同行公司最低工资标准与公司产品市场竞争

田 敏，周泉秀，田粟源

(1.胜利油田石油开发中心有限公司，山东 东营 257000；2.山东财经大学 会计学院，山东 济南 250014)

本文研究了同行公司的最低工资标准对目标公司产品市场表现的经济影响。劳动力因素一直是大量理论和实证工作的主题(John等，2015；Acharya等，2014)[1-2]。我们并不把这项研究的目标局限于为大量的关于最低工资标准的文献增加依据；相反，我们研究的是同行效应如何影响目标公司产品市场表现，例如同行公司的最低工资标准方面。先前的研究认为最低工资标准一直被视为一项重要的劳动保护政策。虽然有大量文章研究劳动力保护政策与产品市场表现的关系，但是像同行公司最低工资标准这类的同行公司劳动力保护政策对产品市场的影响的领域一直未被探索。本文将通过检验同行公司最低工资标准和目标公司产品市场表现之间的关系来填补这一空白。

劳动力因素在资本市场的影响吸引了越来越多来自政府和学术界的关注。商业决策是公司利益相关者协商谈判的结果。作为公司股东，员工的性格和行为影响着公司决策(Dessaint 等, 2017；Call等, 2017)[3-4]。最低工资标准一直以来被视为一项重要的劳动力保护政策，并且政府通过设定最低工资来影响一个地区的工资水平。那么，目标公司产品市场表现会受同行公司的最低工资标准的影响吗？

通过使用2004—2019年相关数据，我们研究同行公司最低工资标准是否能影响目标公司产品市场表现。我们发现同行公司最低工资标准提高了目标公司产品市场表现，并且两者间有显著的正相关关系。但是，当目标公司为国有企业、劳动力密集型公司或在产品市场竞争强烈的行业内，同行公司最低工资标准与目标公司产品市场表现间的关系相对不太显著。

同行公司最低工资标准和目标公司产品市场表现间的负相关关系很可能也受被省略变量或反向因果关系的影响。例如，同行公司最低工资标准和目标公司产品市场表现都可能被一些不可观测到的因素影响。我们使用GMM模型、固定模型和随机模型去解决潜在的问题。在控制内生性问题后，我们得到了同行公司最低工资标准和目标公司产品市场表现间的显著正相关关系。

本文的理论贡献为：(1)补充和完善了劳动力保护政策的后果研究。虽然现有文献发现劳动力保护政策可以影响劳动力供给，进而影响企业决策(Benmelech等，2015；Serfling，2016)[5-6]。但未考察其对公司产品市场份额的影响。本文的研究进一步为公司劳动力保护的后果提供了经验证据。(2)丰富和拓展同行效应研究。早期学者从同行公司创新、同行公司信息披露和同行公司股价噪声等角度研究非制度因素对目标公司决策的影响。本文从同行公司制度因素的角度考察同行公司所在省份最低工资标准的变化对目标公司决策的影响。

一、研究假设和理论分析

1.同行公司最低工资标准与目标公司市场表现

同行公司最低工资标准对目标公司市场表现的影响主要表现为成本效应和减员效应两个方面。成本效应是指高于市场均衡工资水平的最低工资标准的提高会导致经济中劳动力成本增加。产品的生产需要同时使用多种要素并保持一定比例，而且生产要素价格之间具有联动效应。区域内劳动力成本的提高将导致资本和其他要素成本的提高，此时企业生产产品所耗费的成本提高。此种情况下，当同行公司劳动力价格提升时，目标公司拥有更大的成本优势。所以，在产品市场上，同行公司最低工资标准提高越大，目标公司拥有更大的竞争优势。对于减员效应来说，最低工资标准上调将迫使企业解雇部分低技能员工。然而，高技能员工和低技能员工之间的技术交流对于提高企业竞争力具有重要作用。已有研究表明，员工技能和学历背景多样性可以提高企业绩效(Parrotta等, 2014)[7]。此外，最低工资标准对高技能员工也具有溢出效应，公司也会因为最低工资标准的提高而解雇高技能员工。所以，在劳动力市场，同行公司最低工资标准越高，同行公司越可能解雇员工而导致公司竞争能力下降。基于此，我们提出第一个假设：

