最低工資標準導致了中國物流業增長的區域失衡嗎?

張寶友 黃 妍 楊玉香 孟麗君

(中國計量大學 經濟與管理學院,浙江 杭州 310018)

一、引言

作為中國經濟發展的基礎性、戰略性、先導性產業的物流業，近年來獲得了飛速發展。但是，在宏觀意義上的物流業不斷增長的同時，其區域失衡問題也存在不斷加劇的趨勢。圖1和圖2分別用中國東中西部地區(東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區包括廣西、重慶、四川、陜西、貴州、云南、甘肅、青海、寧夏、新疆、內蒙古)之間的物流業增加值占GDP比重和人均物流業增加值表示中國物流業增長在不同區域之間的對比關系。由此兩圖可看出，中國物流業增長存在顯著的區域失衡現象，且隨著時間推移，區域失衡程度越發加重。物流業增長的區域失衡可能會造成落后地區潛在的財政風險(稅收下降)，社會風險(失業率快速上升)可能進一步積累，從而陷入低水平發展的陷阱；而對先進地區而言，也可能會因過度的物流活動引發嚴重的生態環境與交通擁堵問題?；诖?，分析中國物流業增長區域失衡的內在機理，并探究其關鍵影響因素，有助于實現中國物流業區域協調發展。

圖1 物流業占比

圖2 人均物流業增加值

對于中國經濟增長區域失衡的研究，學者們主要從物質資本積累(Manuelli,2014)、外商投資與對外貿易(Alfaro et al.,2004)、城鎮化(胡鞍鋼,2003)、交通基礎設施(Donaldson et al.,2016)和人力資本(劉偉 等,2020)等多個角度展開，但鮮見最低工資標準視角的討論。與之接近的研究成果是：最低工資政策會影響城鎮家庭收入(段志民 等,2019)、地區間居民收入和福利水平存在的巨大差距是引發地區間發展能力不平衡的關鍵原因(孫志燕 等,2019)。最低工資制度是對基層勞動者權益進行有效保護的顯性法律契約，而科學制定最低工資標準對促進經濟發展、維護社會安定團結起著至關重要的作用(李后健 等,2018)。為了確保本文研究內容的聚焦，同時考慮到多數學者分析特定行業增長時常用經濟增長理論(Kapelko et al.,2016)，我們最終選擇人均物流業增加值作為物流業增長的衡量指標，從中國各省份最低工資標準的實際執行水平(簡稱為“實際強度”，下同)與最低工資標準的“最適強度”(能促進物流業高質量增長的最低工資標準理想值)的“偏離度”作為研究視角，以此探討中國物流業增長的區域失衡問題。選擇最低工資偏離度這一獨特視角的邏輯在于：物流服務具有無形性、低邊際成本和個性化屬性，從而決定其發展更為倚賴于制度安排，而最低工資制度是世界各國普遍采用的政府管制勞動力市場的重要手段。又由于最低工資制度具有“雙刃劍”特征，它不僅會正向促進企業提升經營管理水平和創新能力(Acharya et al.,2014;劉媛媛 等,2014)，刺激居民消費支出(張軍 等,2017)，還會通過企業的用工結構(張軍 等,2017;李后健 等,2018)、生產成本(馬雙 等,2016)和對外投資行為(王歡歡 等,2019)等反向作用抑制經濟發展，由此形成的“凈效應”會隨著最低工資標準的不同而變化。考慮到中國各省份的經濟發展水平、人力資源結構與生產成本均存在著區域差異性，企業接受最低工資標準的條件不盡相同，即存在一個適合每個省份最低工資的“最適強度”?；趯χ袊F實情況的考慮，經濟較為發達地區的物流業發展較好，并且，經濟特區和沿海開放城市所在省份在作為經濟“試驗田”的同時，其政府治理水平也顯示出較大的優勢(唐保慶 等,2018)，這些地區實際執行的最低工資比較接近其最適強度，即偏離度較小，而經濟相對落后地區的偏離度較大。那么，對于原本就具有物流業發展優勢的區域，其最低工資標準的實際強度接近其最適強度時，物流業發展優勢就更容易被凸顯出來，最低工資標準的正向效應顯著，從而進一步拉大與物流業發展不佳地區的差距?；诖?，本文從最低工資標準的偏離度這一獨特視角出發，以此探尋中國物流業的區域失衡之謎。具體而言，本文在理論剖析最低工資標準最適強度的形成機制及其對物流業增長區域失衡的作用機制基礎上，利用1995—2017年間中國物流業和中國各省份最低工資數據，量化分析最低工資標準的偏離度對中國物流業區域失衡的影響程度及其作用渠道。

