马双张劼朱喜
内容提要：本文以1998—2007年全国各市（地区、自治州、盟）最低工资标准随时间变化的外生差异来识别最低工资上涨与企业平均工资、企业雇佣人数的关系。利用1998—2007年规模以上制造业企业报表数据进行的分析显示，最低工资每上涨10%，制造业企业平均工资将整体上涨0.4%—0.5%。借助2006—2007年福建省最低工资上涨的“准自然实验”本文也证实了该结论。对于不同行业、不同人均资本水平的企业，最低工资上涨的影响
也存在异质性。最低工资将更多地增加劳动密集型或人均资本较低企业的平均工资。研究还发现，最低工资每增加10%，制造业企业雇佣人数将显著减少0.6%左右。在制定最
低工资时应权衡其在收入分配上的积极效果以及其对就业的负面影响。
关键词：最低工资标准平均工资就业
一、引言
最低工资制度是各国管制劳动市场的重要手段之一。早在20世纪30年代，美国就通过《公平劳动标准法》确定了联邦最低工资，以保护劳动者的合法权益。在我国，为保障劳动者取得合理的劳动报酬，1993年也开始实行最低工资制度，随着2004年《最低工资规定》的颁布，最低工资制度在全国得以全面实施。通过制定最低工资标准，可以保障劳动者的最低收益，维持劳动者的基本生活水平；平衡雇主与雇员在劳动力市场的要价能力（Flinn，2006），调整经济成果中资本与劳动的分配比例；缩小劳动者之间的工资差距，使低技术工人的工资增长更多。但是，最低工资对劳动市场也可能产生负面影响。首先，最低工资制度会增加劳动力成本，从而增加社会失业（Brown et al．，1982）。①其次，最低工资制度还可能损害其最想保护的劳动者———低技术工人———的经济利益，使他们反而失去工作（Belman and Wolfson，1997）。在劳动经济学中，对最低工资的研究已构成了该学科非常重要的内容。
从我国目前的情况来看，研究最低工资对劳动力市场的影响也有其现实背景。一方面，随着我国居民收入差距持续拉大，增加低技术工人的收入已刻不容缓。而最低工资制度作为众多措施中最直接影响居民工资水平的措施，它是否能在增加居民收入、缩小居民收入差距上发挥作用值得研究。另一方面，巨量的劳动力供给和低廉的劳动力价格作为我国经济的比较优势所在（林毅夫，1999），支撑了我国经济三十多年的高速增长。但最低工资的上涨很可能在劳动力成本方面降低我国的比较优势，减缓经济的增速。那么，认清最低工资上涨对劳动力成本的影响将有助于我们对该问题的讨论。再者，我国的就业形势已然严峻，劳动力成本上涨很可能对就业形成一定的冲击。认识最低工资上涨与就业的关系可以为有关的制定提供参考。
*马双，西南财经大学经济学院，邮政编码：611130，电子信箱：shuangma2@gmail．com；张劼，美国德州农工大学经济系，电子信箱：seraphj15@gmail．com；朱喜，上海交通大学安泰经济与管理研究院，电子信箱：zhuxi97@gmail．com。本文受西南财经大学“211工程”建设项目的资助。作者感谢甘犁教授的悉心指导，感谢匿名审稿人的意见。当然，文责自负。
①当然，也有学者对此持反对意见，他们认为在劳动力市场买方垄断的情况下，最低工资不但不减少就业，反而可能会增加就业（Burdett and Mortensen，1998；Flinn，2006），并且一些实证研究也支持该结论（Card and Krueger，1995）。
231
然而在我国学术界，有关最低工资制度的研究起步较晚，共识也远未达成。在理论上，（2000）、平新乔（2005）就认为，最低工资的实施或上涨会导致低收入的工人找不到工作、企业用工成本上升以及资本外流等现象，因此应对最低工资制度的实施持谨慎态度。相反蔡昉（2010）则指出，随着我国劳动力由过剩向短缺转变，应接受劳动力成本上涨的事实，并通过完善最低
工资制度实现工资增长。①他们的讨论对问题的解决无疑都具有重要的作用，但也都缺乏有力的
经验证据。而在实证研究方面，严谨的实证分析尚不多见。罗小兰（2007，
2009）、Ni et al．（2011）、Wang ＆Gunderson （2010）等均使用省级面板数据对最低工资上涨与就业的关系进行了讨论。罗小
兰（2007，2009）发现最低工资上涨会降低农民工的就业水平，小幅提高各行业的工资。但Ni et al．
（2011）却得出，在总体上2000—2005年最低工资上涨对就业的影响不显著；与东部地区最低工资
上涨显著减少就业的结论相反，
在中部或西部地区最低工资上涨反而促进就业，这与劳动力买方市场假设更趋于一致。Wang ＆Gunderson （2010）在研究中则发现，最低工资上涨对就业有显著的负效应，但东部地区不存在这些负效应。这些文章从同一数据出发却得到不同的结论，除了所关注的人群不同外，省级面板数据的粗糙性可能也是导致分歧的原因之一。具体地，这些文章为使相关变量更加细致，都对变量进行适当调整，使变量的外延或内涵发生改变。Xiao ＆Xiang （2009）使用市级层面的数据对该问题进行分析。他们借助北京、上海、天津等6个城市1995—2006年的数据分析得出，最低工资上涨对工资存在溢出效应，员工的工资差距将被缩小。同时，在就业方面最低工
资上涨显著增加员工的工作总时间与人均时间，
但对员工的就业人数影响不显著。该文区分了工作时间与工作人数，其研究结论非常有意义。但与使用省级面板数据一样，该文面临人口流动以及地方基于当地就业、工资等状况选择性制定最低工资标准而导致变量内生的问题。因此该文的研究方法虽值得借鉴，但研究结论还需进一步讨论。对微观数据，变量的内生问题要小很多，正如丁守海（2010）采用粤闽两省439家企业的调查数据进行的研究。他发现最低工资上涨将对农民工就业形成冲击，并且随着《劳动合同法》引起的监管环境的变化而强化。但尽管如此，由于样
本量的，
他的结论不易推广。本文从实证的角度，利用1998—2007年我国规模以上制造业企业数据，分析最低工资对企业平均工资、雇佣人数的影响。该数据收集了全国所有国有企业以及年销售收入500万元以上的非国有企业在工资、雇佣人数、经营状况以及财务状况等方面的信息。信息量大，指标较完整。构成本文识别基础的是我国各地最低工资标准在时间和地区上的差异。在控制地区固定效应、时间效应以及地区随时间变化的一些特征后，根据目前文献的处理方法，该差异相对于微观数据是外生的。
本文在以下几方面略有贡献。第一，样本代表性更强。本文首次利用中国微观企业数据，实证分析最低工资对平均工资、就业的影响，结论更具普遍意义。第二，最低工资数据质量更高。我们
手工收集了全国各市（地区、自治州、盟，以下简称市）1998—2007年最低工资标准数据。
②数据层面更细，数值变化（variation ）更大，能够很好地反映不同地区最低工资制度的变化，为研究提供可
靠的识别基础。第三，
内生性问题的解决更合理，结论更稳健。本文借助最低工资随时间，随地区的变化差异来识别最低工资上涨的影响。相对于微观数据该差异可以视为外生的。不仅如此，我们还通过加入市平均工资、市就业情况等变量解决了基于当地平均工资、就业状况等考虑而导
致的最低工资内生问题。第四，
结论更稳健。本文借用“准自然实验”的思想，通过福建省2006—2007年最低工资上涨的事实构造了不同的实验组与控制组，对结论进行稳健性检查。
3
3
1①②近年来，一些新背景使该问题更显复杂。例如，沿海地区出现“民工荒”，按照蔡昉（2007）的观点，我国的“刘易斯拐点”
已经接近，劳动力无限供给的时代即将结束。
本文忽视了地、市以内各区县最低工资的差异。在数据收集中，我们往往取地市范围内最低工资标准的最低档。
