建筑价格上涨影响分析论文

【摘要】目前，随着建设项目投资管理的要求与精度提高，推行施工过程跟踪与审核的项目日益增多。本文从施工过程跟踪审核内容、目标、影响因素分析、风险控制点和跟踪审核重点几方面进行分析。今天小编给大家找来了《建筑价格上涨影响分析论文 (精选3篇)》，仅供参考，希望能够帮助到大家。

建筑价格上涨影响分析论文 篇1：

住宅价格的短期波动：实体面供求影响还是货币冲击?

〔摘要〕自我国住宅市场化改革以来，房产兼有普通商品和投资品双重属性的特征愈发明显。本文基于这一视角，通过对影响住宅价格波动的众因素进行因子分析，分离出供给、需求与资本因子，并首次基于分离出的因子建立VAR模型，研究实体面供求与货币冲击对住宅价格的动态影响。脉冲响应分析结果显示，实体面供求对住宅价格的影响在短期和长期内均不显著，而资本因子波动为代表的货币冲击在短期内对住宅价格波动有显著的正向影响。方差分解结果进一步表明，三个因子中资本因子对住宅价格波动的贡献最大，而房价预期则在方差分解中居于主导地位。在资本因子中，货币供应量对住宅价格的影响最大。

〔关键词〕住宅价格;短期波动;因子分析;货币供应量

章编号：10084096(2015)02002508

一、引言

自1998年全面住房体制改革以来，我国房地产业快速发展，为我国经济的腾飞提供了巨大的动力，也带来了住宅价格的连续快速上涨，使普通居民负担日益加重。2009年以来，我国住宅价格在2008年“救市”政策下开始新一轮快速上涨，随着国际国内经济形势从金融危机中逐渐趋于稳定，政府针对房地产市场出台了一系列力度逐渐增大的调控政策。

房产新政的频出，似乎暂时遏制了快速上涨的住宅价格。自进入2014年，房地产市场出现价量两萎缩的态势。在政策不稳、信贷收紧以及市场降温等多方面因素的影响下，社会各界中出现了越来越多的房地产降价甚至崩溃的预期。住宅价格的拐点来了吗?要回答这一问题，首先应回答自1998年住房改革以来，影响我国住宅价格波动的主要原因是什么。基于此，才能在新的经济条件下进一步考察住宅价格的波动是否迎来了新的趋势。

住宅价格波动的原因一直是学术界争论的焦点问题。我国学者从不同方面入手，对影响住宅价格的因素进行了大量的理论和实证探索，根据研究的侧重点和观点的不同，已有研究基本可以分为以下三个方面：

第一，从需求角度，认为需求旺盛、收入提高等是影响房住宅价格动的主要因素。易宪容[1]从消费与投资的角度，认为我国住宅价格快速增长是以往“存量需求”的释放。梁云芳和高铁梅[2]为此提供了实证数据的支持，她们运用MTV模型对1998—2005年我国房地产季度数据进行研究，发现需求因素的变化对住宅价格的波动有较强的影响。另外，刘洪玉和任荣荣[3]运用误差修正模型对我国住房需求函数进行估计，发现住房需求具有较高的收入弹性，认为我国住宅价格上涨过快的根本原因在于住房供给不能满足真实需求的快速增加。郑思齐等[4]对1999年和2003年我国35个大中城市数据进行的实证研究表明，我国城市住宅市场中，城市价值己经被很显著地资本化到房价当中，住宅价格的上涨受到城市居民收入水平的显著影响。董志勇等[5]的实证研究也表明，住宅价格上涨的主要推动力来自于以人均收入水平为代表的需求因素。

第二，从供给角度，认为土地供给限制、土地价格上涨等是推动房价上涨的重要因素。况伟大[6]基于我国1999年1季度到2005年1季度的房地产数据分析，认为长期内地价是住宅价格的格兰杰原因。而周京奎[7]基于不同的模型，对同一时期的数据进行分析后认为，地价对房价的影响度较小，金融支持和土地政策在地价与房价变动中扮演着重要角色。任荣荣[8]在土地供应分析模型的基础上，以北京市为例进行了实证研究，认为土地供应是住房供应的一个重要影响因素，进而影响住宅价格的上涨。邵新建等[9]通过理论建模得出，城市土地市场的垄断格局导致的“高地价”最终会传导形成高房价，这也在其实证研究中得到了支持。但况伟大和李涛[10]对35个大中城市数据进行的实证研究并不支持这一结论，他们的结果表明，住宅价格主要由供求量决定，而非地价和土地出让方式决定。

第三，从房地产的资本属性角度，认为银行信贷、利率和货币供应等方面的金融过度支持，以及伴随而来的上涨预期和投机行为等资本因素，对住宅价格的波动起到了显著影响。沈悦和刘洪玉[11]以及余华义[12]对我国城市面板数据进行住宅价格和经济基本面的分析，均发现各城市住宅价格与经济基本面出现偏离。对于这一偏离现象，平新乔和陈敏彦[13]的经验研究表明，政府支持的银行信贷，对住宅价格上升具有正向推动作用。周京奎[14]通过对住宅价格与货币政策之间的互动关系进行实证研究后认为，住宅价格上涨与宽松的货币政策有紧密的联系。进一步地，王来福和郭峰[15]通过建立VAR模型，实证结果表明货币供应量变化对住宅价格有长期的持续正向影响。梁云芳和高铁梅[2]以及王先柱等[16]也给出了利率及资金的可获得性对住宅价格上涨具有重要影响的经验证据。实际上，无论是银行信贷、货币供应量还是利率，都与货币政策关系密切，又通过房地产的资本属性对住宅价格产生影响，并很可能在房地产市场中进一步引致泡沫与投机。况伟大[17]的实证结果表明，预期及其投机对房价波动具有较强的解释力，与此类似，谢百三[18]、史永东和陈日清[19]也得到了房地产市场中的投资热潮、羊群行为以及非理性因素会形成房价泡沫的结论。从根本上说，这些观点都意味着资本因素是住宅价格上涨的主要原因。

由于我国房地产市场涉及到消费、投资、生产、金融等各个领域，以及地方政府、银行、房地产商、投资商和城市居民等各个群体，学者们站在不同的角度，针对不同历史时期的数据，选取不同的代表变量，得出了大相径庭的研究结论。由于很多经济变量之间存在多重共线性问题，仅仅研究少量变量与房价间的关系，忽略一些次要的影响因素，会降低模型的精确度，难以全面地刻画影响房价的因素，缺乏整体性把握，无法为当前我国房地产市场宏观调控提供充分的理论支撑。本文将从这一问题出发，选取我国住宅市场相关数据，先运用因子分析从供给、需求和资本角度对影响房价的众多因素从整体上进行分析，并首次基于分离出的三个因子建立VAR模型，检验这三种因素与住宅价格之间的动态关系，以找出影响住宅价格波动的主要经济原因。

二、数据与模型

1住宅价格影响因素

影响住宅价格的因素很多，来自于经济环境中的各个方面。综合国内外研究成果，从供求理论来讲，住宅的价格水平及波动，是由其供给和需求共同作用的结果。其中，待租售的住宅形成了市场的供给面，住宅的购买者形成了市场的需求面。其他一切因素对住宅价格的影响，都是通过对供给和需求的影响来实现的。另外，除了具有消费品属性之外，住宅还兼具资本品属性。樊潇彦等[20]认为，住房制度改革完成后，住宅市场的发展使得我国的住宅不仅是满足居民居住需求的消费品，也由于我国金融和资本市场发展较为落后、投资工具的相对匮乏，而逐渐成为居民投资的主要渠道，承担起投资品的功能。住宅的投资品属性，加之房地产业的资本密集型特点，使得资金的来源及成本等资本因素也通过对市场供求关系的影响而对住宅价格产生冲击。

综上，本文认为，供求关系直接决定住宅价格，而资本因素作为非常重要的一部分，也通过作用于供求层面，进而影响住宅价格。因此，参考梁云芳和高铁梅[2]的变量选择与分类情况，本文将住宅价格的影响因素分为供给因素、需求因素和资本因素三个方面。为保证后续分析结果的准确性，并考虑数据来源的准确性、可靠性及因素可量化程度，将这三方面进一步细分为如表1所示的具体指标。

