最低工资制度能提高民营企业劳动收入占比吗*

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最低工资制度能提高民营企业劳动收入占比吗*
姜 伟
[提 要] 本文以民营企业要素投入行为为切入点，探讨最低工资制度对民营企业劳动收入占比的影响。基于2005-2008年和2011-2013年中国工业企业数据库民营企业面板数据的研究发现：最低工资制度提高了劳动密集型和资本密集型行业民营企业的劳动收入占比，降低了技术密集型民营企业的劳动收入占比。通过分解影响机制发现，最低工资制度提高了劳动密集型和资本密集型民营企业的工资水平，带来正向的收入效应，但也导致资本替代劳动，产生负向的替代效应。整体而言，最低工资制度提高了民营企业的劳动收入占比。为发挥最低工资制度对民营企业劳动收入占比的正向作用，继续调整最低工资标准、贯彻相关法规实施、提高劳动者技能水平成为重要措施。
[关键词] 最低工资制度；工资水平；资本劳动比；民营企业；劳动收入占比
一、引言
不断提高劳动收入占比是实现共同富裕的根本要求，已往的研究证实民营经济发展不利于提高劳动收入占比(陆铭和蒋士卿，2007；李稻葵等，2009；程恩富和胡靖春，2010)，但毫不动摇支持、引导、扶持非公有制经济发展是社会主义初级阶段的基本经济制度。如何在坚持基本经济制度的基础上不断提高劳动收入占比，就成为必须解决的重要课题。本文从最低工资制度的视角试图找到解决之道。
最低工资制度的实施可以通过两种机制影响劳动收入占比：一是通过劳动者工资水平影响劳动收入占比，即收入效应；二是通过影响劳动者就业和企业要素投入影响劳动收入占比，即替代效应。收入效应表现为：一方面，最低工资制度提高了工资水平(罗小兰和丛树海，2009)。最低工资制度促进劳动密集型或人均资本较低的企业低技能劳动力(Lee，1999；Addison et al., 2012；Boockmann et al. 2013)和农民工(孙中伟和舒玢玢，2011)工资水平的上涨。另一方面，最低工资制度的溢出效应存在争议。有的学者认为最低工资制度提高了低技能劳动力的相对价格，企业会雇用更多的高技能劳动者对低技能劳动者进行替代，从而增加了高技能劳动力的需求，最终提升了高技能劳动力的工资水平，产生溢出效应(Teulings，2003；Slonimczyk & Skott，2012)，这种溢出效应随相对工资水平的升高而下降(贾朋和张世伟，2013)。其他学者的研究结果却发现，最低工资制度对高收入群体的溢出效应不显著(邸俊鹏和韩清，2015)。替代效应表现为：一方面，最低工资制度影响就业，这一研究存在争议。有的研究发现，最低工资制度对制造业企业劳动者(马双等，2012)、农民工(丁守海，2010)、青年劳动力(Neumark & Wascher，1999)的就业有较大的负面影响，导致失业(Leigh，2003)。其他研究则发现，最低工资制度对就业无负面影响(Card & Krueger，2000；Stewart，2004)，反而因提高劳动力供给而导致就业量提升(刘苓玲和黄钢，2015)。此外，最低工资制度对就业存在非线性(田贵贤，2015)、区域异质性(张璐和徐雷，2014)和性别异质性(贾朋和张世伟，2012)影响。另一方面，最低工资制度推高了劳动力成本，促使企业以资本替代劳动，导致劳动收入占比下降(翁杰和徐圣，2015)。
以上研究集中于讨论最低工资制度对工资和就业水平的影响，存在以下不足：一是缺乏针对不同行业特点的系统性研究。二是缺乏统一框架将最低工资制度对工资和资本劳动比的影响纳入在内。三是缺乏针对民营企业的相关研究。民营企业普遍存在最低工资覆盖率偏低的现象(叶静怡和杨洋，2015)，这一现象可能是导致民营企业劳动收入占比较低的重要原因。
本文基于2005—2008年和2011—2013年中国工业企业数据库民营企业面板数据，建立“最低工资制度—工资/资本劳动比—民营企业劳动收入占比”的分析框架，深入研究最低工资制度对不同类型的民营企业劳动收入占比的影响机理，探讨最低工资制度对我国民营企业劳动收入占比的影响。
二、理论模型
假设经济体中的某个民营企业只投入资本与劳动两种要素进行生产，生产方式可由常数替代弹性(CES)生产函数解释：
Y=A(aKρ+bLρ)1/ρ
(1)
式中，Y为企业总产出；K为企业资本存量；L为企业所使用的劳动力数量；A为技术系数；a和b是资本和劳动对产出的作用系数，有a,b∈(0,1)，a+b=1；ρ<1，1/(1-ρ)为资本与劳动的替代弹性σ，σ∈(1,)。假设不存在税收，企业的产出所得将在资本与劳动之间进行分配，即有Y=γK+wL。民营企业劳动收入占比可以表示为：

