最低工資標準對企業創新行為的影響
——兼論企業間創新資源的再配置

趙瑞麗 何歡浪

一、引 言

現階段，中國經濟發展的內外部環境發生了很大變化。一方面，受新冠疫情、中美貿易摩擦等不利因素沖擊，全球經濟增長速度大幅下滑，逆全球化思潮涌動，貿易保護主義頻頻抬頭，依賴外需來拉動經濟增長的動力減弱。另一方面，隨著國內要素稟賦條件變化以及過去四十多年來高速增長累積的周期性和結構性等問題的出現，傳統的依賴要素投入的經濟增長模式已難以為繼。如何從高速增長階段轉向高質量發展階段并不斷尋求經濟發展的新動能是我國當前深化改革工作中的重中之重。創新作為引領經濟發展的第一動力，是開辟未來經濟新增長點和轉向經濟高質量發展的重要動能。黨的十八大報告中提出，要實施創新驅動發展戰略，走中國特色自主創新道路。黨的十九大報告更是將創新擺在國家發展全局的核心位置。因此，了解以及消除限制企業創新動力發揮的內外部因素顯得尤為重要。

長期以來，中國企業主要依靠低價勞動力進行生產和出口，從而為企業技術革新提供了必要的資本積累。然而，隨著要素市場供需結構的變化以及《最低工資規定》等政策的出臺，勞動力成本在不斷攀升。一方面，根據2013 年國家統計局發布的相關數據，2012 年我國勞動年齡人口比重首次出現下降，絕對數減少了345 萬人；在未來5年～20 年即將邁入60 歲以上的40 歲～59 歲人口占比近30%。另一方面，隨著我國對低收入勞動者生活保障的重視，我國在2004 年強制實施了《最低工資規定》。該政策規定各用人單位必須嚴格遵守最低工資政策，并提出最低工資標準至少要每兩年調整一次。不僅如此，最低工資政策還被納入“十二五”促進就業規劃中，政府明確提出最低工資標準要保持年均至少13%的增長速度。在該政策的號召下，各地級市政府紛紛加大了對最低工資的調整力度和調整頻率。從2004 年到2015 年，全國最低工資平均值由2004 年的384 元上調至2015 年的1495 元，年均增長13%以上。

我國作為一個人口大國，豐富而廉價的勞動力是參與國際分工的比較優勢來源(蔡昉，2007)。最低工資的快速上漲以及由此推動的平均工資上漲可能會對我國現階段的貿易發展模式提出挑戰，并可能導致以勞動力為比較優勢積累的資本紅利逐漸消失，使得企業進行創新投入缺乏必要的利潤基礎。最低工資上漲帶來的成本效應是否會抑制企業創新？在要素成本不斷攀升背景下，回答這一問題對于評估企業是否能夠保持持續創新十分關鍵?；诖耍疚臄M從創新投入和創新產出雙重維度考察最低工資標準上調對企業創新行為的影響，探究最低工資政策在多大程度上影響了企業創新行為。創新作為促進我國就業和經濟增長的主要動能，關系到我國經濟能否實現高質量發展。更為重要的是，由于具備創新能力的企業的生產率和工資通常較高，最低工資上漲的負向沖擊可能會使得創新資源進一步集中于有能力創新的高生產率或高工資企業，從而加劇行業內創新資源配置的不平等。從現有相關文獻看，鮮有研究從最低工資角度對這一問題進行分析。