国外有关最低工资与劳动力市场的理论和实证研究非常丰富。一方面，部分研究显示最低工资的实施将增加劳动力成本，改变员工工资的分布。例如，Belman＆Wolfson（1997）用美国数据进行的研究结果表明，最低工资对工资的分布有显著影响。首先，最低工资消灭了一些低技术的工资岗位，提高了在岗低技术工人的工资，使得工资分布更加平均。第二，最低工资的提高，使原来工资略高于最低工资但生产率更高的工人更有吸引力，使这部分工人的工资上升，并产生微弱的溢出效应。第三，最低工资的提高可能对更高工资工人的工资也会产生一定影响。
另一方面，更多的文献集中在最低工资上涨对就业的影响上。其中，早期的理论大多从竞争性劳动市场假设出发，认为最低工资上涨将降低就业。①Stigler（1946）指出在同质化和竞争性的劳工市场上，人为地支持高工资会使市场无法出清，劳动供给大于需求。随后Welch（1976）、Gramlich （1976）和Mincer（1976）等将其扩展到两部门，即考虑受最低工资约束和未受约束的部门，发现最低工资上涨对就业的负面效果可能没那么严重，因为未覆盖部门会吸收更多的就业。Abowd＆Killingsworth（1981）、Heckman＆Sedlacek（1981）考虑了劳动力技术的异质性，他们认为最低工资上涨会使低技术劳动力受到就业冲击，而技术稍高的劳动力会因此受益。在实证方面，20世纪80年代以前的文献很好地支持了竞争模型。1981年美国成立的最低工资研究委员会专门对此进行实证研究（Brown et al．，1982），他们通过对1980年之前相关论文进行详尽综述后得出：“最低工资上升10%，青少年就业下降约1%—3%。”对20世纪80年代以来的相关文献，Neumark＆Wastcher（2006）总结后发现，约有85%的经验结论也支持最低工资上涨减少就业的结论。
然而，最低工资与就业的关系在学术界还远没有达成共识。Card（1992）、Katz＆Krueger （1992）、Card＆Krueger（1994）分别利用加利福尼亚州、德克萨斯州以及新泽西与宾夕法尼亚州的快餐行业数据，使用“准实验”（quasi-experiment）的方法得出最低工资上升可能对就业产生一定的正效应。②这促使学者转而考虑劳动力市场的买方垄断（monopsony）性质，即若企业在劳动力市场上具有完全垄断的能力，企业面对的平均劳动成本与边际劳动成本发生分离，企业雇佣人数将少于市场出清时的就业人数。此时，设定最低工资，企业的边际劳动成本曲线发生改变，企业最优的雇用量将随最低工资的增加而增加。现实中，劳动力市场企业完全垄断的假设很难成立，因此搜寻模型（search model）放松了这一前提。Burdett＆Mortensen（1998）指出劳动力市场的搜寻摩擦（search friction）会产生类似买方垄断的均衡，③最低工资最终能够增加就业。但该模型无法解释实际中许多工人只得到最低工资的现象（spike）。对此Flinn（2006）通过在搜寻模型中引入劳动者和企业的谈判机制后才得以解决。Flinn（2006）还发现，最低工资作为工具可以被用来增加劳动者的谈判力量，诱使潜在劳动者进入劳动市场，从而增进全社会福利。
我国有关最低工资的严谨的实证研究不多。④除引言中所讨论的以外，Du＆Pan（2009）利用中国大城市的调研数据，描述了最低工资对农民工的覆盖情况。他们指出，近些年中国的最低
431①
②
③
④
最低工资上涨影响就业可能通过几个途径：一是最低工资上涨可能导致企业用资本替代劳动或技术工替代非熟练工人，
从而减少对劳动的需求；二是最低工资上涨带来产品价格上涨，产品需求减少，从而对劳动的引致需求减少（Wang and Gunderson，2010）。
Card＆Krueger（1995）对这些证据及其分析方法进行了总结。
搜寻摩擦可以描述为，失业者不可能马上摆脱失业状态，存在一定的概率找到工作；就业者不可能永远保住现有的工作，存在一定的概率失去现有的工作，也存在一定的概率找到更好的工作。
部分文章讨论了中国的劳动力市场。例如Dong＆Putterman（2002）考察了中国国有企业员工的边际产出与工资水平之间的关系，得出20世纪80年代国有企业对员工支付的工资小于员工的边际产出，与买方劳动力市场相似。但随着市场经济改革深入，竞争的加强，国有企业劳动力市场买方垄断的特性在减弱。
工资在覆盖面和水平上都不断提高。同时由于农民工加班比较普遍，有效的最低工资标准应以小时工资标准代替月工资标准。
本文将使用更具代表性的微观企业数据，结合各地区最低工资制度的外生变化差异，给出有关最低工资与平均工资、最低工资与就业的中国证据。
三、最低工资制度
1993年国家劳动与社会保障部发布《企业最低工资规定》，提出我国将实施最低工资制度。紧接着在1994年《中华人民共和国劳动法》确立了最低工资的法律地位，最低工资制度在我国正式实施。但实施之初，最低工资只是在部分城市和地区施行，1995年全国仅约130个城市采用该。2004年劳动和社会保障部又通过了《最低工资规定》，将其推广至全国。该规定明确指出，最低工资标准一般采取月最低工资和小时最低工资两种形式，其中月最低工资适用于全日制劳动者，小时最低工资适用于非全日制劳动者。在最低工资标准的确定上，通常有两种方法，即比重法和恩格尔系数法。前者指按照（一定比例确定的）贫困户统计出来的人均生活费支出水平，乘以赡养系数得到；而后者指根据相关数据计算出最低食物支出标准，然后除以恩格尔系数，乘以赡养系数得到。现实中，往往还会对月最低工资标准进行必要修正，通常职工个人缴纳社会保险费、住房公积金、职工平均工资水平、社会救济金和失业保险金标准、就业状况、经济发展水平等都是考虑的因素。
2004年底，我国全部31个省、自治区和直辖市都建立了最低工资体系，采用月最低工资标准。从我们搜集到的1998—2007年各市月最低工资标准可以看出，随着改革开放后的经济发展，我国最低工资的绝对数有很大的增长。1998年月度最低工资基本不超过300元，但到2007年，绝大部分省份的月度最低工资集中在500元和750元之间。
我国最低工资体系的地区差异比较大。以2007年为例，全国各省市月度最低工资标准的标准差为115.5，极差为380元，最高的为上海840元，最低的是360元。随着各省市经济发展不平衡的加剧和城镇居民生活水平的变化，各省市之间的最低工资标准也逐步拉大。相比2007年，1998年月度最低工资标准最高的广东省仅比最低的福建省多135元。同时，最近10年中国各省市频繁地调整最低工资，经济发达的地区调整更为普遍。截至2010年9月，上海其上调最低工资17次，天津上调14次，深圳上调18次，而其他地区在5至7次间，基本每两年调整一次。
在最低工资实施过程中，的监管力度也逐年增强，企业人均工资低于最低工资的现象持续减少。本文数据中平均工资低于当地最低工资标准的企业占比，1998年约为18%，到2007年仅有6%。2004年该占比突然从2003年的12%下降为8%，这可能是由于2004年《最低工资规定》出台后，监管力度突然增强。
四、数据与模型设定
1.数据
本文使用的数据为规模以上制造业企业报表数据，它是由我国“工业统计报表制度”收集的工业统计数据的一部分。工业统计报表制度是国家为了解工业经济现状，制定经济，编制和检查工业计划执行情况等制定的统计报表制度，分为年报和定期报表两部分，分别由综合表和基层表构成。综合表由各省、自治区、直辖市统计局或有关部门报送给国家统计局，而基层表由国家统计局制订，各省、自治区、直辖市结合地方要求进行补充后，交由辖区内的工业企业填报。本文的数据对应工业统计报表制度中“法人单位基本情况”与“工业企业主要经济指标”两表，两者均属于“年报”与“基层报表”，其填报对象是“辖区内规模以上工业法人企业”，即国有企业与年销售收入500
531
万元以上的非国有企业。数据主要包括工业增加值、工业总产值、工业销售产值、主要工业产品产量、销售量、库存量，以及主要财务成本指标和从业人员、工资总额等信息。从数据代表性上看，它
