工資單樣本精選(九篇)

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第1篇：工資單樣本范文

【關(guān)鍵詞】 最低工資 就業(yè)效應(yīng) 勞動力成本 面板數(shù)據(jù)

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(yīng)一直都是許多濟學(xué)家爭論的焦點。但是，國內(nèi)學(xué)者對于最低工資就業(yè)效應(yīng)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(yīng)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(shù)據(jù)，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(jié)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(shù)據(jù)，重新審視了Card和Krueger的研究，卻得到了截然不同的結(jié)論，他們發(fā)現(xiàn)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(guān)系，通過使用1988―2000年的面板數(shù)據(jù)模型得出結(jié)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(guān)系的文獻則很少。羅小蘭使用上海市1993―2005年的時間序列數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)提高最低工資會對農(nóng)民工的就業(yè)產(chǎn)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(shù)據(jù)模型，考察了最低工資標(biāo)準(zhǔn)對農(nóng)民工就業(yè)的影響，其結(jié)論為，最低工資標(biāo)準(zhǔn)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(nóng)民工就業(yè)，而超過該閥值之后，最低工資的增加就會對農(nóng)民工的就業(yè)產(chǎn)生負效應(yīng)。

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

二、數(shù)據(jù)說明

在考察我國最低工資標(biāo)準(zhǔn)對就業(yè)的影響時，由于受統(tǒng)計數(shù)據(jù)的制約，在計量分析中僅用時間序列數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)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(shù)據(jù)的前后一致性，四川省1996年的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）以及勞動供給數(shù)據(jù)為剔除重慶后的數(shù)據(jù)。此外，湖南、福建、海南和由于收集的數(shù)據(jù)不完整而沒有被列入。本文的最低工資數(shù)據(jù)來自中國勞動人事網(wǎng)和勞動咨詢網(wǎng)，其他數(shù)據(jù)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(biāo)準(zhǔn)的變化趨勢。通過觀察可以發(fā)現(xiàn)，兩者的變化趨同，都呈現(xiàn)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(biāo)準(zhǔn)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(xiàn)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(biāo)準(zhǔn)總體而言要低于國際上的一般水平。

三、計量模型和分析結(jié)果

1、模型設(shè)計

本文結(jié)合我國的實際情況，并在借鑒Neumark以及Lemos模型的基礎(chǔ)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(shù)據(jù)的波動性，本文的模型采用了對數(shù)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(shù)來反映各個地區(qū)的就業(yè)水平，該指標(biāo)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(jīng)營收入的人員，它能夠很好地反映一定時期內(nèi)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(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)，并且調(diào)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(biāo)準(zhǔn)，并利用加權(quán)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(nèi)生產(chǎn)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(shù)據(jù)是名義國內(nèi)生產(chǎn)總值，因此，為了得到實際國內(nèi)生產(chǎn)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(nèi)生產(chǎn)總值進行調(diào)整。同時，還采用15―64歲的人口數(shù)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(yīng)變量μi和時期效應(yīng)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(chǎn)生的影響。

2、計量分析結(jié)果

（1）平穩(wěn)性檢驗結(jié)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(jié)果見表1。在進行單位根檢驗時，除實際國內(nèi)生產(chǎn)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(xiàn)為無單位根，說明這三類變量均為一階單整，即I（1）。

（2）協(xié)整檢驗結(jié)果。經(jīng)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(xié)整關(guān)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(guān)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(shù)據(jù)的截面異方差性，本文利用截面加權(quán)的廣義最小二乘法（EGLS）對模型進行估計，以糾正截面數(shù)據(jù)帶來的異方差性影響，估計結(jié)果見表2。回歸取得了較高的擬合優(yōu)度，此外，Hausman檢驗結(jié)果也證實了模型中固定效應(yīng)的存在性。

在獲得回歸結(jié)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(jié)果見表3。

結(jié)果顯示，殘差項Eit并不存在單位根，這意味著變量間存在協(xié)整關(guān)系。但根據(jù)表2的回歸結(jié)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(guān)系，但由于最低工資的就業(yè)彈性系數(shù)不顯著，所以最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高不會對我國就業(yè)產(chǎn)生影響。