劳动收入占比的变化可以分解为工资水平的变化与资本劳动比的变化。如果最低工资制度提高了工资水平，民营企业倾向于以资本替代劳动，导致资本劳动比提高。资本劳动比的变化蕴含着民营企业就业的变化。因此，以劳动收入占比作为研究对象可以将最低工资制度对劳动收入和就业的影响纳入统一分析框架。将产品价格P单位化为1，假设在最低工资标准提升前，民营企业满足利润最大化条件，工资水平等于边际产品价值：
w=Ab(akρ+b)(1-ρ)/ρ
式中，k为企业资本劳动比。最低工资制度引起企业工资水平外生性增长，设最终上涨到的水平。令w0为民营企业初始工资水平，k0为民营企业初始资本劳动比水平。有企业将面临以下情况：

工资水平上涨意味着企业劳动力成本增加，劳动力的边际成本大于边际收益。为实现利润最大化，企业选择提高劳动力的边际收益。对上式求导可得：

由于ρ<1，上式恒大于零，因此面对工资水平上涨，企业选择以资本替代劳动，提高自身的资本劳动比。根据最低工资调整次数的不同，可以将最低工资制度影响劳动收入占比的情况分为两类：单次调整和多次调整。两类情况的区别在于：在单次调整最低工资标准的情况下，民营企业具有充足的时间调整自身的要素投入比例，最终可实现劳动力边际成本与边际收益相等。在多次调整最低工资标准的情况下，由于最低工资标准调整频率较高，企业没有充足的时间调整自身的要素投入比例，民营企业将长期处于劳动力边际成本不等于劳动力边际收益的状况。
(一)单次调整最低工资标准
若最低工资标准仅调整一次，民营企业为实现利润最大化，选择改变要素投入比例，提高资本劳动比k以提高劳动力的边际产出水平，假设资本劳动比最终提高到此时有：

(2)
由于因此有当最低工资制度导致民营企业工资水平外生性增长时，企业资本劳动比也将上涨，要素投入中资本所占比例提高。工资水平w与人均资本水平K/L的变化将直接影响企业劳动收入占比。根据式(2)，工资调整后的劳动收入占比为：

(3)
式中，将调整后的劳动收入占比对求导可得：

(4)
由式(4)可见，最低工资标准提高对企业劳动收入占比的影响依赖于ρ的大小。根据已有研究，我国企业的资本与劳动之间普遍存在显著的替代关系(陈登科和陈诗一，2018)，即存在0<ρ<1，资本与劳动的替代弹性σ=1/(1-ρ)>1。此时，单次调整最低工资标准不利于提高民营企业劳动收入占比。
(二)多次调整最低工资标准
本文搜集的最低工资标准数据显示，2005—2013年期间，样本中的347个城市(包括直辖市、地级市、省直管市、自治州等)共调整最低工资标准1 980次，每个城市9年内平均调整约5.71次，约1.58年便会调整1次最低工资标准。孙睿君(2010)的研究发现，企业面对外部冲击平均需要2.56年的时间完成劳动力调整的50%，因此现实情况中企业没有充足的时间对要素投入比例进行充分调整以达到再次均衡，民营企业长期处于劳动力边际成本不等于边际收益的情况。因此其资本劳动比将界于k0与之间，设此时资本劳动比为kt，于是有根据式(3)，此时民营企业劳动收入占比为：

