杜威劍 李夢潔

一、引言

經濟學基礎理論試圖從多角度考察經濟發(fā)展，不僅關注經濟增長，同時也關注社會的公平性問題，更好地協(xié)調經濟增長與社會公平的關系始終是理論研究與政策制定的目標之一。國際貿易對于中國經濟增長的巨大促進作用是有目共睹的，但貿易的福利效應在中國卻出現(xiàn)了理論與實踐相背離的情況，究其原因，是貿易理論的局限性還是中國對外貿易戰(zhàn)略的不完善所致，綜合研究貿易與工資差距的關系為從收入分配視角思考貿易開放戰(zhàn)略提供了借鑒，具有現(xiàn)實意義。

為了更加深入地探討中國在開放背景下工資差距擴大的成因，加深對收入差距理論與現(xiàn)實的理解，關于國際貿易與工資差距問題的研究就極為必要。傳統(tǒng)理論集中在封閉條件下展開收入差距的研究，更為關注收入差距受到一國國內因素的影響，但在開放條件下，收入差距問題與封閉經濟相比具有很多特殊性。在研究收入差距問題時引入貿易因素，可以更為全面地尋求解決貧富差距問題的途徑，具有重要的理論價值。

早期貿易理論中H-O定理(Heckscher Ohlin Theory)與SS定理(Stolper Samuelson Theory)為國際貿易與工資關系的研究奠定了基礎。然而，相關研究注意到上述經典理論在解釋貿易對收入不平等性影響的研究上存在問題，SS定理難以解釋不同國家生產不同產品的情形，傳統(tǒng)的要素稟賦理論也并未考慮勞動市場不完全性。因此，為了使得理論能夠更好地反映現(xiàn)實，越來越多的文獻開始嘗試在經典模型的基礎上進行相應的補充與發(fā)展。Bernard等(2007)[1]的研究認為在壟斷競爭的假設下，國際貿易使得資源在不同國家與行業(yè)內重新分配，這一分配過程會增加高效率企業(yè)對于資源的需求，在充分就業(yè)的情形下，高效率企業(yè)為了獲得更多的勞動要素，會支付更高的工資。Monte(2011)[2]分析了技能偏向性技術與貿易一體化對于工資比率的影響，結果表明，工資差距同時來自于技術升級與貿易一體化。梁俊偉和張二震(2009)[3]則通過技術進步的引入，考慮兩要素、兩國家與多產品的貿易模型，分析參與貿易的企業(yè)將部分環(huán)節(jié)外包給要素成本相對較低的國家生產會增加企業(yè)的收益，進而提高企業(yè)工資。劉瑤(2011)[4]通過建立兩種商品多種投入要素的特定要素模型，分析外包貿易對于要素價格的影響，研究認為外包有利于特定要素所有者，因此在一定程度上會擴大工資差距。

隨著企業(yè)層面數(shù)據(jù)可得性的提高，越來越多的文獻嘗試從企業(yè)視角探究貿易與工資差距問題。Klein等(2010)[5]利用德國雇員與雇主的匹配數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)對于高技能工人而言，會存在一個顯著的工資溢價，估計結果表明，出口工資溢價占高技能工人技能溢價的三分之一，不僅如此，出口還會降低低技術工人工資。Helpman等(2012)[6]利用巴西雇員與雇主匹配數(shù)據(jù)，研究認為工資不平等性是由企業(yè)差異所決定的，具有不同規(guī)模與是否參與貿易，是導致這些工資不平等性的重要方面。Baumgarten(2013)[7]基于異質性企業(yè)理論，試圖從出口角度解釋工人工資差距的擴大現(xiàn)象，在控制地區(qū)與行業(yè)差異之后，對于出口企業(yè)研究結果表明，出口會使得企業(yè)工人工資增加8%左右，而出口企業(yè)工資的快速增長，主要體現(xiàn)在熟練勞動力方面。包群和邵敏(2010)[8]采用中國企業(yè)2000—2007年微觀分析數(shù)據(jù)，考察出口對于工資增長的影響。研究表明，出口貿易對于工資增長率的提高具有顯著的抑制作用。陳波和賀超群(2013)[9]利用2000—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，研究企業(yè)出口對于工資差距的影響，結果表明企業(yè)出口密集度每提升1%，會相應使得熟練勞動力與非熟練勞動力工資差距拉大0.3%，類似研究還有毛其淋和許家云(2014)[10]。

