耿 偉 楊曉亮

一、引 言

近年來，中國各城市最低工資不斷上調(diào)。人力資源和社會保障部網(wǎng)站數(shù)據(jù)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(diào)整了最低工資標準，平均調(diào)增幅度為11%。最低工資上漲會推動企業(yè)平均工資上漲(馬雙等，2012)，由此引起企業(yè)生產(chǎn)成本上升，促使出口產(chǎn)品價格上漲(馬雙和邱光前，2016；Bai等，2018)。對中國出口企業(yè)而言，最低工資的上漲會削弱其比較優(yōu)勢，不利于其在參與國際分工中貿(mào)易利益的獲取。企業(yè)出口國內(nèi)附加值(Domestic Value Added，DVA)是核算一國參與國際貿(mào)易過程中真實貿(mào)易利得的有效途徑(張杰等，2013)，在經(jīng)濟新常態(tài)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(yè)出口國內(nèi)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(yè)轉(zhuǎn)型升級、提升中國企業(yè)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(mào)易利益具有一定的理論價值和現(xiàn)實意義。

已有文獻為本文研究奠定了堅實的理論基礎(chǔ)。與本文研究密切相關(guān)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(zhì)性企業(yè)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(yōu)勢，繼而勞動密集型產(chǎn)品出口下降。Eaton和 Kortum(2002)將企業(yè)異質(zhì)性納入了李嘉圖比較優(yōu)勢模型，其研究表明：最低工資將降低勞動密集部門企業(yè)成為產(chǎn)品供給者的可能性，從而引致企業(yè)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(shè)和企業(yè)生產(chǎn)率異質(zhì)性，用以考察最低工資的經(jīng)濟效應。第二類文獻研究最低工資上漲對企業(yè)績效的影響。部分文獻考察了最低工資上漲對企業(yè)績效的負面影響，如減少企業(yè)出口額(孫楚仁等，2013a；Gan等，2016)、就業(yè)人數(shù)(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(chǎn)品質(zhì)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(yè)績效有積極影響，如提高企業(yè)出口復雜度(趙瑞麗和孫楚仁，2015)、增加企業(yè)出口持續(xù)時間(趙瑞麗等，2016)、抑制僵尸企業(yè)形成(蔣靈多和陸毅，2017)和促進企業(yè)生產(chǎn)率提升(Bai等，2018)等。但是，鮮有文獻從企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的視角考察最低工資對企業(yè)績效的影響。第三類文獻是研究中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率影響因素的文獻，包括中間品貿(mào)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(yè)上游壟斷(李勝旗和毛其淋，2017)、融資約束(邵昱琛等，2017)、制造業(yè)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(xiàn)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(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響及作用機制，豐富了現(xiàn)有文獻。第二，本文以 2004年中國《最低工資規(guī)定》頒布為“準自然實驗”，構(gòu)建倍差(Difference in Difference，DID)模型考察最低工資上漲對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響，能夠較好地克服計量分析中所面臨的內(nèi)生性問題。第三，通過構(gòu)建中介效應模型對影響機制進行分析，發(fā)現(xiàn)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(yè)的出口國內(nèi)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(shè)定及數(shù)據(jù)說明；第四部分為計量檢驗與結(jié)果分析；最后是本文的結(jié)論與政策含義。

二、理論模型

最低工資上漲會推動企業(yè)平均工資上漲，由此引起企業(yè)生產(chǎn)成本上升。在壟斷競爭市場結(jié)構(gòu)下，最終品企業(yè)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(yè)成本加成，而成本加成與企業(yè)出口的國內(nèi)附加值率密切正相關(guān)(Kee和Tang，2016)。因此，最低工資上漲可能通過提高企業(yè)的邊際成本而抑制企業(yè)出口的國內(nèi)附加值率的提升。此外，對于中國而言，上游中間品生產(chǎn)企業(yè)具有較強壟斷程度，故下游企業(yè)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(nèi)中間品價格上升，因而下游最終品出口企業(yè)在生產(chǎn)中會減少國內(nèi)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(nèi)附加值率。接下來，本文將通過構(gòu)建一個理論模型來具體分析最低工資上漲對企業(yè)出口的國內(nèi)附加值率的影響機理。

