劉恩猛 呂文棟

1 引 言

最低工資（MW）制度的初衷是保護低收入者的權(quán)益、減少勞資糾紛、促進社會公平，但卻因為可能增加失業(yè)（Neumark等，2004［1］；馬雙等，2012［2］）或提高企業(yè)勞動力成本負擔（馬雙等，2012［2］；Aaronson等，2012［3］；邸俊鵬和韓清，2015［4］；趙瑞麗和何歡浪，2021［5］），導致其在學術(shù)界一直存在爭議。我們2017年7月做的浙江企業(yè)創(chuàng)新障礙調(diào)查結(jié)果也顯示，44%的中小企業(yè)表示最低工資的不斷提高對勞動力成本影響較大。而Acemoglu（2010）［6］、林煒（2013）［7］、趙西亮和李建強（2016）［8］研究發(fā)現(xiàn)勞動力成本上升會促進企業(yè)創(chuàng)新，最低工資會倒逼企業(yè)采取相應(yīng)措施來提高企業(yè)生產(chǎn)率（劉貫春等，2017［9］；蔣靈多和陸毅，2017［10］；劉恩猛和呂文棟，2020［11］；李建強等，2021［12］），這些措施可以歸結(jié)為某種類型的（廣義）創(chuàng)新（劉恩猛和呂文棟，2019［13］）。由此，以上研究成果可總結(jié)出最低工資、勞動力成本、企業(yè)創(chuàng)新和企業(yè)生產(chǎn)效率四者之間的影響關(guān)系如圖1所示。

圖1 最低工資、企業(yè)勞動力成本、企業(yè)創(chuàng)新和企業(yè)生產(chǎn)率間的關(guān)系

較高的最低工資給企業(yè)增加了勞動力成本壓力卻能促進生產(chǎn)率提高，在這中間，促進創(chuàng)新是非常關(guān)鍵的一環(huán)。然而，對于中小企業(yè)（SMEs）來說，最低工資真的能促進其創(chuàng)新嗎？一般來說，和大型企業(yè)相比，中小企業(yè)雖然承擔了更多的就業(yè)，但其員工工資水平較低，勞動力成本受到最低工資提高帶來的沖擊較大。又因為部分中小企業(yè)在技術(shù)、資本、人才等方面的積累較少，創(chuàng)新能力較弱，其利用創(chuàng)新來應(yīng)對最低工資沖擊的措施選擇較少，進而可能會影響其創(chuàng)新產(chǎn)出。但若將非研發(fā)創(chuàng)新①鄭剛等（2014）［14］將非研發(fā)創(chuàng)新歸類為四種：技術(shù)和知識采用、反求工程與模仿創(chuàng)新、集成創(chuàng)新和市場創(chuàng)新，這些非研發(fā)創(chuàng)新為中小企業(yè)帶來了活力和發(fā)展機會。本文所關(guān)注的就是由研發(fā)創(chuàng)新和非研發(fā)創(chuàng)新一起構(gòu)成的廣義的創(chuàng)新。也納入創(chuàng)新的范疇，則中小企業(yè)應(yīng)對最低工資的措施會變得相對豐富。

限于數(shù)據(jù)可得性等原因，已有研究成果將中小企業(yè)的（廣義）創(chuàng)新產(chǎn)出作為研究對象的還較少，國內(nèi)類似實證研究成果大都利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)或上市公司數(shù)據(jù)等，研究對象均為規(guī)模以上的企業(yè)，比較集中，忽略了部分中小企業(yè)。另外，已有研究成果所得MW對創(chuàng)新的影響非正即負，并未考慮MW影響的兩面性，這可能與研究對象、樣本分組標志選擇及創(chuàng)新產(chǎn)出指標的選擇有關(guān)。本文將以中小企業(yè)廣義創(chuàng)新產(chǎn)出為研究對象，先分析MW對SMEs創(chuàng)新產(chǎn)出的兩種影響途徑，實證中利用浙江企業(yè)創(chuàng)新障礙問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，結(jié)合Weibull潛變量模型方法的分組對比（Lu等，2016［15］）與次序logit模型，檢驗MW對SMEs專利申請數(shù)量和創(chuàng)新利潤占比的影響，以及企業(yè)工資支付能力的調(diào)節(jié)作用，甄別MW對創(chuàng)新產(chǎn)出影響的兩面性。

