一、引 言
我国最低工资制度自1993年诞生、1994年开始实行以来，已经历了近20年的社会实践，目前最低工资制度已成为我国的基本社会保障制度之一，对我国经济社会产生了巨大而深远的影响。但从100多年的世界最低工资实施历程来看，最低工资制度也并非是一个有百益而无一害的制度。因此我们有必要立足国情探索最低工资对我国经济、社会的影响，弄清楚最低工资的上涨对经济和社会的哪些方面有影响、影响是正面还是负面、影响程度如何，然后才能正确利用最低工资工具为经济和社会服务。最低工资对就业的影响历来是一个备受关注的领域，受到世界各国研究者的重视。
近年来，随着我国各地最低工资标准的频繁上调，劳动成本上升，给劳动需求方带来巨大压力，但是目前的最低工资标准和社会平均工资差距依然较大，大部分行业最低工资与平均工资的平均比例还远低于国际公认的30% ～50%的合理区间，因此对于劳动供给方来说，最低工资标准成为“满意的工资水平”为时尚早。劳动供需双方在工资水平上的博弈进一步加剧了我国的就业结构矛盾。近年来，我国“用工荒”与大学生就业困难并存，大学生就业中存在的性别歧视、学历歧视现象等，就是我国就业结构矛盾的一个体现。从我国的宏观经济发展来看，虽然经济平稳较快增长仍然在拉动劳动需求增长，但劳动需求的结构已经在悄然发生变化。2003年之前，我国劳动供给处于过剩状态，但2003年以来劳动力价格的持续上涨标志着我国劳动供需进入了一个新的阶段，蔡昉( 2011) 断言我国劳动供需进入“刘易斯拐点”。在此阶段，劳动供给已不再是单纯的过剩，而是过剩与短缺共存的状态，劳动供需矛盾主要体现为结构矛盾，如年龄结构、技术结构、性别结构、知识结构等，本文主要关注其中的就业性别结构矛盾。
和世界上主要的发达国家和发展中国家相比，我国城镇单位职工中女性的比例明显偏低且持续下滑，显示就业性别结构并不合理。本文将从就业的角度来考察最低工资对城镇单位中就业的性别结构( 或性别差异) 的影响，目的在于探索这种不合理的性别结构在多大程度上是由最低工资上涨导致的。具体来说本文将探索在最低工资标准频繁上调时，就业的性别结构是否会受到影响、影响的程度和方向如何、在不同行业中这种影响有何差异，从而可以判断在最低工资标准上涨过程中女性是否存在就业被挤出影响。
在此基础上，我们可以从一个侧面对我国最低工资制度实施过程中存在的问题进行剖析并提出相关政策建议，有利于我国合理使用最低工资工具，造福于全社会并促进我国经济的健康可持续发展。
二、文献综述
对于最低工资与就业的关系，已经有相当多的研究结果表明最低工资的上涨对就业存在影响。关于宏观数据的研究，目前认为最低工资对就业具有负面效应的占据主流( 如，Sen 等，2011; Giuliano，2013; Neu-mark 等，2013)，但也有部分研究者提出相反的观点( 如，Lemos，2009; Comola，2011; Dolton 等，2012)。而在微观数据研究中，研究结论更是争锋相对，如关于美国快餐业最低工资上涨对就业的影响，就曾经在 Katz、Card、Neumark、Teulings 等学者之间曾爆发过激烈的学术争论( Katz 等，1992; Card等，1994; Wascher 等，2000; Card 等，2000; Teulings，2000)，Ｒopponen( 2014) 对他们当年所使用的数据和研究方法重新检验后发现他们的结果都是稳健的。