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

其中，Ω為希克斯中性的全要素生產(chǎn)率，K、L、M 分別為生產(chǎn)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(chǎn)出彈性、勞動的產(chǎn)出彈性和中間投入品的產(chǎn)出彈性，并且假定生產(chǎn)規(guī)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(nèi)中間投入品(MD)兩類，因此企業(yè)生產(chǎn)總的中間投入品為：

其中，θ＞1，為進口中間投入品與國內(nèi)中間投入品的替代彈性。

令I(lǐng)P和PD分別為進口中間投入品價格和國內(nèi)中間投入品價格。假設(shè)其他條件不變時，國內(nèi)最低工資上漲會提高本土企業(yè)的生產(chǎn)成本，從而提高國內(nèi)中間投入品價格，但進口投入品價格不會受此影響。設(shè)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(yè)出口國內(nèi)附加值率可表示為：

其中，P為企業(yè)生產(chǎn)的最終品價格，C為企業(yè)生產(chǎn)總成本。

令r為利率，根據(jù)企業(yè)生產(chǎn)成本最小化條件①此處將工資設(shè)為最低工資標準。：

可得企業(yè)的總成本函數(shù)為：

并且：

據(jù)式(5)可得生產(chǎn)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(jīng)濟含義為：最低工資上漲會降低企業(yè)出口國內(nèi)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(yè)出口國內(nèi)附加值率。

從式(9)中不難發(fā)現(xiàn)，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(yè)出口國內(nèi)附加值率。

由式(7)對最低工資δ求偏導，可得結(jié)合式(11)，可得：

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

其經(jīng)濟含義為：最低工資上漲增加了國內(nèi)中間投入品的生產(chǎn)成本，從而降低了進口中間投入品的相對價格，理性企業(yè)會增加進口中間投入品的使用，因而降低了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率，可稱之為“相對價格效應”。根據(jù)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(yè)出口國內(nèi)附加值率。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

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

式(15)中，i、j和 t分別為企業(yè)、城市和年份；DVAR為企業(yè)出口國內(nèi)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(shù) β刻畫了最低工資上漲對企業(yè)出口國內(nèi)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(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響，如果系數(shù) γ＞0則意味著隨著企業(yè)產(chǎn)品的資本密集度(lnkl)上升，最低工資上漲對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的負向影響減弱，或者說隨著企業(yè)產(chǎn)品的勞動密集度上升，最低工資上漲對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的負向影響增強；Fijt為企業(yè)層面的控制變量集，Cjt為城市層面的控制變量集，?i為企業(yè)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(jīng)了三個階段：1993年頒布的《企業(yè)最低工資規(guī)定》是行政規(guī)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(qū)開始施行；2004年頒布的《最低工資規(guī)定》使得最低工資制度在全國所有省、自治區(qū)和直轄市全面推廣。關(guān)于最低工資的數(shù)據(jù)并沒有統(tǒng)一的來源，我們通過使用Stata15軟件的網(wǎng)絡爬蟲功能，在當?shù)卣W(wǎng)站和新聞網(wǎng)站搜集相關(guān)數(shù)據(jù)，并對統(tǒng)計公報和政策法規(guī)分類整理，最終獲得2000—2007年285個城市共2280個最低工資數(shù)據(jù)，將取對數(shù)后的月最低工資(lnminwage)作為本文核心解釋變量。

2.企業(yè)出口國內(nèi)附加值率

本文通過借鑒并改進 Upward等(2013)的方法來測度企業(yè)出口國內(nèi)附加值率，具體思路如下：(1)借鑒——進口中間品使用的假設(shè)。Upward等(2013)假設(shè)企業(yè)所有進口品都用作中間投入，其中加工貿(mào)易進口全部視為出口的中間投入，一般貿(mào)易進口的中間投入同比例地用于國內(nèi)銷售和一般貿(mào)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(guān)于一般貿(mào)易企業(yè)進口中間品使用的假設(shè)。具體地，我們通過BEC 與 HS6 編碼的對應轉(zhuǎn)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(mào)易代理商，獲取真實的中間品進口額。Ahn等(2010)考慮了貿(mào)易代理商對數(shù)據(jù)樣本的干擾，以“進出口”“經(jīng)貿(mào)”“貿(mào)易”“科貿(mào)”和“外經(jīng)”等關(guān)鍵詞析出貿(mào)易代理商，本文一并參考張杰等(2013)的研究進行調(diào)整，獲得較為真實的企業(yè)中間品進口額。(4)改進 3——考慮國內(nèi)原材料中的國外份額。Koopman等(2012)認為企業(yè)使用的國內(nèi)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(jīng)過以上四個步驟的處理，本文最終測算企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的公式為：

