錢學鋒 李賽賽

（中南財經(jīng)政法大學 工商管理學院，湖北 武漢430073）

一、引言

近年來，隨著內外經(jīng)濟環(huán)境的變化，中國政府日益強調進口的作用，學術界亦在新的理論和實證框架下對進口的福利影響及其政策功能展開了熱烈探討［1］［2］。本文將在此基礎上，進一步研究進口的工資溢出效應及其具體作用渠道。我們的研究源于對近期兩個重要現(xiàn)象的觀察與思考。一方面，改革開放以來，中國的勞動收入占比呈持續(xù)下降的趨勢；另一方面，在國際貿(mào)易領域，企業(yè)的異質性被不斷地揭示出來，除了出口企業(yè)和非出口企業(yè)存在顯著的差異之外，我們觀察到，進口企業(yè)和非進口企業(yè)也存在明顯差異。以職工工資為例，我們用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)應付工資總額除以全部職工人數(shù)，得到的數(shù)據(jù)顯示，在2000～2005年間，中國進口企業(yè)的人均工資顯著高于非進口企業(yè)，二者間的差距在5 370～6 540元左右。促使我們思考的是，作為國際貿(mào)易的一個重要部分，進口必然會影響要素的收入分配，如果進口企業(yè)的人均工資顯著高于非進口企業(yè)，那么通過適當?shù)臄U大進口或讓更多的企業(yè)參與進口，就有可能緩解勞動收入占比的下降趨勢。但我們不清楚的是，企業(yè)進口的不同邊際結構（集約的邊際和擴展的邊際）對工資的影響是否存在差異，以及進口的邊際又是通過何種渠道影響工資的。

現(xiàn)有研究已經(jīng)充分證實了進口的工資溢出效應，這為本文的研究提供了文獻基礎。Martins和Opromolla運用葡萄牙的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，進口對工資的作用至少同出口一樣重要；他們還指出，無論是對于出口還是進口，企業(yè)層面的因素都具有相當大的解釋力，即使控制了其他影響工資的決定因素，一個企業(yè)如果增加中高技術產(chǎn)品的進口，那么該企業(yè)員工的工資也會提高［3］。Amiti和Davis發(fā)現(xiàn)，當企業(yè)從封閉轉向參與貿(mào)易時，那些較大的進口企業(yè)的工資會增加，并且在其他條件相同的情況下，一個企業(yè)進口的中間產(chǎn)品比重越高，其利潤和工資就越高［4］。Arkolakis也發(fā)現(xiàn)，跨國公司通過在國外建立子公司，利用進口更為廉價的中間投入品來實現(xiàn)工資的增長［5］。此外，Martins和Opromolla進一步認為，進口企業(yè)的工資溢價主要來自于工人的固定效應，即觀測不到的工人素質［6］。但這些文獻并沒有研究進口的不同邊際對工資的影響是否存在差異，以及進口的邊際通過何種渠道實現(xiàn)了工資溢價。

我們之所以非常關心進口的邊際結構可能存在的差異化影響，是因為現(xiàn)有研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)出口的邊際結構存在截然不同的福利內涵［7］。這提醒我們，如果只是籠統(tǒng)地認識進口的工資溢價而不注重進口邊際結構的差異化影響，將有可能得不到明確具體的政策含義。因此，本文將企業(yè)進口分解為集約的邊際（進口數(shù)量）和擴展的邊際（進口種類），以觀察兩種貿(mào)易邊際對工資是否會產(chǎn)生不同的影響。這不同于現(xiàn)有文獻僅考察進口行為或進口總量的工資溢價［3］［4］，是本文的第一個貢獻。本文發(fā)現(xiàn)：進口種類的增長確實提高了員工工資，但是進口數(shù)量的增加卻與員工工資存在明顯的負向關系。這意味著，進口的工資溢價主要來源于貿(mào)易的擴展邊際，相應地，發(fā)揮進口在緩解勞動收入占比持續(xù)下降中的作用，更應注重進口種類的擴大。