而关于最低工资导致的就业性别差异，目前主流的观点是最低工资上涨导致女性群体比男性群体更易受到歧视。早期文献中，Mincer( 1976) 对美国最低工资上涨效应的研究发现，相对于男性来说某些年龄段女性的就业受到了显着的负面冲击，如20岁以上的非白人女子; 随后，Brown 等( 1982) 研究了大量已发表文献后认为最低工资上涨对就业存在不利影响，但女性相对于男性来说负面影响更大。由于研究技术限制，早期文献虽然发现了最低工资上涨的就业性别差异效应，但是无法精确估计其影响程度。现代研究技术的进步使得实证分析结果更为精确，因此最低工资上涨对就业的性别差异化影响在很多国家都被观察到，如: 美国( Deere 等，1995; Abowd 等，1997; Giuliano，2013; Neumark，2014)、英国( Dickens 等，2014)、法国( Abowd 等，1997)、日本( Yukiko Abe，2011)、加拿大( Brochu 等，2013)、墨西哥( Feliciano，1998)、印度尼西亚( Carpio 等，2012)，部分实证结果见表1。但是也有研究者发现最低工资对就业的性别差异影响不明显。例如，Allegretto 等( 2011) 对美国1990－2009年青年就业的研究发现，在控制长期地区增长差异和异质经济冲击后，最低工资上涨对就业的性别差异性影响细微。Georgiadis( 2013) 研究了英国1999年联邦最低工资标准产生以来的家庭护理业就业，发现最低工资上涨虽然严重影响了工资结构，但是对就业性别差异影响却是温和的。从国外研究来看，由于观察对象、数据口径、处理方法等方面的差异导致实际研究中结论差别较大、争议颇多。而我国在研究最低工资对就业的影响方面远远落后于外国。近年来学术界虽然已经开始关注最低工资对就业的影响，但是尚未引起足够的重视，目前在微观数据储备、研究手段创新以及与国外研究对接方面还存在较大差距。我国学术界近年来主要关注最低工资上涨导致的工资性别差异方面，而只有极少数研究关注到了最低工资上涨导致的就业性别差异，如，贾鹏等( 2012)对我国1997－2009年的就业数据研究发现最低工资上涨导致女性劳动供给的下降，但男性劳动供给变化不明显。
通过对现有中外文献的回顾，作者认为目前最低工资对就业性别差异影响的实证研究还存在以下不足之处: ( 1) 将男性和女性就业割裂开来进行研究。这样虽然可以很直观地观察到就业数量的变化与最低工资的关系，但是当男性和女性就业量同时变化时，就无法识别最低工资上涨对就业的性别差异化影响，因为就业量的变化中还包含了最低工资变化以外的影响，比如整个经济的系统影响。( 2) 忽略了最低工资上涨的惯性作用。从经济实际来看，最低工资对就业的影响更多地体现在最低工资上涨的滞后效应中，因为最低工资上涨后劳动需求方对劳动力的调整基于成本评价、利润适应和未来预期等过程，短期内无法对现有劳动力数量和结构进行调整。( 3) 数据类型单一，研究方法缺乏创新。现有研究大多使用截面数据来研究，缺少对最低工资变化的时间效应观察。同时，现有研究多采用静态分析和统计对比方法，无法保证研究结果的稳健性和外部有效性。
作者的前期研究发现，我国最低工资每上涨10%，将导致就业性别差异当年扩大0． 0512个百分点，而在其一年期的滞后影响中将显着扩大0． 1083个百分点。本文在此基础上进一步考察最低工资对各个行业就业性别差异的动态影响。和现有文献相比，文章主要在以下方面作了改进: ( 1) 考察了就业性别差异的惯性，与国内外文献中单纯考察女性或男性就业变化相比，本文注意到了男女就业的相对变化;( 2) 比较了相对最低工资和绝对最低工资对就业性别差异的当期影响和滞后影响，国外仅有少量文献注意到了最低工资的滞后影响，而国内尚未见类似研究; ( 3) 采用了动态面板分析和更为准确稳健的估计方法，现有文献尚未见使用动态研究方法; ( 4) 从相对微观层面分析了10个行业最低工资对就业性别差异的影响，本文注意到了各行业中最低工资与平均工资的差异以及各行业最低工资对就业性别差异影响可能存在的相互干扰，国内尚未见类似研究文献。