本文的可能拓展之處在于：一是將區域經濟增長失衡問題的研究領域拓展到了物流業，研究了物流業增長區域失衡這一長期困擾中國而又缺乏深入探討的重大現實問題，并且從最低工資標準的實際強度與最適強度的偏離度這一特殊視角出發，解讀中國物流業增長的區域失衡形成機制，并展開實證檢驗；二是深入探討了最低工資標準影響物流業增長的正向傳導機制，以探尋最低工資制度推動中國物流業區域均衡發展的實現路徑。

二、物流服務業區域失衡的機理解析

(一)最低工資“最適強度”的形成機制

歸納已有研究可知，最低工資標準影響物流業增長的正向傳導機制有企業創新激勵效應、資源優化配置效應和促進消費效應等三種效應，負向傳導機制有成本上漲效應和投資擠出效應等兩種效應。

最低工資標準對物流業增長的正向傳導機制表現在如下幾個方面。首先，提高最低工資標準，從而促使在位企業通過技術創新提升勞動生產率，通過管理制度創新改善企業經營效果，加強與供應鏈合作伙伴之間的協作創新以降低交易成本，以此抵沖因最低工資標準提高造成的企業經營成本增長(Acharya et al.,2014;劉媛媛 等,2014)，否則將被市場清退。其次，最低工資標準的上漲會引起雇傭人數的減少(馬雙 等,2012)，但物流企業更傾向于減少非生產性和低技能正式職工數量，這些失去工作的勞動者或是經過培訓提升就業技能再就業，或是分流進入經濟相對不發達地區(李后健 等,2018)。與此相對應的是，最低工資標準的提升可吸引較高技能的勞動力流入，優質的人力資本便會通過創新型物流企業的甄別活動被市場配置到創新能力較強的物流企業中去。因此，這種按照比較優勢原則開展的人力資本優化配置模式，有助于經濟發達地區的物流企業獲得優質勞動力，有利于經濟相對落后地區的物流企業擁有低成本發展形成的“雙贏”機制。再次，大量企業進入或退出的動態過程本質上是一種經濟重構和資源流動重組，其動態演進也是一種效率改進的過程。已有研究表明，在正常的市場運作機制中，進入并留下的企業均為效率較高者，而那些退出企業通常效率低下，最低工資標準的提高更會加速低效率企業的快速退出，從而扮演起 “市場清理”的角色(蔣靈多 等,2017;Aaronson et al.,2017;魏下海 等,2018)。最后，最低工資標準的居民消費支出效應。提高最低工資標準可以增加就業者的工資收入，雖然有研究表明，最低工資標準提升也具有就業擠出效應，影響到勞動者的收入(馬雙 等,2012)，但考慮到在一個經濟處于向上發展階段的國家且以家庭為考察單位的情況，最低工資上漲仍然顯著地提升了家庭的收入水平，進而促進消費支出的增長(Aaronson et al.,2012;張軍 等,2017)。

最低工資標準的反向傳導渠道。首先，最低工資的上漲將直接導致企業在職者工資總支出的上漲，增加企業用工成本。但在一個完全或接近完全競爭的市場里，絕大多數企業很難通過提高價格將成本轉嫁給消費者，即便價格能夠提高也可能導致企業市場份額的縮水，進而影響盈利水平(馬雙 等,2012)。在最低工資標準提升低工資勞動者收入后，考慮到同企業內部余下的較高收入者的工作積極性，企業也同樣有提高他們工資收入的壓力，從而在低技能勞動者和高技能勞動者之間保持適當的工資差距，因此，最終結果是提高了企業整體員工工資水平(馬雙 等,2012)。其次，隨著最低工資標準的不斷提升，考慮到需要付出員工培訓費，企業會降低對人力資源培訓等人力資本投資，轉而增加物質資本的投入，以替代勞動力減少造成的影響。由于員工尤其是具備發展潛力的員工得不到有效培訓，可能使企業失去未來發展的動力(魏下海 等,2018)。再次，因為最低工資標準的提高通過經營成本影響到企業的盈利水平，不僅原本在東道國投資的外資退出并遷移至人力成本更低的國家，東道國企業同樣也希望通過對外投資行為以維持企業正常的利潤水準，最終導致本國資金大量外移，而強化最低工資制度的執行力度對上述資金外遷行為具有顯著的促進作用(Berry,2013;Haepp et al.,2016;馬雙 等,2016;郭娟娟,2018;王歡歡 等,2019)。最后，過高的最低工資標準可能會使競爭力較強的在位企業通過價格等手段擠壓競爭力較弱的企業發展，再加上潛在進入者因受到過高的最低工資要求的“威懾”而不敢進入，這可能會因競爭性不夠而產生壟斷市場，從而不利于行業部門的創新。