進一步的，我們希望知道進口種類是如何促進工資提高的。Martins和Opromolla總結了目前研究不同類型企業(yè)工資差異的主要分析框架，指出在不完全競爭框架下，眾多研究都將視角聚焦在企業(yè)和員工之間的利潤共享（rent sharing）機制上［3］。這為我們解釋進口種類促進工資增長的渠道提供了新的分析視角，即將進口的擴展邊際與企業(yè)利潤相聯(lián)系。進口種類的擴大一方面會促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高［8］，另一方面，進口種類的增加可以通過降低進口價格從而減少企業(yè)成本［9］，這兩個方面最終將共同提高企業(yè)利潤。我們的實證研究表明，企業(yè)進口種類的增加確實對生產(chǎn)率以及進口價格的工資效應起到了正向的積極作用，從而證實了中國進口企業(yè)和員工之間也存在利潤共享機制。這是本文的又一貢獻。

此外，本文對現(xiàn)有研究貿(mào)易和員工工資關系的文獻也是一個有益補充。包群等從貿(mào)易角度專門檢驗了出口的工資溢出效應，結果表明出口并沒有提高工人工資［10］。然而，國外大量的研究都證實了貿(mào)易的工資溢出效應［4］［6］，而且進口的作用大于出口［6］。對于中國而言，加工貿(mào)易使得出口和進口聯(lián)系緊密，因此，僅考慮出口對員工工資的影響不足以全面認識貿(mào)易的工資溢出效應。

本文的其余結構安排如下：第二部分闡釋了進口種類變化影響員工工資的理論機制，第三部分介紹了本文的數(shù)據(jù)、計量模型及相關變量，第四部分通過計量驗證了進口的工資溢出效應及其擴展邊際的作用渠道，最后是結論和政策含義。

二、進口種類促進工資增長的渠道：利潤共享機制

在不完全競爭條件下，企業(yè)和員工之間存在利潤共享機制，這使得我們在研究員工工資問題時，可以利潤共享為中間機制，從進口擴展邊際對企業(yè)利潤的影響角度分析其對員工工資水平的作用。

（一）利潤與工資——利潤共享

Martins和Opromolla總結了目前理解不同類型企業(yè)工資差異的主要分析框架：一是競爭機制下的工資溢價，二是勞動力市場的不完全競爭機制。他們指出，在不完全競爭機制下，企業(yè)工資差異可以由企業(yè)和員工之間存在的利潤共享機制來解釋［3］。勞動力市場存在嚴重的信息不對稱，這種不對稱阻礙了企業(yè)和員工之間需求的合理配對。一方面，求職者對愈發(fā)激烈的職位競爭的抱怨聲不絕于耳；另一方面，企業(yè)感嘆存在大量空缺職位無人填補。勞動力市場的不完全競爭使得利潤共享成為必然：第一，員工之間存在不可觀測的能力差異；第二，企業(yè)為了尋找合適的員工，就必須支付一定的搜尋成本；第三，即使如此，企業(yè)也不一定能完全掌握員工能力的真實信息。在這種情況下，員工得以通過工資談判要求利潤共享，提高的工資被看做是他們努力工作的條件，因為他們認為利潤率高的企業(yè)理應支付員工更高的工資［11］；而另一方面，企業(yè)也愿意利潤共享，因為利用工人的努力是必要的［11］［12］［13］。Kramarz利用談判模型（bargaining model）指出，在談判機制下，員工可以改變與企業(yè)談判的威脅點，從而提高自身在企業(yè)超額利潤分配中所占的份額［12］。這種利潤共享更多地表現(xiàn)為，企業(yè)由于付出了搜尋成本，自愿將獲得的利潤與員工共享，在企業(yè)盈利狀況改善、利潤增加時樂于與員工共同分享盈利，以更好地促進員工在工作中發(fā)揮更大的價值，而并非需要員工進行談判交涉。

