最低工資與企業(yè)出口國內(nèi)附加值率

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(huì)保障部網(wǎng)站數(shù)據(jù)顯示，“十二五”期間全國最低工資標(biāo)準(zhǔn)年均增幅達(dá)到13.1%；2017年全國共有20個(gè)城市調(diào)整了最低工資標(biāo)準(zhǔn)，平均調(diào)增幅度為11%。最低工資上漲會(huì)推動(dòng)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(jià)格上漲(馬雙和邱光前，2016；Bai等，2018)。對(duì)中國出口企業(yè)而言，最低工資的上漲會(huì)削弱其比較優(yōu)勢(shì)，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(shí)貿(mào)易利得的有效途徑(張杰等，2013)，在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國如何有效地提升自身在參與全球價(jià)值鏈中的獲利水平已成為當(dāng)前學(xué)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(duì)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(jī)制，對(duì)推動(dòng)出口企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、提升中國企業(yè)參與全球價(jià)值鏈分工中的競(jìng)爭(zhēng)力、在國際市場(chǎng)中獲取更多貿(mào)易利益具有一定的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

已有文獻(xiàn)為本文研究奠定了堅(jiān)實(shí)的理論基礎(chǔ)。與本文研究密切相關(guān)的文獻(xiàn)有三類。第一類文獻(xiàn)是最低工資理論的研究文獻(xiàn)。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(biāo)準(zhǔn)HO模型來研究一般均衡下的最低工資效應(yīng)(Brecher，1974)，認(rèn)為相較于資本密集型部門，最低工資更多地增加了勞動(dòng)密集型部門的成本，因此削弱了勞動(dòng)豐裕國家的比較優(yōu)勢(shì)，繼而勞動(dòng)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(shì)模型，其研究表明：最低工資將降低勞動(dòng)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(jìng)爭(zhēng)條件下的一般均衡模型中，加入了標(biāo)準(zhǔn) 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(jì)效應(yīng)。第二類文獻(xiàn)研究最低工資上漲對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。部分文獻(xiàn)考察了最低工資上漲對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)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(xùn)費(fèi)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(xiàn)認(rèn)為，最低工資上漲對(duì)企業(yè)績(jī)效有積極影響，如提高企業(yè)出口復(fù)雜度(趙瑞麗和孫楚仁，2015)、增加企業(yè)出口持續(xù)時(shí)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(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率提升(Bai等，2018)等。但是，鮮有文獻(xiàn)從企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的視角考察最低工資對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。第三類文獻(xiàn)是研究中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值率影響因素的文獻(xiàn)，包括中間品貿(mào)易自由化(Kee和 Tang，2016)、FDI進(jìn)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(wù)化(許和連等，2017)和市場(chǎng)分割(呂越等，2018)等因素。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，本文將最低工資納入擴(kuò)展的Kee和 Tang(2016)模型，考察最低工資上漲對(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響及作用機(jī)制，豐富了現(xiàn)有文獻(xiàn)。第二，本文以 2004年中國《最低工資規(guī)定》頒布為“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，構(gòu)建倍差(Difference in Difference，DID)模型考察最低工資上漲對(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響，能夠較好地克服計(jì)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(yīng)模型對(duì)影響機(jī)制進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)最低工資上漲通過“成本效應(yīng)”和“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”兩個(gè)渠道來降低企業(yè)的出口國內(nèi)附加值率，且“成本效應(yīng)”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(jì)量模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明；第四部分為計(jì)量檢驗(yàn)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(huì)推動(dòng)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(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)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(jià)格傳遞給消費(fèi)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(duì)于中國而言，上游中間品生產(chǎn)企業(yè)具有較強(qiáng)壟斷程度，故下游企業(yè)所購買的中間品的價(jià)格較高(李勝旗和毛其淋，2017)，而最低工資上漲可能會(huì)進(jìn)一步推動(dòng)國內(nèi)中間品價(jià)格上升，因而下游最終品出口企業(yè)在生產(chǎn)中會(huì)減少國內(nèi)中間品的使用，增加進(jìn)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(gè)理論模型來具體分析最低工資上漲對(duì)企業(yè)出口的國內(nèi)附加值率的影響機(jī)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(dòng)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(dòng)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(bào)酬不變，即α+β+γ= 1。