涉及创造第二产业一半以上产值的企业。例如，1998年该数据有16万个企业，其总雇佣人数占全
国工业企业总雇佣人数的34%，增加值占全国工业企业总产值的43%。到2007年，企业样本量增
加到34万左右，
雇佣总人数及产品增加值分别占到第二产业的38%、85%。在数据清理过程中，我们排除了不采用企业会计制度以及机构类型属于事业、机关、社会团体、民办非企业单位的样本。在企业营业状态上，我们也只保留目前正处于营业状态的企业。
本文数据还有全国各市1998—2007年制定的最低工资标准以及该市的宏观经济变量。对于前者，由于没有统一的数据来源，我们只能通过浏览当地网站、法规、统计公报来获得，因此部分年份部分市级数据缺失。最终本文搜集到1240个数据，占1998—2007年全国334个市（地区、自治州、盟）的37.13%。对于后者，包括各市1998—2007年国内生产总值、总人口、职工平均工资、市平均雇用人数在内的变量，我们可以从“中经数据网”上获得，数据相对完整。通过企业所在地变量与年份变量，我们将企业微观数据与市最低工资标准数据合并，选出那些既有企业微
观数据又有企业所在地最低工资标准的样本构成本文的使用样本。最终，总样本量约94.6万。
①表1变量描述统计变量名单位变量含义或计算公式均值标准差最低工资元市最低工资标准533.12150.5员工月工资元本年应付工资/（职工人数*12）1190807企业雇佣人数人企业职工人数，包括临时工272.671251企业资产对数企业资产（千元）的自然对数9.75 1.46资产负债比总资产/总负债7.47493.1存货占比存货/当年总产值0.29818.2产品盈利营业利润（千元）/当年总产值（千元）－0.0227.71内资企业所有企业资金均来源于中国内
地，如国有、集体、股份合作、私
营独资、私营合伙等。
0.7550.430国有控股国家绝对控股与国家相对控股
0.1060.308市GDP 亿元
各地/市辖区内国内生产总值1136.41320.3市总人口万人
各地/市辖区内总人数227.5204.7市职工年工资元
各地/市辖区内职工年工资收入21434.68566.6市职工人数万人各地/市辖区内就业人数51.357.9
表1是变量的描述
统计。从表中可以看
出，
绝大多数企业为内资企业，
仅24.5%的企业有外资参与。国有绝
对控股企业约占10%左
右。企业平均雇用272
人，人均月工资为1190
元，低于市辖区职工月
平均工资（1786元=
21434元/12个月）。②值得说明的是，由于数据中相关指标的缺失，本文仅以企业“应付工资总额”除以雇佣人数来表示企业的平均工资。这样处理有一定缺
陷，因为它忽略了最低工资对员工工作时间的影响，从而使我们无法判断最低工资对平均工资的影响是由最低工资对员工
工作时间的影响引起，
还是由对员工小时工资的影响引起。③最低月工资标准平均为535.12元，占员工平均工资的45%，占市辖区职工月平均工资的30%。在其他方面，企业资产大于负债，资产状况较好。单位产值的盈利能力一般，企业存货几乎占到总产值的30%。
2.模型设定
6
31①
②
③在回归时，样本量可能略有调整。这主要是由于随着回归使用的变量不同，变量值可能缺失。该现象可能是后者排除了周边县市职工工资水平所致。Du ＆Pan （2009）就发现，很多企业会通过增加农民工的工作时间来规避最低工资。
在模型设定上，我们建立如下回归方程：
ln wage ijt =α0+βX ijt +θln （miwage ijt ）+νij +πj +γZ jt +T t +u ijt （1）
其中，ln wage 为j 地区i 企业在时间t 的人均工资对数。X 为企业特征变量，包括企业资产负债比、存货占比、企业单位产值赢利能力等企业经营状况指标以及企业性质、控股情况、企业资产对数等表述企业性质与规模的变量。νij 为企业不随时间变化的个体特征。πj 与Z jt 分别为地区固定效应以及地区随时间变化的特征，包括市国内生产总值、市总就业人数、市平均工资以及市总人数。T
是时间趋势项，u 是随机扰动项。θ是我们关心的变量，表示最低工资对企业平均工资的影响。
①在控制地区固定效应和时间趋势项后，本文的识别基础是各市最低工资随时间变化的差异。
目前主流文献的观点认为（例如：Card and Krueger ，1994；丁守海，2010等），最低工资的变动相对于
微观企业数据是外生的。但如果地方在制定最低工资时将其对企业平均工资的影响一并考虑，那么θ的估计量很可能是有偏的。事实上正如前文所述，我国在确定最低工资标准时往往也会基于当地城镇居民生活费用支出、职工个人缴纳社会保险费、住房公积金、职工平均工资、失业率、经济发展水平等因素考虑。为解决该问题，我们加入了市平均工资、市就业人口与总人口，控制基于当地工资水平或失业率的考虑而导致最低工资内生的问题。在后文，我们先按照已有文
献的处理，
采用OLS 回归。接着，我们采用固定效应模型消除企业个体特征、市的固定效应。五、最低工资与企业平均工资
1.最低工资对平均工资的总体影响
表2是采用OLS 回归得到的最低工资与企业平均工资的关系。从第1列可以看出，在控制时间趋势项以及各市固定效应后，最低工资每上涨10%，企业平均工资将整体上涨1.7%，且在1%水平上显著。第2列、第3列分别加入企业个体特征变量及行业虚拟变量，结果显示最低工资上涨10%，企业平均工资仅上涨1.1%左右，系数变小。控制各市经济特征变量的回归对应表2第4列，其中最低工资对企业平均工资的影响仍显著存在。最低工资每上涨10%，企业平均工资将整
体上涨0.5%。②虽然Xiao ＆Xiang （2009）从整体样本得出最低工资上涨10%，员工平均工资仅上
涨0.06%，但同时指出最低工资对低工资工人的影响是很显著的。最低工资每上涨10%，工资水平位于10%分位数的员工工资将上涨0.75%，位于20%分位数的员工工资上涨0.42%。若考虑
到我国的制造业企业主要还是由低技术加工业构成的现状，
本文的回归系数是可以理解的。从回归数值的大小来看，1998—2007年我国最低工资平均上涨了95.84%，这意味着员工平均工资近
4.8%的增长归因于最低工资标准的上涨。
其他控制变量的回归系数均比较符合预期。企业资产对数每增加10%，企业平均工资将上涨0.82%。这主要是由于企业资产越大，劳动的边际生产率越高。资本状况越差的企业，其平均工资越少，但在10%的水平上不显著。企业存货越多，其平均工资越低；相反企业单位产值赢利越多，其工资越高。从企业性质上看，国有控股企业平均工资要比非国有控股企业显著高3.6%，内资企业比外资参与的企业低15.7%。市宏观经济形势越好的地区，企业平均工资越高。具体地，市国内生产总值每增加1%，平均工资上涨0.16%，员工也部分享受了经济发展所带来的好处。市平均
73
1①
②与Ni et al．（2011）、Wang ＆Gunderson （2010）在研究中同时考虑最低工资的当期效果与滞后期效果不同，此处仅考虑了最低工资的当期效果。这主要是由于最低工资数据收集不完整，因为此时若考虑滞后项则会导致样本的大量丢失。正如上文指出的那样，本文仅以企业“应付工资总额”除以雇佣人数来表示企业的平均工资。这样处理忽略了最低工资对员工工作时间的影响，因此我们无法判断最低工资对平均工资的影响是由于最低工资对员工工作时间的影响引起还是其对员工小时工资的作用引起。
工资越高，企业平均工资也越高，市就业人数越多，企业平均工资越高。
①表2最低工资对员工月工资对数的影响：OLS 回归
仅控制时间、地区效应加入企业个体特征
继续加入行业分类继续加入市经济变量系数
t
系数t
系数t
系数t
市最低工资对数0.174
23.30＊
＊
0.10815.08＊＊
0.11215.72＊＊
0.050 6.87＊＊