(1)住宅价格

由于2010年中国房地产价格指数统计发生变革，对于2011—2013年的商品住宅价格指数处理，本文采用对应时期的商品住宅平均销售价格计算增长率，以下土地交易价格增长率的处理方法与此相同，采用对应时期的住宅用地平均价格计算增长率。(HP)：商品住宅销售价格的增长率，用商品住宅销售价格指数(上年同期=100)减100 来代表。(2)开工面积

取得的原始数据是月度累计数据，将月度数据转化为季度数据方法为取每季末月数据为季度数据。以下住宅投资额、销售面积以及资金来源的数据转化均采用此方法。(Qs)：新开工面积与上年同期比的增长率，这里作为衡量新增供给数量变动的指标。(3)住宅投资(INV)：住宅房地产开发投资与上年比的增长率，衡量住宅市场的总投资变动。(4)土地价格(LP)：住宅土地交易价格的增长率，用住宅土地交易价格指数(上年同期=100)减100来代表。(5)销售面积(Qd)：销售面积同比增长率，衡量市场中需求量的变化。(6)人均收入水平(INC)：城镇居民人均可支配收入同比增长率，表示消费者收入的变化情况。(7)国内生产总值(GDP)：GDP同比增长率，衡量考虑人口因素意义上的总收入水平变化情况。(8)利率

因为5年期以上的贷款利率有时在一个季度内并非稳定不变，为了得到各季度的贷款利率，这里将取得的数据进行加权平均处理，得出每个季度的贷款利率。(R)：5年期以上贷款利率。(9)资金来源(CAP)：房地产开发本年资金来源合计同比增长率。(10)货币供应量

将月度数据转化为季度数据的方法为季度内的月度平均。(M2)：广义货币供应量M2的增长率。由于我国真正意义上的房地产市场是从1998年房改开始，考虑到数据的可获得性，本文选取1999年1季度至2013年3季度的季度数据

数据来源：中经网统计数据库、中国人民银行网站http：//wwwpbcgovcn、中国统计局网站http：//wwwstatsgovcn、中国房地产信息网http：//creiceigovcn/。作为研究样本。

2住宅价格影响因素模型构建

由商品的均衡价格决定公式可得住宅价格变动的理论公式：

HP=f(Qs，Qd)(1)

在住宅供给方面，供给量Qs主要取决于开发商的开发实力、盈利能力及市场中的其他因素Us影响。其中，开发商的开发实力主要来自住宅投资INV;盈利状况则取决于住宅价格HP以及土地成本LP。此外，资本面上的资金来源CAP、利率R以及货币供应量M2，也会对房地产开发商的开发及盈利能力产生影响，用函数形式表达为：

Qs=s(INV，HP，LP，CAP，R，M2，Us)(2)

在住宅的需求市场上，需求量Qd主要取决于住宅价格HP、消费者的住房购买力以及其他外界因素Ud的影响。其中，消费者的购买力主要受到收入因素INC、GDP以及资本层面上的利率R和货币供应量M2的影响，用函数形式表示为：

Qd=d(HP，INC，GDP，R，M2，Ud)(3)

在供求相等时，即Qs=Qd，可形成住宅均衡价格，分别将式(2)与式(3)代入可得：

s(INV，HP，LP，CAP，R，M2，Us)=d(HP，INC，GDP，R，M2，Ud)(4)

式(4)反映了价格HP与其他因素间存在联系，结合式(2)、式(3)和式(4)，通过一定的函数关系转换，可以将HP与其他因素间的关系表达为如下函数形式：

HP=g(Qs，INV，LP，Qd，INC，GDP，CAP，R，M2，Us，Ud)(5)

将其用线性函数表示为：

HP=β0+β1Qs+β2INV+β3LP+β4Qd+β5INC+β6GDP

+β7CAP+β8R+β9M2+μ(6)

3住宅价格影响因素的因子分析

如前所述，住宅价格的影响因素非常复杂，其波动不是取决于某一种因素，或某几个指标，而是受多方面因素的影响。已有研究中通常使用一个代表变量来指标化影响房价的某一方面因素，这样会使各因素缺乏整体代表性，而向研究系统中加入大量经济变量的做法无疑会增加模型的复杂程度，同时，各变量的多重共线性问题也会降低模型的精确度。因此，本文首先采用因子分析方法，对反映上述因素的9个经济变量进行处理。

经过处理后所得的各公共因子的值及其对应的特征值、累积贡献率以及各公共因子与各指标的因子载荷矩阵如表2所示。其中，按照特征根大于1的准则，选取因子数目m=3。由于前3个因子对方差变动的累积贡献率达到703%，基本可以代表数据来建立模型。

从表2可知，土地交易价格指数、住宅完成投资额增速以及商品房新开工面积同比增速等供给因素的相关指标在因子F1上有较高的载荷，因而因子F1可以解释为供给因子;商品房销售面积同比增速、城镇居民人均可支配收入增长率和GDP增长率等需求因素在因子F2上有较高的载荷，因而因子F2可以解释为需求因子;而房地产资金来源合计增速、货币供应量M2增长率和5年期以上贷款利率同比增速在因子F3上有较高的载荷，因而因子F3可以解释为资本因子。

采用表2中列出的3个公因子，获得其因子得分情况，并由此绘出公因子与住宅价格变动趋势情况，如图2所示。

图2公因子与住宅价格变动趋势

从图2中可以看出，在整个时期，公因子F3的变动与住宅价格波动最为一致，且F3具有一定的先行趋势;而公因子F1和F2与住宅价格相比，具有一定的后行趋势，波动的一致性不及F3。另外，在2011年以后，这两个因子的波动趋势与住宅价格相反。

三、基于VAR模型的实证分析

根据因子分析结果，本文得到了各因素与住宅价格间的大致关系，为了进一步刻画供给因子、需求因子与资本因子对住宅价格的动态影响，下面将对HP、F1、F2、F3这四个序列建立VAR模型，进行更细致的分析。

1ADF检验

在建立计量模型之前，首先要检验数据的平稳性。对各序列的ADF检验结果如表3所示，该结果表明，各原始增长率序列都为平稳序列，这符合经济学直觉。同时可知，对上述9个除住宅价格以外的原始序列进行因子分析后，所得的因子得分序列也是平稳序列。

2VAR模型估计

基于上述结果，可进一步建立向量自回归模型对影响住宅价格变动的因素进行分析。向量自回归(VAR)模型基于数据的统计性质，将系统中每一个内生变量视作系统中所有其他内生变量的滞后项的函数，常用于分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释经济冲击对经济变量形成的影响。以住宅价格、供给因子、需求因子和资本因子这四个变量建立滞后一期的VAR模型，结果如下：

经检验，该模型的全部特征根的倒数值都在单位圆之内，表明VAR模型是稳定的，可以进一步对其进行脉冲响应函数分析。

3住宅价格波动的脉冲响应分析

脉冲响应函数可以衡量来自随机扰动项的一个标准冲击对内生变量当期和未来取值的影响。图3—图5分别显示了供给因子、需求因子以及资本因子的变化对住宅价格波动影响的动态过程，实线表示脉冲响应函数，代表了住宅价格对各因素冲击的反应，虚线表示脉冲响应的两倍标准差置信域。

图3供给因子变化冲击对住宅价格的动态影响

从图3中可以看出，当给供给因子一个单位的正向冲击，住宅价格会在前4期小幅上升，并在随后开始下降，至第7期影响增加到最大，随后缓慢上升并逐渐至20期左右趋于0。由于图3中的脉冲响应函数的正负两倍标准差形成的置信区间均将0值包含在内，因此，供给因子的正向波动并不会给住宅价格带来显著的影响。由于供给因子中包含了土地价格、供给数量以及开发能力的影响，从相关因子载荷可以推测，土地价格的上涨在短期内是影响住宅价格的主要供给因素，对推动住宅价格上涨有小幅的正向作用;1年后，供给数量的上升以及开发能力的提高会超过地价上涨的影响，转而成为主要供给因素，对住宅价格的波动产生负向作用。但从整体上来说，土地价格、供给数量以及开发能力等供给因素的冲击并不会对住宅价格的波动产生显著影响。

