最低工资政策对中国制造业企业出口的影响研究——基于DID与Heckman两步法相结合的方法

奚美君 黄 乾 李蕾蕾

(1.中山大学,广东 广州510275； 2.南开大学,天津 300071; 3.浙江工商大学,浙江 杭州 310018)

一、引言及文献综述

自从2004年《最低工资规定》颁布和实施以来，各地最低工资标准出现了跳跃性增长，仅2004年增长幅度便高达20.33%，此后每两年至少调整一次最低工资标准。伴随着最低工资标准的迅速提升，传统依靠廉价劳动力的比较优势正在减弱，以外销为主的出口制造业企业面临挑战。那么，2004年以来中国最低工资的迅速上升，是否影响了制造业企业的出口行为呢？如果产生影响，这一影响程度如何呢？其背后的解释机制又是什么呢？

国外学者多认为最低工资政策实施对企业出口会产生显著的负向影响。Brecher(1974a，1974b)研究发现，增加最低工资会减少劳动密集型行业企业产品出口。随后学者们研究发现，最低工资对多数行业企业出口产生了显著的负向影响(Egger et al.,2012；Decramer et al.,2016)。部分学者将企业出口分解为集约边际和扩展边际后研究认为，最低工资上升不仅会显著降低企业出口的可能性，还会抑制企业出口规模的增长(Gan et al.,2016)。此外，在最低工资影响企业出口的解释机制方面，成本效应是一个重要解释机制，即最低工资增加会引致劳动力成本上升，增加企业生产成本，从而影响企业出口(Draca et al.,2011)。当然，最低工资水平的提升，也会在一定程度上刺激企业创新和产业升级(Hicks,1963)，或引进更加先进的设备来进行生产，从而有效应对劳动力成本上升带来的冲击(Acemoglu,2010)，即发挥创新效应的作用。

国内学者多从微观企业层面探讨最低工资对企业出口的影响，得出三种不同研究结论：

一是最低工资(劳动力成本)上升促进了企业出口(王建华 等,2013;王万珺 等,2015)。王建华等(2013)选用PVAR模型研究发现，工资上涨能推动生产率提高，进而减弱工资上涨对经济的负面影响；王万珺等(2015)采用1998—2007年中国工业企业数据研究发现，企业生产率提高幅度已超过工资上涨幅度，因而促进了企业出口规模的提升。

二是最低工资上升对企业出口产生显著的负向影响。孙楚仁等(2013a)基于中国工业企业调查数据库和中国城市统计年鉴研究发现，最低工资对企业出口概率和出口规模均有显著的负向影响；陈雯等(2016)利用2000—2006年中国工业企业数据和中国海关贸易数据库的匹配数据考察劳动力成本上升对企业出口二元边际的影响表明，劳动力成本上升对企业集约边际和扩展边际均有显著的负向影响。

三是最低工资对企业出口呈现“倒U型”影响。孙楚仁等(2013b)基于2004年世界银行的中国企业调查数据库数据研究发现，最低工资对企业出口行为的影响呈现“倒U型”关系，且“倒U型”关系在高生产率企业、东中部企业和国有企业中较为显著。

总结已有研究可知，国外学者研究最低工资政策影响企业出口提供了前期理论基础，而中国的工业企业数据库[注]特别是工业企业数据库与海关数据库相匹配的微观企业数据(陈雯 等,2016)。数据为深入研究中国最低工资对企业出口影响提供了现实条件。国内学者多用最低工资或劳动力成本直接作为核心解释变量开展实证检验，并没有涉及对因果关系的探讨；此外，国内学者多探讨最低工资与企业出口的关系，而忽略了对最低工资影响企业出口解释机制的研究。因此，国内学者有关最低工资对企业出口程度的研究并未得出一致的结论。而本文以中国281个城市持续经营的制造业企业为研究对象，采用2001—2007年微观工业企业数据，运用DID与Heckman两步法相结合办法来衡量自变量与因变量关系，探讨最低工资上升对企业出口决策以及出口规模的影响，分析最低工资政策的动态效应和行业异质性，探寻最低工资对企业出口影响的解释机制。

