最低工資與企業出口國內附加值率

耿 偉 楊曉亮

一、引 言

近年來，中國各城市最低工資不斷上調。人力資源和社會保障部網站數據顯示，“十二五”期間全國最低工資標準年均增幅達到13.1%；2017年全國共有20個城市調整了最低工資標準，平均調增幅度為11%。最低工資上漲會推動企業平均工資上漲(馬雙等，2012)，由此引起企業生產成本上升，促使出口產品價格上漲(馬雙和邱光前，2016；Bai等，2018)。對中國出口企業而言，最低工資的上漲會削弱其比較優勢，不利于其在參與國際分工中貿易利益的獲取。企業出口國內附加值(Domestic Value Added，DVA)是核算一國參與國際貿易過程中真實貿易利得的有效途徑(張杰等，2013)，在經濟新常態下中國如何有效地提升自身在參與全球價值鏈中的獲利水平已成為當前學者們研究的重要命題(許和連等，2017)。鑒于此，本文考察最低工資上漲對中國企業出口國內附加值率(Domestic Value Added Ratio，DVAR)的影響及其作用機制，對推動出口企業轉型升級、提升中國企業參與全球價值鏈分工中的競爭力、在國際市場中獲取更多貿易利益具有一定的理論價值和現實意義。

已有文獻為本文研究奠定了堅實的理論基礎。與本文研究密切相關的文獻有三類。第一類文獻是最低工資理論的研究文獻。早期研究最低工資的模型是在同質性企業假定下，使用標準HO模型來研究一般均衡下的最低工資效應(Brecher，1974)，認為相較于資本密集型部門，最低工資更多地增加了勞動密集型部門的成本，因此削弱了勞動豐裕國家的比較優勢，繼而勞動密集型產品出口下降。Eaton和 Kortum(2002)將企業異質性納入了李嘉圖比較優勢模型，其研究表明：最低工資將降低勞動密集部門企業成為產品供給者的可能性，從而引致企業出口下降。Bai等(2018)在完全競爭條件下的一般均衡模型中，加入了標準 HO假設和企業生產率異質性，用以考察最低工資的經濟效應。第二類文獻研究最低工資上漲對企業績效的影響。部分文獻考察了最低工資上漲對企業績效的負面影響，如減少企業出口額(孫楚仁等，2013a；Gan等，2016)、就業人數(馬雙等，2012)、員工在職培訓費用(馬雙和甘犁，2014)以及降低出口產品質量(許和連和王海成，2016)等。也有文獻認為，最低工資上漲對企業績效有積極影響，如提高企業出口復雜度(趙瑞麗和孫楚仁，2015)、增加企業出口持續時間(趙瑞麗等，2016)、抑制僵尸企業形成(蔣靈多和陸毅，2017)和促進企業生產率提升(Bai等，2018)等。但是，鮮有文獻從企業出口國內附加值率的視角考察最低工資對企業績效的影響。第三類文獻是研究中國企業出口國內附加值率影響因素的文獻，包括中間品貿易自由化(Kee和 Tang，2016)、FDI進入(Kee和 Tang，2016；張杰等，2013)、人民幣匯率(Kee和 Tang，2016)、制造業上游壟斷(李勝旗和毛其淋，2017)、融資約束(邵昱琛等，2017)、制造業投入服務化(許和連等，2017)和市場分割(呂越等，2018)等因素。

本文的邊際貢獻主要體現在以下三個方面：第一，本文將最低工資納入擴展的Kee和 Tang(2016)模型，考察最低工資上漲對企業出口國內附加值率的影響及作用機制，豐富了現有文獻。第二，本文以 2004年中國《最低工資規定》頒布為“準自然實驗”，構建倍差(Difference in Difference，DID)模型考察最低工資上漲對企業出口國內附加值率的影響，能夠較好地克服計量分析中所面臨的內生性問題。第三，通過構建中介效應模型對影響機制進行分析，發現最低工資上漲通過“成本效應”和“相對價格效應”兩個渠道來降低企業的出口國內附加值率，且“成本效應”更大。

