最低工资会影响空气污染吗？——来自中国企业SO2排放的证据

郑妍妍，闫雨薇

（1.天津外国语大学 国际商学院，天津 300204；2.河北工程大学 图书馆，河北 邯郸 056038）

一、引 言

企业是造成空气污染的主体，一旦政府对企业排污进行管制，减少排放污染将增加企业的生产成本，降低企业的生产效率和市场竞争力。［1－2］除了环境管制政策导致的排污成本，企业还面临着政府的另一项管制——最低工资政策。最低工资标准提升不仅会增加低技能劳动力的工资收入，同时也可能推升高技能劳动力的工资水平，最终将增加企业的劳动力雇佣成本。［3－4］

在环境规制政策的限制作用下，企业会通过减少污染相关的生产规模、提升资源的利用效率或采用清洁的生产技术减少对周边环境的污染。［5－6］排污成本的存在激发了企业以降低成本为目标的创新活动，提高了企业的生产效率和市场竞争力，但这一影响将因技术创新周期而在长期才得以显现。［7－8］最低工资政策引致的劳动力成本上升，促使企业以资本等其他要素替代劳动力，如果要素间不能平滑替代，企业将通过技术创新和提高劳动生产率来压缩单位劳动力成本。［9］Mayneris等的研究结论表明，最低工资标准调整提升了企业的劳动生产率水平，且在最低工资频繁上调时期，生产率高的企业存活于市场中，而生产率低的企业则退出市场。［10］程晨等基于2001～2013年中国上市公司数据的研究发现，劳动力成本上升通过技术创新替代效应促进了企业的持续增长。［11］

综上可见，环境规制政策和最低工资政策都将直接冲击企业的生产成本，并间接对企业的生产率或技术创新带来激励效应。同时，生产成本、生产率提升或技术创新是影响企业排污的重要因素。那么，最低工资政策的实施从成本效应和生产率效应视角分析是增加了企业的排污还是遏制了企业的排污？如果最低工资政策增加了企业的排污，这将削弱环境规制政策的效果；如果最低工资政策减少了企业的排污，则将进一步增强环境规制政策的作用，不同的结论方向将对地方政府在控制环境污染时如何调整最低工资标准提供来自企业层面的依据。

中国劳动和社会保障部于2003年底出台了《最低工资规定》，并于2004年3月在全国范围内实施，此后各地最低工资标准的调整频率和增幅逐年提高。但迄今为止，研究最低工资制度对中国工业企业排污影响的文献还很罕见，为此本文基于《中国工业企业数据库》《中国工业企业污染数据库》以及中国各省市历年最低工资标准和环境规制相关数据，从微观企业层面研究了最低工资标准对中国工业企业空气污染水平的影响。与以往研究企业污染的文献相比，本文研究了最低工资标准对我国工业企业空气污染水平的影响，基于微观企业大样本数据的研究进一步丰富了规制政策影响环境污染的研究成果，探讨了最低工资制度影响企业空气污染的可能路径，并从环境规制和企业特征两个维度检验了最低工资标准对企业空气污染水平的差异性影响。

二、数据、模型及变量说明

（一）数据来源与处理

本文采用的数据集包括：《中国工业企业污染数据库》，其提供了企业排污的相关信息，统计了占污染负荷或地区排放85%以上的工业企业，从地区污染主体来说具有较好的代表性；［12］《中国工业企业数据库》汇总了我国所有国有以及规模以上非国有工业企业的生产经营数据；手工汇总整理的中国城市最低工资标准数据。数据库间的合并按照以下步骤完成：首先，参考Brandt等的方法，按照企业代码和名称匹配合并历年中国工业企业数据库；［13］其次，按照企业代码和企业名称合并中国工业企业数据库和中国工业企业污染数据库；第三，整理企业层面的合并数据库，剔除重复记录和关键变量缺失的企业，删除有明显错误或不符合会计记账规则的企业，剔除企业规模较小的样本（从业人数小于8人）；最后，按照城市代码将企业层面的数据库和城市最低工资标准数据进行合并。根据核心变量数据的相对完整性，本文将研究区间设定为2000～2010年。