梳理現(xiàn)有文獻，異質性貿易理論激發(fā)更多研究者從微觀層面研究企業(yè)出口貿易對于工資差距的影響，提供新的理論框架用于解釋當今各國普遍存在的工資差距現(xiàn)象，并在該理論框架下一定數(shù)量的文獻嘗試從企業(yè)角度考察國際貿易帶來的工資效應。然而，現(xiàn)有研究尚存在以下問題:從研究方法來看，盡管部分理論研究同時涉及企業(yè)異質性、勞動者異質性等微觀因素，但主要停留在理論層面，受到微觀數(shù)據(jù)的限制，在實證中同時考慮企業(yè)異質性與勞動者異質性等問題分析企業(yè)參與貿易對于工資差距影響的研究尚不多見；從研究對象看，關于發(fā)達國家的研究成果豐富，然而針對正處于轉型期的發(fā)展中國家研究卻相對不足?；诖?，本文在異質性企業(yè)理論框架下，引入工人議價能力差異假設，分析企業(yè)出口集約邊際對企業(yè)內技術和非技術工人之間工資差距的影響，并結合2000—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，對模型分析結論進行檢驗，為相關部門提供政策參考。

二、理論推導

為了分析出口與企業(yè)內工資差距問題，文章以Melitz(2003)[11]異質性企業(yè)理論與Helpman等(2010)[12]勞動市場不完全理論為基礎，參照Amiti和Davis(2012)[13]、Bo等(2013)[14]的方法，假設工人工資為企業(yè)利潤分成比例函數(shù)，建立簡化模型，分別從需求、生產兩個層面求解均衡方程，討論出口行為對于企業(yè)內工資差距的影響。

首先從需求層面，參照Melitz(2003)[11]的方法，假設市場中存在大量消費者個體，在市場上的每個消費者只能作為價格的接受者。將市場中代表性消費者的效用函數(shù)表示成CES的形式，如式(1)所示:

其中，v表示消費者所購買產品的種類，Ω為市場中所有產品的集合，q(v)表示消費者對于產品v的購買數(shù)量。產品之間具有可替代性，并采用σ表示任意兩種產品之間的替代彈性，根據(jù)消費者對于其消費產品多樣性偏好的假設，可以得到產品間替代彈性σ＞1。代表性消費者將其收入E在可獲得的連續(xù)最終產品之間進行分配，并實現(xiàn)效用最大化，如下式所示:

其中，p(v)代表產品v的價格。將式(1)中的效用函數(shù)代入求解最優(yōu)化問題，此外，參照Dixit等(1977)[15]的方法，利用產量與效用之間的對偶性可知，Q＝U，得到產品v的需求曲線為:

根據(jù)式(3)得到消費支出函數(shù):

其中，E代表總支出，P為產品價格指數(shù)，具體形式如下:

接下來，考察生產層面。假設市場中存在大量潛在的企業(yè)，在決定進入市場之前，企業(yè)需要支付固定成本，之后隨機獲得相應的生產率水平φ，且生產率φ服從一定的分布G(φ)。此外，現(xiàn)存企業(yè)為了滿足設備更新與營銷網(wǎng)絡的維系，每期需要支付固定成本fm。

將Feenstra和Hanson(2001)[16]兩階段生產假說引入代表性企業(yè)理論，假設企業(yè)生產產品的過程分為核心中間品生產環(huán)節(jié)與組裝加工最終產品環(huán)節(jié)，并且將生產要素僅限定為勞動力投入。同時，假設核心中間品生產環(huán)節(jié)只需要技術工人(skilled workers)，而最終產品的組裝與加工環(huán)節(jié)則只需要非技術工人(unskilled workers)。此外，假設企業(yè)生產函數(shù)遵循柯布道格拉斯(Cobb-Douglas)形式:

其中，φv為企業(yè)生產率，α為生產中非技術工人投入比例。參照Egger和Kreickemeier(2009)[17]的公平工資模型，假設企業(yè)內技術與非技術工人的工資均由基本工資(base pay，wb)與績效工資(merit pay，wm)兩部分構成。其中，基本工資是工人在進行生產前，與企業(yè)協(xié)商制定的，為了簡化分析，假設技術與非技術工人之間基本工資是相等的①若放棄該假設，并不會影響模型的最終結論。，并將其標準化。