2 研究設(shè)計

李后建（2017）［16］，王小霞等（2018）［17］總結(jié)了最低工資對企業(yè)創(chuàng)新影響的各種可能路徑，具體到中小企業(yè)，我們將其歸納為兩條：一是通過勞動力成本影響創(chuàng)新，若企業(yè)短期內(nèi)生產(chǎn)投入不變，最低工資提高帶來勞動力成本的上升，可能會擠壓企業(yè)的創(chuàng)新資源投入；二是通過創(chuàng)新預期收益的改善來影響創(chuàng)新，這里可以細分為兩種情況：①最低工資的提高會帶動平均收入的提高和需求的增加或需求結(jié)構(gòu)的升級（王小華和溫濤，2015［18］），改善企業(yè)創(chuàng)新預期收益，促進其增加創(chuàng)新資源投入；②最低工資的提高倒逼企業(yè)利用創(chuàng)新來應(yīng)對由此帶來的勞動力成本上升等負面影響，企業(yè)之所以會創(chuàng)新是因為創(chuàng)新比不創(chuàng)新帶來的收益高或損失小。受到最低工資提高帶來的沖擊時，企業(yè)可以通過利用適合自身的廣義的創(chuàng)新活動，抵消最低工資擠出創(chuàng)新資源的負面影響（劉恩猛和呂文棟，2019［13］），這里企業(yè)體現(xiàn)出的是積極應(yīng)對。

在以上傳導機制中，工資支付能力是關(guān)鍵的調(diào)節(jié)變量，我們按照工資支付能力的強弱將中小企業(yè)分為兩類。工資支付能力弱的企業(yè)表現(xiàn)為員工工資增長緩慢，這類企業(yè)受最低工資影響較大，可選的創(chuàng)新措施有限，最低工資的提高，更多的表現(xiàn)出的是對創(chuàng)新資源的擠出效應(yīng)，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出有負面影響。而支付能力強的企業(yè)，表現(xiàn)為員工工資增長較快，最低工資的提高對其勞動力成本影響較小，但若能由此改善企業(yè)的創(chuàng)新收益預期，企業(yè)就會增加創(chuàng)新投入（產(chǎn)出），因此最低工資對這類企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出無顯著影響或有正面影響，這取決于企業(yè)對于最低工資的提高是否影響了企業(yè)的創(chuàng)新收益預期。

由此，我們提出兩個研究假設(shè)：

1）最低工資標準對工資支付能力弱的中小企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出有負面影響；

2）最低工資標準對工資支付能力強的中小企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出有正面影響或沒有影響。

本文實證部分先按企業(yè)工資支付能力將中小企業(yè)分組，對比不同組間企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出是否存在顯著差異，由于本文的產(chǎn)出均使用的次序變量，傳統(tǒng)的方差分析不再適用，因此我們將利用Weibull潛變量模型方法的進行分組對比，檢驗不同類型中小企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出的差異。然后設(shè)計次序logit模型，控制更多的影響企業(yè)產(chǎn)出的因素，檢驗最低工資（MW）對不同工資支付能力的中小企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