文章余下部分安排如下：第二部分為理論模型；第三部分是計量模型設定及數據說明；第四部分為計量檢驗與結果分析；最后是本文的結論與政策含義。

二、理論模型

最低工資上漲會推動企業平均工資上漲，由此引起企業生產成本上升。在壟斷競爭市場結構下，最終品企業邊際成本的上升無法完全通過價格傳遞給消費者，從而降低了企業成本加成，而成本加成與企業出口的國內附加值率密切正相關(Kee和Tang，2016)。因此，最低工資上漲可能通過提高企業的邊際成本而抑制企業出口的國內附加值率的提升。此外，對于中國而言，上游中間品生產企業具有較強壟斷程度，故下游企業所購買的中間品的價格較高(李勝旗和毛其淋，2017)，而最低工資上漲可能會進一步推動國內中間品價格上升，因而下游最終品出口企業在生產中會減少國內中間品的使用，增加進口中間品的使用，從而降低出口品中的國內附加值率。接下來，本文將通過構建一個理論模型來具體分析最低工資上漲對企業出口的國內附加值率的影響機理。

參考Halpern等(2015)將中間投入品納入生產函數，滿足Cobb-Douglas形式：

其中，Ω為希克斯中性的全要素生產率，K、L、M 分別為生產所需的資本投入、勞動投入和中間品投入；α、β和γ大于 0，分別為資本的產出彈性、勞動的產出彈性和中間投入品的產出彈性，并且假定生產規模報酬不變，即α+β+γ= 1。

借鑒Kee和Tang(2016)將中間投入品劃分為進口中間投入品(MI)和國內中間投入品(MD)兩類，因此企業生產總的中間投入品為：

其中，θ＞1，為進口中間投入品與國內中間投入品的替代彈性。

令IP和PD分別為進口中間投入品價格和國內中間投入品價格。假設其他條件不變時，國內最低工資上漲會提高本土企業的生產成本，從而提高國內中間投入品價格，但進口投入品價格不會受此影響。設最低工資標準為δ＞0，則中間投入品價格為：

參考Kee和Tang(2016)的研究，企業出口國內附加值率可表示為：

其中，P為企業生產的最終品價格，C為企業生產總成本。

令r為利率，根據企業生產成本最小化條件①此處將工資設為最低工資標準。：

可得企業的總成本函數為：

并且：

據式(5)可得生產每單位最終品的邊際成本為：

利用中間投入品成本最小化條件：

可得：

將式(6)、式(7)和式(8)代入式(4)得：

基于式(9)對最低工資標準δ求偏導，可得：

由于β、γ、δ＞0，θ＞1，因此其經濟含義為：最低工資上漲會降低企業出口國內附加值率。由此，提出本文的第一個研究假說。

假說1：其他條件不變時，最低工資上漲會降低企業出口國內附加值率。

從式(9)中不難發現，最低工資上漲通過邊際成本 c(δ)和相對價格兩個渠道影響企業出口國內附加值率。

由式(7)對最低工資δ求偏導，可得結合式(11)，可得：

其經濟含義為：最低工資上漲增加了企業生產的邊際成本，其成本上升擠壓了企業的利潤空間，從而降低了企業出口國內附加值率，可稱之為“成本效應”。

其經濟含義為：最低工資上漲增加了國內中間投入品的生產成本，從而降低了進口中間投入品的相對價格，理性企業會增加進口中間投入品的使用，因而降低了企業出口國內附加值率，可稱之為“相對價格效應”。根據式(13)和式(14)，本文提出第二個研究假說。

假說 2：最低工資上漲通過“成本效應”和“相對價格效應”兩個渠道來降低企業出口國內附加值率。

三、模型設定與數據說明

（一）模型設定

參考Draca等(2011)的方法，以2004年《最低工資規定》頒布為“準自然實驗”，構建倍差法模型如下：

式(15)中，i、j和 t分別為企業、城市和年份；DVAR為企業出口國內附加值率；treati為處理變量，postt為時間虛擬變量，treati×postt為處理變量與時間虛擬變量的交叉項，其系數 β刻畫了最低工資上漲對企業出口國內附加值率的因果影響，如果 β＜0則意味著前者對后者存在負向影響；借鑒 Bai等(2018)的方法，加入三重交叉項 treati×postt×lnkl，用來刻畫最低工資上漲對資本密集型企業出口國內附加值率的影響，如果系數 γ＞0則意味著隨著企業產品的資本密集度(lnkl)上升，最低工資上漲對企業出口國內附加值率的負向影響減弱，或者說隨著企業產品的勞動密集度上升，最低工資上漲對企業出口國內附加值率的負向影響增強；Fijt為企業層面的控制變量集，Cjt為城市層面的控制變量集，?i為企業固定效應，?t為年份固定效應，?j為城市固定效應，εijt為擾動項。下文將詳細說明各變量的含義及測度。

