江璐 楊慧梅

內(nèi)容提要：本文基于2000—2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)、中國海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)以及城市最低工資標(biāo)準(zhǔn)合并數(shù)據(jù)，考察地區(qū)間最低工資橫向競爭對企業(yè)參與全球價值鏈的影響。經(jīng)Tobit和Heckman兩階段模型回歸證實(shí)，最低工資攀升及地區(qū)間橫向競爭顯著降低了企業(yè)參與全球價值鏈的可能性;對已參與全球價值鏈企業(yè)，最低工資攀升能夠提升企業(yè)全球價值鏈嵌入程度，但地區(qū)間最低工資橫向競爭顯著弱化了該提升作用。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在已參與全球價值鏈的企業(yè)中，地區(qū)間最低工資橫向競爭對初次參與全球價值鏈的企業(yè)具有顯著抑制作用，而深度參與全球價值鏈的企業(yè)對最低工資及地區(qū)間橫向競爭變化的反映彈性較小;此外，本文驗(yàn)證了企業(yè)利潤及生產(chǎn)率是最低工資及其地區(qū)間橫向競爭影響企業(yè)參與全球價值鏈決策的作用渠道，而企業(yè)進(jìn)口中間投入及生產(chǎn)率是最低工資及其地區(qū)間橫向競爭影響企業(yè)參與全球價值鏈程度的作用渠道。

關(guān)鍵詞：最低工資;橫向競爭;全球價值鏈

中圖分類號：F740 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-148X（2020）12-0031-13

作者簡介：江璐（1992-），女，濟(jì)南人，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：全球價值鏈、國際貿(mào)易;楊慧梅（1992-），本文通訊作者，女，山東臨沂人，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：世界經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

一、引言與文獻(xiàn)綜述

信息通訊技術(shù)的進(jìn)步以及貿(mào)易壁壘的減少使得企業(yè)能夠?qū)Ｗ⒂谔囟ㄉa(chǎn)環(huán)節(jié)參與全球價值鏈，實(shí)現(xiàn)國際生產(chǎn)分工。中國企業(yè)參與全球價值鏈，很大程度上歸結(jié)于中國充裕的廉價勞動力，且多承擔(dān)勞動密集型產(chǎn)品的國際分工。然而，近年來各地最低工資的提高幅度和調(diào)整頻率不斷加大，最低工資橫向競爭也逐漸激烈，引發(fā)各界廣泛關(guān)注。作為一項保障勞動者福利的“兜底”指標(biāo)，最低工資攀升不可避免地對企業(yè)行為及績效表現(xiàn)產(chǎn)生重要影響。當(dāng)前，全球價值鏈已步入深度調(diào)整期，在各地最低工資不斷攀升的背景下，中國企業(yè)如何深度參與全球價值鏈調(diào)整、謀求全球價值鏈的主導(dǎo)地位及新的競爭優(yōu)勢是一個亟待解決的重要問題。

1994年，《中華人民共和國勞動法》頒布，各省地區(qū)開始實(shí)施最低工資標(biāo)準(zhǔn)制度。2004年新修訂的《最低工資規(guī)定》中明確要求最低工資標(biāo)準(zhǔn)每兩年至少調(diào)整一次。在我國，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的確定由比重法或恩格爾系數(shù)法測算而得①，然而在實(shí)踐中，由于該計量方法難度較大，各級地方政府轉(zhuǎn)而采取“跟漲制”[1-2]，即“國家鼓勵漲、輿論號召漲、周圍省市漲則漲”，同級地方政府基于利益博弈，往往“觀平級而后行動”，地方政府行為表現(xiàn)為空間上的“效仿效應(yīng)”或橫向競爭。截至2020年6月，全國各省區(qū)、自治區(qū)及直轄市內(nèi)月最低工資劃分檔次不超過4檔，地理距離越近、經(jīng)濟(jì)特征越類似地區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)有越明顯的橫向競爭。科學(xué)合理的最低工資制定及調(diào)整應(yīng)當(dāng)符合該地區(qū)勞動力市場的發(fā)展規(guī)律和經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展過程[3-4]，制定不合理或調(diào)整不當(dāng)將對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)產(chǎn)生不利影響[5]。

目前，國內(nèi)外已有大量文獻(xiàn)聚焦于最低工資標(biāo)準(zhǔn)變動對企業(yè)行為及績效表現(xiàn)的影響。一些學(xué)者認(rèn)為最低工資攀升降低企業(yè)利潤[6-7]，對擁有更多低技能勞動者、勞動密集型或小規(guī)模企業(yè)來說，企業(yè)利潤下降得更多[8]。Drucker等（2019）曾基于2003—2010年以色列稅收記錄數(shù)據(jù)分析最低工資上升與企業(yè)利潤的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)最低工資上升壓縮企業(yè)利潤，低收入勞動力密集型企業(yè)遭受了更大的成本沖擊[9]。Luca和Luca（2018）[10]根據(jù)Yelp網(wǎng)站披露的美國餐飲業(yè)點(diǎn)評數(shù)據(jù)對餐飲類企業(yè)進(jìn)行等級劃分，分析最低工資提升與企業(yè)退出市場概率二者之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)最低工資提升能夠加速淘汰更接近市場退出邊緣的企業(yè)。但也有一些研究發(fā)現(xiàn)最低工資上升會使企業(yè)受益。Hau等（2020）[11]通過構(gòu)建具有勞動異質(zhì)性的新古典模型，發(fā)現(xiàn)最低工資變動對不同企業(yè)產(chǎn)生異質(zhì)性影響，并利用2002—2008年的中國工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了最低工資攀升有助于提升私營企業(yè)及外資企業(yè)生產(chǎn)率，原因是工資上升能夠調(diào)動員工的生產(chǎn)積極性，提升勞動生產(chǎn)率，同時也能減少企業(yè)的勞動力流出。此外，Mayneris等（2018）[12]以2004年《最低工資規(guī)定》出臺作為政策沖擊構(gòu)建雙重差分模型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，受到最低工資上調(diào)沖擊的幸存企業(yè)生產(chǎn)率顯著提升，且其員工雇傭人數(shù)和企業(yè)利潤并未受到影響，而企業(yè)生產(chǎn)率顯著增長的原因在于企業(yè)具備良好的庫存管理能力和及時有效的資本投資。