（二）模型设定

为检验最低工资标准对空气污染的影响，本文将计量模型设定如下：

在（1）式中，下标i表示企业，t表示年份，c表示城市，j表示行业。被解释变量SO2it表示企业i在t年的空气污染水平，核心解释变量minwagect表示企业i所在城市c在t年的最低工资标准，firmit，k表示企业层面影响企业空气污染的控制变量。中国在2006年之后实施了更为严格的环境规制政策，为控制环境规制政策对企业排污的影响，在模型中加入了时间虚拟变量δ＿regulationt，在2006年之前将其设定为0，在2006年及之后设定为1。企业排污在地区和行业间存在较大差异，为此模型中也控制了行业固定效应θj和城市固定效应λc，εit为随机误差项。

（三）变量说明

1.被解释变量——空气污染水平（SO2）

中国工业企业污染数据库中报告的企业空气污染物主要包括SO2、烟尘和工业粉尘。由于燃煤的使用比重较大导致企业排放的空气污染物以SO2为主，同时数据库中SO2排放物统计的样本量较大、缺失值较少，因此本文将空气污染聚焦于SO2的排放水平。企业的SO2排放量会伴随生产规模扩大而增加，为了去除规模的影响，本文以SO2排放量与产值之比测度企业的SO2排放水平。

2.核心解释变量——最低工资标准（minwage）

在中国，最低工资标准调整由省级政府根据城市实际经济发展和生活成本等情况设立差别化的最低工资水平，一般一至两年调整一次。由于区域间经济发展的不均衡状况，最低工资水平以及调整幅度在城市间存在较大差距，这保证了最低工资标准变量的变异性。需要注意的是，各省级行政区域的最低工资标准调整时间一般在年中或年末，再加上企业雇佣合同签署特点导致的工资粘性，最低工资标准调整后对企业生产经营的影响并不会在当期呈现。为此，我们在基准回归中采用最低工资标准的滞后一期，并以最低工资标准的滞后二期进行估计结果的稳健性检验。

3.控制变量

为了避免遗漏重要变量产生的内生性问题，本文控制了影响空气污染的其他因素，具体包括：年龄（age），以样本观测当年与企业成立年份的差值计算；生产率（productivity），以企业工业总产值除以企业年末就业人数衡量；资本密集度（capital intensity），以企业固定资产合计额除以企业年末就业人数计算；利润率（profit ratio），以企业利润总额除以工业销售产值计算；燃煤使用量（usage of coal）；所有制结构（ownership），按登记注册类型将企业分为5类，分别是国有企业（soes）、集体企业（coes）、民营企业（private）、中国港澳台资企业（hmtie）以及外资企业（fies），［13］并通过设定虚拟变量表示每一类别企业，其中1代表对应类别企业，0表示其他类型企业；产业集聚程度（agglomeration），采用EG指数测算，因其综合考虑了企业在区域和产业内的集聚程度。为避免异方差对估计结果的影响，上述变量中除虚拟变量之外的其他变量均取自然对数。对存在零值的变量取对数时，采用原变量加1后再取对数处理。①限于篇幅，文中未列示描述统计分析，如有需要请与作者联系备索。

三、估计结果分析

（一）基准回归

为避免遗漏变量带来的内生性问题，本文采用面板个体固定效应方法估计模型（1）。考虑到最低工资政策实施的滞后性，我们分别检验了最低工资的滞后一期和滞后二期对企业空气污染水平的影响。表1中列（2）和列（3）的估计结果显示最低工资标准提升显著降低了企业的空气污染水平，且这种影响具有动态延续性。最低工资水平增加1%，将导致企业次年的SO2排放水平显著下降0.04%，这种负向影响在随后年份依然显著但影响程度有所下降。可见，最低工资标准提升抑制了企业的空气污染水平。

