陳樂一 文 維

(湖南大學，湖南 長沙 410079)

一、引言

最低工資制度是一項勞動和社會保障制度，目前在世界范圍內被普遍施行。2004年，我國頒布施行了《最低工資規(guī)定》，從此全國各省市都制定和實施符合當?shù)匕l(fā)展實際情況的最低工資標準，調整幅度、執(zhí)行力度不斷加強。2008年，我國又頒布實施了新的《勞動合同法》，再次以法律條文的方式明確企業(yè)需要嚴格施行最低工資制度。根據(jù)地市最低工資數(shù)據(jù)顯示，2004年至2016年我國平均最低工資標準從340元上漲至1355元，年增長率均值在12%以上。誠然，政府設置最低工資標準的出發(fā)點在于保障勞動者權益，提高低收入勞動者的工資性收入，以保證經(jīng)濟社會平穩(wěn)運行。但同時，最低工資標準的上調也使得國內勞動力成本不斷抬升，微觀企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營壓力加大，尤其是一些低技能的勞動力密集型企業(yè)和出口附加值較低的外貿出口企業(yè)被迫破產(chǎn)，在宏觀層面上對我國經(jīng)濟產(chǎn)生沖擊，并最終造成經(jīng)濟波動。除此之外，在理論上，最低工資標準的調整不僅可能會隨著勞動力成本上升而改變勞動和資本要素的相對價格，而且可能會進一步地對微觀企業(yè)的出口行為甚至對人力資本的激勵等方面產(chǎn)生影響。因此，隨著由最低工資標準調整而產(chǎn)生的多種經(jīng)濟效應越來越明顯，那么不禁需要思考最低工資標準是怎么影響我國經(jīng)濟波動的？其影響機制是什么？對不同特征的微觀企業(yè)實施最低工資標準會對經(jīng)濟波動產(chǎn)生什么不同的影響？在我國勞動力成本不斷抬升的大背景下，這些問題非常有必要探討，對于緩解我國經(jīng)濟波動，促進經(jīng)濟平穩(wěn)增長具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

關于最低工資標準的研究，國內外研究相對較多且理論基礎也較完善。已有的研究主要集中在以下幾方面：

第一，最低工資標準的就業(yè)效應。Dube等通過研究最低工資對餐館及其他低工資部門就業(yè)的影響，研究表明最低工資對就業(yè)并無不利影響。[1]國內學者李曉春和何平通過研究最低工資對農民工就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)最低工資對農民工就業(yè)有正向效應。[2]而另一部分學者則認為最低工資標準會增加失業(yè)。Neumark等認為最低工資的上升會導致技術水平很低的工人失業(yè)。[3]Mayneris等通過研究中國最低工資改革后企業(yè)如何應對更高的最低工資，發(fā)現(xiàn)最低工資上漲會帶來有限的失業(yè)。[4]

第二，最低工資標準對工資的影響和收入效應。國外學者多數(shù)認為最低工資標準提升會減少工資不平等。Autor等通過研究最低工資標準對美國收入不平等的影響，發(fā)現(xiàn)最低工資標準降低了工資分配下限的不平等。[5]國內學者邸俊鵬和韓清通過研究最低工資對勞動者工資收入的影響，認為最低工資標準的上調會帶來平均收入的提高。[6]張軍等認為最低工資上漲拉大了部門間和部門內就業(yè)者工資差距。[7]

第三，最低工資標準對價格的傳遞效應。Bernard等和Edemond分別在伯川德模型和寡頭壟斷模型下分析企業(yè)的價格加成效應，發(fā)現(xiàn)當企業(yè)成本上升時，企業(yè)往往通過降低價格加成吸收部分成本效應。[8][9]國內學者主要從兩個方面展開研究。一方面，最低工資通過勞動投入要素價格進行傳遞。趙瑞麗等研究表明最低工資標準的提升會促使勞動投入要素價格上漲，進一步企業(yè)邊際生產(chǎn)成本上升；企業(yè)承擔因勞動力成本上升帶來的價格加成效應。[10]另一方面，最低工資通過企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高效應影響價格傳遞。張晶等研究發(fā)現(xiàn)可能會增加創(chuàng)新活動的投入以進一步改善生產(chǎn)效率。[11]