近幾年，越來越多的學(xué)者更加重視最低工資變動對我國企業(yè)貿(mào)易產(chǎn)生的影響。一些學(xué)者認(rèn)為最低工資攀升通過增加企業(yè)的固定成本和可變成本對企業(yè)貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面影響，特別是對勞動密集型企業(yè)的影響更大。Bai等（2018）[13]在H-O-S（Heckscher-Ohlin-Samuelson）框架的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了完全競爭狀態(tài)下的一般均衡模型，考察了最低工資變動的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)最低工資上升增加企業(yè)的勞動力成本，導(dǎo)致勞動密集型產(chǎn)品出口減少。孫楚仁等（2013）[14]通過構(gòu)建包含最低工資和異質(zhì)性企業(yè)的開放經(jīng)濟(jì)模型，發(fā)現(xiàn)最低工資上升給企業(yè)增加了勞動力成本，由此導(dǎo)致低效率企業(yè)退出出口市場。Gan等（2016）[15]基于1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)的出口及在國際市場的競爭優(yōu)勢受到了最低工資攀升的影響，導(dǎo)致出口概率及出口規(guī)模均有所下降，平均工資及資本勞動比更低的企業(yè)下降程度更大。然而，也有一些學(xué)者認(rèn)為最低工資標(biāo)準(zhǔn)對企業(yè)的貿(mào)易行為有正向影響。例如，趙瑞麗等（2016）[16]基于生存分析法發(fā)現(xiàn)最低工資上升能夠延長企業(yè)的出口持續(xù)時間，原因在于企業(yè)通過增加固定資產(chǎn)投資提升了企業(yè)生產(chǎn)率，增加了企業(yè)在出口市場的生存概率。

通過上述分析可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于最低工資標(biāo)準(zhǔn)變動對企業(yè)國際化生產(chǎn)行為的研究多側(cè)重于出口方面的研究，但是鮮有研究關(guān)注最低工資標(biāo)準(zhǔn)變動對企業(yè)參與全球價值鏈行為的影響，并且考慮地區(qū)間最低工資標(biāo)準(zhǔn)橫向競爭的文獻(xiàn)更是少之又少。當(dāng)前，在國際生產(chǎn)分工格局加速調(diào)整及最低工資標(biāo)準(zhǔn)不斷攀升的背景下，厘清最低工資標(biāo)準(zhǔn)及其地區(qū)之間的橫向競爭對企業(yè)參與全球價值鏈行為的影響，有助于深刻理解中國企業(yè)參與全球生產(chǎn)分工行為的合理性及必要性;此外，從促進(jìn)企業(yè)參與全球價值鏈的角度完善我國最低工資標(biāo)準(zhǔn)及調(diào)整的新路徑，也具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論分析與假說

制約企業(yè)參與全球價值鏈行為的因素主要有兩類，一是企業(yè)進(jìn)入全球生產(chǎn)分工體系的固定成本，固定成本的大小直接決定了企業(yè)在當(dāng)前狀態(tài)下能否選擇參與全球價值鏈;二是企業(yè)參與全球價值鏈分工的可變成本，這決定了企業(yè)在全球生產(chǎn)分工體系中的競爭力，也決定了企業(yè)參與全球價值鏈的程度。最低工資提升同時增加了企業(yè)的固定成本和可變成本，主要為企業(yè)的勞動力成本及中間投入品成本。最低工資提升能夠直接推動員工平均工資上漲，而員工社會保險繳納、住房公積金等福利待遇水平的確定都以最低工資為依據(jù)[17]，因此最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升能夠明顯增加企業(yè)的勞動力成本，從而弱化企業(yè)比較優(yōu)勢。在我國，上游中間產(chǎn)品供應(yīng)商，由于具有較強(qiáng)的壟斷優(yōu)勢[18-19]，可以通過提高中間產(chǎn)品的銷售價格以應(yīng)對最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升的外部沖擊。因此對下游生產(chǎn)企業(yè)來說，會面臨勞動力成本及國內(nèi)中間投入品成本上升的雙重沖擊，企業(yè)由此調(diào)整其生產(chǎn)經(jīng)營及參與價值鏈行為。本文將中間投入品納入企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)，在企業(yè)的生產(chǎn)決策框架中引入最低工資標(biāo)準(zhǔn)，分析最低工資標(biāo)準(zhǔn)變化對企業(yè)參與全球價值鏈行為的影響機(jī)制。