假设1：其他条件不变，同行公司最低工资标准提高了目标公司竞争优势。

2.劳动密集型公司、同行公司最低工资标准与目标公司市场表现

企业对于劳动力的依赖性会影响劳动力在劳工关系中的地位。公司对劳动力依赖性越强，劳动力在劳工关系中就越强，企业调整劳动力结构的能力就越差。所以，当同行公司由于最低工资标准提升而解雇员工时，劳动密集型企业会由于保持劳动力结构比例而获得更大的竞争优势。此外，由于在劳动力密集的企业中，劳动力成本在要素成本中占比大，劳动密集企业更关注劳动力政策的变化。而且，目标公司对于具有同质产品特性的同行公司信息更加敏感。已有研究表明，同行公司同质信息具有传染性。由于劳动力密集公司对于劳动力依赖性强，劳动密集型公司更加关注同行公司劳动力市场价格变化。所以，当同行公司最低工资标准提高时，劳动密集公司更可能抓住同行公司最低工资标准提高而带来的成本优势。因此，劳动密集型企业由于稳定的劳动力结构比例和更关注同行公司劳动力价格变化而获得竞争优势。基于以上分析，我们提出第二个假设：

假设2：其他条件不变，在劳动力密集公司中，同行公司最低工资标准与公司市场表现之间的关系更加显著。

3.产权性质、同行公司最低工资标准与目标公司市场表现

产权性质对于同行公司最低工资标准与目标公司市场表现之间关系的影响主要受到薪酬激励作用和经营失败惩罚的影响。对于薪酬激励的作用，国有企业管理层的工资受到政策限制，国有企业管理层很难由于业绩突出而获得更多的薪酬，而且他们更倾向于追求稳定的经营，从而获取资历而得到升迁。而在非国有企业中，若管理层获得高薪酬，必然要有突出的业绩支撑。所以，在非国有企业中薪酬激励的作用强于国有企业，因此，与国有企业相比，非国有企业管理层更加关注同行公司最低工资标准所带来的竞争优势。对于经营失败惩罚的作用，国有企业有政府支持，若经营失败，投资者有更强的容忍性，但非国有企业的管理层面临失败却极有可能被罢免。因此，非国有企业的管理层会为避免失败从而保住公司地位而更加勤勉尽责。以上两条理由可得，非国有企业的管理层更加关注同行公司最低工资标准对公司市场表现的影响。基于以上分析，我们提出第三个假设：

假设3：其他条件不变，在非国有企业中，同行公司最低工资标准与目标公司市场表现之间的正相关关系增加显著。

4.行业特征、同行公司最低工资标准与目标公司市场表现

产品市场竞争通过破产威胁效应和监督效应两个维度影响管理层的行为。从破产威胁机制来看，激烈的产品市场竞争压缩公司利润，如果公司管理者不勤勉尽职，公司甚至会破产清算，公司高管也难以避免地面临被解雇的风险。因此，公司面对更多的竞争对手和残酷的竞争时，管理层更加谨慎与勤勉尽责(李小荣，2018)[8]。此外，在竞争激烈的行业内，不称职的管理层更容易被发觉而被解雇。从监督效应来看，激烈的产品市场竞争有助于股东和投资者获取行业内公司的成本信息、盈利信息、业绩信息以及风险状况。外部投资者和投资者可以获得更多的公司信息来监督管理层的行为。由于破产效应和监督效应，产品市场竞争激烈行业内的企业违规成本变高。所以，产品市场竞争激烈行业内的企业管理层更加勤勉尽责，从而更可能抓住同行公司最低工资标准提高而带来的竞争优势。此外，产品市场竞争激烈的行业内，公司管理层更有可能探查到同行公司的信息，此时公司间的劳动力价格更加透明。当同行公司最低工资标准提高时，目标公司更可能关注到同行公司劳动力价格的变化，从而抓住竞争优势。因此，在激烈的产品市场竞争行业内，目标公司更加勤勉尽责和关注同行信息的变化，从而获得竞争优势。基于以上分析，我们提出第四个假设：

