最低工资的不同影响：对

2022-6-25 05:23:30

最低工资的异质性影响：对群体间和群体内不平等变化的影响*Tatsushi Oka+Ken Yamada2019年7月摘要在美国，收入等于或低于最低工资的工人大多是无魅力、年轻或女性。然而，对于最低工资在多大程度上影响具有不同观察特征的工人和具有相同观察特征的工人之间的工资差异，我们知之甚少。本文表明，近几十年来最低工资实际价值的变化影响了小时工资与教育、经验和性别的关系。结果表明，最低工资实际价值的变化在一定程度上解释了教育、经验和性别工资差异的变化模式，并且主要解释了群体内工资差异的变化模式。关键词：最低工资；工资不平等；审查；分位数回归。凝胶分类：C21、C23、J31、J38、K31。*我们感谢Garry Barrett、Richard Blundell、Ivan Fernández Val、Hidehiko Ichimura、Kengo Kato、EdwardLazear、David Neumark、Whitney Newey、Ryo Okui、Jesse Rothstein、Aloysius Siow以及计量经济学进展会议、亚洲和澳大拉西亚劳工经济学学会成立大会、亚洲应用微观经济学会议的会议和研讨会参与者，计量经济学学会亚洲会议、国际应用计量经济学协会年会、关西劳工经济学研讨会、京都应用经济学夏季研讨会、微观计量经济学小型会议、劳工经济学家学会年会、泛太平洋劳工研讨会、首尔国立大学、上海财经大学、，和悉尼大学进行评论、提问和讨论。

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2022-6-25 05:23:33

Oka非常感谢澳大利亚政府通过澳大利亚研究委员会的发现项目（DP190101152项目）提供的财政支持。山田感谢京都大学基金会、村田科学基金会和JSPS KAKENHI赠款编号：17H04782提供的财政支持。+莫纳什大学。tatsushi。oka@monash.edu京都大学。yamada@econ.kyoto-u、 ac.jp1简介随着近几十年来对不平等日益加剧的担忧，世界各地对最低工资在解决不平等方面的作用的期望越来越高。许多国家引入并扩大了最低工资，以提高最低工资工人的工资。然而，有人指出，最低工资可能会造成预期和非预期的后果（Card和Krueger，1995年；Neumark和Wascher，2008年）。预期结果是工资和收入分配的效益（DiNardo、Fortin和Lemieux，1996；Lee，1999；Teulings，2003；Autor、Manning和Smith，2016；Dube，2018）。意外后果是对就业、消费价格、企业价值和盈利能力以及企业进入和退出的不利影响（Aaronson和French，2007；Draca、Machin和Reenen，2011；Bell和Machin，2018；Aaronson、French、Sorkin和To，2018）。该政策的支持者通常认为，预期的影响是巨大的，而非预期的影响可以忽略不计。另一方面，反对者担心，这些意外影响不容忽视。

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kedemingshi

2022-6-25 05:23:37

大多数研究侧重于证明或证明最低工资的不利影响的存在，而近年来对最低工资的分配影响进行研究的研究较少（Card和Krueger，2017）。最低工资工人的比例和特点是讨论最低工资分配影响的起点。根据当前的人口调查（CPS），从1979年到2012年，美国收入达到或低于最低工资的工人比例在3%到9%之间（图1a）。不到10%的工人直接受到美国劳动力市场最低工资的影响。最低工资对工资结构的影响程度取决于对收入超过最低工资的工人的溢出效应的大小。如果存在强大的溢出效应，最低工资可以对工资结构产生重大影响。也许一个不太为人所知的事实是，最低工资工人集中在特定的人口群体中。1979年至2012年期间，美国收入达到或低于最低工资的工人中，约90%是高中毕业生或以下、25岁以下或女性（图1b）。原因不是因为最低工资政策的目标是教育、经验或性别，而是因为最低工资的工人大多是没有魅力的、年轻的或女性。有鉴于此，最低工资可能会影响小时工资与教育、经验和性别的关系。图1：最低工资工人的比例和特征（a）有多少工人获得最低工资？0246810%1980 1990 2000 2010（b）谁的工资最低？204060801000%1980 1990 2000 2010以下教育程度较低的女性青年注：图1a摘自Autor等人（2016）的图2。