借鑒Kee和Tang(2016)將中間投入品劃分為進(jìn)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(jìn)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(jìn)口中間投入品價(jià)格和國內(nèi)中間投入品價(jià)格。假設(shè)其他條件不變時(shí)，國內(nèi)最低工資上漲會(huì)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(jià)格，但進(jìn)口投入品價(jià)格不會(huì)受此影響。設(shè)最低工資標(biāo)準(zhǔn)為δ＞0，則中間投入品價(jià)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(jià)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(biāo)準(zhǔn)。：

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(duì)最低工資標(biāo)準(zhǔn)δ求偏導(dǎo)，可得：

由于β、γ、δ＞0，θ＞1，因此其經(jīng)濟(jì)含義為：最低工資上漲會(huì)降低企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。由此，提出本文的第一個(gè)研究假說。

假說1：其他條件不變時(shí)，最低工資上漲會(huì)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(duì)價(jià)格兩個(gè)渠道影響企業(yè)出口國內(nèi)附加值率。

由式(7)對(duì)最低工資δ求偏導(dǎo)，可得結(jié)合式(11)，可得：

其經(jīng)濟(jì)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(rùn)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(yīng)”。

其經(jīng)濟(jì)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(jìn)口中間投入品的相對(duì)價(jià)格，理性企業(yè)會(huì)增加進(jìn)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(duì)價(jià)格效應(yīng)”。根據(jù)式(13)和式(14)，本文提出第二個(gè)研究假說。

假說 2：最低工資上漲通過“成本效應(yīng)”和“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”兩個(gè)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(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，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(shí)間虛擬變量，treati×postt為處理變量與時(shí)間虛擬變量的交叉項(xiàng)，其系數(shù) β刻畫了最低工資上漲對(duì)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(duì)后者存在負(fù)向影響；借鑒 Bai等(2018)的方法，加入三重交叉項(xiàng) treati×postt×lnkl，用來刻畫最低工資上漲對(duì)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(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的負(fù)向影響減弱，或者說隨著企業(yè)產(chǎn)品的勞動(dòng)密集度上升，最低工資上漲對(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的負(fù)向影響增強(qiáng)；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(yīng)，?t為年份固定效應(yīng)，?j為城市固定效應(yīng)，εijt為擾動(dòng)項(xiàng)。下文將詳細(xì)說明各變量的含義及測(cè)度。

（二）變量含義及測(cè)度

1.最低工資

中國確定最低工資制度歷經(jīng)了三個(gè)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(dòng)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(luò)爬蟲功能，在當(dāng)?shù)卣W(wǎng)站和新聞網(wǎng)站搜集相關(guān)數(shù)據(jù)，并對(duì)統(tǒng)計(jì)公報(bào)和政策法規(guī)分類整理，最終獲得2000—2007年285個(gè)城市共2280個(gè)最低工資數(shù)據(jù)，將取對(duì)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(jìn) Upward等(2013)的方法來測(cè)度企業(yè)出口國內(nèi)附加值率，具體思路如下：(1)借鑒——進(jìn)口中間品使用的假設(shè)。Upward等(2013)假設(shè)企業(yè)所有進(jìn)口品都用作中間投入，其中加工貿(mào)易進(jìn)口全部視為出口的中間投入，一般貿(mào)易進(jìn)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(jìn)1——識(shí)別進(jìn)口中間品。通過BEC(Broad Economic Categories)分類法可以識(shí)別出進(jìn)口中間品，從而修正Upward等(2013)測(cè)度方法中關(guān)于一般貿(mào)易企業(yè)進(jìn)口中間品使用的假設(shè)。具體地，我們通過BEC 與 HS6 編碼的對(duì)應(yīng)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(jìn)口品。(3)改進(jìn)2——識(shí)別貿(mào)易代理商，獲取真實(shí)的中間品進(jìn)口額。Ahn等(2010)考慮了貿(mào)易代理商對(duì)數(shù)據(jù)樣本的干擾，以“進(jìn)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(jìn)行調(diào)整，獲得較為真實(shí)的企業(yè)中間品進(jìn)口額。(4)改進(jìn) 3——考慮國內(nèi)原材料中的國外份額。Koopman等(2012)認(rèn)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(xiàn)的處理方式，本文選取 5%比例的國外份額來計(jì)算。經(jīng)過以上四個(gè)步驟的處理，本文最終測(cè)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(jìn)行中間品和貿(mào)易商調(diào)整后的加工貿(mào)易企業(yè)實(shí)際進(jìn)口額和一般貿(mào)易企業(yè)實(shí)際進(jìn)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(dāng)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(bào)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(jì)普查數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配補(bǔ)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(shí)別處理組與對(duì)照組