企业资产对数0.091225.74＊
＊
0.082202.37＊
＊
0.082199.86＊
＊
企业资产负债比－2.07e-06 1.55
－0.000 1.60
－1.e-06 1.45
企业存货占比－0.0003 3.54＊
＊
－0.0002 3.43＊
＊
－0.0023 3.41＊
＊
单位产值赢利0.000030.17
0.000020.15
0.000030.20
内资企业－0.13494.05＊＊
－0.156108.71＊＊
－0.157108.38＊＊
国有控股企业0.093
42.44＊
＊
0.038
16.59＊
＊
0.03615.49＊＊
市国内生产总值对数0.16027.88＊＊
市总人口对数－0.19343.15＊＊
市人均工资对数0.14917.81＊＊
市从业人口对数0.046
7.55＊
＊
时间趋势项是是是是市虚拟变量是是是是行业虚拟变量否
否
是
是
常数项－187.61
124.63＊
＊
－200.92
138.09＊
＊
－198.27
137.23＊
＊
－130.55
7.61＊
＊
样本量946139938135938135923996R 2
0.28
0.34
0.36
0.36
注：
＊＊、*
分别表示1%、5%的水平上显著（以下各表同）。
表3最低工资对员工月工资对数的影响
固定效应模型随机效应模型系数
t
系数t
市最低工资对数0.038 5.53＊＊
0.05512.33＊＊
企业资产对数0.10275.34＊
＊
0.096204.34＊
＊
企业资产负债比 4.04e －070.40－7.45e －070.78
企业存货占比－0.00005 1.25－0.00015 4.31＊
＊
单位产值赢利－0.0001 1.23
－0.000020.25
市国内生产总值对数0.17633.02＊＊
0.16280.12＊＊
市总人口对数－0.19948.07＊＊
－0.12669.86＊＊
市人均工资对数0.07411.92＊＊
0.18851.21＊＊
市从业人口对数0.0367.39＊＊
－0.02513.99＊＊
时间
0.06258.68＊＊
0.056124.66＊＊
常数项－126.745
61.25＊
＊
－116.115
132.29＊
＊
样本量923906
923906
Hausman 检验
37
表3是固定效应模型与随机效应模型的回归结果，前者主要是用以消除企业不随时间变化的固定特征以及市固定效应，后者是结合固定效应模型用以判断残差假设的合理性。从回归系数上看，固定效应模型与表2比较接近。在控制企业特征变量、市宏观经济变量以及时间趋势后，最低工资每增加10%，企业平均工资将上涨0.38%。Hausman 检验表明我们应采用固定效应模型，拒绝随机效应模型。因此在后文，我们主要采用固定效应模型。
2.稳健性分析：2006—2007
8
31①当然，更为严谨的结论还需更严谨的分析方法。
表42006—2007年广东/福建各市最低工资表
市名2006年2007年涨幅（%）
福建省南平、龙岩、三明、宁德48057018.75厦门65075015.38泉州6006508.33漳州、莆田55065018.18福州57065014.04
广东省东莞、中山、佛山、珠海690690—广州780780—江门、汕头、惠州600600—深圳810850 4.94肇庆、茂名、阳江、韶关、湛江、清远、
潮州、河源、汕尾、梅州、云浮、揭阳
500500—
本部分对OLS回归、
固定效应模型的结论进行
稳健性检验。从表4可以
看出，2006—2007年福建
省大幅度提高了最低工资
标准，除泉州提高仅
8.33%以外，其余地市均
有14%—19%的增幅。
相反，在此期间广东省的
绝大部分地市最低工资保
持不变。因此，本文将借
助2006—2007年福建省
最低工资大幅提高的“准
自然实验”（丁守海，
2010），适当构造试验组与控制组，对已有结论进行稳健性检验。在“准自然实验”中，试验组与控制组的可比性是该方法是否有效的关键。对此，我们有两种不同的构造方法。第一，以福建省的企业为实验组，广东省除深圳市以外地区的企业为控制组，对比试验组与控制组企业在2006—2007年平均工资水平。福建省与广东省均为我国东南沿海省份，彼此靠近，均适合对外加工贸易，这样选择具有一定的合理性。表5为广东省、福建省的DID回归结果，其对应的回归方程为：
ln wage
ijt =α
+βX
ijt
+θ
1
Time
t
+θ
2
Treat
ij
+θ
3
Inter
ijt
+π
j
+γZ
jt
+u
ijt
（2）表5最低工资与企业平均工资对数：DID回归
广东省VS福建省
漳州、龙岩（福建省）VS
梅州、潮州（广东省）
系数t系数t Time－0.21.38＊＊0.469 1.52
Treat 3.284 6.＊＊0.995 1.17
Inter0.01023.36＊＊0.006 3.63＊＊
企业资产对数0.055.55＊＊0.0487.97＊＊
企业资产负债比0.00026.34＊＊－0.000 1.59
企业存货占比－0.18010.01＊＊－0.122 2.26*
单位产值赢利0.061 1.690.263 3.63＊＊
市国内生产总值对数0.378 4.17＊
＊－0.783 1.市总人口对数－2.99810.66＊＊——
市人均工资对数0.225 3.25＊＊－1.510 1.32
市从业人口对数0.113 4.99＊＊－0.959 1.24
市虚拟变量是是
行业虚拟变量是是
常数项 6.638 5.31＊＊20.437 1.44
样本量832346156
R20.180.20
其中，Time当观测时间为2007年则为1，否则为0；Treat用来区分实验组与控制样本，当企业在福建省境内则为1，否则为0；Inter
为Time与Treat的交乘项，其系
数为2006年福建省最低工资上
涨对企业平均工资的影响。回归
样本为2006—2007年均被观测
的企业。
从表5第1个回归可以看
出，在控制地区和行业固定效应、
企业个体特征等后，交叉项的回
归系数为0.01左右。若取
2006—2007年福建省最低工资
平均涨幅16.6%，则福建省企业
平均工资上涨1%意味着最低工
资上涨10%，企业平均工资将上
涨0.6%，与前面的结论大致吻
合。
为提高试验组与控制组的可
比性本文也采用第二种方法。我
们选出福建省与广东省地理位置
931
上紧邻的4个市，以福建省的漳州、龙岩为实验组，以广东省的梅州、潮州为控制组，对比各自企业在2006—2007年平均工资的变化趋势。由表4可知，漳州、龙岩的最低工资分别上涨了18.18%与18.75%，相反梅州、潮州最低工资没有变化。根据表6可以看出，该方法选择的试验组与控制组在经济发展水平、经济结构上均比较相似。以此实验组、控制组样本进行的回归在表5后两列中给出。结论显示，
最低工资上涨将显著提高员工的平均工资。当控制企业个体特征、各市宏观经济变量以及地区固定效应后，2007年漳州、龙岩的企业平均工资较梅州、潮州显著提高0.6%。从弹性上来看，该系数意味着最低工资每增加10%，企业平均工资将整体上涨0.32%。
表62006年漳州、龙岩与梅州、潮州指标对比
福建省广东省漳州
龙岩梅州潮州国内生产总值（亿元）714.93448.346.18330.00第一产业占比（%）23322210第二产业占比（%）43474356第三产业占比（%）34213534常住人口（万）472.00275.00500.94253.37人均GDP （元）1514716314691113024出口（亿美元）29.80 1.60 3.8023.00出口占GDP 比重34.76
2.979.1558.13一般贸易出口占比（%）9
8369三资企业出口占比（%）8039