式(16)中，DVAR為企業(yè)出口的國內(nèi)附加值率，EXP表示企業(yè)總出口額表示進行中間品和貿(mào)易商調(diào)整后的加工貿(mào)易企業(yè)實際進口額和一般貿(mào)易企業(yè)實際進口額，EXPo表示一般貿(mào)易出口額，Saled表示企業(yè)國內(nèi)銷售額，由企業(yè)當年銷售產(chǎn)值減去出口交貨值①由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)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(jù)2004年第一次全國經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)庫進行匹配補齊。得到，Minput為企業(yè)總中間投入，5%為國內(nèi)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(guī)定》實施之前，企業(yè)年平均工資低于政策調(diào)整后企業(yè)所在地當年最低工資標準的企業(yè)定義為受最低工資影響較大的企業(yè)，將其設(shè)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(yè)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(wěn)健性檢驗盡量緩解上述問題。，即treati變量取值為1，否則設(shè)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(diào)整為5/6，這是由于《最低工資規(guī)定》實施時間為2004年3月1日。

4.企業(yè)層面控制變量

為控制企業(yè)層面因素的影響，參考已有文獻，本文選取如下描述企業(yè)特征的控制變量：(1)企業(yè)規(guī)模 lnlabor。用每個企業(yè)就業(yè)人數(shù)取對數(shù)表示，該指標越大，則企業(yè)規(guī)模越大。(2)企業(yè)年齡 lnage。企業(yè)年齡用當期年份減去開工年份后取對數(shù)表示。(3)企業(yè)融資約束 cashflow。使用現(xiàn)金流指標 cashflow＝(企業(yè)稅后利潤+企業(yè)當年折舊額)/企業(yè)總資產(chǎn)，該指標越大，則企業(yè)的融資約束越小。(4)加工貿(mào)易占比 ROP。用企業(yè)加工貿(mào)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(yè)固定資產(chǎn)凈額與就業(yè)人數(shù)的比值取對數(shù)表示。企業(yè)控制變量數(shù)據(jù)皆來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)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(yè)增長率 g_emp，(3)城市固定資產(chǎn)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(diào)整主要參考當?shù)厣弦荒甓鹊慕?jīng)濟與就業(yè)等情況，因此加入模型中城市控制變量設(shè)定為滯后一期。企業(yè)控制變量數(shù)據(jù)皆來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文的計量分析中共使用了四套數(shù)據(jù)：中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫、《中國城市統(tǒng)計年鑒》以及各城市最低工資數(shù)據(jù)。為保證變量指標統(tǒng)一，本文借鑒多數(shù)學者的樣本選取區(qū)間。首先，通過對 2000—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫的匹配來獲得計算企業(yè)層面變量的數(shù)據(jù)。借鑒 Upward等(2013)的方法采取未刪除任何企業(yè)原始數(shù)據(jù)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(yè)名稱和年份進行匹配；第二步按照郵編和企業(yè)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(yè)269746個觀測值。匹配后的數(shù)據(jù)庫中企業(yè)出口額占制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)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(yè)企業(yè)樣本。其次，通過手動搜集 2000—2007年各城市最低工資數(shù)據(jù)，及查閱《中國城市統(tǒng)計年鑒》中各城市相關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)，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(shù)據(jù)，完成本文計量分析所需要的所有數(shù)據(jù)的采集，最終得到213068個觀測值。使用合并后的數(shù)據(jù)計算各個變量值，描述性統(tǒng)計特征見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計特征

