張寶友 黃 妍 楊玉香 孟麗君

(中國計量大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院,浙江 杭州 310018)

一、引言

作為中國經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)性、戰(zhàn)略性、先導(dǎo)性產(chǎn)業(yè)的物流業(yè)，近年來獲得了飛速發(fā)展。但是，在宏觀意義上的物流業(yè)不斷增長的同時，其區(qū)域失衡問題也存在不斷加劇的趨勢。圖1和圖2分別用中國東中西部地區(qū)(東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括廣西、重慶、四川、陜西、貴州、云南、甘肅、青海、寧夏、新疆、內(nèi)蒙古)之間的物流業(yè)增加值占GDP比重和人均物流業(yè)增加值表示中國物流業(yè)增長在不同區(qū)域之間的對比關(guān)系。由此兩圖可看出，中國物流業(yè)增長存在顯著的區(qū)域失衡現(xiàn)象，且隨著時間推移，區(qū)域失衡程度越發(fā)加重。物流業(yè)增長的區(qū)域失衡可能會造成落后地區(qū)潛在的財政風(fēng)險(稅收下降)，社會風(fēng)險(失業(yè)率快速上升)可能進一步積累，從而陷入低水平發(fā)展的陷阱；而對先進地區(qū)而言，也可能會因過度的物流活動引發(fā)嚴重的生態(tài)環(huán)境與交通擁堵問題?；诖?，分析中國物流業(yè)增長區(qū)域失衡的內(nèi)在機理，并探究其關(guān)鍵影響因素，有助于實現(xiàn)中國物流業(yè)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

圖1 物流業(yè)占比

圖2 人均物流業(yè)增加值

對于中國經(jīng)濟增長區(qū)域失衡的研究，學(xué)者們主要從物質(zhì)資本積累(Manuelli,2014)、外商投資與對外貿(mào)易(Alfaro et al.,2004)、城鎮(zhèn)化(胡鞍鋼,2003)、交通基礎(chǔ)設(shè)施(Donaldson et al.,2016)和人力資本(劉偉 等,2020)等多個角度展開，但鮮見最低工資標準視角的討論。與之接近的研究成果是：最低工資政策會影響城鎮(zhèn)家庭收入(段志民 等,2019)、地區(qū)間居民收入和福利水平存在的巨大差距是引發(fā)地區(qū)間發(fā)展能力不平衡的關(guān)鍵原因(孫志燕 等,2019)。最低工資制度是對基層勞動者權(quán)益進行有效保護的顯性法律契約，而科學(xué)制定最低工資標準對促進經(jīng)濟發(fā)展、維護社會安定團結(jié)起著至關(guān)重要的作用(李后健 等,2018)。為了確保本文研究內(nèi)容的聚焦，同時考慮到多數(shù)學(xué)者分析特定行業(yè)增長時常用經(jīng)濟增長理論(Kapelko et al.,2016)，我們最終選擇人均物流業(yè)增加值作為物流業(yè)增長的衡量指標，從中國各省份最低工資標準的實際執(zhí)行水平(簡稱為“實際強度”，下同)與最低工資標準的“最適強度”(能促進物流業(yè)高質(zhì)量增長的最低工資標準理想值)的“偏離度”作為研究視角，以此探討中國物流業(yè)增長的區(qū)域失衡問題。選擇最低工資偏離度這一獨特視角的邏輯在于：物流服務(wù)具有無形性、低邊際成本和個性化屬性，從而決定其發(fā)展更為倚賴于制度安排，而最低工資制度是世界各國普遍采用的政府管制勞動力市場的重要手段。又由于最低工資制度具有“雙刃劍”特征，它不僅會正向促進企業(yè)提升經(jīng)營管理水平和創(chuàng)新能力(Acharya et al.,2014;劉媛媛 等,2014)，刺激居民消費支出(張軍 等,2017)，還會通過企業(yè)的用工結(jié)構(gòu)(張軍 等,2017;李后健 等,2018)、生產(chǎn)成本(馬雙 等,2016)和對外投資行為(王歡歡 等,2019)等反向作用抑制經(jīng)濟發(fā)展，由此形成的“凈效應(yīng)”會隨著最低工資標準的不同而變化?？紤]到中國各省份的經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資源結(jié)構(gòu)與生產(chǎn)成本均存在著區(qū)域差異性，企業(yè)接受最低工資標準的條件不盡相同，即存在一個適合每個省份最低工資的“最適強度”?；趯χ袊F(xiàn)實情況的考慮，經(jīng)濟較為發(fā)達地區(qū)的物流業(yè)發(fā)展較好，并且，經(jīng)濟特區(qū)和沿海開放城市所在省份在作為經(jīng)濟“試驗田”的同時，其政府治理水平也顯示出較大的優(yōu)勢(唐保慶 等,2018)，這些地區(qū)實際執(zhí)行的最低工資比較接近其最適強度，即偏離度較小，而經(jīng)濟相對落后地區(qū)的偏離度較大。那么，對于原本就具有物流業(yè)發(fā)展優(yōu)勢的區(qū)域，其最低工資標準的實際強度接近其最適強度時，物流業(yè)發(fā)展優(yōu)勢就更容易被凸顯出來，最低工資標準的正向效應(yīng)顯著，從而進一步拉大與物流業(yè)發(fā)展不佳地區(qū)的差距。基于此，本文從最低工資標準的偏離度這一獨特視角出發(fā)，以此探尋中國物流業(yè)的區(qū)域失衡之謎。具體而言，本文在理論剖析最低工資標準最適強度的形成機制及其對物流業(yè)增長區(qū)域失衡的作用機制基礎(chǔ)上，利用1995—2017年間中國物流業(yè)和中國各省份最低工資數(shù)據(jù)，量化分析最低工資標準的偏離度對中國物流業(yè)區(qū)域失衡的影響程度及其作用渠道。

