生微弱的影響。

四、結論

在前面實證研究和討論的基礎上，本文得出如下結論：從長期來看，就業(yè)量與最低工資變量及其他控制變量存在穩(wěn)定的關系，但最低工資標準的提高不會對我國的就業(yè)總量產生影響；從短期來看，最低工資標準的變動雖然會對就業(yè)產生影響，但影響很小。這一方面是由于我國各地區(qū)制定的最低工資標準普遍偏低，最低工資的絕對水平雖然每年都在提高，但經過物價折現后的實際最低工資水平的增幅則相當有限，最低工資與職工月平均工資的比例更是呈現出逐年下滑的趨勢。另一方面，政府的監(jiān)管不力導致最低工資的實施情況并不樂觀，大量企業(yè)都存在違法操作現象，支付的工資仍然低于最低工資標準，這些都使得最低工資標準的提高不會對企業(yè)產生很大的壓力。因此，各地政府在充分考慮了當地經濟發(fā)展狀況和實際承受能力以后，應該進一步提高最低工資標準，同時要加強對最低工資實施情況的監(jiān)督力度，使其真正成為低收入階層的有利保障，促進社會的和諧發(fā)展。

【參考文獻】

[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] 羅小蘭：我國勞動力市場買方壟斷條件下最低工資就業(yè)效應分析[J].財貿研究，2007（4）.

[5] 羅小蘭：我國最低工資標準農民工就業(yè)效應分析――對全國、地區(qū)及行業(yè)的實證研究[J].財經研究，2007（11）.

[6] 韓兆洲、魏章進：我國最低工資標準實證研究[J].統(tǒng)計研究，2006（1）.

第2篇：工資單樣本范文

隨著外包的快速發(fā)展，我們看到在這個問題上出現了值得人們注意的兩個相互對立的現象，一方面，2003年底以來，美國興起了一股限制外包的立法浪潮，在27個州已經出現了52個相關法案來限制美國公司將相關服務外包到其他國家，并引發(fā)了美國國內對外包引起大量就業(yè)機會外流問題的大爭論；另一方面，以印度為首的發(fā)展中國家開始在WTO中行動起來，要求在WTO新一輪服務貿易談判中討論外包問題，以此推動服務外包的發(fā)展。

這兩個現象所反映的問題是值得我們深思和研究的。各國政府、學者和專家在紛紛研究對策，促進服務外包的發(fā)展。然而，實際上光靠促進措施并不能使服務外包快速發(fā)展，因為各國政府還對服務外包活動存在很多限制性的政策和措施，正如以上所提到的美國采取的措施。相對于各國采取的促進外包發(fā)展的措施，更重要的是削減各國政策對服務外包設置的各種壁壘和障礙，實現服務外包的自由化。要想真正推動服務外包自由化，還是要靠政府間的多、雙邊貿易自由化談判機制。

多哈議程服務貿易談判與服務外包的關系

烏拉圭回合服務貿易市場準入談判采取的是“要價-出價”的方式。要價是指一成員根據自己的出口利益向其他WTO成員提出的進一步開放市場和降低貿易壁壘的要求。出價是指一成員根據其國內需要和降低貿易壁壘的意向，參考收到的其他WTO成員對其的要價，在某些服務部門做出進一步自由化措施的清單。所有成員的出價單在本輪回合談判結束時將變成具有法律約束力的新的服務貿易減讓表，以為全球的服務貿易帶來更多的市場準入機會。

根據《服務貿易總協定》的定義，模式1又稱為跨境提供服務（Cross border supply of services），它是指“服務的提供者在一個成員的領土上向任何其他成員領土內的服務消費者提供服務”。這種服務提供模式的特點是服務提供者和服務消費者在地理上相互隔離，服務提供者不離開其原住地，而通過電話、電傳、電子郵件等媒介跨越國境和邊界向另一成員的消費者提供服務，因此跨境的只是服務本身。該模式的提供不涉及資金、設備和人員的移動。比如在法國的建筑師通過傳真向在中國的客戶提供建筑設計的草圖，或中國的計算機編程人員通過互聯網向美國的客戶發(fā)送軟件。

離岸外包通常是指一成員的公司將其部分業(yè)務或業(yè)務流程發(fā)送到另一成員境內，由另一成員的服務提供者來完成。在這種情況下，根據WTO的定義，實際上是指離岸外包的承接商通過跨境的方式（即模式1）向外包的發(fā)包商出口了服務。因此，在WTO新一輪服務貿易談判中，服務外包是涵蓋在模式1的談判中的。

很明顯，在一服務部門或一服務提供模式上具有競爭和出口優(yōu)勢的成員會向其他成員提出要價，以獲得更多出口利益。服務貿易共有四種提供模式（見相關鏈接），在模式1方面，以印度為首的一些成員，包括智利、中國香港、墨西哥、新西蘭、巴基斯坦、瑞士、新加坡和中國臺北等在模式1方面向其他成員提出了集體要價，呼吁成員在新一輪談判中就模式1盡可能多地做出出價。這些成員在跨境服務上提出的集體要價，不僅反映了他們在模式1上的出口利益，也反映了跨境外包發(fā)展的新趨勢和存在的困難。

