王 靜,李鳳萍

(南京審計(jì)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,江蘇 南京 211815)

一、 引言

改革開放四十年以來,中國勞動(dòng)用工成本不斷提升。一方面,第七次人口普查資料顯示我國人口出生數(shù)量逐年遞減,人口老齡化日益凸顯,勞動(dòng)力年齡人口出現(xiàn)不斷減少的局面,勞動(dòng)力的相對稀缺成為導(dǎo)致勞動(dòng)力成本上升的一個(gè)重要因素。另一方面,由勞動(dòng)和社會(huì)保障部頒布的《最低工資規(guī)定》作為一項(xiàng)勞動(dòng)保護(hù)制度,一定程度上改善了中國勞動(dòng)力價(jià)格偏低問題,但其強(qiáng)制規(guī)定了用人單位支付給勞動(dòng)者的最低薪酬,因而隨著執(zhí)行力度和調(diào)整幅度逐年加大,勞動(dòng)力成本不斷上升[1]。

一般認(rèn)為,最低工資具有“燈塔效應(yīng)”,企業(yè)平均工資隨最低工資的上漲而提升[2]。最低工資標(biāo)準(zhǔn)對企業(yè)造成的工資成本壓力,迫使企業(yè)做出適應(yīng)性生產(chǎn)調(diào)整,例如企業(yè)采用資本或技術(shù)替代勞動(dòng),通過影響企業(yè)內(nèi)部資源配置作用于生產(chǎn)率提升[3-4];或促使企業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新投入,通過技術(shù)進(jìn)步提升生產(chǎn)率水平[5]。然而,有關(guān)最低工資的文獻(xiàn)主要聚焦于對就業(yè)[6]、工資率[7]、勞動(dòng)生產(chǎn)率[5]以及勞動(dòng)收入份額[8-9]等方面的影響,鮮有文獻(xiàn)討論最低工資對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。

此外,現(xiàn)有文獻(xiàn)對全要素生產(chǎn)率的影響因素研究較為廣泛,如進(jìn)口中間品對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響研究,大都認(rèn)為中間進(jìn)口品有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升[10];資源錯(cuò)配對全要素生產(chǎn)率的影響研究,大都認(rèn)為資本要素錯(cuò)配使得全要素生產(chǎn)率大受損失[11];創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的影響研究,尚未得出一致結(jié)論,一些研究表明企業(yè)創(chuàng)新能力增強(qiáng)對全要素生產(chǎn)率提升具有促進(jìn)作用[12],另一些研究則表明創(chuàng)新研發(fā)抑制了全要素生產(chǎn)率的增長[13]。還有學(xué)者從養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)率[14]、匯率變動(dòng)[15]、技術(shù)進(jìn)步[16]等視角討論了全要素生產(chǎn)率的決定因素,然而鮮有文獻(xiàn)以最低工資為切入點(diǎn)對全要素生產(chǎn)率展開分析。

本文的創(chuàng)新點(diǎn)與邊際貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在以下三個(gè)方面:首先,討論最低工資對全要素生產(chǎn)率的影響,并從企業(yè)所有制、融資約束程度和地區(qū)間的差異進(jìn)行異質(zhì)性探討,在一定程度上豐富了有關(guān)的研究內(nèi)容。其次,將最低工資與要素替代、技術(shù)替代和全要素生產(chǎn)率納入同一框架研究,對提升最低工資系列研究進(jìn)行拓展,為我國現(xiàn)行的最低工資對全要素生產(chǎn)率的影響研究提供有益的借鑒。最后,本文使用手工搜集的2012—2019年全國405個(gè)地級市最低工資標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)、中國上市公司數(shù)據(jù),對提升最低工資的效應(yīng)和機(jī)理進(jìn)行了實(shí)證研究,研究內(nèi)容較為翔實(shí)。

二、 理論分析與研究假設(shè)