本文的可能拓展之處在于：一是將區(qū)域經(jīng)濟增長失衡問題的研究領(lǐng)域拓展到了物流業(yè)，研究了物流業(yè)增長區(qū)域失衡這一長期困擾中國而又缺乏深入探討的重大現(xiàn)實問題，并且從最低工資標準的實際強度與最適強度的偏離度這一特殊視角出發(fā)，解讀中國物流業(yè)增長的區(qū)域失衡形成機制，并展開實證檢驗；二是深入探討了最低工資標準影響物流業(yè)增長的正向傳導(dǎo)機制，以探尋最低工資制度推動中國物流業(yè)區(qū)域均衡發(fā)展的實現(xiàn)路徑。

二、物流服務(wù)業(yè)區(qū)域失衡的機理解析

(一)最低工資“最適強度”的形成機制

歸納已有研究可知，最低工資標準影響物流業(yè)增長的正向傳導(dǎo)機制有企業(yè)創(chuàng)新激勵效應(yīng)、資源優(yōu)化配置效應(yīng)和促進消費效應(yīng)等三種效應(yīng)，負向傳導(dǎo)機制有成本上漲效應(yīng)和投資擠出效應(yīng)等兩種效應(yīng)。

最低工資標準對物流業(yè)增長的正向傳導(dǎo)機制表現(xiàn)在如下幾個方面。首先，提高最低工資標準，從而促使在位企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新提升勞動生產(chǎn)率，通過管理制度創(chuàng)新改善企業(yè)經(jīng)營效果，加強與供應(yīng)鏈合作伙伴之間的協(xié)作創(chuàng)新以降低交易成本，以此抵沖因最低工資標準提高造成的企業(yè)經(jīng)營成本增長(Acharya et al.,2014;劉媛媛 等,2014)，否則將被市場清退。其次，最低工資標準的上漲會引起雇傭人數(shù)的減少(馬雙 等,2012)，但物流企業(yè)更傾向于減少非生產(chǎn)性和低技能正式職工數(shù)量，這些失去工作的勞動者或是經(jīng)過培訓(xùn)提升就業(yè)技能再就業(yè)，或是分流進入經(jīng)濟相對不發(fā)達地區(qū)(李后健 等,2018)。與此相對應(yīng)的是，最低工資標準的提升可吸引較高技能的勞動力流入，優(yōu)質(zhì)的人力資本便會通過創(chuàng)新型物流企業(yè)的甄別活動被市場配置到創(chuàng)新能力較強的物流企業(yè)中去。因此，這種按照比較優(yōu)勢原則開展的人力資本優(yōu)化配置模式，有助于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的物流企業(yè)獲得優(yōu)質(zhì)勞動力，有利于經(jīng)濟相對落后地區(qū)的物流企業(yè)擁有低成本發(fā)展形成的“雙贏”機制。再次，大量企業(yè)進入或退出的動態(tài)過程本質(zhì)上是一種經(jīng)濟重構(gòu)和資源流動重組，其動態(tài)演進也是一種效率改進的過程。已有研究表明，在正常的市場運作機制中，進入并留下的企業(yè)均為效率較高者，而那些退出企業(yè)通常效率低下，最低工資標準的提高更會加速低效率企業(yè)的快速退出，從而扮演起 “市場清理”的角色(蔣靈多 等,2017;Aaronson et al.,2017;魏下海 等,2018)。最后，最低工資標準的居民消費支出效應(yīng)。提高最低工資標準可以增加就業(yè)者的工資收入，雖然有研究表明，最低工資標準提升也具有就業(yè)擠出效應(yīng)，影響到勞動者的收入(馬雙 等,2012)，但考慮到在一個經(jīng)濟處于向上發(fā)展階段的國家且以家庭為考察單位的情況，最低工資上漲仍然顯著地提升了家庭的收入水平，進而促進消費支出的增長(Aaronson et al.,2012;張軍 等,2017)。

最低工資標準的反向傳導(dǎo)渠道。首先，最低工資的上漲將直接導(dǎo)致企業(yè)在職者工資總支出的上漲，增加企業(yè)用工成本。但在一個完全或接近完全競爭的市場里，絕大多數(shù)企業(yè)很難通過提高價格將成本轉(zhuǎn)嫁給消費者，即便價格能夠提高也可能導(dǎo)致企業(yè)市場份額的縮水，進而影響盈利水平(馬雙 等,2012)。在最低工資標準提升低工資勞動者收入后，考慮到同企業(yè)內(nèi)部余下的較高收入者的工作積極性，企業(yè)也同樣有提高他們工資收入的壓力，從而在低技能勞動者和高技能勞動者之間保持適當?shù)墓べY差距，因此，最終結(jié)果是提高了企業(yè)整體員工工資水平(馬雙 等,2012)。其次，隨著最低工資標準的不斷提升，考慮到需要付出員工培訓(xùn)費，企業(yè)會降低對人力資源培訓(xùn)等人力資本投資，轉(zhuǎn)而增加物質(zhì)資本的投入，以替代勞動力減少造成的影響。由于員工尤其是具備發(fā)展?jié)摿Φ膯T工得不到有效培訓(xùn)，可能使企業(yè)失去未來發(fā)展的動力(魏下海 等,2018)。再次，因為最低工資標準的提高通過經(jīng)營成本影響到企業(yè)的盈利水平，不僅原本在東道國投資的外資退出并遷移至人力成本更低的國家，東道國企業(yè)同樣也希望通過對外投資行為以維持企業(yè)正常的利潤水準，最終導(dǎo)致本國資金大量外移，而強化最低工資制度的執(zhí)行力度對上述資金外遷行為具有顯著的促進作用(Berry,2013;Haepp et al.,2016;馬雙 等,2016;郭娟娟,2018;王歡歡 等,2019)。最后，過高的最低工資標準可能會使競爭力較強的在位企業(yè)通過價格等手段擠壓競爭力較弱的企業(yè)發(fā)展，再加上潛在進入者因受到過高的最低工資要求的“威懾”而不敢進入，這可能會因競爭性不夠而產(chǎn)生壟斷市場，從而不利于行業(yè)部門的創(chuàng)新。

