奚美君 黃 乾 李蕾蕾

(1.中山大學(xué),廣東 廣州510275； 2.南開大學(xué),天津 300071; 3.浙江工商大學(xué),浙江 杭州 310018)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

自從2004年《最低工資規(guī)定》頒布和實(shí)施以來(lái)，各地最低工資標(biāo)準(zhǔn)出現(xiàn)了跳躍性增長(zhǎng)，僅2004年增長(zhǎng)幅度便高達(dá)20.33%，此后每?jī)赡曛辽僬{(diào)整一次最低工資標(biāo)準(zhǔn)。伴隨著最低工資標(biāo)準(zhǔn)的迅速提升，傳統(tǒng)依靠廉價(jià)勞動(dòng)力的比較優(yōu)勢(shì)正在減弱，以外銷為主的出口制造業(yè)企業(yè)面臨挑戰(zhàn)。那么，2004年以來(lái)中國(guó)最低工資的迅速上升，是否影響了制造業(yè)企業(yè)的出口行為呢？如果產(chǎn)生影響，這一影響程度如何呢？其背后的解釋機(jī)制又是什么呢？

國(guó)外學(xué)者多認(rèn)為最低工資政策實(shí)施對(duì)企業(yè)出口會(huì)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。Brecher(1974a，1974b)研究發(fā)現(xiàn)，增加最低工資會(huì)減少勞動(dòng)密集型行業(yè)企業(yè)產(chǎn)品出口。隨后學(xué)者們研究發(fā)現(xiàn)，最低工資對(duì)多數(shù)行業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響(Egger et al.,2012；Decramer et al.,2016)。部分學(xué)者將企業(yè)出口分解為集約邊際和擴(kuò)展邊際后研究認(rèn)為，最低工資上升不僅會(huì)顯著降低企業(yè)出口的可能性，還會(huì)抑制企業(yè)出口規(guī)模的增長(zhǎng)(Gan et al.,2016)。此外，在最低工資影響企業(yè)出口的解釋機(jī)制方面，成本效應(yīng)是一個(gè)重要解釋機(jī)制，即最低工資增加會(huì)引致勞動(dòng)力成本上升，增加企業(yè)生產(chǎn)成本，從而影響企業(yè)出口(Draca et al.,2011)。當(dāng)然，最低工資水平的提升，也會(huì)在一定程度上刺激企業(yè)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級(jí)(Hicks,1963)，或引進(jìn)更加先進(jìn)的設(shè)備來(lái)進(jìn)行生產(chǎn)，從而有效應(yīng)對(duì)勞動(dòng)力成本上升帶來(lái)的沖擊(Acemoglu,2010)，即發(fā)揮創(chuàng)新效應(yīng)的作用。

國(guó)內(nèi)學(xué)者多從微觀企業(yè)層面探討最低工資對(duì)企業(yè)出口的影響，得出三種不同研究結(jié)論：

一是最低工資(勞動(dòng)力成本)上升促進(jìn)了企業(yè)出口(王建華 等,2013;王萬(wàn)珺 等,2015)。王建華等(2013)選用PVAR模型研究發(fā)現(xiàn)，工資上漲能推動(dòng)生產(chǎn)率提高，進(jìn)而減弱工資上漲對(duì)經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響；王萬(wàn)珺等(2015)采用1998—2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)生產(chǎn)率提高幅度已超過(guò)工資上漲幅度，因而促進(jìn)了企業(yè)出口規(guī)模的提升。

二是最低工資上升對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。孫楚仁等(2013a)基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒研究發(fā)現(xiàn)，最低工資對(duì)企業(yè)出口概率和出口規(guī)模均有顯著的負(fù)向影響；陳雯等(2016)利用2000—2006年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)的匹配數(shù)據(jù)考察勞動(dòng)力成本上升對(duì)企業(yè)出口二元邊際的影響表明，勞動(dòng)力成本上升對(duì)企業(yè)集約邊際和擴(kuò)展邊際均有顯著的負(fù)向影響。

三是最低工資對(duì)企業(yè)出口呈現(xiàn)“倒U型”影響。孫楚仁等(2013b)基于2004年世界銀行的中國(guó)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，最低工資對(duì)企業(yè)出口行為的影響呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系，且“倒U型”關(guān)系在高生產(chǎn)率企業(yè)、東中部企業(yè)和國(guó)有企業(yè)中較為顯著。

總結(jié)已有研究可知，國(guó)外學(xué)者研究最低工資政策影響企業(yè)出口提供了前期理論基礎(chǔ)，而中國(guó)的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)[注]特別是工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)與海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)相匹配的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)(陳雯 等,2016)。數(shù)據(jù)為深入研究中國(guó)最低工資對(duì)企業(yè)出口影響提供了現(xiàn)實(shí)條件。國(guó)內(nèi)學(xué)者多用最低工資或勞動(dòng)力成本直接作為核心解釋變量開展實(shí)證檢驗(yàn)，并沒(méi)有涉及對(duì)因果關(guān)系的探討；此外，國(guó)內(nèi)學(xué)者多探討最低工資與企業(yè)出口的關(guān)系，而忽略了對(duì)最低工資影響企業(yè)出口解釋機(jī)制的研究。因此，國(guó)內(nèi)學(xué)者有關(guān)最低工資對(duì)企業(yè)出口程度的研究并未得出一致的結(jié)論。而本文以中國(guó)281個(gè)城市持續(xù)經(jīng)營(yíng)的制造業(yè)企業(yè)為研究對(duì)象，采用2001—2007年微觀工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，運(yùn)用DID與Heckman兩步法相結(jié)合辦法來(lái)衡量自變量與因變量關(guān)系，探討最低工資上升對(duì)企業(yè)出口決策以及出口規(guī)模的影響，分析最低工資政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)和行業(yè)異質(zhì)性，探尋最低工資對(duì)企業(yè)出口影響的解釋機(jī)制。