借鑒Draca等(2011)的方法，我們以2004年《最低工資規(guī)定》實(shí)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(dāng)年最低工資標(biāo)準(zhǔn)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(yán)格來說，這種識(shí)別方法并不能完全排除對(duì)照組中部分企業(yè)也受到最低工資標(biāo)準(zhǔn)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(yàn)盡量緩解上述問題。，即treati變量取值為1，否則設(shè)置為對(duì)照組，取值為0。postt變量用來識(shí)別最低工資政策的沖擊時(shí)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(shí)施時(shí)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(xiàn)，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(gè)企業(yè)就業(yè)人數(shù)取對(duì)數(shù)表示，該指標(biāo)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(dāng)期年份減去開工年份后取對(duì)數(shù)表示。(3)企業(yè)融資約束 cashflow。使用現(xiàn)金流指標(biāo) cashflow＝(企業(yè)稅后利潤(rùn)+企業(yè)當(dāng)年折舊額)/企業(yè)總資產(chǎn)，該指標(biāo)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(jì)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(duì)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(xiàn)加入了4個(gè)城市控制變量：(1)城市人均 GDP增長(zhǎng)率 g_pergdp，(2)城市就業(yè)增長(zhǎng)率 g_emp，(3)城市固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率 g_fixinv，(4)城市年平均工資增長(zhǎng)率 g_avewage。計(jì)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(dāng)?shù)厣弦荒甓鹊慕?jīng)濟(jì)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(jì)年鑒》。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文的計(jì)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(jì)年鑒》以及各城市最低工資數(shù)據(jù)。為保證變量指標(biāo)統(tǒng)一，本文借鑒多數(shù)學(xué)者的樣本選取區(qū)間。首先，通過對(duì) 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(jì)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(jìn)行匹配；第二步按照郵編和企業(yè)電話號(hào)碼后7位進(jìn)行匹配；第三步按照法人代表姓名和郵編進(jìn)行匹配，最后得到 101850個(gè)企業(yè)269746個(gè)觀測(cè)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(duì)樣本異常值進(jìn)行處理并僅保留制造業(yè)企業(yè)樣本。其次，通過手動(dòng)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(jì)年鑒》中各城市相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，獲得計(jì)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(gè)層面數(shù)據(jù)，完成本文計(jì)量分析所需要的所有數(shù)據(jù)的采集，最終得到213068個(gè)觀測(cè)值。使用合并后的數(shù)據(jù)計(jì)算各個(gè)變量值，描述性統(tǒng)計(jì)特征見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征

四、計(jì)量檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

最低工資上漲對(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果報(bào)告在表2中，本文使用逐步加入變量的方式匯報(bào)估計(jì)結(jié)果。第(1)列僅考慮最低工資對(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響，即僅加入交叉項(xiàng) treat×post，同時(shí)控制了企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，并且使用省份聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以糾正可能存在的異方差。其結(jié)果顯示：交叉項(xiàng)treat×post的估計(jì)系數(shù)在 1%水平上顯著為負(fù)，初步驗(yàn)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(xiàng) treat×post×lnkl，其估計(jì)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(duì)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(dòng)密集度提高，最低工資上漲對(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用在增強(qiáng)，與前文理論分析一致；同時(shí)，交叉項(xiàng)treat×post的估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值雖有所下降，但仍然高度顯著為負(fù)。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(yīng)；最后，在第(6)列中控制了城市-年份固定效應(yīng)，不難發(fā)現(xiàn)，估計(jì)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(gè)非觀測(cè)固定效應(yīng)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(yàn)結(jié)果較好地驗(yàn)證了研究假說1。

