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随着近年来美国次贷危机和欧洲国家主权债务危机的先后爆发，国际经济形势大幅下滑，我国企业特别是劳动密集型企业普遍遭受了严重的冲击。于是，为保证我国企业的生存和发展，国内学界围绕“劳动政策是否会成为压倒企业的最后一根稻草”的问题展开了一系列的讨论，而其中的一个政策焦点就是最低工资制度。
最低工资制度自1993年实施至今，在我国已走过了17年的历程，其在提高低工资劳动者收入水平、保障劳动者基本权益等方面都发挥了诸多积极作用。为论证该制度是否对企业劳动生产率存在负面影响，进而有损我国劳动力市场运行效率这一问题，本文利用双重差分模型对其政策效果作一经验估计和论证分析。
一、最低工资制度效果评价的理论依据
（一）最低工资制度对企业劳动生产率的影响
目前，劳动政策对劳动力使用的影响已经得到了很好的证明，但劳动政策对劳动生产率的影响却一直存有争议。因为有些旨在提高劳动力使用的劳动力市场改革却可能同时抑制了劳动生产率的提高，从而令劳动政策对人均GDP的总体影响变得模棱两可。
虽然有些劳动政策对劳动生产率的影响看似比较消极，但这并不代表应该尽量弱化制度和政策对劳动力市场的“干扰”。此外，即使有些劳动政策从短期看抑制了劳动生产率增长，但若以国家发展和社会福祉的长期目标来衡量，或许是一条刺激劳动生产率提高的关键路径。
近年来，国外不乏关注结构性政策（如税收制度、产品市场规制等）对劳动生产率影响的经验研究（比如，Nicoletti and Scarpetta，2003；Aghion et al.，2006），但探讨劳动政策效果的文献却十分有限（Bassanini and Venn，2007：1）。表1总结了最低工资制度与劳动生产率之间的可能关系。基于既有研究成果，发现该制度对劳动生产率同时存在正、负两面性影响。
表1 最低工资制度对劳动生产率的可能影响
资料来源：OECD. OECD Employment Outlook. Paris, 2007
（二）最低工资制度效果评价的计量模型
当某项政策作为外生事件改变了个人、家庭、企业、城市的运行环境、行为表现或其他条件时，所搜集到的数据便可被称为是源于自然实验（natural experiment）或准实验（quasi-experiment）。自然实验与真实实验的不同之处在于，前者的设计机制是出自某个具体的政策变化，政策是外生给定的，并总有一个不受政策变化影响的对照组（control group）和一个被认为受政策变化影响的处理组（treatment group）；后者的设计机制则是建筑在严格随机抽取之上的对处理组和对照组的确定。经由Ashenfelter和Card（1985）的开发，近年来，双重差分法（difference-in-differences methods，DID，又称倍差估计法）已经被广泛应用于自然实验中针对各类政策问题因果关系（casual relationship）的评估上（Imbens and Wooldridge，2007）。
假设总体中有两组或多组群体，在两期或多期可以观测到其中的个体数据，并且某些个体在某些时期会受到一个新政策的“处理”（treatment）。受到政策影响的样本被称为处理组，而不受政策影响的样本被称为对照组。要评估政策的因果效应，如果单纯比较政策发生后不同群体间（如处理组与对照组）的变化，或同一群体在不同时期间（如“处理”前与“处理”后）的变化，都可能得到有偏结果。因为前种方式忽略了不同群体在同一时期可能会存在不可观测的系统性差异（如个体自身禀赋和特质的不同），而后者则忽略了在政策发生期间可能还有其他因素的影响。双重差分法通过衡量由某项政策带来的在横向截面（cross-sectional）与时间序列（time-series）上的“双重”差异，以识别该政策的“处理效应”（treatment effect）（Wooldridge，1999），能够在一定程度上避免前述两类问题的出现。为控制处理组与对照组之间的系统性差异，实证研究需要至少两个年份的数据，比如一个在政策改变以前，一个在政策改变以后，或者是在政策实施期间选取；样本按照使用目的可划分为四组——变化前的对照组、变化后的对照组、变化前的处理组和变化后的处理组。
设对照组为C，处理组为T，双重差分法的计量模型（即DID模型）为：y=β0（1.1）+β1dT+δ0d2+δ1d2·dT+u （1.1）
式中，y为研究关注的结果变量；截距β0表示在政策发生前C的一般情况，组别虚拟变量dT表示在政策发生前T与C之间的可能差异，dT∈{0,1} ；d2是第2期（即政策实施之后的某个时期）的时间虚拟变量，表示即使没有政策存在，y也会发生的变化；交互项d2·dT的系数δ1表示T在第2期发生的变化；u为误差项，表示不可观测的个体特质，假设其与dT无关，且在不同时期同分布。
给定数据，使用最小二乘法进行回归分析，可以得到双重差分估计量δ1，其表达式为：δ1=（yT,2-yT,1）-(yc,2-yc,1)（1.2）
其中，yb,t表示t期b组的平均结果；δ1即为对政策效应的度量。
进一步控制其他可能影响结果变量的因素，则双重差分回归方程的表达式为：y=β0+β1dT+δ0d2+δ1d2·dT+γX+μ（1.3）
其中，X为其他影响结果变量Y的因素。
二、中国最低工资制度效果评价的实践考量
（一）中国最低工资制度效果的评价角度
利用双重差分法评估劳动力市场政策对劳动生产率的影响，首先来自Micco和Pages（2006），而后Bassanini和Venn（2007）对方法的使用进行了优化。两项经验研究都基于跨国样本，前者选取一些OECD成员国和非成员国，研究这些国家的解雇成本同劳动生产率水平间的关系；后者只研究OECD国家，但评估了最低工资、失业保险、EPL和家长假（parental leave）等四项劳动政策影响，样本数据的时间跨度更大。此外，Bassanini和Venn（2007）还在计量模型中引入了国家和产业层面的控制变量，并将被解释变量扩充到了4项，即劳动生产率水平及其增长率、全要素生产率水平及其增长率。
总体看，既有研究体现了DID方法在评价产业层面多单位/部门受某项劳动政策作用程度的优势。其一，将一些对劳动生产率有相同影响但却不易观察的变量作为控制变量；其二，集中考察劳动政策对劳动生产率的直接影响，而排除政策因影响就业量而对劳动生产率产生的间接影响；其三，针对产业内部因就业给劳动生产率带来的影响，也可以通过设定时间—单位/部门虚拟变量来加以控制。
由于我国各个省市/地区在经济、社会、文化等方面都存在一定差异，导致国家颁布某项劳动政策后，其在企业层面的落实情况很可能千差万别。因此，可以利用我国这一特殊的政策现象，结合DID模型的基本设计思路，以“执行差异”为基点，权变运用双重差分方法对近年来我国最低工资制度的功能作一探索性评估。通过考察该制度执行与否企业间的劳动生产率差异，判断是否因制度的颁布和实施而抑制了企业劳动生产率水平的提高。
（二）中国最低工资制度效果的探索分析
研究Micco和Pages（2006），以及Bassanini和Venn（2007）运用双重差分法评估某项劳动政策效果的思路，发现DID模型在实际运用中必须符合一些基本假设。结合本研究主题的特点，指出DID模型使用的两个前提条件：第一，待评价劳动政策影响了劳动生产率水平（和/或其增长率）；第二，执行待评价劳动政策的企业受政策的影响更大（可称为政策执行企业）。如果所有企业能依据“执行情况”被划分成两类——政策执行企业和其他企业，那么，它们在劳动生产率水平上的差异就可以被模型化为劳动政策的函数：
