林 靈 閻世平

(廣西大學 商學院，廣西 南寧 530004)

最低工資標準調整與企業(yè)外資持股行為

林 靈 閻世平

(廣西大學 商學院，廣西 南寧 530004)

本文考察最低工資標準變動對制造業(yè)企業(yè)外資持股行為的影響。研究發(fā)現最低工資標準向上調整對外資持股的影響存在雙重異質性效應：一是資本異質性效應，最低工資標準提高對港澳臺資持股比例的負面影響顯著大于對外商持股比例的影響；二是行業(yè)異質性效應，外資持股減少的效應在勞動密集型行業(yè)中較強，在技術密集型行業(yè)中較弱。進一步探索性分析顯示：港澳臺資受負面影響較大的原因可能在于其企業(yè)勞動密集度較高，同時工資分布更偏向于最低工資標準鄰近區(qū)域；提高最低工資標準顯著增加了企業(yè)陷入外資與實收資本雙減困境的概率。本文使用Heckman兩階段方法糾正樣本自選擇行為，還做了多種穩(wěn)健性檢驗，發(fā)現以上研究結論依然成立。

最低工資；外商持股比例；港澳臺資持股比例；勞動密集型行業(yè)；技術密集型行業(yè)

一、引言

中國經濟的高速增長在很大程度上得益于大量外資①進入，吸引外資一直是各地區(qū)發(fā)展經濟的重要舉措。我國對外資的吸引力來自于多方面因素，如勞動成本、市場潛力、社會環(huán)境以及稅收和土地優(yōu)惠等，其中低廉的勞動成本是主要因素之一。但從2004年起，隨著《最低工資規(guī)定》的實施，全國各省市對最低工資制度的執(zhí)行力度顯著加強，多次上調最低工資標準，推動勞動用工成本持續(xù)上漲。勞動成本增加意味著中國制造的比較成本優(yōu)勢下降，在這種背景下外資撤離中國的新聞話題開始出現②。已有的研究證實2004年《最低工資規(guī)定》實施以來我國各地區(qū)持續(xù)向上調整最低工資標準導致企業(yè)工資水平不斷上升，成本壓力日漸增大[1][2]。如果說此前外資為了獲取低成本生產條件而大舉進入中國[3]，那么在2004年后我國勞動成本步步攀升之時，跨國企業(yè)可能因為利潤下降而減少對我國的投資，也會因為無利可圖而將原有資本撤出，因此最低工資標準向上調整可能造成外資退出，從而對實體經濟產生實質性影響。但目前尚缺乏嚴謹規(guī)范的學術研究考察最低工資標準變動與制造業(yè)外資退出之間的邏輯聯系，我們仍不清楚這其中是否存在確鑿的因果關系，也不清楚不同來源地外資對最低工資標準變動的反應是否存在差異，以及此種差異的內在原因。本文擬利用全國344個地級市(及省轄區(qū))歷年的最低工資標準調整數據，匹配國家統計局提供的2000～2013年中國工業(yè)企業(yè)數據，對此問題進行深入探討。

我們的研究與最低工資標準研究文獻相關聯。在最低工資標準的研究方面，從Stigler開始，主要關注最低工資標準變動對就業(yè)的影響，其影響途徑是勞動成本。Stigler基于經典的經濟理論認為最低工資的提高將會使得企業(yè)勞動邊際成本曲線上移，導致企業(yè)減少雇用，從而降低社會整體就業(yè)水平[4]。而Card和Krueger、Neumark和Wascher等的后繼研究則主要集中于考察最低工資影響就業(yè)的經驗證據[5][6]。國內最近數年來的研究普遍認為提高最低工資對勞動者就業(yè)有負面效應，馬雙等針對1998～2007年全國最低工資標準變化的研究顯示，最低工資標準上漲10%將導致制造業(yè)平均工資上升0.4%～0.5%，且顯著降低企業(yè)雇傭人數[1]。而Huang等的研究則顯示，我國最低工資標準的調整主要影響工資水平較低的企業(yè)[2]。外資持股的企業(yè)通常屬于出口企業(yè)，近年來我國的研究者開始關注到最低工資標準與企業(yè)出口之間的內在聯系。孫楚仁等的研究表明，提高最低工資標準顯著降低了企業(yè)出口概率和出口數量[7]。同時，孫楚仁等進一步研究發(fā)現，高生產率的出口企業(yè)不易受到最低工資標準上升的沖擊[8]。最低工資標準影響企業(yè)出口的主要渠道之一是推高出口產品價格，馬雙和邱光前專門考察了勞動密集型出口產品價格是否受到影響，他們的實證檢驗顯示最低工資標準每上升10%，勞動密集型出口產品價格將提高1.12%[9]。最低工資標準影響出口的另一主要渠道是影響出口產品質量。許和連和王海成的研究發(fā)現，最低工資標準的提高顯著降低了出口產品質量，而且勞動密集度越高的行業(yè)，最低工資標準上升對產品質量的負面效應越顯著[10]。面對最低工資標準的變動，出口企業(yè)也會主動采取措施應對。趙瑞麗、孫楚仁和陳勇兵發(fā)現企業(yè)通過投入資本替代勞動，增加生產效率，反而提高了企業(yè)的出口持續(xù)時間[11]。趙瑞麗和孫楚仁對城市層面的出口數據進行分析，發(fā)現最低工資標準上升促進企業(yè)創(chuàng)新，使得低效率企業(yè)退出市場，從而提高了出口復雜度[12]。最低工資標準的逐年提升導致企業(yè)勞動成本持續(xù)上升，影響企業(yè)利潤。Draca等的實證檢驗結果表明最低工資標準上升使得企業(yè)工資水平提高，企業(yè)利潤顯著減少，同時新企業(yè)的進入率降低[13]。鄧曲恒則發(fā)現最低工資標準對低利潤企業(yè)有顯著正向影響，對高利潤企業(yè)有顯著負向影響，但對中等利潤企業(yè)沒有影響[14]。