最低工资制度导致民营企业工资水平上涨，为民营企业劳动收入占比带来正向的收入效应。将对kt求导可得：

当0<ρ<1时，民营企业资本与劳动之间存在替代关系，此时上式小于零，民营企业以资本替代劳动的行为导致自身劳动收入占比下降，带来替代效应。但是，由于此时资本劳动比小于均衡状态时的水平，替代效应存在小于收入效应的可能性，即在多次调整最低工资标准的情况下，由于企业无法及时调整自身资本与劳动投入比例，导致存在最低工资制度有利于提高民营企业劳动收入占比的可能性，最低工资制度对民营企业劳动收入占比的总效应依赖于收入效应和替代效应的大小。
根据以上分析结果，本文提出以下假设：
假设1 最低工资制度为民营企业劳动收入占比带来两种效应：一是提高工资水平的收入效应，二是因企业以资本替代劳动，导致企业资本劳动比上升的替代效应。
假设2 短期内多次调整最低工资标准导致民营企业没有充分的时间调整自身要素投入结构，外加自身资本与劳动间存在的替代关系，导致最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的总效应的大小依赖于收入效应与替代效应的相对大小。
三、实证研究设计
(一)实证模型构建与变量说明
结合理论分析，本文设定最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的实证模型为：
LSict=α0+α1lagmwagect+δZict+θXct
+γi+γc+γt+εict
(5)
式中，被解释变量LS表示民营企业劳动收入占比，针对劳动收入占比中过高或过低的极端值，本文对LS进行Winsor处理(P=0.05)；lagmwage表示地区滞后一期最低工资标准的自然对数值，是核心解释变量；向量Z是一系列民营企业控制变量；向量X为民营企业所在城市的一系列经济发展变量；i,c,t分别表示企业、城市、年份；γi,γc和γt分别表示企业、城市和年份固定效应；εict表示随机扰动项。
参考文雁兵和陆雪琴(2018)的研究结果，本文引入的企业控制变量组Z包括：垄断定价能力markup，以“(主营业务收入-主营业务成本)/主营业务收入”计算得到；企业融资约束loanrate以“利息支出/负债总额”计算得到；企业税收负担，以企业间接税率indirecttax和所得税实际税率incometax表示企业税收负担，分别以“(主营业务税金+应交增值税+管理费用中的税金)/(主营业务收入)”和“应交所得税/利润总额”计算得到；企业利润率profitrate用“利润总额/资产总额”计算得到；企业杠杆率leverage用“负债总额/产出总额”计算得到；企业规模lnrevenue用主营业务收入的自然对数值计算得到。
城市控制变量组X包括企业所在城市的人均GDP水平gdpper、城镇在职人员数量job、城镇单位在岗职工平均工资locwage，分别用“(所在城市地区生产总值/城市年末人口数)的自然对数值”、“城镇在职人员数量的自然对数值”和“城镇单位在岗职工平均工资水平的自然对数值”计算得到。
(二)数据说明与统计描述
本文采用数据为2005—2013年微观企业劳动收入占比数据和中国城市层面最低工资标准，分别来自中国工业企业数据库与各省份人民政府文件。
中国工业企业数据库(2005—2013年)为本文提供了被解释变量劳动收入占比数据。考虑企业法人代码的唯一性，本文按照企业法人代码将不同年份的民营企业(包括私营独资企业、私营合伙企业、私营有限责任公司、私营股份有限公司)进行匹配筛选。由于本文获取的2009年和2010年中国工业企业数据库未公布企业应付工资总额数据，无法计算劳动收入占比和工资水平，因此将2009年和2010年数据舍掉，最终得出24 194家民营企业2005—2008年和2011—2013年的微观企业面板数据，具有良好的大样本性质。参考白重恩等(2008)、魏下海等(2017)的做法，本文利用要素成本增加值(value added at factor cost)测算民营企业层面劳动收入占比。计算公式为：劳动收入占比=应付工资总额/(应付工资总额+营业利润+累计折旧+利息支出+应付增值税)。
各省份人民政府文件为本文提供了主要解释变量最低工资标准数据。考虑不同省市调整最低工资标准的时间不同，本文选取企业所在城市滞后一期的最低工资标准，以其自然对数值计算得到。主要变量的描述性统计如表1所示。
从表1统计描述可以看出，我国民营企业劳动收入占比均值为25.81%，处于较低水平。2013年样本所包含的24 194家民营企业中有118家企业月工资水平低于当地最低工资标准，占比0.49%，比重较低。直观而言，最低工资制度对民营企业的影响应集中在这118家企业之中。但是，已有研究表明，最低工资制度可能对工资水平存在溢出效应，从而对其他民营企业也会存在影响。最低工资制度对不同行业民营企业工资水平的影响将在下文实证部分进行详细分析。
(三)估计策略
考虑企业的行业差异，本文将企业分为劳动密集型、资本密集型和技术密集型三类企业。
此外，将民营企业所在城市的最低工资标准与劳动收入占比进行回归，可能面临内生性问题：一是最低工资制度与劳动收入占比之间存在反向因果关系，即一个地区的劳动收入占比会对最低工资制度产生影响。二是遗漏变量偏误问题。对此，本文一方面引入滞后一期最低工资标准自然对数值作为核心解释变量，考察滞后一期最低工资标准的变化率对当年民营企业劳动收入占比的影响，可消除当年劳动收入占比与最低工资制度之间的反向因果关系。另一方面引入企业所在城市控制变量组和城市固定效应，尽量降低企业所在城市特点对最低工资制度和劳动收入占比的内生性影响。
表1 主要变量描述性统计

