2最低工资标准影响出口产品质量研究许和连湖南大学

.国际贸易与劳动力市场最低工资标准影响出口产品质量研究王海成 许和连*内容提要 提升出口产品质量和完善最低工资制度都是当前经济学研究的热点问题。基于手工查找的20052010年全国2855个各县区最低工资标准数据、中国工业企业和海关贸易数据库的匹配数据，本文就最低工资标准对出口产品质量的影响进行了实证研究。研究结果表明，最低工资标准显著抑制了企业出口产品质量提升；此外，本文还发现这一影响存在行业、地区和企业所有制上的差异，劳动要素密集度越高，抑制作用越大；对于中部地区抑制作用大于东部，对于西部地区的影响则不显著；对于国有企业的抑制作用大于非国有企业。本文的结论对于完善最低工资制度和提升出口产品质量以培育外贸竞争新优势有着重要启示。关 键 词 最低工资标准 出口产品质量The Effect of Minimum Wage Standard on the Export Product QualtiyAbstract: Both the upgrading the export product quality and improvement of minimum wage system are hot topic in economic research. Based on the matching data consisted of the minimum wage standard data by manual search from 2005 to 2010, Chinas industrial enterprises and customs trade databse, from the quality perspective, this paper has a empirical analysis about the effect of minimum wage standard on the qualtiy of export product, the results shows that: minimum wage increase has a inhibitory effect on the quality of export product. In addition, this paper also finds that the effect of minimum wage increase on export product quality has differences in industries, regions and corporate ownership, the higher the industrys labor factors intensity, the more inhibitory effect; the inhibitory effect on central regions is much bigger than eastern regions, and western region is not significant; the inhibitory effect on state-owned enterprises is greater significantly than non-state-owned enterprises. Our study has impotant implications for the improvement of minimum wage system and the upgrading the export product quality to foster new export competitiveness.Key words: Minimum Wage Standard; Export Products QualityJEL：F16, J31*许和连：湖南大学经济与贸易学院 410079 电子邮箱：；王海成，湖南大学经济与贸易学院 410079 电子邮箱： 联系电话地址：湖南省长沙市湖南大学北校区经济与贸易学院。邮编：410079。本文得到国家自然科学基金项目（41371134）、教育部博士点基金（20110161110028）、国家社科基金项目（14BJY013）、福建省软科学计划项目（2015R0055）的资助。此外，作者感谢2015年全国高校国际贸易学科协作组青年论坛上与会者的宝贵建议。作者感谢两位匿名审稿人的宝贵建议。当然，文责自负。24最低工资标准影响出口产品质量研究内容提要 提升出口产品质量和完善最低工资制度都是当前经济学研究的热点问题。基于手工查找的20052010年全国2855个各县区最低工资标准数据、中国工业企业和海关贸易数据库的匹配数据，本文就最低工资标准对出口产品质量的影响进行了实证研究。