最低工资标准会诱发企业金融化吗？——来自A股制造业上市公司样本的实证检验

张建宇 杨旭 邢晓辉

(1.天津财经大学 商学院，天津 300222； 2.天津财经大学 会计学院，天津 300222)

一、引言

最低工资标准一直是各国政府保护劳动者权益的重要手段之一。我国于1993年首次推出最低工资政策，但由于当时经济制度的不完善，直到2004年《最低工资规定》的颁布，才明确了各地区的最低工资标准以及每两年至少调整一次的规定。据地方统计年鉴的数据显示，自2004-2019年，全国地区的平均月工资标准约由431元上涨至1 918元，涨幅达到345%。最低工资标准的制定有利于保障劳动者合法权益，但也势必会对劳动密集型企业产生巨大影响。实务界和学术界一直存在一种担忧：最低工资标准的逐年提高可能会诱发实体企业尤其是制造企业的金融化倾向。部分学者指出最低工资标准的提高给劳动密集型企业带来了较大的成本压力，削弱了这些企业的传统优势[1-3]，进而导致他们降低研发投入、增加盈余管理以及加剧避税等行为[4-6]，这些行为增加了企业的投机倾向。但也有学者较为乐观，他们指出我国制造企业生产效率的提升幅度超过了劳动报酬的上涨幅度，传统劳动力成本的红利依然存在，整体而言，逐年上涨的最低工资标准不会影响我国制造企业的行为[7]。学术界还有一类更积极的观点，他们认为最低工资标准的提高是企业提升创新能力的动力，它能够倒逼企业通过技术创新来减缓甚至消除劳动力成本上升所带来的压力，进而有助于传统制造业实现由要素驱动转为创新驱动[8-10]。已有研究关于最低工资标准的逐年提高如何作用于企业行为尚无一致结论，也尚未解决实务界和学术界关于最低工资标准提高可能会带来实体经济“脱实向虚”倾向的担忧。从金融资产配置视角关注最低工资标准的政策效果将有助于回应并化解这一担忧。

以制造企业为主的实体经济发展是我国经济的立身之本，财富之源，习近平总书记曾多次强调“不论经济发展到什么时候,实体经济都是我国经济发展、在国际经济竞争中赢得主动的根基”。十九届五中全会更是直接提出坚持把发展经济着力点放在实体经济上,进一步明确了“十四五”时期振兴实体经济对全面建设社会主义现代化国家的重大战略意义。然而,近年来受我国生产要素成本上升和市场需求下降带来的双重影响,实体经济的经营利润持续下降,使得部分制造企业将大量的资本投入到因金融市场以及土地制度不完善导致的虚假繁荣的金融行业和房地产行业中,呈现出明显的金融化特征[11-14]。据CSMAR数据显示,自2007-2019年，A股上市制造企业持有的金融资产总额已从约923亿增加至8 866亿元,涨幅高达861%(1)根据已有研究 [28,35],将金融资产定义为交易性金融资产、衍生金融资产、发放贷款及垫款净额、可供出售金融资产净额、持有至到期投资净额以及投资性房地产净额。。然而，非金融行业金融化会加剧实体经济与虚拟经济的风险联动性，增加国家发生系统性金融风险的概率[11]。可见，实体经济“脱实向虚”已经成为我国经济改革必须面对的现实问题。因此，研究制造企业金融化的驱动因素对我国完善金融体系，预防金融风险，推动实体经济平稳发展具有重要意义。现有研究表明，在宏观政策层面，产业政策、货币政策以及减税降费等政策的施行会对企业金融化产生显著影响[11,15-16]；在企业层面，实业投资回报率下降、环境不确定性以及更微观的高管个人特征也是导致企业金融化的重要原因[13,17-18]。然而，作为一项对企业具有重要影响的宏观政策，最低工资标准对企业金融化的影响尚未得到足够关注。

