最低工資與中國企業(yè)“走出去”

李 磊，于明言，冼國明

(1.南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071；2.南開大學(xué) 跨國公司研究中心，天津 300071； 3.天津行政學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部，天津 300191)

一、 引 言

改革開放以來，廉價(jià)的勞動力一直是我國在國際經(jīng)濟(jì)競爭中的優(yōu)勢之一。但是近年來，由于中國人口的低生育和老齡化以及農(nóng)村剩余勞動力向城市現(xiàn)代部門的轉(zhuǎn)移減少，直接導(dǎo)致了城鎮(zhèn)勞動年齡人口的減少，并引起了工資水平大幅上升(都陽和曲明，2009)[1]。據(jù)中國統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示：2000-2013年，我國城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員名義工資年均增長率達(dá)13.93%，實(shí)際工資年均增長率達(dá)11.50%。*據(jù)《2014年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中數(shù)據(jù)計(jì)算所得。勞動力成本的上升必然增加企業(yè)的經(jīng)營成本，面對上升的工資成本，企業(yè)為了最大化其利潤，往往會選擇勞動力成本更低的國家或地區(qū)進(jìn)行生產(chǎn)。一種明顯的現(xiàn)象是我國近幾年低端制造業(yè)向工資水平更低的東南亞、非洲等地區(qū)轉(zhuǎn)移?！?015年度中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》指出，2015年中國對外直接投資流量創(chuàng)下1456.7億美元的歷史新高，首次位列世界第二，并超過同期中國實(shí)際使用外資，實(shí)現(xiàn)資本項(xiàng)下凈輸出。雖然企業(yè)投資目的多種多樣，資源尋求和市場需求的投資企業(yè)在其中占了較大比例，但是我國勞動力成本的上升在其中也可能起到了推波助瀾的作用。

已有研究表明生產(chǎn)成本是決定廠商區(qū)位選擇的主要因素，企業(yè)通常會選擇成本最低的區(qū)位進(jìn)行生產(chǎn)。勞動力成本又是生產(chǎn)成本的重要組成部分，因此勞動力工資差異就成為跨國公司進(jìn)行區(qū)位選擇的一個重要決定因素(Buckley,1988)[2]。隨著勞動力成本的不斷上升，國內(nèi)企業(yè)可以通過對勞動力成本較低的國家進(jìn)行投資來獲取更大的利潤(Dunning,1981)[3]。Summary等(1995)[4]的研究也表明，發(fā)達(dá)國家對外直接投資的一個主要原因就是尋找更加廉價(jià)的勞動力，東道國較低的勞動成本是20世紀(jì)80年代美國進(jìn)行跨國投資的一個重要決定因素。Schneider和Frey(1985)[5]、Froot和Stein(1991)[6]、Wheeler和Mody(1992)[7]、Lucas(1993)[8]的研究也都發(fā)現(xiàn)了類似的結(jié)論。但是，也有學(xué)者認(rèn)為勞動力成本雖然是跨國公司區(qū)位選擇的重要決定因素，然而其也是反映技能水平和生產(chǎn)能力的重要指標(biāo)，同時還決定了消費(fèi)者的消費(fèi)能力，進(jìn)而影響企業(yè)產(chǎn)品在該國市場上的銷售。因此，企業(yè)需要綜合考慮東道國工資水平所造成的正面效應(yīng)和負(fù)面效應(yīng)來進(jìn)行投資決策。此外，很多企業(yè)進(jìn)行對外直接投資是出于學(xué)習(xí)東道國更先進(jìn)的技術(shù)或是尋求更大的市場，勞動力成本的影響并沒有想象中那么大。Krugman(1990)[9]發(fā)現(xiàn)在存在外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)的情況下，產(chǎn)業(yè)會在特定的地區(qū)集聚，跨國公司對該地區(qū)進(jìn)行投資首先考慮的是該地區(qū)的集聚效應(yīng)，而非較低的工資成本。Kravis和Lipsey(1980)[10]與黃肖琦和柴敏(2006)[11]的研究也表明，勞動力成本對外商進(jìn)行直接投資的影響并不顯著。

在考察中國企業(yè)對外直接投資的決定因素的文獻(xiàn)中，Buckley等(2009)[12]從資本市場的不完全性、所有權(quán)優(yōu)勢以及制度因素，王永欽等(2014)[13]從制度、稅負(fù)和資源稟賦，Morck等(2008)[14]從避稅以及尋求貿(mào)易機(jī)會，項(xiàng)本武(2009)[15]從東道國特征，田巍和余淼杰(2012)[16]從企業(yè)生產(chǎn)率以及葛順奇和羅偉(2013)[17]從母公司競爭優(yōu)勢的角度就企業(yè)對外直接投資的決定因素進(jìn)行了較為深入的研究，而專門針對母國勞動力成本的上升對企業(yè)對外直接投資影響的研究至今較少。因此，我國勞動力成本的上漲是否導(dǎo)致了我國企業(yè)為降低成本，從而進(jìn)行對外直接投資還亟待深入的研究。