表1 基准估计结果

（二）稳健性检验

中国的最低工资标准由省级政府层面调整，主要根据当地经济发展状况和生活成本情况决定最低工资标准的调整幅度。相对本文研究的企业空气污染问题，最低工资标准这一变量具有较强的外生性，且我们在模型中考虑了最低工资标准调整的滞后性，企业当期的空气污染水平并不能影响政府在前期的政策行为，为此在最低工资标准和企业空气污染水平之间并不存在双向因果关系。同时，考虑到遗漏重要变量可能带来的内生性问题，本文采用了面板个体固定效应模型的估计方法，并在模型设定中包括了影响企业排污的企业层面、行业层面、环境规制政策层面以及地区层面的控制变量。因此，接下来我们将着重关注变量的测量误差问题。

首先，企业SO2排放量缺失值的处理。数据库中存在同一家企业的SO2排放量在研究区间并不连续的问题，为此我们以插值法对前后两年均有记录但中间年份缺失的数据进行了补充。表2列（2）和列（3）报告了数据补充后的估计结果，最低工资标准提升对企业SO2排放量的影响依然显著为负，影响程度与基准回归结果相比基本一致。其次，最低工资标准变量的处理。由于行政区划代码的变更和统计存在的缺失，海南和新疆的企业在匹配地级市最低工资标准时未匹配成功的企业较多，为此在基准回归中对位于海南和新疆的企业采用省级层面而非地级市层面的最低工资标准。考虑到可能存在的测量误差，我们将位于这两个省区中的企业删除后重新进行回归。表2中列（4）和列（5）的估计结果显示，在剔除掉这两个省区中的企业样本之后，最低工资标准提升对企业空气污染水平的影响依然显著为负，且影响程度与基准回归结果相似。

表2 稳健性检验

四、进一步探讨

（一）影响机制分析

最低工资标准提升可能通过两个渠道影响企业的空气污染水平。首先，生产成本渠道。最低工资标准提升增加了企业的劳动力成本，以利润最大化为目标的企业为保持生存将可能挤压企业在其他方面的成本支出，例如为减少排污所投入的成本。其次，生产率渠道。最低工资标准调整改变了要素间的相对价格，为降低生产成本企业将以资本等其他要素替代劳动力。然而要素间并不能平滑替代，此时企业将通过技术创新或提高劳动生产率来压缩单位劳动力的成本。技术创新或劳动生产率的提高将为企业带来规模效益，同样的排污成本投入将带来更大产量规模，进而可降低企业单位产值的污染强度。综上，企业的生产成本和生产率是最低工资标准调整影响企业空气污染水平的中间传递机制，为此本文将采用中介效应模型对上述两种可能的影响机制进行检验，具体模型设定如下：

在（2）～（4）式中，meffectit表示企业成本（costit，以企业主营业务成本衡量）或企业的生产率水平（productivityit，以劳动生产率测算），其他变量设定与模型（1）一致。如果β1和γ2的估计结果显著，中介变量将是最低工资标准调整和企业排污水平之间的传递途径。

1.成本的中介效应分析

表3报告了以生产成本为中介变量的估计结果，前三列报告了最低工资标准滞后一期经由生产成本对企业空气污染水平的影响，后三列则报告了最低工资标准滞后二期的相应影响。其中，列（3）和列（5）的估计结果显示，当年最低工资标准提升1%，将导致后续年份中企业的生产成本显著上升0.54% ～0.59%。最低工资显著增加了企业的生产成本，这种影响是长期且较为稳健的。列（4）和列（7）的估计结果显示在考虑成本因素后，企业后续年间的空气污染水平呈现增加的趋势。生产成本在最低工资政策与企业空气污染水平之间起到了显著的遮掩效应，最低工资标准推高了企业的生产成本，进而加剧了企业的空气污染水平。