與已有經(jīng)驗(yàn)研究相比，本文主要有三個(gè)方面的研究貢獻(xiàn)：第一，采用了雙重差分方法與Heckman兩步法相結(jié)合的方法，不僅更為精準(zhǔn)地衡量最低工資與企業(yè)出口間的因果關(guān)系，還克服了以往研究中存在的樣本偏誤問(wèn)題；第二，本文在已有相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步關(guān)注了最低工資對(duì)企業(yè)出口影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)；第三，本文還深入探討了“成本效應(yīng)”與“創(chuàng)新效應(yīng)”兩大機(jī)制的解釋情況。

二、理論分析與研究假說(shuō)

(一)最低工資對(duì)企業(yè)出口影響的理論假說(shuō)

(1)最低工資政策實(shí)施抑制了企業(yè)的出口。在開放經(jīng)濟(jì)條件下，一國(guó)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高會(huì)使該國(guó)低效率的中間品供應(yīng)商退出市場(chǎng)，這將導(dǎo)致兩國(guó)最終品生產(chǎn)企業(yè)的生產(chǎn)效率整體出現(xiàn)下降，促使所有企業(yè)出口減少(Egger et al.,2012)。此外，本國(guó)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高，將使得本國(guó)更加密集地利用資本，推動(dòng)本國(guó)企業(yè)產(chǎn)品價(jià)格上升，減少了它國(guó)對(duì)本國(guó)產(chǎn)品的需求，從而抑制了企業(yè)出口的可能性(孫楚仁 等,2013a)。中國(guó)的制造業(yè)企業(yè)多由勞動(dòng)密集型企業(yè)組成，且出口的產(chǎn)品多處于產(chǎn)業(yè)鏈的低端，缺乏核心技術(shù)和競(jìng)爭(zhēng)力，其國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力多得益于低成本優(yōu)勢(shì)。當(dāng)最低工資標(biāo)準(zhǔn)上升助推勞動(dòng)力成本提高時(shí)，較高的成本支出會(huì)顯著提高企業(yè)的固定成本，壓縮企業(yè)的利潤(rùn)空間，不堪成本壓力的制造業(yè)企業(yè)將選擇退出國(guó)際市場(chǎng)，導(dǎo)致出口活動(dòng)受到抑制(Melitz,2003)。此外，短期內(nèi)很多出口企業(yè)不能及時(shí)對(duì)成本沖擊進(jìn)行調(diào)整，只能被迫提高產(chǎn)品價(jià)格，導(dǎo)致產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力下降，抑制了企業(yè)的出口行為 (鄭志丹 等,2017)。

(2)最低工資政策對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)企業(yè)的抑制作用更強(qiáng)。與資本密集型行業(yè)相比，勞動(dòng)密集型行業(yè)企業(yè)更容易受到最低工資政策的影響，由于最低工資政策的實(shí)施主要用于改善收入分配，提高低收入工人的工資水平(林煒,2013)，而勞動(dòng)密集型行業(yè)企業(yè)吸納了大量的低收入和低技能勞動(dòng)力，其是受最低工資政策影響最大的群體(Mayneris et al.,2018)；在勞動(dòng)密集型行業(yè)企業(yè)中，勞動(dòng)力成本是其生產(chǎn)成本的主要組成部分，當(dāng)最低工資標(biāo)準(zhǔn)上升時(shí)，對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)有更大的成本沖擊；在面對(duì)最低工資上升帶來(lái)的成本沖擊時(shí)，企業(yè)會(huì)采取資本替代勞動(dòng)、技術(shù)創(chuàng)新等方式來(lái)應(yīng)對(duì)沖擊(林煒,2013)，而與勞動(dòng)密集型行業(yè)相比，資本密集型行業(yè)更容易通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新等方式來(lái)緩解成本沖擊(趙西亮 等,2016)。因此，最低工資對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)企業(yè)出口的負(fù)向影響更大。最低工資增加對(duì)企業(yè)出口的影響與該地區(qū)的資本類型有關(guān)，如果某地區(qū)的企業(yè)以勞動(dòng)密集型為主，最低工資提高將減少勞動(dòng)密集型行業(yè)企業(yè)產(chǎn)品的出口(Brecher，1974a、1974b)。與資本密集型行業(yè)企業(yè)相比，勞動(dòng)力成本上升對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)企業(yè)出口的負(fù)向影響更大(Decramer et al.，2016)。

綜上，對(duì)于現(xiàn)階段的中國(guó)制造業(yè)企業(yè)而言，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高會(huì)推動(dòng)產(chǎn)品價(jià)格上升，導(dǎo)致產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力下降，從而抑制企業(yè)出口的可能性和出口規(guī)模；且與資本密集型行業(yè)企業(yè)相比，勞動(dòng)密集型行業(yè)企業(yè)更容易受到最低工資上升帶來(lái)的成本沖擊影響。為此，提出本文的第一個(gè)研究假說(shuō)。

研究假說(shuō)一：最低工資對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的出口貿(mào)易產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，且對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)的負(fù)向影響程度要更大。

(二)最低工資影響企業(yè)出口的機(jī)制

最低工資政策對(duì)企業(yè)出口的影響一般通過(guò)“成本效應(yīng)”和“創(chuàng)新效應(yīng)”兩個(gè)渠道實(shí)現(xiàn)。首先，“成本效應(yīng)”是最低工資政策實(shí)施影響企業(yè)出口的直接動(dòng)力機(jī)制。最低工資政策帶來(lái)的勞動(dòng)力成本上升，會(huì)通過(guò)增加企業(yè)成本支出方式對(duì)企業(yè)出口行為產(chǎn)生負(fù)向影響(孫楚仁 等,2013b；鄭志丹,2017)。最低工資政策的實(shí)施，不僅會(huì)影響低技術(shù)工人的工資水平，還會(huì)使高技術(shù)工人工資水平同時(shí)得到提升(Lee,1999)。而工人工資水平的提升，將會(huì)對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)生抑制作用：一方面，工資水平提升使得依靠低成本勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)的企業(yè)無(wú)法繼續(xù)獲得同等利潤(rùn)，進(jìn)而放棄進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng)，從而抑制了企業(yè)參與出口的可能性(陳雯 等,2016)；另一方面，工資水平的提升也表現(xiàn)為價(jià)格效應(yīng)，這將導(dǎo)致生產(chǎn)產(chǎn)品價(jià)格以乘數(shù)形式增長(zhǎng)，從而導(dǎo)致該產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力降低，抑制了企業(yè)出口規(guī)模的擴(kuò)張(孫楚仁 等,2013a)。