（一）企業(yè)參與全球價值鏈決策

假定企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)滿足柯布道格拉斯形式：

由此可知，fvar∝δ。最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升時，國內(nèi)投入要素價格上升，而進(jìn)口投入要素的價格基本不受影響。已參與全球價值鏈企業(yè)能夠以低于國內(nèi)供應(yīng)商的價格獲得國外中間投入，在維持企業(yè)當(dāng)期用工規(guī)模及價格加成不變的前提下，企業(yè)通過增加進(jìn)口投入要素的使用比例，減少國內(nèi)投入要素使用比例，以抵消國內(nèi)投入要素的成本增加。因此，最低工資標(biāo)準(zhǔn)上升，對已參與全球價值鏈的企業(yè)來說，會深化全球價值鏈參與程度。企業(yè)進(jìn)口投入要素使用比例增加對企業(yè)生產(chǎn)率有促進(jìn)作用[23]，而企業(yè)生產(chǎn)率提升有助于企業(yè)提升全球價值鏈嵌入程度[21]。此外，孫楚仁等（2013）[14]、趙瑞麗等（2016）[16]對最低工資標(biāo)準(zhǔn)影響我國企業(yè)績效的研究發(fā)現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)上調(diào)能夠激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新、提高資產(chǎn)（技術(shù)）勞動比的方式提升企業(yè)的生產(chǎn)效率，由此本文推斷企業(yè)生產(chǎn)率也是最低工資提升作用于企業(yè)嵌入全球價值鏈程度的渠道。

根據(jù)上述分析，本文提出假說2：最低工資標(biāo)準(zhǔn)攀升有利于已參與全球價值鏈企業(yè)進(jìn)一步增加國外中間品投入比例，提升企業(yè)生產(chǎn)率，進(jìn)一步深化全球價值鏈參與程度。

三、實(shí)證檢驗(yàn)設(shè)計

（一）模型設(shè)定

1. Tobit模型

本文的研究主旨是考察最低工資對企業(yè)參與全球價值鏈行為的影響，考慮到地區(qū)間存在最低工資標(biāo)準(zhǔn)橫向競爭的事實(shí)，本文在基準(zhǔn)回歸模型中加入了地區(qū)間最低工資橫向競爭及其與最低工資的交互項，以驗(yàn)證最低工資及地區(qū)間橫向競爭對企業(yè)參與全球價值鏈行為的影響程度。被解釋變量企業(yè)參與全球價值鏈程度fvar，取值位于（0，1）區(qū)間內(nèi)，有明顯的范圍限制。為此，本文采用雙限Tobit模型進(jìn)行估計。模型設(shè)定如下：

3.控制變量

企業(yè)層面的變量：（1）企業(yè)生產(chǎn)率TFP。比較優(yōu)勢理論強(qiáng)調(diào)生產(chǎn)率差異是決定一國參與國際生產(chǎn)分工與對外貿(mào)易的關(guān)鍵要素，企業(yè)的生產(chǎn)率越高，越有助于企業(yè)克服國際市場進(jìn)入壁壘，順利參與國際生產(chǎn)分工。本文借鑒Olley等（1996）[26]的方法測算企業(yè)生產(chǎn)率。（2）企業(yè)年齡age。企業(yè)存活的時間對企業(yè)參與全球價值鏈行為產(chǎn)生影響，本文將企業(yè)年齡定義為當(dāng)年年份與企業(yè)成立年份的差值加1。（3）資本強(qiáng)度lnK。企業(yè)的資本強(qiáng)度高，有助于企業(yè)采用先進(jìn)的生產(chǎn)設(shè)備，提高企業(yè)生產(chǎn)率，對企業(yè)參與全球價值鏈分工行為有正向影響，本文定義企業(yè)資本強(qiáng)度為企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額與企業(yè)職工人數(shù)比值的自然對數(shù)。（4）企業(yè)規(guī)模lnL。企業(yè)規(guī)模越大，越容易發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，企業(yè)競爭優(yōu)勢越明顯，更傾向于參與全球價值鏈，本文定義企業(yè)規(guī)模為企業(yè)職工人數(shù)的自然對數(shù)。此外，本文還控制了地區(qū)層面的變量：（5）地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平lnPGDP，定義為人均生產(chǎn)總值的自然對數(shù)。（6）地區(qū)科技水平Sci，定義為地區(qū)科學(xué)事業(yè)費(fèi)支出的自然對數(shù)。（7）市場規(guī)模lnPOP，定義為地區(qū)年末總?cè)丝诘淖匀粚?shù)。（8）基礎(chǔ)設(shè)施水平infra，定義為地區(qū)人均郵電業(yè)務(wù)總量的自然對數(shù)。（9）交通水平trans，定義為地區(qū)公共交通客運(yùn)總量的自然對數(shù)。

4.數(shù)據(jù)說明

本文研究的時間跨度為2000—2006年。最低工資數(shù)據(jù)為各地區(qū)滯后一期的最低月工資標(biāo)準(zhǔn)，來源于各省人社部網(wǎng)站及相關(guān)政府文件公布的最低工資調(diào)整數(shù)據(jù)。企業(yè)層面的數(shù)據(jù)為《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》與《中國海關(guān)進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)庫》的合并數(shù)據(jù)，匹配方法借鑒了Upward等（2013）的兩步法，首先對企業(yè)名稱進(jìn)行匹配，然后按照企業(yè)郵編及電話號碼后7位進(jìn)行匹配[24]。在此基礎(chǔ)上，在匹配成功的企業(yè)中，將不符合“通用會計準(zhǔn)則”、變量異?；蛉笔У钠髽I(yè)進(jìn)行剔除④，合并數(shù)據(jù)中共有企業(yè)89284家，其中參與全球價值鏈企業(yè)有47398家，樣本總計259242個。地區(qū)層面的數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》，研究樣本為283個地級市。此外，為剔除價格因素的影響，對最低工資、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及科技水平變量進(jìn)行價格指數(shù)平減，價格指數(shù)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