本文的研究還與外商直接投資的文獻相關，外商直接投資的決定因素與本文主題緊密相關，在此主要關注涉及我國的文獻。江小涓指出我國的外商直接投資大多集中于制造業(yè)，以合資或新設獨資為主，吸引外資進入的主要因素是我國的國內市場規(guī)模以及制造成本優(yōu)勢，我國大陸制造業(yè)員工的工資遠低于美國、日本、韓國以及中國臺灣地區(qū)[15]。Cheng和Kwan的研究是比較早對我國外商直接投資決定因素進行系統實證檢驗的文獻，他們發(fā)現區(qū)域市場容量、基礎設施以及優(yōu)惠政策對外資具有正面效應，而工資成本則對外資具有負面效應[16]。馮偉等利用1990～2009年省級面板數據進行了實證研究，發(fā)現當工資水平在一定閾值水平以下時，提高該地區(qū)工資將能吸引更多外資；而當工資水平在閾值以上時，提高工資將減少該地區(qū)的外資進入量[17]。冼國明和徐清認為我國的工資水平普遍低于勞動邊際生產水平，勞動市場存在成本扭曲。他們采用全國286個地級市2004～2009年的面板數據進行實證分析，發(fā)現提高工資水平會減少境外資本流入；工資偏離勞動生產水平的幅度越大，外資流入越少[3]。Zhang對外商直接投資中的港臺資本和歐美日資本的特點進行了分析，指出港臺資本受到廉價勞動成本的吸引，而歐美日資本主要是受到我國市場前景的吸引[18]。

盡管以上文獻將工資與外商直接投資聯系在一起，但工資并不是勞動成本的合適度量變量。因為工資與企業(yè)員工的邊際生產力密切相關，高工資在一定程度上代表了高邊際生產力[2]，所以需要謹慎對待此前的實證檢驗結果。而最低工資標準調整作為一種外生的勞動成本沖擊，與企業(yè)的勞動生產率水平無關，是理想的勞動成本度量變量。而且各地區(qū)最低工資標準調整的時間和幅度不一致，最低工資標準變量本質上是一個包含了時間與處理強度的雙重差分變量(DID)，外資持股對最低工資標準的回歸方程實際上是雙重差分模型，能夠比較準確地識別出勞動成本影響外資的因果效應。此外，以上文獻大部分為地區(qū)層面(省或地級市)的實證研究，地區(qū)變量之間存在相互影響的多種復雜渠道，內生性問題難以克服，本文則集中考慮地區(qū)外生的最低工資標準變動對企業(yè)外資持股的影響，能夠有效緩解內生性導致的系數估計偏誤。就我們所知，本文是第一篇從微觀層面將最低工資標準與企業(yè)外資聯系在一起的學術論文，相對于地區(qū)層面的研究，微觀的企業(yè)層面證據更準確，更具說服力。與此前文獻相比，本文研究的特色是樣本量特別大，有外資持股的觀測值達到80萬個以上，如果把沒有外資持股的觀測值包括進來則達到了160萬個以上。巨大的樣本量一方面使得系數估計值更為準確，統計推斷更可靠，另一方面也使得實證研究結果的適用范圍更為普遍，結論更可信。

本文接下來的結構安排如下：第二部分為數據與變量；第三部分為實證檢驗；第四部分為結語。

二、數據說明

(一)樣本描述

本文研究的企業(yè)樣本來自國家統計局的工業(yè)企業(yè)數據庫，為不平衡面板數據。該數據庫包括2000～2013年我國規(guī)模以上的648424家工業(yè)企業(yè)，總共3047870個觀測值，其中有外資持股的企業(yè)有127799家，約占樣本企業(yè)總數的20%。工業(yè)企業(yè)數據庫報告了每一家企業(yè)的股權構成，分為國家、集體、法人、個人、外商以及港澳臺資本。根據慣例，我們將外商以及港澳臺資本定義為外資。本文的研究還涉及地級市的各項經濟數據，這方面的數據來源于歷年的《中國城市統計年鑒》，我們從中收集了全國344個地級市及省轄區(qū)2000～2013年的相應統計指標。此外，我們從各省統計年鑒中獲取消費者物價指數(CPI)，構造以2000年為基期的平減指標。