（3）誤差修正模型結(jié)果。在確定了就業(yè)與最低工資標(biāo)準(zhǔn)以及其他控制變量的長期協(xié)整關(guān)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(guān)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(jié)果見表4。

結(jié)果顯示，ECM系數(shù)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(shù)雖然也在1％的統(tǒng)計水平上顯著，但彈性系數(shù)很小，這表明最低工資標(biāo)準(zhǔn)的短期變動只會對就業(yè)產(chǎn)生微弱的影響。

四、結(jié)論

在前面實證研究和討論的基礎(chǔ)上，本文得出如下結(jié)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(guān)系，但最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高不會對我國的就業(yè)總量產(chǎn)生影響；從短期來看，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的變動雖然會對就業(yè)產(chǎn)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(biāo)準(zhǔn)普遍偏低，最低工資的絕對水平雖然每年都在提高，但經(jīng)過物價折現(xiàn)后的實際最低工資水平的增幅則相當(dāng)有限，最低工資與職工月平均工資的比例更是呈現(xiàn)出逐年下滑的趨勢。另一方面，政府的監(jiān)管不力導(dǎo)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(xiàn)象，支付的工資仍然低于最低工資標(biāo)準(zhǔn)，這些都使得最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高不會對企業(yè)產(chǎn)生很大的壓力。因此，各地政府在充分考慮了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r和實際承受能力以后，應(yīng)該進一步提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)，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(yīng)分析[J].財貿(mào)研究，2007（4）.

[5] 羅小蘭：我國最低工資標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)民工就業(yè)效應(yīng)分析――對全國、地區(qū)及行業(yè)的實證研究[J].財經(jīng)研究，2007（11）.

[6] 韓兆洲、魏章進：我國最低工資標(biāo)準(zhǔn)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(xiàn)了值得人們注意的兩個相互對立的現(xiàn)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(jīng)出現(xiàn)了52個相關(guān)法案來限制美國公司將相關(guān)服務(wù)外包到其他國家，并引發(fā)了美國國內(nèi)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(wù)貿(mào)易談判中討論外包問題，以此推動服務(wù)外包的發(fā)展。

這兩個現(xiàn)象所反映的問題是值得我們深思和研究的。各國政府、學(xué)者和專家在紛紛研究對策，促進服務(wù)外包的發(fā)展。然而，實際上光靠促進措施并不能使服務(wù)外包快速發(fā)展，因為各國政府還對服務(wù)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(wù)外包設(shè)置的各種壁壘和障礙，實現(xiàn)服務(wù)外包的自由化。要想真正推動服務(wù)外包自由化，還是要靠政府間的多、雙邊貿(mào)易自由化談判機制。

多哈議程服務(wù)貿(mào)易談判與服務(wù)外包的關(guān)系

烏拉圭回合服務(wù)貿(mào)易市場準(zhǔn)入談判采取的是“要價-出價”的方式。要價是指一成員根據(jù)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(mào)易壁壘的要求。出價是指一成員根據(jù)其國內(nèi)需要和降低貿(mào)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(wù)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(jié)束時將變成具有法律約束力的新的服務(wù)貿(mào)易減讓表，以為全球的服務(wù)貿(mào)易帶來更多的市場準(zhǔn)入機會。

根據(jù)《服務(wù)貿(mào)易總協(xié)定》的定義，模式1又稱為跨境提供服務(wù)（Cross border supply of services），它是指“服務(wù)的提供者在一個成員的領(lǐng)土上向任何其他成員領(lǐng)土內(nèi)的服務(wù)消費者提供服務(wù)”。這種服務(wù)提供模式的特點是服務(wù)提供者和服務(wù)消費者在地理上相互隔離，服務(wù)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(wù)，因此跨境的只是服務(wù)本身。該模式的提供不涉及資金、設(shè)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(shè)計的草圖，或中國的計算機編程人員通過互聯(lián)網(wǎng)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(wù)或業(yè)務(wù)流程發(fā)送到另一成員境內(nèi)，由另一成員的服務(wù)提供者來完成。在這種情況下，根據(jù)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(wù)。因此，在WTO新一輪服務(wù)貿(mào)易談判中，服務(wù)外包是涵蓋在模式1的談判中的。