假设4：其他条件不变，在产品市场竞争激烈的行业内，同行公司最低工资与目标公司产品竞争优势之间的正相关关系更加显著。

二、实验设计

1.样本选择与数据来源

中国各省份从2004年进行最低月工资标准改革，本文以2004—2019年度沪深两市A股上市公司数据为样本。由于实证分析是滞后一期研究，所以研究期间为2005—2019年。本文对数据进行以下处理：删除金融行业公司的样本，剔除数据缺失样本，剔除ST数据。根据以上标准，共收集28,546个公司年度数据。同时，对数据进行1%和99%分位Winsorize处理。公司的所有数据来自CSMAR数据库。

2.变量定义

(1)公司市场表现(Com)。本文利用模型式(1)衡量公司市场表现。

Comi,t=Sd-ΔSd

(1)

其中，Sd为主营业务增长率，ΔSd为行业和年度主营业务增长率的平均值。

(2)最低工资变量(Minwage)。借鉴陈瑶(2017)的做法，本文利用公司最低月工资标准衡量最低工资变量，上市公司注册地所在省份当年最低月工资标准上限，深圳单独作为一个地区[9]。

(3)产品市场竞争程度(HHI)。根据伊志宏等(2010)的做法，本文选用赫芬达尔指数(HHI)进行对产品市场竞争程度的衡量[10]。具体模型如式(2)所示。

HHI=∑(Si,t/S)2

(2)

其中，Si,t为公司i第t年主营业务收入，S为同行业公司总的主营业务收入。

(4)同行公司变量。本文借鉴了Foucault和Fresard(2014)的方法，衡量同行公司变量的指标为相同年度和相同行业内相应变量排除自身公司的平均值[11]。

(5)控制变量。本文借鉴了杨兴全(2016)的做法，本文控制了公司规模(Sizei)、债务杠杆(Levi)、销售费用(Sei)、公司投资(Investi)、同行公司规模(Size-i)、同行公司债务杠杆(Lev-i)、同行公司销售费用(Se-i)、同行公司投资(Invest-i)等变量，其余具体变量定义如表1所示。此外，本文还控制了行业与年度虚拟变量[12]。

表1 变量定义

3.模型设计

借鉴Foucault和Fresard(2014)做法，本文采用模型(3)检验同行公司最低工资对公司市场表现的影响[11]。

com-i,t=αt+σt+δt+ηMinwage-i,t+φControlVariables-i,t-1+φControlVariablesi,t-1+εi,t

(3)

其中，Comi,t表示为公司市场表现，Minwage-i,t为同行公司最低工资，ControlVariablesi,t为目标公司的控制变量，ControlVariables-i,t-1为同行公司的控制变量，αt为模型截距，εi,t为模型。

三、实证检验与分析

1.描述性统计

表2为模型中主要变量描述性统计结果，目标公司市场表现(Comi,t)的均值为-1.88，中位数为-0.518；同行公司最低工资标准(Minwage-i,t)的均值为1.405，中位数为1.52；目标公司最低工资标准(Minwagei,t)的均值和中位数分别为1.405和1.48；目标公司劳动力密集程度(Intensivei,t-1)的均值和中位数分别为0.077和0.039；产权性质(Soe)的均值和中位数分别为0.44和0；目标公司产品市场竞争(HHI)的均值和中位数分别为0.078和0.01。其余控制变量取值情况如表2所示。