近年來，異質性企業(yè)理論不斷發(fā)展且微觀數(shù)據(jù)更易獲得，因此國內外學者們將最低工資標準與企業(yè)的主要特征進行聯(lián)系，探索兩者之間的關系。Hau等考察中國2002-2008年期間最低工資水平對制造企業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)最低工資上漲加速了從勞動力到資本的投入替代，減少了就業(yè)增長并加速了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。[12]孫楚仁等研究認為最低工資上漲會因為價格效應降低出口，但是會使高生產(chǎn)率出口企業(yè)的出口概率增加。[13]馬雙和甘犁通過研究最低工資對企業(yè)培訓的影響，結果發(fā)現(xiàn)最低工資上漲會一定程度抑制企業(yè)培訓行為。[14]

關于最低工資標準對經(jīng)濟波動影響的研究，現(xiàn)有文獻還很匱乏，相關領域的研究主要還是從勞動力市場方面展開。國外方面，Gertler等在研究中加入了勞動力市場，從而分析勞動力市場是否影響到宏觀變量對外生沖擊的動態(tài)響應。[15]國內方面，詹新宇和方福前構建了一個新凱恩斯主義剛性價格模型并引入具有外生性質的勞動力成本約束，結果表明勞動力成本上漲通過“收入—消費效應”對居民的消費波動產(chǎn)生較為顯著的正向沖擊。[16]郭念枝和村瀨英彰探討了勞動力成本上漲影響中國宏觀經(jīng)濟波動的內在機理，結果表明勞動力成本的變動能夠通過一定的機制影響到資本的積累，并最終影響經(jīng)濟波動。[17]

不難發(fā)現(xiàn)，學者們在最低工資標準的經(jīng)濟效應、企業(yè)特征關系以及勞動力成本對經(jīng)濟波動的影響等方面得出了不少豐富的成果，但是沒有著重研究最低工資標準對經(jīng)濟波動的影響并探究相應的影響機制的文章。基于此，筆者首先從“企業(yè)全要素生產(chǎn)率”、“企業(yè)出口”和“人力資本”三個角度出發(fā)，系統(tǒng)梳理了最低工資標準對經(jīng)濟波動的影響機理；然后手動整理2003-2014年全國縣區(qū)最低工資標準數(shù)據(jù)并與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)相配，得到2004-2013年全國259個地級市的面板數(shù)據(jù)，最后建立回歸模型對最低工資標準與經(jīng)濟波動之間的影響關系進行實證研究。希望能夠較為深入地探究最低工資標準對實體經(jīng)濟的影響，并據(jù)此提出相關政策建議。

三、理論分析與假設提出

(一)最低工資標準通過企業(yè)全要素生產(chǎn)率渠道影響經(jīng)濟波動

當最低工資標準提升，工人工資增加，勞動與資本的相對要素價格發(fā)生變化，這會改變企業(yè)已有的生產(chǎn)要素投入偏好及具體購買行為，促使企業(yè)投入更多機器設備等資本要素，并減少對員工的招聘甚至出現(xiàn)裁員行為，使得企業(yè)不斷實現(xiàn)對勞動的替代，進而改變了企業(yè)現(xiàn)有的要素密集狀況，客觀上推動企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。但是，從我國實際產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀來看，資本占比的提高并不簡單地意味著之前階段的低技術企業(yè)成功實現(xiàn)了轉型升級，反而可能意味著低技能勞動者的低技術企業(yè)出現(xiàn)大規(guī)模破產(chǎn)。因此，在這種勞動力成本增加“倒逼”企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的情形下，我國企業(yè)產(chǎn)出更有可能存在大幅度的產(chǎn)出波動。此外，工資激勵理論表明，隨著最低工資標準不斷提高全社會用人的工資待遇也相繼提升，微觀企業(yè)出于保持工資差異對員工的激勵效果，企業(yè)所有者可能更有激勵和偏好去選擇形成和維持不同技能員工之間的工資差距甚至對不同技能員工的招聘中表現(xiàn)出明顯的偏好差異。一方面，企業(yè)的高技能員工的工資上漲并減少對低技能員工的需求，這會促使企業(yè)全要素生產(chǎn)率增加。另一方面，由于工資激勵，低技能的勞動者會增加主觀能動性，隨著勞動力的工作積極性和職業(yè)培訓等技能提升，企業(yè)會由此改進原有的生產(chǎn)技術，增加企業(yè)的創(chuàng)新能力，長期內企業(yè)全要素生產(chǎn)率也會增加。所以，從長期的視角來看，企業(yè)的生產(chǎn)可能性邊界會擴大，生產(chǎn)率整體水平提高，全社會的經(jīng)濟產(chǎn)出也會增加。這種對產(chǎn)出的長期影響在短期內卻難以避免地體現(xiàn)出調整上的摩擦，即短期內會加劇經(jīng)濟波動。正如李雅楠等研究發(fā)現(xiàn)，我國勞動力成本上升對低技能勞動者密集的企業(yè)的影響更大，短期內帶來的更多是產(chǎn)出較為劇烈的波動。[18]這也證明了最低工資標準通過企業(yè)生產(chǎn)率影響經(jīng)濟波動，更多的是體現(xiàn)在短期內加劇經(jīng)濟波動，而非長期。據(jù)此提出假設：