Δlogybit-Δlogynbit=f(POLit，ΔPOLit)（2.1）
式中，POL表示一项劳动政策指标，并假设其会随省市/地区i和时间t变动，y表示劳动生产率水平，b和nb分别表示两类企业，前者是政策执行企业（即处理组），而后者是其他企业（即对照组），对数指标上的横线表示两类企业的取值都是平均情况。
参考Bassanini和Venn（2007）的思路，可进一步推导一国劳动政策对劳动生产率影响的总函数。假设政策函数f于 POL和ΔPOL都是线性的，且企业生产函数满足科布—道格拉斯生产函数（Cobb-Douglas production function）要求，那么劳动政策对劳动生产率的影响就可以利用下式进行估计：logyijt=δlogkijt+βIbPOLit+γIbj∑POLik+∑mγmCNT1mijt+Ibj∑nγnCNT2nijt+μij+xij+sjt+εijt（2.2）
式中，k表示人均资本装配率（capital-labour ratio），Ib表示政策执行企业 的类型函数，CNT1表示能影响所有企业劳动生产率的控制变量（共m个），CNT2表示更多影响政策执行企业劳动生产率的控制变量（共n个），希腊字母表示各种相关系数或扰动项。
鉴于DID模型使用的基本假设和（2.1）的推导前提，需要对我国失业保险制度和最低工资制度的政策效应进行探索性分析。分析的方法是，依据（2.2）对解释变量（劳动政策指标）与被解释变量（劳动生产率水平）的数学表达，利用相关性分析探索变量间的关系。将2005-2007年我国各省市/地区工业企业劳动生产率水平的对数作为被解释变量，以各省市/地区的最低工资水平代表最低工资制度，绘制基于该制度的政策效应散点图。其中，各年各省市/地区工业企业劳动生产率由该省市/地区各年度工业生产总值除以全部从业人员年平均人数得到，两个指标的具体数据源自《中国工业经济统计年鉴2008》；各年各省市/地区的最低工资水平源自《中国民政统计年鉴2008》。
图1 最低工资水平与劳动生产率的相关性
说明：y表示劳动生产率水平；mwage表示最低工资水平。
如图1所示，3年间我国各省市/地区的最低工资水平与全部样本企业的劳动生产率之间则呈现出较为明显的正相关关系，点值的总体分布规则且均匀。这表明，我国最低工资制度对工业企业的劳动生产率水平存在明显影响，且不同企业所受影响的程度也不同。
三、中国最低工资制度对劳动力市场的影响
（一）最低工资制度效果的研究综述与基本假设
目前，国外针对最低工资制度对劳动生产率影响的实证研究还比较少。Kahn（2006）发现，法国最低工资与工资中位数的比率同该国制造业企业全要素生产率的增长率之间存在负相关关系，但相关系数并非统计显著；同样，该模型的控制变量——失业保险替代率的相关系数也是不显著的。Bassanini和Venn（2007）指出，较高的最低工资水平同较高的劳动生产率水平相联系，但低技能工相对于高技能工的就业量下降可能也对劳动生产率的提高发挥了一定正面作用。
我国学界针对该制度的研究是从近几年才开始起步。就现有文献看，比较集中的主题有最低工资制度对就业的影响，以及该制度同劳动力供给和失业的关系等。同国外情况相似，我国学者对于最低工资制度的作用也是争论颇多，莫衷一是。张五常（2006）认为，最低工资制度会阻碍就业；龚强（2009）也认为，最低工资只是在短期促进某个行业的就业量增加，但最终还是会导致整体经济的就业率下降。但也有学者持不同看法。比如，汪贵浦、麻晔（2009）通过对上海市失业率与最低工资相关性的实证分析，发现最低工资标准的提高对失业率没有十分显著的影响。刘险峰（2009）、王晓玲（2009）等从制度研究的角度提出，最低工资制度有利于保护就业弱势群体，缓解劳资矛盾，我国政府应加大劳动执法、检查和监督力度，保证制度的真正落实。
其他的研究主题还有最低工资制度的设计与实施。有文献侧重讨论了最低工资水平与社会平均工资水平的关系，认为两者之间应建立增长的衔接机制（韩兆洲、魏章进，2006；张艳等，2009）；还有文献（都阳、王美艳，2008）分析了自最低工资建制以来，我国各城市最低工资水平的变化趋势及调整情况，发现月最低工资标准的实行并不十分有效，外来劳动力小时最低工资的覆盖率远低于城市本地劳动力，并建议在制度设计上更多关注外来劳动力。
因此，为客观评价我国最低工资制度对劳动生产率的影响，本文建立了以下两个基本假设：
第一，我国最低工资制度的颁布不会给企业劳动生产率水平的提高造成不利影响；
第二，加强我国最低工资制度的执行，有助于实现劳动力市场灵活性与安全性的平衡。
（二）实证模型与数据说明
1.计量模型的设定
实证研究的总体思路依据模型（2.1），即通过比较政策执行企业（处理组）与其他企业（对照组）在劳动生产率水平上的差异，来评价我国最低工资制度的政策效果。Bassanini和Venn（2007）的计量模型（2.2）为本研究提供了实证模型的综合架构。该模型的特点是，其一，可同时评估劳动政策给劳动生产率水平及其增长率的影响；其二，以政策指标数据的“累加”形式衡量劳动政策的多期变动情况，避免某些周期性因素或特定时间的扰动的影响；其三，能够将不随时间变化、但可能影响企业劳动生产率的因素作为控制变量。
本研究吸取了模型（2.2）的优点，以其评价制度功能的模式和路径为借鉴；同时，考虑我国可获得的各省市最低工资数据和工业企业有关数据等的实际，又对模型（2.2）进行了适应性调整。研究的计量模型如下：
logyijt=β0+δlogkijt+βIbMWAGEit+aXijt+μjXi+St+εijt（3.1）
式中，MWAGE表示最低工资制度，并因省市/地区i和时间t而不同，结果变量y表示劳动生产率水平，k表示人均资本装配率，Ib表示政策执行企业 的类型函数，x为各种影响劳动生产率水平的可观察因素，即控制变量，μ表示组别虚拟变量，x表示地区虚拟变量，s表示时间虚拟变量，ε表示误差项。
计量模型（3.1）与（2.2）的不同之处是，其一，只评估单期最低工资制度对劳动生产率的影响。由于我国数据的跨度有限（仅3年），尚难对政策累积效应进行连续考察；其二，只以水平指标作为计量模型的解释变量和被解释变量。由于依照3年水平数据计算得到的增长率数据仅有2年，可能会影响基于增长率变动的政策效应估计；其三，补充常数项，反映制度实施前政策执行组企业的基本情况；其四，针对我国的区域结构特点添加地区虚拟变量，考察区域差异与工业企业劳动生产率变动的关系。
2.变量及数据描述
研究使用的主要数据来自于历年《中国工业经济统计年鉴》、《中国统计年鉴》和《中国民政统计年鉴》。由于未能获得我国2005年以前的最低工资数据，以及2008年的工业行业数据，因而选择2005-2007年的相关数据进行计算和分析。
计量模型主要使用的变量有工业企业人均资本装配率k、省市/地区最低工资水平mwang（即最低工资制度的表达指标），以及类型kind（代表组别虚拟变量）、年份year（代表时间虚拟变量）和区域region（代表地区虚拟变量）。区域的划分依照我国传统的标准，具体分类和地区编码见表2。
表2 地区分类