政府是否提高最低工资标准事关民生福祉，企业有无金融化倾向关乎产业发展质量。逐年提高最低工资标准是民众心之所向，防止脱实向虚、壮大实体经济则是政府一直努力的重点和方向，但民生福祉和产业发展质量可能存在此消彼长效应。因此，明晰最低工资标准与企业金融化之间的关系，挖掘最低工资标准对企业金融化的传导效应，了解不同情境下传导效应的差异将有助于政府精准施策，同时实现民生福祉的提高与产业的高质量发展，为政府组合政策的有效实施提供理论指导与实践指南。基于上述考量，本文以2007-2019年A股制造业上市公司为研究样本，运用双向固定效应模型，以金融资产持有比例作为企业金融化的测量指标，企业注册地所在省份(或直辖市)当年的月最低工资标准上限作为核心解释变量，实证检验最低工资标准的提高对企业金融化的影响，并基于逐步回归的中介检验方法重点考察实业投资回报率和未来现金流不确定性的潜在传导效应。进一步地，本文还通过横截面差异检验从创新导向、生产效率和产品市场份额三个层面对最低工资标准影响企业金融化进行了异质性分析，以深入理解不同企业特征下最低工资标准的政策效果。

本文从金融资产配置视角关注了最低工资标准变动对企业行为的影响，文章的边际贡献主要包括以下三点。其一，厘清了最低标准工资与企业金融化倾向的逻辑关系，消除了现有研究关于最低工资标准提高在影响企业行为上的积极效应(倒逼企业转型升级)[8,10]和消极效应(投机)[3,19-20]难以形成共识的困扰；其二，丰富了企业金融化倾向前置因素的相关研究。与现有文献关注产业政策、货币政策等宏观政策对企业金融化的影响不同，本文从劳动政策维度解读了我国部分实体企业金融化倾向的原因；其三，发现了政府在支持创新、推进转型等方面的政策组合效应在缓解企业金融化倾向上的积极作用，为政府提高最低工资标准和引导企业脱虚向实提供了理论支撑。

二、文献回顾与研究假设

(一)文献回顾

1.最低工资标准的经济后果研究

目前关于最低工资标准提高导致的经济后果方面的研究主要聚焦在其对劳动力市场与企业层面的影响。在劳动力市场层面，已有研究指出最低工资标准与就业率显著负相关，随着最低工资标准的上涨，企业会减少雇佣人数[2]。在企业层面，首先，现有文献指出最低工资标准的上涨会通过提升企业整体的工资水平[2]、加剧企业调整职工薪酬的难度、增加企业缴纳社保的最低下限来提高企业的劳动力成本[21]，还有部分文献从员工收入差距[22]、劳动力流动[23]的角度也得出了相似的结论。其次，最低工资标准的变动带来的劳动力成本增加也会对企业的经营决策产生影响。例如，一些学者基于中国企业的数据研究发现，最低工资标准的上涨会影响企业的出口意愿和数量[19]。部分文献研究表明最低工资标准的制定会使企业选择成本相对较低的融资方式[3,24]。此外，还有部分学者研究指出企业可能会通过加大新技术的研发创新[4,10]、提升企业的盈余管理水平[5]、增加对外直接投资[25]和采取税收规避行为[6]来抵消最低工资标准的上涨带来的劳动力成本变动。从已有研究来看，最低工资标准对于企业层面的影响尚未得出一致结论，既有提升劳动力成本、降低出口数量等不利影响，也有增加企业对外投资、提升创新水平等积极影响。然而，现有研究鲜有从企业金融资产配置的角度考察最低工资标准调整带来的经济后果，本文尝试从这一视角展开研究。