H1：最低工資標準能夠產(chǎn)生勞動與資本要素價格調整效應和工資激勵增強效應，并通過企業(yè)全要素生產(chǎn)率這一渠道將對經(jīng)濟產(chǎn)出的影響傳導至經(jīng)濟波動，且短期內會帶來一定幅度的經(jīng)濟波動。

(二)最低工資標準通過企業(yè)出口渠道影響經(jīng)濟波動

已有文獻表明，出口行為的改變將使得出口商品質量和附加值以及相應的出口規(guī)模發(fā)生變動，進而也將對經(jīng)濟波動產(chǎn)生較大的影響。對于我國的出口企業(yè)，更多的是由勞動力密集型的中小型企業(yè)組成，大部分企業(yè)出口的產(chǎn)品多數(shù)為技術含量較低的產(chǎn)業(yè)鏈低端產(chǎn)品；另一些在中國組建代工廠的外資企業(yè)，依靠我國廉價的勞動力增加企業(yè)的競爭力。在“人口紅利”逐漸消失的大環(huán)境下，依賴廉價勞動力資源供給獲取出口競爭力的發(fā)展模式已走到盡頭，而對外分工價值鏈升級成為了我國經(jīng)濟平穩(wěn)健康發(fā)展的必要選擇。因此，逐漸上漲的勞動成本支出會使得企業(yè)的固定成本上漲，原有的勞動力成本優(yōu)勢喪失。我國出口企業(yè)的利潤大幅減少，產(chǎn)出大量衰減，企業(yè)的出口規(guī)模受到抑制，甚至一些低技術企業(yè)會選擇退出國際市場或者積極尋找轉型升級的機會。對于依靠我國廉價勞動力的外資企業(yè)也會相應地減產(chǎn)甚至退出中國市場。不管是我國出口企業(yè)還是外資企業(yè)，這些企業(yè)的出口行為都將發(fā)生改變。企業(yè)的出口產(chǎn)品選擇將不得不產(chǎn)生變化，他們也會更有動力去增強自身的技術型競爭優(yōu)勢，提高產(chǎn)品對外出口的質量和增加值水平。至此，企業(yè)完成自身的出口行為選擇。一段時間之后，出口行為選擇成功的外貿企業(yè)增多，也就是說高技術企業(yè)以及新興產(chǎn)業(yè)等會逐步提高在我國出口規(guī)模中的比例。我國對外出口企業(yè)在全球價值鏈分工中的地位將得到提高，隨著出口企業(yè)全球價值鏈分工的升級，我國對外出口產(chǎn)品質量也得到提高，李小平等研究也發(fā)現(xiàn)高質量出口產(chǎn)品會通過高收入國家較高且穩(wěn)定的消費占比和較低的需求波動進而緩解出口波動。[19]據(jù)此提出假設：

H2：隨著企業(yè)出口行為改變，我國對外出口高質量和高附加值產(chǎn)品的規(guī)模增加，其出口貿易的穩(wěn)定性將增強，最終最低工資標準通過企業(yè)出口這一渠道將有利于緩解經(jīng)濟波動。