關(guān)于最低工資與全要素生產(chǎn)率的文獻(xiàn)不多見,且結(jié)論并不統(tǒng)一。有學(xué)者認(rèn)為最低工資的提高會(huì)提升全要素生產(chǎn)率,原因在于最低工資促使企業(yè)增加創(chuàng)新投入、專利申請和技能升級,提升產(chǎn)品價(jià)格、加成率和產(chǎn)品質(zhì)量,從而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率[17]。也有部分學(xué)者持反對意見,認(rèn)為工資上漲并不利于企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的提高[18]。例如最優(yōu)的勞動(dòng)力流動(dòng)率可以使生產(chǎn)最大化,而存在最低工資的情況下無法實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力流動(dòng)率最優(yōu),企業(yè)全要素生產(chǎn)率將會(huì)有所下降[19]。鑒于此,本文通過梳理最低工資影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的機(jī)理進(jìn)一步判斷其對全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。

(一) 最低工資通過要素替代效應(yīng)和技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)作用于企業(yè)全要素生產(chǎn)率

最低工資具有成本效應(yīng)、激勵(lì)效應(yīng)、替代效應(yīng)和創(chuàng)新效應(yīng),其中,技術(shù)創(chuàng)新和資源替代是最低工資影響全要素生產(chǎn)率水平的主要渠道[20]。這兩種渠道的影響相互獨(dú)立,互為平行影響關(guān)系。

資本投入要素替代方面,企業(yè)面臨不斷上升的最低工資時(shí),會(huì)選擇增加資本要素投入以替代勞動(dòng)要素,從而控制總生產(chǎn)成本使之不會(huì)大幅增加。多數(shù)研究表明,我國不斷提高的最低工資使得企業(yè)的資本存量增加,資本勞動(dòng)要素之間存在較為明顯的替代效應(yīng)。資本對勞動(dòng)的替代提高了要素配置效率,有助于全要素生產(chǎn)率的提升[21]。中間品投入要素替代方面,最低工資如何影響企業(yè)中間品投入尚未見文獻(xiàn)支撐,但可以明確的是,國際貿(mào)易的自由化會(huì)改變一國原有生產(chǎn)過程中要素投入的比例,中間品貿(mào)易自由化將影響中間品要素的投入比例,進(jìn)而影響一國的就業(yè)水平和企業(yè)的技術(shù)升級[22]。進(jìn)口中間投入品面臨的要素投入成本較低,增加中間品投入要素的替代能夠提高企業(yè)生產(chǎn)率。

基于以上分析可知,最低工資有助于優(yōu)化資本要素配置效率,從而減少資本扭曲造成的企業(yè)全要素生產(chǎn)率損失,因此,本文提出研究假設(shè)H1。

H1:最低工資通過資本要素和中間品要素這兩種要素替代效應(yīng)作用于企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

一方面,最低工資的成本效應(yīng)“倒逼”企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長,從而提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。有學(xué)者認(rèn)為,最低工資的上升不僅使得企業(yè)加大研發(fā)投入、提高運(yùn)營效率和運(yùn)營業(yè)績,還會(huì)促使企業(yè)以自動(dòng)化、智能化設(shè)備代替勞動(dòng)生產(chǎn),進(jìn)而提高企業(yè)生產(chǎn)效率[23]。另一方面,創(chuàng)新具有周期長、不確定性等特點(diǎn),考慮到最低工資的成本壓力可能加劇部分企業(yè)財(cái)務(wù)資金緊縮的困境,特別是勞動(dòng)密集型企業(yè),為彌補(bǔ)勞動(dòng)力成本而減少對研發(fā)的投入,不利于企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng),尤其是對研發(fā)能力不足的企業(yè),從而不利于全要素生產(chǎn)率的提升。持相反觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為,最低工資的上調(diào)對企業(yè)的研發(fā)投入和新產(chǎn)品產(chǎn)出有明顯的抑制作用且具有異質(zhì)性,特別對于低生產(chǎn)率、低加成率、低工資和高融資約束的企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)負(fù)面影響較大[24]。基于此,本文提出假設(shè)H2。