40机电产品出口占比（%）51910进口（亿美元）12.800.410.80 4.90进口占GDP 比重（%）
15
1
212
注：数据来源于2006年四市的经济统计公报。
表7最低工资与员工月工资对数：农产品加工业与其他行业
系数t
市最低工资对数0.028 3.93＊＊
农产品加工业
－0.196 5.24＊＊
市最低工资对数*农产品加工业0.033 5.54＊
＊
企业特征变量是市宏观经济变量是时间是58.48＊＊
常数项－126.355
61.01＊
＊
样本量923906R 2
0.23
注：回归方法为固定效应模型。
总之，借助2006—2007年福建省最低工资大幅提高的“准自然实验”，我们可以发现固定效应模型的结论基本稳健。最低工资显著提高员工工资的整体水平，弹性介于0.03—0.06之间。
3.最低工资对不同类别企业工资水平的影响①
本文首先将企业分为农产品加工业与其他行业，
其中农产品加工业指农副食品加工业、
食品制造业、纺织业、纺织服装、鞋、帽制造业、皮革、皮毛、
羽毛（戎）及其制品业，这些行业属于传统的劳动密集型，技术含量相对较低，最低工资上涨对其影响应更大。表7是对比农产品加工业与其他行业受最低工资上涨影响的回归结果。在计量上，
我们只需同时加入分组变量以及分组变量与最低工资对数的交叉项，其中交叉项的回归系数可以视为农产品加工业相比其他行业受最低工资上涨的影响差异。正如我们预期的那样，
从回归系数来看，最低工资每上涨10%农产品加工业平均工资显著上涨0.61%；其他行业平均工资仅上涨0.28%。
其次，与Xiao ＆Xiang （2009）的研究类似，从企业资本劳动比的角度考察最低工资上涨与企业平均工资的
41①我们也按企业雇佣人数加权后计算得到各市企业人均工资的基尼系数，考察最低工资对收入差距的作用。从初步结果
来看，最低工资上涨减少了在职职工的工资差距，但在10%的统计水平下不显著。由于用以衡量工资差距的指标比较粗略，它既不能考虑企业内部不同员工间的工资差距，同时也忽略了工资收入与其他收入形式间的差距，因而本文不能准确、深入地研究该问题。
我们将企业人均资本从低到高进行5等分，通过最低工资与分组变量的交叉项的回归系数来判断最低工资对各组企业的影响。通常有几种分组方法。第一种方法是对每个地区的企业，逐年将它们的人均资本按照从低到高5等分。该方法较为传统，但也存在一定缺陷。从回归的角度来讲，回归因变量是企业人均工资，其大小会决定企业的雇佣人数，从而决定企业人均资本水平。因此，按照这种分类方法，回归设计本身将导致变量内生。本文主要采用第二种分组方法，即将每个地区的企业，按照基期的人均资本水平从低到高分为5组，并在后续年份中维持分组不变。
表8最低工资与企业人均工资对数：
以企业人均资本五等分后的固定效应回归
系数t
市最低工资对数0.12914.＊＊市最低工资对数*q（20%—40%）－0.0748.95＊＊市最低工资对数*q（40%—60%）－0.10112.00＊＊市最低工资对数*q（60%—80%）－0.13615.84＊＊市最低工资对数*（80%—100%）－0.16518.09＊＊分组虚拟变量否
企业特征变量是
市宏观经济变量是
时间是
常数项是
样本量923906
R20.23表9市最低工资对企业平均工资的影响：
企业上期平均工资介于两期最低工资之间
系数t
市最低工资对数0.027 3.97＊＊虚拟变量－0.175 1.67市最低工资对数*虚拟变量0.036 2.15*企业特征变量是
市宏观经济变量是
时间是
常数项－127.99261.80＊＊样本量923906
R20.23注：回归方法为固定效应模型。
表8是对应的回归结果。从表中可以看出，人均资本最低的20%的企业，最低工资每上涨10%，其人均工资水平显著增加1.29%，远远高于全样本的0.55%的平均水平。随着企业人均资本增加，最低工资对企业平均工资的影响减弱。第二等分组的企业，最低工资每上涨10%，企业平均工资仅上涨0.55%。进一步地，第三、四、五等分组的企业，最低工资的影响继续减弱。就第四等分组的企业来讲，最低工资每增加10%，平均工资仅上涨－0.07%，涨幅接近0。
再次，根据Belman＆Wolfson（1997）、Brown（1999）等的研究，最低工资往往会直接影响平均工资位于最低工资附近的企业。因此我们以上一期平均工资介于上期最低工资与本期最低工资之间的企业为样本，考察最低工资与企业平均工资的关系。其中，若企业上一期平均工资介于上期最低工资与本期最低工资之间则考察组虚拟变量为1，否则为0。从表9可以看出，正如Belman＆Wolfson（1997）、Brown（1999）所指出的那样，在控制企业特征变量、市宏观经济变量以及时间趋势项后，最低工资每上涨10%，考察组企业人均工资的涨幅较其他企业高0.36个百分点，最低工资带来的劳动力成本上涨在这些企业上表现得最明显。
这些结论都表明最低工资上涨可能存在一定程度上的溢出效应（Xiao and Xiang，2009），即除了影响低工资企业外，对高工资企业最低工资上涨也有显著影响。究其原因，本文认为可能有两个：一是从企业制定效率工资的角度出发，当最低工资提高低技术工人的工资后，企业为维持高技
141
术工人的工作效率，会相应地提高高技术工人的工资以保持工资差距不变；二是最低工资上涨所释放的劳动力成本增加的信号，使得劳动者索要较高的工资。
六、最低工资与就业
最低工资增加了劳动成本，企业似乎会因此调整雇佣人数，但也有研究得出企业在员工人均劳动时间上的调整较雇佣人数上的调整更多（Xiao and Xiang ，2009）。因此，本文有必要分析最低工资对企业雇佣人数的影响以揭示最低工资上涨与就业的关系。该部分有如下回归方程：
ln employ ijt =α0+βX ijt +θln （miwage ijt ）+νij +πj +γZ jt +T t +u ijt
（3）
其中，lnemploy 为j 地区i 企业在时间t 的雇佣人数对数；θ依旧是我们关心的变量，表示最低工资
对企业雇佣人数的影响大小；其余变量的含义与（1）相同。
1.最低工资与企业平均雇佣人数表10最低工资与企业雇佣人数对数
固定效应模型随机效应模型系数
t
系数t
市最低工资对数－0.0599.67＊＊
－0.05410.29＊＊
企业资产对数0.284236.24＊＊
0.435594.83＊＊
企业资产负债比－4.84e －06 5.42＊＊
－4.94e －06 5.52＊＊
企业存货占比－0.000257.17＊＊
－0.000257.44＊＊
单位产值赢利0.00036 4.15＊＊
0.00026 3.22＊＊
市国内生产总值对数－0.016 3.44＊＊
0.013 4.26＊＊
市总人口对数－0.012 3.27＊＊
－0.02710.44＊＊
市人均工资对数－0.08214.88＊＊
－0.17841.02＊＊
市从业人口对数0.10925.23＊
＊
0.017 6.14＊＊
时间0.001 1.11－0.01118.87＊＊
常数项0.873
0.48
24.374
21.65＊
＊
样本量923912923912R 2
0.11
—
Hausman 检验
29281
最低工资与企业雇佣人数的关系在表10中给出。从表中可以看出，在控制企业个体特征、时间变量以及各市宏观经济特征后，
最低工资每上涨10%，企业雇佣人数将显著减少0.59%。
①按1998—2007年最低工资上涨95.84%计算，最低工资上涨将导致第二产业工作岗位损失近5.65%。2008年12月16日中国社科院公布的《社会蓝皮书》中中国城镇失业率为9.4%，假设最低工资对服务业就业的影响与其对制造业就业的影响一致，那么最低工资上涨95.84%将使失业率增加5.12个百分点。