（二）變量含義及測度

1.最低工資

中國確定最低工資制度歷經了三個階段：1993年頒布的《企業最低工資規定》是行政規章；1994年頒布的《中華人民共和國勞動法》以法律的形式確立最低工資保障制度，部分城市和地區開始施行；2004年頒布的《最低工資規定》使得最低工資制度在全國所有省、自治區和直轄市全面推廣。關于最低工資的數據并沒有統一的來源，我們通過使用Stata15軟件的網絡爬蟲功能，在當地政府網站和新聞網站搜集相關數據，并對統計公報和政策法規分類整理，最終獲得2000—2007年285個城市共2280個最低工資數據，將取對數后的月最低工資(lnminwage)作為本文核心解釋變量。

2.企業出口國內附加值率

本文通過借鑒并改進 Upward等(2013)的方法來測度企業出口國內附加值率，具體思路如下：(1)借鑒——進口中間品使用的假設。Upward等(2013)假設企業所有進口品都用作中間投入，其中加工貿易進口全部視為出口的中間投入，一般貿易進口的中間投入同比例地用于國內銷售和一般貿易出口。(2)改進1——識別進口中間品。通過BEC(Broad Economic Categories)分類法可以識別出進口中間品，從而修正Upward等(2013)測度方法中關于一般貿易企業進口中間品使用的假設。具體地，我們通過BEC 與 HS6 編碼的對應轉換(BEC 分類中“111，121，21，22，31，322，42，53”共 8 類為中間品代碼)來析出作為中間投入的進口品。(3)改進2——識別貿易代理商，獲取真實的中間品進口額。Ahn等(2010)考慮了貿易代理商對數據樣本的干擾，以“進出口”“經貿”“貿易”“科貿”和“外經”等關鍵詞析出貿易代理商，本文一并參考張杰等(2013)的研究進行調整，獲得較為真實的企業中間品進口額。(4)改進 3——考慮國內原材料中的國外份額。Koopman等(2012)認為企業使用的國內原材料中含有國外份額約占 5%～10%。參考已有文獻的處理方式，本文選取 5%比例的國外份額來計算。經過以上四個步驟的處理，本文最終測算企業出口國內附加值率的公式為：

式(16)中，DVAR為企業出口的國內附加值率，EXP表示企業總出口額表示進行中間品和貿易商調整后的加工貿易企業實際進口額和一般貿易企業實際進口額，EXPo表示一般貿易出口額，Saled表示企業國內銷售額，由企業當年銷售產值減去出口交貨值①由于工業企業數據庫中未匯報2004年出口交貨值，故參考盛斌和毛其淋(2015)的方法，根據2004年第一次全國經濟普查數據庫進行匹配補齊。得到，Minput為企業總中間投入，5%為國內原材料中的國外份額。

3.識別處理組與對照組

借鑒Draca等(2011)的方法，我們以2004年《最低工資規定》實施之前，企業年平均工資低于政策調整后企業所在地當年最低工資標準的企業定義為受最低工資影響較大的企業，將其設置為處理組②嚴格來說，這種識別方法并不能完全排除對照組中部分企業也受到最低工資標準政策的影響(Draca等，2011)，本文將通過傾向得分匹配倍差法(PSM-DID)等多種穩健性檢驗盡量緩解上述問題。，即treati變量取值為1，否則設置為對照組，取值為0。postt變量用來識別最低工資政策的沖擊時間，2004年之前 postt取值為 0，之后則為1，并參考Lu等(2017)的方法將2004年postt取值調整為5/6，這是由于《最低工資規定》實施時間為2004年3月1日。

4.企業層面控制變量

為控制企業層面因素的影響，參考已有文獻，本文選取如下描述企業特征的控制變量：(1)企業規模 lnlabor。用每個企業就業人數取對數表示，該指標越大，則企業規模越大。(2)企業年齡 lnage。企業年齡用當期年份減去開工年份后取對數表示。(3)企業融資約束 cashflow。使用現金流指標 cashflow＝(企業稅后利潤+企業當年折舊額)/企業總資產，該指標越大，則企業的融資約束越小。(4)加工貿易占比 ROP。用企業加工貿易出口額占總出口額的比重來計算。(5)資本密集度 lnkl。用企業固定資產凈額與就業人數的比值取對數表示。企業控制變量數據皆來源于中國工業企業數據庫。