H2:最低工資通過技術(shù)創(chuàng)新的抑制效應(yīng)大于促進(jìn)效應(yīng)時(shí),不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

綜上所述,本文認(rèn)為最低工資通過要素替代和技術(shù)創(chuàng)新兩條渠道影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。圖1展示了最低工資對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制。

圖1 最低工資對全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制

(二) 最低工資影響全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性分析

1. 企業(yè)所有制與全要素生產(chǎn)率

國有企業(yè)和非國有企業(yè)因產(chǎn)權(quán)屬性不同,存在不對等的資源分配和政策約束,從而導(dǎo)致了全要素生產(chǎn)率的不同。國有企業(yè)一般具有隱性擔(dān)保,且國有企業(yè)規(guī)模大,拖欠債務(wù)的風(fēng)險(xiǎn)會(huì)減少,其信貸規(guī)模有所增加[25]。相對于私營企業(yè)來說,可以更方便地獲得金融資源。

但是,國有企業(yè)也會(huì)受到更多的政策約束。第一,國有企業(yè)存在超額雇員的現(xiàn)象,與民營企業(yè)相比,國有企業(yè)在雇傭流程上更為規(guī)范,很難做出解雇員工這樣的調(diào)整,從而制約了國有企業(yè)采用要素替代的方法,來提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。第二,國有企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)會(huì)使其經(jīng)營績效和股價(jià)收益下降,雖然政府和高管都能從企業(yè)所有制中受益,國有企業(yè)也能享受相關(guān)政策優(yōu)惠,但這無法抵消政策性負(fù)擔(dān)帶來的負(fù)面影響。

2. 融資約束程度與全要素生產(chǎn)率

融資約束降低了企業(yè)資產(chǎn)設(shè)備更新速度和創(chuàng)新投入水平,不利于全要素生產(chǎn)率的提高,放松資金限制可以讓公司擴(kuò)大生產(chǎn)和運(yùn)營[26]。實(shí)際上,企業(yè)在面臨融資制約的情況下,即使生產(chǎn)方式的調(diào)整是合理的,也可能會(huì)因?yàn)橘Y金不足或資本成本過高失去轉(zhuǎn)型的良機(jī)。因此,企業(yè)用工成本上升時(shí),面臨較高融資約束的企業(yè)會(huì)在資本投入和企業(yè)創(chuàng)新方面受到約束,進(jìn)而影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

3. 地區(qū)分布與全要素生產(chǎn)率

我國不同地區(qū)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率整體上有很大的不同,表現(xiàn)出較為明顯的區(qū)域差異。從要素生產(chǎn)率、要素配置效率和要素生產(chǎn)率協(xié)同調(diào)度三個(gè)角度對中國區(qū)域?qū)哟我厣a(chǎn)率分析,東部區(qū)域要素生產(chǎn)率要比中部、西部地區(qū)高,而在要素配置效率方面,除了勞動(dòng)力配置效率,西部、中部區(qū)域的要素配置效率要比東部高[27]。

圖2為用LP法計(jì)算的分地區(qū)全要素生產(chǎn)率結(jié)果。東部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率較高,中部地區(qū)次之,西部地區(qū)最低。此外,東部地區(qū)2018年的全要素生產(chǎn)率開始呈現(xiàn)下降的趨勢,但是2019年有所回升,總體仍然呈現(xiàn)出一個(gè)逐年上漲的趨勢。中部和西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率則分別呈現(xiàn)逐年上漲趨勢,但是中部和西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率均低于東部地區(qū)。東、中、西部地區(qū)的全要素增長率整體上表現(xiàn)為逐年增長,并且三個(gè)地區(qū)的差異在逐年縮小。從最低工資政策實(shí)施情況來看,政府在制定最低工資時(shí),經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的最低工資也普遍高于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū),我國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)非均衡發(fā)展態(tài)勢,存在明顯的地區(qū)差異。