四、实证分析
(一)最低工资制度影响民营企业劳 动 收 入 占比的基准估计结果
表2报告了基准回归的估计结果，其中列(1)以民营企业劳动收入占比作为被解释变量，引入企业控制变量组Z、城市控制变量组X、企业固定效应γi、城市固定效应γc和年份固定效应γt；列(2)～列(4)分别考察最低工资制度对劳动密集型、资本密集型、技术密集型民营企业劳动收入占比的影响。
列(1)显示，最低工资制度对民营企业劳动收入占比的影响并不显著，可能的原因是，在多次调整最低工资标准的情况下，民营企业资本与劳动之间存在替代关系，导致替代效应为负，抵消了工资水平上涨带来的正向效应，因此还需要将收入效应和替代效应进行分解。列(2)～列(4)显示，最低工资制度对劳动密集型民营企业劳动收入占比的影响为正，但结果不显著；对资本密集型民营企业劳动收入占比存在显著的正向影响，最低工资标准每提升1个百分点，该类企业劳动收入占比提高0.017 4；对技术密集型民营企业劳动收入占比存在显著的负向影响，最低工资标准每提升1个百分点，该类企业劳动收入占比下降0.021 2。
控制变量的结果显示，民营企业垄断定价能力、间接税率、利润率、杠杆率和企业规模与自身劳动收入占比之间存在负相关关系，结果与文雁兵和陆雪琴(2018)的研究结果相同。企业所在地人均GDP越高，民营企业劳动收入占比越低，说明民营企业劳动收入占比仍处于劳动收入占比的下降阶段。
(二)最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的效应分解
为了进一步验证理论假说，参考式(5)，本文将民营企业工资水平和资本劳动比作为被解释变量，最低工资制度作为解释变量，构建式(6)，估计其对民营企业工资水平和资本劳动比的影响，进而分析最低工资制度的影响机制：
表2 基准回归结果

说明：括号内数值为标准误，***,**,*分别表示回归系数在1%,5%,10%水平上显著，下表同。
lnwageict=β0+β1lagmwagect+ηZict
+λXct+μi+μc+μt+τict
lnK_Lict=c0+c1lagmwagect+dZict
+fXct+gi+gc+gt+ρict
(6)
式中，民营企业工资水平lnwage和民营企业资本劳动比lnK_L为式(6)的被解释变量，分别用“民营企业工资水平的自然对数值”和“(固定资本合计/从业人员总数)的自然对数值”计算得到。μi，gi分别表示企业固定效应；μc，gc分别表示城市固定效应；μt，gt分别表示年份固定效应。式(6)的回归结果见表3。
列(5)～列(8)报告了最低工资制度对民营企业工资水平的影响，估计系数表明最低工资制度提高了民营企业的工资水平，这一影响主要集中于劳动密集型企业和资本密集型企业，对技术密集型民营企业工资水平的影响不显著，最低工资制度对技术密集型民营企业不存在溢出效应。最低工资标准每提高1个百分点，劳动密集型和资本密集型民营企业的工资水平将分别上升0.144 0个百分点和0.204 6个百分点，使得全体民营企业工资水平上升0.118 4个百分点。列(9)～列(12)报告了最低工资制度对民营企业资本劳动比的影响，估计系数表明最低工资制度提高了民营企业的资本劳动比。无论所在行业是劳动密集型、资本密集型
表3 间接机制估计