5.城市層面控制變量

為控制城市層面的影響因素，參考Gan等(2016)的文獻加入了4個城市控制變量：(1)城市人均 GDP增長率 g_pergdp，(2)城市就業增長率 g_emp，(3)城市固定資產投資增長率 g_fixinv，(4)城市年平均工資增長率 g_avewage。計算公式為：g_citycontroljt＝(citycontroljt-citycontroljt-1)/citycontroljt-1，其中 citycontrol＝pergdp、emp、fixinv 和avewage。由于最低工資的調整主要參考當地上一年度的經濟與就業等情況，因此加入模型中城市控制變量設定為滯后一期。企業控制變量數據皆來源于《中國城市統計年鑒》。

（三）數據說明

本文的計量分析中共使用了四套數據：中國工業企業數據庫、中國海關貿易數據庫、《中國城市統計年鑒》以及各城市最低工資數據。為保證變量指標統一，本文借鑒多數學者的樣本選取區間。首先，通過對 2000—2007年中國工業企業數據庫和海關數據庫的匹配來獲得計算企業層面變量的數據。借鑒 Upward等(2013)的方法采取未刪除任何企業原始數據的方式匹配，并參考 Yu(2010)、毛其淋和許家云(2017)的方法分三步匹配：第一步按照企業名稱和年份進行匹配；第二步按照郵編和企業電話號碼后7位進行匹配；第三步按照法人代表姓名和郵編進行匹配，最后得到 101850個企業269746個觀測值。匹配后的數據庫中企業出口額占制造業企業數據庫出口額一半左右。參考Cai和Liu(2009)的方法對樣本異常值進行處理并僅保留制造業企業樣本。其次，通過手動搜集 2000—2007年各城市最低工資數據，及查閱《中國城市統計年鑒》中各城市相關經濟數據，獲得計算城市層面變量的信息。最后，按照年份與城市代碼合并兩個層面數據，完成本文計量分析所需要的所有數據的采集，最終得到213068個觀測值。使用合并后的數據計算各個變量值，描述性統計特征見表1。

表1 主要變量的描述性統計特征

四、計量檢驗與結果分析

（一）基準回歸結果

最低工資上漲對企業出口國內附加值率影響的基準回歸結果報告在表2中，本文使用逐步加入變量的方式匯報估計結果。第(1)列僅考慮最低工資對企業出口國內附加值率的影響，即僅加入交叉項 treat×post，同時控制了企業固定效應和年份固定效應，并且使用省份聚類穩健標準誤以糾正可能存在的異方差。其結果顯示：交叉項treat×post的估計系數在 1%水平上顯著為負，初步驗證了假說 1，即最低工資上漲顯著地抑制了企業出口國內附加值率上升。第(2)列中加入了三重交叉項 treat×post×lnkl，其估計系數高度顯著為正，意味著隨著企業資本密集度提高，最低工資上漲對企業出口國內附加值率的抑制作用在減弱，或者說，隨著企業勞動密集度提高，最低工資上漲對企業出口國內附加值率的抑制作用在增強，與前文理論分析一致；同時，交叉項treat×post的估計系數絕對值雖有所下降，但仍然高度顯著為負。第(3)列中又加入了企業層面控制變量；第(4)列中加入了滯后一期的城市層面控制變量；第(5)列中加入了城市固定效應；最后，在第(6)列中控制了城市-年份固定效應，不難發現，估計結果依然穩健。這表明控制了企業和城市層面影響因素以及各個非觀測固定效應之后，最低工資上漲仍顯著地抑制了企業出口國內附加值率上升。由此，上述檢驗結果較好地驗證了研究假說1。

表2 基準回歸結果

此外，企業控制變量和滯后一期(用 L.表示)城市控制變量的符號也與預期相符。具體地以第(6)列匯報的估計結果為例進行說明。企業控制變量lnkl的估計系數在1%水平上顯著為負，意味著資本密集型企業出口國內附加值率值較低，而勞動密集型企業出口國內附加值率值較高，說明中國的比較優勢仍表現在勞動密集型部門或生產工序上。lnlabor的估計系數高度顯著為正，表明企業規模越大，越能實現“規模經濟效應”，從而降低企業生產平均成本，促進企業出口國內附加值率的提升。lnage的估計系數在10%水平上顯著為正，與Johanson和Vahlne(2009)觀點一致：企業能夠在經營過程中學習經驗、積累資源和培育能力，隨著企業年齡增大，企業的研發能力增強，有利于國內中間品品種的增加，從而促進了企業出口國內附加值率上升。cashflow的估計系數高度顯著為正，表明企業面臨的融資約束越小，資金越充裕，越有益于企業研發，從而增加國內中間品的品種，提升企業出口國內附加值率。ROP的估計系數在5%水平上顯著為負，可能的原因為：加工貿易因其“兩頭在外”，使用進口中間品的比重較大，因而不利于企業出口國內附加值率的提升。另外，滯后一期城市控制變量L.g_pergdp、L.g_emp和 L.g_avewage估計系數在 5%水平上顯著為負，說明上一期城市的人均 GDP、就業規模和平均工資水平增長越快，對當期市場需求就越大，拉升了包括國內中間品在內的產品價格，從而抑制企業出口國內附加值率上升；L.g_fixinv估計系數在 10%水平上顯著為正，說明上一期城市的固定資產投資增長越快，當期企業生產規模越大，“規模經濟效應”降低了企業生產平均成本，因而提升了企業出口國內附加值率。

