勞動力成本對中國制造業企業 全球價值鏈地位的影響

曾國安 陳芮 吳郁

摘要：改革開放以來，中國依靠低廉的勞動力成本嵌入全球價值鏈（GVCs）分工，伴隨著勞動力成本不斷上升，中國制造業面臨重塑產業競爭優勢、提高全球價值鏈地位的嚴峻挑戰。以2004年頒布的《最低工資規定》為準自然實驗來考察勞動力成本上升對企業全球價值鏈中位置的影響，研究發現最低工資制度的實施顯著促進了企業GVCs出口上游度的提升，提升了企業在全球價值鏈中的地位。不過這一作用不是通過企業全要素生產率的提高來實現的，而是通過企業資本勞動比的提高，進而推動企業生產方式和出口產品資本密集程度的提高來實現的。研究還發現，最低工資制度的實施對企業GVCs出口上游度的提升呈現異質性特征，其對資本密集型行業企業、大中型企業以及非民營企業GVCs出口上游度的提升產生了更顯著的推進作用。因此，既要承認勞動力成本上升對企業價值鏈升級發揮的積極作用，也要正視一些產業消化勞動力成本上升能力的不足，采取相應政策促進價值鏈升級和產業規模擴張協同共進。

關鍵詞：勞動力成本;最低工資制度;全球價值鏈位置;GVCs出口上游度

基金項目：國家社會科學基金重大項目“中國共產黨解決農村絕對貧困問題的路徑、經驗與啟示研究”（20&ZD018）

中圖分類號：F272? ? 文獻標識碼：A? ? 文章編號：1003-854X（2022）02-0040-10

一、引言

20世紀50年代以來，隨著通信和交通成本不斷下降，生產過程日益分散進而推動了各國產業垂直專業化的發展，中間品出口貿易規模不斷擴大，占比不斷上升。中國改革開放40多年來，通過嵌入全球價值鏈（Global Value Chains，GVCs）分工獲得了巨大的發展機遇，貨物貿易出口總額從1978年的167.65億元人民幣增長到2020年的17.93萬億元人民幣。但在國際分工中，歐、美、日、韓等國（地區）始終占據研發設計和終端消費這兩個高附加值環節，中國企業則承擔著低附加值的中間制造環節，處于國際價值鏈分工中的低端。中國經濟正邁向高質量發展階段，必然要求不斷從低附加值環節升級到高附加值環節。2020年10月黨的十九屆五中全會審議通過的《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二0三五年遠景目標的建議》明確提出要“優化產業鏈供應鏈發展環境，形成具有更強創新力、更高附加值、更安全可靠的產業鏈和供應鏈”，因此，促進產業升級、提升我國企業在全球價值鏈分工中的地位已成為我國經濟發展新階段的重要任務。

改革開放之后相當長時期內，中國憑借勞動力資源豐富、勞動力成本低的比較優勢（“人口數量紅利”）大力發展勞動密集型產業，迅速取代亞洲“四小龍”在全球分工體系中的地位，成為勞動密集型產品的出口大國。但由于生育率的大幅度下降，人口老齡化加速，市場推動的勞動力成本隨之不斷提高，同時政府推動的勞動力成本也開始逐漸提高，“人口數量紅利”逐漸消失。從2003年起，職工實際工資加速增長，逐漸越過了劉易斯拐點，剩余勞動力無限供給時代最終結束①。中國制造業企業職工的人均年平均工資從1994年的4288元增長至2018年的72088元②。李建強和趙西亮研究發現，無論是我國東部地區，還是中西部地區，勞動力成本均于2011年超過泰國、馬來西亞等東南亞國家③。1993年11月24日國家勞動部頒布了《勞動部關于印發〈企業最低工資規定〉的通知》，2004年1月20日勞動與社會保障部頒布了《最低工資規定》（勞動保障部令第21號），規定從2004年3月1日起，用人單位支付給勞動者的工資不應低于當地最低工資標準。相較于1993年頒布的《企業最低工資規定》，2004年《最低工資規定》主要強調了以下幾個方面：一是要求所有省、市、自治區均須設立最低工資標準;二是規定最低至少兩年調整一次最低工資標準;三是要求地方政府勞動保障行政部門進行監督檢查，各級工會組織對最低工資制度執行情況進行監督?！蹲畹凸べY規定》頒布之后，我國最低工資制度得到了更為嚴格的實施，也助推了勞動力成本的上升。

那么，勞動力成本的不斷上升對中國企業在全球價值鏈中的位置造成了什么影響？是通過什么途徑產生影響的？這是本文力求回答的主要問題。本文以2004年出臺的《最低工資規定》為準自然實驗，基于2000—2007年中國海關進出口數據庫、UIBE-GVCs Indicators數據庫、《中國城市統計年鑒》以及2004年中國283個地級市的最低工資標準，采用雙重差分法來考察勞動力成本上升對企業在全球價值鏈中位置的影響。