(二)最低工資標準數據

圖1 1995～2013年地級市最低工資調整概況

本文所使用的最低工資標準數據來源于1995～2013年間全國344個地級市及省轄區(qū)所頒布的最低工資標準調整公告，公告主要通過北大法寶數據庫以及各地級市相關部門網站查閱所得。目前最低工資數據的獲取尚無公開統一的權威來源，因此盡管我們多方面搜索查找，仍可能存在一定程度的缺失③。最低工資標準調整月份并不統一，因此我們依據許和連和王海成的做法，將該年度最低工資標準按照月份加權平均[14]。1994年，我國頒布《勞動法》，正式推行最低工資制度，但是由于缺乏硬性措施和規(guī)定，最低工資制度推行緩慢，最低工資標準偏低，社會影響比較小。勞動和社會保障部于2004年3月頒布《最低工資規(guī)定》，詳細規(guī)定了各地最低工資的測算標準和調整頻率(每兩年最少調整一次)，此后各地區(qū)相繼根據該規(guī)定定期調整最低工資標準，樣本城市的平均最低工資水平從1995年的191元上升至2013年的1001元，增長5倍以上。由圖1可知，絕大多數城市的最低工資標準為向上調整，僅有少數城市向下調整。2004年以前對最低工資標準進行調整的城市比例明顯小于2004年以后，說明最低工資制度的執(zhí)行力度在2004年以后得到了顯著加強。受到2008年金融危機的影響，2009年調整最低工資的城市比例大幅度回落，但次年又上升至高位，說明最低工資標準調整具有相當強的政策剛性，宏觀經濟的其他沖擊盡管對最低工資標準調整有一定影響，但并未使其出現實質性的改變。

三、實證檢驗

(一)基礎回歸

本部分實證檢驗最低工資標準變動對外資持股比例的影響，所使用的回歸方程如下：

(1)

式(1)中因變量Shareit代表企業(yè)i中外商持股比例或港澳臺資持股比例。解釋變量中Industry表示勞動密集型行業(yè)Laborind或技術密集型行業(yè)Techind；xi，t-1為一組企業(yè)層面的控制變量，包括銷售收入Ln(sale)、資產利潤率ROA、企業(yè)人均工資Ln(wage)、長期負債率Longdebt、出口率Exportratio、企業(yè)年齡Ln(age)，以便控制可能影響外資持股比例變化的企業(yè)特征因素。為避免同期企業(yè)變量之間的相互干擾，所有企業(yè)層面變量均滯后一期。企業(yè)外資持股比例還可能受到當地經濟環(huán)境變動的影響，為了控制所在城市的經濟因素，回歸方程(1)中加入一組反映城市經濟狀況的變量zjt,包括城市生產總值Ln(gdp)、城市就業(yè)水平Ln(city_emp)、城市工資水平Ln(city_wage)以及城市外商直接投資Ln(fdi)。外資進入在很大程度上受到東道國宏觀經濟景氣或經濟政策的影響，為控制宏觀因素，我們在回歸方程中加入年度虛擬變量δt。此外，我們還考慮到基于商業(yè)傳統、社會關系網絡以及教育等方面的地區(qū)特質，東部地區(qū)可能相對于其他地區(qū)更吸引外資，因而我們根據6大經濟區(qū)域的劃分，設置了5個地區(qū)虛擬變量γl，以控制地區(qū)特質因素的作用。

具體變量設置如下：(1)外資持股。包括度量外資存量的指標：外商持股比例(Share_foreign) =外商資本金/實收資本；港澳臺資持股比例(Share_hmt) =港澳臺資本金/實收資本。還包括度量外資流量的指標：外商持股變化率(Dshare_foreign)=外商資本金變化額/上一期實收資本；港澳臺資持股變化率(Dshare_hmt)=港澳臺資本金變化額/上一期實收資本。(2)最低工資(Ln(mw))：為地級市實際最低工資標準的對數值。(3)勞動密集型行業(yè)(Laborind)：虛擬變量，勞動密集型行業(yè)設置為1，否則為0。(4)技術密集型行業(yè)(Techind)：虛擬變量，技術密集型行業(yè)設置為1，否則為0。(5)銷售收入(Ln(sale))：為企業(yè)實際銷售收入的對數值。(6)資產利潤率(Roa)：等于營業(yè)利潤/總資產。(7)企業(yè)人均工資(Ln(wage))：等于企業(yè)人均實際工資的對數值。(8)長期負債率(Longdebt)：等于長期負債/總資產。(9)出口率(Exportratio)：等于出口交貨值/工業(yè)銷售產值。(10)企業(yè)年齡(Ln(age))：等于樣本期當年年份減去企業(yè)成立年份的對數值。(11)城市生產總值(Ln(gdp))：等于企業(yè)所處地級市的實際生產總值的對數。(12)城市就業(yè)水平(Ln(city_emp))：等于企業(yè)所處地級市的從業(yè)總人數的對數值。(13)城市工資水平(Ln(city_wage))：等于企業(yè)所處地級市的在崗職工平均工資的對數值。(14)城市外商直接投資(Ln(fdi))：等于企業(yè)所處地級市的外商直接投資人民幣金額的對數值。(15)地區(qū)變量：根據我國各地區(qū)地理以及經濟聯系的特點，我們將全國分為六大區(qū)域，分別設置相應的虛擬變量。其中，東北地區(qū)包括遼寧、吉林和黑龍江，環(huán)渤海地區(qū)包括北京、天津、河北和山東，東南地區(qū)包括上海、江蘇、浙江、福建和廣東，中部地區(qū)包括河南、湖北、湖南、安徽和江西，西南地區(qū)包括重慶、四川、云南、貴州、廣西和海南，西北地區(qū)包括山西、陜西、甘肅、寧夏、內蒙古、新疆、青海和西藏。(15)時間變量：從2000年到2013年，設置13個年度虛擬變量。以上變量中的名義貨幣變量均采用該企業(yè)所處省(或自治區(qū)、直轄市)2000年為基期的CPI指數平減為實際數值④。