（二）平行趨勢檢驗

采用倍差法來考察最低工資上漲對企業出口國內附加值率的影響，該方法的有效性取決于是否滿足平行趨勢假定，即在《最低工資規定》出臺前，處理組和對照組的結果變量應沿著相同的軌跡變動。本文構建如下模型來檢驗是否滿足平行趨勢假定：

式(17)中，變量yeart為年份虛擬變量，樣本區間為2000—2003年，即《最低工資規定》頒布時間之前，其他變量及含義與式(15)一致。表3①為節省空間，自表3后不再匯報控制變量，留存備索。中顯示：以 2000年為基期，2001年、2002年和 2003年交叉項 treat×year2001、treat×year2002和 treat×year2003的估計系數都沒有通過10%水平的顯著性檢驗，因而滿足平行趨勢假設。

表3 平行趨勢與安慰劑檢驗

（三）安慰劑檢驗

為了保證 2004年最低工資政策調整的隨機性，需要對企業的預期進行安慰劑檢驗(placebo test)，即在 2004年之前，企業是否對最低工資政策頒布具有預期。本文分別把2001年、2002年和2003年假設為最低工資政策調整的年份，使用式(15)進行回歸分析，表3的第(2)列～第(4)列的估計結果表明：交叉項 treat×post2001、treat×post2002和treat×post2003估計系數均未通過10%水平的顯著性檢驗，這意味著2004年之前并不存在顯著的預期效應。其可能原因是：雖然在2004年《最低工資政策》頒布之前已經通過規章和法律形式確定了最低工資保障制度，部分地區也已開始實行，但并未要求企業強制執行，因而全面執行最低工資標準具有一定的不可預期性(蔣靈多和陸毅，2017)。

（四）穩健性分析

為保證估計結果的穩健，我們將用其他方法測算變量 DVAR和變換估計方法的方式來進行穩健性分析，結果匯報于表4。第(1)列的DVAR1是參考Upward等(2013)的方法測算的；第(2)列的 DVAR2是經 BEC轉碼進而析出一般貿易企業進口中間品后測算的；第(3)列的DVAR3是參考Ahn等(2010)的方法對貿易中間商調整后得出的。不難看出，這 3列估計結果并未因被解釋變量測算方法改變而不穩定，交叉項 treat×post仍高度顯著為負，即最低工資上漲顯著抑制了企業出口國內附加值率提升。此外，倍差法估計結果的可靠性還可能與對照組企業的選擇有關，作為穩健檢驗，我們采用了傾向得分匹配-倍差法(PSM-DID)進行估計。使用 1對 1最近鄰傾向得分匹配獲得對照組，在通過了 PSM 適用條件、平衡性條件和共同支撐假設檢驗后，使用倍差法進行估計，第(4)列中估計結果顯示，交叉項 treat×post估計系數仍顯著為負，說明本文對照組的選擇具有可靠性。與現有文獻一致，本文也使用了常用的“面板 OLS+雙固定效應”方法(FE法)進行估計，第(5)列中估計結果表明，最低工資lnminwage估計系數仍顯著為負。最后，由于被解釋變量國內附加值率的取值區間為[0，1]，因此使用雙歸并的Tobit方法進行估計，將Tobit估計結果進行邊際效應轉換后于表4第(6)列呈現，結果顯示：最低工資 lnminwage估計系數仍高度顯著為負。本文亦發現 FE法與Tobit法估計的最低工資變量估計系數雖然顯著為負，但絕對值明顯大于倍差法估計的估計系數，這可能體現了倍差法在控制內生性上具有優勢，估計結果會更準確。綜上，表4第(1)列～第(6)列的估計結果均顯示了最低工資上漲顯著地抑制了企業出口國內附加值率提升，從而保證了結果的穩健性。