2.企业金融化的影响因素研究

金融化是指企业将更多的资产用于购买金融资产的行为和趋势[11,26]。随着我国企业金融化的趋势不断增强，学术界也对企业金融化的驱动因素展开了研究与探讨。在宏观政策层面，产业政策、货币政策以及减税降费等政策的施行会对企业金融化产生显著影响[11,15-16]；在微观企业层面，实业投资回报率下降、环境不确定性以及更微观的高管个人特征也是导致企业金融化的重要原因[13,17-18]。综合已有研究发现，金融行业的超额回报率以及未来现金流不确定性导致的预防性储蓄是推动企业金融化的两种主要因素[18,27-30]。一方面，在金融市场不完善以及监管不力的情况下，企业金融化是一种获取金融行业超额回报的套利方式[13,29,31]。另一方面，企业金融化能够通过买卖金融资产成为企业的一种预防性储蓄方式，以降低企业未来的现金流风险，有助于企业抓住未来的投资机会，提高经营效率。但鲜有文献从劳动力角度来探讨企业金融化的原因，而员工作为企业重要的利益相关者以及生产经营的主要参与者，企业在进行金融资产的配置时必然会将其考虑在内。本文从最低工资标准的角度出发，进一步探讨了企业金融化的成因。

(二)研究假设

本文认为最低工资标准会促进制造业企业金融化。首先，当企业存在工资水平低于最低工资标准的员工时，最低工资标准的提高不仅会增加这部分员工的工资[2,5]，而且出于攀比心理，最低工资标准的上涨还会带来溢出效应间接增加其余员工的薪酬[32]，从而直接提升企业整体的劳动力成本。虽然工资的上涨也可能会对员工产生激励作用，进而削减员工工资上涨带来的消极影响。但已有文献表明最低工资标准的提高并不能对企业员工产生足够的激励作用，随着企业所处地区最低工资标准的提高，企业的工资支出明显增多，然而营业收入却没有发生变化[5]。其次，即使员工工资都处于最低工资标准之上，最低工资标准也会通过增加“五险一金”的支出间接增加企业的劳动力成本。根据我国“五险一金”的缴费情况，企业通常是按照当地企业平均工资的60%或者当地的最低工资标准作为企业的最低缴纳基数，最低工资标准的提高意味着企业最低缴纳基数的上调。刘行和赵晓阳(2019)[6]研究发现，当地最低工资标准的提高会显著增加企业用于缴纳员工“五险一金”的支出。此外，现有文献表明企业通常会自己承担最低工资标准上涨带来的这部分劳动力成本，而不是将其转嫁给消费者[33]。当企业通过提升产品价格来转移劳动力成本时，会损害企业产品的市场份额，对企业的盈利能力产生影响[34]。

上述分析表明无论直接还是间接，最低工资标准的提高都会增加企业的劳动力成本，降低企业的实业投资回报率。但对回报率较高的金融行业来说，他们的员工最低工资一直远高于当地的最低工资标准，因此基本不受最低工资标准提高的影响[35]。金融资产相对较高的投资回报率也一直是除金融业以外的其他产业趋之如骛的原因。当劳动力成本上升给诸多企业造成较大经营压力时，将更多资源配置给金融资产也就成为企业短期内的理性抉择。对最低工资额度与当地最低工资标准相当的绝大部分制造企业而言，他们往往受最低工资标准提高的影响最大，高企的劳动力成本让制造企业更愿意投资于回报率更高的金融资产以获取超额回报。张成思和张步昊(2015)[36]发现低迷的市场需求和国内逐渐消失的人口红利使得企业实体经济的利润率下降，而利润率的下降极易引发企业的金融化倾向。刘贯春等(2020)[18]则发现当企业投资金融资产的回报率远高于实体经济的回报率时，基于逐利动机的企业会增加金融资产的配置。当金融资产的投资回报率和所在行业的投资回报率差额超过一定的阈值时就足以影响企业的投机行为，导致实体企业的金融化。实体行业与金融行业回报率差额拉大的重要原因之一是最低工资标准的提高降低了实体行业的投资回报率。从投资回收期来看，股票、债券等金融产品具备期限短、周转快，收益高的特征[30]，其投资优势远高于实业投资[35]。因此，当最低工资标准上涨时，企业更愿意通过减少实业投资、增加金融资产投资的方式来降低用工成本上升对经营利润的不利影响。