表2 描述性统计

2.实证结果分析

模型(3)检验了同行公司最低工资与目标公司市场表现的之间的关系。如表3所示，该表显示了同行公司最低工资标准与目标公司市场表现的回归结果。(1)中未加入控制变量，同行公司最低工资标准(Minwage-i,t-1)对目标公司市场表现(Comi,t)的系数为48.464，且其显著性达到了1%。(2)中加入控制变量，同行公司最低工资标准(Minwage-i,t-1)对公司市场表现(Comi,t)的系数为41.356，且其显著性达到了1%。以上结果显示，同行公司最低工资标准越高，则目标公司更可能因为“成本优势”和“减员效应”获得竞争优势，该结果支持“假设1”。

在控制变量方面，公司规模(Sizei,t-1)对公司市场表现(Comi,t)的系数为-0.134，且显著性达到1%；债务杠杆(Levi,t-1)对公司市场表现(Comi,t)的系数为0.576，且显著性达到了1%；销售费用(Sei,t-1)对公司市场表现(Comi,t)的系数为-1.570，且显著性达到了1%；公司投资(Investi,t-1)对公司市场表现(Comi,t)的系数为-1.789，且显著性达到了1%；同行公司规模(Size-i,t-1)对公司市场表现(Comi,t)的系数为2.732，且显著性达到了1%；同行公司债务杠杆(Lev-i,t-1)对公司市场表现(Comi,t)的系数为10.229，且显著性达到了1%；同行公司销售费用(Se-i,t-1)对公司市场表现(Comi,t)的系数为-89.281，且显著性达到了1%；同行公司投资(Invest-i,t-1)对公司市场表现(Comi,t)的系数为-26.800，且显著性达到了1%。

表3 同行公司最低工资标准与目标公司市场表现

为了检验目标公司的劳动力密集程度对同行公司最低工资标准与目标公司市场表现之间关系的影响，我们在模型中加入目标公司的劳动力密集程度(Intensivei,t-1)和目标公司劳动力密集程度与同行公司最低工资标准的交叉项(Minwage-i,t-1*Intensivei,t-1)。劳动力密集程度对同行公司最低工资标准与目标公司市场表现之间关系的影响的回归结果如表4所示。(2)中显示，同行公司最低工资标准(Minwage-i,t-1)对目标公司市场表现(Comi,t)的系数为39.458，且显著性水平达到了1%。在目标公司劳动力密集程度与同行公司最低工资标准的交叉项(Minwage-i,t-1*Intensivei,t-1)对目标公司市场表现(Comi,t)的系数为2.703，且显著性达到1%。以上分析表明，同行公司最低工资标准越高，劳动密集型企业由于稳固的企业劳动力结构和同质信息关注而取得的竞争优势越大，以上回归结果支持“假设2”。

表4 劳动密集程度、同行公司最低工资标准与目标公司市场表现

为了检验目标公司的产权性质对同行公司最低工资标准与目标公司市场表现之间关系的影响，我们在模型中加入产权性质(Soei,t-1)和产权性质(Soei,t-1)与最低工资标准(Minwage-i,t-1)的交叉项。产权性质对同行公司最低工资标准与公司市场表现之间关系的影响的回归结果如表5所示。(1)中未加入控制变量，产权性质(Soei,t-1)与同行公司最低工资标准(Minwage-i,t-1)的交叉项对目标公司市场表现(Comi,t)的系数为-0.561，且显著性水平达到1%。(2)中加入控制变量，产权性质(Soei,t-1)与同行公司最低工资标准(Minwage-i,t-1)的交叉项对公司市场表现(Comi,t)的系数为-0.967，且显著性水平达到1%。上述结果表明，在非国有企业中，同行公司最低工资标准对目标公司的竞争优势更加显著，支持“假设3”。