3 最低工資對中小企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出影響的實證分析

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文的實證分析所用數(shù)據(jù)是浙江省企業(yè)創(chuàng)新障礙調(diào)查數(shù)據(jù)。浙江省是全國民營經(jīng)濟最為發(fā)達的地區(qū)之一，中小企業(yè)眾多，最低工資水平較高，是研究最低工資影響中小企業(yè)創(chuàng)新的理想對象。本次調(diào)查主要采取問卷調(diào)查的形式，向浙江省各類企業(yè)（覆蓋所有規(guī)模、產(chǎn)業(yè)、所有制等）發(fā)放問卷，調(diào)查時間為2017年7月10日至2017年7月20日。問卷中問題的設(shè)計參考了眾多與最低工資、企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)的研究成果。問卷數(shù)量按各地區(qū)企業(yè)數(shù)量占全省企業(yè)數(shù)量的比例進行分配。問卷發(fā)放采取多階段抽樣，實際發(fā)放問卷1072份，回收有效問卷893份，有效率為83.3%，其中被調(diào)查對象為SMEs的有效問卷744份。

3.2 創(chuàng)新產(chǎn)出的分組對比

創(chuàng)新，如今已被作為國家發(fā)展戰(zhàn)略之一，是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化的重要保障。作為主要創(chuàng)新主體的企業(yè)發(fā)揮著關(guān)鍵作用，然而，“創(chuàng)新能力不足”一直是我國大部分企業(yè)尤其是中小企業(yè)發(fā)展的硬傷。我們的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，有研發(fā)創(chuàng)新的中小企業(yè)占比僅為40%；有發(fā)明專利的中小企業(yè)占比僅為17.50%；47.34%的中小企業(yè)表示因為創(chuàng)新不足而失去了一些發(fā)展的機會。

本文的創(chuàng)新產(chǎn)出指標設(shè)置了兩個：企業(yè)近一年申請專利數(shù)量（pat）和企業(yè)（廣義）創(chuàng)新利潤占比（rex），變量含義與賦值見表3。兩個指標都能描述企業(yè)的創(chuàng)新能力，創(chuàng)新利潤占比更是進一步的描述了企業(yè)創(chuàng)新轉(zhuǎn)化成利潤的能力。為較高程度上保證數(shù)據(jù)的準確性，兩個變量均被設(shè)置為數(shù)量區(qū)間或百分比區(qū)間轉(zhuǎn)換而來的次序變量，但這么處理后的數(shù)據(jù)在做組間對比時不能使用傳統(tǒng)的方差分析。本文利用Lu等（2016）［15］提出的基于Weibull潛變量模型方法，該方法對比的不是總體均值，而是總體的中位數(shù)Mi，它比均值更穩(wěn)健，不易受分布尾部取值的影響?？傮w分布的中位數(shù)可利用與模型參數(shù)的關(guān)系得到，而模型參數(shù)可通過極大似然估計法得到估計值。給定顯著性水平α，多個處理兩兩比較的假設(shè)檢驗的步驟如下：

表3 變量信息說明

（3）臨界值計算與比較

這種方法檢驗功效較高，對于小樣本、組間異方差等情況也同樣穩(wěn)健，非常適用于社會調(diào)查中的次序型變量間的分組對比。

由于勞動力成本是主要影響途徑之一，工資支付能力可能是關(guān)鍵的調(diào)節(jié)變量，因此我們以企業(yè)員工工資增長率（gwage，和2015年相比①距離我們調(diào)查最近的一次浙江最低工資標準的調(diào)整發(fā)生在2015年，所以本文中的一些增長率變量均是以2015年為基期。）為分組變量，工資增長率≤10%為一組（子樣本1），>10%的為一組（子樣本2）。子樣本1中的企業(yè)可以認為是工資支付能力較弱，不足以支付工資的快速增長，在創(chuàng)新資源投入方面容易受到最低工資上升的擠壓；子樣本2中的企業(yè)可以認為工資支付能力較強，能應(yīng)對工資的較快增長，創(chuàng)新資源投入方面受最低工資增長帶來的壓力較小。

兩類創(chuàng)新產(chǎn)出的分組數(shù)據(jù)見表1，對比結(jié)果見表2。從對比結(jié)果上看，兩類創(chuàng)新產(chǎn)出在兩個組間都存在著顯著差異，工資支付能力較強的企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出較多。