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2022-6-25 05:23:40

在图1b中，受教育程度较低的工人是高学历或低学历的工人，年轻工人是24岁或24岁以下的工人。基于上述事实，我们以不同于以往研究的方式考察了最低工资对分配的影响。我们首先考虑一个标准工资方程，其中实际小时工资的对数由教育、经验和性别决定。然后，我们从工资方程的角度来看最低工资导致的工资分配变化。我们允许最低工资对工人未观察到的和未观察到的特征产生不同的影响，为此，我们采用分位数回归方法。利用分位数回归估计，我们评估了最低工资对组间和组内不平等变化的贡献。我们表明，近几十年来最低工资实际价值的变化影响了美国每小时工资与教育、经验和性别的关系。根据观察到的特征，最低工资对不同工人的影响是不同的。因此，最低工资实际价值的变化在一定程度上解释了教育、经验和性别工资差异的变化模式。我们进一步表明，近几十年来最低工资实际价值的变化影响了具有相同观察特征的工人之间的工资差异。最低工资的影响在工人生产力的各个数量上是不同的，这不是由于他们观察到的特征。因此，最低工资实际价值的变化主要是由于经验水平较低的工人之间的组内工资差异的变化模式。论文的其余部分组织如下。

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2022-6-25 05:23:44

下一节回顾相关文献。第3节介绍了数据和机构背景。第4节提出了一个计量经济学框架，以评估最低工资对群体间和群体内不平等变化的定量贡献。第5节提供了实证结果。最后一节结束。2相关文献证明，最低工资对美国每小时工资的分布有影响，而影响的大小和机制因研究而异（DiNardoet al.，1996；Lee，1999；Teulings，2003；Autor et al.，2016）。这些研究制定并采用不同的方法，考虑到最低工资影响中不同程度的异质性和溢出。DiNardo等人（1996年）开发了一种半参数方法来估计最低工资下工资分布的不连续变化。Lee（1999）开发了一种半参数方法来估计最低工资在工资分布分位数上的异质效应。Teulings（2003）提出了一种参数化方法来估计最低工资对工资分配的影响。当比较DiNardo et al.（1996）和Lee（1999）开发的半参数方法时，DiNardo et al.（1996）的方法考虑了与工人观察到的特征相关的异质效应，而Lee（1999）的方法则不考虑。然而，DiNardo等人（1996年）的方法需要额外的假设来估计工资横截面分布对最低工资的影响。因此，DiNardo等人（1996）的方法不允许溢出效应，而Lee（1999）的方法允许溢出效应。这些方法对未观测到的状态和时间效应的鲁棒性也有所不同。

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2022-6-25 05:23:46

如果最低工资有足够的变化，请参见Chernozhukov、Fernández Val和Melly（2013）的相关方法。随着时间的推移，Lee（1999）的方法可以从未观察到的州和时间效应中分别识别最低工资的影响。Autor et al.（2016）重新定义并应用Lee（1999）的方法来覆盖更长时期的数据，并在分布假设下对溢出效应的存在进行测试。然而，在Lee（1999）的方法中，没有研究将不同特征的工人的异质效应纳入其中。理解群体间和群体内不平等变化的来源是理解美国工资不平等变化机制的关键（Lemieux，2006；Autor、Katz和Kearney，2008）。然而，对于群体间和群体内工资差异的变化在多大程度上归因于最低工资实际价值的变化，我们知之甚少。在文献中，组间工资差异的变化通常归因于技术、劳动力构成和性别歧视的变化（调查见Katz和Autor，1999；Blauand Kahn，2017）。对于最低工资对群体间工资差异变化的数量贡献，目前还没有达成共识。DiNardo et al.（1996）和Lee（1999）得出结论，教育工资差异的变化仅在很小程度上归因于最低工资实际价值的变化，而Teulings（2003）得出结论，教育工资差异的变化在很大程度上归因于最低工资实际价值的变化。DiNardo等人（1996年）证明，最低工资是20世纪80年代工资不平等变化的一个重要因素。