还是技术密集型，民营企业都选择以资本替代劳动，导致资本深化程度加深。最低工资标准每提高1个百分点，劳动密集型、资本密集型、技术密集型民营企业资本劳动比将提高0.399 6个百分点、0.173 1个百分点，0.233 3个百分点。为什么最低工资制度对技术密集型民营企业的工资水平无显著影响，但却引起该类企业以资本替代劳动，导致资本劳动比显著提升？原因在于最低工资制度引起劳动密集型、资本密集型民营企业工资水平的上涨为技术密集型民营企业决策者带来工资上涨的信号与预期，技术密集型民营企业决策者面对未来用工成本上升的可能性，选择以资本替代劳动，因此出现最低工资制度对技术密集型民营企业工资水平无显著影响，却导致其资本劳动比上升的现象。最低工资制度提高了企业的工资水平和资本劳动比，带来收入效应和替代效应，从而验证了假设1。
式(5)中α1的系数没有区分最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的收入效应和替代效应。因此，本文将民营企业工资水平lnwage和lnK_L引入式(5)，得到式(7)：
LSict=ω0+ω1lagmwagect+ω2lnwageict
+ω3lnK_Lict+mZict+mXct
+hi+hc+ht+ϑict
(7)
将式(6)代入，得到式(8)，结果如下：
LSict=ω0+ω2β0+ω3c0+(ω1+ω2β1
+ω3c1)lagmwagect+rZict
+sXct+pi+pc+pt+qict
(8)
式中，ω1为最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的其他效应；ω2β1为最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的收入效应；ω3c1为最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的替代效应。通过对式(7)进行回归分析，估计最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的其他效应，结合表2和表3的回归结果，估计最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的收入效应和替代效应。具体计算结果见表4。
表4 最低工资制度影响劳动收入占比的效应分解

说明：在计算最低工资标准对民营企业劳动收入占比的不同效应时考虑了回归系数的显著性，将未达到10%以下显著性水平的回归系数记为0，因此表4中资本密集型企业和技术密集型企业的总效应与表2相比有所出入。一是由于资本密集型企业ω1未达到10%以下的显著性水平，对总效应的贡献记为0；二是表2中技术密集型企业的β1未达到10%以下的显著型水平，同样记为0。
结合表2～表4的回归结果可以看出，对于劳动密集型和资本密集型民营企业而言，最低工资制度带来了正向的收入效应，两类行业民营企业工资水平显著提高。最低工资标准每提高1个百分点，所带来的收入效应导致两类企业劳动收入占比上升0.013 9个百分点和0.017 8个百分点。由于技术密集型民营企业工资水平较高，最低工资制度并未对此类企业带来显著的收入效应。与此同时，无论是劳动密集型、资本密集型还是技术密集型企业，面对当地最低工资标准的上升，均选择以资本替代劳动，从而产生最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的替代效应。最低工资标准每提高1个百分点，所带来的替代效应导致三类企业劳动收入占比下降0.021 1个百分点、0.008 4个百分点、0.011 1个百分点。此外，最低工资标准提升为劳动密集型、资本密集型民营企业带来显著的其他效应，这一效应的来源可能是2008年《中华人民共和国劳动合同法》(以下简称《劳动合同法》)的实施，强化了最低工资标准的实施(丁守海，2010)。劳动密集型民营企业收入效应小于替代效应，但是由于存在正向的其他效应，导致最低工资制度影响劳动收入占比的总效应为正，最低工资制度有利于提高自身劳动收入占比。资本密集型民营企业收入效应大于替代效应，外加正向的其他效应，导致最低工资制度影响劳动收入占比的总效应也为正，最低工资制度有利于提高自身劳动收入占比。技术密集型民营企业收入效应和其他效应均不显著，但替代效应为负，导致最低工资制度的总效应为负，最低工资制度不利于提高自身劳动收入占比。
(三)民营企业资本劳动替代弹性估计
前文理论分析认为，最低工资制度对民营企业劳动收入占比的替代效应依赖于自身资本劳动替代弹性的大小，当资本与劳动存在替代关系时，替代效应为负。为验证这一结论，本文使用CES生产函数的线性近似式估计三类企业的资本劳动替代弹性：
lnYict=φ0+φ1lnKict+φ2lnLict

