解除劳动合同模板(6篇)

解除劳动合同模板篇1

关键词：城市经济集聚;劳动生产率;动态面板数据

中图分类号：F062.5文献标识码：A

文章编号：1005-913X（2015）10-0080-03

根据国家统计局数据，自2002年以来，我国城镇化率以平均每年1.35个百分点的速度发展，城镇人口平均每年增长2096万人，2014年末城镇人口已达74916万人，比重达到54.77%，中国城市化正经历着快速发展的阶段，城市的形态、性质和功能正进行着演变，与此同时，中国正面临经济转型和结构调整的巨大压力，城市经济集聚能否成为经济转型和结构调整过程中的一种有效的资源配置效应？为了回答这个问题，国内学术界从多个角度对城市经济集聚对社会经济发展作用进行研究。陈德文，苗建军用联立方程的方法，得出空间集聚经济和区域经济增长之间呈现“倒U型”关系。[1]高丽娜和蒋茯心发现创新要素的空间集聚会产生区域经济协同发展效应。[2]国外学者对城市集聚早于国内，CicconeandHall采用实证分析的方法，发现一个地区就业密度提高一倍可以使劳动生产率提高6%。[3]Brulhart研究发现集聚效应只能在经济发展的一定阶段上促进GDP的增长。[4]但是也有研究发现集聚对于经济增长没有甚至有负的影响。例如陈林生，李刚利用1991-2002年省级面板数据，发现集聚经济对区域经济增长的回归系数为负值。[5]FutagamiandOhkusa认为用人口数量衡量的市场规模与经济增长率之间存在着U型关系，即较大或较小规模的市场都不利于经济增长。[6]综上可见，城市集聚对经济发展的作用还需要进行进一步的验证，本文以国内外相关研究为基础，采用2004-2013年江苏省动态面板数据来研究城市经济集聚对劳动生产率的影响。

一、模型设定

（一）基本模型

动态面板数据可以通过固定效应控制有效的克服变量遗漏的问题，并且还可以克服颠倒因果性问题。在动态面板数据模型中，因变量的观测值随个体和时间而改变，在这种情况下，前一期的因变量就有可能对当期的因变量产生影响，前一期的因变量成为解释变量，即解释变量中含有滞后被解释变量，此时便产生了动态面板数据模型，[7]该模型的具体形式如公式（1）所示。

yit=γyi，t-1+xitβ+αi+εit（1）

其中，i=1，2，…，N，t=2，3，…，T，β为k×1维向量，γ为常数，xit和yit是解释变量和被解释变量，yi，t-1为滞后被解释变量，αi和εit是未观测的个体效应和特质随机误差项，且，αi：∏D（0，σε2），αit：∏D（0，σε2），αi和εit相互独立。由于动态面板数据模型包含了滞后被解释变量，可以解决静态面板数据可能存在的不一致和内生性问题，但是在这种情况下，当N：∞，T固定时，采用固定效应估计量和随机效应估计量将不再具有一致性。[7]因此，本文采用广义矩阵法（系统GMM）来进行模型估计，该估计方法在且T固定时，可以通过差分剔除动态面板数据模型中的个体效应，利用yit的滞后项与εit误差项得到一些额外的工具变量来消除内生性问题。

（二）实证模型

鉴于动态面板数据相对于静态面板数据具有的优势，为了更深入的研究城市经济集聚与劳动生产率的关系，在公式（1）的基础上，我们构建实证动态面板数据模型如公式（2）所示。

lnyit=μ0+γlnyi，t-1+βlnxit+λitzit+αc+εit（2）

在（2）式中，y为各城市市辖区的非农劳动生产率，其下表i代表城市，t代表年份;x为各城市市辖区的集聚水平，是本文关注的核心变量;yi，t-1是非农劳动生产率的一阶滞后项;扰动项由城市固定效应αc和随机扰动项εit两部分构成;z为城市层面的相关控制变量，主要包括：劳均固定资产投资、人力资本、财政支出比重和外商直接投资占比;μ0为常数项，γ、β、λ为各变量的系数。

二、变量的定义与数据的来源

借鉴已有相关研究成果，我们选取非农劳动生产率衡量劳动生产率，选取产出密度衡量城市集聚水平，各变量定义如表1所示。

本文数据主要来自与2005-2014年《中国城市统计年鉴》以及《中国统计年鉴》和《江苏省统计年鉴》。在《中国城市统计年鉴》中分别提供了“全市”和“市辖区”的统计数据，其中“市辖区”是中国城市的基层行政区单位，一般是指在直辖市和较大的市设置的行政区，市辖区的城区为城市市区的组成部分，该区域人口和经济活动聚集。鉴于本文研究的是城市主体区域层面上的经济集聚对非农劳动生产率的影响，因此我们选择“市辖区”为研究对象，所使用的数据都是城市统计年鉴中“市辖区”范围下的统计指标。