高企的劳动力成本也同样会增加企业的经营风险和潜在的破产风险，这些风险主要表现在未来现金流的不确定性和可能遭遇的流动性短缺，这一现象在工资水平处于最低工资标准附近的制造企业更为明显[37]。为了避免以上风险，企业出于预防性储蓄动机会选择增加更多的金融资产配置以换取资金的可支配性，达到缓解可能遭遇财务困境的目的。胡奕明等(2017)[30]发现当货币政策较为紧缩时，企业为了缓解现金流压力，会卖出金融资产；当货币政策较为宽松时，企业会配置更多的金融资产进行预防性储备，以保证未来的流动性。

综合而论，资本逐利动机表现为实业投资回报率的下降，预防性储备动机则表现为现金流不确定性的提高。基于此，本文提出以下假设。

H1最低工资标准的提高会增加企业的金融化程度。

H1a基于投机趋利动机：最低工资标准会通过减少实业投资回报率增加企业的金融化程度。

H1b基于预防性储备动机：最低工资标准会通过提高未来现金流不确定性增加企业的金融化程度。

基于以上假设，本文基本的研究模型如图1所示。

图1 研究模型

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

考虑到2006年制定的会计准则中关于金融资产的划分发生变化以及2007年新会计准则的诞生，本文以2007—2019年A股制造业上市公司作为研究样本，剔除ST、PT类上市公司和数据缺失严重的上市公司。经过数据筛选，最终得到由2 104个制造业上市公司2007到2019年13个年度组成的非平衡面板数据，共有15 847个观测值。为了排除异常值对检验结果的干扰，本文还对连续变量在1%水平上进行了双边缩尾处理，其中，本文所使用的最低工资标准与其他地区层面的经济数据来源于地方统计文件和Wind数据库。除了企业创新导向的数据是在公司官网和年报中手工搜集得来以外，企业金融化和其他企业层面的数据均来自CSMAR数据库。

(二)变量定义

1.被解释变量——企业金融化

参照宋军和陆旸(2015)[28]、张成思和张步昙(2016)[35]的做法，本文使用金融资产的持有比例来度量企业的金融化程度，具体采用金融资产/总资产的值来衡量，其中金融资产包括交易性金融资产、衍生金融资产、发放贷款及垫款净额、可供出售金融资产净额、持有至到期投资净额以及投资性房地产净额。需要指出的是，虽然货币资金也属于金融资产，但其主要是由企业的日常经营所得而且不具有资本增值的属性，本文在这里没有将其划分为金融资产。此外，由于房地产行业的快速发展，目前众多企业持有房地产是为了进行投资逐利，而不是自身使用，因此本文的金融资产包括投资性房地产净额。

2.解释变量——最低工资标准

参照陆瑶等(2017)[5]、刘行和赵晓阳(2019)[6]的做法，本文采用制造业上市公司注册地址所在省份或者直辖市当年的月最低工资标准上限作为最低工资标准的度量指标(单位：千元)，其中由于国家允许深圳市单独调整最低工资标准，本文将深圳市单独作为一个地区。

3.中介变量——实业投资回报率与未来现金流不确定性

参照张成思和张步昙(2016)[35]的做法，实业投资回报率用实体经营利润(营业收入-营业成本-营业税金及附加-期间费用-资产减值损失)与实体资产(营运资本+固定资产净额+无形资产净额)的比值来衡量。未来现金流不确定性借鉴刘贯春等(2020)[18]的思路采用企业t-2年至t年经营活动净现金流量标准差衡量。

4.控制变量

为了提高回归结果的准确性，本文还选取了影响企业金融化的其他因素[17-18]。首先，考虑到企业财务状况与公司治理情况的影响，控制了企业规模、资产负债率、企业成长性、盈利能力、企业现金流、托宾Q值、董事会规模、股权集中度、独董比例。其次，为了消除省份层面经济环境带来的干扰，本文还控制了省一级的人均GDP增长率与人口数量。最后，本文还控制了企业固定效应与时间固定效应，具体的变量定义如表1所示。