利潤共享機制將員工工資與企業(yè)利潤很好地結合在一起，為我們從企業(yè)層面研究員工工資的一系列問題提供了新的分析視角，異質性企業(yè)無論是在成本還是生產(chǎn)率水平上都存在很大的差異，這些差異最終都反映在利潤水平上，而所得利潤的增溢削減直接決定了員工工資的增減方向。這就使得眾多學者在研究員工工資相關問題時，以利潤共享為中間機制，將目光轉向企業(yè)利潤。借鑒這種方法，我們下一步將探尋進口的擴展邊際與企業(yè)利潤之間的關系。

（二）進口的擴展邊際與企業(yè)利潤

眾多研究已經(jīng)成功地揭示了進口促進生產(chǎn)率的理論機制，進口的生產(chǎn)率效應可以通過向進口國學習、進口種類的增加以及進口高質量產(chǎn)品等途徑實現(xiàn)。Coe和Helpman最早證實了國際貿(mào)易的技術溢出機制中存在進口數(shù)量效應和進口種類效應［14］，而企業(yè)異質性貿(mào)易模型則著重強調了新產(chǎn)品種類的增加是促進行業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的重要渠道［15］。Halpern等運用匈牙利制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)證實了進口的種類效應，他們發(fā)現(xiàn)進口中間投入品使企業(yè)全要素生產(chǎn)率增加了14%，其中中間產(chǎn)品種類增加的貢獻率高達2／3［16］。錢學鋒等從進口種類的角度考察了進口貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的促進作用，他們發(fā)現(xiàn)大部分上游行業(yè)進口種類的增加顯著地促進了全要素生產(chǎn)率的提高（水平效應）［8］。這些研究已經(jīng)證實了進口種類增加有利于促進生產(chǎn)率提高，生產(chǎn)率的提高反映到企業(yè)盈利水平上，必然伴隨著企業(yè)利潤的同向增長。

另外，進口種類還通過降低進口產(chǎn)品價格減少企業(yè)的生產(chǎn)成本，從而提高企業(yè)的利潤水平。進口使得企業(yè)有機會獲得國內無法取得的新的中間投入品以及生產(chǎn)設備［17］，這些中間投入品和資本品具有更高的生產(chǎn)率，國內企業(yè)可能支付相同或者更多的成本，卻只能購得生產(chǎn)率遠低于國外的投入品和設備。另外，企業(yè)還可以通過進口選擇低價的投入品和資本品來減少成本，對于相同的產(chǎn)品，進口大大增加了企業(yè)的選擇范圍，因此它們能夠從更為廣闊的市場中尋找成本更低的產(chǎn)品，也就更易于獲得國外產(chǎn)品與國內產(chǎn)品差價帶來的益處。

Goldberg等特別強調了新的中間投入品種類（擴展邊際）在解釋進口利得時扮演的核心角色，他們認為新的投入品降低了企業(yè)的創(chuàng)新成本并增強了企業(yè)生產(chǎn)新產(chǎn)品的能力［18］。另一方面，Gaulier和Mejean將國際貿(mào)易的價格調整機制分解為集約的價格效應和擴展的價格效應，他們的經(jīng)驗研究顯示，進口產(chǎn)品種類的增加對進口價格指數(shù)有負向影響［10］。錢學鋒等測算了基于種類變化下的進口價格指數(shù)，他們的研究結果表明，基于種類變化的估計方法使得進口價格指數(shù)下降了大約0．73%，這證明進口產(chǎn)品種類的增加（擴展邊際）有利于降低進口價格指數(shù)［19］。

因而，進口種類的增加可以促進全要素生產(chǎn)率的提升以及降低進口價格指數(shù)，從而起到提高企業(yè)利潤的作用。那么，在利潤共享機制下，員工工資也會相應上升。