三、最低工资对就业性别差异影响的理论机制分析:
基于劳动需求方从古典学派、凯恩斯学派到新古典学派、新凯恩斯学派都把劳动的边际产出作为劳动者的报酬———工资———的决定基础，而马克思主义理论也承认工资是劳动力价值或价格的转化，那么工资的支付自然要与劳动的产出相匹配。当工资与劳动的产出不匹配时，势必会对劳动的供给和需求产生影响，从而影响就业。
马克思主义认为劳动力本身的价值由平均劳动力的必需生活资料价值决定，劳动力的发展费用、劳动力的自然区别决定劳动力价值的差异。马克思主义承认劳动力的自然区别，并且认为生产力在决定劳动力价格中是不可或缺的重要因素。劳动生产力的提高，有助于降低劳动价值( 劳动所消耗的必须生活资料) 、提高生产利润。基于劳动力的边际生产力不同，就会派生出就业中的雇主对劳动力的两种选择情况: ( 1) 在支付相同劳动报酬的情况下，雇主更倾向于选择生产力( 或边际生产力) 较高的劳动力; ( 2) 在选择竞争性劳动报酬进行生产激励的情况下，雇主愿意向生产力( 或边际生产力) 较高的劳动力支付较高的报酬。因此，从就业需求的角度来看，最低工资标准上涨导致的就业性别差异影响的本质在于生产力的性别差异影响。最低工资上涨对劳动需求方的冲击表现为短期效应和长期效应。短期来看，劳动需求方将减少现有劳动雇佣数量或减少新增岗位需求，或通过提高劳动者素质来提高劳动者生产效率、变相延长劳动时间来增加产量，以此来减轻劳动成本上涨带来的成本压力。长期来看，劳动使用者会加速技术革新、改良生产方式，或以资本来替代劳动力、以技术型劳动力替代低技能劳动力、以男性劳动力替代女性劳动力，导致就业水平下降、性别差异扩大。从最低工资对就业影响的传导机制来看，最低工资对就业的影响表现为两种作用: 直接作用和间接作用。直接作用首先表现为对低产出( 从而低报酬) 劳动者的影响，而间接作用主要体现为通过工资的传导作用来影响就业，最能直接观察到的传导机制为“最低工资上涨→社会平均工资上涨→劳动需求减少、供给增加→就业变化”，但是当最低工资上调成为常态时，劳动需求方和供给方就会形成最低工资对就业影响的理性预期，即建立最低工资上涨与就业变化之间的条件反应，此时最低工资对就业的影响就跨越了中间传导过程，形成理性预期下最低工资对就业的直接作用。最低工资对就业的影响正是这两种作用合力影响的结果。
对于以上的分析可以用下面的劳动力供求模型来加以阐述( 图1) ，和以往模型的不同之处在于，本模型假设男性和女性具有相同的工资水平，即在同工同酬的假设下进行分析。
如图1，假设基期平均工资为 W，劳动需求方对男性和女性劳动力的需求曲线分别为 D1和 D5，该需求曲线代表了男性和女性的边际生产力，因此对女性劳动力的需求曲线比男性更陡峭一些。在没有受到外部冲击时，劳动需求方按照需求和供给来决定满足生产需要的男性和女性劳动量分别为L1和L5( 即S1与D1的交点L1，S2与 D5的交点 L5) ，按照男女平等的原则给予男女相同的平均工资 W，当实行最低工资标准时，其调整过程如下: ( 1) 短期就业调整。当最低工资上涨时，由于在正式执行的时间上有一个滞后期，劳动需求方将对劳动成本变动趋势有一个评估和理性预期过程，按照过去经验，劳动需求方预期下一时期平均劳动成本将上涨为 We。短期内劳动使用者无法对资本进行调整，只能调整劳动结构来应对劳动成本上涨。理性的劳动需求方将会认为适当增加边际生产力较高的男性、减少边际生产力较低的女性劳动力将会是有益的，其策略之一是按照预期工资线 PePe与男性和女性的劳动供给曲线 S1和 D4的交点来决定男性和女性劳动量分别为 L3、L6。
