最低工资标准、人力资本扩张与企业成本加成

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最低工资标准、人力资本扩张与企业成本加成*
李 真 宗慧隽
[提 要] 本文以人力资本扩张为切入点，构建了最低工资、人力资本扩张影响企业成本加成的理论框架，并使用中国1998-2013年284个地级市的工业企业数据进行了经验研究。结论显示：最低工资上调会显著抑制企业成本加成的提升，削弱了企业的市场势力，但该抑制效应在人力资本扩张的背景下得以缓解。同时本文通过进一步分组回归发现，最低工资标准与人力资本扩张对企业成本加成具有明显的异质性影响。因此，适度、稳定调整最低工资标准及推动人力资本质量的整体提升有助于保持企业成本加成能力及其动态竞争力。
[关键词] 最低工资标准；人力资本扩张；企业成本加成
一、引言
党的十九届四中全会明确强调增加劳动者特别是一线劳动者的劳动报酬，提高劳动报酬在初次分配中的比重，增加低收入者收入，扩大中等收入群体。早在2004年，我国颁布了《最低工资规定》，明确最低工资标准在全国范围内实施，且至少两年调整一次。从中央精神到各项法规政策，都旨在不断强化劳动保护，提高经济效率。作为管制劳动力市场的公共政策，最低工资能够增加低收入群体收入，调节劳动者之间的收入差距，辅助收入分配格局成橄榄型分布，但同时也能通过企业核心生产要素成本上升影响企业的绩效和竞争力，进而影响中国经济的可持续增长。因此，研究最低工资标准调整对企业绩效的影响尤其重要。企业成本加成反映企业超出边际成本进行定价的能力，从定价权与成本两个角度综合表征企业的绩效，是企业市场势力及其动态竞争力的重要体现(毛其淋和许家云，2017)。企业成本加成也是描述社会资源配置效率和社会总福利的重要指标(刘政文和马弘，2019)。最低工资标准上调通过成本传递和生产率提升两条路径影响企业成本加成(马双等，2012；孙楚仁等，2013；赵瑞丽等，2018)，其最终结果取决于生产率和成本两种效应的综合比较。首先，最低工资标准上调会拉动劳动力成本上升，导致企业成本加成产生下行压力，企业将处于“创造性破坏”环境中(蔡昉，2013)。其次，环境压力激发企业通过创新等方式提升生产率，增加新产品。由此企业降低了边际成本，消费者也享受到种类更加丰富、质量更高的产品。这不仅帮助企业保持加成空间，也会增进消费者剩余及社会总福利(De Loecker & Warzynski，2012，盛丹，2013)。如果企业短期内难以提升生产率应对成本上升，将会压缩成本加成空间以期继续留在市场。抑或，企业无力应对，最终选择退出市场。
值得关注的是，我国自1999年开始大规模高校扩招。人力资本在随后进入快速扩张期。据2019年《中国人力资本报告》显示，我国在1999年至2017年间，全国实际劳动力人力资本呈现上升态势，从359 690亿元增长至1 464 320亿元。18年间增长率虽略有起伏，但基本保持5%以上增率增长。人力资本作为影响劳动生产率的核心要素，通过影响技术应用效率及提高要素配置效率促进技术创新(王煌等，2020)，这有助于企业生产率的稳步提升(钱晓烨等，2010；Che & Zhang，2018)。由此，人力资本的急剧扩张，在很大程度上可以缓解我国企业面临的技能劳动力供给不足的约束，减少我国劳动力成本优势弱化给企业带来的困境，满足企业保持竞争力、提升生产率的发展需要(毛其淋，2019)。当然，人力资本扩张也会因技能劳动力议价能力增强等原因而产生额外的人力资源管理成本。换言之人力资本扩张既可能大幅缓解最低工资标准上调等带来的劳动力成本上升问题，也可能同步增强成本效应，影响企业成本加成的能力。目前，尚未有文献以人力资本扩张为视角，研究最低工资对企业成本加成的影响。据此，本文在人力资本扩张的背景下利用中国1998—2013年间284个地级市的工业企业数据，研究最低工资标准上调对企业成本加成的影响。
与已有研究相比，本文的主要贡献有：第一，将人力资本扩张纳入研究框架，从人力资本扩张的视角研究最低工资标准对企业成本加成的影响。第二，在M-O模型基础上，将M-O模型的分析框架与劳动力技能异质性假设相结合，得到了更适合本文研究的理论机制。第三，本文采用我国1998—2013年城市—企业层面微观数据，不仅从整体上检验了最低工资标准与人力资本扩张对企业成本加成的影响，还重点分析了人力资本扩张对最低工资标准与企业成本加成关系的调节效应，并通过更进一步分组回归发现，最低工资标准与人力资本扩张对企业成本加成的影响效应具有明显的异质性。
本文其他部分安排如下：第二部分为理论分析，第三部分为实证研究设计，第四部分为实证结果及分析，第五部分为异质性分析，最后为主要结论与启示。
二、理论模型
本文理论模型基于Melitz & Ottaviano(2008)的理论框架，将人力资本扩张产生的微观经济效应引入企业生产层面，探讨最低工资标准的出台及调整对企业成本加成的影响。
在需求与消费者偏好层面，国内市场代表性消费者的效用函数形式为：