本文旨在利用規(guī)范的經(jīng)濟(jì)學(xué)方法研究最低工資是否影響了中國企業(yè)“走出去”。本文首先利用自由資本模型建立理論模型分析了最低工資對企業(yè)OFDI的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)本國相對于外國最低工資上升，將導(dǎo)致本國與外國資本利潤差減小，進(jìn)而引起資本從本國流出。其次本文合并了商務(wù)部提供的《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》以及各個地級市的最低工資，構(gòu)建了一個包含企業(yè)詳細(xì)信息的微觀數(shù)據(jù)集，研究企業(yè)所在地區(qū)最低工資對企業(yè)OFDI的影響。我們的數(shù)據(jù)時間段為1998-2013年，能夠盡可能包含最新的企業(yè)對外直接投資信息。再次，本文利用合并的微觀數(shù)據(jù)集研究了最低工資對企業(yè)OFDI的影響，結(jié)果表明，城市的最低工資越高，位于其中的企業(yè)越傾向于對外直接投資。城市最低工資水平每增加1%，會導(dǎo)致企業(yè)對外直接投資次數(shù)增加1.943%。研究同時發(fā)現(xiàn)最低工資的上升也會導(dǎo)致企業(yè)越早進(jìn)行對外直接投資。本文考慮了香港澳門地區(qū)的特殊性以及可能存在的內(nèi)生性后，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。最后，進(jìn)一步的分析表明，最低工資的變化也會對不同工資水平、具有不同投資動機(jī)的公司產(chǎn)生分化的影響。具有較低工資水平的公司更易受最低工資標(biāo)準(zhǔn)的影響。最低工資對研究開發(fā)型OFDI和垂直生產(chǎn)型OFDI的影響更大，對于資源尋求、水平生產(chǎn)和出口平臺型OFDI的影響較小。最低工資的影響隨著時間的推移也會產(chǎn)生變化。在2004年《最低工資規(guī)定》實(shí)施之后的幾年，最低工資對企業(yè)OFDI的影響達(dá)到最大。

二、 理論模型

本文的理論推導(dǎo)基于Martin和Roger(1995)[18]的自由資本模型。模型假設(shè)世界上有兩個國家，本國(H)和外國(F)；每個國家有兩個生產(chǎn)部門，農(nóng)業(yè)部門和工業(yè)部門。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)僅需勞動力一種生產(chǎn)要素，遵循完全競爭的生產(chǎn)方式，且不存在運(yùn)輸成本。兩個國家工業(yè)品的生產(chǎn)遵循Dixit和Stiglitz(1977)[19]的壟斷競爭模型，即以規(guī)模收益遞增和壟斷競爭為特征，生產(chǎn)差異化產(chǎn)品，供應(yīng)本國和外國兩個市場。產(chǎn)品供應(yīng)國外市場存在冰山型交易成本τ(τ>1)。工業(yè)產(chǎn)品生產(chǎn)使用兩種生產(chǎn)要素，資本K和勞動力L，資本可以跨國流動，資本的收益全部返回本國消費(fèi)；但勞動力不能跨國流動，只能在國內(nèi)兩個部門間進(jìn)行流動。假設(shè)H國工業(yè)部門有n家企業(yè)，F(xiàn)國有n*家企業(yè)，世界總共有nw=n+n*家企業(yè)，sn=n/nw為H國企業(yè)數(shù)量在世界的占比。每個企業(yè)只生產(chǎn)一種產(chǎn)品，直接供應(yīng)本國市場并以出口的方式供應(yīng)國外市場。H國消費(fèi)者總支出為E，F(xiàn)國消費(fèi)者總支出為E*，世界總支出為Ew=E+E*，sE=E/Ew為H國支出份額。

假設(shè)H國和F國對于勞動力均設(shè)有最低工資標(biāo)準(zhǔn)，且最低工資水平都高于該國的市場均衡工資，且最低工資設(shè)定在能保證該國所有勞動力都獲得最低工資收入水平上。由于最低工資的存在，使得勞動力市場無法出清，存在部分勞動力失業(yè)。假設(shè)工業(yè)廠商都是理性的，勞動力市場中不存在不完全信息或者勞動力市場粘性等制度障礙，因此所有廠商都以最低工資水平支付給勞動力作為報(bào)酬。由于農(nóng)業(yè)部門完全競爭且不存在運(yùn)輸成本，因此兩個國家農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格相等，但由于最低工資的存在，導(dǎo)致兩國生產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品的勞動生產(chǎn)率不同。

(一) 消費(fèi)者行為

假設(shè)每個國家的代表性消費(fèi)者都具有雙重效用。第一層效用是指消費(fèi)者把總支出按不同比例支付于農(nóng)產(chǎn)品和工業(yè)最終產(chǎn)品時的效用，用柯布—道格拉斯型效用函數(shù)表示。由于農(nóng)產(chǎn)品是同質(zhì)產(chǎn)品，因此農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)是指一種產(chǎn)品的消費(fèi)。而工業(yè)最終產(chǎn)品是差異性產(chǎn)品，因此工業(yè)產(chǎn)品的消費(fèi)是不同工業(yè)產(chǎn)品某種組合的消費(fèi)。第二層效用是指消費(fèi)者將工業(yè)品的總支出分配于各種差異性工業(yè)產(chǎn)品時的效用，用不變替代彈性(CES)效用函數(shù)表示。這樣代表性消費(fèi)者的效用函數(shù)有如下形式：