为考察研究结论的稳健性，计量模型还将引入3个控制变量，即省市/地区人均GDP水平（gdpa90）、国有资本比重（gyr ）和各类型企业个数（num）。其中，省市/地区人均GDP的数据使用的是省市/地区人均GDP指数，即按1990年可比价格计算的人均GDP。需要说明的是，由于样本数量有限，控制变量的选择主要以可能对所有类型工业企业都产生作用的因素为重点。
政策执行企业（处理组）与其他企业（对照组）的确定，首先参考既有研究文献以及近年来一些针对我国劳动政策执行情况的调查发现，得到可能区分政策执行情况的工业企业分组标准；进而依据《中国工业经济统计年鉴》针对工业企业的类型划分，将各类型企业进行组别归类；再行利用相关性分析检验分组标准的效度；最后确定可能令回归结果趋于理想的处理组与对照组企业类型。
本研究认为，“企业规模”可能同企业执行劳动政策的情况相联系。曾有学者（Edwards，Ram and Black，2004）指出，劳动立法和劳动政策似乎较少会影响到小企业，这在全国工商联于2007年对我国小企业劳动政策执行情况的调查中得到了证实。该调查显示，我国小企业在劳动/集体合同签订、工资支付/协商、社会保障等方面存在诸多问题，劳动法规执行情况较差。另据杭宇（2009）的调查，发现我国大中型企业的劳动用工情况比较规范。以劳动合同签订情况为例，全员签订劳动合同的被调查企业接近70%，还有24.8%的被调查企业的该比率在80%以上。因此，将中等以上规模的工业企业归为劳动政策执行企业（处理组），将小型工业企业归为其他企业（对照组）。
此外，来自外部的“监督管理”也可能影响企业执行政策的情况。如果国家对企业经营行为的监管严格或违法处罚力度较大，那么企业更可能执行劳动政策。转型期，尽管我国逐步放开对劳动力市场的行政干预，但也相应建立起了较为规范且内、外部相结合的企业激励与惩罚机制。随着《公司法》、《企业国有资产法》等一系列法律法规的颁布实施，国家加强了对国有企业、股份制企业、有限责任制企业等的管理，特别是在企业的内部治理结构和外部监督管理上都作了诸多明确而严格的规定。我国公有经济是宏观管理的重点，而大量非公企业则成为了监管的薄弱领域。当前，我国规模以上企业、国有企业等在劳动用工管理方面日趋规范化，各项劳动法规政策执行情况较好。截至2009年底，我国各省（区、市）规模以上企业的劳动合同签订率已达94%，大型国有企业实现了100%。今后，我国劳动保障监察的重点将转向集体、私营及外资企业，特别是要加强对沿海地区劳动力密集型企业的监管。因此，将规模以上工业企业、国有控股工业企业、股份有限公司和有限责任公司归为劳动政策执行企业（处理组），将私营工业企业、港澳台商投资企业、外商投资工业企业、股份合作企业等归为其他企业（对照组）。
为确保分组标准的有效性，需要逐一考察各类型工业企业劳动生产率水平与最低工资水平的相关性。首先对《中国工业经济统计年鉴》上的工业企业类型进行编码（如表3），然后绘制2005-2007年我国各类型工业企业劳动生产率与最低工资水平的散点图。如图2所示，类型编码为1、2、3、4、9、13的工业企业，其点值分布比较规律，表明这些企业的劳动生产率水平同最低工资水平存在正相关关系；而相比之下，类型编码为5、6、7、8、10、11、12的工业企业，其点值分布相对散乱，表明这些企业的劳动生产率水平可能同最低工资水平之间没有直接关系。
表3 工业企业的类型编码
说明：企业类型参照《中国工业经济统计年鉴》。
图2 最低工资水平与各类型工业企业劳动生产率的相关性
说明：y表示劳动生产率水平；mwage表示最低工资水平。
通过验证分析变量间的相关关系，认为参考“企业规模”和“监督管理”所作的政策执行企业（处理组）与其他企业（对照组）的划分，能够反映最低工资制度执行差异对不同企业劳动生产率水平的影响，即两个标准在统计学意义上都具有一定的效度。
（三）实证结果与合规性检验
1.模型的回归结果
表4报告了主要回归结果，并依照没有控制变量、加入2个控制变量和加入3个控制变量的三种情况分别列出。交互项 是政策执行虚拟变量与时间虚拟变量的乘积，其系数代表最低工资制度对工业企业劳动生产率水平的影响，也即本研究重点关注的差分估计量。从参数估计结果看，无论模型是否引入了控制变量，交互项系数的估计值都为正，且都通过了显著水平为1%的检验。这说明，我国最低工资制度对工业企业劳动生产率水平存在明显的积极作用；并且，由于最低工资制度的颁布和实施，促使我国工业企业的劳动生产率水平每年大约以0.03-0.04个百分点的速度递增。
表4 最低工资制度对劳动生产率的影响：双重差分估计
说明：括号内为t值。*表示显著水平为5%；**表示显著水平为1%。
除了针对最低工资制度效果的估计，表4还列出了DID模型测算其他变量影响工业企业劳动生产率水平的情况。
第一，工业企业人均资本装配率（k）的系数都在0.5以上，特别是在模型引入了省市/地区人均GDP水平、国有资本比重和企业个数3个控制变量之后，k的参数估计值达到了0.5458。这表明，我国工业企业的劳动生产率水平因人均资本装配率的提高而每年实现了约54.58%的增长，企业人均资本装配率对劳动生产率增长的贡献突出。这与针对我国劳动生产率增长因素研究的基本结论（比如，高帆，2007；邬民乐，2009）相一致，即源于产业内部的纯生产率效应是促使我国企业劳动生产率增长的主要动力。
第二，考虑到各省市/地区的人均GDP水平、各类型工业企业的数量以及国有资本的比率都可能会影响企业的劳动生产率水平，因此将3个指标设为DID模型的控制变量。从参数估计结果看，3个变量对工业企业劳动生产率水平的作用效果各不相同。各省市/地区的人均GDP水平（gdpa90 ）对工业企业劳动生产率水平存在显著的负影响，即人均GDP水平越高的省市/地区，其工业企业劳动生产率水平会越低，反之亦然。企业个数（num）对工业企业的劳动生产率水平存在显著的正影响，即数量较多的工业企业类型，其劳动生产率水平也比较高，反之亦然。国有资本比重（gyr）对工业企业劳动生产率水平不存在显著的影响。
第三，虚拟变量的参数估计结果也表达了一些有价值的信息。对时间虚拟变量（year ）参数值的估计，以2005年为基准。估计结果显示，我国工业企业的劳动生产率水平每年都在显著提高。对组别虚拟变量（kind ）参数值的估计，以类型编码是1的企业为基准。鉴于估计结果多数显著，证明不同类型工业企业的劳动生产率水平之间确实存在差异。对地区虚拟变量（region ）参数值的估计，以东部地区为基准。从估计的结果来看，我国中部和西部地区的工业企业劳动生产率水平都明显低于东部地区的工业企业。
第四，无论模型是否添加了控制变量，发现R2始终都是0.76，说明模型设置的原因变量对结果变量具有较高程度的解释力。此外，尽管模型在引入控制变量gdpa90 和num后并未改变R2的值，但由于两变量的系数经t检验后皆达到了5%的显著水平，故而依旧认为有必要在评价我国最低工资制度效果的DID模型中加以考察。
2.方法的合规性考察
通过理论评述和调查发现，实证研究确定了处理组的选择标准，即具备规模或受到外部有效监管的企业。由于《中国工业经济统计年鉴》提供的样本数据也拥有“规模”与“类型”之共同特征，故而实现了理论构念与实践素材的统计性契合。但是，考虑到“具备规模”和“受到外部有效监管”实际上是一种选择关系，为避免总效应评估因“双重标准”而出现偏误，下面再分别针对每个“标准”下的样本进行回归分析，以验证表4所得结果的合规性。