与已有经验研究相比，本文主要有三个方面的研究贡献：第一，采用了双重差分方法与Heckman两步法相结合的方法，不仅更为精准地衡量最低工资与企业出口间的因果关系，还克服了以往研究中存在的样本偏误问题；第二，本文在已有相关研究的基础上，进一步关注了最低工资对企业出口影响的动态效应；第三，本文还深入探讨了“成本效应”与“创新效应”两大机制的解释情况。

二、理论分析与研究假说

(一)最低工资对企业出口影响的理论假说

(1)最低工资政策实施抑制了企业的出口。在开放经济条件下，一国最低工资标准的提高会使该国低效率的中间品供应商退出市场，这将导致两国最终品生产企业的生产效率整体出现下降，促使所有企业出口减少(Egger et al.,2012)。此外，本国最低工资标准的提高，将使得本国更加密集地利用资本，推动本国企业产品价格上升，减少了它国对本国产品的需求，从而抑制了企业出口的可能性(孙楚仁 等,2013a)。中国的制造业企业多由劳动密集型企业组成，且出口的产品多处于产业链的低端，缺乏核心技术和竞争力，其国际竞争力多得益于低成本优势。当最低工资标准上升助推劳动力成本提高时，较高的成本支出会显著提高企业的固定成本，压缩企业的利润空间，不堪成本压力的制造业企业将选择退出国际市场，导致出口活动受到抑制(Melitz,2003)。此外，短期内很多出口企业不能及时对成本冲击进行调整，只能被迫提高产品价格，导致产品国际竞争力下降，抑制了企业的出口行为 (郑志丹 等,2017)。

(2)最低工资政策对劳动密集型行业企业的抑制作用更强。与资本密集型行业相比，劳动密集型行业企业更容易受到最低工资政策的影响，由于最低工资政策的实施主要用于改善收入分配，提高低收入工人的工资水平(林炜,2013)，而劳动密集型行业企业吸纳了大量的低收入和低技能劳动力，其是受最低工资政策影响最大的群体(Mayneris et al.,2018)；在劳动密集型行业企业中，劳动力成本是其生产成本的主要组成部分，当最低工资标准上升时，对劳动密集型行业有更大的成本冲击；在面对最低工资上升带来的成本冲击时，企业会采取资本替代劳动、技术创新等方式来应对冲击(林炜,2013)，而与劳动密集型行业相比，资本密集型行业更容易通过技术创新等方式来缓解成本冲击(赵西亮 等,2016)。因此，最低工资对劳动密集型行业企业出口的负向影响更大。最低工资增加对企业出口的影响与该地区的资本类型有关，如果某地区的企业以劳动密集型为主，最低工资提高将减少劳动密集型行业企业产品的出口(Brecher，1974a、1974b)。与资本密集型行业企业相比，劳动力成本上升对劳动密集型行业企业出口的负向影响更大(Decramer et al.，2016)。

综上，对于现阶段的中国制造业企业而言，最低工资标准的提高会推动产品价格上升，导致产品国际竞争力下降，从而抑制企业出口的可能性和出口规模；且与资本密集型行业企业相比，劳动密集型行业企业更容易受到最低工资上升带来的成本冲击影响。为此，提出本文的第一个研究假说。

研究假说一：最低工资对中国制造业企业的出口贸易产生了显著的负向影响，且对劳动密集型行业的负向影响程度要更大。

(二)最低工资影响企业出口的机制

最低工资政策对企业出口的影响一般通过“成本效应”和“创新效应”两个渠道实现。首先，“成本效应”是最低工资政策实施影响企业出口的直接动力机制。最低工资政策带来的劳动力成本上升，会通过增加企业成本支出方式对企业出口行为产生负向影响(孙楚仁 等,2013b；郑志丹,2017)。最低工资政策的实施，不仅会影响低技术工人的工资水平，还会使高技术工人工资水平同时得到提升(Lee,1999)。而工人工资水平的提升，将会对企业出口产生抑制作用：一方面，工资水平提升使得依靠低成本劳动力优势的企业无法继续获得同等利润，进而放弃进入国际市场，从而抑制了企业参与出口的可能性(陈雯 等,2016)；另一方面，工资水平的提升也表现为价格效应，这将导致生产产品价格以乘数形式增长，从而导致该产品在国际市场上的竞争力降低，抑制了企业出口规模的扩张(孙楚仁 等,2013a)。