表1 主要变量定义

(三)研究模型

为了检验最低工资标准与企业金融化的影响，本文参照彭俞超等(2018)[11]、刘行和赵晓阳(2019)[6]构建了模型(1)。为了验证两种机制，在模型(1)的基础上构建了模型(2)(3)来检验实业投资回报率与未来现金流不确定性在最低工资标准与企业金融化之间的中介作用。

Finit=β0+β1Minwageit+β2Ctrlsit+∑Firm+∑Year+εit

(1)

Fixit(Cfit)=β0+β1Minwageit+β2Ctrlsit+∑Firm+∑Year+εit

(2)

Finit(Cfit)=β0+β1Minwageit+β2Fixit(Cfit)+β3Ctrlsit+∑Firm+∑Year+εit

(3)

在上述模型中，Fin表示被解释变量企业金融化，Minwage表示解释变量最低工资标准，Fix表示中介变量实业投资回报率，Cf表示中介变量未来现金流不确定性，Ctrls表示影响企业金融化的一系列控制变量，Firm和Year表示企业层面和年度层面的固定效应。为避免异方差和序列相关性对实证结果的影响，本文还在公司层面上对标准误进行了聚类(cluster)调整。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2 是主要变量的描述性统计结果。其中，企业金融化(Fin)均值为0.024，最小值为0，最大值为0.362，说明在部分制造企业中金融资产占比较大。最低工资标准(Minwage)的均值为1.514，标准差为0.452，说明样本期间月平均最低工资标准为1 514元。其余变量与陆瑶等(2017)[5]、杜勇等(2019)[17]研究基本一致，不存在异常情况。表3对样本期间月最低工资标准的变动做了进一步统计，可以发现最低工资标准的均值从2007年的691元增加到2019年的1 976元，涨幅达到近186%，一直呈现上升趋势。同时，观察其同一年份的标准差、最小值与最大值可以看出不同省份设立的最低工资标准具有较大差异。此外，为了观察变量间是否存在共线性问题，本文还利用了方差膨胀因子(VIF)进行了多重共线性的诊断，结果发现所有变量的VIF值最大为2.96，远低于5，说明各变量之间不存在严重的共线性。

表2 描述性统计

表3 最低工资标准年度统计(单位：千元/月)

(二)基准回归结果分析

表4是主要变量的多元回归结果。其中，列(1)不加入任何控制变量，最低工资标准(Minwage)的回归系数在1%的水平上显著为正，估计值为0.019。列(2)仅控制了时间和企业效应，最低工资标准(Minwage)的回归系数在1%的水平上显著为正，估计值为0.018。列(3)加入了企业层面和省份层面经济环境的控制变量，最低工资标准(Minwage)的回归系数在5%的水平上显著为正，估计值为0.025。以上结果均验证了假设1，即最低工资标准的提高会促使制造企业金融化。

表4 最低工资标准对企业金融化的回归结果

(三)机制检验结果分析

表5是机制检验的结果。本文将基准回归的样本量和分布回归的样本量保持一致，以保证最低工资标准、实业投资回报率、未来现金流不确定性、企业金融化四个主要变量在B-K三步检验中均不存在缺失值。回归结果如表5所示，列(1)中最低工资标准(Minwage)的系数显著为正，与基准回归保持一致，表明最低工资标准的提高加剧了企业金融化。列(2)中最低工资标准(Minwage)的系数显著为负，表明最低工资标准的上涨会显著降低企业的实业投资回报率。列(3)中最低工资标准(Minwage)系数的显著性下降，且实业投资回报率的系数显著为负，说明实业投资回报率在最低工资标准对企业金融化的影响中起到部分中介作用。另外列(4)中最低工资标准(Minwage)的系数并不显著，说明最低工资标准的上涨不会提升企业的未来现金流不确定性(Cf)，中介效应检验未得到验证，考虑到B-K三步检验尽管是最为直接反映中介效应存在的方法，但其检验力较低，即相对较难显著[39]，本文还验证了最低工资标准(Minwage)与企业未来现金流不确定性(Cf)的交乘项(MC)对企业金融化的影响，列(5)结果显示交乘项(MC)不显著，表明企业未来现金流不确定性在最低工资标准对企业金融化的影响中确实未能起到中介作用。可见，最低工资标准的提高对企业金融化的影响主要源于企业的投机趋利动机，而非预防性储蓄动机。