(9)
根据式(9)的回归结果，可得出民营企业的资本替代弹性为：
其中
通过对全样本和不同行业民营企业进行回归，得出民营企业资本替代弹性(见表5)。
表5的估计结果显示，无论是劳动密集型、资本密集型还是技术密集型私营企业，ρ小于1，符合CES生产函数的假设条件，资本劳动替代弹性σ大于1，表明资本与劳动之间均存在显著的替代关系，这一替代关系不具有行业异质性。资本与劳动间的替代关系是最低工资制度产生替代效应的根本原因，导致最低工资制度对民营企业劳动收入占比产生负向影响。但是由于最低工资标准的调整频率较高，民营企业没有充足的时间将资本劳动比提
表5 民营企业资本-劳动替代弹性估计结果

高到均衡水平，因此存在替代效应的负向影响小于收入效应的正向影响的可能性(如表4中的资本密集型民营企业)，从而验证了假设2。
五、稳健性检验
本文的稳健性检验主要包括以下两部分：一是以2007年福建省调整最低工资标准为“准自然实验”，构建双重差分模型，实证分析福建省2007年调整最低工资标准对本地民营企业劳动收入占比的影响。二是构建交互项，检验最低工资制度对民营企业劳动收入占比的影响是否通过改变企业的工资水平和资本劳动比来实现，并考察这一影响机制在《劳动合同法》实施背景下是否具有稳健性。
(一)双重差分方法
2006—2007年广东省除深圳市外未提升最低工资标准，而相邻的福建省最低工资标准提高为学者们提供了一次“准自然实验”。2006—2007年两省最低工资标准的变化见表6。
本文将福建省民营企业作为处理组，广东省(除去深圳市)民营企业为控制组，通过使用双重差分方法分析2007年福建省提高最低工资标准对民营企业劳动收入占比的影响。考虑控制企业固定效应、城市固定效应和年份固定效应会与处理组虚拟变量和年份虚拟变量产生多重共线性，因此，本文对双重差分方法进行调整，基本回归方程为：
Yict=β0+β1treatc×timet+δZict+θXct
+γi+γc+γt+εict
(10)
表6 2006—2007年福建省、广东省各市最低工资表

资料来源：马双、张劼、朱喜，2012：《最低工资对中国就业和工资水平的影响》，《经济研究》第5期。
式中，i,c,t分别表示企业、城市、年份。被解释变量Yict分别表示c市企业i在t年的劳动收入占比、工资水平和资本劳动比，计算方式与前文相同。treatc为处理组虚拟变量，若c市在2007年调整最低工资标准，取值为1；若在2007年没有调整最低工资标准，则取值为0。timet为年份虚拟变量，在2006年取值为0，在2007年取值为1。回归结果见表7。
表7 双重差分方法检验结果