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kedemingshi

2022-6-25 05:23:50

然而，确定集团内工资差异变化来源的文献不如确定集团间工资差异变化来源的文献具有决定性（Lemieux，2006；Autor等人，2008）。3数据我们分析中使用的数据是当前人口调查合并的离职轮换组的重复横断面数据。我们以与Autor等人（2016）相同的方式构建变量，并将重点放在1979年至2012年间，以确保结果的可比性。我们将样本限制在18岁至64岁之间的工人，包括男性和女性、全职和兼职工人，但不包括自营职业者，方法与Autor等人（2016年）相同。然而，我们在样本中加入了我们无法观察工资的个人。每年的样本量从142000到235000不等。继DiNardo et al.（1996）、Lee（1999）和Autor et al.（2016）之后，我们根据抽样权重乘以工作小时数对每个人进行加权。图2:1979-2012年法定最低工资（a）低最低工资州（17个州）246810最低工资（1美元）1980 1990 2000 2010（b）中等最低工资州（17个州）246810最低工资（1美元）1980 1990 2000 2010（c）高最低工资州（16个州）246810最低工资（1美元）1980 1990 2000 2010注：小组（a）包括阿拉巴马州、乔治亚州、爱达荷州、印第安纳州、堪萨斯州、路易斯安那州、密西西比州、，北达科他州、内布拉斯加州、俄克拉荷马州、南卡罗来纳州、南达科他州、田纳西州、德克萨斯州、犹他州、弗吉尼亚州和怀俄明州。小组（b）包括阿肯色州、亚利桑那州、科罗拉多州、肯塔基州、马里兰州、密歇根州、明尼苏达州、密苏里州、蒙大拿州、北卡罗来纳州、新罕布什尔州、新墨西哥州、内华达州、俄亥俄州、宾夕法尼亚州、威斯康星州和西弗吉尼亚州。

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能者818

2022-6-25 05:23:53

小组（c）包括阿拉斯加州、加利福尼亚州、康涅狄格州、特拉华州、佛罗里达州、夏威夷州、爱荷华州、伊利诺伊州、马萨诸塞州、缅因州、新泽西州、纽约州、俄勒冈州、罗德岛州、佛蒙特州和华盛顿州。最低工资法因州而异，在美国随着时间的推移而变化。联邦ZF制定了适用于所有州的联邦最低工资。州ZF可以设定州最低工资高于联邦最低工资。法定最低工资是联邦最低工资和州最低工资的最大值。图2显示了法定最低工资的趋势。为了便于参考，我们根据法定最低工资水平将所有50个州平均分为三组。在此期间，17个州没有州最低工资（图2a）。这些州的法定最低工资等于联邦最低工资。联邦最低工资增加了四倍：1979年至1981年，1989年至1991年，1996年至1998年，2007年至2010年。其余33个州制定了州最低工资（图2b和2c）。在这些州，法定最低工资多年来一直高于联邦最低工资。20世纪80年代，各州之间的最低工资没有太大变化，也没有随着时间的推移而发生变化。另一方面，在20世纪90年代和21世纪初，各州的最低工资随着时间的推移发生了巨大变化。图3:1979-20125年最低工资的实际值。566.577.58最低工资（1美元）1980-1990-2000-2010注：报告了全国平均值。图3显示了最低工资实际价值的全国平均趋势。法定最低工资由以2012年为基准年的个人消费支出价格指数确定。在此期间，1989年的趋势发生了变化。1979年至1989年，最低工资的实际价值因通货膨胀而下降。