表3 成本的中介效应分析

2.生产率的中介效应分析

表4报告了以企业生产率为中介变量的估计结果。列（2）和列（4）的估计结果显示，最低工资标准提升显著提高了企业生产率，当年最低工资标准提升1%，导致企业在随后两年的生产率分别增长了0.78%和0.65%。在面对最低工资标准提升带来的成本压力时，企业选择提升生产率水平予以应对。同时，生产率水平的提升将为企业带来可观的规模经济，提高资源或要素投入的回报率，有利于降低企业的空气污染水平。列（4）和列（7）的估计结果验证了这一点，在控制了企业的生产率水平后，最低工资标准提升对企业空气污染水平的直接影响依然显著，但相比列（2）和列（4）中的估计系数，列（4）和列（7）中最低工资标准系数的绝对值有了大幅下降，这说明企业生产率在其中发挥了显著的中介效应，即最低工资标准经由提升企业生产率降低了企业的空气污染水平。

表4 生产率的中介效应分析

（二）异质性分析

1.环境规制程度的异质性分析

中国2006年出台的“十一五”规划将113个城市划为环保重点城市①“十一五”规划中的113个环保重点城市为：北京、天津、上海、重庆；石家庄、太原、呼和浩特、沈阳、长春、哈尔滨、南京、杭州、合肥、福州、南昌、济南、郑州、武汉、长沙、广州、南宁、海口、成都、贵阳、昆明、拉萨、西安、兰州、西宁、银川、乌鲁木齐；大连、青岛、宁波、厦门、深圳；秦皇岛、唐山、保定、邯郸、长治、临汾、阳泉、大同、包头、赤峰、鞍山、抚顺、本溪、锦州、吉林、牡丹江、齐齐哈尔、大庆、苏州、南通、连云港、无锡、常州、扬州、徐州、温州、嘉兴、绍兴、台州、湖州、马鞍山、芜湖、泉州、九江、烟台、淄博、泰安、威海、枣庄、济宁、潍坊、日照、洛阳、安阳、焦作、开封、平顶山、荆州、宜昌、岳阳、湘潭、张家界、株洲、常德、湛江、珠海、汕头、佛山、中山、韶关、桂林、北海、三亚、柳州、绵阳、攀枝花、泸州、宜宾、遵义、曲靖、咸阳、延安、宝鸡、铜川、金昌、石嘴山、克拉玛依。，对这些城市实施了更为严格的环境规制政策，尤其体现在对SO2排放量的限定上。本文按照是否属于113个环境重点保护城市将企业划分为两个样本，分别进行基准模型的估计。表5中列（2）和列（3）报告了分样本的估计结果，在113个环保重点城市中，最低工资标准提升对企业空气污染水平的影响显著为负，而在其他城市中这种影响并不显著。在全样本中，最低工资标准提升1%将导致次年企业的SO2排放水平下降0.04%，而113个环保重点城市中企业的SO2排放水平将下降0.07%。

此外，中国对重污染行业的环境监控程度更大，相应地重污染行业受到的环境管制程度也比轻污染行业要高。我们按照SO2排放总量将排放量最大的前6位行业归为重污染行业（包括电力／热力生产和供应业、非金属矿物制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、化学原料和化学制品制造业、有色金属冶炼及压延加工业以及石油加工／炼焦和核燃料加工业），其他行业归属为轻污染行业。表5中列（4）和列（5）报告了在不同污染程度的行业中，最低工资标准对企业空气污染水平的影响。结果显示，最低工资标准调整对重污染行业企业空气污染水平的影响更为显著，影响力度更大。最低工资标准提升1%，将导致重污染行业中企业的SO2排放水平下降0.08%，而轻污染行业企业排放水平仅下降0.02%。

表5 环境规制程度的异质性分析

综上，不论是在环境规制程度更高的地区还是行业，最低工资政策都表现出更强的抑制企业排污的作用。环境规制政策迫使企业将污染的外部性内部化为企业的生产成本，而最低工资标准提升施加的另一重成本压力又进一步通过成本效应或生产率效应降低了企业的空气污染水平。