表1 工資增長速度gwage和專利數(shù)量pat、創(chuàng)新利潤占比rex的列聯(lián)表

至此，我們得到初步結(jié)論：中小企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出在工資支付能力不同的組間存在顯著差異。在此分組的基礎(chǔ)上我們利用次序logit模型，進一步檢驗最低工資對中小企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，并確認工資支付能力的調(diào)節(jié)作用。

3.3 次序logit模型分析

（1）模型設(shè)定

由于因變量專利申請數(shù)量（pat）和創(chuàng)新利潤占比（rex）是創(chuàng)新產(chǎn)出的兩類不同的體現(xiàn)，且都是次序型變量，所以本文的計量模型以此兩變量為因變量建立兩個次序logit模型。由于調(diào)查數(shù)據(jù)為截面數(shù)據(jù)，且因變量創(chuàng)新產(chǎn)出為流量（比），所以最低工資（mw）選用企業(yè)所在地區(qū)最高檔次最低工資標準的增長率，以此來體現(xiàn)短期影響。浙江省的最低工資標準2003年之后細化為四個檔次，各地區(qū)根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平的不同，規(guī)定了各自實施的最低工資標準的檔次，大部分地級市執(zhí)行的標準同時存在多個。我們假設(shè)勞動力在同一地區(qū)可以自由流動，企業(yè)所用最低工資標準按所在地區(qū)最高的標準計算。

表3 變量信息說明

企業(yè)的創(chuàng)新動力主要源于自身發(fā)展需求引致的內(nèi)部動力（或約束）和政府、市場等因素帶來的外部動力（或約束）。因此，我們將控制變量分為兩類，一類為影響企業(yè)創(chuàng)新的某些企業(yè)特征，包括企業(yè)的規(guī)模、企業(yè)融資成本、勞動力成本、企業(yè)盈利能力、所有制、所屬產(chǎn)業(yè)、創(chuàng)新人才缺失情況、自有核心技術(shù)的競爭力、創(chuàng)新投入意愿等；另一類為影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的外部因素，包括企業(yè)所在行業(yè)競爭程度、企業(yè)所在地方的經(jīng)濟發(fā)展水平等。我們此處還試著用企業(yè)所在地區(qū)的虛擬變量控制經(jīng)濟發(fā)展水平等因素，但這些虛擬變量與mw的共線性較嚴重，所以我們選擇了共線性較弱的經(jīng)濟發(fā)展水平等級（ord）。三個產(chǎn)業(yè)中我們將第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)放入模型，第一產(chǎn)業(yè)為對比基礎(chǔ)。由于麗水市的樣本數(shù)據(jù)較少且數(shù)據(jù)質(zhì)量不高，不進入研究樣本，因此我們總共利用了浙江省十個地區(qū)的調(diào)查樣本數(shù)據(jù)。各個變量的說明、賦值與簡單描述統(tǒng)計見3?？梢钥闯雒駹I中小企業(yè)占比較大，盈利能力較差，中小企業(yè)創(chuàng)新人才缺失比較嚴重，所在行業(yè)的競爭程度比較激烈，企業(yè)員工工資增長較快，融資成本較高，企業(yè)鼓勵員工創(chuàng)新力度較大。

（2）次序logit模型參數(shù)估計結(jié)果及mw的邊際效應(yīng)計算

由于模型自變量較多，通過觀察斯皮爾曼相關(guān)系數(shù)矩陣我們發(fā)現(xiàn)多個自變量相關(guān)性顯著。為避免共線性問題，我們利用逐步回歸法，始終保留最低工資變量，其它控制變量進入模型的標準是顯著性檢驗t統(tǒng)計量對應(yīng)的p值小于0.1。

表4 最低工資對中小企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出影響的次序logit模型回歸結(jié)果