其次，“創(chuàng)新效應(yīng)”是最低工資政策影響企業(yè)出口的長(zhǎng)期效應(yīng)?！皠?chuàng)新效應(yīng)”是指最低工資政策帶來(lái)的勞動(dòng)力成本上升，從而會(huì)倒逼企業(yè)通過(guò)資本替代勞動(dòng)或吸收引進(jìn)新設(shè)備等方式提高企業(yè)生產(chǎn)率，進(jìn)而對(duì)企業(yè)出口行為產(chǎn)生正向影響(孫楚仁 等,2013b)。具體而言，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升，一方面使勞動(dòng)要素的相對(duì)價(jià)格升高，促使企業(yè)在生產(chǎn)過(guò)程中用資本替代勞動(dòng)，從而刺激企業(yè)創(chuàng)新(Hick,1963)，企業(yè)創(chuàng)新水平的提高也伴隨著生產(chǎn)率的提升，因而對(duì)企業(yè)出口具有正向影響；另一方面，企業(yè)可以通過(guò)引進(jìn)更加先進(jìn)的設(shè)備或采用勞動(dòng)節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步等方式來(lái)應(yīng)對(duì)最低工資上升帶來(lái)的勞動(dòng)力成本沖擊(Bessen,2012；Acemoglu,2010)，這些措施顯然有助于生產(chǎn)率的提升和出口規(guī)模的擴(kuò)張。

根據(jù)上述理論分析，“成本效應(yīng)”與“創(chuàng)新效應(yīng)”均能夠解釋最低工資對(duì)企業(yè)出口的影響。然而，現(xiàn)階段中國(guó)多數(shù)出口制造業(yè)企業(yè)仍以勞動(dòng)密集型企業(yè)為主，采用機(jī)器大規(guī)模替代勞動(dòng)力(即“機(jī)器換人”)的企業(yè)仍只占極少數(shù)，也僅在東部沿海部分地區(qū)初步采用，出口制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力仍然不足；同時(shí)，“成本效應(yīng)”的發(fā)揮是伴隨著工資上升而出現(xiàn)的，而“創(chuàng)新效應(yīng)”則是企業(yè)對(duì)成本沖擊的應(yīng)對(duì)措施，因而可能需要一定時(shí)期的調(diào)整。據(jù)此，提出本文的第二個(gè)研究假說(shuō)。

研究假說(shuō)二：在最低工資政策實(shí)施的初期，“成本效應(yīng)”對(duì)中國(guó)出口制造業(yè)企業(yè)的作用效果比“創(chuàng)新效應(yīng)”要更強(qiáng)。

三、研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)研究方法

本文核心計(jì)量方法選用Heckman兩步法與雙重差分法(DID)相結(jié)合的方法。Heckman兩步法主要用于解決出口行為的樣本選擇問(wèn)題，由于被解釋變量為企業(yè)出口，若簡(jiǎn)單地刪除或者忽略出口規(guī)模為0的樣本，將導(dǎo)致最低工資對(duì)企業(yè)出口的估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差。而雙重差分方法可用于精準(zhǔn)衡量最低工資與企業(yè)出口間的因果關(guān)系，可以有效剔除政策實(shí)施前后其它相同因素的影響，而僅考慮政策本身的影響[注]具體可參見馬雙等(2012)、余泳澤等(2017)的研究。。

參考Mayneris et al.(2018)和Draca et al.(2011)的研究辦法，本文雙重差分法中“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”的設(shè)定方法為：以2004年《最低工資政策》的頒布為改革時(shí)間，以2004年改革前企業(yè)平均工資低于2004年改革后當(dāng)?shù)刈畹凸べY標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)為處理組(這些企業(yè)受最低工資政策影響，需提高工資水平)，剩下的企業(yè)為對(duì)照組。此外，需要說(shuō)明的是，在本文的“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”中，2004年最低工資政策的約束力和執(zhí)行力是關(guān)鍵。因此，本文從以下三個(gè)方面分析了2004年最低工資政策的約束力和執(zhí)行力，驗(yàn)證了“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”設(shè)計(jì)的合理性：

第一，2004年是最低工資政策第一次大規(guī)模實(shí)施的年份，且2004年后最低工資標(biāo)準(zhǔn)實(shí)現(xiàn)較大幅度增長(zhǎng)。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2001—2003年間最低工資增長(zhǎng)速度僅為6.9%，2004—2007年增長(zhǎng)速度達(dá)到18.3%。

第二，2004年后遵循最低工資標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)所占比例大幅上升。具體計(jì)算過(guò)程為：首先計(jì)算企業(yè)平均工資與城市中位數(shù)工資的比值，得到消除城市間工資差異的企業(yè)平均工資；其次將其做降續(xù)排列處理。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在工資排序最低的十分位上，2005年遵循最低工資標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)份額(60%左右)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于2001年和2003年(僅為40%左右)份額，表明2004年后遵循最低工資標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)比例大大增加，佐證了最低工資標(biāo)準(zhǔn)執(zhí)行的效果[注]利用2001—2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)整理計(jì)算得到。。