三、數(shù)據(jù)、模型和變量

（一）數(shù)據(jù)來源及處理

本文的數(shù)據(jù)來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關進出口數(shù)據(jù)庫。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫錄入了企業(yè)層面的原始數(shù)據(jù)，共覆蓋企業(yè)上百個變量，既包括對企業(yè)身份的描述變量，還包含大量反映企業(yè)經(jīng)營狀況的財務會計變量。海關進出口數(shù)據(jù)庫記錄了企業(yè)每一HS8位數(shù)編碼產(chǎn)品的進口價值、進口數(shù)量及進口來源地等詳細信息。借鑒Upward的做法［20］，我們通過企業(yè)名稱和年份將工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關進口數(shù)據(jù)庫進行對接。根據(jù)研究的需要，本文最終選取的樣本為2000～2005年的28個制造業(yè)企業(yè)①。由于存在統(tǒng)計誤差以及樣本的錯漏，數(shù)據(jù)庫中除了存在一些缺失值外，還有一些錄入錯誤，例如：工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中存在應付工資總額為負以及為零的樣本，海關數(shù)據(jù)庫中也存在進口價格為零的樣本。我們在選擇樣本時，除了去掉回歸變量存在缺失值的記錄外，還去除了工資非正、進口價格為零、固定資產(chǎn)凈值年平均余額非正以及企業(yè)年齡（數(shù)據(jù)年份減去開業(yè)年份）為負的樣本，最終得到48 019家企業(yè)的122 416個觀測值，時期為6年的非平衡面板數(shù)據(jù)。

（二）計量模型

通過比較進口與非進口企業(yè)各年的年平均工資，我們觀察到進口企業(yè)確實存在工資溢出，為了進一步證實這一效應，首先做如下簡單回歸：

其中，wjt為企業(yè)j在t時期的員工工資，import為進口虛擬變量。Zjt表示控制變量，εjt為誤差項。

新近發(fā)展的企業(yè)異質性模型將進口分為兩種邊際：進口的擴展邊際以及進口的集約邊際。本文的目的之一就是將進口的工資溢出效應分解到兩種邊際上，觀察這種溢出效應主要來自何種邊際，我們分別用進口種類和進口數(shù)量來衡量擴展邊際和集約邊際?？紤]如下的計量模型：

其中，njt、qjt分別表示企業(yè)j在t時期的進口種類以及進口數(shù)量；Zjt表示其他控制變量，εjt表示誤差項。

本文的第二個目的是判斷擴展邊際的兩種作用機制：提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率、降低企業(yè)進口價格，為此，我們在回歸模型中分別加入種類與全要素生產(chǎn)率以及進口價格的交互項：

TFPjt、pjt分別表示企業(yè)j在t時期的全要素生產(chǎn)率和進口價格，其他變量定義不變。β1、β2分別反映企業(yè)進口種類變化對生產(chǎn)率以及進口價格的工資效應的影響，若β1、β2大于0，則表明進口產(chǎn)品種類的增加對生產(chǎn)率和進口價格的工資效應起到正向的積極作用，從而說明利潤共享機制確實存在。

（三）變量的定義及說明

1．被解釋變量與核心解釋變量

本文以人均工資w作為員工工資水平的代理變量。首先，我們以2000年為基期的消費者價格指數(shù)對數(shù)據(jù)庫中非不變價的應付工資總額進行平減，從而得到剔除了價格因素的工資總額，用其除以全部職工人數(shù)得到平均工資。對于進口種類，我們借鑒企業(yè)異質性貿(mào)易模型文獻中常用的處理方法，以一個企業(yè)—產(chǎn)品—國家對作為一個種類（n）。由于每個企業(yè)進口的產(chǎn)品種類繁多，不同產(chǎn)品的數(shù)量單位不盡相同且無法比較，因此通過對進口價格和進口價值進行加總，除以種類得到平均價格（p）和平均進口價值，平均數(shù)量（q）則以平均進口價值除以平均價格衡量。由于海關數(shù)據(jù)庫中的進口價值和價格單位均為美元，在剔除價格因素影響時，我們先用以2000年為基期的美國GDP平減指數(shù)進行平減，然后根據(jù)人民幣相應年份的年平均匯率將海關數(shù)據(jù)庫中的相關變量單位轉換成與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫一致的千元。