續(xù)表

經(jīng)過初步回歸發(fā)現(xiàn)，在全樣本下，兩類模型中的mw變量均不顯著，可能的原因的是，將受不同方向影響的個體混在了一起，導致了影響方向的不明確和統(tǒng)計上的不顯著。和前文分組對比一致，我們將總樣本分為兩個子樣本，這也在一定程度上控制了工資成本對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。模型的回歸結(jié)果見表4，最低工資mw的邊際效應(yīng)計算結(jié)果見表5，其它控制變量的邊際效應(yīng)的解釋均為，控制變量每增加1單位，因變量=1的概率變動方向和次序logit模型中的系數(shù)符號相反，因變量>1的概率的變動方向和次序logit模型中的系數(shù)符號相同，每個變量邊際效應(yīng)的和為0。結(jié)合表4和表5，給出實證結(jié)果的解釋：

表5 mw的邊際效應(yīng)計算

模型1，mw的系數(shù)估計值顯著為負，邊際效應(yīng)也顯著，即對于工資支付能力較弱的中小企業(yè)，其它條件不變的情況下，若mw增速每提高1%，此類企業(yè)專利申請數(shù)量落入最低檔次的概率增加0.42，落入第二檔的概率減小0.25，落入最高檔次的概率減小較少0.17，即最低工資增長越快越不利于企業(yè)專利申請數(shù)量的增加，最低工資限制了企業(yè)的創(chuàng)新，更多體現(xiàn)出的是擠出效應(yīng)，這印證了假設(shè)1）。控制變量的系數(shù)估計值及變量的邊際效應(yīng)符合預期：其它變量不變的情況下，企業(yè)鼓勵創(chuàng)新力度越強，越有利于企業(yè)增加發(fā)明專利數(shù)量；和其它所有制相比，民營企業(yè)的發(fā)明專利產(chǎn)出較少；企業(yè)轉(zhuǎn)型升級程度越高，越有利于企業(yè)專利申請數(shù)量增加。從各變量的邊際效應(yīng)的變化規(guī)律來看，都是邊際效應(yīng)遞減的，即中小企業(yè)的專利申請數(shù)量升高變得越來越困難。

模型2，mw的系數(shù)估計值顯著為正，邊際效應(yīng)也顯著，即對于工資支付能力較強的中小企業(yè)，其它條件不變，若mw增速每提高1%，企業(yè)專利申請數(shù)量落入最低檔次的概率會減小0.196，落入第二檔次的概率會增加0.12，落入最高檔次的概率增加0.076，但邊際效應(yīng)有遞減現(xiàn)象，即最低工資增長越快會促進企業(yè)創(chuàng)新專利申請數(shù)量增加，說明最低工資促進了企業(yè)的創(chuàng)新，這印證了假設(shè)2）?？赡艿脑蚴亲畹凸べY倒逼了企業(yè)創(chuàng)新，或改善了其創(chuàng)新收益預期，其正面影響大于擠出效應(yīng)?？刂谱兞康南禂?shù)估計值及變量的邊際效應(yīng)符合預期：其它變量不變的情況下，企業(yè)核心技術(shù)競爭力越強，越有利于企業(yè)增加發(fā)明專利數(shù)量；和其它所有制相比，民營企業(yè)的發(fā)明專利產(chǎn)出較少；企業(yè)轉(zhuǎn)型升級程度越高，越有利于企業(yè)專利申請數(shù)量增加；行業(yè)競爭程度越激烈越不利于企業(yè)增加發(fā)明專利數(shù)量；企業(yè)盈利能力越強，越有利于企業(yè)增加發(fā)明專利數(shù)量。從邊際效應(yīng)的變化規(guī)律來看，都是邊際效應(yīng)遞減的。