式中，表示传统品的消费数量；表示工业品i的消费数量；α和η表示传统品和工业品间的替代弹性；γ 表示工业品i之间的替代弹性，均大于0，根据式(1)推得需求函数：

(2)

(3)
式中，L表示消费者数量，用以反映国内市场规模;N表示国内市场产品种类;表示国内市场N种产品的平均价格，其中Ω*⊂Ω表示消费产品集合。当消费者需求qi为0时，国内市场产品价格达到最高价格pmax。
在供给与生产者行为层面，沿用M-O模型的基本假定，企业仅投入劳动力一种生产要素。人力资本大规模扩张的微观经济效应主要表现为企业技能累积效应。具体而言，高技能劳动力在地理上的规模集聚可以发生知识、技术的转移效应。通过人际正式或非正式网络实现技术要素的重新组合与创新，实现技能的衍生，使企业技能存量不断累积(梁启华和何晓红，2006)。因此，将人力资本因素引入模型分析，其微观表现主要为劳动力技能水平的提升。根据Acemoglu & Pischke(1999)研究，本文假设企业i所支付的工资w取决于劳动力技能水平θ。劳动力技能越高，对生产率提升的贡献越大，工资受其谈判能力影响也越高。假设各地最低工资标准为wm，即为各地企业经营所需支付的最低劳动力成本(李磊等，2019)。劳动力工资w为：
w(θ)=wc+h(θ)
(4)
式中，h(θ)表示企业i在最低工资基础上，根据劳动力技能水平所额外支付的工资，可以用来表征效率工资。当θ≤θm时，w=wm，企业按最低工资标准向低技能劳动力支付工资wm；θ>θm时，企业向高技能劳动力支付工资w(θ)。
企业i支付固定成本fE进入市场，初始生产率为φ。借鉴Aghion et al.(2018)的研究方法，认为劳动力技能提高能够促进创新进而推动企业生产率提升，劳动力工资内生化，工资水平提高能够促进劳动力生产率提高。假设企业因劳动力技能提升而产生的生产率变动为λ(θ)，最低工资标准调整引致的生产率变动为k(wc)，则企业的实际生产率水平为λ(θ)k(wc)φ，因而企业i的边际成本企业成本函数Ci(qi)=ciqi。
企业i根据利润最大化原则决定其产量，同时获知企业生存的临界成本cD=pmax。当边际成本ci>cD时，企业退出市场；ci≤cD时，企业进行生产，供应市场。此时，企业的最优产量qi(ci)和价格pi(ci)分别是和由此可知企业成本加成μ(ci)为：

(5)
(一)最低工资标准对企业成本加成的影响
为探讨最低工资标准对企业成本加成的影响程度及方向，对最低工资wc求偏导获得企业成本加成最大化的一阶条件：
将该式整理后得到：