三、变量描述统计

本文样本数据来自江苏省13个城市年份跨度为10年，下面通过描述统计对样本数据进行简单的分析。

如图1所示，江苏省2004-2013年平均产出密度整体上呈上升的趋势，但是在2008至2010年间略有下降，一个可能原因是2008年我国经济受到美国次贷危机的影响，国内生产总值降低。图2描述了江苏省2004-2013年平均非农劳动生产率和劳均固定资产投资的发展趋势，如图所示，平均非农劳动生产率从2004至2012年呈现出上升的趋势，其中2004-2010年增长速度较快，但2013年该指标下降明显。根据统计数据，导致2013年该指标下降的直接原因是2013年第二、三产业就业人数的大量增加，2013年第二、三产业新增就业人数较2012年增加了74.75%，而第二、三产业国内生产总值较2012年仅增加了9.42%。关于劳均固定资产投资的总体趋势与非农劳动生产率相似，从2004-2010年该指标增长较快，2013年较2012年该指标有明显的下降，但与非农劳动生产率不同的是，2011年该指标的平均值较2010年下降了17.00%，2012年该指标反转上升。2013年该指标下降的直接原因是平均年末单位从业人数较2012年增加了73.98%，而固定资产投资较2012年仅增加了14.22%。图3描述了江苏省2004-2013年平均财政支出比重和外商直接投资占比两个指标的发展趋势，其中财政支出比重指标整体上呈现了增长的趋势，2011-2013年较2004-2010年增长放缓;外商直接投资整体趋势平缓，值得说明的是，2005年和2013年较其他年份特殊，该指标2005年较2004年下降了16.7%，2013年较2012年下降了18个百分点，究其原因，2005年下降的直接原因是美元兑人民币汇率下降，而2013年该指标下降，除了汇率下降外，外商投资额较2012年降低也是一个原因。本文以江苏省普通高等学校在校学生人数来衡量人力资本，如图4所示，该指标从2004年至2011年呈上升的趋势，2012年下降了11.13%，2013年再次上升至137773人。

图1-图4从整体发展趋势上对样本数据进行了描述，表2则利用具体数据更加详细的对样本数据进行统计分析。由表2提供的信息可知，各指标最大和最小值之间的差幅都较大，例如2004年人力资本指标的最大值是最小值的52倍，2013年为46倍;此外该指标的变异系数较大，2004年为1.57，2013年为1.49，根据统计数据，指标最大值往往出现在南京、苏州、无锡等较大的城市，这一现象一定程度上体现了江苏省较大城市的发展速度较快，城市之间的发展存在不平衡的现象。

四、回归结果

从上述简单的统计分析很难得出产出密度与非农劳动生产率之间的关系，因此，我们使用stata11的graph命令画出了产出密度与非农劳动生产率之间的散点图。如图5所示。

图5中横轴表示非农劳动生产率，图中散点表示产出密度，Fittedvalues表示产出密度与非农劳动生产率拟合回归结果，lowesslnprolnope表示我们进行了局部加权回归修匀散点。从图中我们可以得到产出密度与非农劳动生产率之间存在正的相关性，但是该图并不能说明两者之间的具体相关程度，因此，以下我们将按照第一部分所述方法，利用系统GMM估计法对江苏省2004-2013年动态面板数据模型进行估计，得到的计量结果如表3中第二列所示。

如表3所示系统GMM估计的结果，我们可以发现各解释变量对非农劳动生产率的相关系数都为正值，说明各解释变量对非农劳动生产率的正向作用。同时，Hansen检验值为0.38，表明过度识别限制是正确的，所使用的多于待估参数的工具变量是合理的。

根据Bond（2002）的研究结果，动态面板模型因变量的一阶滞后项系数大小介于PoolOLS估计和固定效应估计的系数估计结果之间。[9]因此，为了验证系统GMM估计结果的稳健性，我们还进行了PoolOLS估计和固定效应估计，估计结果如表3第三、四列所示。由结果可知，系统GMM估计的一阶滞后项系数0.3881754大于固定效应估计值0.018287小于PoolOLS估计值0.4127946，系统GMM估计稳健。

产出密度是我们关注的核心指标，由表3可见，产出密度对非农劳动生产率的相关系数是0.1045834，且在1%的统计水平上显著，表明江苏省城市具有经济集聚效应，且对非农劳动生产率有显著正的影响，当某城市产出密度增加一个单位时，该城市的非农劳动生产率会相应增加约10.46%。