(1)

(2)

其中：CM表示工業(yè)產(chǎn)品的消費(fèi)量；CA表示農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)量；nw表示世界工業(yè)最終產(chǎn)品種類數(shù)，因?yàn)榧僭O(shè)每個企業(yè)只生產(chǎn)一種產(chǎn)品，所以世界工業(yè)最終產(chǎn)品種類數(shù)與企業(yè)數(shù)量相同；μ表示總支出中支付在工業(yè)品上的份額；因?yàn)榧僭O(shè)每個企業(yè)使用一單位資本作為固定成本，因此sn=n/nw也可以表示為H國企業(yè)生產(chǎn)中使用的資本份額；σ表示不同工業(yè)最終產(chǎn)品之間的替代彈性，0<μ<1<σ。H國消費(fèi)者在H國生產(chǎn)的第i類工業(yè)品上的消費(fèi)額為：

(3)

其中Y為H國代表性消費(fèi)者總支出，pi為H國市場上第i類工業(yè)品的價(jià)格，PM為H國市場上工業(yè)品總體價(jià)格指數(shù)。

F國消費(fèi)者在H國生產(chǎn)的第i類工業(yè)品上的消費(fèi)額為：

(4)

(二) 生產(chǎn)者行為

由于兩國農(nóng)業(yè)部門完全競爭，且跨國運(yùn)輸不存在運(yùn)輸成本，因此兩國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格相同，但由于兩國最低工資不同，致使兩國農(nóng)產(chǎn)品的勞動生產(chǎn)率存在差異。

工業(yè)部門各企業(yè)決策方式相同，因此省略下標(biāo)?？紤]H國代表性企業(yè)，在H國銷售量為x，價(jià)格為p，在F國市場銷售量為x′，價(jià)格p′。由于產(chǎn)品供應(yīng)國外市場在運(yùn)輸途中存在冰山交易成本，因此在國外市場銷售x′數(shù)量的產(chǎn)品需要生產(chǎn)τx′單位。該企業(yè)的總產(chǎn)量為X=x+τx′。每個企業(yè)都追求利潤最大化，在壟斷競爭模型中，企業(yè)自由進(jìn)出，因此均衡時企業(yè)利潤為零。企業(yè)根據(jù)邊際成本加成法定價(jià)，H國代表性企業(yè)在H國和F國的產(chǎn)品定價(jià)分別為：

p=wam/(1-1/σ)

(5)

p′=τwam/(1-1/σ)

(6)

企業(yè)生產(chǎn)成本包括固定成本和可變成本。固定成本為一單位資本，可變成本由生產(chǎn)所需要的勞動力數(shù)量和勞動力工資價(jià)格決定。因此，H國代表性企業(yè)供應(yīng)兩國市場的生產(chǎn)成本為π+wamX。企業(yè)總利潤為PX=px+p′x′=p(x+τx′)=pX。在壟斷競爭下，企業(yè)利潤為零。因此，企業(yè)總利潤與總成本相等。

PX=pX=π+wamX

(7)

將(5)式代入(7)式，得出π=pX/σ。

相似的，F(xiàn)國代表性企業(yè)總產(chǎn)量為X*=x*+τx* ′，其產(chǎn)品在F國市場和H國市場銷售價(jià)格分別為：

p*=w*am/(1-1/σ)

(8)

p* ′=τw*am/(1-1/σ)

(9)

F國企業(yè)的資本收益為π*=p*X*/σ。

H國市場的工業(yè)品價(jià)格指數(shù)和F國市場工業(yè)品價(jià)格指數(shù)分別為：

(10)

(11)

將(3)式、(4)式與(10)式、(11)式帶入π=pX/σ，π*=p*X*/σ，得到H國與F國企業(yè)資本收益分別為：

(12)

(13)

其中：

(14)

(15)

(三) 均衡與比較動態(tài)分析

(16)

三、 數(shù)據(jù)、計(jì)量模型及變量說明

(一) 數(shù)據(jù)說明

本文首先建立一個地級市層級的最低工資數(shù)據(jù)集，覆蓋1998到2013年政府頒布的最低工資標(biāo)準(zhǔn)。鑒于最低工資標(biāo)準(zhǔn)沒有統(tǒng)一的數(shù)據(jù)來源，我們只能查閱地方政府網(wǎng)站、統(tǒng)計(jì)公報(bào)和在網(wǎng)上搜索勞動和民事報(bào)告。最后我們收集到了大部分中國省級行政區(qū)域中338個城市的最低工資數(shù)據(jù)。我們還從中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)網(wǎng)站上獲取了一些市級的經(jīng)濟(jì)和勞動力指標(biāo)。這些指標(biāo)包括人均GDP，人口，第三產(chǎn)業(yè)比例。我們將城市的最低工資數(shù)據(jù)和城市層面的數(shù)據(jù)分不同年份按照城市名稱合并到一起。