其次，“创新效应”是最低工资政策影响企业出口的长期效应。“创新效应”是指最低工资政策带来的劳动力成本上升，从而会倒逼企业通过资本替代劳动或吸收引进新设备等方式提高企业生产率，进而对企业出口行为产生正向影响(孙楚仁 等,2013b)。具体而言，最低工资标准的提升，一方面使劳动要素的相对价格升高，促使企业在生产过程中用资本替代劳动，从而刺激企业创新(Hick,1963)，企业创新水平的提高也伴随着生产率的提升，因而对企业出口具有正向影响；另一方面，企业可以通过引进更加先进的设备或采用劳动节约型技术进步等方式来应对最低工资上升带来的劳动力成本冲击(Bessen,2012；Acemoglu,2010)，这些措施显然有助于生产率的提升和出口规模的扩张。

根据上述理论分析，“成本效应”与“创新效应”均能够解释最低工资对企业出口的影响。然而，现阶段中国多数出口制造业企业仍以劳动密集型企业为主，采用机器大规模替代劳动力(即“机器换人”)的企业仍只占极少数，也仅在东部沿海部分地区初步采用，出口制造业企业的创新动力仍然不足；同时，“成本效应”的发挥是伴随着工资上升而出现的，而“创新效应”则是企业对成本冲击的应对措施，因而可能需要一定时期的调整。据此，提出本文的第二个研究假说。

研究假说二：在最低工资政策实施的初期，“成本效应”对中国出口制造业企业的作用效果比“创新效应”要更强。

三、研究方法与数据来源

(一)研究方法

本文核心计量方法选用Heckman两步法与双重差分法(DID)相结合的方法。Heckman两步法主要用于解决出口行为的样本选择问题，由于被解释变量为企业出口，若简单地删除或者忽略出口规模为0的样本，将导致最低工资对企业出口的估计结果出现偏差。而双重差分方法可用于精准衡量最低工资与企业出口间的因果关系，可以有效剔除政策实施前后其它相同因素的影响，而仅考虑政策本身的影响[注]具体可参见马双等(2012)、余泳泽等(2017)的研究。。

参考Mayneris et al.(2018)和Draca et al.(2011)的研究办法，本文双重差分法中“准自然实验”的设定方法为：以2004年《最低工资政策》的颁布为改革时间，以2004年改革前企业平均工资低于2004年改革后当地最低工资标准的企业为处理组(这些企业受最低工资政策影响，需提高工资水平)，剩下的企业为对照组。此外，需要说明的是，在本文的“准自然实验”中，2004年最低工资政策的约束力和执行力是关键。因此，本文从以下三个方面分析了2004年最低工资政策的约束力和执行力，验证了“准自然实验”设计的合理性：

第一，2004年是最低工资政策第一次大规模实施的年份，且2004年后最低工资标准实现较大幅度增长。相关数据显示，2001—2003年间最低工资增长速度仅为6.9%，2004—2007年增长速度达到18.3%。

第二，2004年后遵循最低工资标准的企业所占比例大幅上升。具体计算过程为：首先计算企业平均工资与城市中位数工资的比值，得到消除城市间工资差异的企业平均工资；其次将其做降续排列处理。结果发现，在工资排序最低的十分位上，2005年遵循最低工资标准的企业份额(60%左右)远远大于2001年和2003年(仅为40%左右)份额，表明2004年后遵循最低工资标准的企业比例大大增加，佐证了最低工资标准执行的效果[注]利用2001—2007年中国工业企业数据整理计算得到。。