此时，男性劳动力的供给得到充分消化，而女性劳动力处于供大于求的状态。或者男性需求量为 L1与 L3之间的某个值 x，女性需求量为L3，只要保持x + L3= L1+ L5，劳动使用者就完成了用边际生产力高的男性劳动力替代了边际生产力较低的女性劳动力。( 2) 长期就业调整。在较长期内，由于最低工资上涨带来的预期劳动成本上涨幅度和趋势无法准确预测，因此可能会带来劳动需求方对劳动需求偏好的改变，比如对男性劳动力的需求曲线 D2、D3、D4，对女性劳动力的需求曲线 D6等。其结果可能是维持男性劳动量不变、增加或减少，边际生产力较低的女性劳动量进一步减少。比如，在以D2与预期工资线PePe的交点对应的男性就业量L1、D6与预期工资线 PePe的交点对应的女性就业量 L7作为劳动需求。从调整结果来看，与基期相比男性就业量保持不变，而女性就业量减少了( L5－ L7) ，劳动需求方的劳动总需求净减少了( L5－ L7) ，劳动需求方可以用资本或技术来替代这些被减少的劳动力或者是纯粹的减少劳动力的行为。
总之，从短期和长期来看，最低工资标准上涨都可能带来劳动成本上涨的预期，在该预期下，劳动需求方可能会采取适当的劳动需求调整手段来应对劳动成本上涨的压力，在此过程中，对于那些边际生产力较低的女性劳动者来说，存在失去现有岗位而被挤出的风险。
四、最低工资对城镇单位就业性别差异影响的实证分析
本文要考察的内容包括: ( 1) 最低工资对各行业就业性别差异的影响是否存在分化; ( 2) 考虑行业平均工资的情况下，最低工资的影响有否不同; ( 3) 最低工资对各行业的综合影响如何，是否存在滞后影响。
本文选取城镇单位中的10个行业①进行分析，对行业标记如下: I1—农林牧渔业，I2—采掘业，I3—制造业，I4—电力、燃气及水的生产和供应业，I5—建筑业，I6—交通运输、仓储和邮政业，I7—批发、零售、住宿和餐饮业，I8—金融保险业，I9—房地产业，I10—水利环境业。本文的研究建立在如下假设的基础上: 在不受外部因素影响的情况下，城镇单位中就业的性别比例是稳定的，一旦性别比例的变化被显着观测到，即表明比例变小的那一方有就业者从城镇单位中被挤出，本文把“被挤出”的部分原因归因于最低工资标准上涨导致成本增加进而引起劳动使用者就业歧视加强。
( 一) 变量描述
表2和表3分别列出了相关变量的定义和统计描述。根据表3，可以按照女性职工平均比例将行业分为高比例组{ I7，I8，I3，I1，I9} 和低比例组{ I10，I4，I6，I2，I5} ，按照相对最低工资高低将行业分为低工资组{ I1，I7，I5，I3，I9} 和高工资组{ I2，I10，I6，I4，I8} 。
1． 被解释变量。就业性别差异( ratio) 用城镇单位中女性就业人数的占比来表达。区别于女性就业绝对人数的变化，通过女性就业人数占比的变化，我们可以观察女性就业人数和男性就业人数的相对变化，从而判断是否有女性就业者被挤出。
2． 观察变量。观察变量为就业性别差异的滞后值、最低工资及其滞后值。主要观察变量为最低工资标准( rmw、lnmw) 及其一阶滞后值。本文综合国内外方法用调整后的月加权平均最低工资( mw)和行业月平均工资( aw) 的比值来表示最低工资，其优点之一是可以比较绝对最低工资与平均工资对女性就业弹性的大小①。
Neumark 等的研究表明忽略最低工资的滞后值将导致估计结果向上偏斜。基于此，本文将最低工资的滞后变量作为重要观察变量。由于我国各地最低工资在大多数情况下是两年调整一次，如果最低工资的滞后期数超过一年，实际观测值中将包含了最低工资的滞后效应与新的最低工资效应的叠加，则无法单独识别滞后效应。基于此考虑，在实际估计中本文将最低工资的滞后时间确定为一年。