通過上述簡化，技術與非技術工人的工資差距主要來自于企業(yè)內不同類型技術工人之間的績效工資差異。與Egger和Kreickemeier(2009)[17]的假設一致，認為工人工資將與企業(yè)利潤高度相關，技術和非技術工人對于企業(yè)利潤(部分利潤)的分配方式主要取決于兩者與企業(yè)的討價還價能力?？紤]到中國的現(xiàn)實:技術工人一般具有較高的學歷或較深的資歷，當理想薪資與企業(yè)無法達成一致，在其他企業(yè)獲得類似崗位的可能性較大，而企業(yè)重新雇用能夠較好匹配相應崗位的工人存在一定難度，并且會有搜尋成本和培訓成本，因此技術工人與企業(yè)雇用者之間具有較強的討價還價能力。而對于非技術工人而言，一般認為其不具有或具有較低的討價還價能力②在理論分析中，一般認為技術工人往往比非技術工人具有更大的需求市場，并且在經驗分析中也得到廣泛支持。。

分析中采用納什均衡博弈結果的線性形式，假設在企業(yè)v中技術與非技術工人的績效工資如下:

式(7)中πv表示企業(yè)v的利潤，γs、γu分別代表企業(yè)中技術與非技術工人討價還價能力。結合式(7)，可以得到企業(yè)v內技術與非技術工人之間的相對工資差距:

由上述分析可知，企業(yè)的成本函數(shù)為:

求解得到邊際成本函數(shù):

對于出口企業(yè)而言，考慮到存在額外的冰山成本τx，因此，此時的邊際成本為:

根據(jù)壟斷競爭型企業(yè)的特征①盡管模型中企業(yè)的利潤會影響企業(yè)的邊際成本，但可以證明企業(yè)定價同樣將采取邊際成本加成定價的方式，受到篇幅限制具體證明并未列出，感興趣的讀者可以向作者索取。，企業(yè)將在邊際成本的基礎上，采取加成定價法確定產品價格。同時，由對偶性得到企業(yè)v只在國內市場銷售的利潤函數(shù)如下:

對于在國內銷售并且同時出口的企業(yè)，除了需要支付固定成本外，還需要額外支付固定成本fx，在假設國外具有相同的市場規(guī)模和市場結構情形下②為了簡化分析假設國外市場與國內市場具有對稱性，放松這一假設并不會影響最終結論。，企業(yè)的利潤函數(shù)為:

由于1-σ＜0，通過式(12)和(13)可知，企業(yè)利潤是生產率φv的單調增函數(shù)，與預期一致。將式(12)、(13)代入式(8)，分別得到國內銷售企業(yè)與出口企業(yè)技術與非技術工人之間的工資差距:

參照Amiti和Davis(2012)[13]的假設，出口企業(yè)投入的固定成本會高于內銷企業(yè)，即fx≥fm，因此國內銷售利潤為零的企業(yè)不會進入出口市場，因為貿易成本τx＞1，從國外市場獲得的可變利潤低于國內市場，無法抵消出口的固定成本投入。此外，求解得到內銷企業(yè)與出口企業(yè)的門檻值如下:

結合式(15)以及企業(yè)利潤與企業(yè)生產率之間的關系，得到以下命題:

命題1:并且生產率低于的企業(yè)會退出市場；生產率處于區(qū)間的企業(yè)產品僅在國內銷售；生產率高于的企業(yè)會進入出口市場。

命題2:企業(yè)隨著貿易自由化程度的提高(τx的下降)而增加出口，從而獲得更高的利潤；由于技術工人具有更強的討價還價能力，因此企業(yè)內工資差距會隨著貿易自由化程度的提高而擴大，反之則降低。

命題1與新新貿易理論主流文獻的結論一致，并且存在大量實證文獻對其進行了檢驗。而命題2則從工人議價能力視角討論了貿易自由化程度與企業(yè)內部工人工資差距問題，鮮有文獻對該視角進行經驗分析，因此本文接下來將利用中國詳實的企業(yè)數(shù)據(jù)加以驗證。

三、計量模型、指標構建與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型

通過理論模型的分析可知，企業(yè)內技術與非技術工人之間的工資差距會受到企業(yè)參與全球化程度的影響。本文利用明瑟經典的個體勞動收入方程，并且借鑒Poncet和Hering(2010)[18]的方法，構建了工資的簡約計量模型