中國雖然于1993年以行政規(guī)章形式頒布了《企業(yè)最低工資規(guī)定》，并于1994年頒布并實施《中華人民共和國勞動法》，確立了最低工資保障制度的法律地位。但考慮到中國經(jīng)濟發(fā)展整體實際水平以及各地區(qū)企業(yè)最低工資的承受能力，直至2004年《最低工資規(guī)定》才真正全面實施。近年來，隨著對勞動者權(quán)益保護力度的增強，最低工資制度越發(fā)被強化。從時間維度看，中國最低工資制度的建設(shè)與完善是一個逐步積累的過程，其執(zhí)行力度也是由弱變強的。在最低工資標準較低階段，其正向傳導(dǎo)機制占主導(dǎo)地位，企業(yè)創(chuàng)新激勵效應(yīng)、人力資本優(yōu)化配置效應(yīng)、市場清理效應(yīng)和促進消費效應(yīng)起主要作用，這些效應(yīng)共同推動物流業(yè)高質(zhì)量增長。只有當最低工資標準提高到超出了多數(shù)企業(yè)的承受能力后，成本上漲效應(yīng)和投資擠出效應(yīng)才逐漸顯現(xiàn)。由此可以預(yù)測，最低工資標準的“凈效應(yīng)”與物流業(yè)增長之間呈現(xiàn)倒“U”形關(guān)系，即理論上存在“最適強度”。

(二)最低工資偏離度對物流業(yè)增長區(qū)域失衡的作用機制

由最低工資標準的“最適強度”形成機制可見，當一個國家某地區(qū)最低工資標準的實際強度與最適強度接近時，就越有利于本地區(qū)的最低工資制度對物流業(yè)增長的促進作用發(fā)揮，反之則越難。因為中國各地方政府對最低工資制度的重視程度存在差異性，且其測算方法的科學(xué)性存在不足(王蓓,2017)。相比較而言，東部地區(qū)擁有絕大多數(shù)的經(jīng)濟特區(qū)和沿海開放城市，其經(jīng)濟制度設(shè)計與實施的水平要高于中部和西部地區(qū)。因此，各地區(qū)最低工資標準的偏離度也同樣存在差異性。

中國東部、中部和西部地區(qū)無論在區(qū)域物流業(yè)發(fā)展的能力還是發(fā)展的機會均存在不均等。由于經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的“累積循環(huán)”效應(yīng)，原本在物質(zhì)資本、人力資本、創(chuàng)新能力、消費水平、市場環(huán)境和產(chǎn)業(yè)推進政策方面具有良好表現(xiàn)的東部地區(qū)，其最低工資標準無論在政府重視程度還是在制定科學(xué)性方面均優(yōu)于中西部地區(qū)，這些優(yōu)越的先決條件使中國東部地區(qū)在物流業(yè)增長上具有獨特的先天優(yōu)勢。在此種先天優(yōu)勢條件下，倘若東部地區(qū)的最低工資標準的實際強度與最適強度之間的偏離度越小(事實上也如此)，那么東部地區(qū)就能借助于最低工資標準這一制度進一步激發(fā)物流業(yè)的發(fā)展?jié)摿?，通過促進企業(yè)創(chuàng)新、人力資源優(yōu)化配置、低效率企業(yè)退出和居民消費支出提升等方式推動物流業(yè)的高質(zhì)量增長；同時，也能有效地抵制最低工資制度通過成本效應(yīng)和擠出效應(yīng)對物流業(yè)高質(zhì)量增長的負向影響。由此，兩者共同促進最低工資制度“凈效應(yīng)”的放大。與此相反，受自身經(jīng)濟環(huán)境影響，中部和西部地區(qū)發(fā)展物流業(yè)的基礎(chǔ)條件(如人力資源結(jié)構(gòu)、投入資本、市場開放程度和政府治理能力等)原本就比東部地區(qū)要差。如果此時中西部地區(qū)的最低工資標準的偏離度越大，其對物流業(yè)高質(zhì)量增長的推動作用越弱，甚至?xí)璧K物流業(yè)的發(fā)展。具體而言，當最低工資標準的實際強度遠遠低于最適強度時，雖然最低工資對物流業(yè)高質(zhì)量增長的成本效應(yīng)和擠出效應(yīng)等負向作用不存在或影響不大，但最低工資對實現(xiàn)物流業(yè)高質(zhì)量增長的創(chuàng)新貢獻、資源配置優(yōu)化和促進消費支出等正向影響也不明顯，即最低工資并未能真正實現(xiàn)物流業(yè)高質(zhì)量增長的目標。當中西部地區(qū)的最低工資標準的實際強度遠遠高于最適強度時，最低工資對促進物流業(yè)高質(zhì)量增長的正向作用明顯，但反向作用水平更高，最低工資的“凈效應(yīng)”阻礙了物流業(yè)的高質(zhì)量增長。

基于以上分析可得出如下假設(shè)：當原本就擁有物流業(yè)發(fā)展先天優(yōu)勢的東部地區(qū)最低工資偏離度小于中西部地區(qū)最低工資偏離度時，東部地區(qū)的物流業(yè)增長優(yōu)勢會進一步拉大與中西部地區(qū)的差距，中國物流業(yè)增長的區(qū)域失衡程度會增加；相反，中國物流業(yè)高質(zhì)量增長的區(qū)域失衡程度下降時，最終可能實現(xiàn)物流業(yè)增長的區(qū)域均衡。