回歸方程(1)的估計結果在表1中給出，采用將每個企業(yè)觀測值歸并為一組的Cluster-Robust標準誤差。表1中第1～3列是因變量為外商持股比例的回歸結果，第4～6列是港澳臺資持股比例的回歸結果。由表1可以看出，最低工資標準的上升顯著降低了港澳臺資持股比例，在其他因素不變的情況下，不考慮Ln(mw)與行業(yè)虛擬變量的交乘項，最低工資標準上升10%，港澳臺資持股比例下降2.14%～2.36%。而最低工資標準變動對外商持股比例的影響相對較弱，不考慮交乘項，最低工資標準上升10%，外商持股比例將下降0.48%～1.02%，明顯小于港澳臺資本的下跌幅度。如果考慮交乘項，那么還可以發(fā)現，在勞動密集型行業(yè)中(第2列和第5列)，最低工資標準上升導致的外資下跌幅度更大：保持其他條件不變，最低工資標準上升10%將使得勞動密集型外商持股比例額外減少約0.547%，港澳臺資持股比例額外減少約0.3%。對于技術密集型行業(yè)(第3列和第6列)，最低工資標準對外商持股的負面效應受到了顯著削弱：交乘項Ln(mw)×Techind的系數為0.0591，且在1%水平上顯著，抵消了部分最低工資標準上升的負面影響。但對于技術密集型行業(yè)的港澳臺資而言，該交乘項的系數雖然為正但不顯著，表明最低工資標準變動帶來的效應相對較弱。以上實證檢驗結果表明最低工資標準上升導致外資持股比例顯著下降，而且這種效應在勞動密集型行業(yè)中更為明顯，而技術密集型行業(yè)外資企業(yè)受到的影響較小。同時我們也發(fā)現，相對于外商資本，港澳臺資本受到最低工資標準上升的負面影響更強烈，其持股比例下跌幅度更大。

表1 基礎回歸

注：括號內為穩(wěn)健的標準誤差，*表示p< 0.10，**表示p< 0.05，***表示p< 0.01。以下同。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.樣本選擇問題

以上基礎回歸所使用的樣本是那些存在外資持股的企業(yè)樣本，由此產生一個樣本自選擇問題：外資持股行為受到多種因素的影響，如企業(yè)規(guī)模、外向程度、資金充裕狀況、債務壓力以及地區(qū)吸引外資的情況等等，如果不考慮外資持股的選擇性偏好，則基礎回歸得到的系數值將有偏誤。為了解決潛在的樣本選擇偏誤，我們根據Heckman提出的兩步法處理該問題：第一步，使用全部樣本估計一個外資持股的選擇方程，計算出反映樣本選擇偏誤程度的逆米爾斯比率(inverse mills ratio)；第二步，將逆米爾斯比率作為解釋變量放入主要回歸方程中，使用只有外資持股的企業(yè)樣本，重新進行估計[19]。下面的方程(2)為選擇方程，方程(3)是加入逆米爾斯比率后的主要回歸方程：

(2)

(3)

選擇方程(2)的主要解釋變量除了回歸方程(1)中的解釋變量外，還加入兩個行業(yè)變量(Laborind和Techind)。在估計選擇方程時，為保證結果的穩(wěn)健性，我們先后使用線性概率模型、Logit以及Probit模型估計，發(fā)現結果高度一致，最后采用Probit模型的估計值。估計選擇方程之后，根據Wooldridge計算逆米爾斯比率，代入原回歸方程得到修正了樣本自選擇偏誤后的回歸方程(3)[20](P805-806)。由于樣本期間發(fā)生了全球金融危機(2008年)以及新《勞動合同法》的出臺，可能對企業(yè)產生較大影響(特別是外向型企業(yè))，為了確保不存在遺漏變量，我們在回歸方程(3)中進一步加入兩個變量來度量2008年金融危機以及新《勞動合同法》對企業(yè)外資持股的影響：

Effect2008=2008年虛擬變量×2008年前三年的企業(yè)出口率

(4)

Labor2008=2008年虛擬變量×工會虛擬變量

(5)

我們使用金融危機發(fā)生前三年的出口率度量企業(yè)對外部需求的依賴程度，如果出口率越大，則說明企業(yè)在危機時受到的需求沖擊越大。在成立工會的企業(yè)中，勞動用工普遍以合同形式來規(guī)范，因此受到新《勞動合同法》出臺的影響比較大。而沒有工會的企業(yè)可能通過大量采用臨時工等非正規(guī)勞動力來規(guī)避《勞動合同法》的管制，由于缺乏工會的監(jiān)督與制約，此類企業(yè)通常缺乏規(guī)范的勞動用工制度。因此我們使用是否存在工會的虛擬變量，在一定程度上能夠度量勞動合同法的沖擊效應⑤。

糾正了樣本選擇偏誤的估計結果在下面的表2中給出⑥。由表2可知，兩個回歸中逆米爾斯比率的系數估計值顯著，說明確實存在樣本選擇偏誤。加入逆米爾斯比率，并控制住金融危機對企業(yè)外需以及新《勞動合同法》對企業(yè)勞動用工成本的影響后，最低工資標準變動對外資的影響與此前估計相比只有輕微的差異(第1列不顯著)。感興趣的變量Ln(mw)以及Ln(mw)×Industry的系數估計值、符號和顯著性與基礎回歸的結果基本一致，并未出現實質性差異。結合交乘項的估計結果，我們仍可發(fā)現：(1)最低工資標準上漲對外商資本的影響更小：最低工資標準上漲10%，外商持股比例下降幅度約為0.41%～0.62%，而港澳臺資持股比例下降幅度約為2.37%～3.11%；(2)勞動密集型行業(yè)受到的影響更大：最低工資標準上漲10%，勞動密集型行業(yè)下降幅度約為0.62%～3.11%，而技術密集型行業(yè)下降幅度約為0.41%～2.37%。綜合以上結果，可以發(fā)現修正了樣本選擇偏誤之后的估計結果與此前基本相同，即隨著勞動成本的提高，勞動密集型行業(yè)的成本優(yōu)勢在減少，勞動密集型行業(yè)的外資受到的負面沖擊更大，而更具比較優(yōu)勢的技術密集型行業(yè)受到的影響相對較小；偏向技術和市場的外商資本比港澳臺資更能抵御勞動成本沖擊，在勞動成本上升的時期，港澳臺資本很難擺脫對低勞動成本的依賴。