對于全要素生產(chǎn)率（TFP），本文采用索洛剩余來測度，首先，借鑒亓朋等的平減方法［21］，將工業(yè)增加值采用以2000年為基期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)進行平減。根據(jù)索洛剩余，我們將TFP定義為：TFP＝lnVAjt－β1lnKjt－β2lnLjt。其中，VAjt表示企業(yè)j在t時期的工業(yè)增加值；Kjt、Ljt分別代表企業(yè)的資本和勞動要素投入量，分別用固定資產(chǎn)凈值年平均余額以及全部從業(yè)人員年平均人數(shù)來衡量。據(jù)此，我們將lnVAjt對lnKjt、lnLjt進行回歸，得到系數(shù)β1和β2，進而計算出TFP。

2．控制變量

本文借鑒包群的做法［10］，選擇企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡以及資本勞動比作為控制變量，同時加入了行業(yè)和區(qū)域等控制變量。（1）企業(yè)規(guī)模（size）。企業(yè)規(guī)模與盈利水平相關，我們在回歸中加入企業(yè)規(guī)模size及其二次項size2，以此來表示企業(yè)規(guī)模對工資的影響，用全部從業(yè)人員年平均人數(shù)的對數(shù)值測算。（2）企業(yè)年齡（age）。為了考慮企業(yè)經(jīng)營時間的影響，在回歸中控制企業(yè)年齡。通常情況下，企業(yè)存在時間越長，盈利水平越高，因此我們預期該項的回歸系數(shù)為正。（3）資本勞動比（kll）。此變量用于衡量企業(yè)的資本密集程度，資本存量采用以2000年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減后的固定資產(chǎn)凈值年平均余額，勞動投入量的計算指標選擇全部從業(yè)人員年平均人數(shù)。一般而言，資本勞動比越高，勞動力報酬占企業(yè)利潤的份額越小，工資水平越低，因此預期該變量的回歸系數(shù)為負。（4）地區(qū)控制變量（east），用東部地區(qū)的啞變量來衡量。我們以此來體現(xiàn)不同地區(qū)的工資水平存在顯著差異這一事實。（5）行業(yè)控制變量（MHT）。由于不同技術水平的產(chǎn)品存在不同的生產(chǎn)率效應，由此產(chǎn)生的工資效應存在差異，Martins和Opromolla根據(jù)產(chǎn)品技術水平的不同，將數(shù)據(jù)劃分為不同的樣本［3］。但考慮到一個企業(yè)進口的產(chǎn)品種類繁雜，不同產(chǎn)品可能屬于不同的技術水平，因此，我們用企業(yè)所在行業(yè)的技術水平作為代理變量。根據(jù)國民經(jīng)濟行業(yè)分類（GB－T 4754－2002）的四位數(shù)行業(yè)代碼，將其歸并到國民經(jīng)濟行業(yè)分類的兩位數(shù)行業(yè)代碼中。本文選取28個行業(yè)，并借鑒盛斌和牛蕊的做法［22］，直接根據(jù)兩位數(shù)行業(yè)代碼對28個行業(yè)進行高低技術的分類②。MHT＝1表示所在行業(yè)為中高技術行業(yè)。

四、計量結果

（一）基本回歸

方程（1）的回歸結果顯示進口與工資存在明顯的正向關系，進口虛擬變量的回歸系數(shù)為0．460，t值為218．17，p值為0．000，這證實了進口確實存在工資溢出效應。