(6)
式中，生产率的最低工资弹性反映生产率对最低工资调整的敏感度，能够说明最低工资提高所产生的生产率变动情况。k′(wc)>0说明最低工资上调对生产率有拉升作用。这是因为最低工资标准上调导致劳动力成本优势丧失，企业成本加成空间压缩，迫使企业通过要素替代、雇用高技能劳动力或员工培训等方式实现人力资本积累及技术创新，进而提高企业生产率。为最低工资在劳动力工资中的占比。占比越高意味着企业劳动力技能水平相对越低，企业越倾向于生产劳动力密集型产品。当时，企业成本加成达到最大。时，<0，最低工资标准上调会降低企业成本加成。此时生产率对最低工资变动不敏感，最低工资上调仅能带动企业生产率小幅提升，且提升幅度小于最低工资上调带来的工资成本的增加。此情形较易发生于低技能劳动力投入较多的企业。由于劳动保护带来的人工成本黏性，企业难以转变雇用结构实现人力资本积累，更难通过创新等渠道实现生产率的快速提升(刘媛媛和刘斌，2014)。当时，>0，最低工资标准上调能够推动企业成本加成的提升。
据此，本文提出以下两个研究假说：
假说1a 最低工资标准上调，将会降低企业成本加成；
假说1b 最低工资标准上调，将会提升企业成本加成。
(二)人力资本扩张对企业成本加成的影响
本文同步挖掘人力资本扩张对企业成本加成的影响。人力资本扩张的微观效应可以用企业劳动力技能θ表示。对θ求偏导获得企业成本加成最大化的一阶条件：

(7)
式中，λ′(θ)表明技能提升所带动的生产率变动；h′(θ)表明技能提升所引致的效率工资变动。二者均大于0。因为劳动力技能水平越高，对企业生产率的促进作用越显著，劳动者议价能力也会相应越高。根据式(7)可以发现，人力资本对企业成本加成的影响可以分解为两项，第一项侧重刻画与技能水平变动相关的生产率效应，第二项则能够反映与技能水平变动相关的成本效应。两项皆为正值。劳动力技能对企业成本加成的最终影响程度和方向，取决于两种效应的比较。将式(7)进一步处理，得到：其中，eλ表示生产率的劳动力技能弹性，反映生产率对劳动力技能变动的敏感度；为该效率工资变动在工资中的比重，反映劳动力技能提升带来的效率工资相对变动。当时，生产率变动对劳动力技能的提升较为敏感。此时劳动力技能提升拉动企业生产率效应显著提高。劳动力技能提升同时带动效率工资增加，带动企业工资成本提高。此时，生产率的提升程度大于工资成本，企业加成定价的空间扩大。加成率水平越高的企业更倾向于雇用技术工程师和科学家，正是出于上述原因(Scherer，1967)。此种情形更易发生在人力资本存量较高的技术密集型企业中。因为这些企业技术结构相对高端，易于利用自身技术优势，进一步实现技术优化与升级。当时，劳动力技能提升反而会抑制企业的成本加成能力。
据此，本文提出以下两个研究假说：
假说2a 人力资本扩张带来企业劳动力技能提升，进而提升企业成本加成；
假说2b 人力资本扩张带来企业劳动力技能提升，进而降低企业成本加成。
(三)人力资本扩张视角下最低工资对企业成本加成的影响
为进一步分析，本文引入人力资本视角，探讨劳动力技能变动在最低工资影响企业成本加成的路径中产生的冲击。对劳动力技能θ求二阶偏导数整理后得到： 当时，>0，意味着劳动力技能提升能够加强最低工资对企业成本加成的影响；而当时，<0，劳动力技能提升将会抑制最低工资对企业成本加成的影响。
据此，本文提出以下两个研究假说：
假说3a 人力资本扩张，加强最低工资对企业成本加成的影响；
假说3b 人力资本扩张，抑制最低工资对企业成本加成的影响。
从上述分析可以看出，劳动力技能提升加强或抑制最低工资对企业成本加成的影响，是一个较为复杂的冲击过程。人力资本扩张导致高技能劳动力供给相对增加。不同技能水平的劳动力被不同地区、不同行业的不同企业雇用。劳动力在地理上的接近能够影响彼此生产率和工资的变动。距离上接近接受过高等教育的劳动群体能够提升个人的生产率和工资，而邻近未接受过高等教育的群体则具有相反的效应(Rosenthal & Strange，2004)。这将导致最低工资对企业成本加成的影响受到来自地区、行业和企业的多重因素制约。
假说4 人力资本扩张在最低工资标准影响企业成本加成的路径中产生的冲击，会因地区、行业和企业的不同特征表现出异质性。
三、实证研究设计
(一)模型设定与变量选取
本文以人力资本扩张为视角，深入剖析最低工资标准对企业成本加成的影响，为此构建如下计量模型：
markupict=α0+α1mwct+α2rlzbct+α3mwct
×rlzbct+γ1Xict+γ2Zct
+γ3Indcjt+νi+νt+εict
(8)
式中，下标c，i，j，t分别表示各地级市、企业、行业和年份；markupict表示地区c第t年企业i的成本加成；mwct表示地区c第t年实际最低工资标准；rlzbct表示地区c第t年的人力资本规模；Xict表示企业层面控制变量；Zct表示企业所在城市层面的控制变量；Indict表示城市—行业层面控制变量；νi和νt分别表示企业和时间固定效应；εct表示随机误差项，服从正态分布。
(二)变量选取与数据来源
1.变量选取。
(1)企业成本加成(markup)。本文首先使用De Loecker & Warzynski(2012)方法(以下简称DLW方法)，采用结构方程模型计算了企业层面成本加成：