二、文獻綜述與研究假設

（一）文獻綜述

目前已有諸多學者做了關于全球價值鏈分工的影響因素的研究，有的從國家和行業（宏觀）層面展開研究，有的從企業（微觀）層面展開研究。在國家和行業層面，Caselli等人研究發現人力資本影響一國對技術的吸收能力，從而影響該國參與全球價值鏈的情況④。Dollar和Kidder通過對中國和非洲國家參與全球價值鏈的比較研究發現，制度質量（法律制度、金融服務）通過影響合同的執行程度，從而影響該國參與全球價值鏈的程度⑤。Kee和Tang研究發現2000—2007年中國企業出口國內附加值提升，主要原因是貿易和投資的自由化導致企業更多地使用國內原材料代替進口原材料⑥。Lanz等人基于2006—2017年世界銀行對111個國家和地區企業調查的數據庫，研究發現企業層面的數字鏈接（即企業是否擁有網站）和企業所在地的數字基礎設施（即該地的固定寬帶用戶數）促進了企業嵌入全球價值鏈的程度，對中小企業的促進作用強于大型企業⑦。

關于勞動力成本上升對企業的影響一直是學術界的研究熱點，但目前學術界尚未就該問題達成共識。諸竹君等認為雖然勞動力成本上升在當期會對企業加成率產生負面影響，當企業跨過一定門檻值后，可以通過“工藝創新效應”和“質量升級效應”實現加成率動態提升⑧;Riley和Bondibene基于英國的最低工資制度研究發現最低工資增加了低工資企業雇傭勞動力的成本，企業通過組織變革、培訓和效率工資來應對這種成本上升，從而提高企業的勞動生產率⑨。也有部分學者認為勞動力成本上升給企業帶來負面影響居多，勞動力成本上升減小了企業受到信貸配給的概率，導致企業融資約束加強⑩。

現有文獻大多是考察勞動力成本上升對企業出口的影響，從全球價值鏈角度考察的文獻較少。任志成和戴翔研究發現，企業的勞動力成本上升倒逼了中國出口企業的轉型升級{11}。Gan等研究發現中國勞動力成本上漲降低了企業出口額，平均工資和資本勞動比較低的企業下降幅度更大{12}。

綜上所述，從全球價值鏈角度探討勞動力成本上升對企業出口影響的文獻并不多見，并且大多只是研究勞動力成本上升對企業出口附加值的影響，因此有必要對勞動力成本上升對企業在全球價值鏈中位置的影響展開專門研究。

（二）研究假設

最低工資制度帶來的勞動力成本上升會對企業出口產品在全球價值鏈中的位置產生何種影響，一方面取決于其對出口產品結構的影響，如果其導致出口產品結構從價值鏈低端向高端移動，就會引起企業在全球價值鏈中的位置升級，反之則會引起企業在全球價值鏈中的位置降級;另一方面取決于其對企業產品生產效率的影響，如果其導致企業產品生產效率提高，就會引起企業在全球價值鏈中的位置升級，反之則會引起企業在全球價值鏈中的位置降級。

從勞動力成本上升對產品出口結構的影響來看，實施最低工資制度導致勞動力使用成本上升，企業利潤空間收窄，這會使企業更多地用機器來替代勞動力，企業資本勞動比因此提高，同時會使資金更多地從勞動密集型行業流向資本密集型行業，從而推動資本密集型制造業的發展;在勞動力成本上升的條件下，如果勞動密集型行業企業面臨外部融資約束，無法通過資本替代勞動的辦法來降低勞動力成本，則會將產業轉移到勞動力成本低的國家，由此導致的結果是資本密集型生產方式和資本密集型行業占比的提高，出口產品中資本密集型行業產品比重隨之上升。一般來說，資本密集型行業出口產品更多的是原材料等中間產品以及機器設備等資本品，不直接面向消費者或距離消費者更遠，而勞動密集型行業出口產品更多的是最終消費品，直接面向消費者或者距離消費者較近，資本密集型行業出口產品在全球價值鏈中的位置大多高于勞動密集型行業。這意味著實施最低工資制度帶來的勞動力成本的上升會推動企業在全球價值鏈中位置的提升。由此給出假設1。

假設1：實施最低工資制度帶來的勞動力成本上升會提高企業資本勞動比和促進資本密集型行業發展，從而促進企業在全球價值鏈中位置的提升。

從勞動力成本上升對企業生產效率的影響來看，實施最低工資制度引起的勞動力成本上升對企業生產效率的影響具有雙重性。一方面，勞動力成本上升，在國際競爭對產品價格上升的約束下企業利潤空間必然收窄，這會促使企業提高資本勞動比，從而提高生產效率，也會促使企業努力進行技術創新和提高管理水平以降低成本，由此促進企業在全球價值鏈中位置的提升;另一方面，由于技術創新和管理水平提高受到勞動力素質等能力因素的約束，勞動力成本上升導致企業經營成本增加，企業利潤減少，企業面臨的融資約束會加強，創新投入會減少，這樣就會對企業技術創新和管理水平提高產生消極影響，因此會對企業在全球價值鏈中位置的提升產生消極作用。由于資本勞動比的提高可以更快實現，而技術創新和管理水平的提高則需要更長的時間，并且最低工資制度實施不會對技術創新者和經營管理層產生激勵，因此最低工資制度帶來的勞動力成本上升對企業生產效率提升的作用會相當有限。由此給出假設2。