其他控制变量中，资产每增加10%，其雇佣人数将显著增加2.84%；企业存货占比越少、单位产值赢利越大的企业，其雇佣人数越多；工资水平（或劳动力成本）越高的地区，企业雇佣人数越少。唯一值得商榷的是市国内生产总值与企业雇佣人数的关系，城市经济增长10%，企业雇佣人数反而显著减少0.16%。
2.从“准自然实验”的角度进行的稳健性分析
表11是以福建省2006—2007年最低工资上涨为“准自然实验”进行的稳健性检验。从广东省、福建省2006年、2007年的回归结果来看，福建省最低工资上涨将显著减少企业9.7%的雇用人数。相应地，以漳州、龙岩、梅州、潮州的样本进行的回归也显示，漳州、龙岩最低工资的提高使当地企业的雇佣人数显著减少8.8%。但与前面结论略有出入的是此处对应的系数偏大，因为企业的雇佣人数减少8.8%意味着就业对最低工资上涨的弹性为0.48，大大高于前面的估计值（约0.059）。事实上，丁守海（2010）通过DID 分析也发现，
2007年最低工资18%的增幅使得福建省城2
41①
该结论与Ni et al．（2011）、Xiao ＆Xiang （2009）的结论不一致，但与罗小兰（2007，
2009）、Wang ＆Gunderson （2010）的结论相同。如前所述，这些文章的结论或多或少受研究人群的差异、变量调整的差异以及计量问题的影响，结论不稳健。
表11最低工资与企业雇用人数：DID 回归
广东省VS 福建省漳州、龙岩（福建省）VS 梅州、潮州（广东省）
系数
t
系数t
Time 3.180103.30＊＊
4.54011.21＊＊
Treat －2.420 3.50＊＊
3.851 3.41＊＊
Inter
－0.097207.23＊＊
－0.08842.98＊＊
企业资产对数0.677261.55＊＊
0.63260.07＊
＊
企业资产负债比－0.000 2.87＊＊
－0.000 1.99*企业存货占比－0.37510.79＊
＊
－0.171 1.81
单位产值赢利－0.233 3.91
＊＊
－0.413 3.46＊
＊
市国内生产总值对数－0.237 1.97*
－1.115 1.80市总人口对数 2.375 6.16＊＊
——
市人均工资对数－0.618 6.42＊＊
－8.628 5.79＊＊
市从业人口对数－0.2227.83＊
＊
－4.888 4.75＊
＊
市虚拟变量是是行业虚拟变量是是
常数项－2.128
1.2297.329
5.24＊
＊
样本量832856157R 2
0.66
0.61
镇劳动力就业相对于广东省减少了4.14%，弹性也有0.23。广东省、福建省企业雇佣人数对最低工资上涨的弹性较全样本大，可能的原因是两省样本与全样本有显著差异。具体表现在，两省制造业企业更多地以劳动密集型、加工贸易型为主，对劳动的需求价格弹性较大，
因而当最低工资使劳动力成本上涨同一幅度后，两省企业的雇佣人数将减少得更多。
3.最低工资对雇佣人数的影响差异①
首先，对平均工资介于两期最低工资之间的企业进行回归发现（表12），
与已
有的结论一致，这些企业对最低工资的反应最大。最低工资每上涨10%，其雇
佣人数将显著减少1.18%，
最低工资使这些企业进一步减少0.62个百分点的雇佣人数。从数值来看，它与类似研究的结论接近。例如，Brown et al．（1982）得出，最低工资上升10%，青少年就业下降约1%—3%。
表12市最低工资对企业雇佣人数的影响：
企业上期平均工资介于两期最低工资之间
系数
t
市最低工资对数－0.0569.08＊＊
虚拟变量
0.380 4.08＊＊
市最低工资对数*虚拟变量－0.062 4.22＊
＊
企业特征变量是市宏观经济变量是行业虚拟变量是时间趋势项是常数项 1.278
0.69
样本量923912R 2
0.11
注：若企业上期平均工资介于两期最低工资之间则虚拟变量取值为1，
否则取值为0。表13
企业雇佣人数与市最低工资：按人均资本五等分后的固定效应回归
系数
t
市最低工资对数
－0.21427.98＊＊
市最低工资对数*q （20%—40%）0.08110.93＊＊
市最低工资对数*q （40%—60%）0.14519.49＊＊
市最低工资对数*q （60%—80%）0.24432.14＊＊
市最低工资对数*q （80%—100%）0.36845.57＊
＊
分组虚拟变量否企业特征变量是市宏观经济变量是时间是常数项是
样本量923912R 2
0.11
3
41①我们也按企业是否属于农产品加工业进行分类，结果显示最低工资对农产品加工业的影响与其对其他行业的影响几乎
一致，差异在10%的统计水平下不显著。该结果的含义还有待进一步研究。
其次，对人均资本不同的企业，最低工资的影响也不一致。结论显示，将企业按基期的人均资本五等分后（表13），随着人均资本的增加，最低工资对企业雇佣人数的负效应持续减少。例如，第一等分组的企业，最低工资每增加10%，其雇佣人数将减少2.14%；相反第四等分组的企业，其雇佣人数对最低工资的反应（绝对值）较小；第五等分组的企业，其雇佣人数反而有所增加。
再次，按地域分组后的回归结果在表14给出。从中可见，最低工资每上涨10%，西部地区企业平均工资将显著增加0.79%，高于总样本对应的水平。从东部地区、中部地区与最低工资对数
的交叉项来看，
相比西部地区的企业，最低工资每上涨10%，中部地区的企业平均工资将进一步上涨1.45个百分点，达到2.24%；东部地区的企业平均工资反而区企业下降0.78个百分点，最低工资对其的影响几乎为0。从最低工资上涨对就业影响的地区差异来看，回归结论更偏向Wang ＆Gunderson （2010）的研究结果，最低工资上涨对西部地区企业的负向影响最大，最低工资每上涨10%，西部地区企业雇佣人数将显著减少2.06%。而与前面结果对应的是最低工资上涨对东部地
区企业雇佣人数几乎没有影响。
①表14最低工资与企业平均工资及雇佣人数的关系：从地域角度分组后的固定效应模型因变量工资对数
雇佣人数对数系数
t 系数t 最低工资对数0.079
6.90＊＊－0.20620.22＊＊交叉项（东部地区*最低工资对数）－0.078
7.37＊＊0.19620.＊＊交叉项（中部地区*最低工资对数）0.145
11.38＊＊0.034 2.98＊＊分组虚拟变量是
是企业特征变量是
是市宏观经济变量是
是时间是
是常数项－118.7
54.10＊＊ 5.18 2.66＊
＊样本量923906
923912R 20.230.11七、结论
本文利用1998—2007年规模以上工业企业报表数据，实证检验了最低工资上涨与企业平均工资、企业雇佣人数的关系。研究发现，最低工资上涨可以从整体上提高员工的工资水平。最低工资
每增加10%，
企业平均工资将增加0.3%—0.6%。对不同行业的企业，最低工资上涨的影响也有差异。最低工资每增加10%，劳动密集型行业将增加平均工资0.61%，而其他行业仅增加0.28%。对工资水平位于最低工资附近的企业，最低工资上涨对平均工资的影响最大。最低工资每上涨10%，这些企业的平均工资将提高工资0.63%。
研究还发现，最低工资上涨会减少就业。最低工资每增加10%，企业雇佣人数将显著减少0.6%左右，且对不同行业，该影响有一定程度的差异。同样，对平均工资介于两期最低工资之间的企业，最低工资每增加10%，企业雇佣人数约减少1.2%。
4
41马双等：最低工资对中国就业和工资水平的影响
①我们也从企业的控股情况来考察最低工资与企业平均工资、雇佣人数的关系。从企业平均工资的回归结果来看，最低工资每上涨10%，固有绝对控股企业的工资上涨幅度较非国有控股企业的上涨幅度小0.14%。这是可以理解的，因为国有控股企业的工资变动相对不灵活，工资的调整需接受国家的。但令人诧异的是最低工资每上涨10%，国有控股企业的雇佣人数反而下降得更多，达到4%。该结论还需进一步研究。