研究结果表明，最低工资标准显著抑制了企业出口产品质量提升；此外，本文还发现这一影响存在行业、地区和企业所有制上的差异，劳动要素密集度越高，抑制作用越大；对于中部地区抑制作用大于东部，对于西部地区的影响则不显著；对于国有企业的抑制作用大于非国有企业。本文的结论对于完善最低工资制度和提升出口产品质量以培育外贸竞争新优势有着重要启示。关 键 词 最低工资标准 出口产品质量一 引言产品质量是企业的生命,是企业走向国际市场的通行证,是国家外贸竞争力的关键要素。一个国家如果不能有效提高出口产品质量，甚至落入“低质量陷阱”，其国际市场份额不仅无法扩大，还将日趋萎缩，终将使得整个经济社会的发展失去增长动力（支树平，2013）。改革开放以来，中国逐渐摒弃了以优先发展重工业为目标的赶超战略，转而发挥劳动力的质量和价格上体现出来的资源比较优势，参与国际分工与国际竞争，一定程度上改善了中国的资源配置效率（蔡昉，2013），使中国从世界最为内向的经济体之一跃升出口大国。然而，与世界贸易强国相比，我国制造业整体长期处于国际分工和全球产业链条的低端，部分企业使用低价策略，甚至以牺牲质量为代价参与国际竞争，致使我国产品因质量问题频遭国外召回和媒体炒作，严重损害了“中国制造”的国际形象。当前我国经济发展条件出现新的变化，提升出口产品质量，是增强国际竞争力的有效手段，也是坚持以提高经济发展质量和效益为中心，适应和引领新常态、促进经济平稳健康发展的内在要求。另一方面，在以人为本、构建和谐劳动关系的大背景下，最低工资标准的调整幅度、执行力度都在不断加大。1994年，我国在中华人民共和国劳动法中首次确立了最低工资制度的法律地位，实施之初的1995年全国仅约有130个城市采用该政策。2004年3月，劳动和社会保障部颁布的最低工资规定开始实行，最低工资扩展到全国，并规定“最低工资标准每两年至少调整一次”。当前，随着人口结构的变化，我国新进入劳动年龄人口数量延续下降势头，农村转移就业劳动力增量逐步减少；新生代劳动者大量进入劳动力市场，劳动者的权利意识和平等意识增强，不仅更加关注法定权益的实现，而且要求增加工资和改善劳动条件、共享发展成果的愿望更加强烈（尹蔚民，2015）。劳动力市场出现的这些明显变化，将在很大程度上改变劳动关系双方力量的平衡，最终很可能会推动最低工资标准不断上调。那么，这就引出一个非常重要的问题，除了“维护劳动者取得劳动报酬的合法权益，保障劳动者个人及其家庭成员的基本生活”，已经实施10多年的最低工资规定是否会提升企业的出口产品质量产生影响呢？目前关于最低工资对企业的经济影响存在较多的争论（Draca等，2011），一些观点认为最低工资标准将会增加企业用工成本，使得利润减少，最终倒逼出口企业转型升级、提升产品质量，但这样的观点大都是基于对某一企业或者是某一产业的观察，没有一个较为科学的研究证据来支持自己的判断。如果提高最低工资标准可以提升出口产质量进而有助于培育外贸竞争新优势，则可以坚定各级政府提高最低工资标准的决心和信心；相反，如果最低工资标准的不断上调在使企业出口下降的同时（孙楚仁等，2013a），产品质量也随之下降，出口企业在国际市场竞争中将会面临着更为不利的境地，那么公共政策则应该在劳资双方利益中间寻找一个平衡点，以尽减少最低工资标准上调带来的不利影响。与本文研究主题最为接近的是以下三篇文献，马双（2011）利用19982007年中国工业企业数据，研究发现最低工资的上涨显著降低了企业出口的可能性，最低工资每上涨1%，企业出口的可能性将下降0.11%，企业的出口额显著下降0.151%；孙楚仁等（2013a）构建了一个包含企业异质性和最低工资在内的两国、两要素贸易模型，发现最低工资对企业出口可能性和出口额均有显著的负向影响，并利用中国工业企业数据库进行了实证研究；孙楚仁等（2013b）考虑了最低工资上涨带来的正向效应，发现最低工资对企业出口行为的影响呈现倒“U”形，并且这种影响随企业生产率的不同而不同，企业生产率越高最低工资对其影响越小。这些研究无疑在很大程度上帮助我们加深对最低工资与出口产品质量升级关系的理解。但是，从目前的文献看，还没有文献专门就最低工资与企业出口产品质量的关系进行深入研究。本文的贡献可能体现在以下四个方面：一是在最低工资标准数据的精确度方面做了较大的努力，不同于国内既有研究使用市级层面的最低工资标准数据，我们手工查找了20052010年2855个县区层面的数据，形成了本文独有的、更为细化的数据库，这一做法也为以后最低工资方面的有关研究提供了更为微观的思路；二是本文基于中国海关的大样本微观数据，首次使用出口企业所在城市到最近大港口的距离作为产品价格的工具变量，对20002011年共计12年时间里中国出口产品质量进行了尽可能准确地测算，为本文的后续研究奠定了坚实的实证基础；三是本文基于出口产品质量这一新视角，就最低工资标准对出口产品质量的影响进行了评估，首次在经验上证实了最低工资标准对出口产品质量产生的抑制作用；四是本文从行业、企业所有制类型和地区三个方面进行了分样本估计，这对于构建适合中国国情的最低工资制度及提升出口产品质量以培育外贸竞争新优势具有重要启示。