變量變量描述平均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值

fvar出口國外增加值0.22090.348301

mw最低工資（百元）4.59041.50751.47.7959

TFP生產(chǎn)率0.80031.6997-12.70412.099

age企業(yè)年齡（年）18.60522.6371402

lnK資本強(qiáng)度（千元/人）3.67631.42260.693114.387

lnL企業(yè)規(guī)模（人）5.29231.17402.079411.964

lnPGDP經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（元/人）9.98830.89007.004912.636

Sci科技水平（萬元）6.98543.19800.693111.971

lnPOP市場規(guī)模（萬人）6.13680.84152.67757.2154

infra基礎(chǔ)設(shè)施水平（元）9.91932.31543.555314.747

trans交通水平（萬人）8.94441.29784.812211.195

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）Tobit模型

根據(jù)模型（17）的設(shè)定，本文采用雙限Tobit模型對最低工資橫向競爭影響企業(yè)參與價值鏈行為進(jìn)行估計，控制企業(yè)所在地級市、所處行業(yè)及年份固定效應(yīng)后，回歸結(jié)果如表2所示，其中WT=∑j≠i（wi，j×mwc，i，k，t）。

表2報告了兩類最低工資橫向競爭對企業(yè)參與全球價值鏈行為的估計結(jié)果，其中第（1）、（2）列為只包含核心解釋變量的估計結(jié)果，第（3）、（4）列為加入企業(yè)層面及地區(qū)層面控制變量的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，最低工資標(biāo)準(zhǔn)mw的估計系數(shù)顯著為正，說明當(dāng)?shù)貐^(qū)間不存在最低工資橫向競爭時，本地區(qū)政府上調(diào)最低工資標(biāo)準(zhǔn)對企業(yè)參與全球價值鏈程度有顯著促進(jìn)作用，且該結(jié)果通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，與前文假說2一致，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升能夠促進(jìn)已參與全球價值鏈企業(yè)進(jìn)一步加深其參與程度。但是，最低工資與兩種橫向競爭（mw·WT1）交互項的估計系數(shù)均在1%的顯著性水平上為負(fù)，說明當(dāng)?shù)乩砩吓R近地區(qū)及與本地經(jīng)濟(jì)特征類似地區(qū)存在最低工資橫向競爭時，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對企業(yè)參與全球價值鏈程度有負(fù)向作用，即最低工資標(biāo)準(zhǔn)上升對企業(yè)參與全球價值鏈程度的正向作用受到了最低工資橫向競爭的負(fù)向影響。隨著本地最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升，地區(qū)間最低工資標(biāo)準(zhǔn)的橫向競爭加劇會削弱最低工資對地區(qū)企業(yè)參與價值鏈程度的促進(jìn)作用，地區(qū)間最低工資橫向競爭不利于已嵌入全球價值鏈企業(yè)進(jìn)一步加深嵌入程度。

（二）Heckman兩階段模型

根據(jù)Heckman兩階段模型中式（18）和式（19）的設(shè)定，本文進(jìn)一步控制了企業(yè)參與全球價值鏈的選擇偏誤，估計結(jié)果如表3所示，其中第（1）、（3）列為Heckman模型第一階段的估計結(jié)果，即企業(yè)參與全球價值鏈決策方程，（2）、（4）列為Heckman模型第二階段的估計結(jié)果，即企業(yè)參與全球價值鏈程度方程，athrho的系數(shù)顯著不為0，說明采用Heckman兩階段模型估計最低工資橫向競爭對企業(yè)參與全球價值鏈行為的影響是有效的。

Heckman第一階段模型，企業(yè)參與全球價值鏈選擇方程回歸結(jié)果表明，當(dāng)?shù)乩砩吓R近地區(qū)及與本地經(jīng)濟(jì)特征類似地區(qū)不存在最低工資橫向競爭時，本地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升不利于企業(yè)參與全球價值鏈，與前文的理論機(jī)制分析假說1一致。最低工資標(biāo)準(zhǔn)對擁有較多低技能勞動力的企業(yè)沖擊更大[27-28]，原因是低技能勞動者的工資水平低于最低工資標(biāo)準(zhǔn)的比重相對更高，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致企業(yè)低技能勞動者用工成本增加。最低工資標(biāo)準(zhǔn)對企業(yè)參與全球價值鏈決策的估計系數(shù)為負(fù)，這反映出未參與全球價值鏈的企業(yè)主要依靠低生產(chǎn)成本獲取企業(yè)競爭優(yōu)勢的發(fā)展模式，且企業(yè)勞動力多為低技能勞動力，當(dāng)面臨最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升的外部沖擊時，企業(yè)利潤降低，進(jìn)一步抑制了企業(yè)參與全球價值鏈。但是，最低工資與橫向競爭交互項的估計系數(shù)顯著為正，表明對未參與全球價值鏈的企業(yè)，當(dāng)?shù)貐^(qū)間最低工資存在橫向競爭時，本地區(qū)最低工資上升對企業(yè)參與全球價值鏈有一定的刺激作用，能夠促進(jìn)企業(yè)參與全球價值鏈，但從系數(shù)大小來看，至少當(dāng)?shù)貐^(qū)間最低工資橫向競爭超過5.165時，最低工資提升才會對企業(yè)參與全球價值鏈有促進(jìn)作用，但大部分地區(qū)都無法實(shí)現(xiàn)這一條件⑤，因此對大部分地區(qū)而言，當(dāng)?shù)貐^(qū)間存在最低工資橫向競爭時，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對企業(yè)參與全球價值鏈有顯著抑制作用。