本文的研究结论具有重要的启示。我们发现最低工资制度的实施，在一定程度上的确提高了就业者的工资水平，但与此同时，它使就业人数出现了一定程度的下降。因此，在制定最低工资时，需要权衡其在收入分配上的效果以及其对就业的负面影响。
参考文献
蔡昉，2007：《中国人口与劳动问题报告NO．8：刘易斯转折点及其挑战》，社会科学文献出版社。
蔡昉，2010：《人口转变、人口红利与刘易斯转折点》，《经济研究》第4期。
丁守海，2010：《最低工资工资管制的就业效应分析———兼论〈劳动合同法〉的交互影响》，《中国社会科学》第1期。
林毅夫，1999：《中国的奇迹：发展战略与经济改革》，《当代经济学系列丛书》，上海人民出版社。
罗小兰，2007：《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》，《财经研究》第11期。
罗小兰、丛树海，2009：《基于攀比效应的中国企业最低工资标准对其他工资水平的影响》，《统计研究》第6期。
平新乔，2005：《关注民企劳资关系》，《民营视界》第6期。
，
2000：《最低工资种祸根》，《南方周末》。Abowd ，J ，and M．Killingsworth ，1981，“Structural Models of Minimum Wage Effects ：Analysis of Wage and Coverage Policies ”，in ：Report of the Minimum Wage Study Commission ，Vol．V （US Government Printing Office ，Washington ，DC ）143—170．
Belman ，D．，and P．Wolfson ，1997，“A Time-series Analysis of Employment ，Wages and the Minimum Wage ”，Unpublished paper．
Brown ，
C．，C Gilroy ，and A．Kohen ，1982，“The Effect of the Minimum Wage on Employment and Unemployment ”，Journal of Economic Literature ，Vol．20，No．2（June ），487—528．
Brown ，C ，1999，“Minimum Wages ，Employment ，and the Distribution of Income ”，In Orley Ashenfelter and David Card ，Handbook of Labor Economics ，Vol． 3.2101—2163.New York ：Elsevier．
Burdett ，K ，and D．T ，Mortensen ，1998，“Wage Differentials ，Employer Size and Unemployment ”，International Economic Review 39：257—273．
Card ，David ，1992，“Do Minimum Wages Reduce Employment ？A Case Study of California ，1987—19”，Industrial and Labor Relations Review ，46（1）38—54．
Card ，David ，and Alan B．Krueger ，
1994，“Minimum Wages and Employment ：A Case Study of the Fast-Food Industry in New Jersey and Pennsylvania ”，American Economic Review ，84（5）772—93．
Card ，David ，and Alan B．Krueger ，1995，“Myth and Measurement ：The New Economics of the Minimum Wage ”，Princeton ，NJ ：Princeton University Press．
Du and Pan ，2009，“Minimum Wage Regulation in China and Its Applications to Migrant Workers in the Urban Labor Market ”，China and World Economy /79—93，Vol．17，No．2．
Dong ，X．，and L．Putterman ，2002，“China 's State-Owned Enterprises in the First Reform Decade ：An Analysis of a Declining
Monopsony ”
，Economics of Planning Vol （35），109—139．Flinn ，C．，2006，“Minimum Wage Effects on Labor Market Outcomes under Search ，Matching ，and Endogenous Contact Rates ”，Econometrica ，Vol．74，No．4，July ，1013—1062．
Gramlich ，E ，1976，“Impact of Minimum Wages on Other Wages ，Employment and Family Incomes ”，Brooking Papers on Economic Activity 7：409—451．
Heckman ，J．，and G．Sedlacek ，1981，“The Impact of Minimum Wage on the Employment and Earnings of Workers in South
Carolina ”
，in Report of the Minimum Wage Study Commission ，Vol．V （US Government of Printing Office ，Washington ，DC ）225—272．Katz ，L．，and A．Krueger ，1992，“The Effect of the Minimum Wage on the Fast Food Industry ”，Industrial and Labor Relations Review ，Vol．46，No．1（October ），6—21．
Mincer ，J．，1976
，“Unemployment Effects of Minimum Wages ”，Journal of Political Economy 84（4，part 2）：S87—S104．Neumark ，D．，and W．Wastcher ，2006
，“Minimum Wages and Employment ：A Review of Evidence from the New Minimum Wage Research ”，NBER Working Paper 12663．
Ni ，J．，G．Wang ，and X．Yao ，2011，“Impact of Minimum Wages on Employment ：Evidence from China ”，Chinese Economy ，Vol．44，18—38．
Stigler ，G．J．，1946.“The Economics of Minimum Wage Legislation ”，American Economic Review ，Vol．36，No．3（June ），358—65．