全文余下部分结构安排如下：第二部分为影响机制分析；第三部分为研究设计与数据来源；第四部分为实证结果；最后是结论、政策建议与进一步讨论。二 最低工资影响企业出口产品质量的机制分析本文在梳理以往相关文献的基础上，总结得出最低工资标准主要通过以下四种机制影响出口产品质量：（一）最低工资标准通过“成本效应”影响降低出口产品质量成本效应指的是高于市场均衡工资水平的最低工资水平的提高会导致经济中劳动力成本增加。劳动力成本的增加，一方面影响企业的人力资本水平，首先将迫使企业解雇部分低技能员工（Acemoglu和Pischke，2003）。Bell（1997）实证研究发现，最低工资使得哥伦比亚2%12%的低技能员工失去工作岗位。虽然低技能员工无法满足高质量产品生产对劳动者需要，但低技能员工可以和高技能员工进行有效互补，对于高质量产品的生产也不可或缺（Verhoogen，2008）。已有研究也表明，技能和教育背景的多样性会在员工之间产生知识溢出和技能互补，进而会提高企业绩效（Lazear，1999），Parrotta等（2014）基于丹麦雇主员工匹配数据的实证研究发现，员工技能和学历背景多样性通过提高企业全要素生产率进而改进企业绩效。其次，在现金流约束较强的情况下，用工成本的上升也可能导致企业减少高技能员工的雇佣数量，原因在于最低工资标准提升还会对工资水平原本就高于最低工资的就业人员工资产生溢出效应，贾朋和张世伟（2013）发现最低工资标准的提升对男性和女性的溢出效应分别达到最低工资的1.50倍和1.25倍。另一方面，由于产品的生产需要同时使用多种要素并保持一定比例，劳动力成本的提高将导致资本和其他要素成本提高，进而使得企业生产成本出现增加（孙楚仁等，2013b），在不能为生产提供足够要素的情况下企业的出口产品质量将受到影响。因此，我们可以得出：最低工资标准的可能会通过成本效应减少低技能员工甚至是高技能员工的雇佣数量以及拉高其他生产要素价格，进而降低出口产品质量。显然，成本效应受到若干因素的影响：一是企业的员工构成，如果企业高技能员工较多，最低工资标准带来的影响就相对较小，反之则较大；二是劳动力市场灵活性，一个地区的劳动力市场规制越是灵活，企业解雇低技能劳动者的成本越低，而越是追求安全性的劳动市场管制，企业解雇低技能劳动者的成本越高；三是劳动要素同其他要素的互补性，互补性越强，其他要素成本提高的幅度越大。（二）最低工资标准通过“要素替代效应”提高出口产品质量Hicks（1932）最早论述了工资上涨产生的“要素替代效应”。最低工资标准上调直接表现为劳动要素相对价格的上升，边际技术替代率的变化使企业倾向于用资本和技术替代劳动。黄先海和徐圣（2009）计算了中国19902006年劳动密集型和资本密集型部门的劳动边际产出弹性，发现除个别年份外两类部门各年均发生了劳动节约型技术进步。同时，劳动成本上涨促使企业加大研发投入，增加创新，张晶等（2014）通过使用20022006年民营企业调查数据实证检验了最低工资标准变化对民营企业创新行为的影响，发现最低工资标准的提高促进了民营企业的研发意愿、自我研发产品数量和新产品数量。而实证研究表明资本投入和研发投入（Kugler和Verhoogen，2012）是影响出口产品质量的重要因素。因此，最低工资标准提高会通过“要素替代效应”提高出口产品质量。然而，技术和资本对劳动要素的替代程度取决于若干其他因素，一是技术和资本要素本身的供给弹性，不同产品和行业所使用的技术和资本要素存在差异，其他条件一致的情况下，技术和资本的供给弹性越大，其对劳动的替代率越强；二是产品和行业特征，在给定资本水平的条件下，不同产品等产量曲线间的差异导致企业技术与劳动要素的替代弹性不同；三是资金约束，资金替代劳动的过程也是企业资产规模的过程，无论是通过内源性融资还是外源性融资，资金约束更小的企业能够以更低的价格享有资金租金成本，从而更容易通过资金和技术对劳动进行替代。（三）最低工资标准通过“人力资本投资效应”影响出口产品质量对于人力资本投资效应，Becker（1964）的理论模型认为，企业提供在职培训（on-the-training）的前提条件是员工接受工资的相应扣减，最低工资的提高则会降低企业提供在职培训的激励，从而减少在职培训。然而，如果低技能劳动力市场并非完全竞争，那么企业将为员工支付通用性培训的费用（Acemoglu和Pischke，1999），劳动力市场上的垄断特征将会压缩员工的人力资本回报，使得企业占有部分剩余。由于可以进一步压缩工资，最低工资的提高将会有助于提高员工在职培训。Acemoglu和Pischke（2003）的实证研究表明最低工资倾向于增加员工在职培训的机会，但影响系数不显著，作者的解释是最低工资可能通过两方面的途径影响培训：随着最低工资的提高，一方面企业对高技术工人的培训力度会加大；另一方面，则会减少低技能员工的雇佣数量，从而减少培训。