第三，2004年后企业平均工资向最低工资靠拢。图1描绘出了2003—2005年间和2001—2003年间企业平均工资对数以及“企业平均工资/城市最低工资”的核密度图。由图1可以看出，2003—2005年间企业平均工资分布右移，而“企业平均工资/城市最低工资”分布却呈现出向1值靠拢的趋势，表明2004年后企业平均工资会倾向于聚集在城市最低工资附近。而2001—2003年则间没有这种趋势，这佐证了最低工资制度是有约束力的。

综合以上分析可知，本文计量模型是建立在Heckman两步法的基础上，同时结合DID估计方法。在Heckman两步法中，第一步为选择方程，估计最低工资对企业是否出口(出口决策)的影响，并得到逆米尔斯比率λ，估计方法为Probit模型；第二步为数量方程，将选择方程得到的逆米尔斯比率λ作为控制变量加入数量方程，以控制出口的选择偏误，得到更为精确的最低工资对企业出口规模影响结果。具体公式如下：

pro{expi,c,t=1}=α0+βtreati×postt+lexpi,c,t-1+γzi,c,t+δt+δc+εi,c,t

(1)

ln exporti,c,t=α0+βtreati×postt+γzi,c,t+γ1λi+δt+δc+εi,c,t

(2)

其中，i表示企业，c表示城市，t表示时间。式(1)中被解释变量expi,c,t为企业是否出口虚拟变量；式(2)中被解释变量ln exporti,c,t为企业出口规模，是企业出口额的对数；式(1)和式(2)中的treati×postt为核心解释变量，其中treat为处理组虚拟变量，设定原则为满足“企业平均工资小于当地最低工资标准”的企业取值1，剩下的企业取值0[注]其中，企业平均工资=1000×(本年应付工资总额)/(全部从业人员平均人数×12)，且最低工资和企业平均工资均用省级消费者价格指数(CPI)进行价格调整。；post为时期虚拟变量，若观测时间发生在2004年最低工资政策实施之后，则post为1，否则为0；treat×post交互项表示2004年最低工资政策实施后且为处理组的样本，其系数为标准DID估计量，可以衡量2004年最低工资政策对企业出口行为的净影响；δt是年份固定效应，δc是城市固定效应。

式(1)中的控制变量为lexpi,c,t-1和zi,c,t，lexpi,c,t-1为“企业上一年是否出口”虚拟变量，将其加入选择方程以确保模型有效性[注]从模型有效识别的角度，需要在式(1)加入一个排它性变量，本文借鉴以往经验研究办法，在选择方程中加入了“上一年是否出口”的虚拟变量，该变量对本年是否出口有影响，但对本年出口规模没有影响。。控制变量zi,c,t则同时出现在式(1)和式(2)中，是同时影响企业出口决策和出口规模的企业特征变量，其具体设定如下：

(1)企业全要素生产率(tfp)。企业生产率差异是企业出口行为的重要影响因素(Melitz,2003)。鉴于企业全要素生产率无法直接观测，本文采用Olley et al.(1996)的方法计算而得。

(2)企业年龄(age)。企业成立年限与其自身生产技术、销售及管理水平等息息相关，因此会对企业出口行为产生影响。本文企业年龄定义为调研年份与企业成立年份的差值，并加上1。

(3)企业规模(ln scale)。一般而言，企业规模越大，越容易发挥规模经济效应，从而降低生产成本，然而这也需要有相配套的产品质量和技术等作为支撑，否则也可能会抑制企业出口。本文定义为企业平均就业人数的自然对数。

(4)资本劳动比(klratio)。本文定义为企业固定资产净值年平均余额与从业人员年平均人数的比例，并用工业出厂价格指数(PPI)进行价格调整。

(5)企业补贴收入(subsidy)。政府补贴可以降低企业生产成本，提高企业低成本出口竞争优势(张杰 等,2015)。本文定义为企业享受的政府补贴收入与企业总资产的比值，以得到去规模化的企业补贴收入变量。

(6)融资约束(fincons)。企业生产新产品、构建初期营销渠道均需要引入高技术生产设备、增加研发投入等，这必然需要借助外部融资，因此融资约束对于企业出口有着重要影响(Chaney,2016)。本文定义为总利润加折旧额之和与资产总额的比值。