1．工資的溢出來自何種邊際

考慮到工資可能反過來對進口的兩種邊際產(chǎn)生影響，例如工資高的企業(yè)可能具有更好的盈利能力，從而會更多地參與進口。伍德里奇告訴我們，當被解釋變量反過來對解釋變量也存在影響時（雙向因果），會出現(xiàn)內生性問題，工具變量對于由雙向因果導致的誤差項與解釋變量相關的情況可以得到一致估計量，此時，OLS就顯得沒有那么理想了［23］（P483－493），因此我們同時采取工具變量回歸來解決內生性問題。工具變量必須滿足下列條件：與所替代的隨機解釋變量高度相關、與隨機誤差項不相關。至于工具變量的選擇，通常的做法是選擇地理或歷史變量，由于工具變量不易選擇，在實踐中，通常用滯后一期的變量作為自身的工具變量。一個企業(yè)的進口價值與所在行業(yè)的進口價值相關，而行業(yè)層面的因素與誤差項相關性較小，因此用企業(yè)所在行業(yè)的進口價值及其滯后項作為工具變量；另外，地區(qū)年度貨運總量衡量了一個地區(qū)的貨運能力，出于運輸成本以及運輸時間的考慮，企業(yè)進口自然會受此影響，同時這種地區(qū)因素通常與誤差項無關。我們從中國城市統(tǒng)計年鑒中提取需要的信息，再通過地區(qū)行政代碼將工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與對應年份的年度貨運總量數(shù)據(jù)對接。在工具變量回歸中，選擇的工具變量個數(shù)大于內生變量個數(shù)，因此我們同時給出薩甘檢驗（sargan test）值，以此來反映過度識別的檢驗結果③。

分別采用普通OLS回歸和工具變量回歸對方程（2）進行估計，以驗證擴展邊際和集約邊際的不同貢獻，回歸結果見表1。對于兩類回歸，第一列中，我們沒有控制地區(qū)和行業(yè)，而第二列中對它們進行了控制，在第二列的基礎上加入時間控制，回歸結果顯示在第三列。

我們著重觀察進口種類以及進口數(shù)量對工資的影響。從回歸結果來看，OLS回歸低估了進口的兩種邊際對工資的影響作用，但無論是OLS回歸還是工具變量回歸，擴展邊際（進口種類）對員工工資都有顯著的正向影響，而集約邊際卻對工資存在負面影響，且回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著。由于回歸的第三列同時控制了地區(qū)、行業(yè)以及時間的影響，我們僅以工具變量回歸的第三列結果進行解釋。在樣本均值意義上，企業(yè)進口產(chǎn)品種類增加1%將帶來員工工資0．218%的提升，而進口數(shù)量增長1%則會引起工資下降0．207%，重要的是，來自擴展邊際的促進作用大于集約邊際的不利影響，由此可見：進口的工資溢出效應主要來自種類的增加。

表1 工資溢出效應的進口邊際分解

資本勞動比、企業(yè)年齡、區(qū)域控制變量的回歸結果都和我們預測的一致，企業(yè)規(guī)模的確表現(xiàn)出規(guī)模報酬的特征，它與員工工資呈“U”型關系，這與包群等的結論一致［10］。然而，行業(yè)技術水平在工具變量回歸下呈現(xiàn)出負向影響，這與Martins對葡萄牙的研究結果不一致，他們發(fā)現(xiàn)，一個企業(yè)如果增加中高技術產(chǎn)品的進口，那么該企業(yè)員工的工資也會提高［3］。這種差異的原因可能是本文對行業(yè)技術水平的劃分與企業(yè)進口產(chǎn)品的科技屬性并不一致，即企業(yè)盡管所在的行業(yè)為中高科技行業(yè)，卻有可能進口大量的中低技術產(chǎn)品。