表2 基準(zhǔn)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(hào)也與預(yù)期相符。具體地以第(6)列匯報(bào)的估計(jì)結(jié)果為例進(jìn)行說明。企業(yè)控制變量lnkl的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，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(dòng)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(shì)仍表現(xiàn)在勞動(dòng)密集型部門或生產(chǎn)工序上。lnlabor的估計(jì)系數(shù)高度顯著為正，表明企業(yè)規(guī)模越大，越能實(shí)現(xiàn)“規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”，從而降低企業(yè)生產(chǎn)平均成本，促進(jìn)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提升。lnage的估計(jì)系數(shù)在10%水平上顯著為正，與Johanson和Vahlne(2009)觀點(diǎn)一致：企業(yè)能夠在經(jīng)營(yíng)過程中學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)、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(qiáng)，有利于國內(nèi)中間品品種的增加，從而促進(jìn)了企業(yè)出口國內(nèi)附加值率上升。cashflow的估計(jì)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(jì)系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，可能的原因?yàn)椋杭庸べQ(mào)易因其“兩頭在外”，使用進(jìn)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(jì)系數(shù)在 5%水平上顯著為負(fù)，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(zhǎng)越快，對(duì)當(dāng)期市場(chǎng)需求就越大，拉升了包括國內(nèi)中間品在內(nèi)的產(chǎn)品價(jià)格，從而抑制企業(yè)出口國內(nèi)附加值率上升；L.g_fixinv估計(jì)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(zhǎng)越快，當(dāng)期企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模越大，“規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”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(shì)檢驗(yàn)

采用倍差法來考察最低工資上漲對(duì)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(shì)假定，即在《最低工資規(guī)定》出臺(tái)前，處理組和對(duì)照組的結(jié)果變量應(yīng)沿著相同的軌跡變動(dòng)。本文構(gòu)建如下模型來檢驗(yàn)是否滿足平行趨勢(shì)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(shí)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(bào)控制變量，留存?zhèn)渌鳌Ｖ酗@示：以 2000年為基期，2001年、2002年和 2003年交叉項(xiàng) treat×year2001、treat×year2002和 treat×year2003的估計(jì)系數(shù)都沒有通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，因而滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。

表3 平行趨勢(shì)與安慰劑檢驗(yàn)

（三）安慰劑檢驗(yàn)

為了保證 2004年最低工資政策調(diào)整的隨機(jī)性，需要對(duì)企業(yè)的預(yù)期進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)(placebo test)，即在 2004年之前，企業(yè)是否對(duì)最低工資政策頒布具有預(yù)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(jìn)行回歸分析，表3的第(2)列～第(4)列的估計(jì)結(jié)果表明：交叉項(xiàng) treat×post2001、treat×post2002和treat×post2003估計(jì)系數(shù)均未通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，這意味著2004年之前并不存在顯著的預(yù)期效應(yīng)。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(shí)行，但并未要求企業(yè)強(qiáng)制執(zhí)行，因而全面執(zhí)行最低工資標(biāo)準(zhǔn)具有一定的不可預(yù)期性(蔣靈多和陸毅，2017)。