三、實證檢驗

(一)計量模型構(gòu)建

為了驗證最低工資標準偏離度的形成機制及其對物流業(yè)增長的區(qū)域失衡影響機制，本文構(gòu)建計量模型式(1)：

(1)

(二)變量說明與數(shù)據(jù)來源

(1)物流業(yè)增長logisticsit。以各省份“交通運輸、倉儲和郵政業(yè)”增加值除以當年本部門內(nèi)就業(yè)人數(shù)進行計算。該指標所涉及的數(shù)據(jù)來源于各年份的《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》，物流業(yè)在統(tǒng)計年鑒中對應(yīng)為“交通運輸、倉儲與郵政業(yè)”。

(2)最低工資標準(MWit)。鑒于本文的最低工資標準是省份層面的數(shù)據(jù)，本文參考許和連等(2016)的做法，使用每個省份的縣區(qū)層面的最低月工資標準數(shù)據(jù)，同時也考慮到每個縣區(qū)調(diào)整最低工資標準的次數(shù)與時間并無規(guī)律的事實，本文使用加權(quán)平均法計算其某一年的最低工資標準，以此作為該省份當年的最低工資標準數(shù)據(jù)。

(3)控制變量?？刂谱兞恐饕ǎ阂皇俏镔|(zhì)資本投入(Capital)和人力資本積累(hum)，物質(zhì)資本投入用“交通運輸、倉儲和郵政業(yè)”的固定資產(chǎn)投資數(shù)額除以就業(yè)人員表示，人力資本積累則采用就業(yè)人員平均受教育年限法測算；二是政府規(guī)模(gov)，用地方政府財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示；三是基礎(chǔ)設(shè)施(Infrastructure)，用人均運量占該地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?，其中運量等于貨運量與客運量之和；四是城市化水平(City)，用城市化率來代表，具體采用非農(nóng)業(yè)人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋砗饬浚晃迨侨司芍涫杖?Income)，人均可支配收入越高，其購買行為越活躍，從而間接帶動物流業(yè)的增長，本文運用城鎮(zhèn)和農(nóng)村的居民家庭人均可支配收入以及城鎮(zhèn)和農(nóng)村人口數(shù)據(jù)，通過加權(quán)平均法計算人均可支配收入；六是第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平(Agriculture)和第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平(Industry)，現(xiàn)代物流業(yè)是一個綜合性服務(wù)業(yè)，是為中國農(nóng)業(yè)和工業(yè)提供原材料、半成品和零部件等物料流動的服務(wù)部門，其增長必定與其他產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)生聯(lián)系，本文分別采用剔除價格因素后的人均農(nóng)業(yè)增加值或人均工業(yè)增加值反映中國第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)間的發(fā)展水平。上述控制變量所涉及的數(shù)據(jù)來源于《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國人口(和就業(yè))統(tǒng)計年鑒》、各省份的歷年《統(tǒng)計年鑒》和《新六十年統(tǒng)計資料匯編》。

表1為各變量的描述性統(tǒng)計。從標準差可以看出，各省份在物流業(yè)增長、固定資產(chǎn)投資、政府規(guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、城市化和居民可支配性收入等指標方面存在較為明顯的差距；相對而言，最低工資標準、人力資源積累與第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平方面的差距并沒有那么大。

表1 描述性統(tǒng)計

(三)最低工資標準的工具變量

最低工資標準與物流業(yè)增長之間可能存在反向因果關(guān)系，即區(qū)域物流業(yè)的增長會通過提升該地區(qū)物流就業(yè)人員工資水平的方式影響最低工資標準的調(diào)整。同時，盡管控制了地區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，但部分變量可能同時隨地區(qū)和時間而呈非線性變化，因此式(1)可能存在遺漏變量問題。這兩類問題都有可能導(dǎo)致內(nèi)生性。借鑒段志民等(2019)做法，本文選擇各地區(qū)平均工資的40%(wage×0.4)作為工具變量，具體做法是：先利用之前年份的行業(yè)工資和就業(yè)信息計算各省份平均工資的預(yù)測值，并將此預(yù)測值作為各省份平均工資的替代值，隨后將滯后一期預(yù)測值的40%作為工具變量。由于之前年份的工資和就業(yè)不受當下最低工資政策的影響，此工具變量完全能滿足外生性要求。由此，各省份之前年份平均工資預(yù)測值的具體計算公式為：

(2)

經(jīng)測算，各省份最低工資標準與其工具變量的相關(guān)系數(shù)為0.713，且在5%水平上顯著，滿足工具變量的相關(guān)性要求。同時，本文借鑒Aghion et al.(2005)的方法，用MWit的平方項作為工具變量，用MWit的工具變量與各虛擬變量相乘作為原先各交互項的工具變量。為了增強對比性，本文實證部分將運用1995—2017年29個省份的物流業(yè)省際面板數(shù)據(jù)和1993—2017年29個省份的總體服務(wù)業(yè)省際面板數(shù)據(jù)開展檢驗(因為西藏自治區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)缺失較多，故在本文中去掉；重慶市于1997年才設(shè)立為直轄市，為保持數(shù)據(jù)一致性，本文將重慶市并入四川省數(shù)據(jù))。