表2 穩(wěn)健性檢驗1：修正樣本選擇偏誤后的回歸

2.替換變量

在此前回歸中，我們對行業(yè)類型的劃分主要是參考Almeida和Aterido提出的分類方法，根據行業(yè)的特征和性質分類，具有一定的主觀性[21]。本部分我們根據魯桐和黨印所建議的聚類分析方法重新劃分行業(yè)類型[22]。我們用于聚類的兩個變量是：勞動密集度，即職工人數/固定資產總值；研發(fā)支出比重，即研發(fā)支出總額/應付職工工資總額⑦。我們計算兩個聚類變量的行業(yè)均值，然后分別使用劃分方法(kmeans)和層次方法(ward’s linkage)將全部41個行業(yè)歸并為3類。我們發(fā)現使用兩種聚類方法得到的分類結果高度一致，一組有較高研發(fā)比重以及較低勞動密集度，可以視為技術密集型行業(yè)；另外一組有較低研發(fā)比重以及較高勞動密集度，可視為勞動密集型行業(yè)；其他行業(yè)可以視為中間行業(yè)⑧。相對于我們此前的劃分，聚類分析法得到的技術密集型行業(yè)與勞動密集型行業(yè)劃分范圍稍窄一些，中間行業(yè)的范圍更大一些。另外，此前回歸中使用的工會虛擬變量為比較廣義的工會變量，即樣本期間只要2004年存在工會和工會人數，或其他年度的工會經費大于零，即認定該企業(yè)在整個樣本期均存在工會。我們這樣定義的主要理由是工會的存在具有一定的制度剛性，很難撤銷已經成立的工會。但是在工會數據出現年份偏少的情況下，我們不能排除存在企業(yè)誤報或者統計誤差的可能性。因此本部分我們定義一個比較狹義的工會虛擬變量代替原來的工會變量：如果樣本期間在2004年存在工會和工會人數，而且其他年度的工會經費大于零，則其值取1，否則為0。然后使用狹義的工會變量構造新的Labor2008變量(記為Labor2008_1)。為了避免工會變量的偏誤，我們還使用勞動密集度替換工會變量，重新構造Labor2008變量(記為Labor2008_2)。一般來說，勞動密集度高的企業(yè)，在2008年后更容易受到新《勞動合同法》的沖擊。

下面的表3給出了更換行業(yè)變量、工會變量以及增加勞動密集度變量后的回歸結果，其中第(1)、(3)、(5)和(7)列為放入狹義的工會變量的回歸，第(2)、(4)、(6)和(8)列為放入勞動密集度變量的回歸，所有回歸中的行業(yè)變量都是使用聚類分析劃分的行業(yè)變量⑨。從表3可以看到，替換變量回歸的結果與此前基礎回歸和糾正樣本偏誤回歸得到的結果是基本一致的，港澳臺資持股比例下降幅度比外商資本更大，勞動密集型行業(yè)外資持股比例下降幅度比技術密集型行業(yè)外資更大，替換行業(yè)和工會變量并沒有對此前的實證檢驗結論產生實質影響。

表3 穩(wěn)健性檢驗2：替換變量后的回歸

(三)外資持股變化的檢驗

外資持股比例是存量概念，我們的樣本是面板數據，因此以上實證檢驗實際上是同時通過考察橫截面差異和時間縱向差異來識別最低工資標準對外資持股比例的影響：既包含了橫截面上不同地區(qū)在外資持股上的差異，也包含了時間縱向上的企業(yè)外資持股變動情況。為了更清晰地考察企業(yè)外資進入退出的動態(tài)流量變化，我們利用樣本的面板數據特點，構造度量外資持股變化的變量，分析最低工資標準調整對外資持股變化率的影響。下面表4中的解釋變量與表2相同，只是因變量更換為外資持股變化率。從表4中第1～4列的最低工資系數估計結果可以看到，與之前的估計類似，當因變量為外商持股變化率時，最低工資的系數估計值雖然顯著為負，但是其絕對值小于因變量為港澳臺資持股變化率時的系數估計值。從行業(yè)變量與最低工資交乘項的系數估計結果來看：當行業(yè)虛擬變量表示勞動密集型行業(yè)時(第1列和第3列)，交乘項的系數估計值顯著為負；當行業(yè)變量表示技術密集型行業(yè)時(第2列和第4列)，交乘項的系數則顯著為正，雖然不足以完全抵消最低工資標準的負面效應，但是最終的負面凈效應顯著小于勞動密集型行業(yè)所受的負面影響。因此，我們從持股變化率得到的估計結果與因變量為持股比例時一致：第一，港澳臺資本受到最低工資標準變動的影響更深；第二，勞動密集型行業(yè)中的外資持股下降更多，技術密集型行業(yè)外資受到的影響較小。