(9)
式中，是中间投入支出份额；是中间投入产出弹性。由于DLW方法不依赖市场结构或需求结构的前提假设，使用Levinsohn & Petrin(2003)半参数方法克服了不可观测因素引致的估计偏差，能较为科学地测度企业成本加成。因此本文实证检验主要使用DLW方法计算的成本加成。
此外，本文利用Domowitz et al.(1986)方法，使用企业增加值、工资支出和中间投入成本三个会计指标重新计算企业成本加成，供稳健分析时使用：

(10)
式中，vait表示企业工业增加值；wait表示企业当年所付工资总额；inputit表示企业当年净中间品要素成本。
(2)最低工资(mwct)。本文使用各地级市按照消费者价格指数平减后的实际最低工资标准，并取对数。
(3)人力资本(rlzbct)。本文根据孙楚仁等(2013)的做法，借助教育经年法计算地区人力资本规模。该指标能够同步反映地区劳动力技能水平。
(4)企业层面控制变量(Xict)。企业生产率(tfp)，采用Levinsohn & Petrin(2003)半参数方法计算。企业规模(size)，用企业固定资产净值(1)使用1998年为基期的固定资产投资价格指数予以平减。取对数表示。企业资本密集度(kl)，用企业固定资产净值与从业人数的比值取对数表示。企业年龄(age)，用当年年份减企业开业年份并取对数表示。出口企业虚拟变量(exp)，出口企业exp取值为1，否则取值为0。企业融资约束(sa)，用Hadlock & Pierce(2010)构造的公式计算，sa=-0.737×size+0.043×size2-0.04×age。sa数值越大，企业融资约束越严重。
(5)地区层面控制变量(Zct)。地区经济增长(gdp)，用各地区GDP增长率取对数表示；地区劳动力市场规模(emp)，用地区从业人数占该地区总人口的比值取对数表示；地区城市化率(city)，用地区非农业人口与地区总人口的比值取对数表示。
(6)地区—行业层面控制变量(Indcjt)。用城市4分位行业的赫芬达尔指数(hhi)反映该地区的市场结构，式中，salecijt是地区c第t年行业j企业i的销售额，n是j行业中的企业数目。该指数越大，说明市场集中度越高。
2.数据来源。本文数据主要来源有：第一，国家统计局的中国工业企业1998—2013年(2)由于2008—2010年工业企业数据缺失较多，因此实证回归部分使用1998—2007年和2011—2013年的数据。其中，2011—2013年缺失中间投入及工业增加值等数据，本文借鉴曲如晓和刘霞(2019)的方法予以计算。数据。本文参考Feenstra et al.(2014)的做法剔除工业总产值、资产总额等关键变量缺失或错误以及明显违背会计准则(GAPP)的样本。同时参考Brandt et al.(2012)的做法，剔除了从业人员少于8人的样本。第二，各省、市、自治区人力资源和社会保障部门提供的最低工资数据。第三，国家统计局的《中国城市统计年鉴》所提供的城市层面数据。最终本文使用1998—2013年间284个地级市，共计2 198 740个企业观测值的非平衡面板数据。
四、实证结果及分析
(一)基准回归结果及分析
本文利用1998—2013年284个地级市的面板数据进行基准回归分析，借助固定效应模型考察最低工资标准、人力资本规模及其他控制变量对企业成本加成的影响，基准回归结果见表1。
首先重点考察核心解释变量最低工资(mw)对企业成本加成的影响。表1第(1)列仅加入最低工资标准，结果显示最低工资标准对企业成本加成的影响显著为负，即最低工资标准上调会抑制企业成本加成的提高，初步支持本文研究假说1a。表1第(2)列加入人力资本(rlzb)，结果显示人力资本扩大能显著提升企业成本加成，初步支持本文研究假说2a；而最低工资标准上调仍会降低企业成本加成。表1第(3)列加入其他控制变量，控制企业变量对企业成本加成的影响，发现最低工资标准及人力资本对企业成本加成的影响方向没有变化。由表1第(1)列到第(3)列的结果可以看出，最低工资标准对企业成本加成具有显著的负向影响，而人力资本扩张则对成本加成具有显著的正向影响。为了比较两者影响的大小，本文进一步估计了最低工资和人力资本的标准化回归系数，呈现在表1第(4)列。从标准化回归系数看，相比人力资本扩张，最低工资标准上调的负向影响更大，是人力资本的近2倍。