中國雖然于1993年以行政規章形式頒布了《企業最低工資規定》，并于1994年頒布并實施《中華人民共和國勞動法》，確立了最低工資保障制度的法律地位。但考慮到中國經濟發展整體實際水平以及各地區企業最低工資的承受能力，直至2004年《最低工資規定》才真正全面實施。近年來，隨著對勞動者權益保護力度的增強，最低工資制度越發被強化。從時間維度看，中國最低工資制度的建設與完善是一個逐步積累的過程，其執行力度也是由弱變強的。在最低工資標準較低階段，其正向傳導機制占主導地位，企業創新激勵效應、人力資本優化配置效應、市場清理效應和促進消費效應起主要作用，這些效應共同推動物流業高質量增長。只有當最低工資標準提高到超出了多數企業的承受能力后，成本上漲效應和投資擠出效應才逐漸顯現。由此可以預測，最低工資標準的“凈效應”與物流業增長之間呈現倒“U”形關系，即理論上存在“最適強度”。

(二)最低工資偏離度對物流業增長區域失衡的作用機制

由最低工資標準的“最適強度”形成機制可見，當一個國家某地區最低工資標準的實際強度與最適強度接近時，就越有利于本地區的最低工資制度對物流業增長的促進作用發揮，反之則越難。因為中國各地方政府對最低工資制度的重視程度存在差異性，且其測算方法的科學性存在不足(王蓓,2017)。相比較而言，東部地區擁有絕大多數的經濟特區和沿海開放城市，其經濟制度設計與實施的水平要高于中部和西部地區。因此，各地區最低工資標準的偏離度也同樣存在差異性。

中國東部、中部和西部地區無論在區域物流業發展的能力還是發展的機會均存在不均等。由于經濟發展具有明顯的“累積循環”效應，原本在物質資本、人力資本、創新能力、消費水平、市場環境和產業推進政策方面具有良好表現的東部地區，其最低工資標準無論在政府重視程度還是在制定科學性方面均優于中西部地區，這些優越的先決條件使中國東部地區在物流業增長上具有獨特的先天優勢。在此種先天優勢條件下，倘若東部地區的最低工資標準的實際強度與最適強度之間的偏離度越小(事實上也如此)，那么東部地區就能借助于最低工資標準這一制度進一步激發物流業的發展潛力，通過促進企業創新、人力資源優化配置、低效率企業退出和居民消費支出提升等方式推動物流業的高質量增長；同時，也能有效地抵制最低工資制度通過成本效應和擠出效應對物流業高質量增長的負向影響。由此，兩者共同促進最低工資制度“凈效應”的放大。與此相反，受自身經濟環境影響，中部和西部地區發展物流業的基礎條件(如人力資源結構、投入資本、市場開放程度和政府治理能力等)原本就比東部地區要差。如果此時中西部地區的最低工資標準的偏離度越大，其對物流業高質量增長的推動作用越弱，甚至會阻礙物流業的發展。具體而言，當最低工資標準的實際強度遠遠低于最適強度時，雖然最低工資對物流業高質量增長的成本效應和擠出效應等負向作用不存在或影響不大，但最低工資對實現物流業高質量增長的創新貢獻、資源配置優化和促進消費支出等正向影響也不明顯，即最低工資并未能真正實現物流業高質量增長的目標。當中西部地區的最低工資標準的實際強度遠遠高于最適強度時，最低工資對促進物流業高質量增長的正向作用明顯，但反向作用水平更高，最低工資的“凈效應”阻礙了物流業的高質量增長。

基于以上分析可得出如下假設：當原本就擁有物流業發展先天優勢的東部地區最低工資偏離度小于中西部地區最低工資偏離度時，東部地區的物流業增長優勢會進一步拉大與中西部地區的差距，中國物流業增長的區域失衡程度會增加；相反，中國物流業高質量增長的區域失衡程度下降時，最終可能實現物流業增長的區域均衡。

三、實證檢驗

(一)計量模型構建

為了驗證最低工資標準偏離度的形成機制及其對物流業增長的區域失衡影響機制，本文構建計量模型式(1)：

(1)