其中，i代表企業(yè)，t代表相應年份，αt表示固定時間效應虛擬變量，dit為企業(yè)內工資差距指標，exsit為企業(yè)的出口密集度。Xit為企業(yè)層面的其他控制變量，參照包群和邵敏(2010)[8]、陳波和賀超群(2013)[9]的研究，主要選取企業(yè)生產技術水平、企業(yè)規(guī)模、資本密集度、外資占比和企業(yè)年齡。企業(yè)效率的衡量指標選取勞動生產率(lp)這一單要素生產率作為分析對象，并且Fryges和Wagner(2008)[19]的研究也證明以人均銷售收入度量的勞動生產率與企業(yè)全要素生產率之間是高度相關的；企業(yè)的規(guī)模采用企業(yè)的總就業(yè)人數(shù)(emp)來衡量；資本密集度采用固定資產平均余額與企業(yè)就業(yè)人數(shù)的比值表示；外資占比(fsh)采用外資資本與企業(yè)實收資本的比值表示，其中外資資本為外國資本金與中國港澳臺地區(qū)資本金之和；企業(yè)的年齡(age)采用統(tǒng)計年份與企業(yè)成立年份的差值計算得到。選取這些指標主要基于以下考慮:

與企業(yè)經營績效相關的變量，主要包括企業(yè)生產技術水平(lp)、企業(yè)規(guī)模(emp)和企業(yè)資本密集度(cap)。從企業(yè)內工資差距角度來看，生產技術水平較高、規(guī)模較大以及企業(yè)內資本密集度較高的企業(yè)，可能更傾向于生產技術含量更高的產品，從而增加對技術工人的需求，最終會更傾向于支付給技術工人更高的報酬。

外資占比程度(fsh)。根據(jù)企業(yè)所在行業(yè)與產品的特征，外資的流入對于企業(yè)內技術與非技術工人之間需求與工資差距會存在不同程度的影響。[20]

企業(yè)年齡(age)。企業(yè)會經歷成立、成長、成熟等階段，不同階段所采取的研發(fā)投入策略會存在差異。根據(jù)Huergo和Jaumandreu(2004)[21]的研究認為，企業(yè)是否進行研發(fā)的概率會隨著企業(yè)年齡的增加而呈現(xiàn)遞減，即新企業(yè)可能比成熟企業(yè)需要更多的技術工人，因此會在一定程度上影響企業(yè)內技術與非技術工人之間的工資差距。

(二)企業(yè)內工資差距指標的測度

考慮到同一行業(yè)內技術工人在不同出口企業(yè)之間工資是不同的，假設j行業(yè)的出口企業(yè)v在年份t支付給其技術工人的工資，并且可以分解為所在行業(yè)平均工資和企業(yè)對技術工人的特定支付波動即同理，企業(yè)非技術工人可以分解為行業(yè)平均非技術工人工資和企業(yè)對非技術工人的特定支付，即。 因此，企業(yè)內不同類型勞動力之間工資差距記為:

在第二個等式中，第一部分為企業(yè)所在行業(yè)層面技術與非技術工人之間的工資差距，簡記為αjt，第二部分為企業(yè)層面技術與非技術工人之間的工資差距。結合相關文獻[13]的假設，考慮到企業(yè)層面的收入差距為企業(yè)的利潤函數(shù):在企業(yè)盈利較多的情形下，與非技術工人相比，技術工人由于具有更強的討價還價能力，從而會分得更多的企業(yè)紅利。因此，由于企業(yè)不同所導致的收入差距可以記為:

其中πvjt為j行業(yè)中企業(yè)v在t時期的企業(yè)利潤，γjt為分成比例，假設在t期時對于同一行業(yè)內的企業(yè)是一致的。因此，可以得到企業(yè)平均工資差距。根據(jù)企業(yè)平均工資定義可以得到:

wvjt為行業(yè)j的出口企業(yè)v在t時期的平均工資，

θvjt為企業(yè)內技術工人占比。將技術工人工資代入式(20)，然后將技術與非技術工人工資按照行業(yè)層面和企業(yè)層面進行分解，并將式(18)代入，整理得到:

在式(21)中，由于變量wujt是隨行業(yè)和年份數(shù)據(jù)變化的，若對特定年份不同行業(yè)分別進行估計，則所得到的回歸分析式中是固定值。此外，根據(jù)Goldberg和pavenik(2007)[22]的分析結論，生產率較高的企業(yè)可能更傾向于雇用技術工人，從而會導致企業(yè)技術工人占比與企業(yè)生產率之間具有正向的相關關系。為了避免企業(yè)在選擇勞動力類型時所產生的內生性問題，將企業(yè)技術與非技術工人的比例固定為2004年的比例，2004年正好位于樣本區(qū)間的中間位置，可以近似認為其他年份的企業(yè)技術工人占比與2004年相似。在上述基礎上，將企業(yè)平均工資、企業(yè)技術工人占比、企業(yè)利潤代入式(21)可以估計得到系數(shù)最后，將估計系數(shù)與企業(yè)利潤代入式(19)，得到企業(yè)內技術與非技術工人之間的工資差距指標。