第三，2004年后企業(yè)平均工資向最低工資靠攏。圖1描繪出了2003—2005年間和2001—2003年間企業(yè)平均工資對(duì)數(shù)以及“企業(yè)平均工資/城市最低工資”的核密度圖。由圖1可以看出，2003—2005年間企業(yè)平均工資分布右移，而“企業(yè)平均工資/城市最低工資”分布卻呈現(xiàn)出向1值靠攏的趨勢(shì)，表明2004年后企業(yè)平均工資會(huì)傾向于聚集在城市最低工資附近。而2001—2003年則間沒(méi)有這種趨勢(shì)，這佐證了最低工資制度是有約束力的。

綜合以上分析可知，本文計(jì)量模型是建立在Heckman兩步法的基礎(chǔ)上，同時(shí)結(jié)合DID估計(jì)方法。在Heckman兩步法中，第一步為選擇方程，估計(jì)最低工資對(duì)企業(yè)是否出口(出口決策)的影響，并得到逆米爾斯比率λ，估計(jì)方法為Probit模型；第二步為數(shù)量方程，將選擇方程得到的逆米爾斯比率λ作為控制變量加入數(shù)量方程，以控制出口的選擇偏誤，得到更為精確的最低工資對(duì)企業(yè)出口規(guī)模影響結(jié)果。具體公式如下：

pro{expi,c,t=1}=α0+βtreati×postt+lexpi,c,t-1+γzi,c,t+δt+δc+εi,c,t

(1)

ln exporti,c,t=α0+βtreati×postt+γzi,c,t+γ1λi+δt+δc+εi,c,t

(2)

其中，i表示企業(yè)，c表示城市，t表示時(shí)間。式(1)中被解釋變量expi,c,t為企業(yè)是否出口虛擬變量；式(2)中被解釋變量ln exporti,c,t為企業(yè)出口規(guī)模，是企業(yè)出口額的對(duì)數(shù)；式(1)和式(2)中的treati×postt為核心解釋變量，其中treat為處理組虛擬變量，設(shè)定原則為滿足“企業(yè)平均工資小于當(dāng)?shù)刈畹凸べY標(biāo)準(zhǔn)”的企業(yè)取值1，剩下的企業(yè)取值0[注]其中，企業(yè)平均工資=1000×(本年應(yīng)付工資總額)/(全部從業(yè)人員平均人數(shù)×12)，且最低工資和企業(yè)平均工資均用省級(jí)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)進(jìn)行價(jià)格調(diào)整。；post為時(shí)期虛擬變量，若觀測(cè)時(shí)間發(fā)生在2004年最低工資政策實(shí)施之后，則post為1，否則為0；treat×post交互項(xiàng)表示2004年最低工資政策實(shí)施后且為處理組的樣本，其系數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)DID估計(jì)量，可以衡量2004年最低工資政策對(duì)企業(yè)出口行為的凈影響；δt是年份固定效應(yīng)，δc是城市固定效應(yīng)。

式(1)中的控制變量為lexpi,c,t-1和zi,c,t，lexpi,c,t-1為“企業(yè)上一年是否出口”虛擬變量，將其加入選擇方程以確保模型有效性[注]從模型有效識(shí)別的角度，需要在式(1)加入一個(gè)排它性變量，本文借鑒以往經(jīng)驗(yàn)研究辦法，在選擇方程中加入了“上一年是否出口”的虛擬變量，該變量對(duì)本年是否出口有影響，但對(duì)本年出口規(guī)模沒(méi)有影響。?？刂谱兞縵i,c,t則同時(shí)出現(xiàn)在式(1)和式(2)中，是同時(shí)影響企業(yè)出口決策和出口規(guī)模的企業(yè)特征變量，其具體設(shè)定如下：

(1)企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)。企業(yè)生產(chǎn)率差異是企業(yè)出口行為的重要影響因素(Melitz,2003)。鑒于企業(yè)全要素生產(chǎn)率無(wú)法直接觀測(cè)，本文采用Olley et al.(1996)的方法計(jì)算而得。

(2)企業(yè)年齡(age)。企業(yè)成立年限與其自身生產(chǎn)技術(shù)、銷售及管理水平等息息相關(guān)，因此會(huì)對(duì)企業(yè)出口行為產(chǎn)生影響。本文企業(yè)年齡定義為調(diào)研年份與企業(yè)成立年份的差值，并加上1。

(3)企業(yè)規(guī)模(ln scale)。一般而言，企業(yè)規(guī)模越大，越容易發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，從而降低生產(chǎn)成本，然而這也需要有相配套的產(chǎn)品質(zhì)量和技術(shù)等作為支撐，否則也可能會(huì)抑制企業(yè)出口。本文定義為企業(yè)平均就業(yè)人數(shù)的自然對(duì)數(shù)。

(4)資本勞動(dòng)比(klratio)。本文定義為企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額與從業(yè)人員年平均人數(shù)的比例，并用工業(yè)出廠價(jià)格指數(shù)(PPI)進(jìn)行價(jià)格調(diào)整。

(5)企業(yè)補(bǔ)貼收入(subsidy)。政府補(bǔ)貼可以降低企業(yè)生產(chǎn)成本，提高企業(yè)低成本出口競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)(張杰 等,2015)。本文定義為企業(yè)享受的政府補(bǔ)貼收入與企業(yè)總資產(chǎn)的比值，以得到去規(guī)?；钠髽I(yè)補(bǔ)貼收入變量。

(6)融資約束(fincons)。企業(yè)生產(chǎn)新產(chǎn)品、構(gòu)建初期營(yíng)銷渠道均需要引入高技術(shù)生產(chǎn)設(shè)備、增加研發(fā)投入等，這必然需要借助外部融資，因此融資約束對(duì)于企業(yè)出口有著重要影響(Chaney,2016)。本文定義為總利潤(rùn)加折舊額之和與資產(chǎn)總額的比值。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