图4需求因子变化冲击对住宅价格的动态影响

从图4中可以看出，当给需求因子一个单位的正向冲击，住宅价格会在前20期内非常小幅地波动，并在第18期左右趋近于0。同时，脉冲响应函数的正负两倍标准差形成的置信区间完全将0值包含在内，需求因子的正向冲击对住宅价格的影响非常不显著。由于需求因子中包含了需求数量以及国民收入等的影响，我们可以认为，尽管需求数量与国民收入等需求因素的变动会在短期内对住宅价格形成影响，但影响幅度非常小，且并不显著。这在一定程度上验证了从住宅的消费品属性上来看，以自有居住为目的“刚性需求”并非推动住宅价格上涨的主要原因。

图5资本因子变化冲击对住宅价格的动态影响

图5给出了资本因子变化对住宅价格波动影响的动态过程。从图中可以看出，当给资本因子一个单位的正向冲击，住宅价格会迅速上升，并在第4期达到最大值，随后开始下降，至第10期开始围绕0缓慢波动并逐渐趋于0。同时，前6期的脉冲响应函数的置信区间均在0值之上，说明短期内资本因子的正向波动对住宅价格产生了显著的影响。由于资本因子中包含了利率、资金来源以及货币供应量的影响，我们可以认为，从住宅的资本品属性来看，资金价格、资金数量以及货币供应等资本因素的波动会对住宅价格上涨有显著的推动作用，从整体上来说，资本因素是影响住宅价格波动的主要因素。

4住宅价格波动的方差分解

由脉冲响应分析可知，各因素波动所引起的住宅价格波动在第20期逐渐趋近于零，因此，对住宅价格波动的前20期进行方差分解，结果如表4所示。

注：Cholesky 顺序为F3 F1 F2 HP。

由表4可知，在前20期的方差分解中，住宅价格自身滞后项和资本因子解释了住宅价格91%以上的波动。HP自身的滞后影响最大，说明住宅价格波动具有较强的惯性，并且由第1期到第6期，迅速从9493%衰减至6742%，其后开始缓慢衰减并逐渐稳定在64%左右。由于住宅价格的滞后项可以在一定程度上衡量人们对于住宅价格的预期，因此上述结果说明，从整体上来看预期对于住宅价格的影响很大，且依其特征可大致分为两个阶段：一年半以内，预期作用对住宅价格的波动影响较大，但该作用会快速减弱，由90%以上下降至67%左右;一年半以上，心理预期的作用趋于稳定，大致在64%左右。这说明住宅价格在短期内较大地依赖于投机者、购房者和房地产商的心理预期，投机者会根据对住宅价格的预期进行炒作，消费者则根据住宅价格的预期决定是否进行交易，住宅市场中的投机因素较强。供给因子F1的方差贡献率由第1期的2%左右缓慢上升，至6%左右后趋于稳定。需求因子F2的方差贡献率一直在2%附近波动，对住宅价格波动的影响较小。资本因子F3的方差贡献在前6期迅速增加，从002%上升至2625%，在此以后，缓慢增加至27%左右并趋于稳定，充分说明资本因子的冲击对住宅价格波动存在正向的影响，但该影响随着时间的增加会达到一个影响上界。

由上述分析，本文可得到初步结论：在影响住宅价格的众多因素中，以货币供应量、利率和资金来源为代表的资本因素冲击是影响住宅价格波动的主要原因。进一步地，从因子载荷矩阵中可以看出，广义货币供应量M2在资本因子中的载荷系数最大，且远超过其他变量，因此可认为，在资本因素中货币供应量对住宅价格的影响最大。图6列示了1999年1季度至2014年1季度住宅价格增长率和货币供应量M2增长率的变动情况。历史数据显示，两者的波动趋势在大部分情况下趋于一致，仅在2005—2007年间呈现出反向波动的态势。观察这段时间的图形特征可以发现，伴随着货币供应量的稳步增长，住宅价格的增长率有所下降，这一现象与该时期内中国股市的快速膨胀至顶峰相吻合，当股市处于快速繁荣阶段，市场中的货币会大量流入股市之中，进而造成货币冲击推动下的住宅价格上涨放缓。而在2008年金融危机之后，M2的增长率趋势较住宅价格增长率有一定的先行性和预测性，货币投放对住宅价格影响显著。

从近年广义货币供应量来看，自1999年3月的108 438亿元上升到2014年3月的1 160 687亿元，名义货币供应量增长了97倍，增长速度远高于GDP。从货币指数(M2/GDP)来看，1994年以来，随着金融化程度的逐渐发展，我国货币指数逐年上涨，至2002年到2008年间，则大致稳定在15—16左右。而2008年以后，货币指数一路上涨，到2013年底，已接近，明显高于欧美等发达国家。货币供应量的增加，以及相当长的时间内人民币升值预期的持续，给中国带来流动性过剩的压力，这为房地产行业带来了充足的资金支持，投资者获取信贷资金的便利程度增加，机会成本降低。另外，从心理预期的角度来说，货币超发会使得物价上涨、货币贬值，在人们对住宅价格普遍保持看涨预期的情况下，投资者或普通居民会更有投资或购买房地产的意愿，这样，必然会导致以信贷资金为主的货币之水不断地流入房地产市场，带动住宅价格的上升。图7验证了这一点，该图列示了2004年至2013年房地产贷款余额占人民币各项贷款余额比例以及新增房地产贷款占新增M2比例情况。从图中可以看出，近年来，尤其是2009年以后，我国房地产贷款余额在人民币各项贷款余额中的占比逐年上升，并维持高位;而在新增广义货币方面，除2005年和2008年之外，新增房地产贷款也一直在新增M2中占有重要比例。以上这些还没有包括各种被包装成其他形式的流入房地产领域的贷款贡献，综合考虑，近年来我国房地产市场对于货币的吸收功能以及广义货币量对于住宅价格波动的重要影响，更进一步得到了验证。数据来源于《货币政策执行报告》(2004—2013)。R1代表房地产贷款余额占人民币各项贷款余额比例，R2代表新增房地产贷款占新增M2比例。

此外，由上述两图中还可看出，从2013年开始，M2增长率连续下降至1999年以来的一个低点，超额货币增速的放缓，伴随着美国QE的退出以及国内2010年以来政策层面对房地产信

贷的限制，支持住宅价格快速上涨的充足流动性发生了一定改变。流动性情况的转变加之连续的政策收紧，以及心理预期在短期内带来的住宅价格波动的惯性作用， 2014年以来住宅价格涨幅的持续缩小及至下降在情理之中。

四、结论与政策建议

本文运用我国房地产1999年1季度至2013年3季度数据，从供给因素、需求因素以及资本因素的角度对住宅价格的短期波动进行了实证分析。为了更为全面地指标化住宅价格的影响因素，本文没有采用已有文献中常用的、选择代表变量来刻画以上三方面因素的方法，而是首先对影响住宅价格波动的众多因素进行了因子分析，通过数据降维，分离出了供给因子、需求因子和资本因子，并进一步首次基于分离出的因子建立VAR模型，研究了以上三个因子的变化冲击对我国住宅价格的动态影响。在样本区间内分析发现：第一，实体层面上，基于住宅消费品属性的供给因子与需求因子的冲击对住宅价格的影响不显著，需求因子对住宅价格波动的影响最小。第二，货币层面上，基于住宅资本品属性的资本因子的冲击，在一年半以内对住宅价格的波动有显著的正向影响，且在方差分解中，该因子解释了大约27%的住宅价格波动。在资本因子中，货币供应量对住宅价格的影响最大。第三，滞后一期的住宅价格波动具有较强的滞后影响，在方差分解中居于主导地位，即人们关于未来住宅价格持续上涨或下降的心理预期对住宅价格的实际波动具有显著的推动作用。

本文的研究结果表明，近年来我国住宅价格的波动主要受以货币供应量、利率以及资金来源为代表的资本因素的影响，而供给因素和需求因素的影响不显著;在各资本因素中，货币供给量是影响住宅价格走势的关键因素。2014年以来，伴随着M2增长率的新低，住宅价格出现了新一轮调整的势头，对未来价格的预测还需紧密关注货币冲击指标。