假設2：實施最低工資制度帶來的勞動力成本上升對企業生產效率提高的促進作用有限，從而對企業在全球價值鏈中位置的提升作用也很有限。

考慮到資本密集型行業、勞動力密集型行業和技術密集型行業三種不同行業的企業對勞動力、資本和技術要素的依賴存在較大差異，因此本文將分析實施最低工資制度帶來的勞動力成本上升對三種不同行業的企業在全球價值鏈中位置影響的差異。勞動密集型行業對勞動力要素投入依賴程度最高，實施最低工資制度帶來的勞動力成本上升對其利潤沖擊最大，雖然企業可以以機器代替勞動力，但企業最簡便的應對方式要么是將企業遷移到勞動力成本低的國家，要么是退出該行業。勞動力成本上升幅度越大，對利潤沖擊越大，企業越可能選擇遷出和退出，這就意味著勞動力成本上升對勞動密集型行業企業在全球價值鏈中位置提升的促進作用會比較小。資本密集型行業高度依賴資本投入，因此實施最低工資制度導致勞動力成本上升會強化該行業企業更多地用資本替代勞動，這樣就會通過資本效率、規模經濟等推動企業生產效率提高，從而有利于企業在全球價值鏈中位置的提升。技術密集型行業高度依賴技術創新，因此高度依賴于高素質專業技術人員和高新技術資本，實施最低工資制度并不會直接提高高素質專業技術人員使用成本，受到的間接影響也會比其他行業小，因此對技術密集型行業企業在全球價值鏈中位置的提升不會有多大影響。由此給出假設3。

假設3：最低工資制度實施對資本密集型行業企業在全球價值鏈中位置提升的促進效應大于勞動密集型和技術密集型行業企業。

考慮到我國不同規模和不同所有制性質企業在資金實力、融資約束、政府補貼等方面有較大差異，因此實施最低工資制度帶來的勞動力成本上升對不同所有制性質和不同規模企業在全球價值鏈中位置變化的影響也應存在差異。從企業規模來看，企業規模越大，資金實力越強，融資越便利，融資成本越低，也更能獲得政府補貼等優惠政策，越傾向于和越有能力以資本替代勞動，因此最低工資標準實施帶來的勞動力成本上升更能促進大型企業調整投資結構，加快資本替代勞動的進程，從而促進在全球價值鏈中位置的提升。由于國有企業融資最便利，融資成本最低，能在政府補貼等方面獲得遠超過非國有企業的優惠待遇，最有能力以資本替代勞動，加之國有企業大多規模大，且大多分布在石油化工、金屬冶煉等資本密集型行業，因此最低工資制度實施帶來的勞動力成本上升更會促進國有企業加快資本替代勞動的進程，增強資本密集型行業的產能和出口更多資本密集型產品，從而對國有企業在全球價值鏈中位置提升產生更顯著的作用。外資企業有便利的融資條件，勞動力成本上升也會使其加快資本替代勞動的進程。民營企業大多位于產業鏈低端，規模小，資金實力和技術力量薄弱，在融資中備受歧視，融資難、融資貴問題長期存在，因此很難因勞動力成本上升而迅速進行資本替代勞動，更多的是退出市場或者將產業轉移至國外。由此給出假設4和假設5。

假設4：企業規模越大，最低工資制度實施帶來的勞動力成本上升對企業在全球價值鏈中位置提升的促進效應越大。

假設5：最低工資制度實施對國有企業、外資企業在全球價值鏈中位置提升的促進效應大于民營企業。

三、研究設計和數據說明

（一）數據來源與處理

企業出口上游度數據來自海關總署提供的2000—2007年中國海關進出口數據庫和對外經濟貿易大學全球價值鏈研究院提供的UIBE-GVCs Indicators數據庫。企業特征原始數據來源于國家統計局發布的2000—2007年中國工業企業數據庫。城市控制變量數據來自《中國城市統計年鑒》（2000—2007），城市控制變量滯后一期。2004年各省、市、自治區（以下簡稱為各省市區）最低工資來自各省市區的人力資源社會保障局網站以及法寶網，通過手工整理得到。