本文的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)主要來源于兩個數(shù)據(jù)庫，其一是商務(wù)部《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》，其二是中國統(tǒng)計(jì)局《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》。這兩個數(shù)據(jù)庫的時間段均為1998-2013年。中國國家統(tǒng)計(jì)局的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計(jì)了全部國有和規(guī)模以上(主營業(yè)務(wù)收入超過500萬元)非國有企業(yè)，覆蓋了中國國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(GB/T4754)的6-46大類(不含38)的工業(yè)企業(yè)。我們對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：第一，剔除同年重復(fù)或錯誤的記錄(聶輝華等，2012)[20]，提高了樣本信息的準(zhǔn)確度；第二，依照2002版《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)》對2003年以前企業(yè)的行業(yè)代碼重新調(diào)整，統(tǒng)一四分位行業(yè)類別口徑；第三，剔除一些關(guān)鍵性指標(biāo)缺失或明顯錯誤的記錄(如工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)、從業(yè)人員、實(shí)收資本數(shù)值為0或負(fù))；第四，去除了企業(yè)規(guī)模較小的樣本(從業(yè)人數(shù)小于8)；最后，參照Cai和Liu(2009)[21]以及田巍和余淼杰(2012)[16]的研究方法，遵循一般會計(jì)準(zhǔn)則(GAAP)，我們還剔除了有以下情況的企業(yè)：流動資產(chǎn)超過總資產(chǎn)的企業(yè)；總固定資產(chǎn)超過總資產(chǎn)的企業(yè)。

接著我們把不同城市和年度的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)與最低工資和宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)合并。具體方法是，以企業(yè)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，先確定企業(yè)所在城市的名稱，然后分不同年份將城市層面的宏觀數(shù)據(jù)對應(yīng)到企業(yè)層面(即同一個城市的企業(yè)每年對應(yīng)的最低工資，人均GDP等變量是相同的)。此外我們還根據(jù)《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》提供的企業(yè)所在的行業(yè)編碼(GB編碼)，確定了每個企業(yè)對應(yīng)的二分位行業(yè)(即位于同一行業(yè)的企業(yè)的行業(yè)編碼是相同的)。根據(jù)以上的數(shù)據(jù)處理，最終采用的樣本為2，819，875個觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)。

根據(jù)以往學(xué)者的研究，中國部分企業(yè)在百慕大群島、維爾京群島、開曼群島，以及中國香港、澳門進(jìn)行投資的企業(yè)存在一定的“制度投機(jī)”行為，例如在取得外商投資身份后又返回中國大陸投資。這些企業(yè)的目的是利用外商直接投資的身份獲得更多優(yōu)惠政策。然而根據(jù)我們對于《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》的分析，其中對香港和澳門進(jìn)行投資的多數(shù)企業(yè)為商貿(mào)服務(wù)型對外直接投資，具有“避稅”嫌疑的對外直接投資并不多，因此我們在主要的分析中，僅刪除了百慕大群島、維爾京群島和開曼群島，仍然保留了香港和澳門。只是在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中將其刪除。

(二) 計(jì)量模型

為了研究最低工資上升對企業(yè)OFDI的影響，我們參考前述有關(guān)企業(yè)對外直接投資影響因素的文獻(xiàn)，在盡量平衡計(jì)量模型的變量遺漏和多重共線性的基礎(chǔ)上，結(jié)合我們樣本數(shù)據(jù)的實(shí)際信息含量，構(gòu)造了如下回歸模型：

ofdiit=a1+a2mwct+a3cityct+a4firmit+δj+λt+εit

(17)

模型(17)中，下標(biāo)i、j、c和t分別表示企業(yè)、行業(yè)、城市和年份，因變量ofdiit表示企業(yè)對外直接投資，mwct是企業(yè)所在城市的最低工資的自然對數(shù)值。我們在模型(17)中主要關(guān)注的系數(shù)是α2，如果α2為正，說明工資上升促使企業(yè)對外直接投資；反之則阻礙了企業(yè)對外直接投資。cityct是城市層面的控制變量。firmit是企業(yè)層面的控制變量。

最低工資的變化也可能會對不同公司產(chǎn)生分化的影響。具有不同平均工資的公司，如果其支付給員工的工資有較大的比例位于最低工資之下，那么其受到最低工資提升的影響也可能更高。為了研究最低工資的上升是否對不同平均工資的企業(yè)產(chǎn)生差異化影響，進(jìn)而對企業(yè)的對外直接投資產(chǎn)生不同影響，我們構(gòu)造了如下回歸模型：

ofdiit=β1+β2mwct+β3mwct*avewageit+β4avewageit+a3cityct+a4firmit+δj+λt+εit

(18)