参考文献：

[1]易宪容 中国房地产市场过热与风险预警[J] 财贸经济，2005，(5)：14-21

[2]梁云芳，高铁梅 我国商品住宅销售价格波动成因的实证分析[J] 管理世界，2006，(8)：76-82

[3]刘洪玉，任荣荣 我国城镇商品住房需求的行为特征分析[J] 土木工程学报，2007，(12)：83-88

[4]郑思齐，曹洋，刘洪玉 城市价值在住房价格中的显性化及其政策含义——对中国35个城市住宅价格的实证研究[J] 城市发展研究，2008，(1)：4-7

[5]董志勇，官皓，明艳 房地产价格影响因素分析：基于中国各省市的面板数据的实证研究[J] 中国地质大学学报，2010，(3)：99-103

[6]况伟大 房价与地价关系研究：模型及中国数据检验[J] 财贸经济，2005，(11)：56-63

[7]周京奎 城市土地价格波动对房地产业的影响——1999—2005年中国20城市的实证分析[J] 当代经济科学，2006，(7)：1-7

[8]任荣荣 土地供应对住房供应的影响研究[J] 建筑经济，2008，(3)：25-27

[9]邵新建，巫和懋，江萍，等 中国城市房价的“坚硬泡沫”——基于垄断性土地市场的研究[J] 金融研究，2012，(12)：67-81

[10]况伟大，李涛 土地出让方式、地价与房价[J] 金融研究，2012，(8)：56-69

[11]沈悦，刘洪玉 住宅价格与经济基本面：1995—2002年中国14城市的实证研究[J] 经济研究，2004，(6)：78-86

[12]余华义 经济基本面还是房地产政策在影响中国的房价[J] 财贸经济，2010，(3)：116-122

[13]平新乔，陈敏彦 融资、地价与楼盘价格趋势[J] 世界经济，2004，(7)：3-10

[14]周京奎 货币政策、银行贷款与住宅价格——对中国4个直辖市的实证研究[J] 财贸经济，2005，(5)：22-27

[15]王来福，郭峰 货币政策对房地产价格的动态影响研究——基于VAR模型的实证[J] 财经问题研究，2007，(11)：15-19

[16]王先柱，毛中根，刘洪玉 货币政策的区域效应——来自房地产市场的证据[J] 金融研究，2011，(9)：42-53

[17]况伟大 预期、投机与中国城市房价波动[J] 经济研究，2010，(9)：67-78

[18]谢百三 高度警惕我国部分城市房地产业的泡沫经济卷土重来[J] 价格理论与实践，2003，(1)：37-39

[19]史永东，陈日清 不确定性条件下的房地产价格决定：随机模型和经验分析[J] 经济学季刊，2008，(10)：211-230

[20]樊潇彦，袁志刚，邱茵茵 对上海住宅资产价值的测算分析、国际比较与政策建议[J] 上海经济研究，2008，(10)：47-60

(责任编辑：兰桂杰)

作者：纪晗

建筑价格上涨影响分析论文 篇2：

施工阶段工程造价跟踪与审核重点分析

【摘要】目前，随着建设项目投资管理的要求与精度提高，推行施工过程跟踪与审核的项目日益增多。本文从施工过程跟踪审核内容、目标、影响因素分析、风险控制点和跟踪审核重点几方面进行分析。

【关键词】施工阶段;工程造价;跟踪审核 【DOI】10.12334/j.issn.1002-8536.2021.35.111

1、施工阶段造价跟踪审核内容

依据国家、地方和行业相关法律、法规、标准、施工合同、项目招采资料、工程图纸及施工现场各项工程档案等对项目进行施工阶段造价跟踪与审核，主要工作内容包括但不限于工程计量、进度款支付审核、变更签证审核、施工索赔审核等，进行材料设备市场调研及询价，做好相关造价数据分析对比，整理汇总造价管理相关资料等。

2、造价跟踪与审核目标

造价跟踪审核以合理确定工程量和价款为基础，以有效控制项目造价为核心，及时关注可能发生的造价影响因素，保证项目投资与造价管理符合国家、省、市有关法律、法规、规范等要求。通过跟踪与审核，一方面可深化工程造价管理，及时纠正工程建设中的造价偏差，对工程造价进行正面影响，保证项目造价合理合法;另一方面可督促施工单位增强管理力量，贯彻全过程管理理念，促进提升行业整体管理水平，以提高项目的整体社会效益与经济效益。

3、施工阶段造价重点影响因素分析

3.1施工策划

设计时所选用材料类型或施工方法的不同，会直接产生施工过程中采购与实施难度不同，最终进度和造价均有差异。在施工时，应按设计要求做好施工策划工作。一般实行施工过程跟踪的项目有施工工期较长、工序较复杂、造价较高、各方面影响因素较多等特点，故在前期做好项目策划，合理进行施工工序部署，实行流水施工与平行施工并行，部分项目可先地下后地上，在施工时采取“立体交叉施工”，同时严格质量控制程序，减少因成本增加而产生的工程造价潜在不利影响因素。

3.2施工过程影响

高度关注施工过程中的各项影响因素，项目周边的相关影响因素对施工进度的影响较大，从而影响工程造价。位于城市建成区域内的项目，施工过程中施工区域及周边的交通均产生不同程度的拥堵，对社会影响和工期影响较大。部分项目还涉及建成区域的拆迁工作，这对项目总体施工工期影响大，为加快进度存在未拆迁完成即开工建设部分工程，而边拆迁边施工的不可预见因素较多，主要特点为地下障碍物多，尤其是各种管线，其产权归属于不同的单位，如天然气管道、热力公司的供热管网等，一旦遇到地下管线，需要与不同的产权单位进行沟通，并且制定一系列的迁改方案，还要经过上会论证，得到产权单位的认可，各部门协调的压力较大，从而可能导致部分工程暂时搁置，严重影响施工进程，对施工与造价均产生不确定的因素，对此类周边因素可能产生的项目总投资控制影响应高度重视。

除主体施工外，施工中往往还会有其他专业的分包单位同时施工。各分包单位存在同时工作或交叉施工，产生配合与协调问题，造成互相影响和制约，从而导致相互推诿与工期延误，对此应加强组织与协调，防微杜渐。

3.3变更与工程索赔影响

由于前期设计工作深度的不同，可能存在图纸细节问题，如地勘资料粗略或针对项目综合考虑不周全，就可能导致影响工程项目整体实施而产生设计变更。项目投资金额较大或施工工期紧迫时，在合同签约阶段和施工阶段难免有各项工作准备不够全面或存在纰漏的地方，出现合同条款分歧，那么变更、费用及工期索赔是不可避免的，应该增强变更与索赔的审核与管理，以有效控制项目总投资。

3.4突发事件防控

突发事件的发生直接影响项目，如现阶段各地均发生的新型冠状病毒疫情，材料与机械价格上涨，物流受阻，工期拖延，为保证施工而增加管理费用、防控费用和赶工费用等，这些导致部分项目产生造价影响。对已开工项目，应就相关费用开展摸底排查，根据相关合同文件、政策文件等进行审核。未开工项目，建议合同中明确突发类事件等专项条款，合理分配因此导致的合同履约风险，避免出现争议。

4、施工阶段造价风险控制点

4.1缺漏项控制

做好工程量清单的梳理工作，找出工程量清单的缺漏项，提前分析缺漏项造成的造价影响。对缺漏项项目应严格按项目实际情况进行审核，除须事实存在外同时审查其与施工图是否一致。

4.2变更和签证控制

变更和签证的产生会直接影响项目造价，在实际工作中应严防大量变更和签证的产生。对此应做好施工前期准备，对项目涉及地下已敷设的给排水、采暖、通讯、光缆等，因不可遇见的因素太多，如果收集资料不全，施工无法探测清楚地下管线的埋设深度及分布情况，就可能导致在施工过程中发生不可遇见的事件，造成变更或签证发生。评估此类事件的发生对造价造成的影响大小，尤其注意是否造成总造价的上升。

4.3索赔控制

索赔原因主要包括工期拖延、不可预见、合同终止、政策改变、其他原因等方面。索赔的产生与影响因素众多，过程跟踪中应把索赔防范工作融合到管理工作之中，要做好事前分析，对项目可能发生的索赔应作好事前预警与防范工作。

