最低工资标准对建筑业全要素生产率的影响研究

张静晓，刘润畅，顾 杨，程佳伟

（长安大学 经济与管理学院，陕西 西安 710054，E-mail：446355457@qq.com）

全要素生产率是经济发展的不竭动力，是供给侧改革的关键。从行业角度出发，探寻行业全要素生产率的影响因素，对行业规模的扩大、发展水平的提高，具有重要意义。行业全要素生产率的提高受限于制度环境，研究表明，财政政策、引资政策、产业政策等制度，均会对企业全要素生产率产生影响[1~2]。最低工资标准就是一项由政府设定的、强制执行的、对劳动者的劳动报酬具有保障作用的制度，它规定了劳动者在依法工作的前提下，企业应提供的最低劳动报酬。

不同行业受最低工资标准提升的影响各不相同，其中最受影响的行业之一就是建筑业。建筑业作为传统劳动密集型产业，以需求量大、门槛低为优势，吸纳了众多劳动力。现有文献对最低工资标准的研究集中在制造业，缺乏对于建筑业的研究[3]，且缺乏影响路径研究。本文以我国30 个省、市、自治区为样本进行实证检验，分析我国最低工资标准是否能够促进我国全要素生产率的提高。以检验最低工资标准是否能提高建筑业企业全要素生产率，如果存在这种影响，其影响的机理是怎样的。

1 理论分析及研究假说

结合已有研究[5，6]，最低工资标准的上调，作为合法性压力，增加了企业预期生产成本，可能通过两条主要途径影响建筑业全要素生产率：一是最低工资标准提升通过使市场上的建筑企业主动技术创新，提高其全要素生产率；二是最低工资标准的提高带来的高劳动力成本会促使劳动者在各行业之间流动，进而改变了全要素生产率。

最低工资标准促使企业通过技术创新提高全要素生产率。这种促进体现在直接、间接两个方面：

（1）最低工资标准上升直接激励企业进行技术创新。根据效率工资理论的怠工模型[6]，在未充分就业时，最低工资标准上升带来的高工资就业效应提高了劳动者的生产率，这为企业的创新创造了前提条件。进一步地，创新可以突破生产要素的边际递减趋势，促进生产率的提高[7]。

（2）最低工资标准的提高能够间接促进企业技术创新并最终促进全要素生产率的提高。随着我国整体生活水平的提高、就业机会的增多、人口红利的消失，作为劳动密集型产业的建筑业，以低廉劳动力为竞争策略的建筑业比较优势逐渐丧失。如果这部分企业仍以“劳动力成本”作为主要竞争策略，逐渐提高的劳动力成本压力将致使部分企业难以承受，而低效率企业的退出意味着行业整体生产率的提高；部分企业会通过加快技术创新而提高产品生产效率，通过替代效应倒逼企业进行技术创新。因此提出以下分假设：

H1：最低工资标准的提高将“倒逼”建筑业企业创新，进而促进建筑业全要素生产率的提高。

最低工资标准通过优化生产要素配置提高全要素生产率。一方面，最低工资标准的提高增加了低技能劳动力的相对价格，增加了正在寻找工作劳动力的保留工资，致使企业需要以更高的工资水平吸引新员工[8]，这也间接促进了企业劳动力的流动。与劳动力流动对应的是生产要素的流动，生产要素从生产效率较低的企业流向生产效率较高的企业，生产效率越高的企业会得到更多的生产资源，从而带动整体生产效率的提高[9]；另一方面，效率工资理论的工作转换模型[10]认为高工资会激励工人积极接受教育和培训，从而吸引更多高素质的劳动者来企业工作，为企业创新积累人力资本。因此提出以下分假设和总假设。

H2：最低工资标准的提高将促进劳动力在行业间流动，进而促进建筑业全要素生产率的提高。

H：最低工资标准能促进全要素生产率提高。

2 研究设计

2.1 数据来源

本文数据主要来自2002~2017 年度《中国建筑业统计年鉴》《中国科技统计年鉴》与《中国统计年鉴》，为了消除价格因素的影响，以2002 年为基年，利用固定资产投资价格指数和居民消费价格指数等对所有数据进行了平减。最低价格标准数据来自各地政府令文件，采用居民消费价格指数进行平减。依据地理位置和发展水平将我国省市划分为东部、中部、西部3 个地区，因西藏地区数据缺失较为严重，未纳入数据样本；其中西部包括四川、重庆、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古，中部包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，东部包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南。

2.2 模型设定

将全要素生产率作为被解释变量，以最低工资标准作为解释变量，以各省宏观经济和建筑业发展基础作为控制变量，建立固定效应模型。

式中，TFP 为全要素生产率；MW 为最低工资标准，N 分别代表了传导机制研究中的“创新”和“行业结构”；i 和t 分别代表了地区和时间；Z 代表控制变量合计，分别代表了人力资本水平（hcap）、人均货运总量（tra）、建筑业水平（ind）、第二产业水平（ind2）、外商投资水平（fdi）、信息化水平（info），εit为随机误差项。