2．擴展的邊際如何促進了工資增長

既然進口種類的增加能夠提高員工的工資水平，那么這種促進作用的渠道又是什么呢？是否可以由前文假設的生產(chǎn)率以及進口產(chǎn)品價格機制來解釋？同樣考慮到生產(chǎn)率以及進口價格的內生性，我們分別通過普通OLS和內生變量滯后一期的OLS方法對方程（3）進行估計，回歸結果見表2。

我們關注的是種類與進口價格以及全要素生產(chǎn)率的交互項的回歸系數(shù)，無論是普通OLS還是滯后一期回歸，兩者的系數(shù)都為正，企業(yè)進口種類的增加對生產(chǎn)率以及進口價格的工資效應起到正向的積極作用。由此證明進口的擴展邊際確實可以通過提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率以及降低進口產(chǎn)品價格來實現(xiàn)工資溢出效應，這說明在中國進口企業(yè)中存在利潤共享機制。

表2 擴展邊際的作用機制

（二）穩(wěn)健性檢驗

考慮到中間產(chǎn)品與最終產(chǎn)品存在差異，這里僅選取中間產(chǎn)品樣本來考察計量結果的穩(wěn)健性。在全部122 416個觀測值中，沒有進口中間產(chǎn)品的企業(yè)有10 899個，僅占8．90%，由于一個企業(yè)進口的產(chǎn)品名目繁多，可能同時包括中間產(chǎn)品和最終產(chǎn)品，因此，我們僅選擇全部進口中間產(chǎn)品的企業(yè)，盡管如此，觀測值仍然有31 200個，占總樣本的25．49%。首先將海關數(shù)據(jù)庫中的產(chǎn)品HS8代碼對應到HS6代碼上，再根據(jù)HS6代碼定義中間產(chǎn)品。海關數(shù)據(jù)庫2000～2001年的HS6代碼對應的是HS96，而2002～2005年對應的是HS02，因此，首先將2002～2005年的HS02代碼轉換為HS96，進而得到所有的HS96六位數(shù)代碼，再根據(jù)CEPII BACI96中的分類定義中間產(chǎn)品④。

表3的左邊是對樣本重新選擇后，中間產(chǎn)品樣本兩種邊際的作用分解，OLS和工具變量估計的結果顯示進口種類和進口數(shù)量對員工工資的影響都是穩(wěn)健的，OLS方法低估了擴展邊際的正向影響以及集約邊際的負面作用。在工具變量估計下，中間產(chǎn)品樣本的回歸系數(shù)β1＝1．166，大于總樣本的回歸系數(shù)0．289，并且β1＋β2＝0．914遠遠大于總樣本的0．091，可以判斷中間產(chǎn)品進口帶來的工資溢價比其他產(chǎn)品大，這與Martins和Opromolla的結論一致［3］，Amiti和Davis也發(fā)現(xiàn)一個企業(yè)進口的中間產(chǎn)品比重越高，其利潤和工資就越高［4］。重要的是，中間產(chǎn)品擴展邊際的貢獻更為顯著和重要。

表3右邊顯示在OLS以及將內生變量滯后一期的OLS回歸下，中間產(chǎn)品樣本的穩(wěn)健性檢驗。交互項系數(shù)在所有情況下都顯著為正，這再次證明，進口的工資溢出效應確實得益于擴展邊際，進口種類增加通過提高生產(chǎn)率和降低進口產(chǎn)品價格的作用機制依然存在。

表3 穩(wěn)健性檢驗：中間產(chǎn)品

另外，受勞動合同限制，員工工資一般在短期內不易提高，員工的收入除了工資之外，還包括獎金、津貼等福利，基于這一點，我們用員工收入代替員工工資作為工資水平的測度⑤，實證結果依然是穩(wěn)健的。

（三）企業(yè)的異質性

不同性質的企業(yè)在經(jīng)營上存在明顯的差異并享受不同的政策，例如國有企業(yè)與非國有企業(yè)在經(jīng)營目標上存在差異，國有企業(yè)的要素投入通常偏離最優(yōu)水平［24］，因此我們按企業(yè)性質將其分為國有、外資以及私營企業(yè)，并比較企業(yè)異質性對進口兩種邊際以及作用機制的不同影響。表4是在考慮內生性的情況下，加入?yún)^(qū)域、行業(yè)以及時間控制的回歸結果。