在此基础上，本文进一步又加入最低工资标准与人力资本的交互项(mw×rlzb)，意在考察城市人力资本扩张在最低工资标准影响企业成本加成的路径中产生的冲击。表1第(5)列和第(6)列显示，最低工资标准的估计系数依然显著为负。这说明最低工资标准上调显著降低了企业成本加成。而交互项mw×rlzb的系数显著为正，说明人力资本扩张能够抑制最低工资标准上调对企业成本加成的降低效应。实证结果支持了本文研究假说3b。表1第(6)列结果说明最低工资标准每提高1%，企业成本加成会显著降低4%。这说明最低工资标准上调，导致企业成本上升显著，进而抑制了企业成本加成。城市人力资本扩张1%，将会拉动企业成本加成显著提升14%。这意味着具有较高人力资本的城市，因高技能劳动力的地理聚集，快速地拉动了企业生产率的提高，且速度明显快于高技能劳动力工资的提高。最低工资标准与城市人力资本的交互项估计系数显著为正，显示出人力资本扩张引致的生产率提升效应显著，能够有效阻隔最低工资对企业成本加成的负向影响。
其他控制变量的估计系数显示，企业生产率(tfp)能够显著促进企业成本加成的提高。这与Melitz & Ottaviano(2008)的研究结论是完全一致的。企业生产率提升，企业的价格加成也会相应提高。企业规模(size)对企业成本加成具有显著的正向作用。一般而言，企业规模越大，生产中越易通过规模经济实现边际成本的下降，进而扩大企业成本加成的空间。企业资本密集度(kl)对企业成本加成的提升产生促进作用。这是因为资本密集度高的企业，往往具有更高的生产率。市场竞争力更强，具有较高的市场势力。企业年龄(age)对成本加成的提升产生抑制作用。存续时间较久的企业，其创新意识及对市场变化的快速反应能力相对较弱，且雇用规模较大，人力资本管理复杂程度高，容易产生较高的管理成本，进而压缩了企业的成本加成空间。出口企业(exp)的成本加成较低，这与学界普遍认同的“出口企业成本加成较低”是一致的(盛丹和王永进，2012；刘啟仁和黄建忠，2015)。企业融资约束(sa)显著抑制了企业成本加成提升。企业面临的融资约束越高，生产中的技术创新能力越不足，生产率提升将受到一定制约，其成本加成越低。市场集中度(hhi)高的地区，企业往往具有较强的竞争力和较高的市场势力，从而具有较高的成本加成。地区经济发展水平(gdp)有利于企业成本加成的提升。地区经济快速发展，有利于提高企业生产率，进而带动企业竞争力和市场势力的提升。地区劳动力市场规模(emp)和城市化率(city)与企业成本加成呈反向变动。地区劳动力市场规模大，意味着该地区就业机会多，企业进入市场的门槛较低，市场竞争充分，企业难以提升加成。而城市化率高的地区，市场化程度也较高，市场需求更加多元化，不利于企业形成竞争优势，抑制了企业成本加成的提高。
表1 基准回归

注：***，**和*分别表示在1%，5%和10%水平上显著，括号中的值是稳健标准误。下表同。
(二)内生性问题处理
各地最低工资标准由当地政府根据地区的经济发展速度、物价水平及平均工资情况予以制定，对企业而言外生性较强。本文在基准回归中通过加入影响企业成本加成的城市、行业及企业层面因素来控制遗漏变量引起的内生性问题。但是最低工资标准与企业成本加成之间仍然可能存在内生性问题。成本加成越低，企业利润就越少，当地政府获得的企业税收随之降低。因此政府在制定最低工资标准时可能会考虑对企业成本加成的影响。为了降低这类反向因果关系导致的内生性问题，本文借鉴Gan et al.(2016)的方法选取福建省和广东省企业样本构建自然实验进行倍差法检验。2007年福建省所有地级市均上调了最低工资标准。而广东省除了深圳市小幅上调最低工资之外，其余各地级市均保持最低工资不变。由于这两省的地理位置与经济发展水平非常相似，从图1可以看出，两省企业成本加成在2007年之前具有相同的变化趋势，满足倍差法回归有效的共同趋势假设。

