最低工资对中国就业和工资水平的影响（中）
马双 张劫 朱喜
2012-07-18 16:24:39 来源：《经济研究》2012年第5期
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）。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。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
在模型设定上，我们建立如下回归方程：
其中，lnwage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。vij为企业不随时间变化的个体特征。πj与Zjt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。
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。但如果地方政府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，我国政府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，控制政府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%。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。
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年福建最低工资大幅提高的“准自然实验”
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：
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%。
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
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关系是十分必要的。一般来讲，资本劳动比较低的企业往往技术含量较低，大多以劳动者手工操作为主。当劳动者成本上涨后，这些行业受到的冲击往往更大。对那些边际上的企业，它们可能会以机器替代劳动，减少对劳动的雇佣。同时，这些企业由于技术含量较低，工资水平往往不高，很容易受最低工资的影响。因此，我们预计随着企业人均资本的增加，最低工资上涨对企业平均工资的影响程度会逐渐减弱。
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：
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
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%。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
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%。
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。
最低工资对中国就业和工资水平的影响（中）
马双 张劫 朱喜
2012-07-18 16:24:39 来源：《经济研究》2012年第5期
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）。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。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
在模型设定上，我们建立如下回归方程：
其中，lnwage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。vij为企业不随时间变化的个体特征。πj与Zjt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。
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。但如果地方政府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，我国政府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，控制政府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%。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。
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年福建最低工资大幅提高的“准自然实验”
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：
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%。
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
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关系是十分必要的。一般来讲，资本劳动比较低的企业往往技术含量较低，大多以劳动者手工操作为主。当劳动者成本上涨后，这些行业受到的冲击往往更大。对那些边际上的企业，它们可能会以机器替代劳动，减少对劳动的雇佣。同时，这些企业由于技术含量较低，工资水平往往不高，很容易受最低工资的影响。因此，我们预计随着企业人均资本的增加，最低工资上涨对企业平均工资的影响程度会逐渐减弱。
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：
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
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%。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
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%。
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。