3． 控制变量。本文根据相关文献报道来确定控制变量，已有的研究表明，除了社会习俗等不可控因素外，劳动供给( 贾鹏等，2012)、经济发展( 贵斌威，2012)、受教育程度( 尹志超等，2009)、人力资本投资( 张义博等，2012)、失业率( 杜凤莲等，2005)、对外开放( 郑月明等，2008)等因素均会对就业结构产生影响。此外，由于动态面板 GMM 估计一般存在横截面相依性，为避免横截面相依性影响回归结果，本文在模型中引入了 1996－2012 年的时间虚拟变量。
( 二) 研究模型【1-2】
其中 rmw、lnmw 分别为相对最低工资和对数的绝对最低工资，i = 1，2，…，30 表示 30 个地区，t =1996，1997，…，2012 表示所选取的时间范围①，p = 1，2，…，10 表示10 个行业。η1，ν1，η2，ν2为系数行向量，μi，ρi为不可观测的地区特征差异，εi，t，ζi，t为随机误差项。m、m'、n、n' 分别为滞后阶数，实际估计中根据有关检验确定数值，而根据前述分析取 n = n' = 1。x，y 为实际控制变量列向量、时间虚拟变量列向量，表达形式为【3-4】
( 三) 实证结果及分析
由于在模型( 1) 、( 2) 中引入了滞后被解释变量和观察变量 rmw、lnmw 的滞后值，因此利用 OLS 和GLS 得到的估计量是有偏和非一致的，也容易导致解释变量存在内生性问题，为了解决这些问题，本文采用 Arellano 和 Bond 提出的 GMM( General Methods of Moment) 估计方法，并利用 Windmeijer 提出的小样本矫正方法( Small-sample Correction)对系数估计标准差的偏差进行矫正。用 StataSE11． 0软件进行估计，结果见表4和表5。10个行业的估计结果中，Arellano-Bond AＲ( 2) 检验的对应 P 值均大于5% 表明不存在序列相关性;Sargan 检验对应 P 值均大于5% 表明动态面板估计中所采用的工具变量有效，不存在过度识别; Wald 检验对应 P 值均小于1%表明模型整体显着; ratio 的滞后估计和控制变量的估计在表4和表5的两种估计模式下均没有显着差异，表明模型的估计是稳健的。
为便于分析与观察，对估计结果汇总如表6，并按照平均就业性别差异高低和平均相对最低工资高低两种方式将10个行业分为两组进行对比。控制变量对就业性别差异的影响汇总如表7所示。对回归结果分析如下:
( 1) 10个行业中，就业性别差异( ratio) 的滞后影响以2年为主，但房地产业( I9) 仅存在一年期的滞后影响，而批发、零售、住宿和餐饮业( I7) 和金融保险业( I8) 存在3年左右的滞后影响，表明这两个行业的内在惯性作用持续时间较长。而在短期效应中，制造业( I3) 影响最大，达到0． 7左右，在总的滞后影响中，制造业( I3) 和批发、零售、住宿和餐饮业( I7) 均大于其他行业，由于这两个行业是吸纳就业人员( 特别是农民工和女性) 的主要行业，其行业内在惯性值得特别关注。
( 2) 关于相对最低工资( rmw) 对就业性别差异( ratio) 的影响。rmw 当期影响以负面为主，制造业( I3)达到正向最大，房地产业( I9) 达到负向最大; 滞后影响以正面为主，水利环境业( I10) 达到正向最大，制造业( I3) 达到负向最大; rmw 总的影响以正面为主，且正面的绝对影响明显大于负面的绝对影响，水利环境业( I10) 的 rmw 总影响达到正向最大，而电力、燃气及水的生产和供应业( I4) 达到负向最大。本文认为，相对最低工资对女性就业结构的影响存在内在的修正机制，相对最低工资上涨导致大部分行业女性被挤出，但在较长期中工资上涨引起劳动供给增加从而导致劳动力回流，和行业平均工资相比，最低工资的上涨效应大于平均工资上涨效应，这在大部分行业中得到体现，毕竟女性就业者可以立即获得上涨后的最低工资，而获得上涨后的平均工资的机会要小得多。