依据回归结果，除了产出密度，其他指标也对非农劳动生产率有正的影响，其中劳均固定资产投资对非农劳动生产率的相关系数最大，为0.5115489，且在1%的统计水平上显著，依据相关理论，当劳均固定资产投资提高一个单位时，非农劳动生产率提高约51.15%，说明固定资产投资推动了该城市的基础建设，增加资本存量，从而有利于提高该城市的劳动生产率;人力资本对非农劳动生产率的相关系数为0.061906，在5%的统计水平上显著，人力资本每提高一个单位，非农劳动生产率提高约6.19%，说明人力资本是城市劳动生产率提高的重要推动力。此外，财政支出比重和外商投资占比对非农劳动生产率的相关系数也为正值，但是不显著，这表明政府对市场的过多干预对劳动生产率的提高没有显著正向影响，且随着国内经济的发展，各城市对外商的依赖在逐渐的减小。

五、结论

本文使用江苏省2004-2013年数据对该省各城市产出密度对非农劳动生产率的影响进行了计量分析，通过简单的描述性统计分析，发现江苏省各指标整体上呈上升趋势，但各城市间存在资源分布不平衡的现象;利用系统GMM估计对动态面板数据进行回归分析，发现非农劳动生产率对产出密度的弹性系数为10.46%左右，同时非农劳动生产率对劳均固定资产投资和人力资本的弹性系数分别也较高，且具有显著性。这一结果得到的启示是各城市可以通过增加人力资本、加强固定资产投、增加基础设施建设、提高城市集聚水平来提高地区劳动生产率。

参考文献：

[1]陈德文，苗建军.空间集聚与区域经济增长的内生性研究：基于1995--2008年中国省域面板数据分析[J].数量经济技术经济研究，2010（10）：82-93.

[2]高丽娜，蒋伏心.创新要素集聚与扩散的经济增长效应分析―以江苏宁镇扬地区为例[J].南京社会科学，2011（10）：30-36.

[3]Ciccone，A.AgglomerationeffectsinEurope[J].EuropeanEconomicReview，2002（46）：213-227.

[4]BrulhartM，MathysNA.SectoralagglomerationeconomiesinapanelofEuropeanregions[J].RegionalScienceandUrbanEconomics，2008（4）：348-62.

[5]陈林生，李刚.聚集效应、区位差别与区域经济增长[J].四川大学学报：哲学社会科学版，2004（2）：32-35.

[6]Futagami，K.andOhkusa，Y.Thequalityladderandproductvariety：largereconomiesmaynotgrowfaster.JapaneseEconomicReview，2003（54）：336-351.

[7]兰草.截面、面板数据分析与STATA应用[M].武汉：武汉大学出版社，2012.

解除劳动合同模板篇2

一、模型构建与数据处理

1.模型构建本文以哈佛大学Caves教授(1974)提出的用于检验行业内溢出效应的经验研究模型LPd=f(FDI，X1，X2，…)为基础，利用2005—2011年省际面板数据来判断我国零售业劳动生产率与外商直接投资在行业中参与程度的相关关系，进而得出FDI对我国零售业的溢出效应。因此，本文以零售业劳动生产率LP作为被解释变量，用各地区零售业的人均商品销售额来表示;以FDI作为解释变量1说明FDI的参与程度，用各地区外资零售业年末从业人数除以各地区零售业年末从业人数来表示;以资本密集度KI作为解释变量2来说明零售业提供的产品及技术是否有资本密集的倾向，用各地区固定资产除以各地区年末从业人数来表示。以职工平均工资SALA作为解释变量3，效率工资理论认为，企业员工的工资报酬越高，就越能吸引高素质员工和激励员工努力工作，从而有利于提高企业的劳动生产率。由于在统计年鉴中涉及职工工资的数据没有将零售业和批发业分开，因此本文用限额以上批发零售业城镇职工人均工资来表示SALA。由于企业规模越大其获得的规模报酬越大，而规模报酬能够促进劳动生产率的增长，因此，本文将企业规模SC作为解释变量4，用各地区限额以上零售业主营业务收入除以各地区零售业法人数量来表示。由于内蒙古、、甘肃、青海、宁夏5个省在这7年里外资进入零售业较少(均小于10个)，本文据此认为剔除这5个省份的数据不会影响实证分析的结果。因此，最终的样本回归数为189个，建立FDI溢出效应面板数据模型。2.数据处理本文用于分析的数据分别来自历年《中国统计年鉴》、《中国对外经济贸易年鉴》和商务部，样本数据来自全国2005—2011年度零售业的相关数据。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，同时还可以消除数据中可能存在的异方差，所以本文对LP、FDI、SA-LA、SC、KI进行自然对数变换，变换后的变量分别用lnLP、lnFDI、lnSALA、lnSC、lnKI表示。