表4 穩健性分析：DVAR其他測度和變換估計方法

（五）異質性分析

結合前文理論分析和參考已有文獻，本文從要素密集度、所有制特征、貿易方式和地區分布四個方面進行異質性分析。

1.要素密集度

參考周念利(2014)的文獻將樣本細分為勞動、資本和技術密集型三個子樣本，其中“13，14，15，16，17，22”為勞動密集型行業，“25，31，32，33，34，35，36，41”為資本密集型行業，“26，27，28，37，39，40”為技術密集型行業。估計結果匯報于表5第(1)列～第(3)列：三個子樣本的交叉項 treat×post估計系數皆在 5%水平上顯著為負，且勞動密集型行業估計系數絕對值最大，資本密集型行業其次，技術密集型行業最小，這一結論再次印證了前文的理論分析，即越是勞動密集型企業，最低工資上漲對企業出口國內附加值率的抑制作用越大。

表5 異質性分析I：要素密集度和所有制特征

2.所有制特征

參考 Yu(2010)的標準將樣本劃分為國有企業、民營企業和外資企業三個子樣本，將估計結果匯報于表5第(4)列～第(6)列。結果顯示，國有企業和民營企業交叉項treat×post的估計系數在 5%水平上顯著為負，且前者絕對值較大；外資企業交叉項treat×post估計系數雖為負但并不顯著。其原因可能是：相較于外資企業，民營企業和國有企業平均工資都較低①作者通過對樣本期數據測算顯示，2000—2003年，民營企業、國有企業和外資企業年平均工資分別為10381.23元、12632.66元和25667.4元，外資企業年平均工資相當于民營企業的2.5倍，國有企業和民營企業的平均工資水平相差不大。，但國有企業能夠更好地執行最低工資標準(孫楚仁等，2013b)，因而表現為最低工資上漲對國有企業出口國內附加值率的抑制作用更大。

3.貿易方式

按照貿易方式，把總樣本分為加工貿易、一般貿易和混合貿易企業三個子樣本。從表6第(1)列～第(3)列的估計結果來看，三種貿易方式交叉項treat×post估計系數都顯著為負，但加工貿易估計系數絕對值最大，一般貿易最小。可能的原因是：相較于一般貿易企業，加工貿易企業中外資企業較多，生產時較多地使用進口中間品(Kee和Tang，2016)，并且最低工資上漲引致的成本傳遞效應也較強(馬雙和邱光前，2016)，因而最低工資上漲對加工貿易企業出口國內附加值率的抑制作用較大。

表6 異質性分析Ⅱ：貿易方式和地區分布

4.區域分布

按照區域將總樣本劃分為東部、中部和西部三個子樣本，對應于表6第(4)列～第(6)列。從中可以看出，東部交叉項 treat×post估計系數最大也最顯著，中部次之，西部則不顯著。可能的原因是：由于區位優勢，相較于中部和西部地區，東部地區參與國際貿易的企業較多(從觀測值中可直觀看出)，并且不同地區對最低工資標準的執行也存在差異——東部執行最嚴，中部次之，西部地區由于市場發展相對落后而執行最差(馬雙和邱光前，2016)。因此，最低工資上漲對東部地區企業出口國內附加值率的抑制作用最大。

（六）擴展性分析

1.最低工資與企業要素投入

最低工資上漲提高了勞動力的使用成本，可能促使企業用資本來替代勞動，引致了要素替代效應。為了驗證這一效應，本文進行了擴展性分析。

借鑒Bai等(2018)的研究，本文構建如下模型來考察最低工資對企業要素投入影響：

式(18)中，FI為要素投入相關的代理指標，包括：勞動投入lnl，用企業就業人數取對數表示；資本投入 lnk，用企業固定資產凈額取對數表示；資本-勞動比率(即資本密集度)lnkl，用企業的固定資產凈額與就業人數的比值取對數表示，數據來自中國工業企業數據庫。其他各項指標與式(15)一致。估計結果匯報于表7中：第(1)列顯示了最低工資上漲對企業勞動投入的影響，交叉項 treat×post的估計系數高度顯著為負，意味著最低工資上漲降低了企業的勞動投入。第(2)列顯示了最低工資上漲對企業資本投入的影響，交叉項treat×post的估計系數在1%水平上顯著為正，表明最低工資上漲增加了企業的資本投入。第(3)列顯示了最低工資上漲對企業資本-勞動比率的影響，交叉項treat×post的估計系數高度顯著為正，說明最低工資上漲提升了企業資本-勞動比率。綜上，最低工資上漲引致的要素替代效應，減少了企業的勞動投入而增加了資本投入，進而提高了企業的資本-勞動比率。