模型(18)中，下標(biāo)i、j、c和t分別表示企業(yè)、行業(yè)、城市和年份，因變量ofdiit表示企業(yè)對外直接投資，mwct是企業(yè)所在城市的最低工資的自然對數(shù)值，avewageit是企業(yè)的平均工資的自然對數(shù)值。我們在模型(18)中主要關(guān)注的系數(shù)是β3，如果β3為正，說明平均工資高的企業(yè)更容易因?yàn)樽畹凸べY的上升進(jìn)行對外直接投資；如果β3為負(fù)，說明平均工資低的企業(yè)更容易因?yàn)樽畹凸べY的上升進(jìn)行對外直接投資。

(三) 變量說明

1.最低工資(mw)。本文使用的最低工資數(shù)據(jù)是基于地級市層面的最低工資，中國政府從1994年開始在全國多所城市實(shí)行最低工資政策，在2004年勞動和社會保障部通過《最低工資規(guī)定》繼續(xù)強(qiáng)化了該政策。到了2004年底，月度最低工資制度已經(jīng)覆蓋全國31個省份、自治區(qū)和直轄市。對最低工資的調(diào)整從2004年的政策改革后(要求地方政府至少每兩年更新一次最低工資標(biāo)準(zhǔn))開始變得更加頻繁。政府采用兩種方法決定一個地區(qū)的月最低工資：比重法和恩格爾系數(shù)法。比重法為能夠覆蓋一個貧困戶的標(biāo)準(zhǔn)生活費(fèi)用的最低收入。恩格爾系數(shù)法是用最低食物支出除以恩格爾系數(shù)，得到最低生活費(fèi)用。實(shí)際的標(biāo)準(zhǔn)制定過程中，政府會綜合一系列因素對最低工資進(jìn)行調(diào)整，這些因素包括失業(yè)金，工作者繳納的醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)，住房公積金，平均工資水平，社會福利津貼，失業(yè)率和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度。在最低工資調(diào)整過程中還有一點(diǎn)值得我們關(guān)注，調(diào)整的決定是在省份的級別上做出而不是城市、區(qū)，縣級別(Gan等，2016)[22]。

2.對外直接投資。本文的對外直接投資數(shù)據(jù)來自于商務(wù)部《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》，由于該名錄僅提供了企業(yè)在商務(wù)部備案的投資項(xiàng)目情況，因此我們僅能從此名錄上獲得企業(yè)每次對外直接投資的時間，而無法獲得企業(yè)投資金額的情況。本文可以根據(jù)該名錄計(jì)算出企業(yè)對外直接投資的次數(shù)(ofdit)以及企業(yè)首次對外直接投資的時間(ofdif)。

3.企業(yè)平均工資(avewage)。本文使用企業(yè)本年應(yīng)付工資總額除以企業(yè)年末從業(yè)人數(shù)，衡量企業(yè)的平均工資。

4.企業(yè)層面控制變量。企業(yè)生產(chǎn)率(tfp)，本文使用的數(shù)據(jù)時間段為1998-2013年，由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2008年至2013年沒有提供工業(yè)增加值和中間投入品，因此無法用Olley和Pakes(1996)[23]或Levinsohn和Petrin(2003)[24]的方法計(jì)算全要素生產(chǎn)率，只能采用索羅余值的方法計(jì)算全要素生產(chǎn)率，我們在計(jì)算全要素生產(chǎn)率的過程中使用了工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)凈值，以及從業(yè)人數(shù)。2008年、2009年缺少了固定資產(chǎn)凈值指標(biāo)，我們采用固定資產(chǎn)合計(jì)減折舊替代；企業(yè)規(guī)模(size)，用企業(yè)年末從業(yè)人數(shù)衡量；資本密集度(kl)，用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額除以企業(yè)年末就業(yè)人數(shù)衡量；企業(yè)融資情況(int)，用企業(yè)利息支出除以企業(yè)銷售收入衡量。對于以上變量，本文均對其取自然對數(shù)。企業(yè)成立年限(age)，用當(dāng)年與企業(yè)注冊成立年的差值表示；出口(export)為虛擬變量，當(dāng)企業(yè)有出口行為時為1，否則為0。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

注：lnmw為解釋變量城市最低工資的對數(shù)值。lngdpper，lnthird，lnpop，lntfp，lnkl，分別是城市人均GDP，城市第三產(chǎn)業(yè)占GDP比例，城市人口數(shù)，企業(yè)生產(chǎn)率，企業(yè)資本密集度，企業(yè)規(guī)模，企業(yè)融資情況的對數(shù)值。

5.城市層面控制變量?？紤]到一個城市的最低工資水平有可能受到城市層面特征的影響，特別是城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。因此，本文包括了三個城市層面的控制變量：城市人均GDP(gdpper)，城市人口總數(shù)(pop)，以及城市第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比例(third)。對于以上變量，本文同樣對其取自然對數(shù)。

6.行業(yè)及時間固定效應(yīng)。為了控制不同行業(yè)就業(yè)的差異，論文引入了行業(yè)固定效應(yīng)。并構(gòu)造了六個中國對外直接投資主要領(lǐng)域的虛擬變量，其中采礦業(yè)mineral的國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類編碼從06-10，輕工業(yè)light的國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類編碼從13-24，化工業(yè)chemical的國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類編碼從25-30，冶煉業(yè)metal的國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類代碼從31-34，機(jī)械制造業(yè)mechanical的國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類編碼從35-41，其他行業(yè)歸入others。為了控制不同年份企業(yè)對外直接投資的差異，本文還引入了時間固定效應(yīng)。表1是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