匹配中國工業企業數據庫和中國海關進出口數據庫并整合為面板數據，這是本文數據處理的一項重要工作。第一步，對中國工業企業數據庫進行處理，剔除掉以下樣本：企業代碼和企業名字重復樣本;不符合會計準則的樣本（總資產小于固定資產、總資產小于流動資產的樣本，固定資產、主營業務收入等變量缺失的樣本）;剔除職工人數小于10的樣本和主營業務收入在500萬元以下的樣本;剔除采礦、煙草加工、電力供應等行業樣本。第二步，對中國海關進出口數據庫進行處理，首先將海關數據庫的月度數據加總成年度數據，然后借鑒 Handelwal等（2011）{13} 的做法將企業名字包含“進出口”“經貿”“貿易”“科貿”“外經”等字樣的企業識別為貿易代理商并剔除。第三步，借鑒Yu（2015）{14} 的方法，匹配中國工業企業數據庫和中國海關進出口數據庫，首先根據企業名稱進行匹配，將兩個數據庫中同一年公司名稱相同的企業認定為同一家企業;然后將剩余未匹配的數據根據企業的郵政編碼和電話號碼后七位進行匹配。第四步，借鑒Brandt等（2012）{15} 的方法，將匹配后不同年份的數據集整合為非平衡面板數據。最后得到了非平衡面板數據238672個樣本，平衡面板數據27674個樣本。

（二）模型設計

本文將2004年3月1日開始實施的《最低工資規定》作為準自然實驗樣本來考察最低工資制度帶來的勞動力成本上升如何影響企業在全球價值鏈中的位置。首先需要構造合適的實驗組和對照組，以考察在政策出臺后受到政策影響的實驗組和對照組不同的發展趨勢。Draca等人提出將政策實施前平均工資低于政策實施后所在地最低工資的企業設為實驗組，其余為對照組{16}。本文在此基礎上對實驗組和對照組進行改進，根據政策實施前一年企業的相對工資（用企業人均月工資和政策實施后企業所在地的最低工資的差距衡量）高低來劃分實驗組和對照組。具體而言，本文以2003年企業人均月工資除以2004年企業所在地最低工資，即企業平均工資與所在地最低工資之比作為2003年企業的相對工資，將2003年相對工資最低的50%企業樣本認定為受政策影響的實驗組，其余為對照組。我們認為相對工資更低的企業受最低工資政策實施的影響更大，從而不得不提高員工工資。最低工資制度實施迫使企業向員工支付更高的工資，由于它不是企業因為勞動生產率水平提高而主動為之，因此造成的企業勞動力成本的上升是外生的。

本文還進一步控制時間、行業和企業個體固定效應，設立如下雙重差分模型：

Upstream=α+βpost×treated+γX+ψt+λi+εeict（1）

其中，e為企業，i為企業所在的行業，c為企業所在的城市，t為年份，Upstream為企業出口上游度。post表示政策處理時期的虛擬變量，2004年及其以后設定為1，之前年份為0;treated為實驗組虛擬變量，即2003年相對工資最低的50%企業設定為1，其它對照組企業設為0;β用來衡量《最低工資標準》出臺給企業帶來的DID效應。X為企業和城市層面的控制變量，ψt為時間固定效應，λi為行業固定效應，εeict為隨機誤差項。

（三）變量設定

1. 核心解釋變量。本文的被解釋變量主要是企業在全球價值鏈中的位置，用企業GVCs出口上游度衡量。本文借鑒倪紅福和王海成（2019）{17}、Alfaro等（2019）{18} 的測算思路，先測算中國制造業行業層面在全球價值鏈中的位置，然后結合企業出口產品結構測算企業層面的GVCs出口位置。本文采用Wang等（2017）{19} 提出的前向GVCs生產長度（即企業出口的產品距離最終消費端的距離）來衡量行業層面的GVCs出口上游度。企業層面的GVCs出口上游度由一國某部門企業出口產品所在行業的前向GVCs生產長度進行加權加總得出，權重為企業所屬行業出口產品占企業總出口產品的比重。企業層面GVCs出口上游度計算公式如下：

Upstreamet=Σ（×GVC_Plyit）（2）

其中，e表示企業，t表示年份，i表示行業。Upstreamet表示企業e在t年的GVCs出口上游度，Eiet表示t年企業e出口總額中屬于i行業的出口額，TEet表示t年企業e出口總額，GVC_Plyit表示t年i行業的前向GVCs生產長度。由（2）式可以看出，企業GVCs出口上游度受企業出口產品結構以及出口產品所屬行業在全球價值鏈中的位置這兩個因素的影響。企業的GVCs出口上游度越大，說明企業出口的產品距離最終消費端越遠，該企業越位于全球價值鏈中的上游。不過，也不能將出口上游度的高低等同于產業競爭力的強弱。