(三)最低工資標準通過人力資本渠道影響經(jīng)濟波動

人力資本是經(jīng)濟增長過程中必不可少的要素，人力資本存量的高低會對社會消費需求、區(qū)域產(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀等產(chǎn)生影響，進而會對經(jīng)濟波動產(chǎn)生影響。第一，從企業(yè)的角度分析。最低工資上漲，推動了生產(chǎn)中人力平均成本提高。為了應對這種成本沖擊，一方面，企業(yè)會積極調整內部人力資本狀態(tài)，增加對人力資本的投入，如加大對現(xiàn)有員工的培訓和雇傭高技能水平人員等等，從而達到用工數(shù)量降低、單個勞動者的工作效益提高的目的，最終實現(xiàn)平均人力成本的下降。另一方面，企業(yè)人力資本增加會給企業(yè)帶來更強的組織管理能力、更先進技術等，這些會促進企業(yè)增加對其他物質生產(chǎn)要素的投入，企業(yè)的核心競爭力得到提升，因此企業(yè)有激勵選擇雇傭人力資本較高的勞動者。不管是調整內部人力資源狀態(tài)還是雇傭具有更高人力資本的勞動者，都會使得產(chǎn)出增加，企業(yè)的生產(chǎn)和需求也將更趨平穩(wěn)，最終經(jīng)濟波動得以緩解。第二，從單個勞動力的角度分析。最低工資上升使得勞動力市場的需求減少，單個勞動力自身尋找工作的難度上升，為了提高自身競爭力，會主動提高個人的人力資本水平。隨著勞動力整體的人力資本水平的提升，不僅使得就業(yè)市場的摩擦減少，即就業(yè)波動緩和；而且會正向促進微觀企業(yè)的人力資本存量的聚集，形成累積效應。由此可知，最低工資將激勵企業(yè)和個人主動提高人力資本水平，不僅從理論上有助于緩解勞動力成本增加下的就業(yè)市場波動；而且可以通過提高人力資本水平，持續(xù)提升企業(yè)的核心競爭力，優(yōu)化企業(yè)產(chǎn)出與需求的發(fā)展，緩解產(chǎn)業(yè)波動，最終實現(xiàn)緩解經(jīng)濟波動的作用。據(jù)此提出假設：

H3：最低工資標準上升會產(chǎn)生人力資本激勵效應，從而提高人力資本水平，進而緩解就業(yè)市場的波動和產(chǎn)出波動，得到經(jīng)濟發(fā)展質量和效率的提升，并最終在總體上緩解經(jīng)濟波動。

四、模型設定與數(shù)據(jù)說明

(一)基本模型設定

為了實證研究最低工資標準對經(jīng)濟波動的影響，本文構建如下基本計量模型：

Volait=β1+β2Mwit+β3goveit+β4loanit+β5induit+β6inveit+ui+εit

(1)

其中，i和t表示城市和年份，Volait表示經(jīng)濟波動，Mwit表示最低工資標準，goveit表示財政干預，loanit表示金融深化，induit表示產(chǎn)業(yè)結構，inveit表示固定資本，ui表示個體效應，εit表示隨機誤差項。

接著，根據(jù)趙昕東等和溫忠麟等提出的中介效應檢驗程序對影響機制進行檢驗，[20][21]具體的方程設定如下：

Volait=a1+a2Mwit+a3goveit+a4loanit+a5induit+a6inveit+ui+εit

(2)

Cit=b1+b2Mwit+b3goveit+b4loanit+b5induit+b6inveit+ui+εit

(3)

Volait=c1+c2Mwit+c3Cit+c4goveit+c5loanit+c6induit+c7inveit+ui+εit

(4)

其中，Cit表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率、企業(yè)出口以及人力資本，式(2)中a2是最低工資標準對經(jīng)濟波動的總效應；式(4)中c2表示的是最低工資標準對經(jīng)濟波動的直接效應，b2×c3是最低工資標準對經(jīng)濟波動的間接效應。若a2、b2、c3和c2都顯著，則表明中介效應顯著；若a2顯著，b2和c3至少有一個不顯著，則需要Sobel檢驗進一步判斷。Sobel檢驗顯著則中介效應顯著。若b2×c3與c2符號不一致，表明存在遮掩效應；若b2×c3與c2符號一致，說明存在中介效應。