将《中国工业经济统计年鉴》的13种工业企业类型“拆分”，类型编码是1、4、5的企业归为“规模”子样本，样本数量是270；除去1、4、5的其他编码企业归为“类型”子样本，样本数量是900。依据模型（3.1）对两组子样本逐一进行回归分析，表5和表6分别报告了两次回归的主要结果。由于检验性分析的初衷是要考察单独“标准”下的最低工资制度效果（实际也能检验两种“标准”各自的效度），所以，研究关注的核心点是两模型交互项ibmwage的参数估计值及其显著性。
如表5所示，在没有控制变量的情况下，模型的交互项系数是显著的，证明我国最低工资制度对企业劳动生产率水平具有一定的积极作用；但在引入控制变量后，该政策的正面效果不再显著。再如表6所示，无论模型是否引入了控制变量，交互项系数的估计值都是显著的，这与基于总体样本的计算结果相一致，也即支持了“我国最低工资制度具有正市场效应”的关键研究结论。此外，依据两次检验性分析的回归结果，发现DID模型的差分估计量都在0.0003上下。这意味着我国最低工资制度的实施，促使了工业企业劳动生产率水平每年大约以0.03%的速度递增。该测算结论与表4提供的总体回归结果基本相符。
表5 针对“规模”子样本的最低工资制度效果估计
说明：括号内为t值。*表示显著水平为5%；**表示显著水平为1%。
表6 针对“类型”子样本的最低工资制度效果估计
说明：括号内为t值。*表示显著水平为5%；**表示显著水平为1%。
值得注意的是，由于进行检验性分析的样本数量少于总体样本量，所以前者在估计控制变量的影响时，也得到了一些与总样本估计相不同的结论。综合表5和表6的参数估计结果，发现各省市/地区人均GDP水平（gdpa90 ）对工业企业劳动生产率水平的负影响不显著；企业个数（num ）对工业企业劳动生产率水平的正影响也不显著；而国有资本比重（gyr ）对工业企业劳动生产率水平不是没有影响，而是有“模棱两可”的影响，即在“规模”子样本中是显著负影响，而在“类型”子样本中又是显著正影响。由于gyr对企业劳动生产率水平的影响并不稳定，故而建议在选择模型控制变量时，更多考虑gdpa90和num两个指标。
通过比较总体回归结果与验证分析结论，认为依托总体样本的实证研究方法具备一定的合理性和规范性；并且，经由双重差分模型的估计和检验，本研究得到的有关我国最低工资制度效果的基本结论是稳健的。
（四）实证研究的拓展讨论
1.最低工资制度效果的前测因素
我国建立最低工资制度的目的是为了维护劳动者获取劳动报酬的合法权益，保障其和家人的基本生活。据此，可以得出以下推论：如果我国最低工资制度的实施能在一定程度上达成这一既定目标，那么在政策实施前劳动者收入和生活保障较差的省市/地区及类型企业的制度成效就应该比较明显。不仅如此，为提升我国最低工资制度效果的作用程度和发挥空间，有必要再侧重讨论各省市/地区实施最低工资制度之前及过程中的“自身条件”会如何影响制度效果，以利于探索可能刺激某类型企业“权变”执行最低工资制度的环境诱因。
实际上，之所以选择以中观视角切入研究主题，也是受到我国可获取的统计数据制约的结果。因为无法从公开且权威的数据来源中找到各省市/地区、各类型工业企业的劳动者工资收入数据，所以基本否定了“直接度量工业企业不执行最低工资制度情况”的最初意图。为此，研究转而从我国各省市/地区的中观层面寻找一些变量，结合理论思考与实证结论，尝试刻画可能“预测”最低工资制度效果的前置因素。
第一，人均国内生产总值。该指标由各年度省市/地区社会产品和服务的产出总额除以总人口计算得到。数据来源是《中国统计年鉴》或地区性统计年鉴。苏海南等（2006）指出，我国经济发展的不平衡性导致了各地区最低工资标准差距的逐步扩大，也造成了各地区在标准执行上的情况不一。人均国内生产总值作为发展经济学中衡量经济发展状况的指标，有助于了解和把握我国各省（自治区、直辖市）的宏观经济运行状况，从而综合评估由经济发展的差异性而可能衍生出的在政策制定和执行上的灵活性。研究猜测，在最低工资制度实施之前及过程中，人均国内生产总值较低的省市/地区或许更易出现对工业企业劳动用工管理、监督及违法处罚等不到位的问题。
第二，工业化综合指数。该指标是对各省市/地区工业化进程及其增长质量的衡量。陈佳贵等（2007）通过计量分析经济发展水平、产业结构、工业结构、就业结构、空间结构等多个指标，构建了我国工业化水平评价模型。经该模型测算，发现我国总体的工业化进程正从工业数量扩张逐步转向以工业质量提高为主；但各地的工业发展进程却因起步基础、资源禀赋和发展政策等的差异而大不相同。比如，北京和上海已进入后工业化阶段，而西藏还处于前工业化阶段，其他地区则分属于工业化前期、中期或后期的某个阶段。我国经济体制改革的中心环节在于工业经济改革，所以各省市/地区工业经济的发展速度、对外开放程度及国际竞争力实际也是我国最低工资制度作用程度的一种市场化表达方式。研究推想，工业化综合指数越高，越可能对应着相对健全与完善的工业管理体制和机制。因为，我国始终强调的“公平市场竞争环境与完备相关法律制度环境”的工业企业改革目标（陈佳贵、王钦，2009），正是推动企业履责和政府作为的重要原因。
第三，类型企业的数量。该变量表示各省市/地区拥有不同类型工业企业的数量。数据来源是《中国工业经济统计年鉴》、《中国统计年鉴》或地区性统计年鉴。研究猜想，该变量或许可以捕捉影响地方政府和类型企业行为的政治维度原因——如果某类型的企业数量众多，那么可能意味着其在促进地区经济增长或缓解就业压力方面的贡献较大，从而地方政府会更有激励去放松对其劳动用工行为的执法和监督。
2.转型期中国劳动政策的选择：平衡灵活性与安全性
OECD（2008：12-15）指出，高质量的劳动政策会令劳动力市场的灵活化处于“合理的治理体系”之中，因而有助于实现一国经济的高质量增长和形成一道阻隔经济危机与社会危机互动的“防火墙”。改革开放30多年来，我国劳动政策在与劳动力市场发展需要的不断磨合中，逐步明晰了自身的功能定位，即从“绝对强调工作安全”走向“综合考量市场灵活与就业安全、工作安全的协同”。对于正处经济社会转型关键期的我国而言，为不损害劳动生产率的提高，有必要深入探究劳动政策的施用问题，也即一国宏观劳动政策应该在多大程度上去“维护”其劳动力市场的安全性。
尽管我国劳动政策发展的总体方向是要继续加大对劳动者的保护，但似乎出发点依旧是基于社会人文道义的角度，并且强调政策制定中的价值倾向问题。可实际上，出于对经济利益和生产效率的追求，企业也是有动力支持劳动政策的存在与发展的；并且，就我国劳动政策制定与实施的总体特征来看，关注政策制定的质量似乎不如关注政策执行的程度来得重要。
鉴于最低工资制度对我国劳动力市场绩效和企业劳动生产率提高带来的正面影响，建议我国相关部门应该在推动该制度发展上积极作为。第一，有效治理我国劳动力市场的“非正常”灵活化，切实推进各类型企业的政策执行，特别是那些原本执行政策比较薄弱的外资企业、私营工业企业、小型工业企业等。第二，依据地方实际情况并综合考虑有关因素，合理确定最低工资标准，以平衡劳动者素质提升、企业竞争力提升和产业升级与换代的需要。第三，提高我国劳动力市场的安全性仍然存在政策空间。应加强针对最低工资制度等劳动政策执行情况的监督和检查，加大对违法、违规行为的惩处力度。第四，注意最低工资制度与其他劳动政策之间的功能配合。比如，失业保险制度与最低工资制度就存在“标准衔接”问题，失业保险金标准的确定和调整应该按照低于地区最低工资标准、高于居民最低生活保障标准的原则，失业保险金标准要与地区最低工资标准脱钩（刘金祥，2007）。