(四)實證檢驗的結(jié)果與分析

(1)最低工資標準促進物流服務(wù)業(yè)增長的最適強度檢驗。檢驗物流業(yè)是否存在最低工資標準的最適強度是本文開展后續(xù)研究工作的基礎(chǔ)。因此，本文將中國總體服務(wù)業(yè)作為參照組展開對比分析(表2)。表2第(1)列回歸結(jié)果顯示，最低工資標準的估計系數(shù)值顯著為正。為了檢驗最低工資標準在物流業(yè)增長的區(qū)域失衡中扮演的角色，本文以東部地區(qū)為基準組，在第(1)列中添加反映中西部地區(qū)的虛擬變量(Central、West)及其與最低工資標準的交互項。中西部地區(qū)的虛擬變量及其交互項的回歸結(jié)果均顯示，中國東部地區(qū)物流業(yè)與中西部地區(qū)之間存在區(qū)域失衡現(xiàn)象，并且隨著最低工資制度的強化，中西部地區(qū)與東部地區(qū)的差距被進一步拉大。這與本文提出的最低工資標準是造成物流業(yè)區(qū)域失衡重要原因的假設(shè)不謀而合。表2第(4)列中的總體服務(wù)業(yè)回歸結(jié)果顯示，最低工資標準促進了服務(wù)業(yè)的增長。

表2第(2)列、第(3)列的回歸結(jié)果顯示，最低工資標準對物流業(yè)增長促進作用穩(wěn)健。尤其是MW2的估計系數(shù)分別為-0.058和-0.054，且在5%水平下顯著，表明最低工資制度對物流業(yè)增長的影響呈倒“U”形特征。通過計算可得出第(2)列、第(3)列中的最低工資標準的最適強度分別是2012元和2298元，兩者平均值為2155元，即當中國物流業(yè)的最低工資標準達到2155元時，對物流業(yè)增長的促進作用達至最大。隨后我們又計算出2017年中國最低工資標準為1890元，比2155元低了足足265元(降低了約12.30%)。這說明中國物流業(yè)最低工資標準的實際強度仍然過低，需要進一步提升最低工資標準，以更好地推動物流業(yè)的增長。中國總體服務(wù)業(yè)的最低工資標準的最適強度平均值為2301元，說明物流業(yè)的增長對最低工資標準的變化更為敏感。

(2)最低工資的偏離度與物流業(yè)增長的區(qū)域失衡檢驗。在對物流業(yè)最低工資的最適強度是否存在進行驗證后，本文接下來準備借助東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三大區(qū)域的數(shù)據(jù)，對這些地區(qū)最低工資的偏離度與物流業(yè)增長的區(qū)域失衡關(guān)系進行對比。

表3中第(1)—(3)列的回歸結(jié)果顯示，不論是東部地區(qū)還是中西部地區(qū)的最低工資標準對其物流業(yè)增長的影響均呈倒“U”形關(guān)系，進一步可計算出東部地區(qū)、中部地區(qū)與西部地區(qū)三個地區(qū)的最低工資標準的最適強度值分別是2356元、2208元和2190元；對于中國總體服務(wù)業(yè)而言，相對應(yīng)地區(qū)的最低工資標準的“最適強度”值分別是2491元、2285元和2118元，總體上高于物流業(yè)的最低工資標準。通過對2017年中國東中西部三個地區(qū)的物流業(yè)最低工資標準的實際強度進行計算，結(jié)果分別為2281元、1893元和1675元，這一結(jié)果均低于各自地區(qū)的最低工資標準的最適強度，說明要推進中國物流業(yè)的均衡增長，各地區(qū)均需要更科學(xué)測算最低工資標準，并由此提升最低工資標準。

表3 最低工資標準最適強度與物流業(yè)增長的區(qū)域失衡檢驗

用百分比表示全樣本及其三大地區(qū)的最低工資標準的偏離度(表4)。全樣本物流業(yè)的最低工資標準偏離度為12.92%，即實際強度比最適強度低12.92%。東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的偏離度分別為3.18%、14.26%和23.52%，表明各地區(qū)最低工資標準的實際強度均比最適強度低，且西部地區(qū)要比東部地區(qū)和西部地區(qū)偏差得更為顯著。

表4 最低工資標準“最適強度”與實際執(zhí)行水平的偏離度

四、穩(wěn)健性檢驗

(一)基于2004年《最低工資規(guī)定》的穩(wěn)健性檢驗

考慮到中國于2004年正式實施《最低工資規(guī)定》，對最低工資標準的執(zhí)行具有重要的政策意義，而本文選取的數(shù)據(jù)段為1995—2017年。因此，為了檢驗前文回歸結(jié)果的可靠性，先用雙重差分法檢驗2004年《最低工資規(guī)定》的實施是否對最低工資標準產(chǎn)生影響，如果影響顯著，則再檢驗最低工資的偏離度對物流業(yè)增長的區(qū)域失衡影響的穩(wěn)健性。參考金岳等(2019)的研究思路，采用雙重差分得分傾向匹配(PSM-DID)方法，測量2004年《最低工資規(guī)定》實施對往后的最低工資的影響效應(yīng)。為避免出現(xiàn)選擇性偏差，構(gòu)造不同省份按《最低工資規(guī)定》要求提高本地最低工資水平的概率：

P=Pr(MW_yesj,0=1)=Φ{GDPj,t-1，AWj,t-1,Expendj,t-1，Cyclej,t-1,Provicej}

(3)

其中：MW_yesj,0=1表示各省份在《最低工資規(guī)定》頒布后確實調(diào)整了本地最低工資標準；正態(tài)累積分布函數(shù)φ(·)內(nèi)的GDPj,t-1、AWj,t-1、Expendj,t-1、Cyclej,t-1和Provicej變量分別代表j省份第t-1年的人均GDP、人均工資水平、居民人均支出水平以及第t年的最低工資標準中是否含有保險、最低工資標準更新時長和所屬省份信息。運用式(3)計算的最低工資平均處理效應(yīng)(ATT)，結(jié)果顯示，ATT分別在5%和10%的水平下顯著為正，充分說明中國2004年《最低工資規(guī)定》的實施確實推動了各省份最低工資標準的提升。接下來將對《最低工資規(guī)定》實施前后最低工資的偏離度對物流業(yè)增長的區(qū)域失衡影響進行區(qū)分檢驗。以2004年為分界線，進行分類回歸的結(jié)果如表5所示。