跨境外包的發(fā)展趨勢

服務貿易的模式1和模式2共占了世界服務貿易總數的50%，其中模式1占35%，模式2占10%-15%。世界跨境服務貿易金額從1995年的7600億美元增長到2004年的15000億美元，增長了一倍。而服務的跨境出口從1995年-2000年間的5.4%的年增長率，快速增長到2000年-2004年間的10%的年增長率。

值得注意的是兩個趨勢，一是發(fā)展中成員和發(fā)達成員在跨境服務方面均取得了快速的增長，而且發(fā)展中成員的增長近年來還超過發(fā)達成員。

另外一個明顯的趨勢是在商業(yè)模式上，服務提供的四種模式之間的相互聯系日益加深。如上所述，跨境外包主要是通過模式1完成的，但實際上，模式3和模式4在外包完成的過程中起著關鍵的作用。首先，由于國際分工的發(fā)展，大的跨國公司需要進行全球產業(yè)鏈的配置，他們通常需要設立附屬公司進行離岸服務外包。而且，一家大的外包公司也必須在海外設立代表處或其他機構為其所提供的外包服務提供售后和客戶服務，以贏得信譽和更多的客戶。

這樣，在另一國家設立了公司，也有了模式1的承諾來保障數據或服務傳輸的安全，但一項完整的外包還需要另一重要因素的參與，那就是自然人。外包公司需要短期的自然人移動，以進行三方面活動：一是派人與發(fā)包方進行商業(yè)談判并簽訂合同；二是派出專家檢查在外包地或內購公司的經營情況；三是在外包實施的過程中與客戶當面溝通，及時解決可能存在的問題。因此，雖然離岸外包從本質上來講只需要模式1就可以完成，但最近外包發(fā)展的趨勢證明，為了應對快速發(fā)展的商業(yè)現實，要求服務的所有四種提供模式在開放水平上要實行更高的自由化和更多的統(tǒng)一。

《服務貿易總協定》中對跨境服務的承諾

目前在服務貿易總協定中，成員對模式1的承諾要少于對模式2和模式3的承諾水平。各成員在模式1的承諾方面都寫了“不做約束”（即沒有任何承諾），因為在烏拉圭回合談判中，成員認為許多服務通過模式1來提供是不可能的。這種情況現在看來已是錯誤的了，因為技術進步已使以前不可能的事情變成了可能。使許多的服務可以通過跨境方式來提供的技術因素有兩個：一是快速發(fā)展的計算機技術和互聯網；另一個是費用越來越低、質量越來越高的電信服務。這兩項仍在進步的技術變革使人們可以不出門受到教育（遠程教育），不出門可以看?。ㄟh程醫(yī)療），甚至不出門就可存款或購物（網上銀行和電子商務）。

在這種技術進步造成的翻天覆地的變化下，WTO成員紛紛提出要對以前認為不能做承諾的模式1重新進行審視。這就不難理解為什么印度等成員要在WTO新一輪提出要對模式1做出更多自由化的承諾了。雖然技術進步了，但在服務外包自由化的進程中還存在著一些技術上的困難。

服務外包自由化談判存在的困難

根據WTO的分類，服務貿易涉及160個部分和分部門，而隨著技術發(fā)展和創(chuàng)新，新的服務部門層出不窮，老的部門分類標準已不能夠反映服務外包快速發(fā)展的現狀。許多事實證明，新服務與老服務的結合，如電話呼叫中心服務(Telephone Call Center)，虛擬主機和應用服務提供商（Web-hosting and Application Service Providers）、病歷抄寫（Medical Transcript）、工資單管理服務（Payroll Management）、客戶服務中心(Customer Service Center)等在經濟生活中變化日益重要。然而，WTO成員只在其列入服務貿易具體承諾減讓表中的部門承擔開放義務，這些部門往往是根據現有分類（《聯合國臨時主要產品分類》）來劃分和定義的。而現有分類已遠遠不能反映現實的發(fā)展和變化。在WTO成員的減讓表中，你可以找到計算機服務，但找不到虛擬主機服務；你可以發(fā)現診所和醫(yī)療服務，但卻找不到病歷抄寫服務。如果由于技術進步產生的新服務和中間服務不能體現在WTO成員賴以做出承諾的分類當中，要想使成員做出開放承諾就很困難了。

推動跨境服務貿易自由化的談判建議

為了應對服務外包出現的新問題，部分WTO成員提出了以下談判建議，以確保在新一輪服務貿易談判中就模式1的自由化取得進展。

1、為了使成員在新一輪談判中做出承諾，應開發(fā)出一個具有商業(yè)意義而且明確界定服務外包部門、分部門及相關服務活動的清單，該清單應該反映出服務外包部門出現的各類新的服務活動。

2、依據此清單，成員之間應該就承諾的性質達成一個集體的諒解。

3、使用模范減讓表（又稱為示范樣本）的方式幫助成員在模式1方面做出承諾。