（作者单位：国家发展和改革委社会发展研究所）
最低工资制度自1993年实施至今，在我国已走过了17年的历程，其在提高低工资劳动者收入水平、保障劳动者基本权益等方面都发挥了诸多积极作用。为论证该制度是否对企业劳动生产率存在负面影响，进而有损我国劳动力市场运行效率这一问题，本文利用双重差分模型对其政策效果作一经验估计和论证分析。
一、最低工资制度效果评价的理论依据
（一）最低工资制度对企业劳动生产率的影响
目前，劳动政策对劳动力使用的影响已经得到了很好的证明，但劳动政策对劳动生产率的影响却一直存有争议。因为有些旨在提高劳动力使用的劳动力市场改革却可能同时抑制了劳动生产率的提高，从而令劳动政策对人均GDP的总体影响变得模棱两可。
虽然有些劳动政策对劳动生产率的影响看似比较消极，但这并不代表应该尽量弱化制度和政策对劳动力市场的“干扰”。此外，即使有些劳动政策从短期看抑制了劳动生产率增长，但若以国家发展和社会福祉的长期目标来衡量，或许是一条刺激劳动生产率提高的关键路径。
近年来，国外不乏关注结构性政策（如税收制度、产品市场规制等）对劳动生产率影响的经验研究（比如，Nicoletti and Scarpetta，2003；Aghion et al.，2006），但探讨劳动政策效果的文献却十分有限（Bassanini and Venn，2007：1）。表1总结了最低工资制度与劳动生产率之间的可能关系。基于既有研究成果，发现该制度对劳动生产率同时存在正、负两面性影响。
表1 最低工资制度对劳动生产率的可能影响
资料来源：OECD. OECD Employment Outlook. Paris, 2007
（二）最低工资制度效果评价的计量模型
当某项政策作为外生事件改变了个人、家庭、企业、城市的运行环境、行为表现或其他条件时，所搜集到的数据便可被称为是源于自然实验（natural experiment）或准实验（quasi-experiment）。自然实验与真实实验的不同之处在于，前者的设计机制是出自某个具体的政策变化，政策是外生给定的，并总有一个不受政策变化影响的对照组（control group）和一个被认为受政策变化影响的处理组（treatment group）；后者的设计机制则是建筑在严格随机抽取之上的对处理组和对照组的确定。经由Ashenfelter和Card（1985）的开发，近年来，双重差分法（difference-in-differences methods，DID，又称倍差估计法）已经被广泛应用于自然实验中针对各类政策问题因果关系（casual relationship）的评估上（Imbens and Wooldridge，2007）。
假设总体中有两组或多组群体，在两期或多期可以观测到其中的个体数据，并且某些个体在某些时期会受到一个新政策的“处理”（treatment）。受到政策影响的样本被称为处理组，而不受政策影响的样本被称为对照组。要评估政策的因果效应，如果单纯比较政策发生后不同群体间（如处理组与对照组）的变化，或同一群体在不同时期间（如“处理”前与“处理”后）的变化，都可能得到有偏结果。因为前种方式忽略了不同群体在同一时期可能会存在不可观测的系统性差异（如个体自身禀赋和特质的不同），而后者则忽略了在政策发生期间可能还有其他因素的影响。双重差分法通过衡量由某项政策带来的在横向截面（cross-sectional）与时间序列（time-series）上的“双重”差异，以识别该政策的“处理效应”（treatment effect）（Wooldridge，1999），能够在一定程度上避免前述两类问题的出现。为控制处理组与对照组之间的系统性差异，实证研究需要至少两个年份的数据，比如一个在政策改变以前，一个在政策改变以后，或者是在政策实施期间选取；样本按照使用目的可划分为四组——变化前的对照组、变化后的对照组、变化前的处理组和变化后的处理组。
设对照组为C，处理组为T，双重差分法的计量模型（即DID模型）为：y=β0（1.1）+β1dT+δ0d2+δ1d2·dT+u （1.1）
式中，y为研究关注的结果变量；截距β0表示在政策发生前C的一般情况，组别虚拟变量dT表示在政策发生前T与C之间的可能差异，dT∈{0,1} ；d2是第2期（即政策实施之后的某个时期）的时间虚拟变量，表示即使没有政策存在，y也会发生的变化；交互项d2·dT的系数δ1表示T在第2期发生的变化；u为误差项，表示不可观测的个体特质，假设其与dT无关，且在不同时期同分布。
给定数据，使用最小二乘法进行回归分析，可以得到双重差分估计量δ1，其表达式为：δ1=（yT,2-yT,1）-(yc,2-yc,1)（1.2）
其中，yb,t表示t期b组的平均结果；δ1即为对政策效应的度量。
进一步控制其他可能影响结果变量的因素，则双重差分回归方程的表达式为：y=β0+β1dT+δ0d2+δ1d2·dT+γX+μ（1.3）
其中，X为其他影响结果变量Y的因素。
二、中国最低工资制度效果评价的实践考量
（一）中国最低工资制度效果的评价角度
利用双重差分法评估劳动力市场政策对劳动生产率的影响，首先来自Micco和Pages（2006），而后Bassanini和Venn（2007）对方法的使用进行了优化。两项经验研究都基于跨国样本，前者选取一些OECD成员国和非成员国，研究这些国家的解雇成本同劳动生产率水平间的关系；后者只研究OECD国家，但评估了最低工资、失业保险、EPL和家长假（parental leave）等四项劳动政策影响，样本数据的时间跨度更大。此外，Bassanini和Venn（2007）还在计量模型中引入了国家和产业层面的控制变量，并将被解释变量扩充到了4项，即劳动生产率水平及其增长率、全要素生产率水平及其增长率。
总体看，既有研究体现了DID方法在评价产业层面多单位/部门受某项劳动政策作用程度的优势。其一，将一些对劳动生产率有相同影响但却不易观察的变量作为控制变量；其二，集中考察劳动政策对劳动生产率的直接影响，而排除政策因影响就业量而对劳动生产率产生的间接影响；其三，针对产业内部因就业给劳动生产率带来的影响，也可以通过设定时间—单位/部门虚拟变量来加以控制。
由于我国各个省市/地区在经济、社会、文化等方面都存在一定差异，导致国家颁布某项劳动政策后，其在企业层面的落实情况很可能千差万别。因此，可以利用我国这一特殊的政策现象，结合DID模型的基本设计思路，以“执行差异”为基点，权变运用双重差分方法对近年来我国最低工资制度的功能作一探索性评估。通过考察该制度执行与否企业间的劳动生产率差异，判断是否因制度的颁布和实施而抑制了企业劳动生产率水平的提高。
（二）中国最低工资制度效果的探索分析
研究Micco和Pages（2006），以及Bassanini和Venn（2007）运用双重差分法评估某项劳动政策效果的思路，发现DID模型在实际运用中必须符合一些基本假设。结合本研究主题的特点，指出DID模型使用的两个前提条件：第一，待评价劳动政策影响了劳动生产率水平（和/或其增长率）；第二，执行待评价劳动政策的企业受政策的影响更大（可称为政策执行企业）。如果所有企业能依据“执行情况”被划分成两类——政策执行企业和其他企业，那么，它们在劳动生产率水平上的差异就可以被模型化为劳动政策的函数：