在按照就业性别差异( ratio) 分组方式下，本文发现 ratio 较低组 rmw 的当期影响出现了一致的负向影响，但是大多并不显着，而 ratio 较高组 rmw 的影响出现了分化，正向和负向影响最大的行业都出现在该组，但是绝大多数影响都是显着的，而 rmw 的滞后影响以正向为主，但在两个组中都未发现一致的影响方向。在 ratio 最低的两个行业: 建筑业( I5) 、采掘业( I2) ，rmw 的当期影响和滞后影响完全抵消，导致总的影响几乎为0。所有行业中，rmw 的当期影响和滞后影响方向一致的只有交通运输、仓储和邮政业( I6) 。总体来说，rmw 的影响极其微弱，在实际数据观测中很难捕捉到这种变化。
在按照 rmw 分组方式下，本文观察到 rmw 较低组 rmw 的当期影响出现了一致的负向影响，但大多不显着，而 rmw 较高组出现了分化，正向和负向影响最大的行业都出现在该组，但是绝大多数影响都是显着的，而 rmw 的滞后影响在 rmw 较低组中以正向影响为主。
( 3) 关于绝对最低工资( mw) 对就业性别差异( ratio) 的影响。mw 的当期影响绝大多数都不显着，只有电力、燃气及水的生产和供应业( I4) 在10%水平上显着，但滞后影响在5个行业中显着，且在 ratio 较低组显着水平明显提高。在 ratio 较低组，mw 的当期影响以负向为主，滞后影响以正向为主，而在 ratio 较高组，mw 的当期影响方向性不明显，但滞后影响以负向为主，mw 的滞后影响正向最大值都出现在 ratio 较低组，负向最大值都出现在 ratio 较高组。在 rmw 较低组，发现 mw 的当期影响以负向为主，而在 rmw 较高组没有发现 rmw 当期影响的明显的方向性，在两组中 rmw 的滞后影响也没有明显的方向性。金融保险业( I8) 和房地产业( I9) 中，rmw 的当期影响和滞后影响方向一致，都为负向。
五、结论、建议与展望
本文利用1996 ～2012年中国城镇单位省际面板数据和行业面板数据，在控制了教育、劳动供给、经济开放、经济发展、就业环境和时间等因素后，考查了相对最低工资标准和绝对最低工资标准的提升对城镇单位就业性别差异的影响，和现有文献相比，本文的研究得到了一些独特的结论:
结论一 最低工资对就业性别差异影响存在自我修正机制。从10个行业来看，相对最低工资的当期冲击方向与一年期的滞后冲击方向都相反，这表明相对最低工资的当期冲击效应持续时间较短，在一年期的滞后影响中得以部分修正，使总效应向零影响趋近。对于绝对最低工资的影响，除了金融保险业和房地产业之外，在其他行业绝对最低工资对就业性别差异影响均存在自我修正机制。从第三产业中的各行业来看，相对最低工资对就业性别差异的总影响为负，滞后的正向影响更为显着，抵消了前期的大部分负面影响。
结论二 绝对最低工资比平均工资具有更大的总就业性别差异弹性。从相对最低工资对就业性别差异的综合影响中可以发现，虽然绝对数值较小，但是大多数行业的影响以正面为主，这表明绝对最低工资的就业性别差异弹性比平均工资大，在平均工资不变的前提下提高最低工资标准有助于改善就业的性别差异。
结论三 绝对最低工资的上涨导致女性就业存在被挤出效应。绝对最低工资上涨对就业性别差异的影响主要体现在滞后影响中，综合影响以负面为主，表明女性被从城镇地区正规部门就业中挤出。绝对最低工资的上涨给农林牧渔业，制造业，电力、燃气及水的生产和供应业，交通运输、仓储和邮政业，金融保险业等行业的女性就业带来显着的负面影响，这些行业女性存在显着被挤出效应。结合相对最低工资的总效应情况来看，在我国当前最低工资与平均工资差距依然较大的情况下，如果抛开行业平均工资而单纯分析绝对最低工资的影响，可能会导致过分夸大绝对最低工资的负面效应。