表4 最低工資對外資持股變化率的影響

工業(yè)企業(yè)在上報數據時，對外資來源地的確認可能存在一定的誤差和滯后性，導致一些企業(yè)報表中內外資股權屬性(港澳臺資或外商資本)頻繁發(fā)生變動，我們觀測到的較大幅度的外資持股變化可能反映了這種統計偏誤，而非實際的外資變動。為弄清楚這類統計偏誤是否嚴重，我們專門考察企業(yè)港澳臺資持股變化率以及外商資本持股變化率的方差分布狀況，發(fā)現其方差普遍較?。阂愿郯呐_資持股變化率為例，其方差均值為0.0705，70%分位點的數值為0，90%分位點的數值為0.022，其99%分位點的數值為1.183?？梢钥吹?，大部分企業(yè)的外資持股變化率是基本保持穩(wěn)定的，只有少數企業(yè)出現了過大的外資持股變化。為確?；貧w估計結果的穩(wěn)健性，我們將外資持股變化率方差分布中99%分位點以上的企業(yè)樣本剔除掉，重新做回歸，其結果見表4第5～8列。排除了外資持股變化率波動過大企業(yè)樣本后的回歸結果與前1～4列基本一致，雖然系數估計值有一定的差異，但是符號和顯著性差異不大，根據子樣本回歸得到的結論與此前回歸的結論基本一致。

(四)探索性分析

1.為什么港澳臺資本的反應更強烈？

在前面的實證檢驗中，我們發(fā)現在每一類行業(yè)中，港澳臺資對最低工資標準變動的反應都更為強烈，我們猜想這可能是由于港澳臺資企業(yè)的某些特征所致。我們考慮兩種因素：一是企業(yè)的勞動密集程度，二是企業(yè)在最低工資標準附近的工資分布狀況。最低工資標準上調直接造成勞動成本上升，如果企業(yè)勞動密集度越高，則受到的影響也越大。而受到最低工資標準變動影響最大的群體是低工資勞動者，如果企業(yè)員工工資分布在最低工資標準附近的比重越大，受到最低工資標準變動影響的程度也越強。因此，本部分將對外資企業(yè)的勞動密集度和低工資分布狀況進行考察，其中勞動密集度(Laborint)定義為企業(yè)職工人數/總資產，低工資分布區(qū)域(Wagezone)定義為一個虛擬變量：如果企業(yè)員工月工資小于或等于當年當地最低工資的1.3倍，則等于1，否則為0。然后定義港澳臺資企業(yè)變量(Firm_hmt)：如果港澳臺資持股比例超過50%則為1，否則為0；外商企業(yè)變量(Firm_foreign)：如果外商資本持股比例超過50%則為1，否則為0。本部分重點考察港澳臺資企業(yè)變量和外商企業(yè)變量對企業(yè)勞動密集度和低工資分布區(qū)域的影響，回歸的估計結果呈現在表5中。工資分布區(qū)域變量是0-1虛擬變量，因此相應估計結果為Logit模型估計值，其系數值反映了不同資本擁有的企業(yè)位于低工資區(qū)域的概率差異。

表5中的第1～3列為因變量是勞動密集度(Laborint)的估計結果，第4～5列為因變量是低工資分布區(qū)域(Wagezone)的估計結果。所有回歸都放入企業(yè)特質、地區(qū)和年度變量，同時全樣本回歸中放入行業(yè)虛擬變量，以控制全部行業(yè)效應(我們將制造業(yè)企業(yè)細分為41個行業(yè))。第2、3、5、6列分別是對單獨的行業(yè)進行回歸：一是計算機及信息設備制造業(yè)，屬于典型的技術密集型行業(yè)；二是紡織業(yè)，屬于典型的勞動密集型行業(yè)。從表5可看到在第1～3列中外商企業(yè)變量系數值在全樣本和計算機信息行業(yè)樣本組中顯著為負，而港澳臺資企業(yè)變量均顯著為正。在勞動密集度很高的紡織業(yè)中，盡管外商企業(yè)變量顯著為正，但是仍明顯低于港澳臺資企業(yè)變量的系數值。第4～6列，外商企業(yè)變量系數值均顯著為負，港澳臺資企業(yè)變量系數值則均顯著為正。從表5估計結果中得到的結論與此前實證研究結論是邏輯一致的：港澳臺資企業(yè)相對而言具有更高的勞動密集度(每一個行業(yè))，其企業(yè)工資分布更靠近最低工資附近區(qū)域，這兩種因素相結合，導致港澳臺資本在面對最低工資標準提高時出現更為強烈的反應。

表5 兩類外資企業(yè)的勞動密集程度與工資分布比較

2.最低工資標準調整與資本替代⑩

我們已經了解到最低工資標準向上調整顯著降低了企業(yè)外資持股比例，但是如果外資的流出能夠被國內資本(或其他來源地的資本)完全替代，即企業(yè)實收資本總量沒有發(fā)生改變，那么外資持股比例下降并不一定會對企業(yè)本身產生過多直接影響。然而如果外資的流出不能完全被替代，則企業(yè)實收資本總量隨之下降，企業(yè)未來可能陷入資金困境，直接影響企業(yè)經營績效以及長期發(fā)展。為了考察最低工資標準調整是否對企業(yè)實收資本總量產生實質影響，本部分的實證思路是：首先構造能夠同時反映外資與實收資本減少的虛擬變量。其中Capital定義為如果本期外資(外商資本或港澳臺資本)相對上期外資減少，且本期實收資本相對上期實收資本減少，則為1，否則為0；Capital2定義為如果本期外商資本相對上期外商資本減少且本期實收資本相對上期實收資本減少，則為1，否則為0；Capital3定義為如果本期港澳臺資本相對上期減少且本期實收資本相對上期減少，則為1，否則為0。然后使用Logit模型考察最低工資標準調整對Capital、Capital2以及Capital3的影響。如果最低工資標準上漲導致企業(yè)外資退出，進而使得實收資本總量減少，則Logit模型估計中最低工資變量的系數估計值應該顯著為正。如果企業(yè)外資的退出能夠得到有效替代，即實收資本總量并沒有減少，則最低工資變量的系數估計值應該不顯著或者顯著為負。