图1 福建省和广东省企业成本加成变化趋势
本文倍差法模型设定如下：
markupict=α0+α1treatic×timet+α2treatic
+α3timet+β1treatic×timet
×rlzbct+β2rlzbct+γ1Xict
+γ2Zict+γ3Indcjt+νi+νt
+εict
(11)
式中，treatic是二元虚拟变量，如果是福建省企业则归为处理组，treatic取值为1，如果是除深圳市以外的广东省企业则归为对照组，treatic取值为0；timet是时间虚拟变量，如果观测时间是2007年以前，timet取值为0，否则取值为1；交叉项treatic×timet的系数α1反映了最低工资标准对企业成本加成的影响；三重交叉项treatic×timet×rlzbct的系数β1反映了人力资本水平对最低工资标准与企业成本加成关系的影响。其余控制变量的含义与式(8)相同。
首先，本文使用式(11)检验最低工资标准对企业成本加成的影响，结果见表2第(1)列和第(2)列。笔者发现无论是否加入控制变量，交叉项的系数均显著为负。这说明2007年处理组福建省提高最低工资标准后，福建省企业的成本加成相比对照组广东省显著下降。这说明最低工资标准上调降低了企业成本加成，再次验证了本文研究假说1a。进一步，本文加入人力资本变量(rlzbct)以及三重交叉项treatic×timet×rlzbct考察最低工资标准对企业成本加成的影响是否会受到人力资本水平的影响。从表2第(3)列和第(4)列结果，笔者发现人力资本变量(rlzbct)估计系数β2显著为正，三重交叉项的估计系数β1显著为正。这说明人力资本扩张显著提高了企业成本加成，并且人力资本扩张显著抑制了最低工资标准上调对企业成本加成的降低作用。该检验结果与基准回归结果一致，进一步印证了本文研究假说2a与假说3b。
表2 倍差法回归

(三)稳健性检验
为保证结论的稳健性，本文进行了一系列稳健性检验。
1.改变模型交互项形式。在基准回归中，笔者通过构建最低工资与人力资本交互项的形式考察了人力资本扩张对最低工资标准与企业成本加成关系的影响。根据Gan et al.(2016)研究，使用连续型变量作为调节变量可能存在内生性问题。为此笔者将连续型人力资本变量(rlzbct)按分位数分组予以估计。具体而言，笔者按照人力资本变量的25%，50%和75%分位数将样本分为四组，生成相应的分组虚拟变量Dτ(其中，τ=1,2,3,4分别代表(0～25)(25～50)(50～75)(75～100)分位数组。然后笔者构建最低工资与分组虚拟变量的交互项，检验每组最低工资对企业成本加成的影响。检验结果见表3。从结果看最低工资标准的系数在各个分位数组均显著为负，说明最低工资标准上调显著降低了企业成本加成，而且该降低作用在(0～25)分位数组是最大的。随着人力资本扩张，最低工资标准上调对企业成本加成的负向影响逐渐下降。该结论与基准回归一致。这也进一步印证了人力资本扩张能够缓解最低工资标准上调对企业成本加成的抑制作用，说明本文的结论是稳健的。
表3 按分位数分组回归

2.使用会计法计算企业成本加成。笔者利用会计法计算的企业成本加成，使用式(8)回归，结果见表4第(1)列和第(2)列。从结果看，最低工资标准的估计系数显著为负，交互项的估计系数仍然显著为正。这再一次证明人力资本扩张抑制了最低工资上调对企业成本加成的降低作用。但是人力资本变量的估计系数不稳健，显著性水平相比基准回归明显下降。
3.更换人力资本数据。笔者又使用2000年、2005年和2010年的三次全国人口普查数据重新计算了人力资本变量，使用式(8)回归，结果见表4第(3)列和第(4)列。从结果看，最低工资标准、人力资本及交叉项的估计系数无论是显著性水平还是绝对值大小均与基准回归一致。这说明本文的研究结论是稳健可靠的。
表4 稳健性检验