二、模型的计量分析

1.面板数据的单位根检验鉴于本文面板数据所选取的样本研究时间较短，在所有面板数据单位根检验的方法中，Im、Pe-saran与Shin(1997)所提出的异质面板数据(he-terogenouspaneldata)单位根检验方法(IPS)在此比较适用。表1给出了本文所研究的5个变量的单位根检验结果，其中单位根检验公式中滞后长度的选择是根据施瓦池信息准则(SIC)来确定的，最大滞后长度由软件自动选择。由于IPS单位根检验是左侧检验，因此，以上5个变量经过二阶差分后都通过了5%临界值检验，由此认为这几个变量是平稳的。为了确保时间序列的平稳性，故进一步对面板数据模型进行协整检验。

2.面板数据的协整检验为了避免“伪回归”或“虚假回归”，本文将分两步对面板数据进行协整检验:第一步，建立被解释变量对解释变量的面板数据回归模型;第二步，对各截面回归方程的残差进行单位根检验，若这些截面残差序列是平稳的，则表明解释变量与被解释变量序列之间存在协整关系。Eviews得出的检验结果如表2所示。从表2的检验结果可以看出，LLC检验统计量为－14.14050，其概率值为0.0000，IPS检验统计量为－4.76877，其概率值为0.0000，而且Fish-ADF检验和Fish-PP检验的统计量也非常显著，其概率值也非常小。因此，拒绝“所有截面回归方程的残差序列都有单位根”的原假设，即这些残差序列是平稳的，从而表明面板数据序列被解释变量和解释变量之间存在协整关系。

3.面板数据的模型检验由于面板数据对截矩项和解释变量系数的不同有限制，因此将面板数据分为混合回归模型、变截矩模型和变系数模型3种类型。(1)F检验由上文可知，对于面板数据模型，在正式回归之前需要用F统计量检验要采用哪种模型。下面本文作两个假设:H0:模型(1)中的解释变量对于所有的截面成员是相同的，但截矩项不同，即该模型形式为变截矩模型，则有由于统计量F2大于临界值，因此在5%的检验水平下拒绝原假设H1。继续检验原假设H0，统计量F1也大于临界值，因此拒绝原假设H0。因此，本研究采取固定效应变系数模型是比较合适的。(2)Hausman检验Hausman检验用于检验样本数据究竟应该建立随机效应模型还是固定效应模型。用Eviews6.0进行随机效应Hausman检验，得到结果如表3所示。由F检验结果可知，选择变系数模型比较合适。由此综合可见，根据F检验及Hausman检验结果，最终面板数据分析模型应该是固定效应变系数模型。

4.面板数据的回归结果由上文分析可知，本文将使用变系数的固定效应模型对东、中、西部进行面板数据回归分析，回归结果如表4所示。

三、结论与启示

解除劳动合同模板篇3

关键词：空心墩；液压翻模；施工技术

Abstract:thisarticlemainlyintroducedthesupermajorbridgehollowpierhydraulicdoublemouldtechnologyprinciple,constructionpointsandqualitycontrol,etc.

Keywords:hollowpier;Hydraulicdoublemode;Theconstructiontechnology.

中图分类号：TU74文献标识码：A文章编号：2095-2104(2013)

1.液压翻模工艺原理与构造

1.1工艺原理

通过支撑于墩身砼中的顶杆，将工作平台固定好，使工作平台、顶杆、千斤顶形成一个整体，根据施工工作面高度的要求，用千斤顶将工作平台提升至一定高度，在平台上悬挂吊架，用于模板的拆卸、提升、安装以及钢筋的绑扎等工作。利用丝杆调节滚轮横向收缩，以实现收坡要求，砼的灌注、捣固、吊架移位和中线控制等作业则在工作平台上进行。三层模板循环交替翻升。

1.2构造

由工作平台、顶杆、液压提升设备、内外吊架及模板系统组成。

1.2.1工作平台

由围栏、立柱、内外钢环、辐射梁、步板梁和步板等组成，各部分之间用螺栓连接成整体，是安装内外吊架、灌注砼及堆放材料的场地，它随千斤顶的爬升而提升。

1.2.2顶杆及提升设备

顶杆采用φ48的无缝钢管，沿桥墩四周共布置24个，在墩底实心段内预埋，分节埋至墩顶。液压提升设备由千斤顶、操纵台、高压钢丝软管、分油器等组成，是工作平台提升的动力设备。试验压力12Mpa，工作压力8~10Mpa，并联布置。

1.2.3内外吊架

由竖杆、横杆组成，吊架为活动式，人力作用下沿辐射梁向中心移动，内吊架固定在内钢环上。内外吊架是拆装模板及砼浇水养护的作业场地，禁止堆放施工材料。

1.2.4模板系统

模板系统是翻模的重要组成部分，分为上、中、下三节，每节高度为1.5m，由内模和外模两部分组成，其中外模板由固定模板、抽动模板、直线模板外加扁钢围带组拼而成；内模板由固定模板、抽动模板和错动模板加型钢围带组拼。内外模板采用3mm厚的钢板，模板周边用M14×30螺栓相互连接。组装时，内外模板间用φ16圆钢做拉杆并加撑木使之成为整体。