Welch ，F．，1976，“Minimum wage legislation in the United States ”，in O．Ashenfelter and J．Blum ，eds．，Evaluating the Labor
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12012年第5期
Market Effects of Social Programs（Princeton University Press，Princeton，NJ），1—38．
Wang，J．，and M．，Gunderson，2010，“Minimum Wage Impact in China：Estimation from A Prespecified Research Design2000—2007”，Contemporary Economic Policy，Volume29，Issue3，392—406．
Xiao，X．，and B．，Xiang，2009，“The Impact of Minimum Wage Policy on Wages and Mployment in China”，International Conference on Information Management，Innovation Management and Industrial Engineering．
The Effect of Minimum Wage on Average Wage and Employment
Ma Shuang a，Zhang Jie b and Zhu Xi c
（a：Southwestern University of Finance and Economics；b：Texas A＆M University；c：Shanghai Jiaotong University）
Abstract：This paper evaluates the relationship among minimum wage，average wage and employment in Chinese manufacturing firms based on the exogenous variation of city-level minimum wages from1998—2007.It is found that if the minimum wages increase by10%，then the average wages in firms would pick up by0.4%—0.5%，though there are some heterogeneity in the effect of minimum wage on various firms in different industries and asset per capita levels．The minimum wage policy would contribute more to the average wages hikes of labor intensive firms or firms with lower asset per capita than to other firms．With regard to the employment，it is shown that every raise of minimum wage by10%would lead to significant employment loss by0.6%or so．The policy makers should balance the positive effect of minimum wage on the income distribution and its negative effect on the employment as far as the labor regulation is concerned．
Key Words：Minimum Wage；Average Wage；Employment
JEL Classification：J08，J21，J31
）
（责任编辑：松木）（校对：昱莹檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵（上接第82页）
Bilateral Investment Treaties，Institutional Environment and
Outward FDI Location Choices of Firms
———An Empirical Study of Chinese Listed Firms
Zong Fangyu，Lu Jiangyong and Wu Changqi
（Guanghua School of Management，Peking University）
Abstract：Bilateral Investment Treaty（BIT）is a bilateral agreement signed by two countries to promote and protect bilateral investments．As a specific bilateral institutional link of the home and host countries，BIT provides different protections from that of the institutional environments，thus exerting an influence on the FDI location strategies of the multinational firms．This study builds a framework of bilateral investment treaties，institutional environments of the home and host countries and outward FDI location choices of emerging market multinational firms．Using data of Chinese listed firms from2003to2009，this paper shows that，（I）BITs encourage and promote investments of firms from one of the signatory countries to the other；（II）BITs have more effect in promoting firms to locate in signatory countries with a worse institutional environment；（III）BITs can help firms overcome the drawbacks of the institutions of home country and play a significant role in promoting non-SOEs to invest in signatory countries．
Key Words：Bilateral Investment Treaties；Institutional Environments；Outward FDI；Location Choices
JEL Classification：F23，F42
（责任编辑：詹小洪）（校对：晓鸥）1下载本文