表5 实业投资回报率与未来现金流不确定性的中介机制检验回归结果

(四)稳健性检验

1.更换企业金融化的度量指标

借鉴部分研究在衡量企业金融化时没有将投资性房地产划分为金融资产，为了排除企业金融化指标选取对本文结论的影响，本文使用将投资性房地产去除后的金融化指标(Fin1)再次进行了回归分析。另外，参考杜勇等(2019)[17]的思路，引入企业是否投资过金融资产的虚拟变量作为企业金融化的替代变量(Fin2)，即企业是否购买过交易性金融资产、衍生金融资产、发放贷款及垫款净额、可供出售金融资产净额、持有至到期投资净额以及投资性房地产，并使用logit模型进行回归分析。被解释变量Fin1与Fin2的回归结果与基准回归结果相比，并无显著变化，如表4列(4)(5)所示。

2.重设样本期间

在样本选择过程中，为了保证数据量的充分，本文从新会计准则产生的2007年开始计入样本，然而这其中2008年发生的金融危机以及政府2008年末推出一直持续到2010年的“四万亿投资”计划可能会对企业金融化产生影响，为了排除这部分干扰，本文选取2010年以后的样本重新回归，检验发现结论依旧成立，如表6列(1)所示。

3.改变计量模型

从前文的描述性统计中可以看出企业金融化的数据虽然总体分布在一个正数范围内，但有一部分企业金融化的数据集中为0，这可以从其25%分位数为0得出。因此，为了排除计量模型设定问题的干扰，本文将OLS更换为Tobit固定效应模型再次进行回归分析，检验发现最低工资标准的估计系数依旧显著为正，如表6列(2)所示。

4.内生性问题

首先，企业金融化可能会受到诸多因素的影响，如当地的制度环境与企业之间的差异都会对企业的金融资产配置产生影响，而碍于数据的可得性和理性分析的有限性等原因，本文无法控制影响企业金融化的全部控制变量，这就导致本文可能会在模型的建立中存在遗漏变量的问题。为了解决此问题，本文参考孙楚仁等(2013)[19]的做法，选用最低工资标准的滞后阶作为工具变量进行2SLS回归，对工具变量进行检验，发现Kleibergen-Paap rk LM统计量的p值为0.000，强烈拒绝不可识别的原假设。弱工具变量的Kleibergen-Paap Wald rk F统计量为221.786，同样拒绝弱工具变量的假设。第二阶段检验显示最低工资标准的系数依旧显著，说明在考虑了部分遗漏变量的问题后本文的研究结论依旧成立，如表6列(3)所示。

表6 稳健性检验回归结果

其次，最低工资标准与企业金融化可能存在一定的反向因果关系。一方面，当地企业金融化程度越高，企业的总利润有可能越高，进而导致当地最低工资标准的提高；另一方面，金融化程度较低的企业往往对劳动力比较依赖，其更重视最低工资标准，这些企业有动机在最低工资标准较低的地区注册。为了解决此种内生性问题，本文参照Jiang等(2016)[38]以及刘行和赵晓阳(2019)[6]的做法，观察当年企业的金融化行为是否会导致下一年所在地区最低工资标准的上涨。为了保证回归结果的可靠性，本文分别考察了第t-1期和t-2期的企业金融化程度对最低工资标准调整幅度(ΔMinwage)的影响，检验结果表明无论是第t-1期还是第t-2期的企业金融化程度均不会对最低工资标准的调整产生作用，说明最低工资标准与企业金融化存在反向因果的可能性较低，如表6列(4)(5)所示。