4.4工期控制

要控制工程造价首要任务要保证工期，以免发生工期失控而造成索赔事件发生。要根据项目特点，做到各环节紧凑合理，做到人、机、料、法、环的合理科学策划安排，具体的控制点有：按照要求办理相关审批手续，以免因相关审批时间较长影响项目工期;合理规划驻地及料场建设、预制场地的布局;做好施工准备工作等。

5、施工阶段造价跟踪审核重点

5.1必要性审查

对部分项目的审核应首先进行必要性审查。项目进行设计变更前，对计划实施的变更应进行全面分析，是否属于原设计与现场实际情况不符或不能保证项目实施效果等情况，分析其变更必要性，如確须变更的应测算对项目造价影响数额及幅度。在发生变更时，还往往涉及到经济性审查，应从满足项目需求并经济合理的角度进行变更。

5.2真实性审查

对真实性进行审查，防止虚报多报。在造价咨询合同签订后，专业人员应收集相关资料，如设计文件、施工图纸、批复文件、招采资料、施工合同及补充协议等资料。在施工过程中，根据工程进展随时收集项目各项文件资料，做好信息管理工作，全面掌握设计内容，熟悉设计要求，参与相关会议与会审等，根据现场施工情况及时、全面做好各环节跟踪。跟踪过程中，现场核查和记录各项目的实施情况，做好造价相关或可能影响造价因素的各项记录，对设计变更及现场突发情况等应详细记录发生时间、原因、工程部位、责任单位和相关背景等，对相关内容进行评估与提出意见。在工程结算及索赔审查时可依据此类详实可靠的资料进行审查。

5.3合规性审查

项目实施应按建设程序规定进行，对于必须变更部分的实施，须严格执行相关部门要求的设计变更程序，保证合规性。过程中发现变更手续不合规则应及时预警，确定是否在造价控制幅度内，应重点管控可能超限的项目。

5.4准确性审查

各项工程量及价款应就其准确性进行审查。在对工程进度进行工程计量时，应对各项工程量的严格核查其准确性。为保证工程计量的准确性，施工过程中，对工程实际情况应全面深入了解，检查工程相关验收记录等。在对工程进度款支付进行审查时，主要审查是否按合同条款进行支付、基础资料是否真实合法、单价和费率是否准确、各项预付款是否按时扣回等，并分析项目的资金使用情况和各分部分项工程造价控制情况。

5.5价格合理性审查

实际完成的工程量清单内各项工程单价应严格按照中标单价执行，索赔和变更审核常涉及价格组成问题。对变更项目的价格要进行详细审查，变更项目单价应重点审查确定原则是否符合相关规定与文件要求。工程量清单中已有相同项目的应执行原中标单价，有类似单价的应参考类似项目单价，重新组价的则重点审查价格组成是否合理，定额套用是否准确，定额项工作内容与实际工作内容是否相符，换算是否匹配等。按要求参加询价工作，对某些工程材料和设备进行市场价调查，就相关价格提供参考意见。

5.6时效性审查

对部分政策文件及相关价格文件的时效性进行关注，防止出现错误。因索赔对项目造价影响较大，应高度重视索赔审核，发生索赔时，应首先关注其时效性，是否在有效时限内报送索赔意向书、索赔申请报告和最终索赔价款书等，在时效性符合的情况下对其进行审核。

5.7关联性审查

重视审查和分析相关项目之间的关联性，跟踪过程应对工程联系单和签证单等进行分析梳理和存档，以避免重复签证或不合理签证，在审核中审查是否存在不应计取或重复计取等情形。某项目签证审核，签证内容为因基坑边坡塌方而打木桩加固边坡，有现场打桩照片和经签字的签证单，但在验收记录上发现打桩前实施的边坡混凝土护坡厚度不足，不符合设计要求，从而判定本签证内容为未按要求施工导致的补救措施，不应予以结算。此类签证审核时应审核其手续是否完备，应由各相关单位和人员签字盖章，审核其与其他项目的相关联性，在此基础上进行全面细致的审核。

在完成施工过程中以上方面的跟踪审核工作后，对工程结算进行全面审核。接收报送的工程结算书后，对结算资料完整性与真实性、工程量、单价和取费、奖罚款等进行初步审查，根据初审结果征求意见、组织相关方进行核对与签认，最终形成完整的结算文件。对有争议的部分，应协调相关方共同确认后再行定案，并出具相关报告。

结语：

总之，施工阶段工程造价跟踪与审核工作，应以真实、合法为原则，以控制工程投资为主线，注重风险防范，加强素质管理，除传统造价方法外，可采用新技术作为控制手段，强化三级审核，全面提升造价管理水平，为建设项目经济效益的实现发挥作用。

参考文献：

[1]黄娟.建筑工程全过程跟踪审计工作探讨[J].科技风，2014(09)：153.

[2]董林.全过程跟踪审计对工程造价的有效控制[J].管理观察，2014(06)：92-93.

[3]蒋峰.浅谈全过程跟踪审计人员职责[J].民营科技，2011(11)：154.

作者简介：

吳英(1981.11-)，女，安徽省潜山市，本科，现有职称：中级工程师，研究方向：工程造价。

作者：吴英

建筑价格上涨影响分析论文 篇3：

二元经济结构下最低工资的就业效应研究

摘要：现阶段我国整体就业形势不容乐观，分析最低工资对就业的影响具有重要的现实意义。通过对我国劳动力市场分割条件下最低工资的就业效应进行实证分析发现，最低工资对竞争性行业劳动力市场(城市二级劳动力市场)就业有显著的正面影响，对行政垄断行业劳动力市场(城市一级劳动力市场)就业的正面影响则很小。因此，根据我国劳动力市场的具体情况，合理设置最低工资标准有利于促进就业。

关键词：最低工资;劳动力市场城乡分割;劳动力市场行政垄断行业分割;就业效应

一、引言

我国是典型的二元经济，由于城乡居民收入差距的不断扩大和大量农业隐性失业人口的存在，未来很长一段时间内，数量庞大的农业剩余劳动力需要向城市转移就业。同时，由于经济体制改革，大量国有企业冗余人员被释放出来，以及每年大量新增劳动力的涌现，城市本身的就业压力也很大。总的来看，现阶段我国整体就业形势不容乐观。在当前就业形势严峻的大背景下，根据我国劳动力市场的具体情况，全面分析最低工资对就业的影响具有重要的现实意义。

二、现有研究文献

最低工资会对就业产生什么影响，国内学者们的观点并不一致，存在着广泛的争议。蔡昉、都阳(2005)考察了劳动力市场的供需状况，认为我国劳动力相对于资本丰富，劳动供给曲线比较平缓，实施最低工资制度对失业的负面影响会很大[1]。华生(2011)认为最低工资标准的大幅提高会减少就业形势的多样性，对就业产生不良影响[2]。但是也有学者认为最低工资对就业没有负面影响。杨缨(2004)认为在局部劳动力市场上，劳动力供给曲线是向下倾斜的，提高最低工资标准会增加就业量[3]。孙书青(2006)认为提高最低工资标准有利于城乡二元经济转型，对就业总量没有负面影响[4]。刘险峰(2009)认为最低工资制度是政府对市场失灵的一种补救措施，有利于劳动力市场的弱势群体[5]。

同理论研究一样，学者们对最低工资就业效应的实证研究也得出了不同的结果。丁守海(2009)在考虑最低工资制度执行力度的情况下，使用相关调查数据研究了北京市最低工资标准对农民工就业的影响，发现在最低工资制度执行不力的情况下，最低工资标准的提高会增加农民工的离职率[6]。周培煌和赵履宽(2010)也利用建筑业的省际面板数据研究发现，提高最低工资标准会对我国建筑业就业产生不良影响[7]。然而，部分学者发现最低工资对就业尤其是农民工就业是有利的。罗小兰(2007)对上海市最低工资对农民工就业的影响进行分析，发现适度的提高最低工资标准是有利于农民工就业的[8]。李晓春，何平(2010)运用买方垄断模型对最低工资的就业效应进行实证分析，也发现适度的提高最低工资标准有利于农民工就业[9]。石娟(2010)利用广东省的相关数据对最低工资的就业效应进行分析，结果表明提升最低工资标准会对就业产生积极影响[10]。