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2022-6-25 05:23:56

随后，由于1989年至2012年法定最低工资的增加，最低工资的实际价值呈现上升趋势。4计量框架在本节中，我们介绍了我们的计量框架。我们首先介绍（国家级）面板分位数回归模型。然后，我们描述了删失分位数回归模型。本节结束时，我们将描述我们评估最低工资对群体间和群体内不平等变化的定量贡献的方法。4.1模型我们模型的主要特点是，它允许最低工资对工人观察到的和未观察到的特征产生不同的影响。这一特征对于评估最低工资对群体间和群体内不平等变化的贡献至关重要。为了进行分析，我们采用了科恩克兰·巴塞特（1978）首创的分位数回归方法，契特维里科夫、拉森和帕尔默（2016）开发了分位数回归方法。我们有一个重复的个体横截面i=1。。。，Nstin状态s=1。，S、时间t=1。，T对于每个州和年份，工资结构可以使用以下分位数回归模型表示：Qst（τ| zist）=τ的zistαst（τ）∈ （0,1），（1）其中Qst（τ| zist）是实际小时工资对数的τth条件分位数，给定每个状态s和年份t的观察个体特征的J+1向量zist。参数αst（τ）的向量可以在分位数τ之间变化。矢量Zistin包括一个常数项、教育年限和潜在经验的线性和二次项（年龄减去教育程度减去六岁），以及一个预测男性的指标。我们使用这些变量有三个原因。首先，它们是在劳动力市场进入之前确定的。

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2022-6-25 05:23:59

其次，它们通常被用作工资分位数回归的回归器（Buchinsky，1994；Angrist，Chernozhukov和Fernández Val，2006）。最后，也是最重要的一点，它们有助于区分最低工资工人。分位数回归模型（1）比通常更灵活，因为它允许所有截距和斜率系数在各州和年份之间变化。鉴于上述工资结构，我们通过观察系数向量αst（τ）的变化来检验最低工资的分布影响≡α0st（τ），α1st（τ）。，αJst（τ）, 最低工资实际价值变化导致的不等式（1）。当我们在个人特征中加入白人指标时，我们考虑了以下因素，我们发现最低工资对种族工资差异没有影响。在整个抽样期间，黑人工人在最低工资工人中的比例不到20%。即使教育年限和经验年限的线性和二次项与男性指标相互作用，报告的结果基本上保持不变。（国家级）面板数据模型：αjst（τ）=mstβj（τ）+xstγj（τ）+εjst（τ），j=0，J、（2）其中mstis是最低工资实际价值的对数，xstis是州年特征的向量。向量xstin包括与Autor等人（2016）相同的状态和年份假人以及状态特定线性趋势。一组参数，β（τ）=β(τ), β(τ), .. ., βJ（τ）, 代表最低工资的不同影响。请注意，向量zisti的第一个元素是1。向量β（τ）的第二个至最后一个元素β（τ）至βJ（τ），根据观察到的特征，衡量最低工资对个人的影响程度。

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kedemingshi

2022-6-25 05:24:02

如果最低工资对观察到的特征的影响不是异质的，则参数向量为β（τ）=（β（τ），0，0）对于给定τ。分位数τ可以解释为工人生产率分布中的位置，而不是其观察到的特征。如果最低工资对未观察到的分位数的影响不是异质性的，则所有τ的参数向量为β（τ）=（β，β，…，βJ）。继Chetverikov等人（2016年）之后，方程式（1）和（2）可分两步估算。在第一步中，我们使用单个水平的横截面数据对每个分位数τ分别进行wistby状态s和年份t的分位数回归。然后我们得到一组估计参数bαst（τ）=（bα0，st（τ），bα1，st（τ）。，bαJ，st（τ））。在第二步中，我们使用国家级面板数据对每个元素j和分位数τ进行bαjst（τ）的线性回归。相对于Chetverikov et al.（2016）中讨论的几个应用，我们考虑了治疗变量和个体特征之间的相互作用，同时我们假设了治疗变量的外源性。文献中通常认为最低工资是外生的。然而，我们研究了各州之间最低工资实际价值变化的差异可能是由未观察到的州特征变化的差异所驱动的。上述方法与Lee（1999）中使用的方法相关，他估计theKoenker（2017）最近指出，“在计量经济学文献中，治疗反应和项目评估中被忽视的是协变量与治疗变量相互作用的潜在重要作用。”形式模型：Qst（τ）- Qst（0.5）=mst公司- Qst（0.5）β（τ）+xstγ（τ）+εst（τ），（3），其中Qst（τ）是wist的τth无条件分位数。