Neumark和Waschear（2008）也得出了与之较为一致的结论。劳动技能水平是决定产品质量的关键因素，高技能劳动者与低技能劳动者之间并非替代关系，在高质量产品的生产过程若干低技能劳动者远抵不上一个高技能劳动者所起的作用（Verhoogen，2008）。Steedman和Wagner（1987）、Mason等（1996）通过实地调查和案例分析，发现一国产品质量能否在国际竞争中获胜，很大程度上取决于是否使用技术先进的机器以及使用这些机器的劳动者的技能。因此，我们认为最低工资标准提升会通过“人力资本投资效应”影响到企业的整体的技能水平进而影响出口产品质量。无疑，这一影响渠道会受到多方面因素的影响：一是不同技能水平员工的构成，企业高技能水平员工越多，企业增加的培训可能就越多；二是企业对员工技能水平的要求，不同企业和岗位对员工技能水平存在差异，如来料加工贸易只是需要按照外商的要求进行加工装配，所需要的技能水平不高，自然对员工的培训需求较少；三是企业面临的资金约束。面对用工成本上涨，企业在财务压力加大情况下对员工进行培训需要较好的财务实力进行支撑。（四）最低工资标准通过“效率工资效应”影响出口产品质量效率工资理论认为工资并不全都是由劳动力市场上的供需决定的，为了激励员提高生产效率，雇主通常会支付给员工高于市场均衡水平的工资。总的来看，从效率工资理论出发，可以从以下三个方面影响出口产品质量：一是从怠工模型（shirking model）看，工资水平的提高使员工有更强烈的动机努力工作，而偷懒、欺骗等行为的动机则相对减小，因而具有激励和约束双重作用；二是从劳动力流动模型（labor turnover model）出发，最低工资标准的提高降低了员工的辞职动机，留住高质量的员工，使得员工的生产经验可以不断累积；三是从逆向选择模型（adverse selection model）出发，工资水平的提高将吸引更多高级技能劳动者的进入，这些都有助于提升产品质量。然而，效率工资效应会受到多方面因素的影响：一是对于怠工模型，不同类型企业监督成本存在很大差异，对于知识型企业，员工的努力程度通常难以监督，员工怠工的可能性也更大，效率工资对于解决这一类员工的监督问题有一定意义；二是对于逆向选择模型，能否吸引到高技能的劳动者一定程度上取决于该地区是否要足够的高技能的劳动力以及本企业项对于其他企业提供的工资水平。此外，以上所有机制还受到一个共同因素的影响：最低工资标准的执行力度。都阳和王美艳（2008）利用上海、武汉等五个城市的数据，发现有84.4%和21.1%的农民工工资高于当地的月最低和小时最低工资标准。如果最低工资制度没有被很好地执行下去，那么以上四种机制都可能会改变原来的影响力度。总之，最低工资标准可以从多个路径对出口产品质量产生影响，既有正向也有负向，而这些路径又受到企业资金约束、员工技能构成以及企业产品特征、地区劳动力市场规制程度、最低工资执行力度等多方面的因素影响，因而也很难从总体上判断到底是正向还是负向起主要作用。基于此，本文接下来将通过构建计量模型，实证检验最低工资标准对出口产品质量的影响。三 研究设计与数据来源（一）计量模型的设定依据研究目标，我们将本文基本计量模型设定为：lnqualityidt=+1lnmwidt+D+p+t+idt （1）其中，i表示企业，d表示企业所在县区，t表示年份。lnqualityidt为企业出口产品质量，具体的测算方法及细节见下节。lnmwidt为企业所在县区最低工资标准，对于最低工资标准数据的选取，需要考虑以下三个方面：一是我们使用月最低工资标准，根据最低工资标准规定，“最低工资标准一般采取月最低工资标准和小时最低工资标准的形式”。从我们数据查找的情况来看，大多数县区都使用月最低工资标准，这可能与中国习惯使用的工资支付时间有关。二是使用县区层面的最低工资标准数据。部分省份制定的最低工资标准并不是按照城市进行划分，如江苏省对于最低工资标准按照地区分为三类，2010年2月份后一、二、三类地区分别为960元、790元和670元。这就可能导致同一城市不同县区最低工资标准存在差异。三是最低工资标准调整间隔并无规律，而一年中进行调整的时间也并无明确规定，我们使用加权平均法来进行计算。同样以江苏为例，2010年一类地区的最低工资标准自2月份开始从850元上调至960元，那么一类地区的全年最低工资标准为（8501+96011）/12950.83元。图1 中国各县区最低工资标准的核密度动态演进（20052010年）图1描绘了20052010年最低工资标准的核密度动态演进，可以看出：核密度曲线表现为右偏尖峰分布，即最低工资标准处于较低水平的核密度函数值较大，较高水平的核密度函数值较小，这说明最低工资标准处于较低水平的县区比重较大，较高水平的县区比重较小；最低工作标准的核密度曲线不断向右移动，这说明我国各个县区最低工资水平都有了一定程度的提高；受金融危机影响，部分企业特别是劳动密集型中小企业生产经营困难，就业形势严峻，人力资源社会保障部2008年11月发出通知，暂缓调整企业最低工资标准，在这样的政策指导下2009年1836个县区最低工资标准没有上调，占全部县区的64%。