圖2 2012—2019年東、中、西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率

綜上,本文根據(jù)中國上市公司所有權(quán)性質(zhì)、融資約束水平和地區(qū)分布展開了異質(zhì)性分析,并提出假設(shè)H3。

H3:對于國有性質(zhì)、融資約束程度較高、位于東部和中部的企業(yè)來說,最低工資上調(diào)幅度越大,對全要素生產(chǎn)率的擠出效應(yīng)越強(qiáng)。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 模型構(gòu)建

本文以企業(yè)的全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量,地級市的最低工資作為核心解釋變量,并加入控制變量,計(jì)量模型設(shè)定如下:

lnTFPcijt=β0+β1lnWagect+β2Xcijt+λi+θi+μi+εcijt

(1)

其中,下標(biāo)c、i、j、t分別代表城市、企業(yè)、行業(yè)和年份。Xcijt代表控制變量的集合,λi、θi、μi分別表示時(shí)間、行業(yè)、城市固定效應(yīng)。λi控制的是所有省份共有的時(shí)間因素,如宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊、商業(yè)周期、財(cái)政政策和貨幣政策等;θi控制了相對該行業(yè)不變的因素和行業(yè)間彼此的差異;μi控制的是各省份不隨時(shí)間變化的特征,如氣候、地理特征和自然稟賦等;εcijt為誤差項(xiàng)。本文關(guān)注的核心解釋變量是lnWagect和參數(shù)β1,如果β1顯著為負(fù)值,則可推斷最低工資上升對企業(yè)的全要素生產(chǎn)率存在顯著的擠出效應(yīng)。

在回歸之前,本文采用了Hausman檢驗(yàn),結(jié)果顯示P值小于0.05,說明原假設(shè)不成立,因此選擇固定效應(yīng)模型。本文在實(shí)證研究時(shí),先同時(shí)控制時(shí)間、城市和行業(yè)固定效應(yīng)進(jìn)行回歸。因?yàn)槠髽I(yè)所在的行業(yè)和城市也是固定的,在控制了企業(yè)固定效應(yīng)之后,不需要再加入城市和行業(yè)固定效應(yīng),所以緊接著用企業(yè)-年份雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行進(jìn)一步研究[28]。

(二) 變量界定

1. 被解釋變量:全要素生產(chǎn)率(TFP)。由于OP法要求企業(yè)的實(shí)際投入必須大于0,這一限制導(dǎo)致在估計(jì)過程中損失很多企業(yè)樣本,而LP方法在OP方法基礎(chǔ)上通過替換變量的辦法解決了樣本損失問題,所以本文主要選擇LP方法測度企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,并將它作為本文的核心被解釋變量。此外,本文分別采用OLS法、FE法、OP法和GMM法測度的企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2. 核心解釋變量:最低工資(Wage)。由于地級市的最低工資數(shù)據(jù)沒有統(tǒng)一的來源,本研究對全國各省區(qū)市的勞動(dòng)保障網(wǎng)站、政府網(wǎng)站、政府公報(bào)、統(tǒng)計(jì)年鑒等資料進(jìn)行了整理和匯總,得出了2012—2019年全國405個(gè)地級市3240個(gè)最低工資的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),取對數(shù)值作為本文的核心解釋變量。

3. 控制變量:本文從企業(yè)的內(nèi)部特性和外部影響因素兩個(gè)角度來分析控制變量。參照余淼杰、劉睿雯等的相關(guān)研究[28-29],選取企業(yè)的內(nèi)部特性變量包括:企業(yè)規(guī)模(Scale)、企業(yè)持續(xù)時(shí)間(Age)、固定資產(chǎn)(Asset)、是否享受政府補(bǔ)助(Subsidy)等。赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)(HHI)則是外部影響因素,用某特定市場上所有企業(yè)的市場份額的平方和來表示。