根據（2）式測算中國企業2000—2007年GVCs出口上游度，結果如圖1所示。從行業來看，我國食品制造、造紙印刷、金屬冶煉等行業GVCs出口位置較高，紡織、家具制造、文體設備制造、通信設備、儀表儀器設備等行業的GVCs出口上游度較低。從時間趨勢來看，2000—2004年大多數行業的出口上游度呈下降或穩定狀態，可能是受到2001年中國加入WTO的影響，而2004—2007年大部分行業出口上游度則呈上升趨勢。

2. 控制變量。企業層面的控制變量如下：企業規模（size），用企業總資產取對數衡量;出口規模（export），用海關進出口數據庫計算的企業總出口額取對數表示;企業月人均工資（wages），用企業年應付薪酬除以員工總人數，再除以12個月后取對數表示;行業競爭程度（hhi），用赫芬達爾指數表示，通過主營業務收入計算不同行業的產業集中度指數，按照行業代碼的前兩位劃分行業類別。

為了進一步控制城市內生性，本文選取如下城市層面的控制變量：城市經濟發展水平（citygdp），用城市人均gdp取對數表示;城市工資水平（citywages），用城市人年均工資取對數表示;城市失業率（unemploy），用城鎮登記失業人員與就業人員之比表示。前兩個變量用2000年為基期的價格指數進行平減。表1展示了主要變量的描述性統計結果。

四、實證分析

（一）基準結果分析

表2展示了用雙重差分模型的基準回歸結果。第（1）列不加入控制變量，只控制了時間、行業和企業固定效應，結果顯示最低工資標準的實施對企業的 GVCs出口上游度影響系數為0.023（在1%水平上顯著）;第（2）列在前面的基礎上加入控制

變量進行回歸，結果表示影響系數為0.020（在1%的水平上顯著）?；鶞驶貧w結果表示最低工資標準的實施顯著促進了企業在全球價值鏈中位置的提升。第（3）列是對企業規模（size）、企業出口額（lnexport）、企業月人均工資（lnwages）進行1%的縮尾處理后再次回歸的結果。第（4）列是將企業層面的控制變量滯后一期進行回歸的結果。相關回歸系數基本保持一致且仍然在1%的水平上顯著，說明上述結果是穩健的。

從控制變量的回歸結果來看，企業在全球價值鏈中的位置與企業出口額負相關，出口額越大的企業GVCs出口上游度越低，說明我國優勢出口行業主要是位于全球價值鏈分工中比較下游的行業，這和我國2000—2007年這段時間還處于全球價值鏈分工低端地位的現實是相符的;企業的GVCs出口上游度和企業的平均工資水平正相關，可能的原因是工資水平越高的企業資本密集度越高，資本密集度高的行業企業在全球價值鏈中的位置越高;企業的GVCs出口上游度和企業所屬行業的競爭程度顯著正相關，可能的原因是行業競爭越激烈，企業越必須提高競爭力，因此在出口市場上的競爭力越強。

（二）穩健性檢驗

為了保證雙重差分模型回歸結果的可靠性，有必要進行平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、重新定義實驗組等一系列穩健性檢驗。

1. 平行趨勢檢驗。雙重差分法要求實驗組和對照組在政策實行前保持相同發展趨勢，在政策實施后的發展趨勢存在顯著差異。本文借鑒Liu和Qiu（2016）{21} 的方法加入虛擬時間變量，構建如下模型對最低工資制度的動態效應進行檢驗：

Upstream=α+Σβt×treated×yeart+γX+ψt+λi+εit

（3）

其中，treated×yeart為實驗組和虛擬時間變量的交互項，yeart在當年取1，其他年份取0，βt為試驗組和時間虛擬變量交互項的估計系數，表示最低工資標準在當年的政策效應，其他變量與模型（1）相同。圖2中的（a）圖繪制了在95%的置信區間下的政策效應βt，（b）圖繪制了企業層級的控制變量滯后一期后的政策效應，（a）圖和（b）圖顯示的結果基本一致。由圖（a）可知，2004年之前，時間虛擬變量與實驗組的交互項的系數均在95%水平下不顯著，因此可以認為在2004年以前實驗組和控制組無顯著差異。2004年《最低工資規定》出臺后，時間虛擬變量和時間虛擬變量與實驗組的交互項的估計系數在95%的置信區間下顯著，并且政策效應呈持續性特征。這可能是由于《最低工資規定》規定至少兩年調整一次最低工資，該政策是一個持續性的政策，隨著最低工資標準的不斷提高，該政策的影響不斷增強。

2. 安慰劑檢驗。為了緩解遺漏變量以及樣本選擇偏差帶來的回歸結果偏差問題，本文借鑒Cai等（2016）{22} 的方法進行安慰劑檢驗。隨機抽取實驗組，通過構造“偽實驗組”進行回歸來觀察政策效應是否顯著。隨機抽取實驗組，如果存在顯著的政策效應，則說明未通過安慰劑檢驗。本文將該隨機過程重復500次，并按照模型（1）進行回歸，提取政策效應treated×post的系數，繪制圖3即回歸系數的核密度圖。圖3顯示500次虛構實驗組的回歸系數集中分布在0附近，意味著不存在政策效應。