最低工資作為一項勞動力市場管制政策，引起了國內外學者對其經濟效應的廣泛關注。目前，對最低工資的研究主要集中于最低工資上漲對企業就業、平均工資、收入不平等、員工培訓、價格加成、出口產品價格、出口價值和對外直接投資行為等的影響(Kaufman，2009；馬雙等，2011；孫楚仁等，2013a、2013b；Neumark 等，2014；Haepp 和Lin，2017；Mayneris 等，2016；Gan 等，2016；趙瑞麗等，2016；許和連和王海成，2016；趙瑞麗等，2018；Fan 等，2018)。近年來，隨著創新被納入國家發展全局的核心位置，有關最低工資制度實施對企業創新行為的影響引發了較大關注。一方面，類似于工資上漲帶來的勞動力成本效應，最低工資標準上漲會提高企業的用工成本，降低企業的利潤和內部現金流，從而使得企業融資約束會比沒有最低工資政策約束時更大(Geng等，2017)，進而對企業創新投入和創新產出產生不利沖擊。李后建(2017)使用世界銀行提供的關于中國制造業企業營商環境質量調查數據檢驗了最低工資標準對企業創新行為的影響。該文發現最低工資標準上浮在短期內會弱化企業的探索式創新和開發式創新行為。王玨和祝繼高(2018)使用2006—2013 年A 股上市公司員工的教育水平數據，發現最低工資上漲會弱化勞動保護對高學歷員工創新產出的積極影響。另一方面，最低工資上漲可能會促使企業通過加大研發投入和提高創新能力來提升生產效率，規避由最低工資上漲帶來的成本沖擊(趙瑞麗等，2016；崔曉敏和余淼杰，2018)。目前較多關于勞動力成本上升與企業創新行為的研究間接支持了這一結論。Kleinknecht(1998)、Kleinknecht 和Naastepad(2004)認為，低工資策略降低了企業的創新積極性，工資上漲有利于企業員工積極性和生產效率的提升。林煒(2013)發現，勞動力成本上升會通過資本替代勞動對企業新產品產值產生正向的積極作用。呂鐵和王海成(2015)基于世界銀行2012 年中國企業調查數據，發現勞動力市場管制提高了企業的技術創新概率。任志成和戴翔(2015)發現，工資水平上漲會倒逼出口企業轉型升級，促進出口企業的生產率和新產品比重提高。然而，該文主要是針對出口企業的研究。張先鋒等(2017)發現類似結論，工資上漲顯著增加了制造業出口企業的創新產出。倪驍然和朱玉杰(2016)以2008 年《勞動合同法》實施為準自然實驗構建雙重差分模型，發現《勞動合同法》實施后勞動密集型企業的研發投入顯著提高了。Fuchs 和Kirchain(2010)發現，當企業將生產轉移到低工資國家時，其對前沿技術的創新動力會減弱。Bena 和Simintzi(2015)得出類似結論，發現較低的勞動力價格削弱了企業創新動力并抑制了資本對勞動的技術替代。賀建風和張曉靜(2018)基于滬深A 股上市公司2001—2015 年的企業面板數據發現，勞動力成本上漲會增強中國企業的創新能力?？偨Y現有文獻，不難發現，最低工資上漲對企業創新行為的影響方向是不確定的。這使得從微觀層面更為嚴謹地考察最低工資標準與企業創新行為的關系變得重要且必要。此外，根據Xu 和Gong(2017)的相關研究，目前對企業創新行為的研究在很大程度上忽略了政策變動對行業內創新資源再配置效應的影響。因此，對最低工資標準與創新行為的研究還需要考慮最低工資對行業內資源再配置效應的影響。

基于此，本文使用1998—2009 年中國工業企業數據庫，利用最低工資在城市層面的變化識別最低工資標準上升對微觀企業創新行為的影響。由于企業在生產率、平均工資、資本密集度以及壟斷能力等方面存在差異，本文還進一步探討了最低工資對不同特征企業創新行為的異質性影響。我們發現，最低工資上漲顯著抑制了企業的研發投入，降低了新產品的產值，這一結果在使用雙重差分法和考慮樣本選擇問題之后仍然穩健。進一步的異質性分析結果表明，最低工資上漲對低生產率、低工資和融資約束較緊企業創新行為的負向沖擊更大。這意味著最低工資標準上漲對企業創新的負向效應主要是由這類企業承擔的。由于低效率和低工資企業的研發投入和研發產出顯著低于高生產率和高工資企業的研發投入和研發產出，從而最低工資上漲使得創新資源在行業之間的不平等態勢擴大，進一步抑制了低效率企業的創新能力，不利于創新主體的多元化和資源配置效率提高。

本文研究可能的貢獻如下：第一，既有從平均工資角度考察其對企業創新行為影響的相關研究難以將勞動力成本效應與平均工資上漲引致的潛在需求效應和人力資本效應進行剝離，從而無法準確衡量勞動力成本上漲對企業創新的影響。本文利用最低工資這一相對外生的勞動政策，從研發投入和研發產出角度全面評估了由最低工資上漲引致的勞動力成本效應對企業創新行為的影響。第二，本文考察了最低工資上漲對不同特征企業創新行為的異質性影響，這對于理解最低工資標準上漲如何影響行業內企業之間創新資源再分配有重要啟示。