(二)變量說明與數據來源

(1)物流業增長logisticsit。以各省份“交通運輸、倉儲和郵政業”增加值除以當年本部門內就業人數進行計算。該指標所涉及的數據來源于各年份的《中國第三產業統計年鑒》，物流業在統計年鑒中對應為“交通運輸、倉儲與郵政業”。

(2)最低工資標準(MWit)。鑒于本文的最低工資標準是省份層面的數據，本文參考許和連等(2016)的做法，使用每個省份的縣區層面的最低月工資標準數據，同時也考慮到每個縣區調整最低工資標準的次數與時間并無規律的事實，本文使用加權平均法計算其某一年的最低工資標準，以此作為該省份當年的最低工資標準數據。

(3)控制變量?？刂谱兞恐饕ǎ阂皇俏镔|資本投入(Capital)和人力資本積累(hum)，物質資本投入用“交通運輸、倉儲和郵政業”的固定資產投資數額除以就業人員表示，人力資本積累則采用就業人員平均受教育年限法測算；二是政府規模(gov)，用地方政府財政支出占地區生產總值的比重表示；三是基礎設施(Infrastructure)，用人均運量占該地區總人口的比重來表示，其中運量等于貨運量與客運量之和；四是城市化水平(City)，用城市化率來代表，具體采用非農業人口占地區總人口的比重來衡量；五是人均可支配收入(Income)，人均可支配收入越高，其購買行為越活躍，從而間接帶動物流業的增長，本文運用城鎮和農村的居民家庭人均可支配收入以及城鎮和農村人口數據，通過加權平均法計算人均可支配收入；六是第一產業發展水平(Agriculture)和第二產業發展水平(Industry)，現代物流業是一個綜合性服務業，是為中國農業和工業提供原材料、半成品和零部件等物料流動的服務部門，其增長必定與其他產業部門產生聯系，本文分別采用剔除價格因素后的人均農業增加值或人均工業增加值反映中國第一產業和第二產業間的發展水平。上述控制變量所涉及的數據來源于《中國第三產業統計年鑒》、《中國人口(和就業)統計年鑒》、各省份的歷年《統計年鑒》和《新六十年統計資料匯編》。

表1為各變量的描述性統計。從標準差可以看出，各省份在物流業增長、固定資產投資、政府規模、基礎設施建設、城市化和居民可支配性收入等指標方面存在較為明顯的差距；相對而言，最低工資標準、人力資源積累與第一產業發展水平方面的差距并沒有那么大。

表1 描述性統計

(三)最低工資標準的工具變量

最低工資標準與物流業增長之間可能存在反向因果關系，即區域物流業的增長會通過提升該地區物流就業人員工資水平的方式影響最低工資標準的調整。同時，盡管控制了地區固定效應和時間固定效應，但部分變量可能同時隨地區和時間而呈非線性變化，因此式(1)可能存在遺漏變量問題。這兩類問題都有可能導致內生性。借鑒段志民等(2019)做法，本文選擇各地區平均工資的40%(wage×0.4)作為工具變量，具體做法是：先利用之前年份的行業工資和就業信息計算各省份平均工資的預測值，并將此預測值作為各省份平均工資的替代值，隨后將滯后一期預測值的40%作為工具變量。由于之前年份的工資和就業不受當下最低工資政策的影響，此工具變量完全能滿足外生性要求。由此，各省份之前年份平均工資預測值的具體計算公式為：

(2)

經測算，各省份最低工資標準與其工具變量的相關系數為0.713，且在5%水平上顯著，滿足工具變量的相關性要求。同時，本文借鑒Aghion et al.(2005)的方法，用MWit的平方項作為工具變量，用MWit的工具變量與各虛擬變量相乘作為原先各交互項的工具變量。為了增強對比性，本文實證部分將運用1995—2017年29個省份的物流業省際面板數據和1993—2017年29個省份的總體服務業省際面板數據開展檢驗(因為西藏自治區的相關數據缺失較多，故在本文中去掉；重慶市于1997年才設立為直轄市，為保持數據一致性，本文將重慶市并入四川省數據)。

(四)實證檢驗的結果與分析

(1)最低工資標準促進物流服務業增長的最適強度檢驗。檢驗物流業是否存在最低工資標準的最適強度是本文開展后續研究工作的基礎。因此，本文將中國總體服務業作為參照組展開對比分析(表2)。表2第(1)列回歸結果顯示，最低工資標準的估計系數值顯著為正。為了檢驗最低工資標準在物流業增長的區域失衡中扮演的角色，本文以東部地區為基準組，在第(1)列中添加反映中西部地區的虛擬變量(Central、West)及其與最低工資標準的交互項。中西部地區的虛擬變量及其交互項的回歸結果均顯示，中國東部地區物流業與中西部地區之間存在區域失衡現象，并且隨著最低工資制度的強化，中西部地區與東部地區的差距被進一步拉大。這與本文提出的最低工資標準是造成物流業區域失衡重要原因的假設不謀而合。表2第(4)列中的總體服務業回歸結果顯示，最低工資標準促進了服務業的增長。