表5 2004年前后的最低工資標準與物流業(yè)增長的關(guān)系檢驗

表5回歸結(jié)果顯示，對于中國東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三個不同樣本而言，在運用2004年前和2004年后的最低工資標準指標時，MW的回歸系數(shù)值均顯著為正，而MW2的回歸系數(shù)值均顯著為負，其計量結(jié)果與前文的分析結(jié)論一致。進一步測算全樣本以及東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)各自的最低工資標準的實際強度、最適強度和偏離度(表6中的基于“最低工資規(guī)定”的穩(wěn)定性檢驗部分)發(fā)現(xiàn)：一直以來，中國物流業(yè)及總體服務(wù)業(yè)的最低工資標準的實際強度均低于最適強度，而且有逐年拉大的趨勢。綜上，中國物流業(yè)增長所需要的最低工資標準依然有待于做出科學(xué)的調(diào)整。同時，分析中國三個區(qū)域的最低工資偏離度情況可以看出，不論是2004年前還是2004年后的偏離度，東部地區(qū)的要比中部地區(qū)和西部地區(qū)都要小，中部地區(qū)要比西部地區(qū)要小，如果這種現(xiàn)狀不改變，將導(dǎo)致中國物流業(yè)增長區(qū)域失衡程度被進一步拉大。

表6 分區(qū)域分樣本最低工資標準的偏離度

表7顯示了分別運用2004年前與2004年后的最低工資標準數(shù)據(jù)進行回歸的結(jié)果。從中國總體服務(wù)業(yè)的回歸結(jié)果看，不論是《最低工資規(guī)定》實施的2004年前還是2004年之后，回歸系數(shù)值均顯著為負，表明最低工資偏離度的差異與物流業(yè)增長的區(qū)域失衡程度之間的關(guān)系并不受2004年《最低工資規(guī)定》實施的影響，且這一影響依然呈現(xiàn)顯著的倒“U”形特征。中國物流業(yè)的回歸結(jié)果與總體服務(wù)業(yè)類似，Ration_MW的回歸系數(shù)值同樣顯著為負，即東部地區(qū)的最低工資偏離度對本地區(qū)物流業(yè)增長的影響更顯著，從而導(dǎo)致三大地區(qū)間的物流業(yè)增長的失衡程度被進一步拉大。綜上所述，以《最低工資規(guī)定》實施的2004年為界線，分別對最低工資偏離度的差異影響物流服務(wù)業(yè)增長區(qū)域失衡程度進行穩(wěn)健性檢驗，其結(jié)果與基準回歸結(jié)果一致。

表7 最低工資標準的偏離度與物流業(yè)增長區(qū)域失衡的檢驗

考慮到雙重差分得分傾向匹配(PSM-DID)方法并不是穩(wěn)健性檢驗的最優(yōu)解決方案。由此，我們借助斷點回歸(RD)模型，在不損失樣本的前提下，比較分析實驗組(2004年以后)與對照組(2004年以前)的政策效應(yīng)。設(shè)計計量模型式(4)如下：

(4)

其中：treat是虛擬變量，2004年之前就執(zhí)行最低工資標準制度的省份取值為1，2004年之后才執(zhí)行最低工資標準制度的省份取值為0；系數(shù)β1衡量了最低工資對物流業(yè)增長的影響。其它變量與式(1)相同。

由于最低工資制度從1993年立法確立，直到2004年方才正式完全實施，這一時間非常長，各地區(qū)、各省份不可能預(yù)先判斷這一時間點，因此，2004年時間選擇具有隨機性。另外，本文對式(4)的控制變量進行連續(xù)性檢驗，結(jié)果見表8。表8結(jié)果顯示，在以八個控制變量為解釋變量的回歸中，最低工資的估計系數(shù)均未通過顯著性檢驗，表明各控制變量在邊界處均無顯著差異，不存在跳躍現(xiàn)象，滿足了連續(xù)性假設(shè)條件，這保證了估計的有效性。

表8 控制變量連續(xù)性檢驗的回歸結(jié)果

表9 最低工資標準與物流業(yè)增長關(guān)系的RD模型檢驗

表9中的第(1)—(4)列是利用RD方法的局部線性回歸的估計結(jié)果，依次為整體物流業(yè)和東部、中部及西部三個地區(qū)物流業(yè)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，最低工資標準對物流業(yè)增長影響通過了顯著性檢驗，表明中國實施最低工資標準有利于物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展，具體估計系數(shù)處于0.8～1.3之間，對物流業(yè)提升效果十分顯著。為了檢驗非參數(shù)方法得到結(jié)果的穩(wěn)健性，表9中的第(5)—(8)列是式(4)的參數(shù)方法估計的結(jié)果。結(jié)果顯示，雖然RD模型的參數(shù)回歸結(jié)果與非參數(shù)回歸結(jié)果在具體數(shù)值上存在一定的差異，但其代表的經(jīng)濟意義是一致的，即：最低工資標準制度的實施有利于中國物流業(yè)的增長。依據(jù)RD模型非參數(shù)回歸所得到估計系數(shù)測算全樣本以及東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)各自的最低工資標準的實際強度、最適強度和偏離度，具體見表10。分別運用表10中2004年前與2004年后的最低工資標準數(shù)據(jù)檢驗最低工資標準的偏離度與物流業(yè)增長區(qū)域失衡，具體見表11。所得出的結(jié)論與基準回歸結(jié)果一致，即最低工資標準制度促進了中國物流業(yè)的發(fā)展，但在不同區(qū)域內(nèi)的影響程度存在顯著的差異性。這也是導(dǎo)致中國物流業(yè)增長出現(xiàn)區(qū)域失衡的重要原因。