模型3，mw系數(shù)顯著為負，邊際效應(yīng)也顯著，即對于工資支付能力較弱的中小企業(yè)，mw增速每提高1%，企業(yè)創(chuàng)新利潤占比落入最低檔次的概率會提高0.33，落入第二檔次的概率會下降0.17，落入第三檔的概率下降0.09，落入最高檔的概率會下降0.07，即最低工資增長越快企業(yè)創(chuàng)新利潤占比增高的可能性越小，最低工資限制了此類企業(yè)的創(chuàng)新，這印證了假設(shè)1）?？刂谱兞康南禂?shù)估計值與變量的邊際效應(yīng)符合預期：其它變量不變的情況下，行業(yè)競爭帶來的影響依然是負面的；企業(yè)盈利能力對企業(yè)創(chuàng)新利潤占比有正影響；企業(yè)鼓勵創(chuàng)新力度越強，越有利于企業(yè)創(chuàng)新利潤占比的提高。

模型4，mw系數(shù)和邊際效應(yīng)都不顯著，即對于工資支付能力較強的中小企業(yè)，沒有體現(xiàn)出擠出效應(yīng)，也沒有體現(xiàn)倒逼企業(yè)創(chuàng)新或改善創(chuàng)新預期的正面效應(yīng)，這也印證了假設(shè)2）。這和模型2的結(jié)果不同，可能的原因有兩個，一是企業(yè)從發(fā)明專利的產(chǎn)出到利用其盈利還需時間，在截面數(shù)據(jù)模型中還未體現(xiàn)出；二是企業(yè)增加的部分專利并不能為企業(yè)帶來利潤的顯著上升，比如集成創(chuàng)新中的外觀設(shè)計專利等。控制變量的系數(shù)估計值與變量的邊際效應(yīng)符合預期：其它變量不變的情況下，企業(yè)核心技術(shù)越強，越有利于企業(yè)創(chuàng)新利潤占比的提高；行業(yè)競爭帶來的影響依然是負面的；企業(yè)盈利能力對企業(yè)創(chuàng)新利潤占比有正影響；創(chuàng)新人才的缺失對創(chuàng)新利潤占比有負面影響；企業(yè)融資成本越高越有利于企業(yè)創(chuàng)新占比的提高，原因是高資金成本會推高企業(yè)的預期收益，而創(chuàng)新雖然有風險但卻是提高收益的有效途徑；企業(yè)鼓勵創(chuàng)新力度越強，越有利于企業(yè)創(chuàng)新利潤占比的提高；企業(yè)創(chuàng)新投入意愿越強越有利于企業(yè)創(chuàng)新利潤占比提高；對比模型3和4發(fā)現(xiàn)，如果工資增加較慢，和其它產(chǎn)業(yè)相比，第三產(chǎn)業(yè)的中小企業(yè)創(chuàng)新利潤占比更高；相反，如果工資增加較快，第三產(chǎn)業(yè)的中小企業(yè)創(chuàng)新利潤占比則更低，可能的原因是工資增長過快會擠出三產(chǎn)企業(yè)的創(chuàng)新資源投入。

（3）穩(wěn)健性與內(nèi)生性討論

計量模型的穩(wěn)健性檢驗方面，我們改用次序probit模型結(jié)合逐步回歸，所得結(jié)果中mw回歸系數(shù)符號、顯著性及邊際效應(yīng)的顯著性依然不變，邊際效應(yīng)的大小相差不大，說明模型比較穩(wěn)健。