表2第(2)列、第(3)列的回歸結果顯示，最低工資標準對物流業增長促進作用穩健。尤其是MW2的估計系數分別為-0.058和-0.054，且在5%水平下顯著，表明最低工資制度對物流業增長的影響呈倒“U”形特征。通過計算可得出第(2)列、第(3)列中的最低工資標準的最適強度分別是2012元和2298元，兩者平均值為2155元，即當中國物流業的最低工資標準達到2155元時，對物流業增長的促進作用達至最大。隨后我們又計算出2017年中國最低工資標準為1890元，比2155元低了足足265元(降低了約12.30%)。這說明中國物流業最低工資標準的實際強度仍然過低，需要進一步提升最低工資標準，以更好地推動物流業的增長。中國總體服務業的最低工資標準的最適強度平均值為2301元，說明物流業的增長對最低工資標準的變化更為敏感。

(2)最低工資的偏離度與物流業增長的區域失衡檢驗。在對物流業最低工資的最適強度是否存在進行驗證后，本文接下來準備借助東部地區、中部地區和西部地區三大區域的數據，對這些地區最低工資的偏離度與物流業增長的區域失衡關系進行對比。

表3中第(1)—(3)列的回歸結果顯示，不論是東部地區還是中西部地區的最低工資標準對其物流業增長的影響均呈倒“U”形關系，進一步可計算出東部地區、中部地區與西部地區三個地區的最低工資標準的最適強度值分別是2356元、2208元和2190元；對于中國總體服務業而言，相對應地區的最低工資標準的“最適強度”值分別是2491元、2285元和2118元，總體上高于物流業的最低工資標準。通過對2017年中國東中西部三個地區的物流業最低工資標準的實際強度進行計算，結果分別為2281元、1893元和1675元，這一結果均低于各自地區的最低工資標準的最適強度，說明要推進中國物流業的均衡增長，各地區均需要更科學測算最低工資標準，并由此提升最低工資標準。

表3 最低工資標準最適強度與物流業增長的區域失衡檢驗

用百分比表示全樣本及其三大地區的最低工資標準的偏離度(表4)。全樣本物流業的最低工資標準偏離度為12.92%，即實際強度比最適強度低12.92%。東部地區、中部地區和西部地區的偏離度分別為3.18%、14.26%和23.52%，表明各地區最低工資標準的實際強度均比最適強度低，且西部地區要比東部地區和西部地區偏差得更為顯著。

表4 最低工資標準“最適強度”與實際執行水平的偏離度

四、穩健性檢驗

(一)基于2004年《最低工資規定》的穩健性檢驗

考慮到中國于2004年正式實施《最低工資規定》，對最低工資標準的執行具有重要的政策意義，而本文選取的數據段為1995—2017年。因此，為了檢驗前文回歸結果的可靠性，先用雙重差分法檢驗2004年《最低工資規定》的實施是否對最低工資標準產生影響，如果影響顯著，則再檢驗最低工資的偏離度對物流業增長的區域失衡影響的穩健性。參考金岳等(2019)的研究思路，采用雙重差分得分傾向匹配(PSM-DID)方法，測量2004年《最低工資規定》實施對往后的最低工資的影響效應。為避免出現選擇性偏差，構造不同省份按《最低工資規定》要求提高本地最低工資水平的概率：

P=Pr(MW_yesj,0=1)=Φ{GDPj,t-1，AWj,t-1,Expendj,t-1，Cyclej,t-1,Provicej}

(3)

其中：MW_yesj,0=1表示各省份在《最低工資規定》頒布后確實調整了本地最低工資標準；正態累積分布函數φ(·)內的GDPj,t-1、AWj,t-1、Expendj,t-1、Cyclej,t-1和Provicej變量分別代表j省份第t-1年的人均GDP、人均工資水平、居民人均支出水平以及第t年的最低工資標準中是否含有保險、最低工資標準更新時長和所屬省份信息。運用式(3)計算的最低工資平均處理效應(ATT)，結果顯示，ATT分別在5%和10%的水平下顯著為正，充分說明中國2004年《最低工資規定》的實施確實推動了各省份最低工資標準的提升。接下來將對《最低工資規定》實施前后最低工資的偏離度對物流業增長的區域失衡影響進行區分檢驗。以2004年為分界線，進行分類回歸的結果如表5所示。