对于我国最低工资的就业效应问题，学者们已经从不同的角度进行了分析。我们认为现有研究还有待完善之处。现有研究无论是设定劳动力市场是竞争型的还是买方垄断型的，背后都有一个隐含的假设：我国劳动力市场是一个整体，是统一的。目前我国的劳动力资源正处在由政府统一配置向市场配置的转型期，劳动力市场分割现象比较突出。

最低工资对就业的影响取决于一个国家劳动力市场的具体情况，劳动力市场是统一的这个假设会从两方面影响分析结果。第一，把分割的劳动力市场假设为一个统一的劳动力市场，会使研究的样本出现选择性偏差，出现相互矛盾的结果。第二，把分割的劳动力市场假设为一个统一的劳动力市场，会使现有研究对最低工资就业效应作用机制的分析比较笼统，难以对当前研究结果的分歧进行具体深入的探讨。

我们认为，劳动力市场是决定就业的重要市场，最低工资的就业效应与劳动力市场的状况密切相关。按照人口增长态势，我国相当长一段时间内劳动力总量供大于求，同时我国存在明显的二元经济结构，大量的农业劳动力需要向工业和服务业转移，这是我国劳动力市场的数量特点。另一方面，我国劳动力市场发育还不完善，大量的农民进城务工却难以融入城市，行政垄断行业劳动力市场日益封闭，形成劳动力市场城乡分割和行政垄断行业分割，这是我国劳动力市场的体制特点。因此，本文基于劳动力市场的视角，把对劳动力市场的体制分析与数量分析结合起来，剖析最低工资制度实施对就业的影响，可以形成对现有研究的有益补充，更好地探讨我国最低工资的就业效应问题。

三、二元经济结构下最低工资就业效应的理论分析

(一)我国劳动力市场状况

中国是典型的发展中国家，城乡二元经济结构矛盾表现十分突出：第一，虽然近年来农村人口比重在逐年减少，但其比重仍然过大，2010年农村人口占总人口的50.05%。第二，对农村人力资本投资偏少，农民接受教育和技术培训的比例偏低，农业生产力水平低下。据国家统计局数据，2012年，既没有参加农业技术培训也没有参加非农职业技能培训的农民工占69.2%。第三，农业生产率偏低，存在大量隐性失业人口。本文借鉴盖美(2010)的研究，采用固定时期测算法来估算中国农业隐性失业人口数量，2011年为10 543万人[11]。城乡收入差距和大量农业隐性失业人口的存在意味着现在以及未来很长一段时间，大量的农业人口要流向城市劳动力市场。但是劳动力流动却受到劳动力市场分割的限制。

劳动力市场城乡分割阻碍了农村劳动者向城市劳动力市场流动。这种阻碍主要体现在三个方面：首先，就业歧视。农村劳动者一般只能进入城市的非正规劳动力市场，很难进入正规劳动力市场。其次，身份约束。虽然现在户籍制度已经松动，与户籍制度相关联的收益差异也逐渐缩小，但是进城的农村劳动者在社会保障方面的待遇还是要远远低于城市劳动者，根据全国农民工监测调查报告数据，2012年雇主或单位为农民工缴纳社保的比例很低。身份约束使农村劳动者无法真正的融入城市。最后，子女教育。子女教育问题是影响农村劳动者流动的重要因素。城市由于体制的弊端不能为其子女提供正规教育。

当劳动力市场城乡分割阻碍农村劳动者向城市劳动力市场流动时，相对于劳动力自由流动状态，更多的劳动者留在了农村，农村的劳动力供给大于需求。给定农村的土地和资本，农业现有就业量大于有效就业量，会导致劳动力的边际产出被压低。农业边际产出决定了农村劳动者在城市劳动力市场上的保留工资。

劳动力市场城乡分割限制了农村劳动者向城市劳动力市场的流动。劳动力市场行政垄断行业分割则进一步限制了劳动力的行业间流动。行政垄断行业分割是一种新的劳动力市场分割形式。主要是指政府运用行政力量对特定行业的竞争进行限制，使内部企业拥有垄断经营权，获得超额利润，并利用该优势，在人事领域实施独特的运行规则，限制外部劳动者的流入，形成相对封闭的内部劳动力市场。内部劳动力市场和外部劳动力市场有不同的运行规则，劳动者在就业、收入、社保等方面的待遇差别很大(苏永照，2011)[12]。

劳动力市场行政垄断行业分割阻碍了劳动力在竞争行业和垄断行业之间的自由流动。这种阻碍主要体现在两个方面：首先，限制外来人口进入行政垄断行业。据2012年全国农民工监测调查报告数据，农民工主要从事制造业、建筑业、服务业等竞争性行业。在没有劳动力市场分割的情况下，外来人口的就业应该分散在各个行业而不是集中在几个竞争性行业，即使考虑到农民工整体人力资本偏低的情况，他们就业集中在竞争性行业也可以证明行政垄断行业劳动力市场对外来人口的排斥。其次，通过较高的招聘门槛限制本地劳动者进入。大部分求职者不是通过社会招聘的正规方式进入行政垄断行业而是通过找关系和支付入门费的方式进入。天则研究所《国有企业的性质表现与改革》的调查显示，近些年，一些经济效益较好的行政垄断企业一个进人指标可以卖到几万甚至几十万(天则研究所，2011)[13]。劳动力市场行政垄断行业分割阻碍了劳动力在竞争行业和垄断行业之间的自由流动，使垄断行业劳动力市场愈来愈封闭。下面我们考察一下行政垄断行业的就业状况。(由于行政垄断企业一般是国有企业尤其是国有控股企业，因此，我们可以通过考察国有企业或者国有控股企业来了解行政垄断企业的情况。)由表1可以看出，行政垄断行业吸收就业的能力在逐年下降。

综上所述，二元经济结构使大量农村劳动者流向城市劳动力市场，劳动力市场城乡分割延缓了这种流动，使农业劳动力供大于求，降低了进城务工劳动者的保留工资。劳动力市场行政垄断行业分割则进一步限制了城市劳动力市场上行业间的劳动力流动。二元经济结构、劳动力市场分割共同作用，构造了一个日益庞大的城市二级劳动力市场，这个市场上的雇主是竞争性行业的企业，雇员是以农民工为主的劳动者。他们保留工资和工资很低，而且很难通过流向其他垄断性行业来改善待遇。如果没有适当的干预措施，城市二级劳动力市场上的劳动者很容易陷入“低收入—低人力资本投入—低收入”的怪圈。最低工资制度保障了劳动者的基本生活水平，避免劳动者陷入“贫困陷阱”。因此，日益庞大的城市二级劳动力市场的出现，给最低工资制度的实施提供了必要的基础。

(二)最低工资对劳动力市场需求的影响机制研究

我们从微观和宏观的角度分析最低工资标准对劳动力需求的影响。从微观的角度看，劳动力需求是企业生产决策的一部分，提高最低工资标准对劳动力需求会产生规模效应和替代效应。从宏观的角度看，提高最低工资标准会影响劳动者的收入水平，进而影响消费水平。

在微观层面，企业追求利润最大化，劳动力的需求遵循成本最小化原则，即劳动和资本的边际产品之比等于劳动和资本的相对价格之比。根据这一原则，我们分析最低工资标准对劳动力需求的影响。在短期，我们假设资本无法调整，提高最低工资标准就意味着劳动力价格上升，在成本一定的条件下，企业会减少劳动力的需求量，进而减少产量。这就是最低工资标准变化的规模效应。规模效应的大小取决于劳动力成本在企业总成本中的比例，比例越高，规模效应越大。根据赖涪林(2009)对长三角地区使用农民工的中小企业打算搬迁原因调查，最低工资上升对企业的投资策略并无显著的影响[14]。这从侧面证明，最低工资所引起的规模效应并不是很显著。在长期，我们假设资本要素可以调整，在资本价格不变的条件下，提高最低工资标准就意味着资本价格的相对下降，追求利润最大化目标的企业将使用便宜的资本替代昂贵的劳动力。这就是提高最低工资标准的替代效应。替代效应的大小不仅取决于资本劳动相对价格的变化程度，更取决于资本劳动的替代难易程度。我国最低工资标准的主要作用人群是城市二级劳动力市场的低收入劳动者，这些劳动者主要就业于劳动密集型行业。在劳动密集型企业，资本替代劳动的难度很高，因此，最低工资所引起的替代效应也不会很显著。