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2022-6-25 05:24:05

如果工资中位数Qst（0.5）不存在，则该模型对应于所有个人特征都被排除在方程（1）之外的情况。使用工资中位数的主要原因可能是，在作者的分析期间（1979年至1988年），州最低工资变化不足。4.2估计我们在上述方法的基础上解决了审查和截断问题。由于许多州的最低工资，审查工资分配的工作一直受到审查（DiNardo等人，1996年；Lee，1999年）。从数据中可以明显看出这一问题，但在计算工资公式时通常会被忽略。据推测，主要原因是，如果利益处于平均影响，那么最低工资下的左派审查所造成的偏见的程度可以忽略不计。然而，如果利益在于分配影响，则偏差的大小可能不可忽略。最低工资导致的左审查可能会导致确定的工资方程式发生变化。在这种情况下，接收系数变大，而斜率系数变小。这一影响更接近最低工资。可能的结果是，审查效应（最低工资对最低工资的影响）可能存在向下的偏向，而溢出效应（最低工资对最低工资以上的影响）可能存在向上的偏向。此外，由于顶级编码，CPS的收入数据被右删失。这一问题已在文献中得到广泛认可。许多使用CPS数据的研究对TOP编码进行了一些调整。Hubbard（2011）在分布假设下发展了一种最大似然方法来解决这一问题，并表明顶级编码观察值的增加会导致性别工资差异趋势中的严重偏差。

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能者818

2022-6-25 05:24:08

教育和经验工资差异的趋势也受到顶级编码的影响。对于τth分位数回归，只有在条件概率不存在的情况下，才可以通过winsorizing来解决这个问题。我们采用鲍威尔（1986）、切尔诺朱可夫和洪（2002）以及切尔诺朱可夫、费尔南德斯·瓦尔和科瓦尔斯基（2015）提出的删失分位数回归方法来解决删失问题。这种方法是半参数的，因为它不需要分布假设。我们考虑以下截尾分位数回归模型来处理由于最小工资而产生的左截尾和由于顶部编码而产生的右截尾。Qst（τ| zist）=mstif wist公司≤ mst，如果mst<wist<citcitif wist，则zistαst（τ）≥ cit，，（4），其中cit表示顶部编码值。这种方法的关键概念是使用不太可能被左删失或右删失的个体的子样本来估计量化回归模型。附录A.2详细说明了估算程序。关于最低工资的就业效应，有不同的观点（Card和Krueger，1995；Neumark和Wascher，2008）。考虑到这一问题的重要性，一个有效的问题可能是，工资分配的变化是否部分是由于最低工资上涨导致的潜在就业损失。为了便于讨论，我们假设工人的失业率按生产率从低到高的顺序排列。在这种情况下，即使工资没有任何实际增长，百分位工资也会机械地增长。这意味着，如果样本仅限于就业人员，审查效应和溢出效应可能会受到向上偏差的影响。偏差的大小取决于就业效应的大小。

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2022-6-25 05:24:11

我们通过估算非就业人员的工资来控制潜在偏差。我们的方法基于Yoon（2010）和Wei（2017）提出的分位数插补方法。截尾给定Zisti大于τ。CPS样本由小时工资工人和月工资工人组成。月薪工人的收入是最高编码，而小时薪工人的工资则不是。对于月薪工人，收入除以工时来计算小时工资。虽然收入的最高编码值在某一年是不变的，但年龄的最高编码值根据工作时间的不同而不同。因此，我们允许顶部编码值因个人而异。在实践中，为工资低于最低工资且低于或等于最低工资的工人的工资分配哪些值并不重要。类似地，分配给工资高于最高编码值且范围大于或等于最高编码值的工人的工资值并不重要。为了插补的目的，我们使用截尾分位数回归模型，而不是标准分位数回归，来考虑左右截尾。在插补过程中，我们假设非就业者的生产力低于中等就业者，这在关于性别工资差异的文献中很常见（Johnson、Kitamura和Neal，2000）。从这个意义上说，我们允许对不可观察的事物进行选择。附录A.2详细说明了插补程序。附录A.3.1提供了无需插补的结果。程序估算程序分为三个阶段。首先，我们使用就业个人的样本估计censoredquantile回归模型（4），并估算我们无法观察工资的个人的工资。