3. 調整treated和post的定義。一是調整treated即實驗組定義。將原基準模型（1）中2003年相對工資最低的50%企業為實驗組替換為相對工資最低的25%企業為實驗組，然后按照模型（1）重新估計，回歸結果如表3第（1）列所示?？梢钥闯稣咦兞康墓烙嬒禂德晕⒆兇?，依然在1%的水平上保持顯著，這說明工資差距越小的企業受政策的影響程度越大。二是調整post即政策實施時間定義。由于《最低工資規定》實施日期是2004月3月1日，故將2004年的post定義由1替換為5/6，然后按照模型（1）重新估計，回歸結果如表3第（2）列所示，其結果依然顯著。

4. 排除“用工荒”的干擾。根據媒體報道，2003年我國東南沿海地區開始出現“用工荒”，沿海地區部分企業不得不提高最低工資，“用工荒”帶來的勞動力成本上升可能會與2004年《最低工資規定》頒布帶來的勞動力成本上升相混淆。為了排除“用工荒”的干擾，本文排除了用工荒地區的樣本，包括企業所在地位于“長三角”（上海、江蘇、浙江）、珠三角地區（廣東）以及福建等區域的企業樣本，然后按照基準模型（1）重新進行回歸估計，回歸結果如表3第（3）列所示。其結果顯示在排除“用工荒”帶來的勞動力成本上升的影響后，最低工資制度的實施對企業在全球價值鏈中位置的影響依然顯著為正。

5. 使用平衡面板數據。原估計使用的是非平衡面板數據，考慮到2000—2007年大量企業進入或退出市場，非平衡面板數據可能會影響估計結果的準確性，因此將使用2000—2007年的平衡面板數據對基準模型（1）進行重新估計，結果如表3第（4）列所示?；貧w結果顯示，最低工資制度的實施對企業在全球價值鏈中位置的影響顯著為正。

五、進一步討論

（一）影響機制檢驗

根據研究假設，本文建立中介效應模型，選取資本勞動比和企業全要素生產率（用以反映企業生產效率）作為影響的中介變量。資本勞動比（KLR）用固定資產價值與全部從業人數之比取對數表示。企業全要素生產率（TFP）用LP法{23}進行估算，產出用銷售收入衡量，勞動用企業年平均就業人數衡量，資本投入用固定資產表示，中間投入用企業報告的中間投入值衡量，以2000年為基期，固定資產用固定資產投資價格指數進行平減，其余變量用GDP平減指數進行平減。中介效應回歸模型設定如下：

Upstream=α+β1post×treated+γX+ψt+λi+εit（4）

Mediating=α+β2post×treated+γX+ψt+λi+εit（5）

Upstream=α+β3post×treated+β4Mediating+γX+ψt+λi+εit（6）

其中Mediating為中介變量，即勞動力成本上升影響企業在全球價值鏈中位置的傳導渠道。本文借鑒溫忠麟等的方法{24}，中介效應檢驗程序如下：第一步估計基準模型（4）（和基準模型（1）相同）檢驗系數β1是否顯著，即政策效應是否對企業GVCs出口上游度有影響;第二步估計模型（5）檢驗系數β2是否顯著，即政策效應是否對中介變量有影響;第三步在基準模型（4）中加入中介變量進行回歸，檢驗系數β3和β4是否顯著。如果β1、β2、β3和β4都顯著，則表明存在中介效應;如果β2和β4至少有一個不顯著，則需要進行sobel檢驗，Sobel檢驗顯著則表明存在中介效應，否則表明中介效應不存在。

1. 資本勞動比渠道。表4第（1）列展示了政策變量的估計系數，即基準回歸結果。表4第（2）列和第（4）列展示了資本勞動比渠道的中介檢驗系數回歸結果，最低工資制度實施后，中介變量資本勞動比在1%的水平上顯著增強。但是模型（4）的β4不顯著，因此需要進行sobel檢驗。sobel檢驗結果顯示Z值大于1.96，表明存在中介效應，此外sobel檢驗還顯示資本勞動比渠道的中介效應占比為26.94%。資本勞動比渠道的中介機制檢驗表明，從整體上看，最低工資制度的實施推動了企業資本勞動比的提高，最終促進企業GVCs出口上游度的提升，假設1得到了驗證。

2. 全要素生產率渠道。表4第（3）列和第（5）列展示了全要素生產率渠道的中介檢驗系數回歸結果，最低工資制度實施后，中介變量的影響系數為-0.003（在10%的水平上顯著），說明最低工資制度實施后企業的全要素生產率略微下降。但是模型（4）的β4不顯著，因此需要進行sobel檢驗。sobel檢驗結果顯示Z值大于1.96，表明存在中介效應，不過全要素生產率渠道的中介效應占比只有1.56%。全要素生產率渠道的中介機制檢驗表明，從整體上看，最低工資制度對全要素生產率繼而對企業在全球價值鏈中位置的影響十分微弱，假設2得到了驗證。