（四）穩(wěn)健性分析

為保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健，我們將用其他方法測(cè)算變量 DVAR和變換估計(jì)方法的方式來進(jìn)行穩(wěn)健性分析，結(jié)果匯報(bào)于表4。第(1)列的DVAR1是參考Upward等(2013)的方法測(cè)算的；第(2)列的 DVAR2是經(jīng) BEC轉(zhuǎn)碼進(jìn)而析出一般貿(mào)易企業(yè)進(jìn)口中間品后測(cè)算的；第(3)列的DVAR3是參考Ahn等(2010)的方法對(duì)貿(mào)易中間商調(diào)整后得出的。不難看出，這 3列估計(jì)結(jié)果并未因被解釋變量測(cè)算方法改變而不穩(wěn)定，交叉項(xiàng) treat×post仍高度顯著為負(fù)，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(jì)結(jié)果的可靠性還可能與對(duì)照組企業(yè)的選擇有關(guān)，作為穩(wěn)健檢驗(yàn)，我們采用了傾向得分匹配-倍差法(PSM-DID)進(jìn)行估計(jì)。使用 1對(duì) 1最近鄰傾向得分匹配獲得對(duì)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(yàn)后，使用倍差法進(jìn)行估計(jì)，第(4)列中估計(jì)結(jié)果顯示，交叉項(xiàng) treat×post估計(jì)系數(shù)仍顯著為負(fù)，說明本文對(duì)照組的選擇具有可靠性。與現(xiàn)有文獻(xiàn)一致，本文也使用了常用的“面板 OLS+雙固定效應(yīng)”方法(FE法)進(jìn)行估計(jì)，第(5)列中估計(jì)結(jié)果表明，最低工資lnminwage估計(jì)系數(shù)仍顯著為負(fù)。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(jìn)行估計(jì)，將Tobit估計(jì)結(jié)果進(jìn)行邊際效應(yīng)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(jì)系數(shù)仍高度顯著為負(fù)。本文亦發(fā)現(xiàn) FE法與Tobit法估計(jì)的最低工資變量估計(jì)系數(shù)雖然顯著為負(fù)，但絕對(duì)值明顯大于倍差法估計(jì)的估計(jì)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(shì)，估計(jì)結(jié)果會(huì)更準(zhǔn)確。綜上，表4第(1)列～第(6)列的估計(jì)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(cè)度和變換估計(jì)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(xiàn)，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(gè)方面進(jìn)行異質(zhì)性分析。