2.3 变量选择

（1）被解释变量。本文的被解释变量为全要素生产率记为TFP。采用ACF 法进行生产率的测度[11]，以每个省、市、自治区为决策单位进行我国各地区建筑业全要素生产率的测度。考虑建筑业数据的可得性，采用建筑业增加值衡量总产出，采用 固定资产投资净额（固定资产原值减去固定资产折旧）衡量资本存量，采用各省建筑业从业人员数量衡量劳动力投入，采用煤投入量合计数衡量建筑业中间投入。

（2）解释变量。MW 为最低工资标准，选择各省工资最低标准政策中省会城市等建筑业基础雄厚、实力较强的城市标准，利用居民消费价格指数，以2002 年为基年，并进行取自然对数处理。

（3）控制变量。在研究最低工资标准对于建筑业全要素生产率的影响，需要控制相关变量。考虑可能对其产生影响的因素通常有基础设施水平、政府行为、经济发展水平的外在影响等[12]。具体变量与描述如表1 所示。

表1 变量处理及描述性统计

3 实证结果分析

3.1 基本假设检验

基于以上对中国建筑业2002~2016 年的全要素生产率的ACF 法测度结果，利用面板固定效应模型，本文将分析最低工资标准对中国建筑业全要素生产率的影响。根据计量经济模型（1）得到的基本回归结果如表2 所示，模型1、模型2 分别为未加入控制变量、加入控制变量的分析结果。可以看出，最低工资标准对全要素生产率的回归系数都是显著为正，且均通过1%显著性检验。这表明最低工资标准与各省建筑业全要素生产率呈现出显著正相关。根据模型2 的估计结果，在加入控制变量的前提下，最低工资标准（MW）每提高10%，则建筑业全要素生产率提高0.865 个百分点。假设H成立，最低工资标准将促进全要素生产率的提高。

表2 模型估计结果

从其他控制变量的回归结果来看，建筑业外商投资（fdi）与建筑业全要素生产率呈反向变动，随着建筑业外商投资水平的提高，全要素生产率反而降低，这表明过多的外商投资给建筑业带来了“纯技术外溢”，抑制了全要素生产率的提高，与以往结果一致[13]。建筑业产值在第二产业产值中所占比值越高，建筑业全要素生产率越高。究其原因，建筑业越发达、第二产业越发达，聚集效应将会给建筑业产业全要素生产率带来提高。建筑业行业的基础越牢固、发展越完善，最低工资标准提高全要素生产率的作用水平就越高。

3.2 稳健性检验

最低工资标准与全要素生产率之间可能存在双向交互影响，有一定的内生性问题。全要素生产率对最低工资标准亦可能存在影响：建筑业是重要的支柱产业，建筑业全要素生产率与区域全要素生产率之间可能存在密切关系，区域全要素生产率会影响当地经济发展、生活水平，而在最低工资标准的制定过程中，各地经济发展、生活水平是重要的参考。针对模型中可能存在的内生性问题，本文通过以下两种工具变量进行分析：一是最低工资标准滞后处理[14]（以MW_lag 表示）；二是除本地区外，其他省份最低工资标准均值[15]（以MW_ave 表示），进而采用2SLS 法进行参数估计。

表3 内生性检验结果

通过对工具变量的识别不足检验、弱工具变量检验可以看到，工具变量的选择在4 个模型中均不存在识别不足问题；同时，工具变量数量等于解释变量数量，不存在过度识别问题。在采用最低工资标准滞后1 期、其他省份平均最低工资标准进行工具变量分析时，最低工资标准仍然对建筑业全要素生产率有显著影响。同时，两阶段最小二乘法第一阶段对MW_lag、MW_ave 回归系数均显著为正，结合识别不足、弱识别检验，说明工具变量的选取是恰当的。第二阶段回归中MW 的系数为正且处于9.1 至10 的范围之间，与表2 模型估计结果基本相符，前文的研究结果是稳健的。

综上所述，最低工资标准与建筑业全要素生产率之间的关系在排除因变量、自变量之间的内生性问题后依然成立。

3.3 分地区检验

本文进一步采用分地区稳健性检验对最低工资标准与全要素生产率之间的关系进行验证。在前文分析与假设的条件下，我国东部地区不仅最低工资标准高于中西部，其聚集效应和创新驱动能力[14]更强，更容易促进全要素生产率的提高。为了检验最低工资标准与建筑业全要素生产率在不同地区的关系异质性，进行分组回归，如表4 所示。MW系数在三组回归中具有显著差异，东、中、西部最低工资标准对建筑业全要素生产率的促进作用依次降低，表明较为发达的东部地区，最低工资标准对全要素生产率的影响更为显著。综上所述，稳健性分析结果又一次为研究假说H 提供了经验支持。