(二)数据来源与描述性统计

最低工资数据主要来自各省区政府劳动与社会保障部门网站上提供的数据，并结合各省区、地级市含有最低工资信息的历年政府公报以及相关政府工作网站数据，从而可以补齐相关缺失年份的最低工资数据，且本文采用月最低工资数据。

企业层面数据来源于2001—2007年中国工业企业数据库。选取2001—2007年数据，而非2008年以后数据，原因在于：第一，2001年以前城市最低工资数据并不完整，部分城市还没有实施最低工资政策；第二，2008—2013年的数据中存在着核心变量缺失(比如实收资本、应付工资和应付福利等)、“规模以上”定义改变(2011年将“规模以上”标准从500万提高到2000万)等问题。此外，由于中国出口产品主要为制造业，因而仅保留制造业企业样本进行分析，且考虑到企业进入、退出等会影响整体的出口情况，本文使用平衡面板数据进行分析，即保留2001—2007年间持续经营的企业作为研究对象。

鉴于工业企业数据库仍存在指标缺失、城市行业代码变换等问题(聂辉华 等,2012)，本文对原始数据做如下处理：

(1)删除企业平均工资以及企业平均就业人数缺失、小于等于0的数据；删除固定资产、固定资产净值、中间投入为负以及总资产小于固定资产净值的样本，这些样本或者存在明显的填写错误，或者不符合理论基础。

(2)保留至少拥有20家企业的城市，以避免企业数量过少导致的结果偏差。

(3)删除就业人数少于5人的公司，因为样本太少将导致计算的企业平均工资不可靠或具有较大偏差。

(4)修正工业企业数据库中的城市代码和行业代码。城市代码与国家统计局2002年城市代码相匹配，行业代码调整借鉴Brandt et al.(2012)的方法，将2003年以前年份行业代码统一到2003年新标准上。通过对以上数据进行处理后，剩余样本总量为145829个，其中处理组样本量为13417个，对照组样本量为132412对个。各变量的描述性统计结果见表1所示。

数据来源:2001—2007年中国工业企业数据库数据整理而得。

四、实证分析结果

(一)基础回归结果

本文采用DID与Heckman两步法相结合的方法，分析了最低工资对企业出口决策以及出口规模的影响。表2中模型一和模型二报告了基于式(1)和式(2)的估计结果，其中模型一仅控制了最低工资政策与时期虚拟变量交互项(treat×post)、企业全要素生产率、时间和城市固定效应。模型二在模型一的基础上加入了企业规模、融资约束、企业年龄、资本劳动比、补贴收入等控制变量。表2中的模型一和模型二的选择方程结果显示，最低工资政策与时期虚拟变量交互项(treat×post)的系数均显著为负(分别为-0.087和-0.042)，表明在企业决定是否进入出口市场时，最低工资上升会降低企业参与出口的可能性。表2模型一和模型二中数量方程结果显示，treat×post的系数分别为-0.189和-0.087，且在5%的水平上显著，表明对于已出口企业而言，最低工资上升会抑制企业出口规模的扩张。究其原因在于：一方面，最低工资上升会增加企业固定成本，提高了企业进入出口市场的门槛，从而抑制了企业出口的可能性；另一方面，最低工资上升对已出口企业生产经营活动带来了压力，从而抑制了企业出口规模。

本文进一步采用连续型DID变量(ltreat×post)作为处理变量，以代替简单的虚拟变量设定方法，其中ltreat×post是将当地最低工资、企业平均工资两者的差值与时期虚拟变量做交互项得到。相比于二元DID模型，连续型DID模型的好处在于能够体现处理组处理程度的差异，即能够体现该企业平均工资与当地最低工资差异的程度。表2中模型三报告了基于连续型DID变量下的估计结果。结果显示：选择方程和数量方程中，企业受最低工资政策影响程度与时期虚拟变量的交互项(ltreat×post)系数均显著为负，系数分别为-0.06和-0.09，表明当城市最低工资标准与企业平均工资差距每增加1%，从而会使得企业参与出口的可能性减少0.06%，企业出口规模减少0.09%。