五、异质性分析
由于地区最低工资标准和人力资本水平对不同企业的影响机制存在异质性，本文基于企业所在的行业特征、地区特征和企业自身特征，从行业要素密集度、地区分布和企业所有制结构三个方面考察最低工资标准上调和人力资本水平扩张的异质性效应。
(一)行业要素密集度异质性
由于最低工资标准主要通过劳动投入价格影响企业成本加成，因此预期最低工资标准上调对劳动密集型企业的影响更大。同时，技术密集型行业对高技能劳动者需求更大，因此预期人力资本扩张对技术密集型行业影响较大。本文借鉴盛斌和陈帅(2017)的做法将企业分为劳动密集型、资本密集型和技术密集型三类，利用式(8)分组回归，见表5。从结果上看，最低工资标准对企业成本加成的影响具有较大差异。对劳动密集型和资本密集型行业的企业成本加成均具有显著的负向影响，但对技术密集型行业的企业成本加成没有显著影响。这意味着最低工资标准上调显著降低了劳动密集型和资本密集型企业成本加成。从估计系数绝对值来看，对劳动密集型企业成本加成的降低作用更大，与预期相符。人力资本对企业成本加成的影响差异较小，均为显著的正向影响。这说明人力资本扩张有利于提高企业成本加成。从估计系数的绝对值看，对技术密集型行业的正向影响最大，与预期一致。交互项的估计系数均显著为正，说明人力资本扩张抑制了最低工资上调对企业成本加成的负向作用。但相对而言，该抑制作用在资本密集型行业最大，在劳动密集型行业最小。
表5 异质性检验：行业异质性

(二)地区分布异质性
从表6的分地区回归结果看，最低工资标准上调对中部地区企业成本加成的负向作用最大。这可能因为相比东部和西部地区，中部地区企业的平均工资相对较低，(3)根据本文样本数据计算，东部、中部和西部地区企业平均工资对数值分别为1.57，0.99和1.20。因此最低工资标准上调对中部地区企业影响较大。人力资本扩张对东部地区成本加成的正向作用最大。这一方面与东部地区人力资本水平较高有关，(4) 根据本文样本数据计算，东部、中部和西部地区人力资本对数值分别为0.1，0.07和0.09。另一方面技术密集型企业多分布在东部地区，因此人力资本扩张对东部地区成本加成提高作用较大。交互项的估计系数虽然均为正，但显著性水平差异较大。其中东部地区在1%水平上显著，中部地区在10%水平上显著，而西部地区不显著。这说明东部地区人力资本扩张能显著缓解最低工资上调对企业成本加成的负向作用，但在西部地区则无此缓解作用。
表6 异质性检验：地区分布异质性

(三)企业所有制结构异质性
中国企业的生产及经营活动受企业所有制类型影响颇大。因此本文按照企业注册类型将企业分为国有企业、民营企业和外资企业，应用式(8)予以分组回归检验，见表7第(1)列、第(2)列和第(3)列。从估计结果看，最低工资标准对企业成本加成的影响具有较大差异，只有民营企业估计系数显著为负，国有企业和外资企业的估计系数均不显著。这说明最低工资标准上调对民营企业成本加成具有显著的抑制作用，而对国有企业和外资企业没有显著性影响。该发现与赵瑞丽等(2018)一致。人力资本对企业成本加成的影响也具有差异性，国有企业和外资企业的估计系数均在1%水平上显著为正，这说明人力资本扩张显著提高了国有企业和外资企业的成本加成。而民营企业的估计系数仅在10%水平上显著，且绝对值也较国有企业和民营企业小。这说明人力资本扩张虽然也能提高民营企业成本加成，但影响的显著性和幅度均较小。交互项估计系数均为负，说明人力资本扩张抑制了最低工资上调对企业成本加成的负向作用。其中民营企业的估计系数无论是显著性水平，还是绝对值均小于国有企业和外资企业。这说明该抑制作用在民营企业中相对弱小。原因可能在于，中国民营企业中劳动密集型企业比重较高，因此受最低工资上调的影响较大。并且相比国有企业和外资企业，民营企业产品技术水平相对较低，对高技能劳动者需求较小，因此人力资本扩张对企业的影响较小。
表7 异质性检验：企业异质性