下面的表6給出了Logit模型的估計結果，其中第1列為單變量回歸，第2列和第3列為加入企業(yè)變量、城市經濟變量以及年度變量，但不包括地區(qū)變量的回歸結果，第4列和第5列為考慮了地區(qū)變量的回歸結果。從表6可以看出，總體上提高最低工資標準將顯著增加企業(yè)陷入外資和實收資本雙減困境的概率。但是如果考察Capital2和Capital3的情況，會發(fā)現其中存在明顯差異：最低工資標準上漲固然顯著增加了企業(yè)陷入外商資本與實收資本雙減狀況的概率，但是并沒有對港澳臺資本產生相同的雙減效應(第3列和第5列的最低工資變量系數均顯著為負)。這一結果顯示港澳臺資本更容易被國內資本(或其他來源地資本)替代，而外商資本的替代性較弱。這種差異可能與兩類資本的行業(yè)進入門檻、資產專用性以及企業(yè)股權結構相關。例如港澳臺資可能偏向于技術水平一般的行業(yè)，進入門檻較低，普遍采用合資形式，其他資本容易接盤；而外商資本比較偏向技術密集度高、資產專用性強的行業(yè)，一般采用獨資形式，其他資本接盤難度較大。

表6 最低工資調整與資本替代

四、結論

本文利用中國工業(yè)企業(yè)數據庫2000～2013年的企業(yè)大樣本數據，匹配全國344個地級市(及省轄區(qū))的最低工資標準數據，實證檢驗最低工資標準變動對制造業(yè)企業(yè)外資持股行為的影響。本文的實證檢驗表明最低工資標準變動具有雙重異質性效應：一是資本異質性，二是行業(yè)異質性。研究發(fā)現：(1)在每一類行業(yè)中，港澳臺資本都比外商資本更易受到最低工資標準上漲的負面沖擊，而勞動密集型行業(yè)比技術密集型行業(yè)受到的負面沖擊更大，說明最低工資標準調整主要影響的是勞動成本驅動型外資；(2)港澳臺資本受到影響更大的原因在于港澳臺資企業(yè)的勞動密集程度顯著高于外商資本，而且港澳臺資企業(yè)的工資分布更偏向于靠近最低工資標準的區(qū)域。這兩個因素相結合，使得提高最低工資標準對港澳臺資的勞動成本影響明顯大于外商資本；(3)提高最低工資標準顯著增加了企業(yè)陷入外資與實收資本總量雙減境地的概率，相對而言，港澳臺資本的可替代性較強，而外商資本的可替代性較弱。本文在實證檢驗中應用了Heckman兩階段方法糾正可能存在的樣本自選擇行為，還考慮到2008年全球金融危機爆發(fā)對企業(yè)外需的影響以及2008年新《勞動合同法》出臺導致勞動市場規(guī)制趨嚴的影響，并更換不同解釋變量、剔除特定企業(yè)樣本，發(fā)現以上研究結論依然成立，說明本文的實證方法以及估計結果是穩(wěn)健可靠的。

隨著我國人口老齡化以及勞動力代際更替階段的到來，勞動成本上升已經成為一個基本趨勢。根據本文的研究，港澳臺資本受到勞動成本上升的影響更大，更容易撤資，同時港澳臺資的勞動密集度也更高。因此在勞動成本持續(xù)上漲的情況下，地方政府應該密切關注港澳臺資企業(yè)的生產經營動態(tài)，切實幫助其克服困難，改善經營，以穩(wěn)定地區(qū)就業(yè)形勢。同時，也要積極引進技術密集度較高的外資，鼓勵具有先進技術含量的外資企業(yè)落戶，以推動地區(qū)產業(yè)結構調整，帶動本地區(qū)產業(yè)轉型升級。本文的研究還顯示勞動密集型行業(yè)受到的負面沖擊更大，因而地方政府應該出臺各項政策，增加對勞動密集型行業(yè)的技術改造資金投入，鼓勵勞動密集型企業(yè)加強技術創(chuàng)新，增加產品技術含量，促進企業(yè)技術升級，以此有效消化勞動用工成本上升的不利影響。

注釋：

①本文所指的外資包括港澳臺資本以及來自外國的外商資本，在官方的統計口徑中，這兩類資本都當做外資處理。

②如2015年，西鐵城精密(廣州)有限公司宣布關閉，微軟也宣布關閉諾基亞在華的生產線，2016年日中經濟協會代表團來華的議題之一是如何為日資順利退出辦理相關手續(xù)。