(三)數(shù)據(jù)介紹

分析數(shù)據(jù)主要采自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫是由國家統(tǒng)計局建立的年度數(shù)據(jù)，主要由樣本企業(yè)提交給當?shù)亟y(tǒng)計局的季報和年報匯總，樣本企業(yè)包括全部國有工業(yè)企業(yè)以及規(guī)模以上①這里的“規(guī)模以上”要求企業(yè)每年的主營業(yè)務收入(即銷售額)在500萬元及以上。非國有工業(yè)企業(yè)，企業(yè)信息包括企業(yè)的基本情況和財務數(shù)據(jù)，其統(tǒng)計單位為企業(yè)法人。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的行業(yè)包括了制造業(yè)，采礦業(yè)，電力、燃氣和水的生產與供應業(yè)，其中行業(yè)劃分細分到4分位，具體參見國民經濟行業(yè)分類，然而，2003年中國行業(yè)分類代碼發(fā)生了變更，本文將參照Brandt等(2012)[23]的方法將行業(yè)按照2003年之后的新行業(yè)代碼(GB/T 4754—2002)進行重新調整。省市代碼細分為6分位。

考慮將工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中存在統(tǒng)計問題的樣本剔除，根據(jù)基本會計準則依照以下方式進行剔除:首先，剔除關鍵指標有缺失的觀測值，關鍵指標主要包括職工人數(shù)、工業(yè)總產值、總資產、銷售額和固定資產凈值；其次，固定資產凈值低于1 000萬元、銷售額低于500萬元以及職工人數(shù)少于30人，這些觀測值都不滿足“規(guī)模以上”標準，將其剔除；最后，一些觀測值存在累計折舊小于當期折舊或者總資產小于固定資產凈值、流動資產的情況，這些明顯不符合會計原則，可能存在統(tǒng)計誤差，將這類觀測值予以剔除。經過上述處理之后，作為本文分析的樣本數(shù)據(jù)庫，其中樣本涵蓋的數(shù)據(jù)年份為2000—2007年。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2004年度數(shù)據(jù)中缺乏企業(yè)出口數(shù)據(jù)的統(tǒng)計指標，因此將2004年數(shù)據(jù)從樣本中剔除。分析中均采用年份內平衡面板數(shù)據(jù)，選取在樣本區(qū)間內持續(xù)經營的企業(yè)進行研究，以避免出口決定方程估計產生的自選擇偏差。

四、實證分析

(一)基準分析

在實證分析之前，首先對計量模型涉及的變量進行初步的統(tǒng)計分析，為了進一步控制模型估計中的異方差問題，對數(shù)據(jù)波動幅度較大的企業(yè)規(guī)模和資本密集度變量進行對數(shù)化處理，結果詳見表1。

表1 主要變量的統(tǒng)計性描述

通過表1可知，樣本企業(yè)內工資差距隨著時間的變化呈現(xiàn)一定的趨勢性，同時企業(yè)出口密集度、生產技術水平、企業(yè)規(guī)模和資本密集度均呈現(xiàn)出一定的上升趨勢，因此為了排除時間趨勢的干擾，在計量模型中引入年份虛擬變量，以控制時間固定效應。此外，考慮到不同行業(yè)之間的差異以及地區(qū)發(fā)展之間的不平衡，分析中同時引入行業(yè)和區(qū)位虛擬變量。

接下來，以計量模型(16)為基礎，研究企業(yè)出口對企業(yè)內工資差距的影響，具體回歸結果詳見表2。

表2 出口對企業(yè)內工資差距的基礎回歸分析

續(xù)前表

考慮到樣本面板數(shù)據(jù)的特征，首先采用固定效應模型進行分析。模型(1)中出口密集度對企業(yè)內技術與非技術工人工資差距的影響系數(shù)為正且高度顯著，表明企業(yè)參與出口程度的增加，會擴大企業(yè)內不同類型勞動力之間的工資差距。模型(2)引入生產技術水平、企業(yè)規(guī)模、資本密集度、外資參與程度和年齡等企業(yè)層面的控制變量，同時控制企業(yè)的區(qū)位特征以及所屬行業(yè)，結果仍然表明出口非常顯著地引致了企業(yè)內工資差距的擴大。