四、 計(jì)量結(jié)果分析

本文首先估計(jì)最低工資對企業(yè)對外直接投資次數(shù)的影響。表2給出了Poisson模型的估計(jì)結(jié)果。*本文所有的數(shù)據(jù)處理及計(jì)量分析均采用Stata13進(jìn)行分析。在第(1)列，本文只加入了城市最低工資變量(lnmw)，以及行業(yè)和時間固定效應(yīng)；第(2)列則引入了企業(yè)層面的控制變量，具體包括企業(yè)全要素生產(chǎn)率、資本密集度、企業(yè)規(guī)模、是否出口、企業(yè)年齡和企業(yè)融資情況；第(3)列則進(jìn)一步引入了城市層面的控制變量，加入了人均GDP，第三產(chǎn)業(yè)占GDP比例和人口總數(shù)，這些變量用來說明生活成本、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城市規(guī)模。在這3列中，最低工資的系數(shù)均顯著為正，表明最低工資越高的城市，位于其中的企業(yè)對外直接投資次數(shù)越多。鑒于Poisson模型參數(shù)大小并不能直接反應(yīng)各因素對企業(yè)OFDI概率的影響大小，因此除了進(jìn)行系數(shù)估計(jì)外，本文在第(4)列計(jì)算了解釋變量的平均邊際彈性，發(fā)現(xiàn)當(dāng)控制了企業(yè)特征、宏觀經(jīng)濟(jì)情況和時間、行業(yè)虛擬變量后，城市最低工資水平每增加1%，會導(dǎo)致企業(yè)對外直接投資次數(shù)增加1.943%。以北京市為例，從2004-2013年，10年間北京的最低工資從545增長到1400，最低工資增加了156.88%。在其他條件不變的條件下，這會導(dǎo)致北京市企業(yè)對外直接投資的次數(shù)增加304.82%。

表2 最低工資對企業(yè)投資次數(shù)的影響

注:括號中數(shù)值為對應(yīng)變量估計(jì)系數(shù)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。*、**、***分別代表10%、5%、1%的顯著性水平。ll為對數(shù)似然值，chi2為解釋變量聯(lián)合顯著性的似然比檢驗(yàn)值，r2_p為測度模型擬合優(yōu)度的偽R2值。

由于我國內(nèi)地向香港和澳門的投資中，仍可能有一部分具有“制度投機(jī)”行為。由于無法精確地識別每個企業(yè)的投資動機(jī)。*根據(jù)我們對于《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》的分析，其中對香港和澳門的對外直接投資還是商貿(mào)服務(wù)型對外直接投資，也存在很多非“避稅”動機(jī)的對外直接投資。我們在表3第(1)列回歸模型中使用的數(shù)據(jù)沒有包括香港和澳門地區(qū)，發(fā)現(xiàn)城市最低工資對企業(yè)的對外直接投資仍然存在統(tǒng)計(jì)顯著的正向影響。由于企業(yè)對外直接投資需要進(jìn)行大量固定資產(chǎn)投資，因此何時對外直接投資對企業(yè)是一個較為重大的決定。因此本文在表3第(2)列估計(jì)了最低工資對企業(yè)首次對外直接投資的影響。結(jié)果表明城市的最低工資越高的城市，位于其中的企業(yè)越傾向于較早對外直接投資。

在最低工資的制定過程中，調(diào)整的決定是在省的級別上做出而不是在地級市、區(qū)、縣級別上制定的。具體的制定過程中，每個省份的城市根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度被劃分成不同組，每組內(nèi)的城市實(shí)行相同的最低工資標(biāo)準(zhǔn)和調(diào)整政策。因此，一個地級市、區(qū)或縣的公司不太可能進(jìn)行游說以影響最低工資的調(diào)整。此外，本文盡可能多地納入城市以及企業(yè)層面的控制變量，并且控制了行業(yè)以及時間固定效應(yīng)，因此本文計(jì)量模型中的內(nèi)生性并不強(qiáng)。不過為了降低可能存在的內(nèi)生性，我們將最低工資以及控制變量的滯后項(xiàng)引入方程，重新進(jìn)行估計(jì)。表3第(3)列研究了企業(yè)最低工資對企業(yè)投資次數(shù)的影響，表3第(4)列研究了企業(yè)最低工資對企業(yè)首次對外直接投資的影響。結(jié)果顯示，最低工資對企業(yè)OFDI的影響依然是顯著為正，并且，估計(jì)出的系數(shù)大小與之前的研究結(jié)果相比變化不大。