盡管不同性質的企業(yè)存在異質性，然而進口的工資溢出效應普遍存在于這些企業(yè)，且這種效應主要來自于進口擴展邊際的貢獻，相比之下，國有企業(yè)種類增加對工資的促進作用更為明顯，種類增加1%帶來工資0．415%的增幅，大大地高于外資企業(yè)和私營企業(yè)⑥。在擴展邊際的作用途徑上，生產(chǎn)率機制適用于不同類型企業(yè)，然而，np＿1的回歸系數(shù)僅在私營企業(yè)樣本中顯著，國有和外資企業(yè)符號雖然為正，但并不顯著。這可能是因為國有企業(yè)的所有權屬性決定了其對進口價格相對于私營企業(yè)缺乏敏感性，而外資企業(yè)的進口很多來源于跨國公司的內部生產(chǎn)網(wǎng)絡，價格彈性也不大。

表4 異質性企業(yè)進口邊際分解及作用機制

五、結論和政策含義

本文基于利潤共享機制，利用2000～2005年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關進出口數(shù)據(jù)庫，實證檢驗了進口的工資溢出效應及其作用渠道。結果顯示，進口的工資溢價在中國同樣存在，這為國內有關進口福利效應的研究提供了新的視角。同時，本文發(fā)現(xiàn)該效應主要來自于進口的擴展邊際，進口的集約邊際對工資水平存在負向影響。另外，進口種類通過提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率以及降低進口產(chǎn)品價格促進了員工工資的增長，這證實了利潤共享機制的存在。值得說明的是，中間產(chǎn)品的進口溢價更為顯著。

本文的結論為逐步改變出口導向的貿(mào)易發(fā)展模式提供了新的理論支持，豐富了進口福利的政策內涵。在當前勞動收入占比不斷下降的趨勢下，政府若想從對外貿(mào)易中尋求改善員工收入的途徑，就應當鼓勵進口而不僅僅是追求出口增長。進一步的，盡管進口的集約邊際在調節(jié)貿(mào)易失衡中發(fā)揮了巨大作用，但對工資水平存在負面影響。進口的擴展邊際對提高勞動報酬、緩解勞動收入占比下降的趨勢有著更為重要的意義。

注釋：

① 在國際貿(mào)易中，制造業(yè)占主導，因此排除其他部門的企業(yè)。根據(jù)國民經(jīng)濟行業(yè)分類的兩位數(shù)行業(yè)代碼，制造業(yè)共有30個，其行業(yè)代碼為13～43，所選的28個行業(yè)剔除了30個制造業(yè)中的兩個行業(yè)：42工藝品及其他制造業(yè)、43廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)，在總樣本中這兩個行業(yè)的進口價值僅占3%。

②28個行業(yè)的中高中低技術劃分：中高技術行業(yè)共11個，分別為26、27、28、29、30、35、36、37、39、40、41；其余的行業(yè)共17個，劃分為中低技術行業(yè)。

③ 一般情況下，薩甘檢驗的Chi－sq（1）P－val大于0．1則可以說明工具變量選擇是較合理的。

④BACI96錄入了不同的HS96六位數(shù)代碼對應的產(chǎn)品類別（stage），中間產(chǎn)品包括PD及T（PD＝"Parts and accessories"and T＝"Processed goods"）。

⑤ 限于文章篇幅，省略了結果，讀者若有興趣，可向作者索取。

⑥ 我們還嘗試在回歸方程（1）中加入國有企業(yè)虛擬變量，該系數(shù)顯著為正，驗證了國有企業(yè)在保持其他條件相同的情況下確實高于外資和私營企業(yè)的工資水平。

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