表7 最低工資與企業投入

2.最低工資與企業生產率

通過上文分析可知，最低工資上漲引致了“要素替代效應”。這種要素替代效應可能促進生產率的提升(Bai等，2018)，即最低工資水平較高地區的企業生產率應該比最低工資水平較低地區的企業生產率更高。

為進一步考察最低工資上漲對企業生產率的影響，本文構建如下計量模型：

式(19)中，tfp為企業全要素生產率，借鑒 Levisohn和 Petrin(2003)提出的計算全要素生產率的方法(后文簡稱 LP法)，然后取對數進入方程。測算時以 2000年為基期，根據國家統計局提供的歷年工業生產者出廠價格指數、固定資產投資價格指數和居民消費價格指數對相關變量進行平減，數據來自中國工業企業數據庫。其他各項指標與式(15)一致。此外，本文還參考魯曉東和連玉君(2012)的研究，使用 Olley和Pakes(1996)方法(簡稱 OP法)、基于“索洛余值”普通最小二乘法(簡稱 OLS法)和固定效應法(簡稱 FE法)來測算企業全要素生產率，并取對數進入方程。估計結果匯報于表8中：第(1)列至第(4)列顯示了最低工資對不同測算方法的企業全要素生產率的影響，交叉項 treat×post的估計系數皆高度顯著為正，意味著最低工資上漲顯著地提高了企業全要素生產率。

表8 最低工資與企業生產率

（七）生產率效應分析

前文分析表明，最低工資上漲顯著地提高了企業全要素生產率(見表8)，那么企業生產率的提高是否有助于抵消最低工資上漲對企業出口國內附加值率的抑制作用呢？我們在基準倍差法模型基礎上引入三重交叉項(treat×post×tfp)進入方程，為此我們將式(15)擴展為：

式(20)中，tfpijt表示 j城市中 i企業在 t年全要素生產率，其他各項與式(15)一致。三重交叉項 treat×post×tfp是我們最為感興趣的變量，若系數 ρ＞0，表明企業全要素生產率的提升可以部分抵消最低工資上漲對企業出口國內附加值率的抑制作用。

估計結果匯報于表9中。為方便對照分析，將表2第(4)列的基準回歸結果作為表9第(1)列，而第(2)列～第(5)列分別表示使用 LP法、OP法、OLS法和 FE法測算的企業全要素生產率。對式(20)進行估計，結果顯示：后 4列中，三重交叉項 treat×post×tfp的估計系數均顯著為正，說明了企業全要素生產率的提升可以顯著地抵消最低工資上漲對企業出口國內附加值率的抑制作用，并且結果穩健。同時亦發現：相較于第(1)列，交叉項 treat×post估計系數的絕對值都有所下降，說明了三重交叉項 treat×post×tfp的加入是有意義的，緩解了最低工資上漲對企業出口國內附加值率的抑制作用。

表9 生產率效應分析

（八）中介效應分析

借鑒Baron和Kenny(1986)的方法，構建以邊際成本c和進口與國內中間品相對價格 PI/PD為中介變量的中介效應模型，來檢驗最低工資上漲抑制企業出口國內附加值率上升的影響渠道，即“成本效應”渠道和“相對價格效應”渠道。由于現實中較難獲得這兩個指標，因此參考許和連等(2017)的研究，用企業成本COST作為邊際成本c的替代指標，COST＝ln(管理費用+財務費用+銷售費用+主營業務成本+主營業務應付工資總額+主營業務應付福利費)；參考諸竹君等(2018)的研究，用進口中間品使用比例 IMR作為相對價格 PI/PD的替代指標，IMR＝進口中間品/中間投入合計。設定中介效應模型如下：