表3 最低工資影響企業(yè)“走出去”的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：同表2。

五、 進(jìn)一步的研究

最低工資的變化也可能會對不同公司產(chǎn)生分化的影響，其對企業(yè)OFDI行為的效應(yīng)也可能會隨公司類型不同而出現(xiàn)差異。例如具有不同平均工資的公司，如果其支付給員工的工資有較大的比例位于最低工資之下，那么其受到最低工資提升的影響也可能更高。*馬雙等(2012)[25]、馬雙和邱光前(2016)[26]證實(shí)了最低工資的異質(zhì)效應(yīng)，且平均工資接近最低工資水平的公司受到的影響更強(qiáng)。我們預(yù)期最低工資對平均工資水平較低的公司產(chǎn)生的效應(yīng)更大，即較低的工資水平更易受最低工資標(biāo)準(zhǔn)約束。本文計(jì)算了每個企業(yè)的平均工資，并且引入

表4 企業(yè)平均工資的影響

注：同表2。

了企業(yè)平均工資與城市最低工資的交叉項(xiàng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，城市最低工資以及企業(yè)平均工資對企業(yè)對外直接投資的影響均是顯著為正，進(jìn)一步證實(shí)了勞動力成本是企業(yè)對外直接投資的重要影響因素。最重要的是，城市最低工資以及企業(yè)平均工資的交叉項(xiàng)顯著為負(fù)。因此，具有較低工資水平的公司更易受最低工資標(biāo)準(zhǔn)的影響。這驗(yàn)證了我們的推測。

考慮到企業(yè)對外直接投資是較為復(fù)雜的，其投資動機(jī)往往是不同的，這就使企業(yè)對外直接投資時行為產(chǎn)生差異，進(jìn)而最低工資對于企業(yè)OFDI的影響也可能存在差異。根據(jù)以往學(xué)者的研究，根據(jù)不同的企業(yè)對外直接投資目的，可以將其分為商貿(mào)服務(wù)、當(dāng)?shù)厣a(chǎn)、研究開發(fā)和資源開發(fā)型對外直接投資(蔣冠宏和蔣殿春，2014)[27]，我們又將當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型的國際直接投資區(qū)分為水平型或垂直型。商貿(mào)服務(wù)型對外直接投資是企業(yè)以出口服務(wù)為目標(biāo)的市場尋求型投資，其目的是擴(kuò)大和開辟海外市場。此類投資不在東道國生產(chǎn)產(chǎn)品，而是從國內(nèi)母公司進(jìn)口商品到東道國市場進(jìn)行銷售，并提供售后服務(wù)。企業(yè)水平型當(dāng)?shù)厣a(chǎn)OFDI在東道國生產(chǎn)的是最終品，是在不同的國家復(fù)制相同的生產(chǎn)行為，將產(chǎn)品的生產(chǎn)擴(kuò)展到國外。企業(yè)垂直型當(dāng)?shù)厣a(chǎn)OFDI與水平型OFDI不同，其將生產(chǎn)分成不同的階段，并且將中間品生產(chǎn)按照要素的密集度分散到不同的國家。研究開發(fā)型投資的目的是獲取先進(jìn)國家的技術(shù)或利用先進(jìn)國家的研發(fā)能力進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。主要表現(xiàn)為在發(fā)達(dá)國家或者在某些行業(yè)具有技術(shù)領(lǐng)先優(yōu)勢的新興發(fā)展中國家建立研發(fā)中心，開發(fā)新產(chǎn)品。資源尋求對外直接投資一般投資于油氣和礦產(chǎn)資源豐富的國家，如澳大利亞、加拿大、非洲和拉美地區(qū)等。此類投資的目的是尋求東道國自然資源。以下本文將企業(yè)對外直接投資按照投資動機(jī)區(qū)分，并分別進(jìn)行具體分析。結(jié)果(見表5)表明：不管是對于何種動機(jī)的對外直接投資，最低工資對企業(yè)OFDI的影響均是顯著為正的。不過最低工資的影響對研究開發(fā)型OFDI和垂直生產(chǎn)型OFDI的影響更大，對于資源尋求、水平生產(chǎn)和出口平臺型OFDI的影響較小。同時，最低工資會使研究開發(fā)型OFDI和垂直生產(chǎn)型OFDI更早地進(jìn)行對外直接投資。

表5 企業(yè)投資動機(jī)的影響

注：同表2。

本文進(jìn)一步驗(yàn)證本地最低工資對公司OFDI行為是如何隨時間變化的。由于2004年政策改革后勞動監(jiān)管機(jī)制變得更加嚴(yán)格，處罰力度提升，我們預(yù)期最低工資的效應(yīng)加強(qiáng)。另一方面，隨著企業(yè)平均工資的提高，以及更多的企業(yè)向資本、技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變，有可能會削弱最低工資對企業(yè)全球化行為的影響(Gan等，2016)[22]，政府考慮到勞動力成本給企業(yè)帶來的壓力，也會相應(yīng)降低監(jiān)管力度。表6為考慮到時間變化的最低工資的影響效應(yīng)。本文將1998-2013年的時間區(qū)間分為4個時間段，第一個時間段是2004年之前，也就是《最低工資規(guī)定》實(shí)施之前；第二個時間段為2004-2006年，既《最低工資規(guī)定》頒布后的三年；第三個時間段為2007-2009年，即金融危機(jī)發(fā)生之后的三年；第四個時間段為2010-2013年。由本文分析可以看出，最低工資對企業(yè)對外直接投資的影響在2004年之前是不顯著的，到了2004年之后的三年則變得非常顯著，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，并且其系數(shù)達(dá)到了四個時間段的最高值。之后最低工資對企業(yè)OFDI的影響又有了明顯的下降。這種趨勢不管是對企業(yè)投資次數(shù)的影響還是對企業(yè)首次對外直接投資的影響都是一致的。*最低工資對于企業(yè)OFDI的影響隨時間變化的特征，可能還有其他的因素在發(fā)揮作用，而這些因素很難一一厘清。除了法令執(zhí)行力，勞動生產(chǎn)力和出口商的組成的變化之外，公司能更好地預(yù)期最低工資變化(2004年政策改革后)這一點(diǎn)也會產(chǎn)生影響?；貧w分析中加入城市級變量能夠在某種程度上解釋預(yù)期的最低工資變化，進(jìn)而解釋可能的預(yù)期行為。