表7显示，相较于广东省(除深圳市)而言，福建省2007年提高最低工资标准为民营企业劳动收入占比带来收入效应和替代效应，且收入效应均大于替代效应，回归结果与前文基本一致。2007年福建省提升最低工资标准一方面提高了民营企业工资水平，拉动劳动密集型、资本密集型和技术密集型民营企业劳动收入占比分别提高0.015,0.024,0.025 5，即最低工资标准上涨的收入效应；另一方面促进了民营企业以资本替代劳动，使得三类企业劳动收入占比分别下降0.007 1,0.004 1,0.008 9，即最低工资标准上涨的替代效应。对于福建省劳动密集型民营企业而言，最低工资标准调整带来的收入效应大于替代效应，但是由于存在负向的其他效应，最低工资标准调整的总效应为负，劳动收入占比下降0.010 7。对于福建省资本密集型民营企业而言，由于收入效应大于替代效应，外加其他效应不显著，最低工资标准调整的总效应为正，劳动收入占比上升0.019 9。对于福建省技术密集型民营企业而言，由于收入效应大于替代效应，外加其他效应为正，最低工资标准调整的总效应为正，劳动收入占比上升0.040 9。整体而言，福建省2007年调整最低工资标准为本地民营企业带来收入效应和替代效应，由于收入效应大于替代效应，本地民营企业劳动收入占比提高了0.016。
通过估计广东省和福建省民营企业的资本劳动替代弹性发现，两省民营企业资本与劳动均具有的替代关系，这一现象不具有行业差异。替代效应为负的原因在于资本与劳动之间的替代关系。福建省在2005年、2006年、2007年连续三年均调整了本省的最低工资标准，企业没有充足的时间调整自身的资本与劳动投入比例，在资本劳动存在替代关系的情况下，收入效应与替代效应共同决定了最低工资制度影响劳动收入占比的效果。从而验证了假设1和假设2。
(二)交互项检验与《劳动合同 法》实 施 虚 拟变量的检验
最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的收入效应和替代效应可通过构建交互项进行检验。通过引入最低工资标准与工资水平的交互项JHX1、最低工资标准与企业资本劳动比的交互项JHX2，可实证分析最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的两种机制，为本文提供稳健性检验。此外，理论分析认为，民营企业之所以提高资本劳动比，是因为工资水平上涨，因此最低工资制度产生的收入效应也是民营企业提高资本劳动比的作用机制。
本文选取样本期间民营企业的工资水平和资本劳动比可能受2008年《劳动合同法》实施的影响，因此本文选取代表《劳动合同法》实施的虚拟变量LAW，当year≤2007时取值为0，当year≥2008时取值为1，考虑同时控制《劳动合同法》实施虚拟变量LAW和年份固定效应可能导致多重共线性问题，因此在引入《劳动合同法》实施虚拟变量LAW时不再控制年份固定效应。表8显示了交互项检验和引入《劳动合同法》实施虚拟变量检验的回归结果。
列(25)是以民营企业劳动收入占比作为被解释变量，同时引入企业工资水平、JHX1、民营企业资本劳动比、JHX2的回归结果。结果显示，交互项的系数均在1%的水平显著，且JHX1的系数为正，JHX2的系数为负，最低工资标准lagmwage的系数变得不显著，说明收入效应和替代效应是最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的两种重要机制。列(26)是以民营企业资本劳动比作为被解释变量，同时引入企业工资水平和JHX1的回归结果。结果显示，交互项JHX1为正，证明前文理论假设，最低工资制度提高了民营企业工资水平，企业面对用工成本上涨，选择以资本替代劳动，从而提高了自身资本劳动比，收入效应是产生替代效应的机制。
列(27)～列(30)是引入《劳动合同法》实施虚拟变量的回归结果。列(27)显示，在控制《劳动合同法》实施虚拟变量后，最低工资制度提高了民营企业的劳动收入占比。列(28)～列(29)表明，在控制《劳动合同法》实施变量后，最低工资制度提高了民营企业的工资水平和资本劳动比。列(30)同时引入民营企业工资水平、JHX1、民营企业资本劳动比、JHX2，交互项的系数均在1%的水平下显著，且JHX1的系数为正，JHX2的系数为负。在控制《劳动合同法》实施效果的情况下，提高工资水平和企业资本劳动比仍是最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的两种重要机制。
表8 交互项检验与《劳动合同法》实施虚拟变量检验的回归结果