（二）異質性分析

最低工資制度的實施對不同類型企業的影響會存在差別，因此有必要從企業所屬行業、企業規模、企業所有制性質等層面來探討和檢驗最低工資制度對不同類型企業在全球價值鏈中位置的影響。

1. 行業異質性。借鑒戴翔的劃分方法{25}，將制造業劃分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型三種行業。實施最低工資制度對不同行業企業在全球價值鏈中位置影響的回歸分析結果見表5第（1）—（3）列。從回歸結果來看，最低工資制度實施后，資本密集型行業企業在全球價值鏈中的位置顯著提升，勞動密集型行業企業的位置略微提升，而技術密集型行業企業的位置無顯著變化，假設3得到驗證。

2. 企業規模異質性。本文根據企業總資產排列，將低于25%分位資產的視為小型企業，總資產處于25%分位到75%分位之間的視為中型企業，75%分位以上的視為大型企業。實施最低工資制度對不同規模企業在全球價值鏈中位置影響的回歸分析結果見表5第（4）—（6）列，從回歸結果來看，最低工資制度實施后，GVCs出口上游度受影響最大的是大型企業，其次是中型企業，而小型企業則無顯著變化，假設4得到驗證。

3. 企業所有制性質的異質性。本文根據中國海關進出口數據庫登記的企業所有制性質的不同，將企業分為國有企業、集體企業、私營企業以及外資企業，回歸分析結果見表6。從回歸結果來看，實施最低工資制度對國有企業、集體企業和外資企業的GVCs出口上游度都有顯著的正向影響，但對私營企業無顯著影響，由此假設5得到驗證。

六、簡要研究結論與啟示

本文的基本結論是：（1）實施最低工資制度導致的企業勞動力成本上升顯著促進了我國企業GVCs出口上游度的提高，提升了我國企業在全球價值鏈分工中的位置。（2）實施最低工資制度導致的企業勞動力成本上升并非通過全要素生產率來促進企業GVCs出口上游度提升，而是通過提高企業的資本勞動比、推動資本密集型行業的發展以及促進企業提高產品生產資本密集度、提高資本密集型出口產品比重來實現的。（3）實施最低工資制度對企業GVCs出口上游度的提升具有明顯的異質性，其促進效應主要集中在資本密集型行業、大中型企業以及國有、集體和外資企業。

本文的研究結論給了我們一些啟示：

（1）最低工資制度對提高在國際價值鏈分工中的地位是能夠發揮促進作用的，只要資本替代勞動的速度能適應最低工資制度實施帶來的勞動力成本的上升，就能夠在一定程度上應對勞動力成本上升帶來的沖擊。應當把推進產業升級和產業結構升級作為應對勞動力成本上升的基本途徑，產業和產業結構升級越快，越能有效應對勞動力成本的上升。

（2）不同規模和不同所有制性質的企業在全球價值鏈中地位的不同變化反映了融資便利性和融資成本高低、政府政策傾向等差異的影響。就經濟高質量發展而言，我們不僅需要大企業、國有企業通過技術升級、產品升級等有效應對勞動力成本的上升，也需要小微企業、民營企業通過技術升級、產品升級等有效應對勞動力成本的上升。因此必須進一步深化金融體制改革，推進“放管服”改革，提高政府政策的針對性，為各類企業的技術升級、產品升級等提供有利條件。

（3）勞動力成本上升未能“倒逼”企業技術創新，而技術的進步歸根到底在于人力資本的積累。因此，要堅持提高勞動力供給質量，培養一批適應現代產業鏈發展的專業技術人才，將“人口紅利”轉變為“人才紅利”，推動我國制造業在全球價值鏈中的位置邁向中高端。

注釋：

① X. Zhang， J. Yang， S. Wang， China Has Reached the Lewis Turning Point， China Economic Review， 2011， 22（4）， pp.542-554; L. Hongbin， L. Lei， B. Wu， Y. Xiong， The End of Cheap Chinese Labor， Journal of Economic Perspectives， 2012， 26（4）， pp.57-74.

② 職工工資以1994年為基期用消費者價格指數進行平減。數據來源于1995—2019年的《中國統計年鑒》。

③ 李建強、趙西亮：《中國制造還具有勞動力成本優勢嗎？》，《統計研究》2018年第1期。

④ F. Caselli，? W. J. Coleman， The World Technology Frontier， American Economic Review， 2006， 96（3）， pp.499-522.

⑤ D. Dollar， M. Kidder， Global Value Chains Development Report： Measuring and Analyzing the Impact of GVCs on Economic Development， Chapter 7， World Trade Organization， 2017， pp.161-168.

⑥ H. L. Kee， H. Tang， Domestic Value Added in Exports： Theory and Firm Evidence from China， American Economic Review， 2016， 106（6）， pp.1402-1436.