本文接下來的結構安排如下：第二部分是實證模型設定、變量測度以及數據來源說明；第三部分是實證回歸結果分析；第四部分是異質性回歸分析；第五部分是本文的結論。

二、實證模型設定、變量測度與數據來源說明

（一）實證模型設定

接下來我們對企業層面和城市層面的主要特征變量進行具體說明。

（二）主要特征變量選取和測度

1. 企業創新行為。企業創新行為可分為創新投入和創新產出。前者主要是指研發投入，后者可以用新產品數目、新產品產值或專利申請數量表示。由于中國企業專利數據和中國工業企業進行匹配時損失了較多樣本且當期研發投入與當期專利產出相關系數較小，本文主要使用企業研發投入和新產品產值作為企業創新行為的主要衡量指標。值得一提的是，中國工業企業數據庫分別統計了2001—2007 年(2004 年除外)企業研發投入數據和1998—2009 年(2004 和2008 年除外)的新產品產值數據。由于企業新產品產值數據相對比較完備，本文在回歸中主要使用新產品產值數據作為企業創新行為的主要衡量指標。

2. 企業層面的控制變量。(1)企業的全要素生產率(tfp_lp)：企業生產率對企業研發投資和研發產出都有積極的影響。本文主要使用LP 方法來衡量企業全要素生產率。相較于OP 方法，該方法的優點是使用企業的中間投入作為生產率的代理變量，避免了由于投資數據缺失較多造成的估計偏差。在LP 方法基礎上，本文還進行了如下改進：首先，本文使用Brandt 等(2012)提供的投入價格指數、產出價格指數、投資指數對企業的中間投入、工業增加值、固定資產凈值進行平減。其次，本文還通過納入二位碼行業虛擬變量、企業出口虛擬變量、所有權虛擬變量等特征來準確估計企業生產率。(2)企業的資本勞動比(lkl)：資本密集度越高的企業越有可能具有充足的資金對研發進行投資，從而其創新產出也相對較高。本文還控制了企業資本密集度，使用企業的固定資產凈值與企業雇傭人數的比值來衡量該指標。(3)企業平均工資(lpwage)：較多文獻指出企業平均工資對企業創新活動有積極的影響(林煒，2013)。本文還控制了企業平均工資這一變量，使用企業應付工資總額除以企業雇傭人數計算得到。(4)企業的出口狀態(exportdum)：較多文獻發現出口企業的創新能力更強，其研發投入和專利產出高于非出口企業的研發投入和專利產出(李兵等，2016)。因此，本文在回歸中還控制企業是否是出口企業這一狀態變量。(5)企業所有權虛擬變量(foreigndum)：不同所有權下企業的創新激勵存在差異，本文還控制了企業所有權的差異。本文以企業實收資本中所占比例最大的資本作為企業性質的劃分，共劃分四種類型的企業：國有和集體企業、民營企業、外資企業以及我國的港、澳、臺地區的企業。本文控制了企業是否是外資企業的虛擬變量。其中外資企業以及我國的港、澳、臺地區的企業定義為外資企業，該值為1。其他企業定義為內資企業，該值為0。

3. 行業層面的控制變量。企業創新能力還依賴于企業所在的行業特征。行業的沉沒成本、競爭程度都可能對企業創新能力產生影響?；诖?，本文還選取了如下行業層面的主要特征變量。(1)行業沉沒成本(lnindkl)：行業沉沒成本越高，進入該行業的門檻越高。參照Liu 和Qiu(2016)的研究，本文使用行業的資本勞動比來衡量行業的進入成本。(2)行業的赫芬達爾指數(hhi4)：該指標主要用于衡量行業的競爭程度。行業競爭程度越高，企業越有可能通過創新來規避低端競爭。參照錢學鋒等(2015)的研究，本文選取了行業的赫芬達爾指數來衡量特定產業的壟斷程度。該值越大，說明市場集中度越高，行業內的壟斷程度越高，企業的創新動力可能越弱。該指標的衡量方式如下：