最低工資數(shù)據(jù)主要來(lái)自各省區(qū)政府勞動(dòng)與社會(huì)保障部門網(wǎng)站上提供的數(shù)據(jù)，并結(jié)合各省區(qū)、地級(jí)市含有最低工資信息的歷年政府公報(bào)以及相關(guān)政府工作網(wǎng)站數(shù)據(jù)，從而可以補(bǔ)齊相關(guān)缺失年份的最低工資數(shù)據(jù)，且本文采用月最低工資數(shù)據(jù)。

企業(yè)層面數(shù)據(jù)來(lái)源于2001—2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。選取2001—2007年數(shù)據(jù)，而非2008年以后數(shù)據(jù)，原因在于：第一，2001年以前城市最低工資數(shù)據(jù)并不完整，部分城市還沒(méi)有實(shí)施最低工資政策；第二，2008—2013年的數(shù)據(jù)中存在著核心變量缺失(比如實(shí)收資本、應(yīng)付工資和應(yīng)付福利等)、“規(guī)模以上”定義改變(2011年將“規(guī)模以上”標(biāo)準(zhǔn)從500萬(wàn)提高到2000萬(wàn))等問(wèn)題。此外，由于中國(guó)出口產(chǎn)品主要為制造業(yè)，因而僅保留制造業(yè)企業(yè)樣本進(jìn)行分析，且考慮到企業(yè)進(jìn)入、退出等會(huì)影響整體的出口情況，本文使用平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，即保留2001—2007年間持續(xù)經(jīng)營(yíng)的企業(yè)作為研究對(duì)象。

鑒于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)仍存在指標(biāo)缺失、城市行業(yè)代碼變換等問(wèn)題(聶輝華 等,2012)，本文對(duì)原始數(shù)據(jù)做如下處理：

(1)刪除企業(yè)平均工資以及企業(yè)平均就業(yè)人數(shù)缺失、小于等于0的數(shù)據(jù)；刪除固定資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值、中間投入為負(fù)以及總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值的樣本，這些樣本或者存在明顯的填寫錯(cuò)誤，或者不符合理論基礎(chǔ)。

(2)保留至少擁有20家企業(yè)的城市，以避免企業(yè)數(shù)量過(guò)少導(dǎo)致的結(jié)果偏差。

(3)刪除就業(yè)人數(shù)少于5人的公司，因?yàn)闃颖咎賹?dǎo)致計(jì)算的企業(yè)平均工資不可靠或具有較大偏差。

(4)修正工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中的城市代碼和行業(yè)代碼。城市代碼與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2002年城市代碼相匹配，行業(yè)代碼調(diào)整借鑒Brandt et al.(2012)的方法，將2003年以前年份行業(yè)代碼統(tǒng)一到2003年新標(biāo)準(zhǔn)上。通過(guò)對(duì)以上數(shù)據(jù)進(jìn)行處理后，剩余樣本總量為145829個(gè)，其中處理組樣本量為13417個(gè)，對(duì)照組樣本量為132412對(duì)個(gè)。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1所示。

數(shù)據(jù)來(lái)源:2001—2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)數(shù)據(jù)整理而得。

四、實(shí)證分析結(jié)果

(一)基礎(chǔ)回歸結(jié)果

本文采用DID與Heckman兩步法相結(jié)合的方法，分析了最低工資對(duì)企業(yè)出口決策以及出口規(guī)模的影響。表2中模型一和模型二報(bào)告了基于式(1)和式(2)的估計(jì)結(jié)果，其中模型一僅控制了最低工資政策與時(shí)期虛擬變量交互項(xiàng)(treat×post)、企業(yè)全要素生產(chǎn)率、時(shí)間和城市固定效應(yīng)。模型二在模型一的基礎(chǔ)上加入了企業(yè)規(guī)模、融資約束、企業(yè)年齡、資本勞動(dòng)比、補(bǔ)貼收入等控制變量。表2中的模型一和模型二的選擇方程結(jié)果顯示，最低工資政策與時(shí)期虛擬變量交互項(xiàng)(treat×post)的系數(shù)均顯著為負(fù)(分別為-0.087和-0.042)，表明在企業(yè)決定是否進(jìn)入出口市場(chǎng)時(shí)，最低工資上升會(huì)降低企業(yè)參與出口的可能性。表2模型一和模型二中數(shù)量方程結(jié)果顯示，treat×post的系數(shù)分別為-0.189和-0.087，且在5%的水平上顯著，表明對(duì)于已出口企業(yè)而言，最低工資上升會(huì)抑制企業(yè)出口規(guī)模的擴(kuò)張。究其原因在于：一方面，最低工資上升會(huì)增加企業(yè)固定成本，提高了企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的門檻，從而抑制了企業(yè)出口的可能性；另一方面，最低工資上升對(duì)已出口企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)帶來(lái)了壓力，從而抑制了企業(yè)出口規(guī)模。

本文進(jìn)一步采用連續(xù)型DID變量(ltreat×post)作為處理變量，以代替簡(jiǎn)單的虛擬變量設(shè)定方法，其中l(wèi)treat×post是將當(dāng)?shù)刈畹凸べY、企業(yè)平均工資兩者的差值與時(shí)期虛擬變量做交互項(xiàng)得到。相比于二元DID模型，連續(xù)型DID模型的好處在于能夠體現(xiàn)處理組處理程度的差異，即能夠體現(xiàn)該企業(yè)平均工資與當(dāng)?shù)刈畹凸べY差異的程度。表2中模型三報(bào)告了基于連續(xù)型DID變量下的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示：選擇方程和數(shù)量方程中，企業(yè)受最低工資政策影響程度與時(shí)期虛擬變量的交互項(xiàng)(ltreat×post)系數(shù)均顯著為負(fù)，系數(shù)分別為-0.06和-0.09，表明當(dāng)城市最低工資標(biāo)準(zhǔn)與企業(yè)平均工資差距每增加1%，從而會(huì)使得企業(yè)參與出口的可能性減少0.06%，企業(yè)出口規(guī)模減少0.09%。