同時(shí),參照劉貫春等的做法[30],將同一省份除該地區(qū)外其他地區(qū)的平均最低工資的對數(shù)值作為對應(yīng)最低工資的工具變量(lnWage_IV)。借鑒鄭東雅和皮建才的研究[31],采用人均資本密度表示企業(yè)的資本投入強(qiáng)度(lnCap_intensity),用以2012年為基期平減后得出的人均資本密度實(shí)際值表示。借鑒傅元海等的研究[32],中間品投入強(qiáng)度(lnInter_good)用以2012年為基期平減后得出的人均中間品投入實(shí)際值來表示。其中,中間品投入借鑒魯曉東和連玉君的研究[33]計(jì)算得出,創(chuàng)新投入(lnInnovation)則用人均研發(fā)投入的對數(shù)值表示。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 2012—2020年樣本相關(guān)變量描述性統(tǒng)計(jì)

(三) 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于上市公司數(shù)據(jù)庫。405個(gè)地級市的最低工資標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)來源于各地級市人力資源和社會(huì)保障局網(wǎng)站,通過手動(dòng)搜集整理得出。本文選取了2012—2019年的上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。在進(jìn)行數(shù)據(jù)預(yù)處理時(shí),剔除了數(shù)據(jù)缺失比較嚴(yán)重的公司、金融公司、ST和*ST公司。

四、 最低工資對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響效應(yīng)的檢驗(yàn)

(一) 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2為最低工資與全要素生產(chǎn)率的基準(zhǔn)回歸模型。列(1)為控制了時(shí)間、城市和行業(yè)固定效應(yīng)后,最低工資標(biāo)準(zhǔn)對全要素生產(chǎn)率的影響,回歸系數(shù)為-0.209,在5%水平上顯著,這說明最低工資與全要素生產(chǎn)率存在明顯的負(fù)向關(guān)系,即最低工資對全要素生產(chǎn)率提升存在基礎(chǔ)效應(yīng)。列(2)在列(1)的基礎(chǔ)上加入控制變量,回歸結(jié)果基本不變,系數(shù)為-0.187,在5%水平上顯著,驗(yàn)證了結(jié)果的可靠性。列(3)和列(4)使用了企業(yè)-年份雙向固定效應(yīng)(1)第五、第六部分的機(jī)制檢驗(yàn)和異質(zhì)性檢驗(yàn)均只采用企業(yè)-年份雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。進(jìn)行回歸。兩列的結(jié)果分別與列(1)、列(2)的結(jié)果基本保持一致,但顯著性水平有所提升,表明最低工資對全要素生產(chǎn)率的提升確實(shí)存在擠出效應(yīng)。加入控制變量之后,回歸系數(shù)為-0.192,最低工資每增加10%,企業(yè)的全要素生產(chǎn)率平均減少1.92%。由列(4)可知,規(guī)模越大、存續(xù)時(shí)間越長、享受政府補(bǔ)助、資本密集度較低以及行業(yè)競爭程度較低的企業(yè)的全要素生產(chǎn)率較高。

表2 最低工資對全要素生產(chǎn)率的影響

(二) 工具變量回歸結(jié)果

由于提高全要素生產(chǎn)率不是隨機(jī)性的,它會(huì)受到企業(yè)規(guī)模、要素密集程度等因素的影響,因此,在回歸分析時(shí),會(huì)出現(xiàn)樣本選取的偏誤和遺漏變量等問題,為了進(jìn)一步解決內(nèi)生性問題,本文選取是同一省份除該地區(qū)外其他地區(qū)的平均最低工資的對數(shù)值作為對應(yīng)的工具變量。具體原因如下:同一省的地理位置、要素稟賦、歷史文化等各要素相似程度高,政府制定的最低工資水平具有很高的關(guān)聯(lián)度,滿足有效工具變量的相關(guān)性假設(shè)。而且,同省其他地區(qū)的政府在確定當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的最低工資時(shí)很少考慮個(gè)體影響,對當(dāng)?shù)氐娜厣a(chǎn)率水平?jīng)]有太大的影響,所以也符合有效工具變量的外生性假定。表2列(5)至列(8)顯示,在使用工具變量后的回歸結(jié)果高于基準(zhǔn)回歸模型,進(jìn)一步驗(yàn)證了最低工資對全要素生產(chǎn)率的抑制作用。采用工具變量后,控制變量回歸系數(shù)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致,并且回歸系數(shù)絕對值的大小基本一致。