2.施工要点

2.1模板组拼

先将直线段模板调整固定，再分别向两侧圆端部分延伸，逐块调整、加固，待模板全部就位后，再进行整体细调、加固，细调时先从圆端形中间向直线段调整、加固，这样反复几次，即可调整加固好。

2.2砼浇筑

要均匀对称进行砼浇筑，厚度根据浇筑速度和砼量而定，一般30cm左右，振捣要充分，严禁出现漏振、过振和撞击模板的现象。

2.3提升平台

翻模组装后，第一次提升平台在砼浇筑达到一定高度后进行（一般不小于80cm），时间在砼初凝后终凝前，提升高度以千斤顶的1~2个行程为限；第二次及以后的每次提升，每1~1.5小时提升一次，每次提升高度以千斤顶的一个行程为限；砼终凝后，每4~6小时提升一次，模板组装完后在浇筑砼前提升一次，均以千斤顶的1~2个行程为限；平台提升过程中要随时注意进行纠偏、调平。

2.4.翻升模板

2.4.1模板解体

模板解体应从要抽换的抽动模板处解体，分成6大块整体翻升。

2.4.2模板翻升

待平台提升到位后，用两个2t的倒链吊住每个大块模板的上缘吊环，然后拆除连接螺栓，将模板吊升至安装位置，并抽换相应的抽动模板，安装到位后与下层模板连接固定，再提升相邻大块模板。提升时，内外模板分别分成两组，从直线段大块模板开始，对称吊装。提升过程中设专人监视，以防提升模板与固定物挂碰。

2.5翻模系统的拆除

当墩顶施工完毕后，进行翻模的拆除。按照先底层，后上层，最后顶层的顺序进行拆除。拆除前要移走平台上堆放的材料及机具，拆除工作必须对称进行。拆除时，将钢丝绳系于预埋在顶帽砼内的吊环上，悬挂载人吊篮和手拉葫芦进行拆除操作。

3.顶升平台的控制和纠偏

3.1中心纠偏

在平台提升过程中，要时刻注意量测平台中心和墩身中心的偏差，并及时调整，使平台中心与墩身中心不发生偏离。用经纬仪在墩中心处的线路切线和法线方向上严格控制平台的中心位置，如发现平台中心偏离桥墩中心达2~3cm时，要立即进行纠偏，其方法是控制或停止中心偏向，即关闭产生偏离一边的各个千斤顶上的油压控制阀，爬升相反部位的千斤顶，造成平台反向倾斜（一次不超过两个爬升高度），逐渐将平台中心调整对中，然后再调整平台水平。如偏离桥墩中心大于3cm时，除采用上述方法纠偏外，还要在空心墩壁原拉杆孔处设置拉环，另一侧拉环则置于平台偏出中心处，中间用倒链拉紧，同时提升平台，这样才会使平台中心调整过来。

3.2水平调整

用水准仪抄平，在每根顶杆上画出同一标高线，并在此处加设千斤顶限位卡，提升平台，让所有千斤顶都顶在限位卡上，这个过程要在一次提升过程中完成，以防先到位的千斤顶停滞时间过长，套管粘接在里面，以一整板（即1500mm）调整水平一次。

4.质量控制

4.1为了确保墩身砼外观质量，模板翻升到位后，必须进行清理、调整、加固。

4.2掌握好提升工作平台的时间，以防套管或顶杆与砼粘连，造成不能提升或顶杆被埋无法回收。

4.3模板翻升时，一定要对称进行，避免造成荷载不均匀，引起平台的偏移。

4.4平台提升时，要保证千斤顶同步顶升，收坡要均匀，以免造成平台偏移。

4.5为确保接茬处砼质量，在每次浇筑砼后，要注意养护。

4.6模板加固时，要外箍内撑，且拉杆松紧适当，位置均匀对称，以此来保证截面尺寸和定位尺寸。

4.7为确保墩身截面尺寸准确、顺畅，在每次灌注砼后、模板翻升前，在砼表面上进行定位，模板以此为基准调正、加固。

4.8为确保墩身质量，必须按规范要求进行拌合、输送，浇筑时要对称、分层进行。

5机具设备及劳力组织

5.1机具设备（见表1）

主要机具设备表1

5.2劳力组织（见表2）

一个作业循环所需劳力组织表2

解除劳动合同模板篇4

员工离职证明标准模板一：

离职证明

某某先生/女士/小姐自20XX年01月01日入职我公司担任人力人事专员职务，至20xx年06月31日因个人原因申请离职，在此间无不良表现，经公司研究决定，同意其离职，已办理离职手续。

因未签订相关保密协议，遵从择业自由。

特此证明

公司名称(加盖公章)

____年__月__日

员工离职证明标准模板二：

离职证明

先生/女士/小姐(身份证号为)自20**年01月01日入职我公司担任人力资源部人力资源助理职务，至20**年07月31日因个人原因申请离职，在职期间无不良表现，经协商一致，已办理离职手续。

因未签订相关保密协议，遵从择业自由。

特此证明。

公司名称(加盖公章)

20**年07月31日

员工离职证明标准模板三：

离职证明

兹证明先生/女士/小姐原系我公司市场开发部职员，在职时间为20**年01月01日至20**年07月31日。现已办理完所有离职手续。特此证明!