四、計量檢驗與結(jié)果分析

（一）基準回歸結(jié)果

最低工資上漲對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率影響的基準回歸結(jié)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(jié)果。第(1)列僅考慮最低工資對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響，即僅加入交叉項 treat×post，同時控制了企業(yè)固定效應和年份固定效應，并且使用省份聚類穩(wěn)健標準誤以糾正可能存在的異方差。其結(jié)果顯示：交叉項treat×post的估計系數(shù)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(yè)出口國內(nèi)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(shù)高度顯著為正，意味著隨著企業(yè)資本密集度提高，最低工資上漲對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用在減弱，或者說，隨著企業(yè)勞動密集度提高，最低工資上漲對企業(yè)出口國內(nèi)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(shù)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(yè)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(fā)現(xiàn)，估計結(jié)果依然穩(wěn)健。這表明控制了企業(yè)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(yè)出口國內(nèi)附加值率上升。由此，上述檢驗結(jié)果較好地驗證了研究假說1。

表2 基準回歸結(jié)果

此外，企業(yè)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(jié)果為例進行說明。企業(yè)控制變量lnkl的估計系數(shù)在1%水平上顯著為負，意味著資本密集型企業(yè)出口國內(nèi)附加值率值較低，而勞動密集型企業(yè)出口國內(nèi)附加值率值較高，說明中國的比較優(yōu)勢仍表現(xiàn)在勞動密集型部門或生產(chǎn)工序上。lnlabor的估計系數(shù)高度顯著為正，表明企業(yè)規(guī)模越大，越能實現(xiàn)“規(guī)模經(jīng)濟效應”，從而降低企業(yè)生產(chǎn)平均成本，促進企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提升。lnage的估計系數(shù)在10%水平上顯著為正，與Johanson和Vahlne(2009)觀點一致：企業(yè)能夠在經(jīng)營過程中學習經(jīng)驗、積累資源和培育能力，隨著企業(yè)年齡增大，企業(yè)的研發(fā)能力增強，有利于國內(nèi)中間品品種的增加，從而促進了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率上升。cashflow的估計系數(shù)高度顯著為正，表明企業(yè)面臨的融資約束越小，資金越充裕，越有益于企業(yè)研發(fā)，從而增加國內(nèi)中間品的品種，提升企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。ROP的估計系數(shù)在5%水平上顯著為負，可能的原因為：加工貿(mào)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(yè)出口國內(nèi)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(shù)在 5%水平上顯著為負，說明上一期城市的人均 GDP、就業(yè)規(guī)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(nèi)中間品在內(nèi)的產(chǎn)品價格，從而抑制企業(yè)出口國內(nèi)附加值率上升；L.g_fixinv估計系數(shù)在 10%水平上顯著為正，說明上一期城市的固定資產(chǎn)投資增長越快，當期企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模越大，“規(guī)模經(jīng)濟效應”降低了企業(yè)生產(chǎn)平均成本，因而提升了企業(yè)出口國內(nèi)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(yè)出口國內(nèi)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(guī)定》出臺前，處理組和對照組的結(jié)果變量應沿著相同的軌跡變動。本文構(gòu)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(qū)間為2000—2003年，即《最低工資規(guī)定》頒布時間之前，其他變量及含義與式(15)一致。表3①為節(jié)省空間，自表3后不再匯報控制變量，留存?zhèn)渌?。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(shù)都沒有通過10%水平的顯著性檢驗，因而滿足平行趨勢假設(shè)。

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(diào)整的隨機性，需要對企業(yè)的預期進行安慰劑檢驗(placebo test)，即在 2004年之前，企業(yè)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(shè)為最低工資政策調(diào)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(jié)果表明：交叉項 treat×post2001、treat×post2002和treat×post2003估計系數(shù)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(jīng)通過規(guī)章和法律形式確定了最低工資保障制度，部分地區(qū)也已開始實行，但并未要求企業(yè)強制執(zhí)行，因而全面執(zhí)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(wěn)健性分析