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 擴(kuò)充樣本容量。本文增加了2020年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了穩(wěn)健性分析。針對數(shù)據(jù)庫中個(gè)別變量2020年份的數(shù)據(jù)缺失這一問題,本文根據(jù)變量2018年和2019年的數(shù)據(jù)算出相應(yīng)增長率,再以2019年的數(shù)據(jù)為基期估算2020年的數(shù)據(jù),以此得出2012年至2020年的面板數(shù)據(jù),然后再次進(jìn)行基準(zhǔn)回歸?；貧w結(jié)果(2)受篇幅所限,本文未報(bào)告穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果,如有需要,可向作者索取。顯示,最低工資仍顯著抑制了全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng),擴(kuò)充樣本后,面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果在1%水平上顯著為負(fù),最低工資對全要素生產(chǎn)率的抑制作用大小為0.18,與原始數(shù)據(jù)差異較小,研究結(jié)果的穩(wěn)健性得到驗(yàn)證。

2. 替換因變量。本部分就不同的全要素生產(chǎn)率測算方法進(jìn)行替換因變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn),包括OLS法、FE法、OP法和GMM法?；貧w結(jié)果顯示,四種方法測算的全要素生產(chǎn)率均顯著受到最低工資的擠出效應(yīng)影響,OLS法和FE法測算全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)大小較為接近,OP法和GMM法測算全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)大小較為接近,相對于LP法,采用OLS法和FE法所表現(xiàn)出的抑制作用更小,采用OP法和GMM法所表現(xiàn)出的抑制作用更大。

綜上所述,最低工資對采用各種方法測度的全要素生產(chǎn)率都表現(xiàn)出了顯著的抑制作用,支持了前文的假設(shè)H1。

五、 最低工資影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的機(jī)制檢驗(yàn)

本部分參考Baron和Kenny的逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)法[34],通過中介效應(yīng)模型,從要素替代和技術(shù)替代效應(yīng)兩個(gè)路徑,檢驗(yàn)最低工資對全要素生產(chǎn)率的影響。為解決回歸中存在的內(nèi)生性問題,同時(shí)使得出的結(jié)論更可靠,本文使用工具變量替換核心解釋變量進(jìn)行回歸(3)下文均使用同一省份除該地區(qū)外其他地區(qū)的平均最低工資作為對應(yīng)的工具變量進(jìn)行驗(yàn)證。。

(一) 基于要素替代效應(yīng)的機(jī)制檢驗(yàn)

本部分利用人均資本密度的對數(shù)值來度量企業(yè)的資本投入水平,采用人均中間品投入的對數(shù)值來度量企業(yè)中間產(chǎn)品的投入強(qiáng)度。

表3采用資本投入強(qiáng)度檢驗(yàn)資本替代效應(yīng)。Sobel檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)結(jié)果依然顯著,說明資本投入在最低工資調(diào)整和全要素生產(chǎn)率之間的中介效應(yīng)顯著,中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為5.01%和3.72%。

表3 基于資本投入強(qiáng)度的要素替代效應(yīng)

值得注意的是,在這一機(jī)制中,中介效應(yīng)和直接效應(yīng)的符號相反,雖然中間變量在發(fā)揮作用,總效應(yīng)卻可能因?yàn)橹苯雍烷g接效應(yīng)的相互抵消而不再顯著,即可能存在所謂的遮掩模型,嚴(yán)重的話會(huì)影響因變量和自變量的整體關(guān)系。結(jié)合回歸結(jié)果分析發(fā)現(xiàn),列(3)和列(6)最低工資的回歸系數(shù)的絕對值小于列(1)和列(4)回歸系數(shù)的絕對值,表明最低工資上升對全要素生產(chǎn)率發(fā)揮的直接擠出效應(yīng)大于最低工資上升發(fā)揮的總擠出效應(yīng),總的擠出效應(yīng)確實(shí)因?yàn)橹虚g效應(yīng)和直接效應(yīng)符號相反被削弱。