綜上所述，不論是采用二元DID模型，還是使用連續(xù)型DID模型，分析最低工資對(duì)企業(yè)出口行為的影響時(shí)，核心解釋變量和控制變量的顯著性和大小并無(wú)明顯變化，進(jìn)一步佐證了估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健性的。上述結(jié)果均表明：在企業(yè)決定是否進(jìn)入出口市場(chǎng)的決策中，最低工資上升會(huì)顯著降低企業(yè)參與出口市場(chǎng)的可能性；而對(duì)已出口企業(yè)而言，最低工資上升對(duì)企業(yè)出口規(guī)模仍有顯著的負(fù)向影響。

注:括號(hào)中報(bào)告的為系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別對(duì)應(yīng)0.01、0.05、0.1的顯著性水平。下同。

圖2 出口值趨勢(shì)

(二)平行趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)

雙重差分方法有效性的前提是滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，即滿足事件發(fā)生前處理組和對(duì)照組具有相同趨勢(shì)的條件，僅當(dāng)事件發(fā)生后兩組開始出現(xiàn)差異，因而可以將結(jié)果差異歸結(jié)于處理事件的影響。因此，本文需要驗(yàn)證下面命題：最低工資政策改革前處理組和對(duì)照組的出口具有相同的趨勢(shì)，而改革后則會(huì)出現(xiàn)差異。

首先，用圖形法驗(yàn)證平行趨勢(shì)假設(shè)。圖2和圖3分別為企業(yè)出口規(guī)模及其對(duì)數(shù)的趨勢(shì)圖。圖2顯示：2004年前處理組和對(duì)照組企業(yè)出口規(guī)模均呈現(xiàn)向上趨勢(shì)，且斜率相近，而2004年以后對(duì)照組企業(yè)出口增長(zhǎng)更快，即未受最低工資政策影響的企業(yè)出口值增長(zhǎng)更快。圖3顯示：對(duì)出口規(guī)模對(duì)數(shù)而言，2004年以前兩者具有非常相似的趨勢(shì)， 2004年后處理組企業(yè)出口規(guī)模對(duì)數(shù)經(jīng)歷了一個(gè)緩慢趨勢(shì)的上升，而對(duì)照組企業(yè)出口規(guī)模對(duì)數(shù)呈現(xiàn)快速上升趨勢(shì)。由此，從圖形的角度驗(yàn)證了平行趨勢(shì)假定。

圖3 出口值對(duì)數(shù)趨勢(shì)

其次，用反事實(shí)法驗(yàn)證平行趨勢(shì)假設(shè)。具體而言，就是通過(guò)構(gòu)建虛擬的處理組和對(duì)照組，以重新估計(jì)模型，如果此時(shí)treat×post交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，則說(shuō)明在2004年最低工資改革前，處理組和對(duì)照組企業(yè)的出口并不存在系統(tǒng)性差異，間接驗(yàn)證了企業(yè)出口行為差異來(lái)源于最低工資政策的影響。本文引入最低工資改革前各年份虛擬變量與處理變量的交互項(xiàng)，以此構(gòu)建虛擬的處理組和對(duì)照組，即加入2002年和2003年虛擬變量與處理變量的交互項(xiàng)[注]2001年由于“企業(yè)上一期是否出口”變量不存在數(shù)值而被忽略了。，得到估計(jì)結(jié)果見表3。表3結(jié)果顯示：2002年treat×post交互項(xiàng)對(duì)企業(yè)出口決策和出口規(guī)模的影響均不顯著，符合平行趨勢(shì)假定；2003年treat×post交互項(xiàng)對(duì)企業(yè)出口決策的影響在5%的顯著性水平下不顯著，對(duì)企業(yè)出口規(guī)模無(wú)顯著影響，勉強(qiáng)通過(guò)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。由此表明，當(dāng)去除最低工資政策帶來(lái)的工資差異后，處理組和對(duì)照組企業(yè)出口行為的變動(dòng)確實(shí)不存在系統(tǒng)性差異，這表明本文的計(jì)量模型設(shè)計(jì)是合理的。

表3 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

(三)最低工資政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)

上述分析旨在明確最低工資政策對(duì)企業(yè)出口行為的平均效應(yīng)，但是政策的實(shí)施需要時(shí)間，企業(yè)對(duì)員工工資水平的調(diào)整也需要時(shí)間，且2004年最低工資政策明確規(guī)定每個(gè)地區(qū)至少每2年改變一次最低工資標(biāo)準(zhǔn)。隨著時(shí)間的變化，一方面，不同地區(qū)會(huì)不斷改變最低工資標(biāo)準(zhǔn)，最低工資政策的效用會(huì)逐漸加強(qiáng)；另一方面，企業(yè)為了應(yīng)對(duì)最低工資上升帶來(lái)的成本沖擊，將會(huì)對(duì)自身進(jìn)行調(diào)整。因此，2004年最低工資政策改革對(duì)企業(yè)出口行為的短期影響和長(zhǎng)期影響存在差異，我們有必要進(jìn)一步分析最低工資政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。為此，我們將2004年最低工資改革后的時(shí)期變量納入模型，將式(1)和式(2)調(diào)整為：

pro{

expi,c,t=1

}=α0+∑βtreati×postk+lexpi,c,t-1+γzi,c,t+δt+δc+εi,c,t

(3)

ln exporti,c,t=α0+∑βtreati×postk+γzi,c,t+γ1λi+δt+δc+εi,c,t

(4)

其中，變量treati×postk是2004年最低工資政策實(shí)施后第k年的虛擬變量(k=1，2，3);treati×post1代表政策實(shí)施后1年(即2005年)最低工資對(duì)企業(yè)出口的影響效應(yīng)；treati×post2和treati×post3分別代表2006年和2007年最低工資的出口效應(yīng)。