為保證估計結(jié)果的穩(wěn)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(wěn)健性分析，結(jié)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(jīng) BEC轉(zhuǎn)碼進而析出一般貿(mào)易企業(yè)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(mào)易中間商調(diào)整后得出的。不難看出，這 3列估計結(jié)果并未因被解釋變量測算方法改變而不穩(wěn)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(yè)出口國內(nèi)附加值率提升。此外，倍差法估計結(jié)果的可靠性還可能與對照組企業(yè)的選擇有關(guān)，作為穩(wěn)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(shè)檢驗后，使用倍差法進行估計，第(4)列中估計結(jié)果顯示，交叉項 treat×post估計系數(shù)仍顯著為負，說明本文對照組的選擇具有可靠性。與現(xiàn)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(jié)果表明，最低工資lnminwage估計系數(shù)仍顯著為負。最后，由于被解釋變量國內(nèi)附加值率的取值區(qū)間為[0，1]，因此使用雙歸并的Tobit方法進行估計，將Tobit估計結(jié)果進行邊際效應轉(zhuǎn)換后于表4第(6)列呈現(xiàn)，結(jié)果顯示：最低工資 lnminwage估計系數(shù)仍高度顯著為負。本文亦發(fā)現(xiàn) FE法與Tobit法估計的最低工資變量估計系數(shù)雖然顯著為負，但絕對值明顯大于倍差法估計的估計系數(shù)，這可能體現(xiàn)了倍差法在控制內(nèi)生性上具有優(yōu)勢，估計結(jié)果會更準確。綜上，表4第(1)列～第(6)列的估計結(jié)果均顯示了最低工資上漲顯著地抑制了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率提升，從而保證了結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性分析：DVAR其他測度和變換估計方法

（五）異質(zhì)性分析

結(jié)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(mào)易方式和地區(qū)分布四個方面進行異質(zhì)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(shù)密集型三個子樣本，其中“13，14，15，16，17，22”為勞動密集型行業(yè)，“25，31，32，33，34，35，36，41”為資本密集型行業(yè)，“26，27，28，37，39，40”為技術(shù)密集型行業(yè)。估計結(jié)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(shù)皆在 5%水平上顯著為負，且勞動密集型行業(yè)估計系數(shù)絕對值最大，資本密集型行業(yè)其次，技術(shù)密集型行業(yè)最小，這一結(jié)論再次印證了前文的理論分析，即越是勞動密集型企業(yè)，最低工資上漲對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用越大。

表5 異質(zhì)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(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)三個子樣本，將估計結(jié)果匯報于表5第(4)列～第(6)列。結(jié)果顯示，國有企業(yè)和民營企業(yè)交叉項treat×post的估計系數(shù)在 5%水平上顯著為負，且前者絕對值較大；外資企業(yè)交叉項treat×post估計系數(shù)雖為負但并不顯著。其原因可能是：相較于外資企業(yè)，民營企業(yè)和國有企業(yè)平均工資都較低①作者通過對樣本期數(shù)據(jù)測算顯示，2000—2003年，民營企業(yè)、國有企業(yè)和外資企業(yè)年平均工資分別為10381.23元、12632.66元和25667.4元，外資企業(yè)年平均工資相當于民營企業(yè)的2.5倍，國有企業(yè)和民營企業(yè)的平均工資水平相差不大。，但國有企業(yè)能夠更好地執(zhí)行最低工資標準(孫楚仁等，2013b)，因而表現(xiàn)為最低工資上漲對國有企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用更大。

3.貿(mào)易方式

按照貿(mào)易方式，把總樣本分為加工貿(mào)易、一般貿(mào)易和混合貿(mào)易企業(yè)三個子樣本。從表6第(1)列～第(3)列的估計結(jié)果來看，三種貿(mào)易方式交叉項treat×post估計系數(shù)都顯著為負，但加工貿(mào)易估計系數(shù)絕對值最大，一般貿(mào)易最小。可能的原因是：相較于一般貿(mào)易企業(yè)，加工貿(mào)易企業(yè)中外資企業(yè)較多，生產(chǎn)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(mào)易企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用較大。