五、进一步分析

如前文所述，最低工资标准的提高显著增加了企业的经营成本，降低了企业的实业投资回报率，进而企业会出于投机趋利动机投身于金融行业，呈现出明显的金融化特征。然而，根据描述性统计结果显示，并非所有企业在面对劳动力成本上涨的现实背景均选择增加企业金融资产配置这单一途径，而具备何种特征的企业能够免受最低工资标准对企业金融化的影响值得进一步深究。现有研究表明，当生产要素成本提升时，部分企业会通过技术创新、改善生产效率、转嫁成本或扩大规模优势来抵消额外增加的经营成本[8,19]。为了验证这一作用是否存在，下文将研究样本按照企业创新导向强弱、生产效率高低和产品市场份额多少进行分组讨论。

(一)基于创新导向差异的分析

现有研究表明企业可能会通过选择增加研发投入以倒逼企业转型升级的方式应对最低工资标准的变动[10]。当企业创新导向较强时，企业就不会看重金融化所带来的短期利润增长，而是将关注的重点以及资源配置的重心放在提升企业长期价值的创新活动上。基于此，本文预计企业的创新导向会制约最低工资标准对企业金融化的作用。根据企业的创新导向强弱将研究样本分成两组，创新导向采用企业是否具有创新文化来衡量，具体参照张玉明等(2016)[40]的做法，通过公司官网、公司年报等公开渠道手工搜集企业具有明确企业文化表述的样本，继而通过文本分析法逐个识别这些企业文化中是否包括有关“创新”的词汇，如研发、技术等，如果存在则为1，否则为0。而且，为了排除手工搜集数据可能存在的误差，本文还采用企业当年的专利申请数量作为度量创新导向的第二个指标，如果企业当年的专利申请数量小于同行业的中位数则为1，否则为0。检验结果表明，当企业创新导向较强时，最低工资标准的提高不会加剧企业的金融化，如表7所示，说明企业能够通过培育创新氛围、提高创新水平来缓解最低工资标准对企业的影响。

表7 创新导向的分组检验回归结果

(二)基于生产效率差异的分析

最低工资标准对企业金融化的影响可能因为企业生产效率的不同而产生差异。这是因为最低工资标准的增加会提升企业的经营成本，从而导致生产效率较低的企业退出产品市场，而生产效率较高的企业留在产品市场[19]。此时，面对稳定的市场需求，生产效率较高的企业的市场份额会随之增加，相应的收益和利润会使得高效率的企业更有动机和能力保持其竞争优势，提升资源配置效率，将企业重心置于改善产品生产效率上。而生产效率较低的企业在面对持续下降的经营利润和逐渐缩减的市场份额时更有可能将资产配置到回报率较高的金融行业。基于此，本文参照鲁晓东和连玉君(2012)[41]的做法，根据LP法计算企业生产效率，按其高低将样本企业分成两组，当企业产品市场份额低于年度行业中位数时取1，否则取0。回归结果发现当企业的生产效率较高时，最低工资标准的提高不会加剧企业金融化，见表8列(1)(2)，说明企业能够通过强化自身的资源配置效率，提升劳动生产率来缓解最低工资标准对企业的影响。