表6 不同時間段的影響差異

注：括號中數(shù)值為對應(yīng)變量估計(jì)系數(shù)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。*、**、***分別代表10%、5%、1%的顯著性水平。

六、 結(jié) 論

本文利用自由資本模型建立理論模型分析了最低工資對企業(yè)OFDI的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)本國相對外國最低工資的上升，將導(dǎo)致本國與外國資本利潤差減小，進(jìn)而引起資本從本國流出。本文還進(jìn)一步合并了商務(wù)部提供的《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》以及各個地級市的最低工資，構(gòu)建了一個1998-2013年的、包含企業(yè)詳細(xì)信息以及市級層面最低工資的微觀數(shù)據(jù)集，考察企業(yè)所在地區(qū)最低工資對企業(yè)OFDI的影響。計(jì)量分析的結(jié)果表明最低工資越高的城市，位于其中的企業(yè)越傾向于對外直接投資。城市最低工資水平每增加1%，會導(dǎo)致企業(yè)對外直接投資次數(shù)增加1.943%。研究同時發(fā)現(xiàn)最低工資的上升也會導(dǎo)致企業(yè)越早地對外直接投資。本文考慮了香港、澳門地區(qū)的特殊性以及可能存在的內(nèi)生性后，結(jié)論依然穩(wěn)健。最后，進(jìn)一步的分析表明，最低工資的變化也會對不同工資水平、具有不同投資動機(jī)的公司產(chǎn)生分化的影響。具有較低工資水平的公司更易受最低工資標(biāo)準(zhǔn)的影響而對外直接投資。最低工資的影響對研究開發(fā)型OFDI和垂直生產(chǎn)型OFDI的影響更大，對于資源尋求、水平生產(chǎn)和出口平臺型OFDI的影響較小。最低工資的影響隨著時間的推移也會產(chǎn)生變化。在2004年《最低工資規(guī)定》實(shí)施之前，最低工資對企業(yè)OFDI幾乎無影響，而《最低工資規(guī)定》實(shí)施之后的幾年，最低工資對企業(yè)OFDI產(chǎn)生了最大的影響，之后又逐步降低。

根據(jù)本文的研究，工資成本上升的確會導(dǎo)致企業(yè)對外資直接投資，這有可能導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)的空心化，特別是水平生產(chǎn)型對外直接投資的增加，會導(dǎo)致我國最終品生產(chǎn)的減少，并降低了本國經(jīng)濟(jì)增長及就業(yè)。這就要求，首先政府在無法降低工資成本的情況下，可以通過降低其他成本取得平衡。這就要繼續(xù)優(yōu)化政府管理，提高管理效率，促進(jìn)政府公共服務(wù)職能的轉(zhuǎn)變，為企業(yè)營造良好的經(jīng)營環(huán)境，激發(fā)市場主體的積極性和創(chuàng)造性。其次應(yīng)實(shí)行結(jié)構(gòu)性減稅，調(diào)減企業(yè)非稅負(fù)擔(dān)，下調(diào)不合理收費(fèi)。同時也應(yīng)該提供有效融資支持中小微企業(yè)，降低企業(yè)融資成本。再次，合理引導(dǎo)傳統(tǒng)制造業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，中國存在著區(qū)域上的典型二元結(jié)構(gòu)現(xiàn)象，與沿海相比，中西部地區(qū)勞動力成本相對較低，鼓勵傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，一方面能推動內(nèi)地的工業(yè)化進(jìn)程，另一方面也可以避免我國產(chǎn)業(yè)空心化。但這也要求加快中西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)及規(guī)范市場行為，降低企業(yè)轉(zhuǎn)移成本。最后，工資成本的上升也會導(dǎo)致一些有利于本地經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展的投資，例如研究開發(fā)型OFDI和垂直生產(chǎn)型OFDI，需要對此類OFDI給予支持。我國工業(yè)產(chǎn)品附加值較低，缺乏對制造業(yè)核心技術(shù)的掌控能力，應(yīng)鼓勵具備產(chǎn)能優(yōu)勢的企業(yè)并購國外高端制造企業(yè)，能夠利用逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，促使國內(nèi)制造業(yè)產(chǎn)品升級。