表6 異質(zhì)性分析Ⅱ：貿(mào)易方式和地區(qū)分布

4.區(qū)域分布

按照區(qū)域?qū)⒖倶颖緞澐譃闁|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(shù)最大也最顯著，中部次之，西部則不顯著?？赡艿脑蚴牵河捎趨^(qū)位優(yōu)勢，相較于中部和西部地區(qū)，東部地區(qū)參與國際貿(mào)易的企業(yè)較多(從觀測值中可直觀看出)，并且不同地區(qū)對最低工資標準的執(zhí)行也存在差異——東部執(zhí)行最嚴，中部次之，西部地區(qū)由于市場發(fā)展相對落后而執(zhí)行最差(馬雙和邱光前，2016)。因此，最低工資上漲對東部地區(qū)企業(yè)出口國內(nèi)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(yè)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(yè)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(gòu)建如下模型來考察最低工資對企業(yè)要素投入影響：

式(18)中，F(xiàn)I為要素投入相關(guān)的代理指標，包括：勞動投入lnl，用企業(yè)就業(yè)人數(shù)取對數(shù)表示；資本投入 lnk，用企業(yè)固定資產(chǎn)凈額取對數(shù)表示；資本-勞動比率(即資本密集度)lnkl，用企業(yè)的固定資產(chǎn)凈額與就業(yè)人數(shù)的比值取對數(shù)表示，數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。其他各項指標與式(15)一致。估計結(jié)果匯報于表7中：第(1)列顯示了最低工資上漲對企業(yè)勞動投入的影響，交叉項 treat×post的估計系數(shù)高度顯著為負，意味著最低工資上漲降低了企業(yè)的勞動投入。第(2)列顯示了最低工資上漲對企業(yè)資本投入的影響，交叉項treat×post的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明最低工資上漲增加了企業(yè)的資本投入。第(3)列顯示了最低工資上漲對企業(yè)資本-勞動比率的影響，交叉項treat×post的估計系數(shù)高度顯著為正，說明最低工資上漲提升了企業(yè)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(yè)的勞動投入而增加了資本投入，進而提高了企業(yè)的資本-勞動比率。

表7 最低工資與企業(yè)投入

2.最低工資與企業(yè)生產(chǎn)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(chǎn)率的提升(Bai等，2018)，即最低工資水平較高地區(qū)的企業(yè)生產(chǎn)率應該比最低工資水平較低地區(qū)的企業(yè)生產(chǎn)率更高。

為進一步考察最低工資上漲對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，本文構(gòu)建如下計量模型：

式(19)中，tfp為企業(yè)全要素生產(chǎn)率，借鑒 Levisohn和 Petrin(2003)提出的計算全要素生產(chǎn)率的方法(后文簡稱 LP法)，然后取對數(shù)進入方程。測算時以 2000年為基期，根據(jù)國家統(tǒng)計局提供的歷年工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)和居民消費價格指數(shù)對相關(guān)變量進行平減，數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)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(yè)全要素生產(chǎn)率，并取對數(shù)進入方程。估計結(jié)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(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，交叉項 treat×post的估計系數(shù)皆高度顯著為正，意味著最低工資上漲顯著地提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

表8 最低工資與企業(yè)生產(chǎn)率

（七）生產(chǎn)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(yè)全要素生產(chǎn)率(見表8)，那么企業(yè)生產(chǎn)率的提高是否有助于抵消最低工資上漲對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用呢？我們在基準倍差法模型基礎(chǔ)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(yè)在 t年全要素生產(chǎn)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(shù) ρ＞0，表明企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升可以部分抵消最低工資上漲對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用。

估計結(jié)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(jié)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(yè)全要素生產(chǎn)率。對式(20)進行估計，結(jié)果顯示：后 4列中，三重交叉項 treat×post×tfp的估計系數(shù)均顯著為正，說明了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升可以顯著地抵消最低工資上漲對企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用，并且結(jié)果穩(wěn)健。同時亦發(fā)現(xiàn)：相較于第(1)列，交叉項 treat×post估計系數(shù)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(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用。

表9 生產(chǎn)率效應分析

（八）中介效應分析

借鑒Baron和Kenny(1986)的方法，構(gòu)建以邊際成本c和進口與國內(nèi)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(yè)出口國內(nèi)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(xiàn)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(yè)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(yè)務成本+主營業(yè)務應付工資總額+主營業(yè)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(shè)定中介效應模型如下：