表10 分區(qū)域分樣本最低工資標準的偏離度

表11 最低工資標準的偏離度與物流業(yè)增長區(qū)域失衡的檢驗

(二)基于微觀上市物流公司的穩(wěn)健性檢驗

接下來，本文選取物流業(yè)A股上市公司的微觀數(shù)據(jù)開展對上述研究結(jié)論的穩(wěn)健性進行檢驗。研究樣本來源于“深交所”和“上交所”兩地上市的物流公司，其中深交所的“G運輸倉儲”類有32家，上交所的“G交通運輸、倉儲和郵政業(yè)”有72家，總計104家，時間跨期為2009—2018年。為了進行對比研究，本文還選取了同時間段內(nèi)的A股服務(wù)業(yè)上市公司259家。

回歸結(jié)果見表5中第(7)—(9)列。表5結(jié)果顯示，最低工資標準對總體服務(wù)業(yè)增長、物流業(yè)增長的影響均顯著為正，但MW2的影響均顯示為負，可以推斷最低工資標準的實際強度小于最適強度。根據(jù)表6中“基于‘物流上市公司’的穩(wěn)定性檢驗部分的數(shù)據(jù)可以看出，東部地區(qū)最低工資偏離度小于中西部地區(qū)的偏離度，東部地區(qū)的物流業(yè)上市公司增長優(yōu)勢相對于中西部地區(qū)的物流上市公司被進一步擴大，從而可能導(dǎo)致物流業(yè)增長的區(qū)域失衡問題更加突出。表12中第(5)—(8)列的回歸結(jié)果顯示，Ration_MW的回歸系數(shù)均為顯著的負值，再次證實了東部地區(qū)相對于中西部地區(qū)的偏離度要更小，對東部地區(qū)物流業(yè)增長優(yōu)先于中西部地區(qū)，更易擴大地區(qū)之間的增長失衡程度。表12中第(1)—(4)列的中國總體服務(wù)業(yè)的回歸結(jié)果雖然與物流業(yè)的結(jié)果不完全一致，但其經(jīng)濟含義相似，即最低工資偏離度是導(dǎo)致服務(wù)業(yè)增長區(qū)域失衡的重要推手。

表12 最低工資標準的偏離度與物流業(yè)增長區(qū)域失衡的檢驗

五、進一步探討：傳導(dǎo)機制檢驗

本文接下來借鑒Baron et al.(1986)的依次檢驗法(Causual Steps)進行中介效應(yīng)分析，以進一步探討前文所述的最低工資標準對物流業(yè)增長的作用渠道是否存在，由此構(gòu)建式(5)：

ln log isticsvarit=η0+η1ln MWit+∑θjXijt+μi+γi+εit

(5)

其中，因變量log isticsvarit表示一系列物流業(yè)當期的特征變量，具體包括：(1)物流業(yè)創(chuàng)新水平(innovation)，分別采用物流業(yè)的研發(fā)投入資金額(R&D)與專利授權(quán)數(shù)(Patent)兩類指標代表物流產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新投入及其產(chǎn)出，以衡量物流業(yè)的創(chuàng)新水平；(2)資源優(yōu)化配置分別用高層次人力資本比重(Humpro)和全要素生產(chǎn)率(Tfp)衡量，其中高層次人力資本比重采用16年受教育水平(大專及以上人員)的人數(shù)占全部就業(yè)人數(shù)的比重，因無法準確計算低效率企業(yè)退出與高效率企業(yè)的在位與進入的數(shù)據(jù)，但根據(jù)魏下海等(2018)的研究，最低工資標準會通過市場清理效應(yīng)(低效率企業(yè)退出，高效率企業(yè)續(xù)存)提升全要素生產(chǎn)率，因此本文借用物流業(yè)的全要素生產(chǎn)率替代最低工資標準影響下的企業(yè)進入與退出情況，物流業(yè)的全要素生產(chǎn)率采用半?yún)?shù)OP方法計算得到；(3)人均消費支出增長率(Consume)，考慮到?jīng)]有物流業(yè)的居民消費支出數(shù)據(jù)，本文采用總體服務(wù)業(yè)的居民人均消費支出的同比增長率替代物流業(yè)的人均消費支出變化情況。其他變量與式(1)中相同。估計結(jié)果如表13所示，模型中使用的物流業(yè)當期特征變量均采用一階滯后項。

表13 最低工資標準對物流業(yè)增長的作用機制檢驗：中介效應(yīng)(1)

表13中的第(1)—(2)列的估算結(jié)果顯示，最低工資標準(MW)的上調(diào)顯著地促進了研發(fā)投入資金額(R&D)的增加，專利授權(quán)數(shù)(Patent)雖然回歸系數(shù)顯示為正，但不顯著?？赡艿那闆r是：企業(yè)雖然投入了大量的研發(fā)資金用于創(chuàng)新，但因創(chuàng)新風(fēng)險過高、創(chuàng)新效率較低或是創(chuàng)新周期過長影響到了創(chuàng)新成果的產(chǎn)出，所以最低工資標準提升后會刺激企業(yè)投入研發(fā)經(jīng)費提升創(chuàng)新水平，但創(chuàng)新成果并不是特別理想。第(3)—(4)列的回歸結(jié)果顯示,最低工資標準顯著地促進了企業(yè)用工質(zhì)量的改善，即減少了低技能的員工，留下或錄用了高技能的員工，雖然最低標準與物流業(yè)全要素生產(chǎn)率回歸系數(shù)值為正，但因沒有通過顯著性檢驗，相對于最低工資標準通過快速地調(diào)整用工質(zhì)量，生產(chǎn)率的改變可能具有延遲性。第(5)列是最低工資標準對居民消費支出影響的估算結(jié)果，雖然相對于其他特征變量而言，回歸系數(shù)并不算大，但也通過了顯著性檢驗，這表明最低工資標準的上調(diào)會通過增加勞動者工資收入方式促進其消費支出增加。這一研究結(jié)論與Aaronson et al.(2012)和張軍等(2017)的研究結(jié)論是一致的。