4. 城市層面的控制變量。較高的最低工資可能代表了地區較高的經濟發展水平以及較大的就業規模和較高的平均工資水平等。為了避免遺漏某些重要城市特征變量對本文結果的影響，參照馬雙等(2011)、趙瑞麗等(2018)、Gan 等(2016)、Mayneris 等(2016)的研究，本文選取了以下影響最低工資標準制定的三個重要因素作為本文城市層面的控制變量：城市人均GDP 的對數(lpergdp)、城市總人口的對數(lpop)、城市總就業人數的對數(lemp)。這三個指標能夠較為全面地反映城市層面影響最低工資制定的因素，減少潛在的遺漏變量問題。各變量的基本描述統計如表1 所示。

表1 各主要變量的基本描述統計

（三）數據來源說明與處理

本文的數據來源主要有三類。第一類是來自國家統計局1998—2009 年中國工業企業數據庫數據。該數據涵蓋了全國規模以上所有國有和非國有企業的基本信息和財務信息。首先，本文參照Brandt 等(2012)的方法，按照企業代碼、名稱、法人名字等信息來識別不同樣本期間的企業是否是同一家企業，并對樣本期間的行業代碼和城市代碼進行了統一。其次，本文按照楊汝岱(2015)的研究剔除了不符合會計準則或信息缺失的樣本。經過以上處理，最終我們得到1998—2009 年664672 家企業共2621490 個觀測樣本。本文的第二類數據來自1998—2009 年《中國城市統計年鑒》的數據，該數據統計了中國287 個地級市的主要宏觀變量，如城市的GDP、雇傭勞動力、基礎設施、社會平均工資等指標。我們主要使用該數據來控制城市層面影響最低工資制定的主要因素。本文第三類數據來自1998—2009 年各省份勞動保障部門所提供的各省份地級市的月最低工資數據?？紤]到各地級市在某些年份最低工資的缺失，本文還通過搜集各省份、地級市及縣鄉政府公開發布的含有最低工資信息的歷年政府公報以及相關政府工作網站數據，補齊了相關缺失年份的最低工資數據，最終該數據共包含285 個地級市的最低工資數據。

三、實證回歸結果分析

（一）基準回歸結果分析

本文采用固定效應模型考察最低工資標準上漲對企業新產品產出和創新投入的影響，回歸結果見表2。在表2 的第(1)列，在控制企業和時間固定效應的基礎上，我們只加入本文的關鍵解釋變量——最低工資的單獨項。其回歸結果表明，最低工資標準每上漲1%，企業新產品產出下降0.403%。第(2)列在控制了企業層面影響企業創新行為的主要特征變量(如企業生產率、企業平均工資、企業資本勞動比率和出口狀態)之后，其回歸結果表明最低工資上漲對企業新產品產值仍然存在顯著的負向影響。由于較高的最低工資標準代表了地區較高的物價水平、經濟發展水平或職工平均工資水平等，如果遺漏城市層面的這些主要特征，可能會使得最低工資的標準對企業創新行為的估計結果存在偏差。因此，表2 第(3)列在第(2)列基礎上加入了城市層面影響企業新產品產出的主要特征變量(如城市的人均GDP 對數、城市的人口規模對數和城市雇傭數量)的對數。第(3)列的回歸結果表明，在控制了企業層面和城市層面的特征變量之后，最低工資上漲對企業新產品產值的影響仍然顯著為負。最低工資標準每上漲1%，企業新產品產出下降0.334%。這意味著最低工資上漲帶來的勞動力成本效應對企業的創新行為產生了負向沖擊，從而不利于企業創新活動的開展。

由于企業的研發投入轉換成研發產出還需要一定的時間，最低工資上漲對企業創新產出的影響可能并不是即時的，而是存在一定的時間滯后性。因此，為了檢驗結果的穩健性，本文在第(5)列還進一步考察了最低工資標準的滯后期對企業創新的影響。從表2 第(4)列的回歸結果來看，最低工資標準滯后一期對企業新產品產值的影響同樣顯著為負，其影響系數比當期的最低工資值更大。這意味著最低工資上漲對企業創新產出的潛在影響較大。