其中，式(21)與式(15)一致。估計結(jié)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(jié)果，因此它與表2第(4)列的回歸結(jié)果相同。第(2)列報告了以企業(yè)成本 COST為因變量的回歸結(jié)果(即式(22))，交叉項 treat×post的估計系數(shù) 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(yè)成本，可能的原因是：最低工資上漲提高了企業(yè)的工資水平，從而提高了企業(yè)成本(馬雙等，2012)，與前述模型結(jié)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(jié)果(式(23))，交叉項treat×post的估計系數(shù)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(nèi)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(jié)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(yè)出口國內(nèi)附加值率，從而驗證了研究假說 2。第(4)列報告了企業(yè)成本 COST對出口國內(nèi)附加值率的影響，結(jié)果顯示二者有顯著的負相關(guān)關(guān)系，可能的原因是：企業(yè)成本上漲會擠壓企業(yè)的利潤空間，從而降低了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率(許和連等，2017)，與式(11)結(jié)果一致。第(5)列報告了進口中間品使用比例 IMR對出口國內(nèi)附加值率的影響，結(jié)果顯示前者顯著地降低了后者，可能的原因是：企業(yè)增加進口中間投入品的使用比例，提升了出口產(chǎn)品中的國外附加值比率，因而降低了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率(諸竹君等，2018)，與式(12)結(jié)果一致。第(6)列報告了最低工資、企業(yè)成本 COST和進口中間品使用比例 IMR對出口國內(nèi)附加值率的影響(式(24))，結(jié)果表明交叉項 treat×post的估計系數(shù)仍顯著為負，即最低工資上漲顯著地抑制了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的上升；并且中介變量企業(yè)成本 COST和進口中間品使用比例IMR的估計系數(shù)均顯著為負。根據(jù)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(fā)現(xiàn)，“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(yè)出口國內(nèi)附加值率的作用更大。

表10 中介效應分析

五、結(jié)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(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響及作用機制，并使用中國企業(yè)微觀數(shù)據(jù)和各城市最低工資數(shù)據(jù)，以 2004年中國《最低工資規(guī)定》頒布為“準自然實驗”，構(gòu)建倍差模型進行經(jīng)驗研究，結(jié)論如下。

首先，最低工資上漲顯著地抑制了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率上升，該結(jié)論在使用不同測度指標和估計方法后依然穩(wěn)健。進一步地通過構(gòu)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(yè)出口國內(nèi)附加值率。其次，通過分樣本的異質(zhì)性分析表明，相較于資本密集型和技術(shù)密集型企業(yè)，最低工資上漲對勞動密集型企業(yè)出口國內(nèi)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(yè)、加工貿(mào)易企業(yè)和東部地區(qū)企業(yè)出口國內(nèi)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(yè)的勞動要素投入，促進了資本要素投入，從而提高了企業(yè)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(yè)全要素生產(chǎn)率提升。最后，通過構(gòu)建三重交叉項對企業(yè)生產(chǎn)率效應分析表明，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升有助于緩解最低工資上漲對出口國內(nèi)附加值率的抑制作用。

基于上述研究結(jié)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(yè)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(chǎn)品長期依靠低價獲取競爭優(yōu)勢的發(fā)展模式。因此，只有通過政策引導企業(yè)逐步提升出口產(chǎn)品技術(shù)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(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用。

第二，從異質(zhì)性特征來看，最低工資上漲對勞動密集型、國有企業(yè)、民營企業(yè)、加工貿(mào)易企業(yè)和東部地區(qū)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用尤為顯著。因此，應當優(yōu)化升級出口結(jié)構(gòu)，逐步實現(xiàn)出口勞動密集型產(chǎn)品或工序向出口資本、技術(shù)密集型產(chǎn)品或工序的轉(zhuǎn)變；根據(jù)所有權(quán)特征制定不同的最低工資政策；降低“兩頭在外”的加工貿(mào)易比例，著力發(fā)展國內(nèi)附加值比重較大的一般貿(mào)易；對于不同區(qū)域制定與當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平相一致的最低工資標準。

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