表5 2004年前后的最低工資標準與物流業增長的關系檢驗

表5回歸結果顯示，對于中國東部地區、中部地區和西部地區三個不同樣本而言，在運用2004年前和2004年后的最低工資標準指標時，MW的回歸系數值均顯著為正，而MW2的回歸系數值均顯著為負，其計量結果與前文的分析結論一致。進一步測算全樣本以及東部地區、中部地區和西部地區各自的最低工資標準的實際強度、最適強度和偏離度(表6中的基于“最低工資規定”的穩定性檢驗部分)發現：一直以來，中國物流業及總體服務業的最低工資標準的實際強度均低于最適強度，而且有逐年拉大的趨勢。綜上，中國物流業增長所需要的最低工資標準依然有待于做出科學的調整。同時，分析中國三個區域的最低工資偏離度情況可以看出，不論是2004年前還是2004年后的偏離度，東部地區的要比中部地區和西部地區都要小，中部地區要比西部地區要小，如果這種現狀不改變，將導致中國物流業增長區域失衡程度被進一步拉大。

表6 分區域分樣本最低工資標準的偏離度

表7顯示了分別運用2004年前與2004年后的最低工資標準數據進行回歸的結果。從中國總體服務業的回歸結果看，不論是《最低工資規定》實施的2004年前還是2004年之后，回歸系數值均顯著為負，表明最低工資偏離度的差異與物流業增長的區域失衡程度之間的關系并不受2004年《最低工資規定》實施的影響，且這一影響依然呈現顯著的倒“U”形特征。中國物流業的回歸結果與總體服務業類似，Ration_MW的回歸系數值同樣顯著為負，即東部地區的最低工資偏離度對本地區物流業增長的影響更顯著，從而導致三大地區間的物流業增長的失衡程度被進一步拉大。綜上所述，以《最低工資規定》實施的2004年為界線，分別對最低工資偏離度的差異影響物流服務業增長區域失衡程度進行穩健性檢驗，其結果與基準回歸結果一致。

表7 最低工資標準的偏離度與物流業增長區域失衡的檢驗

考慮到雙重差分得分傾向匹配(PSM-DID)方法并不是穩健性檢驗的最優解決方案。由此，我們借助斷點回歸(RD)模型，在不損失樣本的前提下，比較分析實驗組(2004年以后)與對照組(2004年以前)的政策效應。設計計量模型式(4)如下：

(4)

其中：treat是虛擬變量，2004年之前就執行最低工資標準制度的省份取值為1，2004年之后才執行最低工資標準制度的省份取值為0；系數β1衡量了最低工資對物流業增長的影響。其它變量與式(1)相同。

由于最低工資制度從1993年立法確立，直到2004年方才正式完全實施，這一時間非常長，各地區、各省份不可能預先判斷這一時間點，因此，2004年時間選擇具有隨機性。另外，本文對式(4)的控制變量進行連續性檢驗，結果見表8。表8結果顯示，在以八個控制變量為解釋變量的回歸中，最低工資的估計系數均未通過顯著性檢驗，表明各控制變量在邊界處均無顯著差異，不存在跳躍現象，滿足了連續性假設條件，這保證了估計的有效性。

表8 控制變量連續性檢驗的回歸結果

表9 最低工資標準與物流業增長關系的RD模型檢驗

表9中的第(1)—(4)列是利用RD方法的局部線性回歸的估計結果，依次為整體物流業和東部、中部及西部三個地區物流業的回歸結果。結果顯示，最低工資標準對物流業增長影響通過了顯著性檢驗，表明中國實施最低工資標準有利于物流產業發展，具體估計系數處于0.8～1.3之間，對物流業提升效果十分顯著。為了檢驗非參數方法得到結果的穩健性，表9中的第(5)—(8)列是式(4)的參數方法估計的結果。結果顯示，雖然RD模型的參數回歸結果與非參數回歸結果在具體數值上存在一定的差異，但其代表的經濟意義是一致的，即：最低工資標準制度的實施有利于中國物流業的增長。依據RD模型非參數回歸所得到估計系數測算全樣本以及東部地區、中部地區和西部地區各自的最低工資標準的實際強度、最適強度和偏離度，具體見表10。分別運用表10中2004年前與2004年后的最低工資標準數據檢驗最低工資標準的偏離度與物流業增長區域失衡，具體見表11。所得出的結論與基準回歸結果一致，即最低工資標準制度促進了中國物流業的發展，但在不同區域內的影響程度存在顯著的差異性。這也是導致中國物流業增長出現區域失衡的重要原因。