綜上,資本投入的增加顯著促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提高,最低工資上漲雖然抑制了全要素生產(chǎn)率的提高,卻促使企業(yè)調(diào)整生產(chǎn)方式,以增加資本設(shè)備投入的方式應(yīng)對勞動(dòng)力成本上升的影響,資本替代效應(yīng)存在。

表4采用企業(yè)中間品投入強(qiáng)度檢驗(yàn)中間品替代效應(yīng)。結(jié)果顯示,中間品投入能夠解釋最低工資對企業(yè)全要素生產(chǎn)率消極影響的39.18%,中介效應(yīng)效果較為突出,最低工資能夠通過影響中間品要素的投入比例去改變企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。表3和表4表明,盡管資本替代和中間品替代效應(yīng)都是在一定條件下最低工資上升抑制企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平提高的中介機(jī)制,但資本替代效應(yīng)的中介效應(yīng)較小,通過中間品的投入對全要素生產(chǎn)率的擠出作用更強(qiáng)。

表4 基于中間投入強(qiáng)度的要素替代效應(yīng)

由最低工資分別基于資本投入和中間品投入作用于全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的中介效應(yīng)可知,最低工資能夠通過要素替代效應(yīng)作用于企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,支持了前文的假設(shè)H1。

(二) 基于技術(shù)替代效應(yīng)的機(jī)制檢驗(yàn)

表5表明,創(chuàng)新投入是最低工資抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平提高的中介機(jī)制,在最低工資對全要素生產(chǎn)率的抑制過程中,最低工資上調(diào)抑制了企業(yè)的創(chuàng)新投入,在未使用工具變量和使用工具變量測量的情況下,中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值分別為14.44%和18.27%。勞動(dòng)力成本提高對企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的影響較為明顯,加之研發(fā)產(chǎn)出成果具有滯后性,短期內(nèi)最低工資上調(diào)時(shí)極大可能對研發(fā)投入會(huì)產(chǎn)生擠出作用,并通過這一路徑削弱企業(yè)創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的提升效果,即,最低工資對技術(shù)創(chuàng)新的抑制效應(yīng)大于促進(jìn)效應(yīng),不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升,支持了假設(shè)H2。

表5 基于創(chuàng)新投入強(qiáng)度的技術(shù)替代效應(yīng)

六、 最低工資影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性檢驗(yàn)

(一) 基于企業(yè)所有權(quán)的異質(zhì)性分析

不同所有制企業(yè)的生產(chǎn)力水平有一定的差別,本研究總樣本為19287家,其中國有企業(yè)為7076家,非國有企業(yè)為12211家。表6列(1)至列(4)顯示,最低工資調(diào)整對國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率抑制力度更強(qiáng),這表明近年來我國國有企業(yè)雖然得到了更多的財(cái)政資源和補(bǔ)助支持,但同時(shí)面臨著較大的政策性壓力,影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

表6 基于企業(yè)所有權(quán)、融資約束程度的異質(zhì)性分析

(二) 基于融資約束程度的異質(zhì)性分析

融資約束水平不同,最低工資對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的擠出效應(yīng)存在異質(zhì)性。本文參考Hadlock和Pierce構(gòu)造的SA指數(shù)[35],以此衡量企業(yè)的融資約束水平,SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age。其中,Size表示企業(yè)規(guī)模對數(shù),Age表示企業(yè)年齡對數(shù),SA指數(shù)越大,企業(yè)所受到的融資約束越嚴(yán)重。同時(shí),參照冀云陽和高躍的做法[36],根據(jù)計(jì)算出的指數(shù),按其均值將企業(yè)分為兩組進(jìn)行研究,其中高于均值的企業(yè)表示受融資約束程度較高,否則視為受融資約束程度較低。結(jié)果顯示,最低工資調(diào)整給融資約束水平較高的企業(yè)帶來的影響更大,當(dāng)前形勢下為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展,企業(yè)應(yīng)改善融資結(jié)構(gòu),避免最低工資調(diào)整帶來的勞動(dòng)力成本上漲對全要素生產(chǎn)率的影響。