Δlogybit-Δlogynbit=f(POLit，ΔPOLit)（2.1）
式中，POL表示一项劳动政策指标，并假设其会随省市/地区i和时间t变动，y表示劳动生产率水平，b和nb分别表示两类企业，前者是政策执行企业（即处理组），而后者是其他企业（即对照组），对数指标上的横线表示两类企业的取值都是平均情况。
参考Bassanini和Venn（2007）的思路，可进一步推导一国劳动政策对劳动生产率影响的总函数。假设政策函数f于 POL和ΔPOL都是线性的，且企业生产函数满足科布—道格拉斯生产函数（Cobb-Douglas production function）要求，那么劳动政策对劳动生产率的影响就可以利用下式进行估计：logyijt=δlogkijt+βIbPOLit+γIbj∑POLik+∑mγmCNT1mijt+Ibj∑nγnCNT2nijt+μij+xij+sjt+εijt（2.2）
式中，k表示人均资本装配率（capital-labour ratio），Ib表示政策执行企业 的类型函数，CNT1表示能影响所有企业劳动生产率的控制变量（共m个），CNT2表示更多影响政策执行企业劳动生产率的控制变量（共n个），希腊字母表示各种相关系数或扰动项。
鉴于DID模型使用的基本假设和（2.1）的推导前提，需要对我国失业保险制度和最低工资制度的政策效应进行探索性分析。分析的方法是，依据（2.2）对解释变量（劳动政策指标）与被解释变量（劳动生产率水平）的数学表达，利用相关性分析探索变量间的关系。将2005-2007年我国各省市/地区工业企业劳动生产率水平的对数作为被解释变量，以各省市/地区的最低工资水平代表最低工资制度，绘制基于该制度的政策效应散点图。其中，各年各省市/地区工业企业劳动生产率由该省市/地区各年度工业生产总值除以全部从业人员年平均人数得到，两个指标的具体数据源自《中国工业经济统计年鉴2008》；各年各省市/地区的最低工资水平源自《中国民政统计年鉴2008》。
图1 最低工资水平与劳动生产率的相关性
说明：y表示劳动生产率水平；mwage表示最低工资水平。
如图1所示，3年间我国各省市/地区的最低工资水平与全部样本企业的劳动生产率之间则呈现出较为明显的正相关关系，点值的总体分布规则且均匀。这表明，我国最低工资制度对工业企业的劳动生产率水平存在明显影响，且不同企业所受影响的程度也不同。
三、中国最低工资制度对劳动力市场的影响
（一）最低工资制度效果的研究综述与基本假设
目前，国外针对最低工资制度对劳动生产率影响的实证研究还比较少。Kahn（2006）发现，法国最低工资与工资中位数的比率同该国制造业企业全要素生产率的增长率之间存在负相关关系，但相关系数并非统计显著；同样，该模型的控制变量——失业保险替代率的相关系数也是不显著的。Bassanini和Venn（2007）指出，较高的最低工资水平同较高的劳动生产率水平相联系，但低技能工相对于高技能工的就业量下降可能也对劳动生产率的提高发挥了一定正面作用。
我国学界针对该制度的研究是从近几年才开始起步。就现有文献看，比较集中的主题有最低工资制度对就业的影响，以及该制度同劳动力供给和失业的关系等。同国外情况相似，我国学者对于最低工资制度的作用也是争论颇多，莫衷一是。张五常（2006）认为，最低工资制度会阻碍就业；龚强（2009）也认为，最低工资只是在短期促进某个行业的就业量增加，但最终还是会导致整体经济的就业率下降。但也有学者持不同看法。比如，汪贵浦、麻晔（2009）通过对上海市失业率与最低工资相关性的实证分析，发现最低工资标准的提高对失业率没有十分显著的影响。刘险峰（2009）、王晓玲（2009）等从制度研究的角度提出，最低工资制度有利于保护就业弱势群体，缓解劳资矛盾，我国政府应加大劳动执法、检查和监督力度，保证制度的真正落实。
其他的研究主题还有最低工资制度的设计与实施。有文献侧重讨论了最低工资水平与社会平均工资水平的关系，认为两者之间应建立增长的衔接机制（韩兆洲、魏章进，2006；张艳等，2009）；还有文献（都阳、王美艳，2008）分析了自最低工资建制以来，我国各城市最低工资水平的变化趋势及调整情况，发现月最低工资标准的实行并不十分有效，外来劳动力小时最低工资的覆盖率远低于城市本地劳动力，并建议在制度设计上更多关注外来劳动力。
因此，为客观评价我国最低工资制度对劳动生产率的影响，本文建立了以下两个基本假设：
第一，我国最低工资制度的颁布不会给企业劳动生产率水平的提高造成不利影响；
第二，加强我国最低工资制度的执行，有助于实现劳动力市场灵活性与安全性的平衡。
（二）实证模型与数据说明
1.计量模型的设定
实证研究的总体思路依据模型（2.1），即通过比较政策执行企业（处理组）与其他企业（对照组）在劳动生产率水平上的差异，来评价我国最低工资制度的政策效果。Bassanini和Venn（2007）的计量模型（2.2）为本研究提供了实证模型的综合架构。该模型的特点是，其一，可同时评估劳动政策给劳动生产率水平及其增长率的影响；其二，以政策指标数据的“累加”形式衡量劳动政策的多期变动情况，避免某些周期性因素或特定时间的扰动的影响；其三，能够将不随时间变化、但可能影响企业劳动生产率的因素作为控制变量。
本研究吸取了模型（2.2）的优点，以其评价制度功能的模式和路径为借鉴；同时，考虑我国可获得的各省市最低工资数据和工业企业有关数据等的实际，又对模型（2.2）进行了适应性调整。研究的计量模型如下：
logyijt=β0+δlogkijt+βIbMWAGEit+aXijt+μjXi+St+εijt（3.1）
式中，MWAGE表示最低工资制度，并因省市/地区i和时间t而不同，结果变量y表示劳动生产率水平，k表示人均资本装配率，Ib表示政策执行企业 的类型函数，x为各种影响劳动生产率水平的可观察因素，即控制变量，μ表示组别虚拟变量，x表示地区虚拟变量，s表示时间虚拟变量，ε表示误差项。
计量模型（3.1）与（2.2）的不同之处是，其一，只评估单期最低工资制度对劳动生产率的影响。由于我国数据的跨度有限（仅3年），尚难对政策累积效应进行连续考察；其二，只以水平指标作为计量模型的解释变量和被解释变量。由于依照3年水平数据计算得到的增长率数据仅有2年，可能会影响基于增长率变动的政策效应估计；其三，补充常数项，反映制度实施前政策执行组企业的基本情况；其四，针对我国的区域结构特点添加地区虚拟变量，考察区域差异与工业企业劳动生产率变动的关系。
2.变量及数据描述
研究使用的主要数据来自于历年《中国工业经济统计年鉴》、《中国统计年鉴》和《中国民政统计年鉴》。由于未能获得我国2005年以前的最低工资数据，以及2008年的工业行业数据，因而选择2005-2007年的相关数据进行计算和分析。
计量模型主要使用的变量有工业企业人均资本装配率k、省市/地区最低工资水平mwang（即最低工资制度的表达指标），以及类型kind（代表组别虚拟变量）、年份year（代表时间虚拟变量）和区域region（代表地区虚拟变量）。区域的划分依照我国传统的标准，具体分类和地区编码见表2。
表2 地区分类
为考察研究结论的稳健性，计量模型还将引入3个控制变量，即省市/地区人均GDP水平（gdpa90）、国有资本比重（gyr ）和各类型企业个数（num）。其中，省市/地区人均GDP的数据使用的是省市/地区人均GDP指数，即按1990年可比价格计算的人均GDP。需要说明的是，由于样本数量有限，控制变量的选择主要以可能对所有类型工业企业都产生作用的因素为重点。