表10 分區域分樣本最低工資標準的偏離度

表11 最低工資標準的偏離度與物流業增長區域失衡的檢驗

(二)基于微觀上市物流公司的穩健性檢驗

接下來，本文選取物流業A股上市公司的微觀數據開展對上述研究結論的穩健性進行檢驗。研究樣本來源于“深交所”和“上交所”兩地上市的物流公司，其中深交所的“G運輸倉儲”類有32家，上交所的“G交通運輸、倉儲和郵政業”有72家，總計104家，時間跨期為2009—2018年。為了進行對比研究，本文還選取了同時間段內的A股服務業上市公司259家。

回歸結果見表5中第(7)—(9)列。表5結果顯示，最低工資標準對總體服務業增長、物流業增長的影響均顯著為正，但MW2的影響均顯示為負，可以推斷最低工資標準的實際強度小于最適強度。根據表6中“基于‘物流上市公司’的穩定性檢驗部分的數據可以看出，東部地區最低工資偏離度小于中西部地區的偏離度，東部地區的物流業上市公司增長優勢相對于中西部地區的物流上市公司被進一步擴大，從而可能導致物流業增長的區域失衡問題更加突出。表12中第(5)—(8)列的回歸結果顯示，Ration_MW的回歸系數均為顯著的負值，再次證實了東部地區相對于中西部地區的偏離度要更小，對東部地區物流業增長優先于中西部地區，更易擴大地區之間的增長失衡程度。表12中第(1)—(4)列的中國總體服務業的回歸結果雖然與物流業的結果不完全一致，但其經濟含義相似，即最低工資偏離度是導致服務業增長區域失衡的重要推手。

表12 最低工資標準的偏離度與物流業增長區域失衡的檢驗

五、進一步探討：傳導機制檢驗

本文接下來借鑒Baron et al.(1986)的依次檢驗法(Causual Steps)進行中介效應分析，以進一步探討前文所述的最低工資標準對物流業增長的作用渠道是否存在，由此構建式(5)：

ln log isticsvarit=η0+η1ln MWit+∑θjXijt+μi+γi+εit

(5)

其中，因變量log isticsvarit表示一系列物流業當期的特征變量，具體包括：(1)物流業創新水平(innovation)，分別采用物流業的研發投入資金額(R&D)與專利授權數(Patent)兩類指標代表物流產業的創新投入及其產出，以衡量物流業的創新水平；(2)資源優化配置分別用高層次人力資本比重(Humpro)和全要素生產率(Tfp)衡量，其中高層次人力資本比重采用16年受教育水平(大專及以上人員)的人數占全部就業人數的比重，因無法準確計算低效率企業退出與高效率企業的在位與進入的數據，但根據魏下海等(2018)的研究，最低工資標準會通過市場清理效應(低效率企業退出，高效率企業續存)提升全要素生產率，因此本文借用物流業的全要素生產率替代最低工資標準影響下的企業進入與退出情況，物流業的全要素生產率采用半參數OP方法計算得到；(3)人均消費支出增長率(Consume)，考慮到沒有物流業的居民消費支出數據，本文采用總體服務業的居民人均消費支出的同比增長率替代物流業的人均消費支出變化情況。其他變量與式(1)中相同。估計結果如表13所示，模型中使用的物流業當期特征變量均采用一階滯后項。

表13 最低工資標準對物流業增長的作用機制檢驗：中介效應(1)

表13中的第(1)—(2)列的估算結果顯示，最低工資標準(MW)的上調顯著地促進了研發投入資金額(R&D)的增加，專利授權數(Patent)雖然回歸系數顯示為正，但不顯著。可能的情況是：企業雖然投入了大量的研發資金用于創新，但因創新風險過高、創新效率較低或是創新周期過長影響到了創新成果的產出，所以最低工資標準提升后會刺激企業投入研發經費提升創新水平，但創新成果并不是特別理想。第(3)—(4)列的回歸結果顯示,最低工資標準顯著地促進了企業用工質量的改善，即減少了低技能的員工，留下或錄用了高技能的員工，雖然最低標準與物流業全要素生產率回歸系數值為正，但因沒有通過顯著性檢驗，相對于最低工資標準通過快速地調整用工質量，生產率的改變可能具有延遲性。第(5)列是最低工資標準對居民消費支出影響的估算結果，雖然相對于其他特征變量而言，回歸系數并不算大，但也通過了顯著性檢驗，這表明最低工資標準的上調會通過增加勞動者工資收入方式促進其消費支出增加。這一研究結論與Aaronson et al.(2012)和張軍等(2017)的研究結論是一致的。