1.要素密集度

參考周念利(2014)的文獻(xiàn)將樣本細(xì)分為勞動(dòng)、資本和技術(shù)密集型三個(gè)子樣本，其中“13，14，15，16，17，22”為勞動(dòng)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(jì)結(jié)果匯報(bào)于表5第(1)列～第(3)列：三個(gè)子樣本的交叉項(xiàng) treat×post估計(jì)系數(shù)皆在 5%水平上顯著為負(fù)，且勞動(dòng)密集型行業(yè)估計(jì)系數(shù)絕對(duì)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(dòng)密集型企業(yè)，最低工資上漲對(duì)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(biāo)準(zhǔn)將樣本劃分為國有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)三個(gè)子樣本，將估計(jì)結(jié)果匯報(bào)于表5第(4)列～第(6)列。結(jié)果顯示，國有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)交叉項(xiàng)treat×post的估計(jì)系數(shù)在 5%水平上顯著為負(fù)，且前者絕對(duì)值較大；外資企業(yè)交叉項(xiàng)treat×post估計(jì)系數(shù)雖為負(fù)但并不顯著。其原因可能是：相較于外資企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)和國有企業(yè)平均工資都較低①作者通過對(duì)樣本期數(shù)據(jù)測(cè)算顯示，2000—2003年，民營(yíng)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(dāng)于民營(yíng)企業(yè)的2.5倍，國有企業(yè)和民營(yíng)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(biāo)準(zhǔn)(孫楚仁等，2013b)，因而表現(xiàn)為最低工資上漲對(duì)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(gè)子樣本。從表6第(1)列～第(3)列的估計(jì)結(jié)果來看，三種貿(mào)易方式交叉項(xiàng)treat×post估計(jì)系數(shù)都顯著為負(fù)，但加工貿(mào)易估計(jì)系數(shù)絕對(duì)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(shí)較多地使用進(jìn)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(yīng)也較強(qiáng)(馬雙和邱光前，2016)，因而最低工資上漲對(duì)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(gè)子樣本，對(duì)應(yīng)于表6第(4)列～第(6)列。從中可以看出，東部交叉項(xiàng) treat×post估計(jì)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(shì)，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(cè)值中可直觀看出)，并且不同地區(qū)對(duì)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的執(zhí)行也存在差異——東部執(zhí)行最嚴(yán)，中部次之，西部地區(qū)由于市場(chǎng)發(fā)展相對(duì)落后而執(zhí)行最差(馬雙和邱光前，2016)。因此，最低工資上漲對(duì)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(kuò)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(dòng)力的使用成本，可能促使企業(yè)用資本來替代勞動(dòng)，引致了要素替代效應(yīng)。為了驗(yàn)證這一效應(yīng)，本文進(jìn)行了擴(kuò)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(duì)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(biāo)，包括：勞動(dòng)投入lnl，用企業(yè)就業(yè)人數(shù)取對(duì)數(shù)表示；資本投入 lnk，用企業(yè)固定資產(chǎn)凈額取對(duì)數(shù)表示；資本-勞動(dòng)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(duì)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(xiàng)指標(biāo)與式(15)一致。估計(jì)結(jié)果匯報(bào)于表7中：第(1)列顯示了最低工資上漲對(duì)企業(yè)勞動(dòng)投入的影響，交叉項(xiàng) treat×post的估計(jì)系數(shù)高度顯著為負(fù)，意味著最低工資上漲降低了企業(yè)的勞動(dòng)投入。第(2)列顯示了最低工資上漲對(duì)企業(yè)資本投入的影響，交叉項(xiàng)treat×post的估計(jì)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(duì)企業(yè)資本-勞動(dòng)比率的影響，交叉項(xiàng)treat×post的估計(jì)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(dòng)比率。綜上，最低工資上漲引致的要素替代效應(yīng)，減少了企業(yè)的勞動(dòng)投入而增加了資本投入，進(jìn)而提高了企業(yè)的資本-勞動(dòng)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(yīng)”。這種要素替代效應(yīng)可能促進(jìn)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(yīng)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(jìn)一步考察最低工資上漲對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，本文構(gòu)建如下計(jì)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(jì)算全要素生產(chǎn)率的方法(后文簡(jiǎn)稱 LP法)，然后取對(duì)數(shù)進(jìn)入方程。測(cè)算時(shí)以 2000年為基期，根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局提供的歷年工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)相關(guān)變量進(jìn)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(xiàng)指標(biāo)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(jiǎn)稱 OP法)、基于“索洛余值”普通最小二乘法(簡(jiǎn)稱 OLS法)和固定效應(yīng)法(簡(jiǎn)稱 FE法)來測(cè)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并取對(duì)數(shù)進(jìn)入方程。估計(jì)結(jié)果匯報(bào)于表8中：第(1)列至第(4)列顯示了最低工資對(duì)不同測(cè)算方法的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，交叉項(xiàng) treat×post的估計(jì)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(yīng)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(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用呢？我們?cè)诨鶞?zhǔn)倍差法模型基礎(chǔ)上引入三重交叉項(xiàng)(treat×post×tfp)進(jìn)入方程，為此我們將式(15)擴(kuò)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(xiàng)與式(15)一致。三重交叉項(xiàng) 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(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用。

估計(jì)結(jié)果匯報(bào)于表9中。為方便對(duì)照分析，將表2第(4)列的基準(zhǔn)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(cè)算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率。對(duì)式(20)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果顯示：后 4列中，三重交叉項(xiàng) treat×post×tfp的估計(jì)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(duì)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(shí)亦發(fā)現(xiàn)：相較于第(1)列，交叉項(xiàng) treat×post估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值都有所下降，說明了三重交叉項(xiàng) treat×post×tfp的加入是有意義的，緩解了最低工資上漲對(duì)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(yīng)分析

（八）中介效應(yīng)分析

借鑒Baron和Kenny(1986)的方法，構(gòu)建以邊際成本c和進(jìn)口與國內(nèi)中間品相對(duì)價(jià)格 PI/PD為中介變量的中介效應(yīng)模型，來檢驗(yàn)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(yīng)”渠道和“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”渠道。由于現(xiàn)實(shí)中較難獲得這兩個(gè)指標(biāo)，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(biāo)，COST＝ln(管理費(fèi)用+財(cái)務(wù)費(fèi)用+銷售費(fèi)用+主營(yíng)業(yè)務(wù)成本+主營(yíng)業(yè)務(wù)應(yīng)付工資總額+主營(yíng)業(yè)務(wù)應(yīng)付福利費(fèi))；參考諸竹君等(2018)的研究，用進(jìn)口中間品使用比例 IMR作為相對(duì)價(jià)格 PI/PD的替代指標(biāo)，IMR＝進(jìn)口中間品/中間投入合計(jì)。設(shè)定中介效應(yīng)模型如下：