2010年核密度曲线向右大幅移动，最低工资呈现补偿性上涨。控制变量集D中包含以下变量：研发投入（lneff）。反映企业创新能力的指标通常有两类，一是创新投入，包括研发投入和研发人员数；二是创新产出，包括企业专利申请数量和新产品产值，然而这些数据在20052010年中国工业企业数据库中的统计都不完整 如中国工业企业数据库中没有统计2008、2009年的研究开发费用，2009年新产品产值统计数据全都为0。，删除任何一个年份的数据都将出现信息的大量浪费。Kugler和Verhoogen（2012）使用行业研发或广告投入密度作为企业研发投入的代理变量 这一方法已经得到了较为普遍地运用，参见Cohen和Klepper（1992）、Antrs（2003）。，给我们提供了新的思路，具体的计算方法为：行业研发密度=行业研发投入/行业总产值，取自然对数。融资约束（finance）。本文使用应收账款占总资产比例作为融资约束的代理变量，某一企业在给予其他企业商业信用的过程中并非是一种完全自愿的行为，会显著降低企业的融资能力（Cunningham，2004），在资本市场还不够健全和完善的情况下，商业信用某种意义上讲是容易获得贷款的企业为难以获得贷款的企业融资（Cull等，2009）。企业规模（size）。在新贸易理论框架下，企业自身规模具有明显的成本优势。企业规模越大，其资金可能越充足、人力资源越丰富、技术更为先进，进而在品牌建设与维护、产品质量升级等方面具有更大的优势。本文中我们使用企业职工人数来衡量企业的规模，除了指标的可得性原因外，职工人数相比其他指标可以减少统计过程中的误差，这有助于增加回归结果的准确性（Kugler和Verhoogen，2012），取自然对数。企业存续年限（age）。一方面，在考虑员工长久雇佣的情况下，企业存续的年限越长，员工工作经验可能越丰富，对本企业的产品的优缺点更为熟悉，对于如何改进产品质量也更为了解（Bernini等，2013）；另一方面，企业存续年限越长，生产设备等硬件设施可能会出现老化情况，一些老企业特别是一些国有企业会具有一些历史遗留债务或老职工安置问题，这些在一定程度上可能会降低企业提升产品质量的能力。本文用当年年份与企业成立年份之差来衡量企业存续年限。企业全要素生产率（tfp）。全要素生产率作为一个反映企业技术进步、物质生产的知识水平、管理技能、制度环境以及计算误差等因素的指标，无疑有助于提高产品质量。囿于数据限制，我们使用Head和Ries（2003）提出的近似全要素生产率（approximate TFP）的估计方法。该方法计算简便，同时也具备参数估计法的优点，估计方程为TFP=lnYL-slnKL，其中，Y为工业增加值，L为年均从业人员数，K为固定资产规模，s为生产函数中资本的贡献度。由于数据库中并未提供2008年和2009年的工业增加值信息，我们借鉴张会清和唐海燕（2012）的做法，Y以企业的工业总产值近似替代，借鉴Hall和Jones（1999）、李春顶（2010）的处理办法将s设定为1/3。竞争程度（HHI）。采用赫芬达尔指数作为测量指标。具体由某特定市场上所有企业的市场份额的平方和表示：HHI=i=1NXiX2。其中，N表示三位产业内的企业数量，Xi表示第i个企业的规模，X表示市场总规模，本文选取出口值作为市场规模。HHI越小，说明出口市场被多个竞争性企业分割，竞争程度高；反之，说明市场集中程度较高，竞争程度低。贸易类型（trade）。本文将出口企业划分三类：（1）一般贸易类型企业（general），即企业仅从事一般贸易方式的出口；（2）加工贸易类型企业（process），即企业仅从事加工贸易方式的出口；（3）混合类型企业（mixed），即企业既有一般贸易方式也有加工贸易方式的出口。三种类型企业分别为“01”虚拟变量，为相应类型则赋值为1，否则为0。企业所有制类型（ownership）。企业所有制类型按照企业实收资本所占比重（50）进行区分，包括国有资本（state）、集体资本（collective）、独立法人资本（legal）、私人所有资本（private）、港澳台资本（HMT）和外商资本（foreign）六种。我们在整理中国工业企业数据库的过程中发现，部分企业实收资本的主要来源经常在港澳台资本和外商资本之间变动，我们认为出现这种情况的主要原因并不是资金的实际来源发生了变化，而是由于企业在上报过程中没有很好地区分港澳台资金和其他外资的区别而产生的误报，因此我们将港澳台资金和外商资金合并为外商资本以尽可能地减少误差。