MW內(nèi)生性討論方面，最低工資增長率都是市場公開數(shù)據(jù)，不存在測量誤差；模型中控制變量考慮比較全面，用于分組的工資增長率也較好的控制了勞動力成本對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，可以認為不存在遺漏和mw相關(guān)的重要控制變量。至于雙向因果，最低工資標準對于同一地區(qū)（可以是縣、區(qū)或市的級別）的企業(yè)都是相同的，和具體企業(yè)的異質(zhì)性可以認為沒有相關(guān)性，所以對于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出來說，最低工資標準是外生的。另外，2004年關(guān)于最低工資的勞動和社會保障部令第21號第八條：“最低工資標準的確定和調(diào)整方案，由省、自治區(qū)、直轄市人民政府勞動保障行政部門會同同級工會、企業(yè)聯(lián)合會/企業(yè)家協(xié)會研究擬訂”，從最低工資標準制定過程看，單個中小企業(yè)在標準制定過程中并無太多的話語權(quán)，基本上是最低工資標準的接受者，最低工資標準的外生性很強。因此，本文不考慮最低工資內(nèi)生性問題。

4 結(jié)論與啟示

本文先從理論上分析了最低工資對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的兩類可能的影響途徑——勞動力成本與創(chuàng)新預期收益，然后利用浙江企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，基于Weibull潛變量模型方法進行分組對比，結(jié)果顯示工資支付能力強的中小企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出高；從分樣本的次序logit模型回歸結(jié)果看，最低工資對工資支付能力較弱的中小企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出有較顯著的負面影響，主要體現(xiàn)出的是擠出效應(yīng)；而對工資支付能力較強的中小企業(yè)的專利申請數(shù)量有正面影響，對創(chuàng)新利潤占比沒有顯著影響。工資支付能力具有顯著的調(diào)節(jié)作用，較清晰的分辨出了最低工資對創(chuàng)新影響的兩面性?；谝陨涎芯拷Y(jié)論，我們得到以下啟示：

在浙江省創(chuàng)新強省戰(zhàn)略的大背景下，從中小企業(yè)創(chuàng)新的角度看，最低工資制度成為了一把雙刃劍：最低工資標準促進了浙江工資支付能力較強的中小企業(yè)的創(chuàng)新，對產(chǎn)業(yè)升級或結(jié)構(gòu)調(diào)整可產(chǎn)生積極的作用；但浙江省最低工資標準經(jīng)過多年的上調(diào)，已經(jīng)對中小企業(yè)的勞動力成本產(chǎn)生了較大影響，阻礙了工資支付能力較弱的企業(yè)的創(chuàng)新。

又由于最低工資對創(chuàng)新產(chǎn)出有邊際效應(yīng)遞減現(xiàn)象，所以政府在制定最低工資標準時不宜增長過快或過于頻繁的調(diào)整，在保證低收入勞動者及其家庭生活保障的同時，還要考慮企業(yè)的承受能力，尤其是工資支付能力較弱的企業(yè)，最低工資標準過高或許會使企業(yè)冒險不執(zhí)行，或?qū)е螺^多的失業(yè)等副作用。

但從調(diào)查數(shù)據(jù)看，中小企業(yè)創(chuàng)新類型仍以非研發(fā)創(chuàng)新為主，政府除了關(guān)注研發(fā)創(chuàng)新外，也要鼓勵與扶持中小企業(yè)，尤其是研發(fā)能力暫時較弱的企業(yè)，可以先走非研發(fā)創(chuàng)新的路徑。

中小企業(yè)在面臨最低工資標準等外部約束時，要根據(jù)自身特點，積極選擇相應(yīng)的廣義創(chuàng)新措施，抵消這些外部約束帶來的負面影響，增強自身活力。中小企業(yè)在創(chuàng)新的同時還需注重創(chuàng)新的市場化，縮短創(chuàng)新周期，挖掘創(chuàng)新產(chǎn)品的市場潛力，盡快實現(xiàn)收益，讓創(chuàng)新真正服務(wù)于企業(yè)的發(fā)展。

由于我們調(diào)查對象是仍然存活的企業(yè)，那些因最低工資不斷上漲而倒閉、退出市場的企業(yè)并沒有出現(xiàn)在我們的觀測樣本中，所以最低工資制度在創(chuàng)新產(chǎn)出方面的負面影響可能并沒有被完全反映出來，或許比我們調(diào)查分析得到的沖擊還要大。