最后，考慮到最低工資標準制度作為一項勞動力市場管制政策，對經(jīng)濟波動的影響首先作用于微觀企業(yè)，進而影響到宏觀經(jīng)濟。由于企業(yè)的市場結構、所有權、對外開放等存在異質性，最低工資標準變動對經(jīng)濟波動的影響在不同類型行業(yè)和企業(yè)之間表現(xiàn)出不一致性。因此，將企業(yè)規(guī)模、企業(yè)產(chǎn)權和行業(yè)特征等異質性因素考慮進來，進一步構建最低工資標準與企業(yè)特征變量的交互項Mwit×Dit，回歸模型如下：

Volait=β1+β2Mwit×Dit+β3goveit+β4loanit+β5induit+β6inveit+ui+εit

(5)

(二)變量選取

1.被解釋變量(Vola)?；跀?shù)據(jù)的易獲取性，以經(jīng)濟增長率標準差衡量經(jīng)濟波動，采用固定樣本時間長度滾動時窗法?？紤]到更多地保留考察期內經(jīng)濟增長率數(shù)據(jù)以避免數(shù)據(jù)失真，將計算標準差的時窗值設為5年，具體計算如式(6)所示：

(6)

2.解釋變量(Mw)。為了得到時間和城市一致的面板數(shù)據(jù)，手工搜集各縣區(qū)的月度最低工資標準，并對數(shù)據(jù)進行地區(qū)加權和時間加權，整理得到考察期內按年度劃分的最低工資標準數(shù)據(jù)。

3.控制變量。在參考劉貫春等人研究的基礎上，文章選取了如下控制變量：金融深化(loan)，財政干預(gove)，產(chǎn)業(yè)結構(indu)和固定資本(inve)。[22]關于其他變量的選取，包括企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)，出口規(guī)模(exp)，人力資本(human)以及企業(yè)規(guī)模、企業(yè)產(chǎn)權和行業(yè)特征。其中，使用Head和Ries、許和連和王海成提出的近似企業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計方法估算樣本企業(yè)全要素生產(chǎn)率，估計方程為tfp=ln(y/l)-sln(k/l)，其中，y表示工業(yè)增加值(本文以工業(yè)總產(chǎn)值代替)，l表示從業(yè)平均人數(shù)，k表示固定資產(chǎn)規(guī)模，s表示資本的貢獻度，設定為1/3。[23][24]人力資本變量設定借鑒胡鞍鋼衡量人力資本的方法，即利用平均受教育年限法計算地市級的人力資本，[25]為了更多地保留原始數(shù)據(jù)，筆者將總人口按教育程度分為小學(S)、中學(M)及高等院校(H)三類，并分別賦予權重進行加權計算：human =(6S+12M+16H)/(6歲及以上總人口)。另外，借鑒張少軍的劃分方法分別定義企業(yè)規(guī)模、企業(yè)產(chǎn)權和行業(yè)特征等變量；依據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)規(guī)模指標和登記注冊類型指標的代碼直接劃分不同的企業(yè)規(guī)模和企業(yè)產(chǎn)權，同時參考張少軍行業(yè)類型劃分標準并依據(jù)數(shù)據(jù)庫中行業(yè)類別指標定義行業(yè)特征。[26]相關變量說明如下：

表1 變量說明

(三)數(shù)據(jù)說明及描述性分析

最低工資標準數(shù)據(jù)主要基于筆者手動整理的全國各省市政府部門公布的月度最低工資數(shù)據(jù)，對于部分缺失數(shù)據(jù)通過搜集整理相關政府公報或網(wǎng)站等獲取。企業(yè)規(guī)模、企業(yè)產(chǎn)權和行業(yè)特征等指標的數(shù)據(jù)來源于1998-2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。其他相關變量的數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)庫。樣本最終包括全國259個城市2004-2013年的數(shù)據(jù)，樣本覆蓋全國334個城市的77.54%，因而樣本數(shù)據(jù)在一定程度上能代表全國水平?；谧兞康慕?jīng)濟含義和數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性要求，本文將最低工資標準數(shù)據(jù)除以100并取對數(shù)處理。