Heckman第二階段模型估計結(jié)果表明，當(dāng)?shù)貐^(qū)間不存在最低工資橫向競爭時，本地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升有助于已參與全球價值鏈企業(yè)提升全球價值鏈嵌入程度。相對來說，已參與全球價值鏈企業(yè)有更大的比較優(yōu)勢及規(guī)模經(jīng)濟(jì)，基本不會受到最低工資標(biāo)準(zhǔn)攀升導(dǎo)致的勞動力成本沖擊，但由于國內(nèi)上游中間品供應(yīng)企業(yè)的壟斷優(yōu)勢，容易面臨中間投入品的成本沖擊，因此企業(yè)會減少國內(nèi)中間投入品的使用，增加國外中間品投入，這進(jìn)一步深化了企業(yè)融入全球價值鏈程度，這一結(jié)果與Tobit模型結(jié)果一致。然而，當(dāng)?shù)貐^(qū)間最低工資標(biāo)準(zhǔn)存在橫向競爭時，對已參與全球價值鏈企業(yè)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升不利于企業(yè)深化其全球價值鏈參與程度，地區(qū)間最低工資標(biāo)準(zhǔn)橫向競爭大大削弱了最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對企業(yè)全球價值鏈參與程度的促進(jìn)作用。

五、拓展分析

（一）基于企業(yè)生產(chǎn)率的分析

高效率企業(yè)更傾向于參與全球價值鏈[21]，最低工資標(biāo)準(zhǔn)變動對不同生產(chǎn)效率的企業(yè)影響不同，本文按照企業(yè)全要素生產(chǎn)率的中位數(shù)將樣本劃分為兩個子樣本，回歸結(jié)果如表4所示⑥。列（1）、（2）分別為低生產(chǎn)率企業(yè)的Heckman第一、二階段模型的估計結(jié)果，列（3）、（4）分別高生產(chǎn)率企業(yè)的Heckman第一、二階段模型的估計結(jié)果。

對低生產(chǎn)率企業(yè)來說，地區(qū)間的最低工資橫向競爭不利于企業(yè)參與全球價值鏈，最低工資橫向競爭對企業(yè)參與全球價值鏈決策的影響顯著為負(fù)，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。同樣地，對已參與全球價值鏈的低生產(chǎn)率企業(yè)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明當(dāng)?shù)貐^(qū)間不存在最低工資橫向競爭時，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升不利于低生產(chǎn)率企業(yè)深化其全球價值鏈參與程度。其次，最低工資標(biāo)準(zhǔn)與橫向競爭交互項顯著為負(fù)，地區(qū)間最低工資橫向競爭加劇了本地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對低生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)一步深化參與全球價值鏈程度的不利影響。

對高生產(chǎn)率企業(yè)來說，在參與全球價值鏈決策方程中，最低工資標(biāo)準(zhǔn)及其與橫向競爭交互項的系數(shù)均為正，表明當(dāng)?shù)貐^(qū)間存在最低工資橫向競爭時，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升有利于高生產(chǎn)率企業(yè)選擇參與全球價值鏈，最低工資標(biāo)準(zhǔn)橫向競爭能夠強(qiáng)化最低工資標(biāo)準(zhǔn)對企業(yè)參與全球價值鏈的有利影響。但是對已參與全球價值鏈的高生產(chǎn)率企業(yè)，地區(qū)間最低工資標(biāo)準(zhǔn)橫向競爭削弱了最低工資提升對高生產(chǎn)率企業(yè)深度融入全球價值鏈的促進(jìn)作用?？偟膩碚f，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升及其橫向競爭對低生產(chǎn)率企業(yè)造成的沖擊更大，低生產(chǎn)率企業(yè)生產(chǎn)成本上升，利潤下降，企業(yè)參與全球價值鏈的概率降低;已參與全球價值鏈的低生產(chǎn)率企業(yè)受最低工資變動的影響，比較優(yōu)勢被弱化，在國外市場的競爭力下降，參與全球價值鏈程度也進(jìn)一步下降。

（二）基于企業(yè)所有制的分析

為進(jìn)一步分析最低工資標(biāo)準(zhǔn)變動及橫向競爭對不同所有制企業(yè)參與全球價值鏈行為的影響，本文參考Brandt等（2019）[29]將樣本劃分為國有企業(yè)、集體企業(yè)、私營企業(yè)、外資企業(yè)4個子樣本，回歸結(jié)果如表5所示。

在未參與全球價值鏈的企業(yè)中，地區(qū)間最低工資橫向競爭不利于國有企業(yè)和集體企業(yè)參與全球價值鏈。對私營企業(yè)和外資企業(yè)，當(dāng)?shù)貐^(qū)間最低工資不存在橫向競爭時，本地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)上升不利于企業(yè)選擇參與全球價值鏈;但是，當(dāng)?shù)貐^(qū)間存在最低工資橫向競爭時，最低工資橫向競爭弱化了最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對企業(yè)參與全球價值鏈的抑制作用，即隨著地區(qū)間最低工資橫向競爭加劇，最低工資提升對企業(yè)參與全球價值鏈的抑制作用逐漸減弱。對已參與全球價值鏈的企業(yè)，當(dāng)?shù)貐^(qū)間不存在最低工資橫向競爭時，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升促進(jìn)企業(yè)參與全球價值鏈程度提升，但只有國有企業(yè)和私營企業(yè)通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)。已參與全球價值鏈企業(yè)中，私營企業(yè)和外資企業(yè)受到的沖擊相對更大，地區(qū)間最低工資標(biāo)準(zhǔn)橫向競爭加劇與最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對企業(yè)進(jìn)一步深化全球價值鏈參與程度具有顯著抑制作用。