表4報(bào)告了同時(shí)將2004年后時(shí)期變量納入基礎(chǔ)模型的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示:最低工資上升對(duì)企業(yè)出口決策的負(fù)向影響逐漸增強(qiáng)，而對(duì)企業(yè)出口規(guī)模的負(fù)向影響則逐漸減弱。具體地，對(duì)企業(yè)出口決策而言，政策實(shí)施后，最低工資上升會(huì)降低企業(yè)參與出口的可能性，且隨著時(shí)間的推移，這一負(fù)向影響有遞增趨勢(shì)，2005年系數(shù)為0.141，2006年系數(shù)變?yōu)?0.106，2007年負(fù)向作用更加明顯(系數(shù)為-0.192)；對(duì)企業(yè)出口規(guī)模而言，2005年最低工資對(duì)企業(yè)出口規(guī)模影響顯著為負(fù)，大小為0.114，而在2006年和2007年時(shí)該影響已經(jīng)不再顯著。對(duì)此的一個(gè)可能解釋為：最低工資提高推動(dòng)勞動(dòng)力成本增加，這作為一種出口固定成本，將會(huì)提高企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的門檻，因而會(huì)抑制企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)，并且隨著時(shí)間推移，抑制作用有增強(qiáng)趨勢(shì)；而對(duì)于已出口企業(yè)，最低工資剛開始上升會(huì)對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)造成沖擊，然而隨著時(shí)間的推移，企業(yè)為了擺脫這種困境，將會(huì)通過(guò)提高生產(chǎn)率或者用資本替代勞動(dòng)(Hau et al.,2017)方式提升自身創(chuàng)新水平，繼而減弱了最低工資對(duì)企業(yè)出口規(guī)模的抑制作用。

表4 最低工資對(duì)企業(yè)出口的影響：動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

(四)最低工資對(duì)企業(yè)出口的行業(yè)異質(zhì)性

鑒于行業(yè)的資本密集度將影響最低工資政策對(duì)企業(yè)的沖擊力度，本文引入“勞動(dòng)密集型行業(yè)”這一虛擬變量，構(gòu)建三重差分模型(DDD)?！皠趧?dòng)密集型行業(yè)”有兩種定義方法：第一，借鑒劉曉寧等(2015)的方法，用分行業(yè)的全部從業(yè)人員年平均人數(shù)除以固定資產(chǎn)凈值年平均余額，從而得到分行業(yè)勞動(dòng)資本比，再以中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其進(jìn)行劃分，將分行業(yè)的資本勞動(dòng)比大于中位數(shù)的設(shè)為勞動(dòng)密集型行業(yè)，其余為資本密集型行業(yè)；第二，直接借鑒謝建國(guó)(2003)對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)和資本密集型行業(yè)的分類。綜上，本文構(gòu)建的三重差分模型的估計(jì)表達(dá)式如下：

pro{expi,c,t=1}= α0+β1treati×postt× lkb+β2treati× lkb+β3postt× lkb+lexpi,c,t-1+γzi,c,t+δt+δc+εi,c,t

(5)

ln exporti,c,t= α0+β1treati×postt×lkb+β2treati×lkb+β3postt×lkb+γzi,c,t+γ1λi+δt+δc+εi,c,t

(6)

其中，式(5)和式(6)中的lkb代表“勞動(dòng)密集型行業(yè)”虛擬變量，下標(biāo)b代表行業(yè)。

表5 三重差分DDD分析結(jié)果

表5模型一是加入中位數(shù)法的勞動(dòng)密集型行業(yè)虛擬變量的結(jié)果，結(jié)果顯示：相對(duì)于資本密集型行業(yè)，勞動(dòng)密集型行業(yè)最低工資增加會(huì)使企業(yè)參與出口的可能性減少0.641，導(dǎo)致企業(yè)出口規(guī)?？s少0.55%?？赡艿脑蛟谟冢鹤畹凸べY主要影響的是低收入群體，而該部分群體主要分布在勞動(dòng)密集型行業(yè)中，因而對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)的出口行為有更大的負(fù)向作用。模型二采用謝建國(guó)(2003)的分類方法來(lái)生成勞動(dòng)密集型行業(yè)虛擬變量，結(jié)果顯示：勞動(dòng)密集型行業(yè)最低工資增加將對(duì)企業(yè)出口行為產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，會(huì)使企業(yè)進(jìn)入出口市場(chǎng)的可能性減少0.099%，使企業(yè)出口規(guī)模減小0.148%。因此，在兩種分類方法下均可以發(fā)現(xiàn)，最低工資上升對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)企業(yè)出口的負(fù)向影響更大。

(五)最低工資影響企業(yè)出口的機(jī)制分析

那么最低工資通過(guò)何種途徑抑制了企業(yè)出口呢？為此需要進(jìn)一步實(shí)證分析最低工資影響企業(yè)出口的解釋機(jī)制。根據(jù)前文的理論分析，成本效應(yīng)與創(chuàng)新效應(yīng)是最低工資政策影響企業(yè)出口的兩個(gè)核心動(dòng)力，因此，判定成本效應(yīng)與創(chuàng)新效應(yīng)的影響程度成為詮釋實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的關(guān)鍵。為此，本文分別構(gòu)建最低工資影響企業(yè)固定成本和企業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計(jì)公式，即式(7)和式(8)，其中在指標(biāo)選取上，企業(yè)固定成本與企業(yè)全要素生產(chǎn)率指標(biāo)分別替代企業(yè)生產(chǎn)成本與研發(fā)創(chuàng)新要素:

costi,c,t=α0+βtreati×postt+γxi,c,t+δt+δc+εi,c,t

(7)

rdi,c,t=α0+βtreati×postt+γxi,c,t+δt+δc+εi,c,t

(8)