此外，在式（1）中加入了省份（p）、年份（t）等虚拟变量，以控制未观察到的固定效应因素，idt为随机扰动项。（二）出口产品质量的测算1.企业出口产品质量测算方法国际标准化组织（ISO）2005年颁布的ISO9000：2005质量管理体系基础和术语中将质量定义为一组固有特性满足要求的程度，产品质量通常包括耐用性、兼容性、配套服务以及使用灵活性等特征。显然，分别对这些属性进行测度对于使用成千上万种产品的实证研究来说具有极大困难。一支文献使用单位价值量作为产品质量的代理变量（Schott，2004；Hallak，2006；Kugler和Verhoogen，2012），单位价值量通过出口值除以出口数量来获得，相当于平均出口价格，这一做法潜在的假设是单位价值量主要取决于产品质量。虽然这一方法较为简便，但是在理论和实践上都存在诸多缺陷，一是单位价值量可能受到非质量因素的影响，如企业生产成本较低或者是企业采用的低价竞争策略；二是在计量上可能存在混杂问题和测量误差问题（Liao，2011）。Berry（1994）认为可以在对产品价格进行控制后，通过需求函数来测算产品质量。这一方法目前得到了非常广泛地应用（Hallak和Schott，2011；Amiti和Khandelwal，2013；Luong等，2014；施炳展和邵文波，2014；施炳展，2013）。首先，假设消费者效用函数如下：U=i=1Ngtimtg1gqimtgg-1ggg-1 （2）其中，imtg为企业i在t年对m国出口产品g的质量，qimtg为产品g的数量，g为产品种类间的替代弹性，对应的需求函数如下：qimtg=imtg(pimtg/Pmtg)-g(Emtg/Pmtg) （3）Pmtg为进口国的价格指数，Emtg为市场规模。对（2）式进行整理后得出计量回归方程式：lnqimtg=imtg-glnpimtg+imtg （4）其中，imtg=lnEmtg+(g-1) lnPmtg，我们借鉴施炳展（2013）的做法将其设为进口国年份虚拟变量，可以控制进口距离等仅随进口国变化的变量，汇率等随时间变化的变量，以及国内生产总值等随时间和进口国变化的变量。imtg=lnimtg即可以用来测度企业i在t年对于m国出口产品g的质量，作为残差项处理。同时，借鉴施炳展和邵文波（2014）的做法，加入国内市场需求规模控制企业生产的水平种类产品。对于（4）式的估计，我们遇到如下问题：产品价格lnpimtg同产品质量相关，这就导致我们的测算可能是向上有偏的，因此需要寻找合适的工具变量来解决这一内生性问题。Harrigan和Deng（2010）研究发现，运输距离同出口单位价值量之间存在稳健的正向关系。Khandelwal（2010）选取运输成本作为产品价格的工具变量，然而中国海关进出口数据中并未涉及到任何运输成本的信息，Luong等（2014）认为运输成本是影响产品出口价格的一个重要因素，运输距离越远，产品价格可能就越高，为此选取出口企业所在省份是否有港口作为运输成本的代理变量。我们借鉴该文的思路，在使用出口企业所在城市到最近大港口 对于最大港口的选取，我们重点考虑了港口的规模和港口的地理分布，主要选取以下八个港口：上海港、天津港、大连港、广州港、青岛港、宁波港、秦皇岛港。如果出口企业所在省份有大港口，我们将其距离设为0。的距离表示运输成本，将其作为产品价格的工具变量进行2sls估计。对于距离的度量，由于数据可得性的限制，本文借鉴陆铭和向宽虎（2011）的做法，采用直线距离 对于直线距离的测度来自Google地图。在考虑模型的内生性之后，我们对（4）式进行回归，然后通过下式定义产品质量quaimtg：quaimtg=imtg （5）为了获得企业总体层面的质量，我们需要将不同产品的质量加总到企业层面，但不同产品的质量加总经济学意义不明显，为此我们对（5）式进行标准化处理，从可以获得每个企业在每个年度对于每一HS分类产品的标准化质量指标quaimt_sg，即（5）式：quaimt_sg=(quaimtg-minquaimtg)/(maxquaimtg-minquaimtg) （6）maxquaimtg、minquaimtg分别为针对某一产品h，在所有年度、所有企业、所有进口国层面上求出的产品质量最大值和最小值。quaimt_sg位于01之间，而且没有单位，可以在不同层面加总，从而进行跨期、跨截面的各种比较分析。整体指标如（7）式：quality=g=1nvimtgvtquaimt_sg （7）式中quality代表企业出口产品整体质量，为企业i在t年的出口总值，vimtg为某一类产品g在年对m的出口价值量。在此，需要说明的是本文之所以并未使用产品层面的出口质量，主要是基于以下几个方面的考虑：一是本文中我们使用到企业层面的年度数据，如果使用产品层面质量数据，在没有引入新信息的情况下观测值数量的扩大使得标准误差变小（Manova和Zhang，2012）；二是月度数据相比年度数据，可能存在更大的异常值问题；三是我们主要分析企业间的出口质量差异，而并非重点关注企业的出口动态变化。