（三）企業(yè)參與全球價值鏈動態(tài)分析

本文將樣本期內(nèi)第一次參與全球價值鏈企業(yè)、連續(xù)少于三年參與全球價值鏈企業(yè)、連續(xù)三年及以上參與全球價值鏈企業(yè)作為新的估計樣本，驗(yàn)證最低工資標(biāo)準(zhǔn)變動及其橫向競爭對已參與全球價值鏈企業(yè)的影響，是否因短期持續(xù)參與全球價值鏈、長期持續(xù)參與全球價值鏈和初次參與全球價值鏈具有差異化作用。

估計結(jié)果如表6所示。地區(qū)間最低工資的橫向競爭對初次參與全球價值鏈的企業(yè)具有顯著負(fù)向作用，抑制企業(yè)進(jìn)一步深化其全球價值鏈參與程度。對短期內(nèi)持續(xù)參與全球價值鏈的企業(yè)（持續(xù)參與時間少于三年）來說，當(dāng)?shù)貐^(qū)間存在最低工資橫向競爭時，本地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升不利于企業(yè)進(jìn)一步深化參與全球價值鏈程度，地區(qū)間最低工資的橫向競爭強(qiáng)化了最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對企業(yè)參與全球價值鏈的不利沖擊。而對連續(xù)三年及以上參與全球價值鏈的企業(yè)來說，企業(yè)在國際市場積累了一定的經(jīng)驗(yàn)，具有明顯優(yōu)勢，本地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對企業(yè)嵌入全球價值鏈程度有正向作用，但地區(qū)間最低工資標(biāo)準(zhǔn)的橫向競爭會弱化該正向作用。

（四）分位數(shù)回歸分析

嵌入全球價值鏈程度不同的企業(yè)在面臨最低工資標(biāo)準(zhǔn)變動及其地區(qū)間橫向競爭沖擊時反應(yīng)不同，本文通過選取0.25、0.5、0.75三個具有代表性的企業(yè)嵌入全球價值鏈程度分位點(diǎn)，進(jìn)一步考察最低工資標(biāo)準(zhǔn)變動及其橫向競爭對嵌入全球價值鏈程度不同企業(yè)的差異化作用。

估計結(jié)果如表7所示。在三個分位點(diǎn)上，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升均對企業(yè)參與全球價值鏈程度有顯著促進(jìn)作用，且均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，同樣地，地區(qū)間最低工資標(biāo)準(zhǔn)橫向競爭均削弱了最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對企業(yè)參與全球價值鏈的正向促進(jìn)，這與前文結(jié)果一致，說明本文基準(zhǔn)結(jié)論穩(wěn)健。隨著分位數(shù)的提升，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的分位數(shù)回歸系數(shù)呈現(xiàn)先升后降的變化，表明最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對企業(yè)參與全球價值鏈程度的兩端影響小于其對中間部分的影響，即最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對參與全球價值鏈程度中間階層的企業(yè)促進(jìn)作用最大。但是相對來說，地區(qū)間最低工資標(biāo)準(zhǔn)的橫向競爭也對位于參與全球價值鏈程度中間階層的企業(yè)削弱作用最大，對這部分企業(yè)來說，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對企業(yè)參與全球價值鏈的促進(jìn)作用更容易受到區(qū)間存在最低工資橫向競爭作用的沖擊，而參與全球價值鏈程度較深的企業(yè)不易受到最低工資橫向競爭作用的沖擊，對最低工資標(biāo)準(zhǔn)變動表現(xiàn)最為穩(wěn)定。

六、機(jī)制分析

（一）企業(yè)全球價值鏈參與決策的機(jī)制分析

基于前文分析，對未參與全球價值鏈的企業(yè)來說，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升降低了企業(yè)利潤，對企業(yè)生產(chǎn)率有抑制作用，從而降低了企業(yè)參與全球價值鏈的可能性。本文參考Baron和Kenny（1986）[30]的逐步檢驗(yàn)法，利用企業(yè)利潤及生產(chǎn)率兩個路徑檢驗(yàn)企業(yè)參與全球價值鏈決策的內(nèi)在機(jī)制，模型設(shè)定如下：

機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。其中，列（2）對應(yīng)式（21）的估計結(jié)果，結(jié)果顯示最低工資標(biāo)準(zhǔn)與地區(qū)間橫向競爭的交互項系數(shù)顯著為負(fù)，并通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明當(dāng)?shù)貐^(qū)間存在最低工資橫向競爭時，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對未參與全球價值鏈企業(yè)利潤有顯著負(fù)作用，這與前文分析一致。列（3）對應(yīng)式（22）的估計結(jié)果，企業(yè)利潤的估計系數(shù)顯著為正，并通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明企業(yè)利潤只有滿足一定的門檻值，企業(yè)才能參與全球價值鏈，企業(yè)利潤增加有助于企業(yè)增大參與全球價值鏈的可能性。列（4）、列（5）為企業(yè)生產(chǎn)率的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。其中，列（4）中最低工資標(biāo)準(zhǔn)的估計系數(shù)顯著為負(fù)，并通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對企業(yè)生產(chǎn)率有負(fù)向作用;由最低工資標(biāo)準(zhǔn)與地區(qū)間橫向競爭的交互項估計系數(shù)為負(fù)可知，最低工資地區(qū)間橫向競爭加劇了最低工資對未參與全球價值鏈企業(yè)生產(chǎn)率的不利影響。列（5）對應(yīng)式（24）的估計結(jié)果，結(jié)果顯示，企業(yè)生產(chǎn)率對企業(yè)參與全球價值鏈有促進(jìn)作用，這與前文分析一致，對比列（1）、（3）、（5）中最低工資標(biāo)準(zhǔn)及其與地區(qū)間橫向競爭的交互項系數(shù)大小發(fā)現(xiàn)，列（3）、（5）中的系數(shù)絕對值變小，由此可以確定企業(yè)利潤及企業(yè)生產(chǎn)率是最低工資標(biāo)準(zhǔn)作用于企業(yè)參與全球價值鏈決策的渠道。