式(7)中，被解釋變量costi,c,t為企業(yè)固定成本，借鑒王磊等(2015)的研究，企業(yè)固定成本采用企業(yè)固定成本總額占總產(chǎn)值比重的對(duì)數(shù)值來(lái)衡量，其中固定成本總額包括企業(yè)營(yíng)業(yè)費(fèi)用、管理費(fèi)用、財(cái)務(wù)費(fèi)用和折舊；式(8)中被解釋變量rdi,c,t為企業(yè)全要素生產(chǎn)率，計(jì)算方法與基礎(chǔ)模型相同(OP方法)；treati×postt為兩個(gè)模型的核心解釋變量，其定義與基礎(chǔ)模型相同，依然代表2004年最低工資政策執(zhí)行后且為處理組的樣本；xi,c,t為控制變量，是基礎(chǔ)模型中的控制變量zi,c,t去除ln(全要素生產(chǎn)率)后的變量。

表6報(bào)告了基于式(7)的最低工資政策實(shí)施影響企業(yè)固定成本的回歸結(jié)果。由表6可知，最低工資上升顯著增加了企業(yè)固定成本。具體地，針對(duì)全體樣本，treat×post(最低工資政策與時(shí)期虛擬變量的交互項(xiàng))的系數(shù)顯著為正(為0.769)，由此說(shuō)明受最低工資政策影響企業(yè)的固定成本要顯著高于未受影響企業(yè)，即提高最低工資會(huì)增加企業(yè)固定成本，而企業(yè)的出口存在門檻，只有克服了一定的固定成本才會(huì)選擇出口，因此最低工資提升通過(guò)增加企業(yè)固定成本方式抑制企業(yè)出口。針對(duì)出口企業(yè)樣本，核心變量treat×post的系數(shù)依然顯著為正，說(shuō)明最低工資政策增加了出口企業(yè)的固定成本，而這一成本的增加勢(shì)必對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)造成影響，因此抑制了已出口企業(yè)的出口規(guī)模。

表6 最低工資政策對(duì)企業(yè)固定成本的影響

表7報(bào)告了基于式(8)的最低工資政策影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。由表7可知，最低工資上升對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率僅有微弱的正向影響。具體地，對(duì)于全體樣本，treat×post的系數(shù)僅為0.001，且僅在10%的顯著性水平下顯著；對(duì)于出口企業(yè)樣本，最低工資增加對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響依然只在10%的顯著性水平下顯著(系數(shù)為0.002)。上述結(jié)果表明，最低工資增加導(dǎo)致勞動(dòng)力成本上升，從而會(huì)對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)造成沖擊，而此時(shí)企業(yè)生產(chǎn)率還未能出現(xiàn)明顯提高，即企業(yè)創(chuàng)新能力并未得到明顯加強(qiáng)。

根據(jù)上述研究結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，最低工資政策提升了企業(yè)的固定成本，但對(duì)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率僅存在微弱的正向影響。在“強(qiáng)負(fù)向影響與微弱正向影響”的共同作用下，企業(yè)出口可能性與企業(yè)出口規(guī)模出現(xiàn)下降，這一解釋機(jī)制也進(jìn)一步佐證了本文研究假說(shuō)二是合理的。另外，總體上，成本效應(yīng)的負(fù)向效應(yīng)發(fā)揮了更大的作用，然而這一解釋機(jī)制多針對(duì)最低工資政策實(shí)施初始年份對(duì)企業(yè)產(chǎn)生的沖擊；隨著時(shí)間的推移，企業(yè)為了擺脫這種困境，往往會(huì)通過(guò)技術(shù)進(jìn)步等方式提高生產(chǎn)率，屆時(shí)企業(yè)的出口可能會(huì)有所提升。

表7 最低工資政策對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

五、研究結(jié)論與政策建議

基于2001—2007年微觀工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和最低工資數(shù)據(jù)的匹配數(shù)據(jù)，以2004年最低工資改革為契機(jī)，利用DID與Heckman兩步法相結(jié)合的方法，分析了最低工資對(duì)持續(xù)經(jīng)營(yíng)制造業(yè)企業(yè)出口決策和出口規(guī)模的影響，并用圖形法和反事實(shí)法驗(yàn)證了平行趨勢(shì)假設(shè)，最終證明了研究假說(shuō)的合理性。本文得到的研究結(jié)論主要包括：最低工資上升會(huì)顯著降低企業(yè)參與出口的可能性和企業(yè)出口規(guī)模；隨著時(shí)間的推移，最低工資對(duì)企業(yè)出口決策的負(fù)向影響越來(lái)越大，而對(duì)于企業(yè)出口規(guī)模的負(fù)向影響越來(lái)越??；最低工資對(duì)企業(yè)出口行為的影響主要集中于勞動(dòng)密集型行業(yè)，勞動(dòng)密集型行業(yè)最低工資的負(fù)向出口效應(yīng)更強(qiáng)；最低工資主要通過(guò)成本效應(yīng)對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)生負(fù)向影響，而創(chuàng)新效應(yīng)的促進(jìn)作用尚不明顯。

根據(jù)本文研究結(jié)論，可以提出以下政策建議：

第一，地方政府應(yīng)適當(dāng)調(diào)控最低工資水平，加強(qiáng)最低工資政策制定的針對(duì)性。最低工資水平的過(guò)快上升將直接增加企業(yè)成本，抑制中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的出口可能性與出口規(guī)模，政府可以針對(duì)性對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)實(shí)施一些優(yōu)惠政策或者鼓勵(lì)政策。

第二，地方政府還需要同時(shí)制定制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)、技術(shù)引進(jìn)等鼓勵(lì)政策。企業(yè)內(nèi)部加大研發(fā)投入、培育自主創(chuàng)新能力，進(jìn)一步提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，而這需要地方政府的有效鼓勵(lì)與引導(dǎo)。