(三) 基于地區(qū)分布的異質(zhì)性分析

中國區(qū)域間的生產(chǎn)力差異是導(dǎo)致地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡的重要原因。表7表明最低工資調(diào)整對東部和中部地區(qū)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率擠出作用顯著,對西部地區(qū)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率沒有影響,中部地區(qū)的擠出效應(yīng)要高于東部地區(qū),使用工具變量后西部地區(qū)的擠出作用仍不顯著。東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá),企業(yè)數(shù)量比較多,相關(guān)政策執(zhí)行比較嚴(yán)格,企業(yè)在生產(chǎn)發(fā)展過程中受到的約束較大,而西部的發(fā)展程度比較低,對勞動(dòng)力的依賴程度比較高,為平衡東、中、西部地區(qū)的生產(chǎn)率差異,可以對東部地區(qū)的稅收給予一定的減免,對西部地區(qū)給予一定的補(bǔ)貼扶持。

表7 基于地區(qū)分布的異質(zhì)性分析

以上實(shí)證研究支持了假設(shè)H3,即對于國有性質(zhì)、融資約束程度較高、位于東部和中部的企業(yè)來說,最低工資調(diào)整越大對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的擠出效應(yīng)越強(qiáng)。

七、 結(jié)論性評述

本文旨在厘清我國最低工資對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究表明:(1)最低工資上調(diào)會(huì)降低企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。(2)最低工資對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的擠出效應(yīng),國有企業(yè)高于非國有企業(yè),受到的融資約束程度越高的擠出效應(yīng)越強(qiáng),對中部地區(qū)的擠出效應(yīng)強(qiáng)于東部地區(qū)。(3)最低工資標(biāo)準(zhǔn)越高,企業(yè)越傾向于通過要素替代和技術(shù)替代來改變生產(chǎn)效率。

本文根據(jù)以上研究,提出以下政策建議:第一,重視最低工資對全要素生產(chǎn)率的影響。政府應(yīng)結(jié)合企業(yè)發(fā)展需要,制定合理的最低工資標(biāo)準(zhǔn)。一方面,應(yīng)加快國有企業(yè)改革步伐,增強(qiáng)國有部門競爭優(yōu)勢,要減少國有企業(yè)的政策負(fù)擔(dān),進(jìn)而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。另一方面,地方政府在制定和調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)時(shí),要充分考慮區(qū)域的差別。第二,加強(qiáng)金融機(jī)構(gòu)改革,增強(qiáng)金融服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的作用。中小企業(yè)、民營企業(yè)在資金約束高時(shí),往往會(huì)采取勞動(dòng)密集型的生產(chǎn)方式,而隨著最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升,企業(yè)成本負(fù)擔(dān)越來越重,長期以來積累的勞動(dòng)優(yōu)勢也逐漸消失,在融資困難、融資貴背景下,我們需要通過深化金融體制改革、降低企業(yè)融資約束等措施,減少最低工資標(biāo)準(zhǔn)對中小企業(yè)和私營企業(yè)的負(fù)面影響。第三,完善市場競爭機(jī)制,提高技術(shù)革新水平和市場對要素的配置能力。從研究結(jié)論來看,由于資本要素替代、中間品要素替代和增大研發(fā)投入的技術(shù)替代均可提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平,弱化最低工資對全要素生產(chǎn)率的擠出效果,因此,企業(yè)應(yīng)認(rèn)識到要素投入效率和技術(shù)創(chuàng)新的重要性,提高資源配置效率、增強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新水平。