（二）企業(yè)全球價值鏈參與程度的機(jī)制分析

通過前文理論分析可知，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升抬高了國內(nèi)中間投入品價格，對已參與全球價值鏈的企業(yè)來說，企業(yè)可以通過增加國外中間品投入、減少國內(nèi)中間品投入的方式進(jìn)一步深化企業(yè)的全球價值鏈參與程度，以抵消國內(nèi)中間投入品成本上升。為此，本文通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型，選取國外中間品投入（im_input）為中介變量，驗(yàn)證最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對企業(yè)參與全球價值鏈程度的作用機(jī)制。此外，呂越等（2015）[21]指出高效率企業(yè)嵌入全球價值鏈的程度更高，根據(jù)孫楚仁等（2013）[14]、趙瑞麗等（2016）[16]對最低工資標(biāo)準(zhǔn)影響我國企業(yè)績效的研究，發(fā)現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)上調(diào)能夠激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新、提高資產(chǎn)（技術(shù)）勞動比的方式提升企業(yè)的生產(chǎn)效率，為此，本文選取企業(yè)生產(chǎn)率（TFP），進(jìn)一步驗(yàn)證最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升影響企業(yè)參與全球價值鏈程度能否通過提升企業(yè)生產(chǎn)率這一作用途徑，模型設(shè)定如下：

機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。表中列（2）對應(yīng)式（25）的估計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的系數(shù)顯著為正，并且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明本地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升促進(jìn)了企業(yè)增加國外中間品的投入，但是地區(qū)間的最低工資橫向競爭有一定的弱化作用。列（3）國外中間投入品的估計系數(shù)顯著為正，企業(yè)增加國外中間品投入意味著企業(yè)嵌入全球價值鏈的程度加深，對比列（1）、（3）中最低工資標(biāo)準(zhǔn)、橫向競爭及二者交互項的估計系數(shù)，列（3）中的估計系數(shù)均變小，說明最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升促進(jìn)已參與全球價值鏈企業(yè)深化其參與程度是通過增加國外中間品投入這一路徑實(shí)現(xiàn)的。對中介變量企業(yè)生產(chǎn)率的檢驗(yàn)，列（4）對應(yīng)式（27）的估計結(jié)果，當(dāng)?shù)貐^(qū)間存在最低工資橫向競爭時，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對企業(yè)生產(chǎn)率有促進(jìn)作用，根據(jù)列（5）中生產(chǎn)率的估計系數(shù)顯著為正可知，企業(yè)生產(chǎn)率提升有助于企業(yè)進(jìn)一步深化其全球價值鏈參與程度。再對比列（1）、（5）中最低工資標(biāo)準(zhǔn)橫向競爭及二者交互項的估計系數(shù)，列（5）中各項的估計系數(shù)均變小，也說明企業(yè)生產(chǎn)率也是最低工資標(biāo)準(zhǔn)作用于企業(yè)參與全球價值鏈程度的作用機(jī)制。

七、結(jié)論與啟示

自改革開放以來，中國企業(yè)憑借低成本勞動力優(yōu)勢，逐漸成為了當(dāng)前全球生產(chǎn)分工體系中的一支重要力量。然而隨著各地最低工資標(biāo)準(zhǔn)不斷上調(diào)，各地最低工資標(biāo)準(zhǔn)競爭逐漸激烈，最低工資的變動是否對企業(yè)參與全球價值鏈行為產(chǎn)生不利影響逐漸引起廣泛關(guān)注。本文通過利用理論模型梳理了最低工資標(biāo)準(zhǔn)變動對企業(yè)參與全球價值鏈行為的影響，在此基礎(chǔ)上，基于2000—2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)、中國海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)及城市最低工資標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)，引入地區(qū)間最低工資橫向競爭，驗(yàn)證最低工資及地區(qū)間最低工資橫向競爭對企業(yè)參與全球價值鏈行為的影響。

本文主要研究結(jié)論有：第一，本地區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升及地區(qū)間最低工資標(biāo)準(zhǔn)橫向競爭對企業(yè)參與全球價值鏈有顯著的負(fù)向影響，這充分說明了我國未參與全球價值鏈企業(yè)主要依靠低生產(chǎn)成本獲取企業(yè)競爭優(yōu)勢的發(fā)展模式，對已參與全球價值鏈的企業(yè)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升有助于企業(yè)深化其全球價值鏈參與程度，但地區(qū)間最低工資標(biāo)準(zhǔn)橫向競爭對此有顯著的弱化作用，即地區(qū)間存在最低工資橫向競爭時，本地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)對企業(yè)參與全球價值鏈程度的提升作用被削弱。第二，通過對不同生產(chǎn)效率、所有制企業(yè)的異質(zhì)性分析，本文發(fā)現(xiàn)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升及地區(qū)間的橫向競爭對低生產(chǎn)率企業(yè)、已嵌入全球價值鏈的私營和外資企業(yè)造成的沖擊更大。第三，對已參與全球價值鏈的企業(yè)，地區(qū)間最低工資橫向競爭對初次參與和短期內(nèi)參與全球價值鏈的企業(yè)具有顯著抑制作用，參與全球價值鏈程度較深的企業(yè)不易受到最低工資橫向競爭作用的沖擊，對最低工資標(biāo)準(zhǔn)變動表現(xiàn)最為穩(wěn)定。此外，最低工資標(biāo)準(zhǔn)和地區(qū)間最低工資橫向競爭能夠通過影響企業(yè)的利潤及生產(chǎn)率影響企業(yè)參與全球價值鏈的可能性;而國外中間產(chǎn)品投入及企業(yè)生產(chǎn)率是最低工資標(biāo)準(zhǔn)和地區(qū)間最低工資橫向競爭影響企業(yè)全球價值鏈參與程度的作用渠道。