综上所述，不论是采用二元DID模型，还是使用连续型DID模型，分析最低工资对企业出口行为的影响时，核心解释变量和控制变量的显著性和大小并无明显变化，进一步佐证了估计结果是稳健性的。上述结果均表明：在企业决定是否进入出口市场的决策中，最低工资上升会显著降低企业参与出口市场的可能性；而对已出口企业而言，最低工资上升对企业出口规模仍有显著的负向影响。

注:括号中报告的为系数标准误；***、**、*分别对应0.01、0.05、0.1的显著性水平。下同。

图2 出口值趋势

(二)平行趋势假设检验

双重差分方法有效性的前提是满足平行趋势假设，即满足事件发生前处理组和对照组具有相同趋势的条件，仅当事件发生后两组开始出现差异，因而可以将结果差异归结于处理事件的影响。因此，本文需要验证下面命题：最低工资政策改革前处理组和对照组的出口具有相同的趋势，而改革后则会出现差异。

首先，用图形法验证平行趋势假设。图2和图3分别为企业出口规模及其对数的趋势图。图2显示：2004年前处理组和对照组企业出口规模均呈现向上趋势，且斜率相近，而2004年以后对照组企业出口增长更快，即未受最低工资政策影响的企业出口值增长更快。图3显示：对出口规模对数而言，2004年以前两者具有非常相似的趋势， 2004年后处理组企业出口规模对数经历了一个缓慢趋势的上升，而对照组企业出口规模对数呈现快速上升趋势。由此，从图形的角度验证了平行趋势假定。

图3 出口值对数趋势

其次，用反事实法验证平行趋势假设。具体而言，就是通过构建虚拟的处理组和对照组，以重新估计模型，如果此时treat×post交互项系数不显著，则说明在2004年最低工资改革前，处理组和对照组企业的出口并不存在系统性差异，间接验证了企业出口行为差异来源于最低工资政策的影响。本文引入最低工资改革前各年份虚拟变量与处理变量的交互项，以此构建虚拟的处理组和对照组，即加入2002年和2003年虚拟变量与处理变量的交互项[注]2001年由于“企业上一期是否出口”变量不存在数值而被忽略了。，得到估计结果见表3。表3结果显示：2002年treat×post交互项对企业出口决策和出口规模的影响均不显著，符合平行趋势假定；2003年treat×post交互项对企业出口决策的影响在5%的显著性水平下不显著，对企业出口规模无显著影响，勉强通过平行趋势检验。由此表明，当去除最低工资政策带来的工资差异后，处理组和对照组企业出口行为的变动确实不存在系统性差异，这表明本文的计量模型设计是合理的。

表3 平行趋势检验

(三)最低工资政策的动态效应

上述分析旨在明确最低工资政策对企业出口行为的平均效应，但是政策的实施需要时间，企业对员工工资水平的调整也需要时间，且2004年最低工资政策明确规定每个地区至少每2年改变一次最低工资标准。随着时间的变化，一方面，不同地区会不断改变最低工资标准，最低工资政策的效用会逐渐加强；另一方面，企业为了应对最低工资上升带来的成本冲击，将会对自身进行调整。因此，2004年最低工资政策改革对企业出口行为的短期影响和长期影响存在差异，我们有必要进一步分析最低工资政策的动态效应。为此，我们将2004年最低工资改革后的时期变量纳入模型，将式(1)和式(2)调整为：

pro{

expi,c,t=1

}=α0+∑βtreati×postk+lexpi,c,t-1+γzi,c,t+δt+δc+εi,c,t

(3)

ln exporti,c,t=α0+∑βtreati×postk+γzi,c,t+γ1λi+δt+δc+εi,c,t

(4)

其中，变量treati×postk是2004年最低工资政策实施后第k年的虚拟变量(k=1，2，3);treati×post1代表政策实施后1年(即2005年)最低工资对企业出口的影响效应；treati×post2和treati×post3分别代表2006年和2007年最低工资的出口效应。