在宏观层面，劳动力需求曲线发生移动的主要原因是经济增长和技术进步。消费、投资、出口是拉动经济增长的三驾马车。提高最低工资标准可以提高劳动者的收入，进而提高最终消费。即使考虑到最低工资制度对就业的负面影响，因为最低工资的受惠人数一般远远大于最低工资实施造成的失业人数，提高最低工资标准也可以提高最终消费，增加对劳动力的需求。因此，从理论上讲，只要最低工资标准的增加幅度超过物价上涨幅度，劳动者的实际工资水平上涨，就会提高消费水平，促进经济增长，增加劳动力需求。考察1996年至2011年全国各地最低工资标准的发展可知，在2004年以前，我国最低工资标准比较低，调整频率也比较低，2004年以后，各地大都调高了最低工资标准，调整频率也比较高。笔者对全国平均最低工资增长率进行了计算，发现2004年以后全国平均最低工资增长率一般在10%以上，都高于同期的物价上涨幅度。因此，从宏观的角度看，我国最低工资标准的提高有利于劳动力需求的增加。

综上所述，在微观层面，提高最低工资标准导致的规模效应和替代效应都会降低劳动力需求，但是由于我国劳动力市场的特殊性，这种降低并不会很明显。在宏观层面，提高最低工资标准将增加劳动者的实际收入，增加消费，促进经济增长，增加劳动力需求。总的来说，提高最低工资标准对劳动力需求的影响效果取决于微观机制和宏观机制的共同作用的结果。

(三)最低工资对劳动力市场供给的影响机制研究

我们也从微观和宏观的角度分析最低工资标准对劳动力供给的影响。从微观角度看，劳动力供给是个人闲暇——收入决策的一部分，提高最低工资标准对劳动力供给会产生收入效应和替代效应。从宏观角度看，提高最低工资标准会影响劳动者的工作时间和劳动参与率。

在微观层面，根据劳动力供给的个人闲暇——收入决策理论，提高最低工资标准则意味着劳动者单位工作时间的收入增加，闲暇的机会成本更大，劳动者愿意放弃更多的闲暇，增加工作时间，这是最低工资标准提高的替代效应。同时提高最低工资标准也意味着如果劳动者工作时数不变，每周总收入将更高一些，收入上升会刺激劳动者增加对闲暇的需求并降低工作时数，这是最低工资标准提高的收入效应。因此，提高最低工资标准对劳动供给时间的影响取决于收入效应和替代效应的相互作用。如果收入效应大于替代效应，提高最低工资标准会增加劳动供给时间，反之，则会减少劳动供给时间。一般认为，劳动力市场上收入较低的劳动者，提高工资率所产生的替代效应大于收入效应，收入较高的劳动者收入效应大于替代效应。目前我国最低工资标准的覆盖人群主要为低收入者。以最低工资标准的覆盖人群——城市二级劳动力市场上的主力军农民工为例。2004年以前农村居民家庭工资性收入在较低水平上缓慢增长，2004年以后出现了较大幅度的增长(如表2所示)。但是农村劳动者的消费模式不同于城市劳动者，他们的恩格尔系数相对较高，食品等生活必需品价格的上涨对他们影响较大。如果消除2004年以后我国食品价格和城市房租价格上涨的影响，农村劳动者工资性收入是很低的。因此，从理论上可以判断，提高我国最低工资标准会增加劳动供给时间。如果考虑到提高最低工资标准可能对其非覆盖劳动者收入所产生的攀比效应，劳动供给时间的增加幅度会更大。

在宏观层面上，市场劳动力供给曲线一般是从左下方向右上方倾斜的。当工资率上升时，对个人劳动供给会产生收入效应和替代效应。但是，只有当工资率很高时，收入效应才大于替代效应，也就是说，对于劳动力市场上大部分劳动者来说，工资率上升，会增加劳动供给，只有少数高收入者会减少劳动供给。另外，工资率上升也会吸引一些未进入劳动力市场的人成为劳动者，增加劳动供给。因此，从整个劳动力市场的层面看，工资率上升，劳动供给增加。从理论上可以判断，提高最低工资标准会增加劳动者收入，增加市场劳动力供给。经济活动人口与劳动参与率是反映市场劳动力供给的主要指标。从表3可以看出，从2004年我国实施《最低工资规定》以来，我国经济活动人口逐年增加，劳动参与率也保持在较高的水平上，这些数据可以从侧面证明提高最低工资标准对市场劳动力供给的正面影响。

综上所述，在微观层面，提高最低工资标准会增加劳动者个人的劳动供给时间。在宏观层面，提高最低工资标准将增加市场的劳动供给，并使市场保持较高的劳动参与率。

(四)最低工资对就业的影响机制研究

从最低工资对劳动力需求和供给影响的理论研究可知，提高最低工资标准会增加劳动力的需求和供给，因此，我们可以简单推出，最低工资有利于就业。为了更进一步验证结论，下面我们将从综合的视角，研究最低工资对就业的影响机制。

按照微观经济学理论，如果劳动力市场是完全竞争的，最低工资低于市场均衡工资对就业没有影响，高于市场均衡工资实际上相当于“劳动力价格管制”，会使劳动力供大于求，导致就业减少。如果劳动力市场为买方垄断，最低工资低于市场工资对就业没有影响，高于市场工资会使垄断企业增加劳动力需求，导致就业增加。因此，最低工资对就业的影响取决于劳动力市场的状况。

中国劳动力市场存在严重的分割现象，表现为城乡分割、行政垄断行业分割，在不同的分割劳动力市场内，最低工资的就业效应和作用机制各不相同。因此，我们不能简单地把劳动力市场看成一个整体，考察最低工资对就业的影响，而应该考察各个分割的劳动力市场。

在上文“我国劳动力市场状况”部分，我们分析了中国劳动力市场状况，结果发现，最低工资实施主要影响城市二级劳动力市场。二级劳动力市场的特点主要体现为：第一，劳动力供大于求，劳资双方力量悬殊。在二级劳动力市场上，有两亿多农民工，还有上世纪90年代中后期下岗分流的5 000多万国有企业员工。第二，工会的力量太弱，劳动者集体行动能力也不强。全国人大内务司法委员会主任委员黄镇东在十一届第十一次会议上通报《中华人民共和国工会法》执法检查情况时表示，目前全国2亿多农民工，入会率不足1/3。以上劳动力市场的特点决定了我国城市二级劳动力市场买方垄断的性质。

我们也可以从劳动生产率的角度分析我国城市二级劳动力市场的性质。如果劳动力市场是完全竞争的劳动报酬应该与边际劳动生产率大小相当，如果劳动报酬远低于边际劳动生产率则说明劳动力市场存在买方垄断现象。下面我们以农民工就业最集中的制造业为例进行考察。从表4可以看出，从2000年以来，中国制造业的劳动报酬一直低于边际劳动生产率，而且这种趋势越来越显著。说明我国城市二级劳动力市场是典型的买方垄断市场，而且垄断程度有逐渐加深的趋势。

在对我国城市二级劳动力市场的性质进行分析的基础上，我们用图1所示的模型来分析最低工资对就业的影响。纵轴表示工资率，横轴为就业量。城市劳动力市场被分割为一级劳动力市场和二级劳动力市场。一级劳动力市场供给曲线为S1，需求曲线为D1，供需均衡时就业量为L1，工资率为W1。二级劳动力市场为买方垄断市场，供给曲线为S2，需求曲线为D2，劳动边际成本曲线为MLC，需求曲线和劳动边际成本曲线的交点决定其均衡工资和就业，供需均衡时就业量为L0，工资率为W0。WB为劳动者的保留工资，低于保留工资劳动者将不提供劳动力。