⑦ R. Lanz， K. Lundquist， G. Mansio， A. Maurer， R.Teh， E-commerce and Developing Country—SME Participation in Global Value Chains， WTO Staff Working Papers， 2018.

⑧ 諸竹君、黃先海、宋學印、胡馨月、王煌：《勞動力成本上升、倒逼式創新與中國企業加成率動態》，《世界經濟》2017年第8期。

⑨ R. Riley， C. R. Bondibene， Raising the Standard： Minimum Wages and Firm Productivity， Labour Economics， 2017， 44（1）， pp.27-50.

⑩ 劉曉光、劉嘉桐：《勞動力成本與中小企業融資約束》，《金融研究》2020年第9期。

{11} 任志成、戴翔：《勞動力成本上升對出口企業轉型升級的倒逼作用——基于中國工業企業數據的實證研究》，《中國人口科學》2015年第1期。

{12} L. Gan， M. A. Hernandez， S. Ma， The Higher Costs of Doing Business in China： Minimum Wages and Firms’ Export Behavior， Journal of International Economics， 2016， 100， pp.81-94.

{13} A. K. Handelwal， S. J. Wei， J. B. Ahn， The Role of Intermediaries in Facilitating Trade， Journal of International Economics， 2011， 84（1）， pp.73-85.

{14} Miaojie Yu， Processing Trade， Tariff Reductions and Firm Productivity： Evidence from Chinese Firms， Economic Journal， 2015， 125（585）， pp.943-988.

{15} L. Brandt， J. V. Biesebroeck， Y. Zhang， Creative Accounting or Creative Destruction？ Firm-Level Productivity Growth in Chinese Manufacturing， Journal of Development Economics， 2012， 97（2）， pp.339-351.

{16} M. Draca， S. J. Machin， J. Van Reenen， Minimum Wages and Firm Profitability， American Economic Journal： Applied Economics， 2011， 3（1）， pp.129-151.

{17} 倪紅福、王海成：《企業在全球價值鏈中的位置及其變化——基于中國微觀企業的實證分析》，經濟研究工作論文WP1422， 2019年。

{18} Laura Alfaro， Pol Antràs， Davin Chor， Paola Conconi， Internalizing Global Value Chains： A Firm-Level Analysis， Journal of Political Economy， 2019， 127（2）， pp.508-559.

{19} Z. Wang， S. J. Wei， X. Yu， K. Zhu， Characterizing Global Value Chains： Production Length and Upstreamness，NBER Working Paper， No.23261， 2017.

{20} 13為農副食品加工業;14為食品制造業;15為飲料制造業;17為紡織業;18為紡織服裝、鞋、帽制造業;19為皮革、毛皮、羽毛（絨）及其制品業;20為木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業;21為家具制造業;22為造紙及紙制品業;23為印刷業和記錄媒介的復制;24為文教體育用品制造業;25為石油加工、煉焦及核燃料加工業;26為化學原料及化學制品制造業;27為醫藥制造業;28為化學纖維制造業;29為橡膠制品業;30為塑料制品業;31為非金屬礦物制品業;32為黑色金屬冶煉及壓延加工業;33為有色金屬冶煉及壓延加工業;34為金屬制品業;35為通用設備制造業;36為專用設備制造業;37為交通運輸設備制造業;39為電氣機械及器材制造業;40為通信設備、計算機及其他電子設備制造業;41為儀器儀表及文化、辦公用機械制造業;42為工藝品及其他制造業;43為廢棄資源和廢舊材料回收加工業。

{21} Q. Liu， L. D. Qiu， Intermediate Input Imports and Innovations： Evidence from Chinese firms’ Patent Filings， Journal of International Economics， 2016， 103（c）， pp.166-183.

{22} Xiqian Cai， Yi Lu， Mingqin Wu and Linhui Yu， Does Environmental Regulation Drive Away Inbound Foreign Direct Investment？ Evidence from a Quasi-Natural Experiment in China， Journal of Development Economics， 2016， 123（c）， pp.73-85.

{23} J. Levinsohn， A. Petrin， Estimating Production Inputs to Functions Using Control for Unobservables， The Review of Economic Studies， 2003， 70（2）， pp.317-341.

{24} 溫忠麟、張雷、侯杰泰、劉紅云：《中介效應檢驗程序及其應用》，《心理學報》2004年第5期。

{25} 戴翔：《中國制造業國際競爭力——基于貿易附加值的測算》，《中國工業經濟》2015年第1期。

作者簡介：曾國安，武漢大學經濟與管理學院教授、博士生導師，武漢大學發展研究院院長，湖北武漢，430072;陳芮，武漢大學經濟與管理學院博士研究生，湖北武漢，430072;吳郁，武漢大學經濟與管理學院，湖北武漢，430072。

（責任編輯? 陳孝兵）