表4报告了同时将2004年后时期变量纳入基础模型的回归结果，结果显示:最低工资上升对企业出口决策的负向影响逐渐增强，而对企业出口规模的负向影响则逐渐减弱。具体地，对企业出口决策而言，政策实施后，最低工资上升会降低企业参与出口的可能性，且随着时间的推移，这一负向影响有递增趋势，2005年系数为0.141，2006年系数变为-0.106，2007年负向作用更加明显(系数为-0.192)；对企业出口规模而言，2005年最低工资对企业出口规模影响显著为负，大小为0.114，而在2006年和2007年时该影响已经不再显著。对此的一个可能解释为：最低工资提高推动劳动力成本增加，这作为一种出口固定成本，将会提高企业进入出口市场的门槛，因而会抑制企业进入出口市场，并且随着时间推移，抑制作用有增强趋势；而对于已出口企业，最低工资刚开始上升会对企业的生产经营造成冲击，然而随着时间的推移，企业为了摆脱这种困境，将会通过提高生产率或者用资本替代劳动(Hau et al.,2017)方式提升自身创新水平，继而减弱了最低工资对企业出口规模的抑制作用。

表4 最低工资对企业出口的影响：动态效应检验

(四)最低工资对企业出口的行业异质性

鉴于行业的资本密集度将影响最低工资政策对企业的冲击力度，本文引入“劳动密集型行业”这一虚拟变量，构建三重差分模型(DDD)。“劳动密集型行业”有两种定义方法：第一，借鉴刘晓宁等(2015)的方法，用分行业的全部从业人员年平均人数除以固定资产净值年平均余额，从而得到分行业劳动资本比，再以中位数为标准对其进行划分，将分行业的资本劳动比大于中位数的设为劳动密集型行业，其余为资本密集型行业；第二，直接借鉴谢建国(2003)对劳动密集型行业和资本密集型行业的分类。综上，本文构建的三重差分模型的估计表达式如下：

pro{expi,c,t=1}= α0+β1treati×postt× lkb+β2treati× lkb+β3postt× lkb+lexpi,c,t-1+γzi,c,t+δt+δc+εi,c,t

(5)

ln exporti,c,t= α0+β1treati×postt×lkb+β2treati×lkb+β3postt×lkb+γzi,c,t+γ1λi+δt+δc+εi,c,t

(6)

其中，式(5)和式(6)中的lkb代表“劳动密集型行业”虚拟变量，下标b代表行业。

表5 三重差分DDD分析结果

表5模型一是加入中位数法的劳动密集型行业虚拟变量的结果，结果显示：相对于资本密集型行业，劳动密集型行业最低工资增加会使企业参与出口的可能性减少0.641，导致企业出口规模缩少0.55%。可能的原因在于：最低工资主要影响的是低收入群体，而该部分群体主要分布在劳动密集型行业中，因而对劳动密集型行业的出口行为有更大的负向作用。模型二采用谢建国(2003)的分类方法来生成劳动密集型行业虚拟变量，结果显示：劳动密集型行业最低工资增加将对企业出口行为产生显著的负向影响，会使企业进入出口市场的可能性减少0.099%，使企业出口规模减小0.148%。因此，在两种分类方法下均可以发现，最低工资上升对劳动密集型行业企业出口的负向影响更大。

(五)最低工资影响企业出口的机制分析

那么最低工资通过何种途径抑制了企业出口呢？为此需要进一步实证分析最低工资影响企业出口的解释机制。根据前文的理论分析，成本效应与创新效应是最低工资政策影响企业出口的两个核心动力，因此，判定成本效应与创新效应的影响程度成为诠释实证检验结果的关键。为此，本文分别构建最低工资影响企业固定成本和企业全要素生产率的估计公式，即式(7)和式(8)，其中在指标选取上，企业固定成本与企业全要素生产率指标分别替代企业生产成本与研发创新要素:

costi,c,t=α0+βtreati×postt+γxi,c,t+δt+δc+εi,c,t

(7)

rdi,c,t=α0+βtreati×postt+γxi,c,t+δt+δc+εi,c,t

(8)