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文得出以下啟示：第一，地區(qū)間最低工資橫向競爭在一定程度上干擾了最低工資調(diào)整對企業(yè)參與全球價值鏈行為的影響，政府在制定及調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)方案時，應(yīng)符合當(dāng)?shù)貙?shí)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律、勞動力發(fā)展?fàn)顩r等，不能盲目跟從或模仿鄰近地區(qū)或經(jīng)濟(jì)特征類似地區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)。第二，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的制定及調(diào)整應(yīng)當(dāng)考慮當(dāng)?shù)仄髽I(yè)承受能力，權(quán)衡最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整對不同企業(yè)的影響，結(jié)合各類企業(yè)已有的比較優(yōu)勢，科學(xué)合理地發(fā)揮最低工資調(diào)整對企業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用。第三，當(dāng)?shù)卣畹凸べY標(biāo)準(zhǔn)的制定及調(diào)整要與企業(yè)生產(chǎn)行為及生產(chǎn)率調(diào)整相適應(yīng)，鼓勵扶持企業(yè)加快科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新，促進(jìn)企業(yè)深度參與全球價值鏈。

注釋：

① 比重法即根據(jù)城鎮(zhèn)居民家計調(diào)查資料，確定一定比例的最低人均收入戶為貧困戶，統(tǒng)計出貧困戶的人均生活費(fèi)用支出水平，乘以每一就業(yè)者的贍養(yǎng)系數(shù)，再加上一個調(diào)整數(shù)。恩格爾系數(shù)法即根據(jù)國家營養(yǎng)學(xué)會提供的年度標(biāo)準(zhǔn)食物譜及標(biāo)準(zhǔn)食物攝取量，結(jié)合標(biāo)準(zhǔn)食物的市場價格，計算出最低食物支出標(biāo)準(zhǔn)，除以恩格爾系數(shù)，得出最低生活費(fèi)用標(biāo)準(zhǔn)，再乘以每一就業(yè)者的贍養(yǎng)系數(shù)，再加上一個調(diào)整數(shù)。資料來源于中華人民共和國人力資源和社會保障部網(wǎng)站，網(wǎng)址為：http：//www.mohrss.gov.cn/gkml/zcfg/gfxwj/201407/t20140-717_136250.html.

② 地理距離權(quán)重矩陣中非對角元素（i≠j時）為i、j兩地實(shí)際地理距離的倒數(shù)，對角元素（i=j時）為0;經(jīng)濟(jì)特征權(quán)重矩陣中非對角元素（i≠j時）wi，j=1/|ecoi-ecoj|，對角元素（i=j時）為0，eco為人均地區(qū)生產(chǎn)總值。兩種空間權(quán)重矩陣均進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

③ 回歸樣本中直接排除非參與價值鏈企業(yè)，僅對參與參與全球價值鏈的企業(yè)進(jìn)行回歸事實(shí)上是采用了自選擇樣本而不是隨機(jī)樣本，此時的回歸結(jié)果是有偏的。

④ 具體是，工業(yè)銷售額、就業(yè)人數(shù)、營業(yè)收入、固定資產(chǎn)總額、出口交貨值、工業(yè)中間投入總額中任意一項為負(fù)值或者缺失的樣本;企業(yè)職工人數(shù)小于8人的樣本;企業(yè)出口交貨值大于企業(yè)工業(yè)銷售值的樣本。

⑤ 根據(jù)本文測算得到的地區(qū)間最低工資橫向競爭的數(shù)值，地理上臨近地區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)橫向競爭在10%、25%、50%、75%及90%分位上的數(shù)值大小分別是：2.718、2.969、3.597、4.442和5.100;而經(jīng)濟(jì)特征類似地區(qū)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)橫向競爭在10%、25%、50%、75%及90%分位上的數(shù)值大小分別是：2.740、3.003、3.510、4.357及5.137。

⑥ 為節(jié)約篇幅，此處只報告了地理距離接近地區(qū)的最低工資橫向競爭回歸結(jié)果。

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Abstract：Based on the data of China′s industrial enterprises， China′s customs import and export data and the combined data of urban minimum wage standards from 2000 to 2006， this paper examines the impact of horizontal competition of minimum wage among regions on enterprises′ participation in global value chain.By Tobit and Heckman two-stage model regression， it is confirmed that the rising minimum wage and regional horizontal competition significantly reduce the possibility of enterprises to participate in the global value chain;for the enterprises that have participated in the global value chain， the rising minimum wage can enhance the degree of global value chain embeddedness， but the horizontal competition of minimum wage among regions significantly weakens the promotion effect.Further analysis shows that， among the enterprises that have participated in the global value chain， the horizontal competition of minimum wage among regions has a significantly inhibitory effect on the enterprises that participate in the global value chain for the first time， while the enterprises that have deeply participated in the global value chain have less elasticity to the changes of minimum wage and horizontal competition among regions;in addition， this paper verifies that enterprise profit and productivity are the channels through which minimum wage and its regional horizontal competition affect enterprises′ participation in global value chain decision-making， while enterprise import intermediate input and productivity are the channels through which minimum wage and its regional horizontal competition affect enterprises′ participation in global value chain decision-making.

Key words：minimum wage; horizontal competition; global value chains

（責(zé)任編輯：周正）