表14是剔除沒有通過顯著性檢驗的專利授權數和全要素生產率兩項特征變量后，而基于區域視角，利用式(5)檢驗最低工資標準與物流業各特征變量關系的空間異質性。結果顯示，在人力資源優化力度方面，西部地區要比中部地區和東部地區都大，這可能與中國東部地區和中部地區原本的人力資源配置已經較好有關，從而導致調整余地比西部地區更少，這也可以從研發投入(R&D)與最低工資標準的回歸系數得到佐證。正是考慮到調整勞動力的不易，東部地區和中部地區的物流業更多地從創新入手，利用更多技術手段提升效率，以應對工資成本上漲造成的企業經營困境，也因此可以解釋人均工資水平與最低工資標準之間的回歸系數較小的原因。最低工資標準對居民消費支出的影響，東部地區要比中部地區顯著，但在西部地區沒有通過顯著性檢驗?？赡艿脑蚴牵何鞑康貐^居民收入原本就不算高，即便提高了工資標準后的收入，也主要用于日常生活中的必需支出，其“提振效果”并沒有東中部高收入地區明顯。

表14 最低工資標準對物流業增長的影響機制檢驗：中介效應(2)

接下來構建式(6)估算物流業特征變量(R&D、Humpro和Consume)對物流業增長的影響程度，進而測量出物流特征變量在最低工資標準與物流業增長之間的中介效應：

(6)

表15 最低工資標準對物流業增長的影響機制檢驗：中介效應(3)

六、研究結論與政策啟示

本文從最低工資標準偏離度視角出發，研究物流業區域失衡的形成機制，并借助于中國物流業省際面板數據和上市公司微觀數據進行經驗研究，得出如下穩健的研究結論：最低工資標準有力地推動了中國物流業的高質量增長。在中國以推動服務業尤其是現代綜合性物流業發展過程中，除了需要花大力氣爭取人力資本、物質資本等有形資本投入外，政府還需要做好以最低工資標準為代表的制度建設。研究還發現，最低工資標準對物流業增長的影響先揚后抑，即呈現倒“U”形影響，結合中國各省份最低工資實際強度的測算發現，不論是中國全國還是東中西部地區，最低工資實際強度還未到達最適強度，仍處于正向傳導效應大于負向傳導效應階段。因此，各地政府應當根據本地的經濟發展現狀進一步提高最低工資標準，以加強其對物流業增長的促進作用。同時還發現，東中西部各區域最低工資偏離度的差異是拉大各區域間物流業增長失衡的重要因素。

本文還對最低工資標準影響物流業增長的區域失衡作用機制進行了檢驗。研究發現，最低工資制度會通過增加研發投入、增加高技能員工的比重、促進人均消費支出等正向傳導機制促進物流業的增長，當然，這一影響程度在不同區域存在差異性，正是這種區域間的影響差異性才造成了中國物流業增長存在區域失衡。因此，最低工資制度為中國處理物流業乃至服務業在區域內高質量增長及區域間的均衡發展提供了政策思路，即政府在完善最低工資標準制度時，不僅需要考慮各省份的宏觀經濟發展環境上的差異，還需權衡其對創新投入與產出、就業結構變化、居民消費支出變化、企業用工結構以及吸引外資等方面帶來的影響。

基于本文研究結論，這對我們的政策啟示是：(1)從物流企業角度，企業在暫時調整用工結構以緩沖經營成本上漲的不利后果后，還應該通過創新方式實現企業轉型升級，根據市場的變化調整服務品結構，當然，在創新過程中不僅要考慮投資數額，還要重視創新過程的效率與效果。(2)從政府管理角度。最低工資標準是由政府制定并強制實施的，這一制度在保障勞動者權益的同時，也使部分企業經營負擔不斷加重。另外，根據本文物流業與總體服務業的對比分析可知，最低工資標準的最適強度在不同行業、地區間具有差異性。因此，若要建立相對平衡的最低工資制度，需要在甄別性地測算行業勞動成本的基礎上，采用科學方法制定最低工資標準，強化最低工資制度實施的行業精準性，以此提高制度執行力。在使最低工資制度真正保障勞動者利益促進消費支出的同時，尚需要平衡勞資雙方的利益分配，以實現工資增長與生產就業的協調。