③需要指出，我們的絕大部分最低工資數據為地級市的最低工資，也有少部分數據是縣級最低工資數據。

④由于篇幅所限，本文沒有提供變量的描述性統計說明，同時，勞動密集型和技術密集型行業(yè)的詳細歸類名單也沒有在文中提供，感興趣的讀者可以向作者直接索取。

⑤在工業(yè)企業(yè)數據庫中，2004年報告了企業(yè)是否成立工會、工會人數的情況，2004、2011和2012年的數據中報告了企業(yè)工會經費數額。值得指出的是，2004年的數據為經濟普查數據，比較全面準確?？紤]到工會是一種比較剛性的組織體制，一旦設立很難撤銷，因此我們將工會虛擬變量定義為：如果在2004年度存在工會，或者在樣本期間有工會經費支出(大于0)，則其值為1，否則為0。按照這個定義，全部樣本中大約40%以上的企業(yè)并未成立工會。在穩(wěn)健性檢驗的第二部分，我們也考慮了更為狹義的工會變量以及其他變量。

⑥為了避免重復，下表只給出感興趣的解釋變量的估計結果，讀者可向作者索取全部解釋變量的估計結果。

⑦需要特別說明，在工業(yè)企業(yè)數據庫中研發(fā)支出數據存在相當程度的疏漏：一是若干年度研發(fā)數據缺失，二是研發(fā)支出為0的觀測值比較多。這在一定程度上削弱了穩(wěn)健性測試的效力。

⑧限于篇幅，我們不在正文中報告聚類分析法劃分行業(yè)的詳細內容，感興趣的讀者可向作者索取。

⑨為了節(jié)省篇幅，表3未將Labor2008_1和Labor2008_2的估計結果呈現在表內，感興趣的讀者可以向作者索取。

⑩感謝匿名審稿人指出本文還應關注最低工資標準調整帶來的外資持股比例變動是否會影響企業(yè)實收資本，本文依據審稿人建議增加此部分檢驗。

[1] 馬雙，張劼，朱喜.最低工資對中國就業(yè)和工資水平的影響[J].經濟研究，2012，(5):132—146.

[2] Huang,Y.,Loungani,P.,Wang,G.Minimum Wage and Firm Employment: Evidence from China[Z].IMF Working Paper,2014.

[3] 冼國明,徐清.勞動市場扭曲是促進還是抑制了FDI的流入[J].世界經濟, 2013, (9):25—48.

[4] Stigler,G.J.The Economics of Minimum Wage Legislation[J].American Economic Review, 1946, 36(3):358—365.

[5] Card,D.,Krueger,A.B.Minimum Wages and Employment: A Case Study of the Fast Food Industry in New Jersey and Pennsylvania[J].American Economic Review, 1994,84(4):772—793.

[6] Neumark,D.,Wascher,W.Minimum Wages and Employment: A Case Study of the Fast Food Industry in New Jersey and Pennsylvania:Comment[J].American Economic Review,2000, 90(5):1362—1396.

[7] 孫楚仁，田國強，章濤.最低工資標準與中國企業(yè)的出口行為[J].經濟研究，2013，(2):42—54.

[8] 孫楚仁，張卡，章濤.最低工資一定會減少企業(yè)出口嗎？[J].世界經濟，2013，(8):100—124.

[9] 馬雙，邱光前.最低工資對中國勞動密集型出口產品價格的影響[J].世界經濟，2016，(11):80—103.

[10] 許和連，王海成.最低工資標準對企業(yè)出口產品質量的影響研究[J].世界經濟，2016，(7):73—96.

[11] 趙瑞麗，孫楚仁,陳勇兵.最低工資與企業(yè)出口持續(xù)時間[J].世界經濟，2016，(7):97—120.

[12] 趙瑞麗，孫楚仁.最低工資會降低城市的出口復雜度嗎？[J].世界經濟文匯，2015，(6):43—75.

[13] Draca,M.,Machin,S.,Reenen,J.V.Minimum Wages and Firm Profitability[J].American Economic Journal:Applied Economics,2011, (3):129—151.

[14] 鄧曲恒.最低工資政策對企業(yè)利潤率的影響[J].勞動經濟研究，2015，3(4):70—88.

[15] 江小涓.中國作為FDI東道國的國際地位：比較與展望[J].管理世界，2003，(1):51—62.

[16] Cheng,L.K.,Kwan,Y.K.What Are the Determinants of the Location of Foreign Direct Investment?The Chinese Experience[J].Journal of International Economics,2000, (51):379—400.

[17] 馮偉，邵軍，徐康寧.市場規(guī)模、勞動力成本與外商直接投資:基于我國1990—2009年省級面板數據的研究[J].南開經濟研究，2011，(6):3—20.

[18] Zhang,K.H.Why Does So Much FDI from Hong Kong and Taiwan Go to Mainland China?[J].China Economic Review, 2005, (16):293—307.

[19] Heckman,J.Sample Selection Bias as a Specification Error[J].Econometrica,1979,47(1):153—161.

[20] Wooldridge, J.M.Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data[M].Cambridge,MA: MIT Press,2010.

[21] Almeida,R.K.,Aterido,R.The Investment in Job Training:Why Are SMEs Lagging So Much Behind? [Z].IZA Discussion Paper,2010, No.4981.

[22] 魯桐，黨印.公司治理與技術創(chuàng)新:分行業(yè)比較[J].經濟研究，2014，(6):115—128.

(責任編輯：易會文)

2016-12-23

林 靈(1987— )，女，福建永泰人，廣西大學商學院博士生； 閻世平(1965— )，男，廣西全州人，廣西大學商學院教授。

F831.6

A

1003-5230(2017)02-0117-11