式(7)中，被解释变量costi,c,t为企业固定成本，借鉴王磊等(2015)的研究，企业固定成本采用企业固定成本总额占总产值比重的对数值来衡量，其中固定成本总额包括企业营业费用、管理费用、财务费用和折旧；式(8)中被解释变量rdi,c,t为企业全要素生产率，计算方法与基础模型相同(OP方法)；treati×postt为两个模型的核心解释变量，其定义与基础模型相同，依然代表2004年最低工资政策执行后且为处理组的样本；xi,c,t为控制变量，是基础模型中的控制变量zi,c,t去除ln(全要素生产率)后的变量。

表6报告了基于式(7)的最低工资政策实施影响企业固定成本的回归结果。由表6可知，最低工资上升显著增加了企业固定成本。具体地，针对全体样本，treat×post(最低工资政策与时期虚拟变量的交互项)的系数显著为正(为0.769)，由此说明受最低工资政策影响企业的固定成本要显著高于未受影响企业，即提高最低工资会增加企业固定成本，而企业的出口存在门槛，只有克服了一定的固定成本才会选择出口，因此最低工资提升通过增加企业固定成本方式抑制企业出口。针对出口企业样本，核心变量treat×post的系数依然显著为正，说明最低工资政策增加了出口企业的固定成本，而这一成本的增加势必对企业生产经营活动造成影响，因此抑制了已出口企业的出口规模。

表6 最低工资政策对企业固定成本的影响

表7报告了基于式(8)的最低工资政策影响企业全要素生产率的回归结果。由表7可知，最低工资上升对企业全要素生产率仅有微弱的正向影响。具体地，对于全体样本，treat×post的系数仅为0.001，且仅在10%的显著性水平下显著；对于出口企业样本，最低工资增加对企业全要素生产率的影响依然只在10%的显著性水平下显著(系数为0.002)。上述结果表明，最低工资增加导致劳动力成本上升，从而会对企业的生产经营活动造成冲击，而此时企业生产率还未能出现明显提高，即企业创新能力并未得到明显加强。

根据上述研究结果可以发现，最低工资政策提升了企业的固定成本，但对企业的全要素生产率仅存在微弱的正向影响。在“强负向影响与微弱正向影响”的共同作用下，企业出口可能性与企业出口规模出现下降，这一解释机制也进一步佐证了本文研究假说二是合理的。另外，总体上，成本效应的负向效应发挥了更大的作用，然而这一解释机制多针对最低工资政策实施初始年份对企业产生的冲击；随着时间的推移，企业为了摆脱这种困境，往往会通过技术进步等方式提高生产率，届时企业的出口可能会有所提升。

表7 最低工资政策对企业全要素生产率的影响

五、研究结论与政策建议

基于2001—2007年微观工业企业数据和最低工资数据的匹配数据，以2004年最低工资改革为契机，利用DID与Heckman两步法相结合的方法，分析了最低工资对持续经营制造业企业出口决策和出口规模的影响，并用图形法和反事实法验证了平行趋势假设，最终证明了研究假说的合理性。本文得到的研究结论主要包括：最低工资上升会显著降低企业参与出口的可能性和企业出口规模；随着时间的推移，最低工资对企业出口决策的负向影响越来越大，而对于企业出口规模的负向影响越来越小；最低工资对企业出口行为的影响主要集中于劳动密集型行业，劳动密集型行业最低工资的负向出口效应更强；最低工资主要通过成本效应对企业出口产生负向影响，而创新效应的促进作用尚不明显。

根据本文研究结论，可以提出以下政策建议：

第一，地方政府应适当调控最低工资水平，加强最低工资政策制定的针对性。最低工资水平的过快上升将直接增加企业成本，抑制中国制造业企业的出口可能性与出口规模，政府可以针对性对劳动密集型行业实施一些优惠政策或者鼓励政策。

第二，地方政府还需要同时制定制造业企业的研发、技术引进等鼓励政策。企业内部加大研发投入、培育自主创新能力，进一步提高企业全要素生产率，而这需要地方政府的有效鼓励与引导。