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大多数88

2022-6-25 05:24:14

其次，我们使用就业和非就业个人的样本估计了删失分位数回归模型（4），并获得了工资方程中j=0，1，…，的截距和斜率系数bαjst（τ）的估计值。，5，s=1，2。，50，t=1979，1980。，2012年，τ=0.04，0.05。，0.97. 在第一和第二阶段，我们对每个分位数按州和年份分别进行回归。最后，我们利用国家层面的面板数据估计了bαjst（τ）的线性回归模型（2）。推断Chetverikov et al.（2016）推导了参数不等式（2）估计量的渐近性质。作者指出，如果个体水平分位数回归中使用的样本量相对于国家水平线性回归中使用的样本量足够大，则个体水平分位数回归的估计误差可以忽略不计。由于在人口最少的州，样本大小可能不够大，因此我们选择报告自举置信区间。我们从500000个bootstrap估计值中构造了bootstrap区间，这些估计值是通过重复500次单个水平截尾分位数回归，然后对每个分位数回归估计值重复1000次州水平线性回归得到的。我们允许任意形式的异方差和序列相关。在估计最低工资对工资分配的影响时，通常会进行规格检查（DiNardo等人，1996年；Lee，1999年；Teulings，2003年；Autor等人，2016年），我们主要关注报告的结果，如果我们假设非就业个人的生产力低于就业个人的30%或70%，则报告的结果基本保持不变。关于最低工资的同期效应。

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何人来此

2022-6-25 05:24:17

我们估计了以下模型，其中我们添加了滞后和超前变量ms，t-1和ms，t+1，以评估模型规范的有效性。αjst（τ）=ms，t-1βj，-1（τ）+mstβj，0（τ）+ms，t+1βj，+1（τ）+xstγj（τ）+εjst（τ），j=0，J、（5）如果模型（2）规定正确，我们预计将满足两个限制条件。第一，长期效应，βJ，-模型（5）中的1（τ）+βj，0（τ）与模型（2）中的同期效应βj（τ）相同。如果政策效果被同期效用很好地捕捉到，则此限制将有效。第二，模型（5）中不存在引导效应；也就是说，βj，+1（τ）=0。如果最低工资实际价值的变化是由未观察到的州特征的变化驱动的，那么这种限制将不成立。因此，我们检验了长期效应是否与同期效应不同，先导效应是否与零不同。4.3不平等的衡量本文件的目的是评估最低工资对群体间和群体内不平等变化的定量贡献。在此，我们提供了两种不平等的定义，并描述了按照上述模型衡量最低工资贡献的方法。群体间不平等是具有不同观察特征的工人之间的工资差异。考虑两组工人，其中一组由具有个人特征的工人组成，zist=zA，另一组由具有个人特征的工人组成，zist=zB。组间不平等可定义为：Bst（τ| zA，zB）：=Qst（τ| zA）- 给定分位数τ的Qst（τ| zB）（6）（图形描述见图4a）。删除B如果最低工资的实际值在一定水平上保持不变，则表示集团工资差异之间的反实际值。