從表2可看出，經(jīng)濟波動Vola的均值為0.059，最大值為0.160，最小值為0.000，標準差為0.026，說明樣本期內并無較大的數(shù)值變動。最低工資標準Mw的均值為1.745，最大值為2.762，最小值為0.706，標準差為0.397，說明樣本期內也并無較大的數(shù)值變動。從其他變量的描述性統(tǒng)計結果來看，變動幅度都比較小。所以，整個樣本并不存在異常值，樣本數(shù)據(jù)質量較高。

五、實證結果與分析

(一)最低工資標準對經(jīng)濟波動的回歸分析

1.基準回歸分析

本文首先對基本計量模型進行回歸估計，結果如表3所示，表內依次報告了OLS以及固定效應和隨機效應的估計結果。F檢驗結果顯示存在顯著的個體效應，說明固定效應優(yōu)于OLS，通過Hausman檢驗，發(fā)現(xiàn)固定效應優(yōu)于隨機效應。因此，本文以固定效應模型為基礎進行分析。

從表3可以看出，固定效應模型結果顯示最低工資標準的估計系數(shù)為-0.005，通過1%的顯著性檢驗，表明最低工資標準與經(jīng)濟波動之間確實存在一種負向關系，即在樣本期內最低工資標準的上升會減緩經(jīng)濟波動。控制變量上，政府干預的系數(shù)為0.014，并通過10%的顯著性水平檢驗，說明各地級市政府財政支出對經(jīng)濟波動會產(chǎn)生顯著影響。金融深化的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明隨著金融的不斷深化會加劇經(jīng)濟波動，從而擴大經(jīng)濟波動。產(chǎn)業(yè)結構的系數(shù)在5%的水平下通過顯著性檢驗且系數(shù)為正，說明隨著第二產(chǎn)業(yè)占比提高，經(jīng)濟波動更加劇烈。固定資產(chǎn)的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明隨著固定資產(chǎn)投資的增加，經(jīng)濟波動會進一步加劇。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

表3 最低工資標準對經(jīng)濟波動影響的回歸結果

2.內生性分析

考慮到最低工資標準也是反映經(jīng)濟波動的表現(xiàn)形式之一，可能會有互為因果的內生性問題，缺失重要變量、測量誤差等問題。因此，為了更好評估最低工資標準對經(jīng)濟波動的影響，本文將采用以下四種方法檢驗回歸模型是否存在內生性問題。第1列報告的是最低工資標準滯后一期的回歸結果，已排除互為因果的內生性問題。第2列是滯后一期工具變量的結果。筆者采用滯后一期的最低工資作為工具變量，可保證工具變量與經(jīng)濟波動顯著相關，又可保證工具變量相對于經(jīng)濟波動的外生性，然后進行弱相關性檢驗，以保證工具變量的有效性，再用兩階段最小二乘第二階段回歸保證實證結果的可靠性。第3列將平均工資預測值的40%作為最低工資的預測值，并將預測值滯后一期作為工具變量。選擇平均工資預測值的40%作為工具變量的理由是最低工資的制定原則是不低于當?shù)仄骄べY的40%。第4列使用的系統(tǒng)廣義矩估計(SYS-GMM)模型進行估計，可以有效解決變量與其他變量及殘差項之間可能存在的內生性問題，使得實證結果更加可靠。

表4 內生性分析結果

從表4可以發(fā)現(xiàn)：最低工資Mw滯后一期、滯后一期工具變量以及最低工資預測值滯后一期的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為負，說明均支持最低工資標準對經(jīng)濟波動的負向影響關系；GMM回歸結果在10%的顯著性水平下顯著為負，也驗證了兩者之間的負向影響關系。綜上所述，四種內生性分析的結果都可以證明最低工資標準對經(jīng)濟波動有抑制作用，因此本文實證研究結果是可信的。