由于企業的創新產出與創新投入密切相關，創新產出的減少往往伴隨著創新投入的減少。為了進一步檢驗本文結果的穩健性，表2 的第(5)列和第(6)列進一步考察了最低工資標準上漲對企業創新投入的影響。在控制了企業層面和城市層面的主要特征變量后，我們發現最低工資上漲對企業的研發投入的影響也顯著為負。最低工資標準每上漲1%，企業研發投入下降0.119%。這一結果在使用最低工資標準的滯后期作為關鍵解釋變量后并不發生變化，這表明最低工資上漲顯著抑制了企業的創新行為，給企業生產經營帶來了不利的沖擊。這可能是因為：最低工資上漲會提高企業的用工成本，壓縮企業的利潤和內部現金流，從而使得企業的融資約束大于沒有最低工資約束時的融資約束水平。而融資約束是限制企業創新行為提升的重要因素(張杰等，2012；王雅琦和盧冰，2018)。本文的結果意味著由最低工資上漲引致的企業融資約束收緊可能是其影響企業創新行為的主要原因。

表2 最低工資標準上漲對企業創新行為的影響：基準回歸

（二）準自然實驗

1. 雙重差分(Difference in Difference，以下簡稱DID)模型設定

最低工資標準由地方政府根據當地的經濟發展水平、就業規模、平均工資以及物價水平等因素制定，對單個企業生產和創新決策的影響相對外生。然而最低工資標準與企業創新行為的關系仍然可能存在如下內生性問題：第一，企業創新能力與企業經營績效和利潤密切相關，后者關系到地方政府的財政收入和經濟表現。如果最低工資上漲對企業創新行為產生了不利沖擊，那么政府在制定最低工資標準時可能會將其對企業的不利影響納入進來，降低最低工資的增長幅度，以此來緩解最低工資上漲對企業經營績效的不利沖擊。這會使得最低工資標準與企業創新行為之間存在雙向因果問題。第二，雖然本文已經盡可能通過納入城市層面的特征變量來控制潛在的遺漏變量問題，然而仍然可能存在城市層面隨時間變化的不可觀測的因素會共同影響最低工資標準和企業創新決策，從而產生遺漏變量問題。本文在現有文獻的基礎上主要采用雙重差分法來減少可能的內生性問題。

具體而言，參照Mayneris 等(2018)、Draca 等(2012)、蔣靈多和陸毅(2018)等研究，以2004 年政府頒布《最低工資規定》作為政策沖擊，以2004 年政策實施之前企業平均工資低于最低工資的企業為處理組，以平均工資高于最低工資的企業為對照組，采用雙重差分法進一步考察最低工資標準和企業創新行為的關系。正如前文所述，2004 年《最低工資規定》出臺之后，政府加強了對最低工資遵守程度的監管力度以及對違反最低工資政策的企業的處罰力度，并提出至少每兩年調整一次最低工資。相較于2002 年和2003 年，2004 年之后最低工資的調整頻率和速度顯著上升，低工資企業的比例顯著降低，從而提供了一個相對外生的政策沖擊。為了保證雙重差分的有效性并使得對照組和處理組更具有可比性，本文剔除了政策實施前企業平均工資高于當年均值工資的企業樣本，以平均工資介于最低工資和均值平均工資的企業作為對照組。為保證檢驗結果的穩健性，本文還進一步選擇了企業平均工資在最低工資1 倍～1.5倍的企業作為新的對照組。

具體地，雙重差分模型設定如下：

表3 最低工資標準上漲對企業創新行為的影響：DID方法

2.DID 方法下的回歸結果分析

從表3 第(1)列的回歸結果來看，在控制了企業層面、行業層面和城市層面的主要特征變量后，相較于對照組，2004 年《最低工資規定》的實施使得處理組企業的新產品產值顯著下降了。這表明最低工資標準上漲對企業創新活動是一種負向沖擊，與基準結果類似。為檢驗該結果的穩健性，第(2)列在第(1)列的基礎上將解釋變量treat dummy *post2004替換為企業對數平均工資(負值)這一連續變量與時間的交互項，即 treat *post2004。從該列的回歸結果來看，政策實施前企業平均工資水平越低，最低工資上漲對其新產品產值的負向影響越大。表3 第(3)列以企業研發投入作為因變量對方程(2)進行重新回歸，發現類似結果，最低工資上漲會顯著減少企業的研發投入，不利于研發活動的開展。

為進一步保證處理組和對照組企業的可比性，本文還以該政策調整前平均工資位于1 倍～1.5 倍最低工資的企業作為對照組并對方程(2)進行重新回歸，回歸結果如表3 第(4)列和第(5)列所示。從這兩列的回歸結果來看，最低工資上漲會顯著降低企業的新產品產值。這說明最低工資上漲對企業創新績效是一種負向沖擊，特別是其對于受到最低工資影響比較大的低工資企業的負向沖擊更大。然而，其對研發投入的影響在統計上不顯著，這可能是因為低工資企業中有創新行為的企業較少且研發數據缺失嚴重，從而造成估計上偏差。