其中，式(21)與式(15)一致。估計(jì)結(jié)果匯報(bào)在表10中。

參考 Baron和 Kenny(1986)的研究，我們進(jìn)行了逐步檢驗(yàn)。具體地，第(1)列是對(duì)基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果，因此它與表2第(4)列的回歸結(jié)果相同。第(2)列報(bào)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(xiàng) treat×post的估計(jì)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(bào)告了以進(jìn)口中間品使用比例 IMR為因變量的回歸結(jié)果(式(23))，交叉項(xiàng)treat×post的估計(jì)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(jìn)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(jià)格，從而降低了進(jìn)口與國內(nèi)中間品相對(duì)價(jià)格 PI/PD，提高了進(jìn)口中間品使用比例(諸竹君等，2018)。式(21)～式(23)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示存在中介效應(yīng)，即最低工資上漲可能通過“成本效應(yīng)”和“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”兩個(gè)渠道來降低企業(yè)出口國內(nèi)附加值率，從而驗(yàn)證了研究假說 2。第(4)列報(bào)告了企業(yè)成本 COST對(duì)出口國內(nèi)附加值率的影響，結(jié)果顯示二者有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，可能的原因是：企業(yè)成本上漲會(huì)擠壓企業(yè)的利潤(rùn)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(bào)告了進(jìn)口中間品使用比例 IMR對(duì)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(jìn)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(bào)告了最低工資、企業(yè)成本 COST和進(jìn)口中間品使用比例 IMR對(duì)出口國內(nèi)附加值率的影響(式(24))，結(jié)果表明交叉項(xiàng) treat×post的估計(jì)系數(shù)仍顯著為負(fù)，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(jìn)口中間品使用比例IMR的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)。根據(jù)Baron和Kenny(1986)，此處應(yīng)為部分中介效應(yīng)。并且，借鑒溫忠麟等(2004)的方法測(cè)算發(fā)現(xiàn)，“成本效應(yīng)”大于“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”，意味著最低工資上漲通過“成本效應(yīng)”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(yīng)分析

五、結(jié)論與政策含義

本文將最低工資納入擴(kuò)展的Kee和Tang(2016)模型，考察最低工資上漲對(duì)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的影響及作用機(jī)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(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，構(gòu)建倍差模型進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)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(cè)度指標(biāo)和估計(jì)方法后依然穩(wěn)健。進(jìn)一步地通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型對(duì)影響機(jī)制分析顯示，最低工資上漲通過“成本效應(yīng)”和“相對(duì)價(jià)格效應(yīng)”兩個(gè)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(duì)勞動(dòng)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(duì)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(kuò)展性分析顯示，最低工資上漲具有“要素替代效應(yīng)”，即最低工資上漲顯著地抑制了企業(yè)的勞動(dòng)要素投入，促進(jìn)了資本要素投入，從而提高了企業(yè)資本-勞動(dòng)投入比率。由于“要素替代效應(yīng)”的存在，最低工資上漲推動(dòng)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(xiàng)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率效應(yīng)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(duì)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(gè)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(yīng)”對(duì)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(zhǎng)期依靠低價(jià)獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的發(fā)展模式。因此，只有通過政策引導(dǎo)企業(yè)逐步提升出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度，減少低技能勞動(dòng)力、增加高技能勞動(dòng)力的使用，才能使最低工資上漲在縮小收入差距的同時(shí)，盡量降低其對(duì)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(duì)勞動(dòng)密集型、國有企業(yè)、民營(yíng)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(yīng)當(dāng)優(yōu)化升級(jí)出口結(jié)構(gòu)，逐步實(shí)現(xiàn)出口勞動(dòng)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(duì)于不同區(qū)域制定與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平相一致的最低工資標(biāo)準(zhǔn)。

第三，從生產(chǎn)率效應(yīng)來看，最低工資上漲對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率有促進(jìn)作用。因此，通過政策引導(dǎo)企業(yè)增加資本投入，充分發(fā)揮“要素替代效應(yīng)”對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)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(duì)出口國內(nèi)附加值率的抑制作用。