(三)基于产品市场份额差异的分析

最低工资标准的提高虽然增加了企业的劳动力成本，但企业可以通过提升企业产品的价格将部分成本转移给消费者。尽管价格的上涨会导致企业市场份额的减少,但当企业占据的市场份额较大时，消费者的价格需求弹性就会相对较小，企业转移劳动力成本带来的积极效应就可能超过产品价格上涨带来的消极影响[34]。反之，当企业的市场份额较少时，企业竞争能力较弱，没有能力通过调整价格来削减成本上升对利润造成的影响，只能去投资回报率较高的行业获取利润。此外，当企业产品的市场份额较多时，还可以通过一定的规模优势抵消最低工资上涨带来的劳动力成本[42]。基于此，本文根据企业产品市场份额的多少将研究样本分成两组，以观察不同产品市场份额对最低工资标准与企业金融化关系造成的影响，其中，产品市场份额用当年公司营业收入/行业总营业收入来衡量，当公司产品市场份额低于行业中位数时取1，否则取0。检验结果表明，当企业产品市场份额较大时，最低工资标准的提高不会加剧企业金融化，见表8列(3)(4)，说明企业能够通过提高产品市场份额、聚焦主营业务来缓解最低工资标准对企业的影响。

表8 生产效率与产品市场份额的分组检验回归结果

六、结论与政策建议

作为政府出台的一项劳动力保护政策，最低工资标准对于企业行为的影响一直受到广泛关注。制造企业金融化是当前我国经济转型升级的一个关键问题，研究和探讨企业金融化的驱动因素对于我国完善企业发展的市场环境以及保障国家经济稳定增长具有重要意义。本文以我国A股制造业上市公司作为样本，实证研究了最低工资标准对企业金融化的影响及治理对策。研究发现，最低工资标准的提高会使企业将更多的资产配置到金融行业，增加其金融化水平。探讨其作用机制时发现，最低工资标准的提高会通过降低企业的实业投资回报率促使企业金融化，而未来现金流不确定性在最低工资标准对企业金融化的影响中的中介效应未得到验证。在异质性分析部分,考察了最低工资标准的提高对企业金融化的影响在不同企业间的差异，发现在创新导向较强、生产效率较高以及产品市场份额较多的企业，最低工资标准上涨导致的企业金融化效应并不明显。

基于上述结论，本文提出如下政策建议：第一，最低工资标准的上涨会加剧企业的金融化趋势，说明尽管最低工资标准的制定初心是保障劳动者的合法权益、追求社会公平公正，但也同时增加了企业的经营成本，导致部分企业将更多的资产配置到金融行业而偏离实体经济。这可能是因为此项政策的制定未能与各地区的实际经济发展匹配，导致地区内部分企业短时间内经营成本急剧上升，进而投身于金融行业。政府应该在调整地区最低工资标准时充分核实各省最低工资标准制定的依据，防止各省在制定该项标准时出现攀比现象，进而导致其缺乏实体经济发展的依托，加重企业负担。第二，本文发现最低工资标准会通过降低实业投资回报率提升企业金融化水平，而不会通过提升企业未来现金流不确定性增加企业金融资产储备，说明“投机趋利”仍然是我国制造企业“脱实向虚”的核心因素，这可能是由我国当前资本市场制度的不完善以及经济发展的结构性供需失衡等多重因素导致的。政府应加强资本市场制度建设，激活市场的信贷配给功能，削减企业的投机套利机会，健全多层次、可覆盖、可持续的普惠金融体系，有效防范系统性金融风险。与此同时，政府还应尽快解决实体经济发展面临的结构性供需失衡问题，提升制造企业的盈利能力，规范制造企业的投资行为，引导错配资金向生产领域流动。第三，本文发现最低工资标准对企业金融化的影响仅存在于创新导向较弱、生产效率较低以及产品市场份额较少的企业。这说明政府不仅能通过调整最低工资标准来保障劳动者权益进而推进共同富裕，还能利用最低工资标准来倒逼传统制造企业完成转型升级，以此兼顾劳动者保护实体经济发展。此时，政府应该根据不同类型的企业配置相应的辅助政策，如减税降费、政府补贴等，赋能企业尽快实现由要素驱动转为创新驱动的高质量经济增长模式，充分发挥政策“组合拳”的综合优势，助力实体经济发展。这也与国家支持企业走向“专精特新”的发展道路以及实现实体经济“脱虚向实”的战略目标保持一致。