3. 平行趨勢假設檢驗和預期效應檢驗

雙重差分法識別的關鍵在于要求對照組和處理組在政策沖擊發生之前有類似的趨勢，即滿足平行趨勢假說。為了避免DID 下的回歸結果是由對照組和處理組的系統差別帶來的，參照現有研究，我們以2004 年政策發生之前的年份作為時間虛擬變量，考察對照組和處理組企業在2004 年政策沖擊之前在創新投入和創新產出上是否存在顯著差別，回歸結果見表4 第(1)列所示。從該列的回歸結果來看，在2004 年之前，平均工資低于最低工資的企業與平均工資高于最低工資的企業在創新投入和創新產出上均不存在顯著差別，這說明對照組和處理組在2004 年之前沒有顯著差異。同時為了檢驗2004 年政策發生之前企業對最低工資政策調整是否存在預期效應，本文將2002年和2003 年虛擬變量與treat 進行交互重新回歸，回歸結果如表4 第(2)列所示。從該列回歸來看，企業是否是處理組與所在年份是否是2003 年和2002 年的交互項系數都不顯著，這表明企業在2004 年之前對于2004 年是否調整最低工資標準并不存在顯著的預期效應。這些結果都表明本文使用2004 年的政策變動作為政策沖擊來考察最低工資對低工資企業的創新行為影響是合理的。

表4 最低工資標準上漲對企業創新行為的影響：平行趨勢假設檢驗和預期效應檢驗

續表4

（三）穩健性分析

1. 考慮樣本選擇效應：Heckman 兩步法

由于企業創新行為并非是一個隨機事件，可能受到企業生產率、規模等因素影響，如果直接進行OLS 回歸可能會產生樣本選擇偏差的問題，所以本文還采用Heckman兩步法來處理這一問題。具體而言，本文首先對企業研發決策和新產品產出決策進行Probit 估計，即考察企業是否進行研發投入和是否有新產品產值，由此提取逆米爾斯比率(Inverse Mill's Ratio)，然后將該比率作為控制變量納入本文的基準方程中，具體回歸結果如表5 的前兩列所示。從表5 第(1)列和第(2)列的回歸結果來看，在考慮樣本選擇性偏差問題之后，最低工資上漲顯著降低了企業研發投入和新產品產值，與基準結果類似。

表5 最低工資標準上漲對企業創新行為的影響：考慮樣本選擇偏差和進入退出效應

2. 考慮企業進入退出的影響

為了考察本文的結果是否是由企業進入退出帶來的，本文保留樣本期間一直存在的企業樣本考察最低工資標準對企業研發投入和新產品產值的影響，回歸結果顯示在表5 的第(3)列和第(4)列。從這兩列回歸結果來看，最低工資上漲對企業研發投入和新產品產值的影響方向為負，然而最低工資上漲對樣本期間一直持續生存的企業新產品產值的影響不顯著。這說明最低工資上漲對企業新產品產值的影響主要是通過企業進入退出來實現的，特別是由受最低工資影響比較大的企業的退出行為導致的。

3. 區分不同所有權

考慮到企業所有權的差異，本文還區分國有企業、民營企業、外資企業和我國的港、澳、臺地區企業，分別考察了最低工資上漲對不同所有權企業新產品產值的影響，回歸結果如表6 所示。從表6 的回歸結果來看，最低工資上漲會顯著抑制民營企業的創新產出，對國有企業和外資企業的影響不顯著。這可能是因為：對于國有企業而言，其經營目標和管理模式與民營企業存在較大差別。國有企業更易獲得銀行貸款且其平均工資水平相對較高，從而最低工資上漲對其負向沖擊較小。對外資企業而言，由于外資企業的規模較大，生產率較高，資金較為充裕，從而最低工資對外資企業的研發投入和研發產出影響較小。