其中，式(21)與式(15)一致。估計結果匯報在表10中。

參考 Baron和 Kenny(1986)的研究，我們進行了逐步檢驗。具體地，第(1)列是對基準模型的估計結果，因此它與表2第(4)列的回歸結果相同。第(2)列報告了以企業成本 COST為因變量的回歸結果(即式(22))，交叉項 treat×post的估計系數 1%水平上顯著為正，意味著最低工資上漲顯著地提高了企業成本，可能的原因是：最低工資上漲提高了企業的工資水平，從而提高了企業成本(馬雙等，2012)，與前述模型結論一致第(3)列報告了以進口中間品使用比例 IMR為因變量的回歸結果(式(23))，交叉項treat×post的估計系數高度顯著為正，意味著最低工資上漲顯著地提高了進口中間品使用比例，可能的原因是：最低工資上漲提高了本國中間投入品的價格，從而降低了進口與國內中間品相對價格 PI/PD，提高了進口中間品使用比例(諸竹君等，2018)。式(21)～式(23)的檢驗結果顯示存在中介效應，即最低工資上漲可能通過“成本效應”和“相對價格效應”兩個渠道來降低企業出口國內附加值率，從而驗證了研究假說 2。第(4)列報告了企業成本 COST對出口國內附加值率的影響，結果顯示二者有顯著的負相關關系，可能的原因是：企業成本上漲會擠壓企業的利潤空間，從而降低了企業出口國內附加值率(許和連等，2017)，與式(11)結果一致。第(5)列報告了進口中間品使用比例 IMR對出口國內附加值率的影響，結果顯示前者顯著地降低了后者，可能的原因是：企業增加進口中間投入品的使用比例，提升了出口產品中的國外附加值比率，因而降低了企業出口國內附加值率(諸竹君等，2018)，與式(12)結果一致。第(6)列報告了最低工資、企業成本 COST和進口中間品使用比例 IMR對出口國內附加值率的影響(式(24))，結果表明交叉項 treat×post的估計系數仍顯著為負，即最低工資上漲顯著地抑制了企業出口國內附加值率的上升；并且中介變量企業成本 COST和進口中間品使用比例IMR的估計系數均顯著為負。根據Baron和Kenny(1986)，此處應為部分中介效應。并且，借鑒溫忠麟等(2004)的方法測算發現，“成本效應”大于“相對價格效應”，意味著最低工資上漲通過“成本效應”抑制企業出口國內附加值率的作用更大。

表10 中介效應分析

五、結論與政策含義

本文將最低工資納入擴展的Kee和Tang(2016)模型，考察最低工資上漲對企業出口國內附加值率的影響及作用機制，并使用中國企業微觀數據和各城市最低工資數據，以 2004年中國《最低工資規定》頒布為“準自然實驗”，構建倍差模型進行經驗研究，結論如下。

首先，最低工資上漲顯著地抑制了企業出口國內附加值率上升，該結論在使用不同測度指標和估計方法后依然穩健。進一步地通過構建中介效應模型對影響機制分析顯示，最低工資上漲通過“成本效應”和“相對價格效應”兩個渠道來降低企業出口國內附加值率。其次，通過分樣本的異質性分析表明，相較于資本密集型和技術密集型企業，最低工資上漲對勞動密集型企業出口國內附加值率的抑制作用更顯著，此外最低工資上漲對國有企業、加工貿易企業和東部地區企業出口國內附加值率的抑制作用尤為顯著。再次，擴展性分析顯示，最低工資上漲具有“要素替代效應”，即最低工資上漲顯著地抑制了企業的勞動要素投入，促進了資本要素投入，從而提高了企業資本-勞動投入比率。由于“要素替代效應”的存在，最低工資上漲推動了企業全要素生產率提升。最后，通過構建三重交叉項對企業生產率效應分析表明，企業全要素生產率的提升有助于緩解最低工資上漲對出口國內附加值率的抑制作用。

基于上述研究結論，本文從以下三個角度提出政策建議。

第一，從影響渠道來看，最低工資上漲通過“成本效應”對企業出口附加值率提升的抑制作用更大，這在一定程度上反映了中國出口產品長期依靠低價獲取競爭優勢的發展模式。因此，只有通過政策引導企業逐步提升出口產品技術復雜度，減少低技能勞動力、增加高技能勞動力的使用，才能使最低工資上漲在縮小收入差距的同時，盡量降低其對企業出口國內附加值率的抑制作用。

第二，從異質性特征來看，最低工資上漲對勞動密集型、國有企業、民營企業、加工貿易企業和東部地區企業出口國內附加值率的抑制作用尤為顯著。因此，應當優化升級出口結構，逐步實現出口勞動密集型產品或工序向出口資本、技術密集型產品或工序的轉變；根據所有權特征制定不同的最低工資政策；降低“兩頭在外”的加工貿易比例，著力發展國內附加值比重較大的一般貿易；對于不同區域制定與當地經濟發展水平相一致的最低工資標準。

第三，從生產率效應來看，最低工資上漲對企業生產率有促進作用。因此，通過政策引導企業增加資本投入，充分發揮“要素替代效應”對企業生產率的促進作用。此外，最低工資不斷調整能夠激發員工生產的積極性，從而提高企業的生產率，也有利于減弱最低工資上漲對出口國內附加值率的抑制作用。