我们借鉴施炳展和邵文波（2014）的方法，对于海关进出口数据进行了筛选。筛选后的样本量占总出口样本量的38%，占制造业总体出口样本量的52.6%，具有较好的代表性。借鉴Crin和Ogliari（2014）、Schott（2008）的做法，按照hs六分位数将所有样本分为5010类产品分别进行回归 编码之间的转换标准文件来自世界银行，参见/product_concordance.html。2.中国企业出口产品质量总体变化趋势及解释图1给出了20002011年中国出口产品质量的变化趋势，可以发现：（1）中国企业出口产品质量在20002011年总体呈上升趋势；（2）整个区间呈现出两个明显的“U”形变化，其中第二个“U”形（20072011年）底部高于第一个“U”形（20002007年）底部。接下来，我们就两个“U”形进行简要分析。对于第一个“U”形（20002007年），自2000年开始，企业出口产品质量开始下降，2003年下降至0.605，成为最低点，之后开始逐渐上升，出现这一变化的可能原因在于中国加入WTO后，进入世界市场的门槛条件降低，大批低产品质量企业进入出口市场，使得企业出口产品质量总体出现下降，然而，这些企业自身能力有限，难以在国外市场立足，很快又退出国际市场，保留下来的则是经得住考验、获得较多锻炼的高质量企业，总体的出口产品质量随之上升（张杰等，2014）。对于第二个“U”形（20072011年），2008年企业出口产品质量开始下降，2009年成为最低点，可以从以下三个方面进行解释 这一时期发生的国际金融危机使我国出口遭受巨大打击，我国2009年的总出口额相对2008年下降了16%（陈波和荆然）。：一是受金融危机影响，企业产品市场和融资市场都面临着外部冲击，出现盈利下降和现金流短缺（马永强和孟子平，2009），使得企业在提升产品质量面前显得力不从心；二是金融危机使得主要进口国家经济发展缓慢、居民收入下降，对于高质量产品的需求减少；三是一些短视的企业为了扩大销路，不惜投身价格战，放松质量和工艺管理、降低原材料质量标准为手段，这些都可能使得企业产品质量出现大幅下降。企业出口产品质量在20102011年进一步提升，这可能既与外部需求形势好转有关，也可能是一些低质量企业无法经受金融危机的冲击而被淘汰，出口产品质量总体得到提升。图1 中国企业出口产品质量变化趋势（20002011年）（三）数据来源与变量描述性统计1.数据来源本文使用到的数据有三个来源：一是20052010年的中国工业企业数据库 该数据库虽然样本量较大，但较为粗糙，部分数据存在错误遗漏、统计口径误差、数值错误等问题，我们借鉴文献通行的做法对数据进行了处理本文对样本进行了如下筛选：原始指标包括“研发投入”、“新产品产值”、“资产总计”、“负债总计”、“流动资产”、“流动负债”、“销售收入”的选择标准为其指标值大于零。原始指标“出口交货值”、“利息支出”、“无形资产”、“长期负债”的选择标准为指标值大于等于零；“从业人员平均人数”的选择标准为不少于10人，“企业成立年份”的选择标准是不早于1949年。；二是20002011年中国海关贸易数据库；三是各县区最低工资标准数据。工业企业数据库提供了较为详细的企业特征数据，中国海关贸易数据库则提供了出口的每一笔交易记录。由于县区层面的最低工资标准并无现成的数据库可以提供，我们通过浏览各级政府网站、政策文件、统计公报、官方报纸等多个方式进行了查找，最后共搜集到20052010年2855个县区的最低工资标准数据共17130个，占全部县区数的96.35%。对于缺失的数据，我们使用其所在城市内与其发展水平相近的县区数据进行填补。对于出口产品质量的测算我们使用了20002011年中国海关贸易数据库所有出口样本信息，这使得我们可以回答更长时期里中国出口产品质量的变化情况。在估计最低工资标准对出口产品质量的影响时，使用的是由20052010年最低工资标准数据、中国工业企业数据库和海关贸易数据库的合并数据 为保证中国工业企业数据库与海关贸易贸易数据库匹配的精确性，我们按照企业名称进行了匹配。此外，我们选用20052010年的相关数据进行实证研究的原因有以下两个方面：一是虽然早在1994年的中华人民共和国劳动法中就确立了最低工资的法律地位，但实施之初，最低工资只是在部分城市和地区施行，1995年全国仅有130个左右的城市采用该政策。到2004年劳动和社会保障部颁布了最低工资规定，自2004年3月1日起才开始在全国开始正式实施。因此，使用2005之后的数据可以更为全面地反映最低工资实施在全国层面的影响；二是由于农村剩余劳动力和城市冗员的隐蔽性失业现象逐渐的被消除，2004年我国自开始出现了全国性的劳动力短缺（蔡昉，2010），企业对劳动力成本上涨的反应更加敏感。