表5 产权性质、同行公司最低工资标准与目标公司市场表现

为了检验行业特征对同行公司最低工资标准与目标公司市场表现之间关系的影响，我们在模型中加入产品市场竞争程度(HHI)和同行公司最低工资标准(Minwage-i,t-1)与产品市场竞争程度(HHI)的交叉项。产品市场竞争程度对同行公司最低工资与公司市场表现之间关系的影响的回归结果如表6所示。(1)中未加入控制变量，同行公司最低工资标准(Minwage-i,t-1)与产品市场竞争(HHI)的交叉项对目标公司市场表现(Comi,t)的系数为-9.682，且显著性达到1%。(2)中加入控制变量，同行公司最低工资(Minwage-i,t-1)对公司市场表现(Comi,t)之间为正相关关系，且显著性水平达到1%。同行公司最低工资标准(Minwage-i,t-1)与产品市场竞争(HHI)的交叉项对目标公司市场表现(Comi,t)的系数为-18.075，且显著性达到1%。上述结果说明，在产品市场竞争激烈的行业内，同行公司最低工资标准越高，目标公司市场表现越好，支持“假设4”。

表6 产品市场竞争、同行公司最低工资标准与目标公司市场表现

四、稳健性检验

为确保研究的可靠性，本文从内生性问题方面进行稳健性检验。

为了解决内生性问题，本文采用了GMM模型、固定效应模型和随机效应模型重新对模型(3)进行回归，结果如表7所示。

(1)中为GMM模型的回归结果，同行公司最低工资(Minwage-i,t-1)对公司市场表现(Comi,t)为显著正相关，同行公司最低工资(Minwage-i,t-1)对公司市场表现(Comi,t)的系数为53.892，且显著性水平达到1%，结果如表7(1)；(2)中为固定效应模型的回归结果，同行公司最低工资(Minwage-i,t-1)对公司市场表现为显著正相关，同行公司最低工资(Minwage-i,t-1)对公司市场表现(Comi,t)的系数为44.872，且显著性水平达到1%，结果如表7(2)；(3)中为随机效应模型的回归结果，同行公司最低工资(Minwage-i,t-1)对公司市场表现为显著正相关，同行公司最低工资(Minwage-i,t-1)对公司市场表现(Comi,t)的系数为41.356，且显著性水平达到1%，结果如表7(3)；以上回归结果与原假设内容相符，有效确保研究的可靠性。

表7 同行公司最低工资标准与目标公司市场表现

五、结论

本文主要研究了同行公司劳动力保护对公司市场表现的影响程度以及劳动力密集程度、产权性质和产品市场竞争对同行公司最低工资与公司市场表现之间关系的影响。以2005—2019年度沪深两市A股上市公司为样本，经过实证检验，得到以下的研究结论：(1)同行公司最低工资标准显著提高了目标公司市场表现；(2)在劳动力依赖强的公司，同行公司最低工资标准越高，目标公司市场表现越好；(3)企业的国有属性降低了同行公司最低工资与目标公司市场表现之间正相关关系；(4)在产品市场竞争强烈的行业内，同行公司最低工资标准增加了目标公司市场表现。

本文研究结果表明：同行公司劳动力保护是影响目标公司市场表现的重要因素。劳动力密集程度和产品市场竞争是促使同行公司劳动力保护提升公司市场表现的主要原因。因此，不能忽视公司对劳动力的依赖程度以及产品市场竞争对公司市场表现的影响。本文一方面验证了同行公司产品市场竞争对目标公司市场表现的影响，另一方面对我国上市公司、政府部门具有重要启示。从上市公司决策角度，应该重视同行公司劳动力保护对公司市场表现力的影响作用。最低工资标准上调是对劳动力的保护，但在另一方面使企业雇佣的劳动力数量下降，因此，企业应当注重劳动力的素质以及适当延长劳动者的工作时间来增强产品质量，提升自身的经济利益。从政府政策角度，最低工资标准保障了劳动者的合法权益，有效避免企业榨取受雇者价值。中国当今社会人口红利渐渐消失，最低工资上涨同时也要兼顾提高劳动者能力。因此，政府应当为劳动者提供技能培训以提升个人素质，提高劳动生产率，加强公司市场表现，妥善处理因最低工资标准提高而带来的成本与利润的问题。