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2022-6-25 05:24:20

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2022-6-25 05:24:23

四个面板分别显示了β（τ）、β（τ）+2β（τ）educ、β（τ）+2β（τ）exper和β（τ）的估计值，其中条形图表示所有州和年份的样本平均值。我们总结了最低工资对教育和经验中线性和二次项系数的影响，以及对其边际效应的影响。工资方程中的截距系数和斜率系数都受到最低工资实际值的影响。截距系数随着最低工资的增加而增加（图5a），而教育、经验和性别的斜率系数随着最低工资的增加而减少（图5b、5c和5d）。前一个结果表明，根据观察到的特征，最低工资的提高导致最不熟练工人的工资提高。后者的结果是，最低工资的提高削弱了小时工资与教育、经验和性别的关系。这些结果与以下事实相一致：受教育程度较低、经验较少和女性工人比受教育程度较高、经验较多和男性工人更直接地受到最低工资上涨的影响。此外，截距和斜率系数的变化幅度因分位数而异。在所有情况下，最低工资的影响在最低分位数处最大，绝对值在0.3分位数处逐渐下降至零。溢出效应存在，但主要限于第一个五分位数。滞后和超前在讨论最低工资对组间和组内不平等变化的贡献之前，我们在估计增广方程（5）时给出了结果。图6中的四个面板显示了对长期影响的估计。

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2022-6-25 05:24:26

所有估计数基本上都未如图5所示：最低工资对工资结构的影响（a）截距-1.5-1.-.50.511.520 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（b）教育-.1.-.050.050 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（c）经验-.015-.01-.0050.0050 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（d）性别（男性）-.2.-.10.1.20 .1.2.3.4.5.6.7.8.9量化指标：报告了方程式（2）中部分效应的估计值。阴影区域表示95%的置信区间。统一置信区间见图17。改变了，尽管它们变得不那么精确。事实上，长期效应在当代效应的95%置信区间内。图7中的四个面板说明了主要（安慰剂）效应的估计。几乎所有分位数的所有估计值都接近于零，并且它们都不具有统计意义。这些结果支持我们的规范。5.2对组间和组内不平等变化的贡献最后，我们讨论了最低工资对组间和组内不平等变化的定量贡献。如图3所示，最低工资的实际价值下降了30个对数点。图6：最低工资对工资结构的长期影响（a）截距-1.5-1.-.50.511.520 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（b）教育-.1.-.050.050 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（c）经验-.015-.01-.0050.0050 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（d）性别（男性）-.3.-.2.-.10.1.20 .1.2.3.4.5.6.7.8.9量化指标：对方程（5）中的长期影响进行了估计。阴影区域表示95%的置信区间。统一置信区间见图18。由于1979年至1989年的通货膨胀，随后由于1989年至2012年法定最低工资的增加，增加了28个对数点。

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2022-6-25 05:24:29

在此，我们为具有10年或以下工作经验且受最低工资影响的工人提供了最近一段时间的结果。附录A.3.2显示了前一阶段的结果。5.2.1群体不平等教育工资差异我们通过比较受过16年教育（相当于大学毕业生）和受过12年教育（相当于高中毕业生）的工人，保持经验和性别不变，来衡量教育工资差异。图7中的四个面板：安慰剂对工资结构的影响（a）截距-1.5-1.-.50.511.520 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（b）教育-.1.-.050.050 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（c）经验-.015-.01-.0050.0050 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（d）性别（男性）-.2.-.10.1.20 .1.2.3.4.5.6.7.8.9量化指标：对方程（5）中的领先效应进行了估计。阴影区域表示95%的置信区间。统一置信区间见图19。图8显示了1989年至2012年期间，由于经验和性别的最低工资实际值增加，各国教育工资差异的变化平均值τ=0.05，0.1，0.2。。。，0.9.最低工资有助于降低低分位数的教育工资差距。对于经验丰富的女工来说，最低工资对缩小教育工资差距的贡献大于经验不足的男工。对于每一组工人来说，最低工资的贡献在0.05分位数处最大，绝对值在0.2到0.5分位数处逐渐向零倾斜。然而，对于有五年工作经验的女性工人，第0.1分位数略大于第0.05分位数。