同时，随着制度的完善，最低工资制度在实施过程中的监督也在持续加强，这样可以更为精准地识别最低工资的影响。具体地，表1报告了各个变量的描述性统计：表1 变量的描述性统计变量观测值均值标准差最小值最大值lnquality232270-0.5150.287-8.146-0.004lnmw2322706.5110.2485.4606.985lneff2322702.9530.299-0.0833.828finance2322707.5582.663018.100tfp2322703.2780.7390.02277.181age2322708.1476.710065size2322705.1891.0952.30312.290general2322700.5550.49701process2322700.0810.27301mixed2322700.3650.48101HHI2322700.0070.02301foreign2322700.2850.45101legal2322700.1420.34901private2322700.5510.49701collective2322700.0130.11201state2322700.0090.09501进一步地，为了更为直观地观察最低工资标准与出口产品质量之间的关系，图2给出了二者的二维散点图，能够看出拟合曲线的斜率为负数，表明最低工资标准的上升可能会降低出口产品质量。当然，二者之间更为精确的关系，有待后文做进一步检验。图2 各县区最低工资标准与出口产品质量的关系四 实证检验（一）基本回归结果表2是县区最低工资标准影响企业出口产品质量的回归结果，我们都控制了省份固定效应及年份效应，列（1）显示，在没有控制其他变量的情况下，最低工资每上调10个百分点，企业出口产品质量下降0.106个百分点，这意味着最低工资上调显著降低了企业出口产品质量。列（2）中我们将行业研发密度同企业出口产品质量单独进行回归，发现行业研发效率每提高10个百分点，企业出口产品质量将提高0.874个百分点，即弹性为0.0874，这意味着作为产品质量投资的研发投入，对于企业出口产品质量提升具有重要意义。列（3）中，我们将最低工资标准、行业研发密度同企业产品质量进行回归，发现二者的影响系数仍然在5%的水平下显著。列（4）中我们加入了企业个体特征变量，在其他条件不变的情况，最低工资每上调10%，企业出口产品质量将下降0.356个百分点。此处估计结果首次在经验上证实了最低工资标准上调对出口产品质量产生的抑制作用，其主要的来源是可能是“成本效应”。当然，理论上讲最低工资标准上调产生的“要素替代效应”、“人力资本效应”和“效率工资效应”也是存在的。总之，定量分析结果证实，最低工资标准对出口产品质量的综合净效应是负向的。控制变量的估计结果也基本符合已有关于出口产品质量检验的结论。研发投入越多，越就可能发明新产品、新工艺，或者是对原有产品进行升级改造，进而不断提高出口产品质量。融资约束越小，企业的出口产品质量越高，由于企业资金较为充足，可以较好地获得满足企业产品质量提升资金的资金需要。生产效率提升，可以降低企业产品质量生产的可变成本，提升产品质量。企业存续年限对产品质量影响为负数，这意味着企业存续年限的增加并不必然转化为优势。企业规模对产品的质量影响系数显著为正，这一结论同Kugler和Verhoogen（2012）的研究结论一致。加工贸易和混合贸易影响系数为正，可能的原因在于加工贸易主要进口国外高质量中间产品，因此最终出口品质量较高，这印证了Harrigan和Deng（2010）的结论。市场集中程度越低，竞争越为激烈，迫于竞争压力，企业会不断提升产品质量。相比国有企业，法人企业和外资企业出口产品质量更高，可能的原因在于这两类企业生产效率和研发效率都更高。表2 最低工资影响出口产品质量：基本回归解释变量（1）（2）（3）（4）lnmw-0.0106*-0.0113*-0.0356*(0.0051)(0.0051)(0.0051)lneff0.0874*0.0875*0.0618*(0.0020)(0.0020)(0.0020)finance-0.0032*(0.0002)tfp0.0177*(0.0009)age-0.0002*(0.0001)size0.0370*(0.0006)process0.0003(0.0026)mixed0.0507*(0.0014)HHI-0.4596*(0.0383)foreign0.0309*(0.0072)legal0.0134*(0.0073)private0.0056(0.0073)collective0.0145*(0.0088)年份效应YesYesYesYes省份效应YesYesYesYesConstant-0.4918*-0.8179*-0.7527*-0.7790*(0.0301)(0.0090)(0.0306)(0.0316)N232270232270232270232270R2