政策执行企业（处理组）与其他企业（对照组）的确定，首先参考既有研究文献以及近年来一些针对我国劳动政策执行情况的调查发现，得到可能区分政策执行情况的工业企业分组标准；进而依据《中国工业经济统计年鉴》针对工业企业的类型划分，将各类型企业进行组别归类；再行利用相关性分析检验分组标准的效度；最后确定可能令回归结果趋于理想的处理组与对照组企业类型。
本研究认为，“企业规模”可能同企业执行劳动政策的情况相联系。曾有学者（Edwards，Ram and Black，2004）指出，劳动立法和劳动政策似乎较少会影响到小企业，这在全国工商联于2007年对我国小企业劳动政策执行情况的调查中得到了证实。该调查显示，我国小企业在劳动/集体合同签订、工资支付/协商、社会保障等方面存在诸多问题，劳动法规执行情况较差。另据杭宇（2009）的调查，发现我国大中型企业的劳动用工情况比较规范。以劳动合同签订情况为例，全员签订劳动合同的被调查企业接近70%，还有24.8%的被调查企业的该比率在80%以上。因此，将中等以上规模的工业企业归为劳动政策执行企业（处理组），将小型工业企业归为其他企业（对照组）。
此外，来自外部的“监督管理”也可能影响企业执行政策的情况。如果国家对企业经营行为的监管严格或违法处罚力度较大，那么企业更可能执行劳动政策。转型期，尽管我国逐步放开对劳动力市场的行政干预，但也相应建立起了较为规范且内、外部相结合的企业激励与惩罚机制。随着《公司法》、《企业国有资产法》等一系列法律法规的颁布实施，国家加强了对国有企业、股份制企业、有限责任制企业等的管理，特别是在企业的内部治理结构和外部监督管理上都作了诸多明确而严格的规定。我国公有经济是宏观管理的重点，而大量非公企业则成为了监管的薄弱领域。当前，我国规模以上企业、国有企业等在劳动用工管理方面日趋规范化，各项劳动法规政策执行情况较好。截至2009年底，我国各省（区、市）规模以上企业的劳动合同签订率已达94%，大型国有企业实现了100%。今后，我国劳动保障监察的重点将转向集体、私营及外资企业，特别是要加强对沿海地区劳动力密集型企业的监管。因此，将规模以上工业企业、国有控股工业企业、股份有限公司和有限责任公司归为劳动政策执行企业（处理组），将私营工业企业、港澳台商投资企业、外商投资工业企业、股份合作企业等归为其他企业（对照组）。
为确保分组标准的有效性，需要逐一考察各类型工业企业劳动生产率水平与最低工资水平的相关性。首先对《中国工业经济统计年鉴》上的工业企业类型进行编码（如表3），然后绘制2005-2007年我国各类型工业企业劳动生产率与最低工资水平的散点图。如图2所示，类型编码为1、2、3、4、9、13的工业企业，其点值分布比较规律，表明这些企业的劳动生产率水平同最低工资水平存在正相关关系；而相比之下，类型编码为5、6、7、8、10、11、12的工业企业，其点值分布相对散乱，表明这些企业的劳动生产率水平可能同最低工资水平之间没有直接关系。
表3 工业企业的类型编码
说明：企业类型参照《中国工业经济统计年鉴》。
图2 最低工资水平与各类型工业企业劳动生产率的相关性
说明：y表示劳动生产率水平；mwage表示最低工资水平。
通过验证分析变量间的相关关系，认为参考“企业规模”和“监督管理”所作的政策执行企业（处理组）与其他企业（对照组）的划分，能够反映最低工资制度执行差异对不同企业劳动生产率水平的影响，即两个标准在统计学意义上都具有一定的效度。
（三）实证结果与合规性检验
1.模型的回归结果
表4报告了主要回归结果，并依照没有控制变量、加入2个控制变量和加入3个控制变量的三种情况分别列出。交互项 是政策执行虚拟变量与时间虚拟变量的乘积，其系数代表最低工资制度对工业企业劳动生产率水平的影响，也即本研究重点关注的差分估计量。从参数估计结果看，无论模型是否引入了控制变量，交互项系数的估计值都为正，且都通过了显著水平为1%的检验。这说明，我国最低工资制度对工业企业劳动生产率水平存在明显的积极作用；并且，由于最低工资制度的颁布和实施，促使我国工业企业的劳动生产率水平每年大约以0.03-0.04个百分点的速度递增。
表4 最低工资制度对劳动生产率的影响：双重差分估计
说明：括号内为t值。*表示显著水平为5%；**表示显著水平为1%。
除了针对最低工资制度效果的估计，表4还列出了DID模型测算其他变量影响工业企业劳动生产率水平的情况。
第一，工业企业人均资本装配率（k）的系数都在0.5以上，特别是在模型引入了省市/地区人均GDP水平、国有资本比重和企业个数3个控制变量之后，k的参数估计值达到了0.5458。这表明，我国工业企业的劳动生产率水平因人均资本装配率的提高而每年实现了约54.58%的增长，企业人均资本装配率对劳动生产率增长的贡献突出。这与针对我国劳动生产率增长因素研究的基本结论（比如，高帆，2007；邬民乐，2009）相一致，即源于产业内部的纯生产率效应是促使我国企业劳动生产率增长的主要动力。
第二，考虑到各省市/地区的人均GDP水平、各类型工业企业的数量以及国有资本的比率都可能会影响企业的劳动生产率水平，因此将3个指标设为DID模型的控制变量。从参数估计结果看，3个变量对工业企业劳动生产率水平的作用效果各不相同。各省市/地区的人均GDP水平（gdpa90 ）对工业企业劳动生产率水平存在显著的负影响，即人均GDP水平越高的省市/地区，其工业企业劳动生产率水平会越低，反之亦然。企业个数（num）对工业企业的劳动生产率水平存在显著的正影响，即数量较多的工业企业类型，其劳动生产率水平也比较高，反之亦然。国有资本比重（gyr）对工业企业劳动生产率水平不存在显著的影响。
第三，虚拟变量的参数估计结果也表达了一些有价值的信息。对时间虚拟变量（year ）参数值的估计，以2005年为基准。估计结果显示，我国工业企业的劳动生产率水平每年都在显著提高。对组别虚拟变量（kind ）参数值的估计，以类型编码是1的企业为基准。鉴于估计结果多数显著，证明不同类型工业企业的劳动生产率水平之间确实存在差异。对地区虚拟变量（region ）参数值的估计，以东部地区为基准。从估计的结果来看，我国中部和西部地区的工业企业劳动生产率水平都明显低于东部地区的工业企业。
第四，无论模型是否添加了控制变量，发现R2始终都是0.76，说明模型设置的原因变量对结果变量具有较高程度的解释力。此外，尽管模型在引入控制变量gdpa90 和num后并未改变R2的值，但由于两变量的系数经t检验后皆达到了5%的显著水平，故而依旧认为有必要在评价我国最低工资制度效果的DID模型中加以考察。
2.方法的合规性考察
通过理论评述和调查发现，实证研究确定了处理组的选择标准，即具备规模或受到外部有效监管的企业。由于《中国工业经济统计年鉴》提供的样本数据也拥有“规模”与“类型”之共同特征，故而实现了理论构念与实践素材的统计性契合。但是，考虑到“具备规模”和“受到外部有效监管”实际上是一种选择关系，为避免总效应评估因“双重标准”而出现偏误，下面再分别针对每个“标准”下的样本进行回归分析，以验证表4所得结果的合规性。