(四)企业规模异质性
企业的定价权受企业规模影响较大。为此本文按照企业规模中位数将企业分为较小规模企业和较大规模企业，应用式(8)予以分组回归检验，见表8第(1)列和第(2)列。从估计结果看，最低工资标准和人力资本扩张对企业成本加成的影响较为一致。其中，最低工资标准估计系数均在1%水平上显著为负且绝对值相差不大。这说明最低工资标准上调显著降低了企业成本加成。人力资本估计系数在1%水平上显著为正且绝对值近似。这说明人力资本扩张显著提高了企业成本加成。交互项估计系数均为负，说明人力资本扩张抑制了最低工资上调对企业成本加成的负向作用。但从绝对值上比较发现，较小规模企业的估计系数是较大规模企业估计系数的近两倍。这说明该抑制作用对较小规模企业影响程度更大。原因可能是，规模较大的企业雇用规模较高，人力资本扩张导致企业产生了较高的人力资本管理成本，弱化了人力资本扩张所产生的抑制作用。
表8 异质性检验：企业规模异质性

六、主要结论与政策建议
本文在M-O模型的基础上进行扩展，以人力资本扩张为切入点，构建了最低工资、人力资本扩张影响企业成本加成的理论框架，并使用中国1998—2013年间284个地级市的工业企业数据进行了经验研究。研究结论显示，最低工资上调会显著抑制企业成本加成的提升，压制了企业的市场势力。但是该抑制作用受到我国人力资本扩张的直接影响。人力资本扩张通过提高技术效率或资源配置效率推动企业生产率提升，能够缓解最低工资上调对企业成本加成的抑制效应。
本文更进一步分组回归发现，最低工资标准与人力资本对企业成本加成的影响效应具有明显的异质性。按行业密集度异质性考察，最低工资标准上调对劳动密集型行业企业成本加成的抑制作用最大。人力资本扩张对技术密集型行业成本加成提升作用最强。而人力资本扩张对最低工资与企业成本加成关系的缓解效果却是在资本密集型行业最大。按地区异质性考察，中部地区企业成本加成受最低工资上调的冲击最强烈，而东部地区则受人力资本扩张的影响最大。按企业所有制结构考察，最低工资标准上调仅显著降低了民营企业成本加成，对国有企业和外资企业没有显著影响，但是民营企业成本加成受到的人力资本扩张的正向影响以及其缓解效果却是最小的。按企业规模异质性考察，最低工资标准上调显著抑制企业成本加成，但人力资本扩张对小规模企业成本加成产生的正向影响及缓解效果是较大的。
根据本文研究发现，我国人力资本培育已初具规模，但仍需引导其从规模效应向质量效应方向转变。十九届四中全会强调构建服务全民终身学习的教育体系，加快发展面向每个人、适合每个人、更加开放灵活的教育体系，建设学习型社会。一方面，需要重视并推进各层次教育的发展，尤其是高等教育，构建系统的教育体系，注重培育创新人才；另一方面，企业应注重自身人力资本的积累，通过引进人才、加大在职员工培训力度等方式实现人力资本质量的优化。特别是低技能劳动力占比较高的企业，面对劳动力成本优势弱化的困境，更应注重加强人力资本水平的提升，提高企业的竞争实力。此外，根据本文研究结论，最低工资标准上调对中小民营企业的负向影响更强烈。各级政府在制定最低工资标准，关注其保障低收入群体收入、调节收入差距等基础性功能的同时，应充分关注民营企业的生存问题，通过拓展企业融资渠道、为企业融资提供财政补贴等方式缓解最低工资标准上调给民营企业带来的成本冲击。
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MINIMUM WAGE, EXPANSION OF HUMAN CAPITAL AND FIRMS’ MARKUPS
LI Zhen ZONG Hui-jun
(School of International Trade and Economics, Shandong University of Finance and Economics)
Abstract: Conducting a unified theoretical analysis，this paper takes minimum wage, expansion of human capital and firms’ markups into account. Meanwhile, this paper uses the Chinese Industrial Enterprises Database and 284 city-level data from 1998 to 2013 to do empirical research. The conclusions show that: the increase of minimum wage could decrease the firms’ markups and reduce firms’ market power. However, the expansion of human capital weakens the negative effects. Further analysis shows that the minimum wage and the expansion of human capital have heterogeneous impacts on firms’ markups. Therefore, adjusting the minimum wage moderately and steadily and promoting quality of human capital will maintain firms’ markups and competitiveness.
Key words: minimum wage; expansion of human capital; firms’ markups