当政府实施最低工资制度时，由于一级劳动力市场上的均衡工资远高于二级劳动力市场的均衡工资，其就业和工资水平受到的直接影响很小。因此，我们下面将主要分析最低工资对二级劳动力市场就业的影响。

如图1所示，当最低工资Wm小于W0时，最低工资对二级劳动力市场的就业没有影响;当最低工资Wm大于W3时，就业量会小于L0，最低工资对就业产生负面影响;当最低工资Wm位于W0和W3之间时，就业量为Lm，Lm大于L0，最低工资对就业产生正面影响。因此，W0和W3之间的区域为最低工资实施的合理区域。但是我们也看到，当最低工资Wm位于W0和W2之间时，随着最低工资的增长，就业量也增长，一直到就业量为Lm时达到最大值;当最低工资Wm位于W2和W3之间时，随着最低工资的增长，就业量呈减少态势。

综上所述，最低工资对就业的影响可以概述如下：第一，在一级劳动力市场上，最低工资对就业的直接影响很小。第二，在二级劳动力市场上，最低工资存在一个合理的区域，在此区域内，最低工资对二级劳动力市场就业产生正面影响;高于合理区域，最低工资对二级劳动力市场就业产生负面影响;低于合理区域，最低工资对二级劳动力市场就业没有影响。

四、实证分析

(一)数据选取和模型设计

本文选取2000—2011年全国各省、直辖市的面板数据进行分析，并选取烟草制品业，石油和天然气开采业，电力、热力生产和供应业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业，纺织业，农副食品加工业，皮革、毛皮、羽毛(绒)及其制品业作为分析行业的样本。其中，我们把烟草制品业，石油和天然气开采业，电力、热力生产和供应业，石油加工、炼焦及核燃料加工业作为行政垄断行业的代表，其所在的劳动力市场为城市一级劳动力市场;我们把木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业，纺织业，农副食品加工业，皮革、毛皮、羽毛(绒)及其制品业作为竞争行业的代表，其所在的劳动力市场为城市二级劳动力市场。

模型的被解释变量为各行业各年度就业人数E，解释变量为最低工资标准WM、行业产值CZ、潜在劳动力供给QG、行业垄断程度IS。其中：最低工资标准，我们选用地区最低工资最高档次的标准，并以2000年为不变价格进行调整，得到实际最低工资标准;行业产值，我们以2000年为不变价格进行调整，得到实际行业产值;潜在劳动力供给用地区15-24岁人口占地区总人口的比率来衡量;行业垄断程度以国有及国有控股投资额占行业总投资额的比率来衡量。我们采用的解释变量的基础数据均为2000—2011年的全国各省、直辖市的面板数据。计量数据来源于全国各省、直辖市历年统计年鉴、人力资源和社会保障网。我们运用变截据固定效应面板模型设计计量方程。

lnEit=?茁1+?茁2lnWMit+?茁3lnCZit+?茁4QGit+?茁5ISit+?着it(1)

其中，i代表地区，t代表年份，?着it为随机误差项。

(二)实证检验与结果分析

我们利用2000至2011年的面板数据，用Eviews软件对方程(1)进行分析。在分析过程中，我们用F检验值选择变截距模型，用hausman检验值判断是否使用固定效应模型，用横截面加权方法处理异方差和序列相关。最终估计结果如表5所示。

从表5所示的估计结果可以看出，最低工资对就业有正面影响，具体分析如下：

1. 最低工资水平与就业量正相关，提高最低工资标准可以促进就业。但是不同行业差异较大：在竞争性行业，最低工资水平与行业就业量的相关性较明显，如农副食品加工业，最低工资水平提高一个单位会引致就业量提高0.873个单位，说明最低工资对竞争性行业劳动力市场(城市二级劳动力市场)就业有明显的直接影响;在行政垄断行业，最低工资水平与行业就业量虽然为正相关，但是相关性不明显，这表明，最低工资对行政垄断行业劳动力市场(城市一级劳动力市场)就业的直接影响很小，最低工资与行政垄断行业就业量之间不显著的正相关可能是由于行业间工资上涨的攀比效应引起的。

2. 行业产值与行业就业量正相关。行业产值越高表明行业的发展越快，对劳动力的需求越高，所以行业产值与就业量的相关性较为明显。

3. 潜在劳动力供给量与就业量正相关。潜在劳动力供给量越高说明劳动力市场的未来劳动力的供给量越大，劳动力资源越丰富，整个劳动力市场就业量越高，所以，潜在劳动力供给与就业量的相关性也较为明显。

4. 行业垄断程度与行政垄断行业就业量负相关，与竞争性行业就业量正相关。行业垄断程度反映了行政垄断力量对行业的控制程度和资本集中程度，行政垄断程度越高行业的资本集中度越高，资本化程度越高，资本对劳动的替代程度越强，所以行业垄断程度与行政垄断行业就业量为负相关，相关性较为明显;行业垄断程度与竞争性行业就业量正相关，但是相关性不明显，这可能由于行政垄断企业垄断程度强化后，部分劳动者从行政垄断企业退出，加入到竞争性企业，增加了竞争性企业的劳动力供给所导致。

五、结论

我们从理论和实证角度分析了我国最低工资的就业效应。研究结果表明，我国劳动力市场存在较为明显的分割现象，在不同的分割劳动力市场内，最低工资的就业效应和作用机制各不相同。最低工资对竞争性行业劳动力市场(城市二级劳动力市场)就业有显著的直接影响，对行政垄断行业劳动力市场(城市一级劳动力市场)就业的直接影响则很小。总之，最低工资对就业有正面影响，适度提高最低工资标准有利于促进就业。研究还发现，最低工资的提高有一个合理的区间，超出临界值，最低工资对就业有负面影响。

另外，从我们的研究结果看，目前我国最低工资标准的设置模式过于简单，在一个地区内不分行业设置一个统一的标准，没有考虑到我国劳动力市场的具体情况，会大大地增加最低工资法规的执法成本，我们应该改变这种“一刀切”的简单模式，按照行业设置最低工资标准，集中资源保障弱势群体的权益。

参考文献：

[1]蔡昉，都阳.我们需要什么样的劳动力市场制度[J].吉林大学社会科学学报，2005，(9)：29-35.

[2]华生.劳动报酬占GDP比重被严重误读[J].劳动经济与劳动力关系，2011，(1)：19-25.

[3]杨缨.现代经济学与我国工资下降、失业增加的悖论[J].江西农业大学学报，2004，(3)：472-475.

[4]孙书青.调整最低工资政策对中国就业影响的经济分析[J].湖北财经高等专科学校学报，2006，(5)：13-15.

[5]刘险峰.市场分割条件下的最低工资制度效应研究——以农民工市场为例[J].经济体制改革，2009，(5)：92-95.

[6]丁守海.提高最低工资标准对农民工离职率的影响分析——基于北京市827名农民工的调查[J].中国农村观察，2009，(4)：26-36.

[7]周培煌，赵履宽.我国最低工资的就业效应及其作用机制——基于建筑业面板数据的研究[J].中南财经政法大学学报，2010，(1)：22-28.

[8]罗小兰.我国劳动力市场买方垄断条件下最低工资就业效应分析[J].财贸研究，2007，(4)：1-5.

[9]李晓春，何平.最低工资线的农民工就业效应——以长三角地区为例[J].江苏社会科学，2010，(4)：59-66.

[10]石娟.最低工资对广东省的就业影响研究[J].特区经济，2010，(7)：31-32.

[11]盖美，田成诗.中国农村有效就业量的测算[J].统计与决策，2010，(2)：4-6.

[12]苏永照.我国劳动力市场行政分割研究[D].广州：暨南大学，2011.

[13]天则研究所.国有企业的性质、表现与改革[DB/OL]. http：//www.aisixiang.com/data/40395.html，2011-02-11.

[14]赖涪林.长三角农民工的非稳态转移[M].上海：上海财经大学出版社，2009.

责任编辑、校对：关 华

Study on the Employment Effects of Chinese Minimum Wag under the Dual Economic Structure

——From the Angle of Labor Market

Su Yongzhao

(School of Business， Nantong University， Nantong 226019， China)

Key words： Minimum wag;Labor market urban-rural segmentation;Labor market administrative monopoly industry segmentation;Employment effects

作者：苏永照