表4 全国分地区回归结果

3.4 传导机制检验

针对最低工资标准如何提升建筑业全要素生产率，根据前文假设，以计量经济模型（2）进行回归，本文进一步探讨以下两个路径。

（1）最低工资标准“倒逼”企业创新。根据2002~2016 中国科技统计年鉴，受限于建筑业创新投入数据的可得性，对建筑业研发人员数量进行估算，以此衡量企业创新投入。通过引入建筑业研发人员数量，作为对建筑业创新投入的代理变量，以此验证最低工资标准是否能够提高建筑业企业的创新意愿和能力。如表5 所示，模型Ⅰ、模型Ⅱ分别在无、有控制变量的情况下最低工资标准对建筑业研发人员数量的回归结果；模型Ⅲ、模型Ⅳ分别表示在无、有最低标准变量（MW）情况下，企业创新投入于全要素生产率（TFP）的回归结果。表明最低工资标准通过促进企业创新解释了部分建筑业全要素生产率的变化情况。

表5 企业创新传导模型

与对制造业研究结果[5]不同的是，最低工资标准会促进建筑业创新。制造业与建筑业同属国民经济分类中的门类，研究结果却大相径庭，本文对出现不同原因的结果进行进一步探讨。李后建[5]利用世界银行对高层管理人员的问卷调查，分析最低工资标准对于企业双元创新的作用，研究结果表明最低工资标准带来的薪资水平提高，对探索式创新具有显著抑制作用，对于开发式创新具有促进作用；最低工资标准同时会抑制对员工培训，以此减少企业双元创新行为。而我国建筑业创新限于现有生产力水平，集中于现有技术改造和管理方式改进等“开发式创新”，探索式创新较少；建筑业从业人员以低技能劳动力、农民工为主，其对技术要求不高，员工培训收益不强。因此，建筑业最低工资标准对开发式创新的促进作用，在建筑业表现就极为显著；建筑业对创新的促进作用，更多地体现在对现有技术的改进、管理水平的提升、多种措施降低成本等方面，以引进新产品、新服务、新设备等方式进行创新的作用有限。

（2）最低工资标准与行业结构的关系检验。因2002~2007 年度建筑业城镇单位就业人口缺失，根据《中国统计年鉴》2008~2016 年数据，计算建筑业城镇单位就业人员占总城镇单位就业人员比例，作为产业结构变量进行测算。如表6 所示，模型Ⅴ、模型Ⅵ表示以产业结构为因变量，最低工资标准作为自变量的回归结果；模型Ⅶ、模型Ⅷ表示以TFP 为被解释变量，行业机构（str）为解释变量，分别对无、有加入最低工资标准的回归结果。表明最低工资标准可以通过推动产业结构变动，促进全 要素生产率变化。

表6 产业结构传导模型

与以农民工为研究对象对制造业、建筑业的研究结果不同，本文发现最低工资标准会促进建筑业就业人数。罗小兰[4]发现最低工资标准对制造业农民工就业具有正向作用，而对建筑业具有负作用。在其研究中，建筑业劳动供给曲线向右下倾斜，当大幅提高工资时，才能将曲线变为正常。究其原因，在其进行研究时，仅收集到10 年的数据（1994 年最低工资标准政策开始实行），最低工资标准政策发展尚且不够完善；自2007 年至今又经历了十多年的发展，各省最低工资标准普遍提高、更改7 次以上，已经经历大幅增长，建筑业劳动供给已满足正常劳动供给曲线走势；随着供给侧结构性改革的实行，市场配置资源起到了愈发重要的作用，更加开放、公平的市场环境有利于劳动力的流动，因此最低工资标准推动行业就业的作用也更加显著。

4 结语

本文研究了最低工资标准对建筑业全要素生产率的影响。最低工资标准会直接促进建筑业全要素生产率提高，同时将会通过影响建筑企业创新、建筑业就业结构，间接促进建筑业全要素生产率的提高。基于上述研究，从企业微观角度而言，最低工资标准的提高将迫使建筑业企业将更多精力集中于自主创新、自主研发上面，以此应对劳动力上涨的市场环境。但是创新投入，并不意味着将直接能够获得产出，也就意味着建筑业企业将面临更多风险。从建筑产业角度而言，最低工资标准会使市场自发调整劳动力配置，将劳动力从其他行业转移到建筑业上来。为了应对最低工资标准对建筑业、制造业、工业、乃至所有产业不同时间、不同程度、不同方向的影响，制定最低标准时需要全面考虑经济发展趋势和阶段，以此为基础进行最低工资标准的初步定制，在此基础上对行业、产业进行区别对待，对最低工资标准的行业细则进行正确引导；同样的，可以以政府补贴、产业政策对新兴产业、扶持产业进行推动与支持，以此应对种种不利。