六、结论与政策含义
本文通过构建“最低工资制度—工资/资本劳动比—民营企业劳动收入占比”的理论分析框架，基于中国工业企业数据库2005—2008年和2011—2013年的民营企业面板数据进行实证分析，得出以下结论：
第一，若单次调整最低工资标准，企业将有充足的时间调整自身的要素投入比例，在资本与劳动存在替代关系的条件下，最低工资制度最终降低了民营企业劳动收入占比。若多次频繁提高最低工资标准，企业没有充足的时间使自身要素投入比例达到均衡，最低工资制度对企业劳动收入占比的影响可分解为提升工资水平的收入效应和提升资本劳动比的替代效应，在资本与劳动存在替代关系的条件下，最低工资制度影响民营企业劳动收入占比的总效应取决于收入效应和替代效应的相对大小。
第二，最低工资制度为整体民营企业、劳动密集型民营企业、资本密集型民营企业带来正向的收入效应，工资水平的上涨导致企业以资本替代劳动，在资本与劳动存在替代关系的情况下，替代效应为负，外加正向的其他效应，最终最低工资制度提高了整体民营企业、劳动密集型民营企业和资本密集型民营企业的劳动收入占比。对技术密集型民营企业而言，最低工资制度的收入效应不显著，但由于企业面对其他行业工资水平上涨，也选择以资本替代劳动，带来负向的替代效应，因此最低工资制度降低了技术密集型民营企业的劳动收入占比。福建省2007年调整最低工资标准的双重差分分析、引入交互项和《劳动合同法》实施虚拟变量的稳健性检验也得出相似结论。
最低工资制度整体上提高了民营企业劳动收入占比，对“共享”发展理念的落实、“毫不动摇地鼓励、支持和引导非公有制经济发展”“大力支持民营企业发展壮大”具有重要的政策指导意义。首先，资本与劳动的替代关系导致最低工资制度对民营企业劳动收入占比产生负向的替代效应，这要求企业和政府重视劳动者技能的培训，以技能提升带动资本与劳动的互补性，尤其关注技术密集型民营企业劳动力的技能培训，推动“共享”发展理念的落实实施。其次，我国民营企业劳动收入占比较低，民营企业比重上升将拉低整体劳动收入占比。最低工资制度有利于提高民营企业的劳动收入占比，要求当地政府重视对最低工资制度的实施监管，在鼓励发展民营企业的同时提高民营企业劳动收入占比。最后，表8的回归结果列(27)显示，2008年《劳动合同法》的实施可以提高民营企业的劳动收入占比，《劳动合同法》第74条、第85条明确规定了企业所在地人民政府劳动行政部门需要对用人单位执行最低工资制度的情况进行监督检查。通过将《劳动合同法》与最低工资制度相配合，切实保障民营企业劳动者收入权益，在推动民营企业发展的同时提高劳动收入占比。
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CAN THE MINIMUM WAGE SYSTEM INCREASE THE SHARE OF LABOR INCOME IN PRIVATE ENTERPRISES
JIANG Wei
(School of Economics, Minzu University of China)
Abstract: Based on the behavior of factors input in private enterprises, this paper explores the impact of the minimum wage system on the share of labor income in private enterprises. The panel data of private enterprises from 2005—2008 and 2011—2013 show that the minimum wage system improves the labor income share of private enterprises in labor-intensive and capital-intensive industries, and reduces the labor income share of technology-intensive private enterprises. The influence of the minimum wage system on the share of labor income in private enterprises is mainly realized indirectly through the two mechanisms of wage level and capital-labor ratio. Through the decomposition of the impact mechanism, it is found that the minimum wage system significantly improves the wage level of labor-intensive and capital-intensive private enterprises, bringing about significant income effect, but it also leads to capital substitution for labor, resulting in significant negative substitution effect. Overall, the minimum wage system has significantly increased the share of labor income in private enterprises. Therefore, in order to give full play to the positive effect of the minimum wage system on the share of labor income in private enterprises, it is important to continue to adjust the minimum wage standard, implement relevant laws and regulations, and improve the skill level of workers.
Key words: minimum wage system; wage level; capital-labor ratio; private enterprises; labor income share
* 姜伟，中央民族大学经济学院，邮政编码：100081，电子信箱：jiangw913@outlook.com。本文得到国家社科基金青年项目“人工智能对就业和收入分配的影响研究”(18CJY010)的资助。感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。
(责任编辑:杨万东)