2.企业的异质性分析

首先，企业的所有制结构。不同所有制结构的企业在经营目标、要素配置以及面对的市场壁垒等方面存在明显差异。相比其他类型企业，国有企业的目标不仅仅是利润最大化，还承担了诸如稳定就业等其他方面的责任。在要素替代方面，国有企业的灵活性相比其他企业更差，难以快速根据经济环境的变换进行要素投入类别的转换。同时，国有企业面临退出市场的风险较小，最低工资标准经由成本或生产率路径对国有企业SO2排放水平的影响力度可能并不明显。表6中列（2）和列（3）的估计结果验证了这一分析，最低工资水平提升对国有企业SO2排放水平的影响是弱显著的，而对非国有企业的影响则是强显著的。与此同时，最低工资标准提升引致的减排效应在非国有企业中也更为显著。

其次，企业的资本密集度。通过计算企业资本密集度的中位数，将高于中位数的企业归为资本密集型企业，低于中位数的企业归为劳动密集型企业。表6中列（4）和列（5）报告了分样本的估计结果，最低工资标准提升同时降低了资本密集型和劳动密集型企业的空气污染水平，但这一抑制排污的效应在资本密集型企业更大。相比劳动力要素，资本更易和技术相结合。最低工资标准提升带来的生产成本压力，将促使企业采用更先进、更清洁的技术进行生产，而更易和技术结合的资本密集型企业将从技术改革、生产效率提升中获得更大的减排效应。

第三，技术水平。本文采用Olley和Pakes提出的方法估算了企业的全要素生产率，［14］并以其作为企业技术水平的代理变量。这种估计方法需要在生产函数中引入企业的当期投资变量作为不可观测的生产率的替代变量，并可以同时消除生产函数估计中的同时性偏差和样本选择偏差。然而，中国工业企业数据库仅在1998～2007年提供了与企业投资相关的数据，因此针对企业技术水平异质性表现的检验限定在2000～2007年。通过计算全要素生产率的中位数，将高于中位数的企业归为高技术水平企业组，低于中位数的企业归为低技术水平企业组，分样本的估计结果参见表6中列（6）和列（7）。最低工资政策抑制企业空气污染水平的效应在技术水平较高的企业中更为显著和突出。这也再一次佐证了生产率的中介传递机制，面对最低工资标准提升带来的成本压力，技术水平更高的企业将有更大的技术基础和空间提升企业的生产效率或采用更为清洁的技术，进而可更有效地减少对大气的污染。

表6 企业的异质性分析

五、结 论

大气污染已成为影响人类正常生活的重要因素之一。本文基于微观企业面板数据检验了最低工资标准提升对我国工业企业空气污染水平的影响。研究结论表明：最低工资标准提升显著降低了我国工业企业的空气污染水平，在考虑了内生性问题后，这一结论依然稳健。生产成本渠道和生产率渠道是最低工资标准影响企业空气污染水平的重要传递路径，其中生产成本发挥了显著的遮掩效应，最低工资标准提升通过增加企业的生产成本推高了企业的空气污染水平；生产率渠道则发挥了显著的中介效应，最低工资标准因提高了企业的生产率水平而降低了企业的空气污染水平。在环境规制更强的地区或行业中，最低工资标准提升对企业空气污染水平的抑制作用更大。与此同时，非国有企业、资本密集型企业以及技术水平较高的企业，在最低工资标准提升的背景下，其空气污染水平有了更大幅度的下降。

在环境问题日益严重、气候灾难频发的当今世界，生态文明建设已成为党和政府战略布局中的重要内容之一，环境规制政策日趋严格已成为微观个体和企业发展面临的客观时代背景。本文的研究结论意味着，在治理环境污染方面，最低工资政策引致的成本效应和生产率效应进一步夯实了环境规制政策对企业排污的抑制作用。在环境规制的大前提下，最低工资政策带来的成本压力激励企业采取节能、绿色的生产技术，降低了企业对空气的污染。长期来看，最低工资政策的调整在改善就业福利的同时，也能改善环境问题，促进产业转型升级，促使企业提升生产率和竞争力。但与此同时，也要关注最低工资政策在企业间的异质性影响。最低工资政策引致的成本效应，在短期将使劳动密集型或技术水平较低的污染企业面临较大的生存危机，有可能导致该类企业退出市场而引发一定的失业问题。政府应采取税收减免或环保设施技术补贴等手段减轻这一类型企业受到的短期政策冲击。