很明顯，在一服務(wù)部門或一服務(wù)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(wù)貿(mào)易共有四種提供模式（見相關(guān)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(wù)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(wù)貿(mào)易的模式1和模式2共占了世界服務(wù)貿(mào)易總數(shù)的50%，其中模式1占35%，模式2占10%-15%。世界跨境服務(wù)貿(mào)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(wù)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(wù)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(wù)提供的四種模式之間的相互聯(lián)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(guān)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(chǎn)業(yè)鏈的配置，他們通常需要設(shè)立附屬公司進行離岸服務(wù)外包。而且，一家大的外包公司也必須在海外設(shè)立代表處或其他機構(gòu)為其所提供的外包服務(wù)提供售后和客戶服務(wù)，以贏得信譽和更多的客戶。

這樣，在另一國家設(shè)立了公司，也有了模式1的承諾來保障數(shù)據(jù)或服務(wù)傳輸?shù)陌踩?，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(nèi)購公司的經(jīng)營情況；三是在外包實施的過程中與客戶當(dāng)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(zhì)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(yīng)對快速發(fā)展的商業(yè)現(xiàn)實，要求服務(wù)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(wù)貿(mào)易總協(xié)定》中對跨境服務(wù)的承諾

目前在服務(wù)貿(mào)易總協(xié)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(wù)通過模式1來提供是不可能的。這種情況現(xiàn)在看來已是錯誤的了，因為技術(shù)進步已使以前不可能的事情變成了可能。使許多的服務(wù)可以通過跨境方式來提供的技術(shù)因素有兩個：一是快速發(fā)展的計算機技術(shù)和互聯(lián)網(wǎng)；另一個是費用越來越低、質(zhì)量越來越高的電信服務(wù)。這兩項仍在進步的技術(shù)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(wǎng)上銀行和電子商務(wù)）。

在這種技術(shù)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(shù)進步了，但在服務(wù)外包自由化的進程中還存在著一些技術(shù)上的困難。

服務(wù)外包自由化談判存在的困難

根據(jù)WTO的分類，服務(wù)貿(mào)易涉及160個部分和分部門，而隨著技術(shù)發(fā)展和創(chuàng)新，新的服務(wù)部門層出不窮，老的部門分類標(biāo)準(zhǔn)已不能夠反映服務(wù)外包快速發(fā)展的現(xiàn)狀。許多事實證明，新服務(wù)與老服務(wù)的結(jié)合，如電話呼叫中心服務(wù)(Telephone Call Center)，虛擬主機和應(yīng)用服務(wù)提供商（Web-hosting and Application Service Providers）、病歷抄寫（Medical Transcript）、工資單管理服務(wù)（Payroll Management）、客戶服務(wù)中心(Customer Service Center)等在經(jīng)濟生活中變化日益重要。然而，WTO成員只在其列入服務(wù)貿(mào)易具體承諾減讓表中的部門承擔(dān)開放義務(wù)，這些部門往往是根據(jù)現(xiàn)有分類（《聯(lián)合國臨時主要產(chǎn)品分類》）來劃分和定義的。而現(xiàn)有分類已遠遠不能反映現(xiàn)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(wù)，但找不到虛擬主機服務(wù)；你可以發(fā)現(xiàn)診所和醫(yī)療服務(wù)，但卻找不到病歷抄寫服務(wù)。如果由于技術(shù)進步產(chǎn)生的新服務(wù)和中間服務(wù)不能體現(xiàn)在WTO成員賴以做出承諾的分類當(dāng)中，要想使成員做出開放承諾就很困難了。

推動跨境服務(wù)貿(mào)易自由化的談判建議

為了應(yīng)對服務(wù)外包出現(xiàn)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(wù)貿(mào)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(yīng)開發(fā)出一個具有商業(yè)意義而且明確界定服務(wù)外包部門、分部門及相關(guān)服務(wù)活動的清單，該清單應(yīng)該反映出服務(wù)外包部門出現(xiàn)的各類新的服務(wù)活動。

2、依據(jù)此清單，成員之間應(yīng)該就承諾的性質(zhì)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。