将《中国工业经济统计年鉴》的13种工业企业类型“拆分”，类型编码是1、4、5的企业归为“规模”子样本，样本数量是270；除去1、4、5的其他编码企业归为“类型”子样本，样本数量是900。依据模型（3.1）对两组子样本逐一进行回归分析，表5和表6分别报告了两次回归的主要结果。由于检验性分析的初衷是要考察单独“标准”下的最低工资制度效果（实际也能检验两种“标准”各自的效度），所以，研究关注的核心点是两模型交互项ibmwage的参数估计值及其显著性。
如表5所示，在没有控制变量的情况下，模型的交互项系数是显著的，证明我国最低工资制度对企业劳动生产率水平具有一定的积极作用；但在引入控制变量后，该政策的正面效果不再显著。再如表6所示，无论模型是否引入了控制变量，交互项系数的估计值都是显著的，这与基于总体样本的计算结果相一致，也即支持了“我国最低工资制度具有正市场效应”的关键研究结论。此外，依据两次检验性分析的回归结果，发现DID模型的差分估计量都在0.0003上下。这意味着我国最低工资制度的实施，促使了工业企业劳动生产率水平每年大约以0.03%的速度递增。该测算结论与表4提供的总体回归结果基本相符。
表5 针对“规模”子样本的最低工资制度效果估计
说明：括号内为t值。*表示显著水平为5%；**表示显著水平为1%。
表6 针对“类型”子样本的最低工资制度效果估计
说明：括号内为t值。*表示显著水平为5%；**表示显著水平为1%。
值得注意的是，由于进行检验性分析的样本数量少于总体样本量，所以前者在估计控制变量的影响时，也得到了一些与总样本估计相不同的结论。综合表5和表6的参数估计结果，发现各省市/地区人均GDP水平（gdpa90 ）对工业企业劳动生产率水平的负影响不显著；企业个数（num ）对工业企业劳动生产率水平的正影响也不显著；而国有资本比重（gyr ）对工业企业劳动生产率水平不是没有影响，而是有“模棱两可”的影响，即在“规模”子样本中是显著负影响，而在“类型”子样本中又是显著正影响。由于gyr对企业劳动生产率水平的影响并不稳定，故而建议在选择模型控制变量时，更多考虑gdpa90和num两个指标。
通过比较总体回归结果与验证分析结论，认为依托总体样本的实证研究方法具备一定的合理性和规范性；并且，经由双重差分模型的估计和检验，本研究得到的有关我国最低工资制度效果的基本结论是稳健的。
（四）实证研究的拓展讨论
1.最低工资制度效果的前测因素
我国建立最低工资制度的目的是为了维护劳动者获取劳动报酬的合法权益，保障其和家人的基本生活。据此，可以得出以下推论：如果我国最低工资制度的实施能在一定程度上达成这一既定目标，那么在政策实施前劳动者收入和生活保障较差的省市/地区及类型企业的制度成效就应该比较明显。不仅如此，为提升我国最低工资制度效果的作用程度和发挥空间，有必要再侧重讨论各省市/地区实施最低工资制度之前及过程中的“自身条件”会如何影响制度效果，以利于探索可能刺激某类型企业“权变”执行最低工资制度的环境诱因。
实际上，之所以选择以中观视角切入研究主题，也是受到我国可获取的统计数据制约的结果。因为无法从公开且权威的数据来源中找到各省市/地区、各类型工业企业的劳动者工资收入数据，所以基本否定了“直接度量工业企业不执行最低工资制度情况”的最初意图。为此，研究转而从我国各省市/地区的中观层面寻找一些变量，结合理论思考与实证结论，尝试刻画可能“预测”最低工资制度效果的前置因素。
第一，人均国内生产总值。该指标由各年度省市/地区社会产品和服务的产出总额除以总人口计算得到。数据来源是《中国统计年鉴》或地区性统计年鉴。苏海南等（2006）指出，我国经济发展的不平衡性导致了各地区最低工资标准差距的逐步扩大，也造成了各地区在标准执行上的情况不一。人均国内生产总值作为发展经济学中衡量经济发展状况的指标，有助于了解和把握我国各省（自治区、直辖市）的宏观经济运行状况，从而综合评估由经济发展的差异性而可能衍生出的在政策制定和执行上的灵活性。研究猜测，在最低工资制度实施之前及过程中，人均国内生产总值较低的省市/地区或许更易出现对工业企业劳动用工管理、监督及违法处罚等不到位的问题。
第二，工业化综合指数。该指标是对各省市/地区工业化进程及其增长质量的衡量。陈佳贵等（2007）通过计量分析经济发展水平、产业结构、工业结构、就业结构、空间结构等多个指标，构建了我国工业化水平评价模型。经该模型测算，发现我国总体的工业化进程正从工业数量扩张逐步转向以工业质量提高为主；但各地的工业发展进程却因起步基础、资源禀赋和发展政策等的差异而大不相同。比如，北京和上海已进入后工业化阶段，而西藏还处于前工业化阶段，其他地区则分属于工业化前期、中期或后期的某个阶段。我国经济体制改革的中心环节在于工业经济改革，所以各省市/地区工业经济的发展速度、对外开放程度及国际竞争力实际也是我国最低工资制度作用程度的一种市场化表达方式。研究推想，工业化综合指数越高，越可能对应着相对健全与完善的工业管理体制和机制。因为，我国始终强调的“公平市场竞争环境与完备相关法律制度环境”的工业企业改革目标（陈佳贵、王钦，2009），正是推动企业履责和政府作为的重要原因。
第三，类型企业的数量。该变量表示各省市/地区拥有不同类型工业企业的数量。数据来源是《中国工业经济统计年鉴》、《中国统计年鉴》或地区性统计年鉴。研究猜想，该变量或许可以捕捉影响地方政府和类型企业行为的政治维度原因——如果某类型的企业数量众多，那么可能意味着其在促进地区经济增长或缓解就业压力方面的贡献较大，从而地方政府会更有激励去放松对其劳动用工行为的执法和监督。
2.转型期中国劳动政策的选择：平衡灵活性与安全性
OECD（2008：12-15）指出，高质量的劳动政策会令劳动力市场的灵活化处于“合理的治理体系”之中，因而有助于实现一国经济的高质量增长和形成一道阻隔经济危机与社会危机互动的“防火墙”。改革开放30多年来，我国劳动政策在与劳动力市场发展需要的不断磨合中，逐步明晰了自身的功能定位，即从“绝对强调工作安全”走向“综合考量市场灵活与就业安全、工作安全的协同”。对于正处经济社会转型关键期的我国而言，为不损害劳动生产率的提高，有必要深入探究劳动政策的施用问题，也即一国宏观劳动政策应该在多大程度上去“维护”其劳动力市场的安全性。
尽管我国劳动政策发展的总体方向是要继续加大对劳动者的保护，但似乎出发点依旧是基于社会人文道义的角度，并且强调政策制定中的价值倾向问题。可实际上，出于对经济利益和生产效率的追求，企业也是有动力支持劳动政策的存在与发展的；并且，就我国劳动政策制定与实施的总体特征来看，关注政策制定的质量似乎不如关注政策执行的程度来得重要。
鉴于最低工资制度对我国劳动力市场绩效和企业劳动生产率提高带来的正面影响，建议我国相关部门应该在推动该制度发展上积极作为。第一，有效治理我国劳动力市场的“非正常”灵活化，切实推进各类型企业的政策执行，特别是那些原本执行政策比较薄弱的外资企业、私营工业企业、小型工业企业等。第二，依据地方实际情况并综合考虑有关因素，合理确定最低工资标准，以平衡劳动者素质提升、企业竞争力提升和产业升级与换代的需要。第三，提高我国劳动力市场的安全性仍然存在政策空间。应加强针对最低工资制度等劳动政策执行情况的监督和检查，加大对违法、违规行为的惩处力度。第四，注意最低工资制度与其他劳动政策之间的功能配合。比如，失业保险制度与最低工资制度就存在“标准衔接”问题，失业保险金标准的确定和调整应该按照低于地区最低工资标准、高于居民最低生活保障标准的原则，失业保险金标准要与地区最低工资标准脱钩（刘金祥，2007）。
（作者单位：国家发展和改革委社会发展研究所）