公司名称(加盖公章)

20**年07月31日

员工离职证明标准模板四：

劳动关系终止确认书

甲方：XXXX公司

乙方：身份证号：

乙方原为甲方职工，于20XX年月日经双方协商一致解除劳动合同。甲乙双方确认终止劳动关系。

双方现已就经济补偿金及劳动关系存续期间的所有问题达成一致，并已一次性结清，不再有需向劳动争议仲裁委员会及人民法院申请处理的任何争议和纠纷。同时，乙方已完成离职交接工作。

解除劳动合同模板篇5

对该案的处理有两种不同的意见：

一种意见认为，熊水田与夏兰间构成雇佣关系，后者应对熊水田在工作中的伤残承担相应的赔偿责任。理由是，本案从表面上看是熊水田按照夏兰的要求，自己组织人力并以自己的技术完成安装模板的工作，夏兰需要的也是安装成功的模板（劳动成果），比较符合承揽合同的法律特征。但是在承揽合同中，定作人接受的只能是物化的工作成果，如果未物化成工作成果时，定作人无需支付报酬。熊水田工作中受伤导致安装工作未能完成，而夏兰却不仅支付了模板的运费和租金，还支付了木工、小工的工资，由此可见，熊水田及其徒工向夏兰提供的是劳动力而非劳动成果，因此，本案应认定为雇佣关系。

另一种意见认为，本案系承揽合同关系，夏兰对熊水田的伤残不应承担赔偿责任。笔者同意这种意见，理由是：

1、主体上看，双方不存在管理与被管理的关系。在雇佣关系中，雇主与雇工之间存在着特定的人身关系既管理与被管理关系。本案中，熊水田在安装模板工作中的施工方式、用工程度、用工人数均由熊水田自行决定，不受夏兰支配，两者之间不存在管理与被管理的关系，不符合雇佣关系的主体要件。

2、从法律关系的客体上看，本案以特定劳动对象和工作成果为标的，属于承揽合同关系。本案熊水田按照夏兰的要求，自己组织人力并以自己的技术完成安装模板的工作，夏兰需要的也正是安装成功的模板这一劳动成果，因此符合承揽合同的客体特征。

解除劳动合同模板篇6

关键词：最低工资；经济增长；面板数据；格兰杰因果检验

一、引言

自2008年国际金融危机以来，全国各省份纷纷上涨最低工资标准，增加劳动者收入的同时，给企业也带来了很大的成本压力。对此，经济学界普遍的观点认为最低工资标准的提高能够减少贫富差距，使我国劳动要素价格长期被扭曲的情况得以改善，增加社会总福利同时有利于经济健康持续的发展；另一种观点认为最低工资对经济杀伤力严重（张五常，2010）。最低工资标准的提高，既增加了企业的成本，也增加了失业，必将导致一个“双输”的局面。

最低工资是劳动力市场失灵情况下政府调控的手段之一，即在市场劳动力过剩时期弱势群体缺乏议价能力且就业困难时发挥效用的兜底机制（柯龙山，2010）。最低工资制度不仅关系到劳动者的福利，还影响到经济增长，其变化对经济增长影响几何就是政策制定必须要明确的议题。

二、相关理论及文献综述

劳动作为经济增长的一个主要投入要素，其最低价格（最低工资）是影响经济增长的重要因素之一。stigler（1946）最早关注了最低工资制度对宏观经济影响，此后经济学者分别从就业（Mincer，1976；Abowd，1997；Solomon，2006）、人力资本（Cubitt&Hargeraves，1996；Ravn&Sorensen，1999；Friedman，2005）、资本积累（Sg-ro&Takayama，1981；Fanti&Gori，2009）、产业结构（Meckl，2004）等途径进行了相关分析。最低工资对经济增长影响途径非常复杂，目前最低工资制度对经济增长影响的研究结论还存在着比较大的争议。但已有的众多模型表明，在一些特定条件下，最低工资对经济增长的效应还是可以明确的。