(二)最低工資標準影響經(jīng)濟波動的渠道檢驗

利用中介效應的檢驗方程，得到表5所示結果，可以發(fā)現(xiàn)：(1)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率渠道的檢驗：說明企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為中介變量的中介效應是存在的。其中，最低工資標準對經(jīng)濟波動的總效應為-0.004，直接效應為-0.008，中介效應占總效應比重的絕對值為90.49%，說明最低工資對經(jīng)濟波動的影響在剔除企業(yè)全要素生產(chǎn)率的效應之后，系數(shù)的絕對值變大，即企業(yè)全要素生產(chǎn)率起到了遮掩效應，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高加劇了經(jīng)濟波動。(2)對企業(yè)出口渠道的檢驗：說明企業(yè)出口作為中介變量的中介效應是存在的。其中，最低工資標準對經(jīng)濟波動的總效應為-0.0041，直接效應為-0.0039，中介效應占總效應的比重為4.71%，說明最低工資標準對經(jīng)濟波動的影響在剔除出口規(guī)模的效應之后，系數(shù)的絕對值變小，也就是說出口規(guī)模起到了抑制作用。(3)對人力資本渠道的檢驗：說明人力資本作為中介變量的中介效應存在。其中，最低工資標準對經(jīng)濟波動的總效應為-0.004，直接效應為-0.002，中介效應占總效應比重為15.79%，說明最低工資標準對經(jīng)濟波動的影響在剔除人力資本的效應之后，系數(shù)的絕對值變小，即人力資本起到了抑制作用。

表5 渠道檢驗結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

考慮到2008年全球金融危機的特殊性、是否包括直轄市的樣本存在統(tǒng)計上的差異、經(jīng)濟波動指標選取和測度的差異等都會對結果的穩(wěn)健性造成影響，因此分別就上述情形下的數(shù)據(jù)進行回歸，結果如表6所示，可以發(fā)現(xiàn)：最低工資標準對經(jīng)濟波動的影響在1%的水平下均顯著為負，四種穩(wěn)健性檢驗的結果證明了最低工資標準與經(jīng)濟波動之間呈較為顯著的負相關關系，上述回歸結果具有穩(wěn)健性。

(四)進一步分析

最低工資標準通過“企業(yè)全要素生產(chǎn)率”、“企業(yè)出口”和“人力資本”三條渠道對經(jīng)濟波動的影響首先會通過微觀企業(yè)來表現(xiàn)，而不同特征的企業(yè)可能會表現(xiàn)出不同的特征。為了進一步探討上述情形，本文借鑒張少軍從企業(yè)規(guī)模、企業(yè)產(chǎn)權以及行業(yè)特征等方面刻畫異質企業(yè)的方法，[26]對最低工資標準與企業(yè)異質性變量的交互項進行回歸分析，通過回歸結果反映最低工資標準通過企業(yè)異質性變量對經(jīng)濟波動的影響大小，結果如表7所示。(1)從企業(yè)規(guī)模來看，大中型企業(yè)交互項的回歸系數(shù)為負但并未通過顯著性水平檢驗，小微型企業(yè)交互項的回歸系數(shù)為負并通過1%的顯著性水平檢驗。這表明最低工資標準對經(jīng)濟波動的影響更可以通過小微型企業(yè)的規(guī)模來體現(xiàn)，而非大中型企業(yè)。具體說來，大中型企業(yè)資金、技術等方面比小微企業(yè)更完善，抵御沖擊的能力較強，而小微企業(yè)更易受到最低工資標準提升帶來的成本沖擊。(2)從企業(yè)產(chǎn)權上看，內外資企業(yè)交互項的回歸系數(shù)均為負且均通過1%的顯著性檢驗，表明最低工資標準對經(jīng)濟波動的抑制作用不僅會通過內資企業(yè)也會通過外資企業(yè)來體現(xiàn)。同時，外資企業(yè)交互項的系數(shù)為-0.013，絕對值大于內資企業(yè)的-0.005，也表明外資企業(yè)對這一傳導路徑的貢獻度更大。原因可能是國內的外資企業(yè)以加工貿易企業(yè)為主，依賴密集的勞動力且產(chǎn)品附加值較低，因此所受影響更大。(3)從行業(yè)特征上看，低技術企業(yè)交互項的系數(shù)為負且通過10%的顯著性檢驗，高技術企業(yè)交互項的系數(shù)過小直接以“0”替代且未通過顯著性檢驗，表明最低工資標準對經(jīng)濟波動的負向影響主要通過低技術企業(yè)體現(xiàn)。說明與低技術企業(yè)相比，高技術企業(yè)具有更大的規(guī)模優(yōu)勢，更強的融資創(chuàng)新能力，當受到最低工資上調這一成本沖擊時，高技術企業(yè)更傾向于加快研發(fā)投入、提高資本利用率、提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率等手段降低損失，而低技術企業(yè)難以通過較快的速度提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，所以經(jīng)濟波動的程度不大。