结论四 最低工资对就业性别差异的影响在高工资行业、女性就业集中度较低的行业中存在一致效应。在高工资行业以及女性就业集中度较低的行业，相对最低工资的当期影响存在一致的负向性、滞后影响以正向为主; 绝对最低工资的当期影响以负向为主、滞后影响以正向为主。而在低工资行业，当期和滞后的相对最低工资和绝对最低工资均没有明显的方向性; 在女性就业集中度较高的行业，相对最低工资的当期影响和滞后影响出现了分化，绝对工资滞后影响以负向为主、当期影响出现了分化。
结论五 就业性别差异存在惯性作用。从本文所选取的10个行业来看，就业性别差异的滞后影响都在10% 以上水平显着。在所有行业中，批发、零售、住宿、餐饮业，金融业，制造业是女性就业平均占比最高的三个行业，制造业就业性别结构变化存在最大的惯性作用，而批发、零售、住宿、餐饮业，金融业的这种就业惯性持续时间较长，在解决当前就业结构矛盾和培育未来就业潜力方面，这三个行业的就业性别差异的惯性作用应当引起重视。
根据以上结论本文提出以下政策建议:
( 1) 最低工资标准不宜频繁调整。由于大部分行业存在着相对最低工资影响的自我修正机制，可以自我消化相对最低工资上涨对女性就业带来的不利影响，因此最低工资的上涨应在前期最低工资不利效应被消化后再作实施。就我国实际情况来说，2 －3年调整一次最低工资标准比较适宜，这就要求各地在调整最低工资标准时应具有前瞻性，充分地考虑到未来2 －3年的变化。当前相当多的地区一年调整一次、甚至一年调整多次最低工资标准显得过于频繁，不利于各行业对最低工资上涨影响的消化。
( 2) 各地调整最低工资标准时应考虑到本地的产业结构，将本地各产业的平均工资情况纳入考虑范畴，充分考虑到最低工资对本地支柱产业的影响，并兼顾本地就业群体的劳动结构。地方支柱产业可以在政策方面获得一定的自主权，以便根据自身经营情况、市场工资水平及就业结构对最低工资标准及其实施作适当微调。( 3) 各地在上调最低工资的同时，应注意相关政策的配套和连续性，加强女性就业培训以提高女性的综合素质，从而提高其边际生产能力，对于吸纳女性就业人数较多的制造业以及第三产业给予一定的扶持。对平均工资水平较高的行业，应关注收入差距问题对女性就业积极性的影响，而在女性就业比例较高的行业中，应特别关注最低工资上调后对女性就业的较长期影响。
最后要特别指出的是，尽管本文从前期的城镇单位整体研究改进到选取10个行业来研究，可以在相对微观的层面上考察最低工资对就业性别差异的影响，但是不得不承认的是，这样的选择仍然不能完全客观真实地反映就业性别差异的变化，由于行业内部存在的就业性别上的不均衡分布，使得从行业层面上得到的男女就业比例存在一定的偏差，例如制造业内部的纺织服装、鞋、帽制造业是女性就业高度集中的行业，而在制造业内部并没有类似的男性就业高度集中的行业与之平衡，这使得统计结果可能存在偏差。继续深入到更微观的层面是今后研究的一个努力方向。另外，尽管本研究通过比较发现我国的就业性别差异存在不合理之处，但是究竟怎样的就业性别差异才算是合理的?从劳动总量和行业、地区方面如何界定合理的就业性别差异?本文无法对这些问题做出回答，有待于今后进一步探讨。
参考文献:
［1］蔡昉． 超越人口红利［M］． 北京: 社会科学文献出版社，2011: 15－31．
［2］刘玉成，童光荣． 最低工资标准上涨与城镇正规部门女性就业挤出———基于中国城镇单位省际面板数据的实证［J］． 经济与管理研究，2012( 12) : 66－76．