表6 最低工資對企業創新行為的影響：區分不同所有權

四、最低工資標準上漲對企業間創新資源的再配置 效應——基于企業異質性

前文是將不同特征的企業混合在一起考察了最低工資標準上調對企業創新行為的平均影響，沒有區分其對不同特征企業的異質性影響。由于企業在生產率、加成率、平均工資、融資約束等方面存在顯著異質性，最低工資上漲對不同特征企業創新行為的影響可能是存在差異的，從而使得創新資源會在同一行業內的不同企業之間進行再分配。根據現有的理論，我們從企業全要素生產率、企業平均工資、企業議價能力(用企業加成率衡量)和企業融資約束這四個維度考察最低工資上漲對不同企業創新行為的影響差異，這些差異的方向代表了行業內創新資源的配置方向。在這里，本文主要通過交互項的系數大小和方向來判斷最低工資上漲對行業內企業間創新資源的再配置效應。

借鑒Gan 等(2016)、趙瑞麗等(2018)的研究，本文通過構建如下方程來考察最低工資上漲對企業創新行為的異質性影響：

（一）企業生產率的異質性

我們首先考察最低工資上漲對不同生產率企業創新產出的影響。一般而言，企業生產率越高，最低工資上漲帶來的負向沖擊對這類企業越小，從而其創新決策受到最低工資上漲的影響越小。方程(3)中，本文按照企業初始年份的生產率大小從低到高將其劃分為4 組并將每組分別與最低工資進行交互。表7 第(1)列給出了最低工資上漲對各分位數下企業新產品產值影響的回歸結果。從表7 第(1)列的回歸結果可知，最低工資的單獨項顯著為負，與基準結果類似。隨著企業生產率的提高，最低工資對企業創新行為的負向影響系數在逐漸減小。這意味著最低工資上漲對高生產率企業的新產品產出影響較小，對低生產率企業的新產品產出影響較大。由前文可知，高生產率企業在創新投入和創新產出方面遠遠高于低生產率企業，這表明最低工資提高會加大創新資源在企業間的不平等程度，使得本身創新產出較小的企業進一步縮減了創新投入和產出，創新資源配置更加不均勻。在不存在最低工資上漲等政策影響時，最優的資源配置是各企業的邊際產出或生產率等相同。本文的這一異質性影響表明最低工資上漲可能使得創新資源的分配更加不均等，降低了創新資源的配置效率。

（二）企業加成率的異質性

企業加成率與企業定價和壟斷力量密切相關。更高的加成率意味著企業定價能力較強，在市場中的壟斷勢力較大，獲利能力較強。這類企業有足夠的現金流進行研發投資，進而有較高的研發產出(Xu 和Gong，2017)。因此，我們預期最低工資上漲對加成率較高企業的創新行為負向影響較小。類似于前面的分析，本文使用企業初期的加成率水平來衡量企業的定價能力，按照從小到大均分成4 組，并將每一組與最低工資進行交互，參照方程(3)進行回歸，回歸結果如表7 的第(2)列所示。參照錢學鋒等(2015)、趙瑞麗等(2018)的研究，本文使用會計方法下的加成率衡量方法來計算本文企業層面的加成率。從表7 第(2)列的回歸結果來看，最低工資單獨項的系數顯著為負，與基準結果類似。從最低工資與企業初期加成率水平的交互項來看，隨著企業加成率的進一步提高，最低工資對企業創新行為的負向影響在不斷減弱，和本文的預期一致。最低工資上漲對高加成率企業的創新行為的負向沖擊更小，從而進一步加劇了同一行業內不同加成率企業之間創新資源的不均等。

（三）企業平均工資的異質性

最低工資上漲主要是通過提高勞動力成本的方式影響企業的生產和貿易行為。我們預期企業的平均工資越低，最低工資對這類企業產生的成本效應就越大，從而企業創新行為受到最低工資的負向沖擊就越大。類似于前文的分析，我們選取企業初始年份的平均工資對數，將其劃分為4 組，并將各組與最低工資進行交互。表7 的第(3)列顯示了最低工資(用平均工資代表)上漲對不同工資組別下企業創新行為影響的回歸結果。從表7 的第(3)列回歸結果來看，最低工資上漲單獨項系數顯著為負，即最低工資上漲顯著減少了低工資企業的創新產出，與基準結果類似。從交互項的系數來看，隨著企業平均工資繼續提高，最低工資上漲對企業創新行為的負向沖擊在不斷下降。這說明最低工資上漲對高工資企業創新行為的負向沖擊更小。由于高工資企業的創新投入顯著高于低工資企業，這一結果同樣意味著最低工資上漲會進一步擠壓低工資企業的創新投入，從而加大行業內創新資源配置的不平等程度。