最低工资对经济增长的关系有以下几种：第一，最低工资抑制了经济增长。Sgro和Taka-yama（1981）使用两部门经济增长模型，认为全国统一的最低工资制度使得经济体过度“资本化”而降低了经济增长速度，过高的最低工资标准结果是造成经济的持续衰退。Aghion和Howitt（1994）指出最低工资制度在中间产品部门内引发劳动力的部门间重新分配而造成失业，从而造成产出的损失。第二，最低工资促进了经济增长。Askenazy（2003）在开放型外生增长模型中发现最低工资能促使企业资源由生产部门转移到研发部门而促进了经济增长。Fanti和Gori（2011）在单部门迭代经济模型中分析最低工资和经济增长的关系时发现：无论模型中劳动是内生的还是外生的，在剔除任何由最低工资引致的持续增长外部性后，最低工资虽然会造成失业，但最低工资和经济增长存在一个正相关关系。同时他们还认为，整个经济中一定存在一个经济增长和劳动者福利最大化的最低工资。第三，最低工资对经济增长影响不断变化。从劳动力市场的买方来看，Fraja（1999）建立的企业反应模型的表明：最低工资标准与工人失业成线性相关，企业有可能通过减少工人福利、增加固定资本和人力资本投资等手段来抵消最低工资提高带来的损失，因此对产出的影响是无法确定。Meckl（2004）认为最低工资对经济增长和就业的影响取决于经济体中不同部门的工资差异。

国内外对此问题实证方面研究相对较少。Persson和Tabellini（1992，1994）在分析民主国家经济时认为，最低工资有利于消除收入不平等，而增长和收入不平等之间有显著的负相关性，因而有利于经济增长。Cukiermanetal.（1996）使用巴罗式内生增长模型对不同国家的面板数据进行的回归时发现，最低工资的增长促使低收入国家经济增长，而对发达国家则具有消极作用。Bauduinetal.(2008)则模拟了最低工资和汇率政策互动对经济增长的影响，结论是一个混合最低工资和货币贬值内容的政策能够释放经济增长的短期和长期约束。

在国内方面，林原（2007）认为最低工资不仅可以使农民工有能力进行自身及后代的人力资本投资，而且迫使企业进行产业升级，摆脱低技术陷阱。韩兆洲、安宁宁（2008）提出了一个封闭经济的最低工资经济增长理论模型，其结果是最低工资标准的提高将会促进国家经济的整体增长，而最低工资制度引发的失业效应问题可由政府通过其它社会保障措施加以弥补。龚强（2010）通过分析一个包含产品市场和劳动力市场的模型，发现企业对市场工资率的影响力是最低工资影响社会总产出水平的决定性变量。如果企业仅仅是市场工资率的被动接受者，则最低工资制度促进劳动者福利提升的同时，会导致总产出水平下降和社会总福利的损失。

三、模型的构建

本文将先对面板数据进行格兰杰因果检验，然后再对面板数据进行估计。采用的相关模型如下：

1.面板数据的格兰杰因果检验。格兰杰因果检验的一个重要扩展是Hurlin&Venet（2001）提出的面板数据格兰杰因果检验，它能够显著的提高格兰杰因果检验的精度。本文应用的检验是其一个变形，其形成如下：

其中?渍i，t=?琢i+?着i，t，且?着i，t为白噪声，p为正整数。N为面板数据宽度，T为时间长度，p为滞后项阶数。零假设为H0：对任意k，?茁k=0，备择假设为H1：存在使?兹k≠0。如果拒绝零假设，则x是y的格兰杰原因；反之则x不是y的格兰杰原因。可以用Wald统计量检验零假设：

其中RSS2和RSS1分别为带约束（即设定）和不带约束的OLS估计残差平方和。

2.面板模型估计。面板数据模型主要有三种类型，无个体影响的不变系数模型、变截距模型和变系数模型。其形式分别如下：

其中，i=1，2，…，N；t=1，2，…，T。样本数据适合那个模型须通过F统计量检验来完成。根据个体影响的不同形式，变截距模型和变系数模型又分别有固定效应和随机效应两种模型。模型具体选取可通过H检验来确定。

在变量选取方面，我们用各个省份的人均GDP来表示经济增长变量；最低工资变量则用各地方人力资源与社会保障部门颁布的最低工资标准来表示。由于我国各个省、直辖市和自治区大都制定了多档次的最低工资标准，因此我们选用的各地区最高档次的最低工资标准并利用加权平均方法（以各地方GDP比重为权数）来进行计算。

自1996年起，我国所有省份都实施了最低工资标准，因此本文选取1996年~2010年的15个年份30个省份（除外）的人均GDP和最低工资标准为分析样本。其中重庆市部分数据从四川省数据中整理所得。人均GDP数据来自《新中国60年统计资料汇编》和2009年、2010年《中国统计年鉴》；最低工资标准根据各省份颁布标准整理所得。所有数据都根据各地商品零售价格指数调整为实际数据；为消除波动性和异方差现象，所有数据都取对数形式。