表7 基于微觀企業(yè)的進一步分析

六、結論與政策建議

利用全國地級市面板數(shù)據(jù)，探討了最低工資標準對經(jīng)濟波動的影響，結果發(fā)現(xiàn)：最低工資標準的提升對經(jīng)濟波動會產(chǎn)生顯著影響，總體上呈現(xiàn)負向影響關系，這說明最低工資標準提升會減緩經(jīng)濟波動。通過分析最低工資標準影響經(jīng)濟波動的機理并進行實證檢驗后，發(fā)現(xiàn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率、企業(yè)出口以及人力資本等的中介效應存在，其中，企業(yè)出口和人力資本對經(jīng)濟波動起到了抑制作用，企業(yè)全要素生產(chǎn)率則存在遮掩效應，即會加劇經(jīng)濟波動。為了進一步研究最低工資對經(jīng)濟波動的影響，以企業(yè)規(guī)模、企業(yè)產(chǎn)權和行業(yè)特征三個角度對微觀企業(yè)進行考察，結果顯示最低工資標準對經(jīng)濟波動的負向影響在不同企業(yè)規(guī)模和不同行業(yè)特征上存在差異，主要通過企業(yè)規(guī)模中的小微企業(yè)和行業(yè)特征中的低技術企業(yè)體現(xiàn)，而在不同企業(yè)產(chǎn)權上不存在明顯區(qū)別?；谏鲜鼋Y論，提出如下建議：

第一，完善最低工資標準制定機制，實現(xiàn)差異化調整。要科學準確地及時上調工資標準，并且根據(jù)不同發(fā)展階段地區(qū)間的差異和不同企業(yè)技術特征、股權特征以及規(guī)模特征的差異有區(qū)別地確定政策的調整次數(shù)和幅度；同時盡快形成更符合實際情況的最低工資標準制定流程，確保政府在制定政策時，充分立足于我國實際狀況和地區(qū)差異，制定出差異化的最低工資標準。

第二，加強政策支持，推動企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。繼續(xù)推動企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，但要加大配套產(chǎn)業(yè)支持政策的制定和執(zhí)行力度，在促進我國企業(yè)全要素生產(chǎn)率上升的同時減緩對經(jīng)濟波動的影響。比如，加大對因用工成本提升而向高技術轉型的低技術勞動密集型企業(yè)的扶持力度，制定政策鼓勵相關企業(yè)的研發(fā)行為，推動相關企業(yè)技術進步和創(chuàng)新。

第三，保持對外出口穩(wěn)定發(fā)展，提高價值鏈分工地位。制定和優(yōu)化出口相關扶持政策和產(chǎn)業(yè)政策，在金融、稅收、人才等領域給予政策支持，確保勞動密集型低技術企業(yè)出口占比的平穩(wěn)下降，激勵低技術企業(yè)轉型和高技術企業(yè)發(fā)展并穩(wěn)步提高高質量和高附加值產(chǎn)品的出口占比，以減少最低工資標準制度對經(jīng)濟波動的不利影響；同時，沿海外貿強省也需要加強自貿區(qū)、保稅區(qū)等多功能綜合區(qū)建設，更好地服務外貿出口企業(yè)，確保出口規(guī)模的穩(wěn)定發(fā)展，從而促進我國出口平穩(wěn)健康發(fā)展。

第四，增加人力資本投入，適應勞動力市場新需求。政府應當發(fā)揮引導作用，積極加強教育改革、人才引進、就業(yè)培訓等制度建設，提高全社會對人力資本的投入，通過教育優(yōu)化、人才培養(yǎng)、人才引進、職業(yè)培訓、勞動技能培訓等方面，滿足最低工資標準提升下勞動力市場的新需求，增強最低工資標準制度對微觀企業(yè)提質轉型的積極作用，推動經(jīng)濟發(fā)展質量和效率的提升，進而減緩經(jīng)濟波動。