表14是剔除沒有通過顯著性檢驗的專利授權(quán)數(shù)和全要素生產(chǎn)率兩項特征變量后，而基于區(qū)域視角，利用式(5)檢驗最低工資標準與物流業(yè)各特征變量關(guān)系的空間異質(zhì)性。結(jié)果顯示，在人力資源優(yōu)化力度方面，西部地區(qū)要比中部地區(qū)和東部地區(qū)都大，這可能與中國東部地區(qū)和中部地區(qū)原本的人力資源配置已經(jīng)較好有關(guān)，從而導(dǎo)致調(diào)整余地比西部地區(qū)更少，這也可以從研發(fā)投入(R&D)與最低工資標準的回歸系數(shù)得到佐證。正是考慮到調(diào)整勞動力的不易，東部地區(qū)和中部地區(qū)的物流業(yè)更多地從創(chuàng)新入手，利用更多技術(shù)手段提升效率，以應(yīng)對工資成本上漲造成的企業(yè)經(jīng)營困境，也因此可以解釋人均工資水平與最低工資標準之間的回歸系數(shù)較小的原因。最低工資標準對居民消費支出的影響，東部地區(qū)要比中部地區(qū)顯著，但在西部地區(qū)沒有通過顯著性檢驗。可能的原因是：西部地區(qū)居民收入原本就不算高，即便提高了工資標準后的收入，也主要用于日常生活中的必需支出，其“提振效果”并沒有東中部高收入地區(qū)明顯。

表14 最低工資標準對物流業(yè)增長的影響機制檢驗：中介效應(yīng)(2)

接下來構(gòu)建式(6)估算物流業(yè)特征變量(R&D、Humpro和Consume)對物流業(yè)增長的影響程度，進而測量出物流特征變量在最低工資標準與物流業(yè)增長之間的中介效應(yīng)：

(6)

表15 最低工資標準對物流業(yè)增長的影響機制檢驗：中介效應(yīng)(3)

六、研究結(jié)論與政策啟示

本文從最低工資標準偏離度視角出發(fā)，研究物流業(yè)區(qū)域失衡的形成機制，并借助于中國物流業(yè)省際面板數(shù)據(jù)和上市公司微觀數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗研究，得出如下穩(wěn)健的研究結(jié)論：最低工資標準有力地推動了中國物流業(yè)的高質(zhì)量增長。在中國以推動服務(wù)業(yè)尤其是現(xiàn)代綜合性物流業(yè)發(fā)展過程中，除了需要花大力氣爭取人力資本、物質(zhì)資本等有形資本投入外，政府還需要做好以最低工資標準為代表的制度建設(shè)。研究還發(fā)現(xiàn)，最低工資標準對物流業(yè)增長的影響先揚后抑，即呈現(xiàn)倒“U”形影響，結(jié)合中國各省份最低工資實際強度的測算發(fā)現(xiàn)，不論是中國全國還是東中西部地區(qū)，最低工資實際強度還未到達最適強度，仍處于正向傳導(dǎo)效應(yīng)大于負向傳導(dǎo)效應(yīng)階段。因此，各地政府應(yīng)當根據(jù)本地的經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀進一步提高最低工資標準，以加強其對物流業(yè)增長的促進作用。同時還發(fā)現(xiàn)，東中西部各區(qū)域最低工資偏離度的差異是拉大各區(qū)域間物流業(yè)增長失衡的重要因素。

本文還對最低工資標準影響物流業(yè)增長的區(qū)域失衡作用機制進行了檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，最低工資制度會通過增加研發(fā)投入、增加高技能員工的比重、促進人均消費支出等正向傳導(dǎo)機制促進物流業(yè)的增長，當然，這一影響程度在不同區(qū)域存在差異性，正是這種區(qū)域間的影響差異性才造成了中國物流業(yè)增長存在區(qū)域失衡。因此，最低工資制度為中國處理物流業(yè)乃至服務(wù)業(yè)在區(qū)域內(nèi)高質(zhì)量增長及區(qū)域間的均衡發(fā)展提供了政策思路，即政府在完善最低工資標準制度時，不僅需要考慮各省份的宏觀經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境上的差異，還需權(quán)衡其對創(chuàng)新投入與產(chǎn)出、就業(yè)結(jié)構(gòu)變化、居民消費支出變化、企業(yè)用工結(jié)構(gòu)以及吸引外資等方面帶來的影響。

基于本文研究結(jié)論，這對我們的政策啟示是：(1)從物流企業(yè)角度，企業(yè)在暫時調(diào)整用工結(jié)構(gòu)以緩沖經(jīng)營成本上漲的不利后果后，還應(yīng)該通過創(chuàng)新方式實現(xiàn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，根據(jù)市場的變化調(diào)整服務(wù)品結(jié)構(gòu)，當然，在創(chuàng)新過程中不僅要考慮投資數(shù)額，還要重視創(chuàng)新過程的效率與效果。(2)從政府管理角度。最低工資標準是由政府制定并強制實施的，這一制度在保障勞動者權(quán)益的同時，也使部分企業(yè)經(jīng)營負擔不斷加重。另外，根據(jù)本文物流業(yè)與總體服務(wù)業(yè)的對比分析可知，最低工資標準的最適強度在不同行業(yè)、地區(qū)間具有差異性。因此，若要建立相對平衡的最低工資制度，需要在甄別性地測算行業(yè)勞動成本的基礎(chǔ)上，采用科學(xué)方法制定最低工資標準，強化最低工資制度實施的行業(yè)精準性，以此提高制度執(zhí)行力。在使最低工資制度真正保障勞動者利益促進消費支出的同時，尚需要平衡勞資雙方的利益分配，以實現(xiàn)工資增長與生產(chǎn)就業(yè)的協(xié)調(diào)。