（四）企業融資約束的異質性

從前文可知，最低工資上漲引發的勞動力成本上升可能會使企業利潤減少并使企業融資約束收緊，從而對企業創新活動產生不利沖擊。融資約束可能是最低工資上漲影響企業創新活動的重要變量。因此，我們預期企業的融資約束越緊，最低工資上漲對其創新的抑制作用就越大。與前面類似，我們選取企業初始年份的融資約束指標，將其劃分為4 組，將各組與本文的關鍵解釋變量(最低工資)進行交互。在這里，參照張杰等(2016)的研究，以企業內部現金流比率(企業凈利潤除以企業總資產)衡量企業的融資約束水平，該值表示企業的內源約束狀況。其實證回歸結果如表7 第(4)列所示。從表7 的第(4)列結果來看，最低工資上漲對不同融資約束水平的企業的創新行為的影響存在顯著差異。從交互項系數和顯著性來看，最低工資上漲對企業創新產出的影響顯著為負，隨著企業內源融資約束狀況的改善，企業內部現金流增多，最低工資上漲引發的對企業創新產生的負向沖擊在不斷下降。這意味著融資約束是影響最低工資上漲與 企業創新產出關系的重要變量。進一步，由于低工資、低生產率和低議價能力企業的融資約束相對較緊，最低工資上漲對該類企業的更大的負向沖擊可能是由融資約束帶 來的。

表7 最低工資標準對不同特征企業的創新配置影響：基于企業異質性

續表7

五、結 論

創新作為引領經濟發展的第一動力，對一國經濟增長有至關重要的影響。我國作為勞動密集型產業大國，評估勞動力工資變動特別是由外生勞動政策變動引致的勞動力成本變動對企業創新行為的影響是十分重要的?，F有從平均工資角度考察其對企業創新行為影響的研究難以將勞動力成本與潛在的需求效應和人力資本效應進行分離，從而無法準確考察勞動力成本上升對創新的影響。本文使用1998—2009 年中國工業企業數據庫和地級市最低工資數據庫，以相對外生的最低工資政策調整作為切入點，從創新投入和創新產出雙重維度探討了要素驅動增長模式下勞動力成本上升對企業創新行為的影響。我們發現，最低工資上漲顯著抑制了企業研發投入的增加和新產品產值的提高。這種效應對不同類型的企業存在異質性。具體而言，最低工資對企業創新的負向沖擊對高生產率、高工資和融資約束較為寬松的企業影響較小，對低生產率、低工資和融資約束壓力較大的企業影響較大。由于前者在研發投入和產出上均存在明顯優勢，從而最低工資上漲顯著擴大了不同類型企業之間創新投入和產出的差距，提高了創新資源配置的不平等程度，降低了資源配置效率，使得創新資源主要集中在大企業和生產率高的企業。

本質上，勞動力成本上漲是勞動密集型國家經濟發展到一定階段的必然結果，也是政府保障民生、保護勞動者共享經濟發展成果的基本要求。在這個轉型過程中，難免會對部分低效率和低工資企業產生不利沖擊(特別是面臨融資約束較緊的企業)。當面臨外生勞動力成本上漲時，如果企業利潤無法完全抵消成本，又不能通過內部融資或者外源融資獲得足夠的資金支持，那么企業的研發投資將難以為繼，其研發產出也可能無法保證。因此，如何破除中小規模企業融資能力限制以及如何在經濟轉型期幫助該類企業提升競爭力是當下擺脫由勞動力成本上升引致的困境的關鍵。同時值得注意的是，最低工資上漲顯著擴大了不同類型企業之間創新投入和產出的差距，使得創新資源主要集中在大企業和生產率高的企業。由于這類企業本身規模較大，市場份額較高，其更高的創新水平將使其進一步拉開與中小規模企業的差距，加劇市場的壟斷和不平等，降低資源配置效率。因此，政府在合理制定最低工資水平的同時，應將最低工資對中小規模企業創新能力的負向沖擊考慮進來，通過補貼或其他形式的貨幣寬松政策抵消最低工資上漲對該類企業的負向效應，發揮其創新積極性和主動性，促使其向創新型和效率型轉變，促使創新主體多元化，降低創新資源配置的不平等程度，實現創新驅動發展模式的全面建設。