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2022-6-25 05:24:32

原因如图8所示：1989-2012年最低工资导致的教育工资差异（16年与12年教育）的变化（a）5年经验，男性-20-15-10-505.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（b）10年经验，男性-20-15-10-505.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（c）5年经验，女性-20-15-10-505.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（d）10年经验，女性-20-15-10-505.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9量化注释：最低工资导致的教育工资差异的对数点变化估计值可从方程式（7）中获得。误差条表示95%的置信区间。在这个群体中，在0.05分位数处，受教育程度较高和较低的工人都会受到最低工资实际价值上升的影响。在此期间，教育工资差异有所增加（图9）。众所周知，教育工资差异的趋势对于解释美国工资不平等的加剧很重要（Autor等人，2008年）。在文献中，教育工资差异的增加通常归因于以技能为导向的技术变革和劳动力构成的变化（Bond和Johnson，1992；Katz和Murphy，1992；Autor等人，2008）。

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2022-6-25 05:24:35

高分位数的教育工资差异增加幅度大于低分位数。图9：1989-2012年教育工资差异的实际变化和反实际变化（16年教育与12年教育）（a）5年经验，男性-50510152025.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9定量实际反事实（b）10年经验，男性-50510152025.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9定量实际反事实（c）5年经验，女性-50510152025.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9定量实际反事实（d）10年经验，女性-50510152025.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9定量实际反事实注释：教育工资差异中的实际和反事实对数点变化从方程式（6）和（7）中获得。在此期间，如Buchinsky（1994）和Angrist等人（2006）所示。教育工资差异在0.05分位数时没有增加，在0.1分位数时仅适度增加，而在较高分位数时增加更多。然而，如果最低工资的实际值没有增加，所有群体的教育工资差异将在0.05分位数处增加，在0.1分位数处增加一倍以上。因此，在最低工资的实际价值保持不变的反事实情况下，教育工资差异的增长在各个分位数之间更加均匀。我们的结果表明，最低工资是解释教育工资差异变化模式的另一个因素。经验工资差异我们通过比较有25年工作经验的工人和有5年工作经验、受过教育和性别恒定的工人来衡量经验工资差异。

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大多数88

2022-6-25 05:24:38

图10中的四个面板显示了1989年至2012年最低工资实际价值因教育和性别的增加而导致的国家经验工资差异的变化方式。图10:1989-2012年最低工资导致的经验工资差异变化（25年与5年经验）（a）12年教育，男性-20-15-10-505.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（b）16年教育，男性-20-15-10-505.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（c）12年教育，女性-20-15-10-505.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9分位数（d）16年教育，女性-20-15-10-505.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9量化备注：最低工资导致的经验工资差异的对数点变化估计值可从方程式（7）中获得。误差条表示95%的置信区间。最低工资有助于降低低分位数的经验工资差异。对于受教育程度较低的女工而言，最低工资对减少经验工资差异的贡献大于受教育程度较高的男工。对于每一组工人来说，最低工资在第0.05个分位数处的贡献最大，在第0.2到0.5个分位数处，其绝对值逐渐下降至零。然而，对于受过12年教育的女工来说，第0.1分位数略高于第0.05分位数。

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2022-6-25 05:24:41

原因是，在这一群体的0.05分位数处，经验丰富和缺乏经验的工人都会受到最低工资实际价值上升的影响。图11:1989-2012年经验工资差异（25年与5年经验）的实际变化和反实际变化（a）12年教育，男性-10-505101520.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9数量实际反事实（b）16年教育，男性-10-505101520.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9数量实际反事实（c）12年教育，女性-10-505101520.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9数量实际反事实（d）16年教育，女性-10-505101520.05 .1.2.3.4.5.6.7.8.9量化实际反事实注释：经验工资差异中的实际和反事实记录点变化从方程式（6）和（7）中获得。在此期间，除了最低分位数外，经验工资差异有所增加（图11）。经验工资差异的变化通常在文献中归因于劳动力构成的变化（Welch，1979；Jeong，Kim和Manovskii，2015）。在此期间，经验工资差异的增长幅度在高分位数大于低分位数。经验工资差异在0.05分位数处有所下降，在中值处仅略有增加，而在0.7分位数及更高分位数处增加更多。然而，如果最低工资的实际价值没有增加，那么经验工资差异将在低分位数和高分位数中增加。因此，在最低工资的实际价值保持不变的反事实情况下，第0.1个分位数的教育工资差异的增长至少与所有群体的中值增长一样高。

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