四、计量分析

1.面板的单位根检验与协整检验。面板数据在进行格兰杰因果关系检验前必须对数据进行平稳性检验，以防止时间序列数据不平稳而产生“伪回归现象”。本文利用多种检验方法对面板数据进行检验，其结果如表1所示。所有变量的原始数据的水平值都不平稳。但它们的一阶差分均拒绝原假设，故可以进一步做协整检验。

由于解释变量的不平稳性，本文采用多种面板协整检验方法对最低工资和拒绝增长之间是否存在长期协整关系进行检验。由表2可知，最低工资和经济增长的一阶差分项之间存在着长期协整关系，可以通过因果检验找出它们的相关关系。

2.面板数据因果关系检验。由表3检验结果我们可得到：经济增长是最低工资的因，也就是说经济增长的增长带动了最低工资的增长；最低工资也是经济增长的因，即最低工资的提高也能够促进经济增长。其滞后期比较长且检验结果都非常稳定，说明两种之间存在着较长期的双向因果关系。

3.面板数据的估计。为直观地反映参数估计的意义，面板模型用原始数据分析。取文本数据回归面板模型的三个模型的残差平方和的值，经比较，结果显示变系数模型估计样本数据是合理的。本文利用F统计量和H统计量检验建立那种模型的效果更好。检测后可知，F检验值和H检验值分别为75.507和29.691，且相应的P值小于0.01。因此，建立个体固定效应模型是本文的最佳选择。

综上所述，则可建立固定效应的变系数模型。固定效应的变系数模型可分为时点固定和个体固定效应的变系数模型。由于受我国最低工资保护的劳动力数量巨大，有很强的流动性，且我国最低工资标准的修改一般于每年经济数据的统计不同步，所以在回归中考虑滞后一期的影响。其估计结果分别表4、表5所示。

表4所示，时间截面上看，最低工资对经济增长的回归系数由1996年0.167上升至2000年的0.368，此后至2003年一直维持在这一水平，而后一直下滑，而2009年、2010年还呈现出负数，总体上呈现出一个倒“U”型的关系。表5所示，从个体样本来看，30个省份的回归系数大部分为正，且存在着一个明显的滞后一期的影响，且回归系数在地域分布上未呈现出明显的特征。从方程回归的结果可知道，我国最低工资标准的提高促进了经济增长，这与Cukierman等的研究结论（低收入国家最低工资促进经济增长）相同。

五、结论

1.我国最低工资标准与经济增长之间存在着一个较长时期的格兰杰因果关系。即在一个较长时期内，经济增长能够影响最低工资标准，最低工资标准变化也影响到经济增长。

2.从面板数据的时点固定的变系数回归分析中，我们得知我国最低工资标准的提高对经济增长的影响呈现出一个倒“U”型特点。即最低工资标准在1996年严格施行后，对经济增长的促进作用逐渐增强，但在2004年以后呈现出一个下降趋势。特别是在2009年以后，最低工资标准的提高已经转变为抑制经济增长。表明2008年金融危机以来，我国各省市的大幅度提高最低工资标准已经抑制经济增长。

3.从面板数据的个体效应回归分析中，我们发现最低工资对经济增长总体上呈一个正面效应，最低工资对经济增长有明显的滞后一期影响，且在个体分析中并没有发现特定的地域特征。这一结果也符合在我国目前劳动密集型产业占就业主体地位下最低工资影响的主要劳动群体数量大，且流动性高的实际情况。

我国最低工资标准的提高的确在一定程度上促进了经济增长，但近来最低工资标准的过快提高也给经济带来负面效应也值得注意。因此作者认同Fanti的观点，即经济中一定存在一个经济增长和福利最大化的最低工资标准。最低工资政策设立的最初目的是保护劳动力的价格在一个竞争水平上面，只要有关部门能够按照合理的标准设定和修改最低工资标准，那么最低工资在增加劳动者福利的同时也会促进经济发展。

参考文献：

1.韩兆洲,安宁宁.最低工资与经济增长:一个新理论模型.数学的实践与认识,2008,（4）.

2.龚强.最低工资制在完全与不完全市场中的影响――一个理论分析框架.南开经济研究,2010,（1）.

3.屈曙光,彭璧玉.工资对经济增长的影响：文献综述.经济评论,2010,（4）：138-145.

4.Manmohanlalagarwal，Bharathazari，Cheuk-Yinho.RealMinimumWageandGrowthTheory:SimulationsandSomePolicy.JournalofEconomicPolicyReform,2007,（3）：163-176.

5.HurlinC,VenetB.GrangerCausalityTestsinPanelDataModelswithFixedCoefficients.WorkingPaper,EURIsCO,Universit'eParisIXDauphin,2001.

基金项目：广东省社会科学基金项目（项目号：09E-26）阶段性研究成果。