與各國的實證結果一致，模型(2)中企業(yè)生產技術水平(lp)的估計系數(shù)為正且高度顯著，表明企業(yè)生產技術水平的提高會拉大企業(yè)內工資差距，同樣支持了技術水平提高所帶來的好處會更多地偏向技術工人。企業(yè)的規(guī)模(emp)系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)規(guī)模與工資差距之間為正相關關系，即規(guī)模較大的企業(yè)工資差距的擴大較快，再次驗證了技術工人能夠從企業(yè)增產中獲得更多的收益。資本密集度(cap)的正向系數(shù)表明，資本密集度與企業(yè)內工資差距之間存在正相關關系，與預期一致，企業(yè)人均資本投資的增加，會促進企業(yè)生產高技術類型的產品，從而降低企業(yè)對非技術工人的需求，最終擴大企業(yè)內工資差距。普遍認為與內資企業(yè)相比，外資企業(yè)為了雇用高質量的工人，通常會支付更高的工資，而這部分高質量工人絕大多數(shù)為技術工人，因此往往存在外資企業(yè)的溢價現(xiàn)象，模型分析中企業(yè)的外資參與程度(fsh)系數(shù)為正且高度顯著，支持了現(xiàn)有文獻的結論。此外，企業(yè)年齡的系數(shù)為正，考慮到中國大多數(shù)企業(yè)均處于成長期，隨著企業(yè)存續(xù)時間的增加，企業(yè)會更傾向于產品的研發(fā)與創(chuàng)新，因此隨著企業(yè)年齡的增長，企業(yè)會增加對技術工人的需求，從而在一定程度上帶來了企業(yè)內不同類型勞動之間工資差距的擴大。

固定效應模型盡管能夠排除不隨時間變化的個體特征，但在估計中往往會產生內生性的問題，其原因主要由三方面造成:省略變量(omitted variables)、測量誤差(measurement error)和聯(lián)立性(simultaneity)。具體到上述模型中，出口可能與不可觀測因素之間是相關的，而該不可觀測因素又可能在一定程度上影響企業(yè)內不同類型勞動力之間的工資差距，這便是省略變量問題。在出口數(shù)據(jù)獲得過程中，可能存在著測量誤差。此外，出口密集度可能與企業(yè)層面的某些不可觀測的特征有關，而這些企業(yè)特征可能又會受到企業(yè)內工資差距的影響，這便是一個聯(lián)立性方面的問題?？紤]到模型內生性問題，本文接下來將采用系統(tǒng)廣義距估計(SGMM)面板模型，在估計過程中，參照Blundell和Bond(1998)[24]的方法，結合一階、二階和Hansen系數(shù)進行系數(shù)顯著性的統(tǒng)計推斷。

模型(3)和(4)中AR(1)和AR(2)的p值均高于0.1，即在10%的顯著性水平下接受模型不存在一階和二階自相關的假設。此外，Hansen檢驗值同樣高于0.1，表明模型中所使用的工具變量是有效的，說明所得到的回歸系數(shù)與模型的估計結果是可信的。出口密集度系數(shù)顯著為正且在各個模型的估計結果均高度一致，表明企業(yè)出口占比的增加，會顯著擴大企業(yè)內不同類型勞動力之間的工資差距，支持了固定效應模型的分析結論。比較企業(yè)層面的系數(shù)可知，系統(tǒng)GMM模型估計所得到結論與之前的分析一致，即企業(yè)內工資差距會隨著企業(yè)技術水平、生產規(guī)模、資本密集度、外資參與度以及企業(yè)年齡的增加而增加。

由于樣本內存在大量的非出口企業(yè)，而大量出口密集度為零的企業(yè)的存在可能導致樣本估計的偏誤，基于此，為了進一考察樣本內非出口企業(yè)對于估計結果是否存在顯著影響，接下來采用出口二元虛擬變量作為出口密集度的替代指標，當企業(yè)出口時記為1，否則記為0，估計結果如模型(5)所示。出口虛擬變量的系數(shù)為正且高度顯著，研究結果再次表明出口對于企業(yè)內工資差距的擴大具有正向作用，即出口所帶來的技術工人工資的上漲幅度高于非技術工人。

(二)穩(wěn)健性分析

考慮到樣本回歸中可能存在的三種異常樣本值會影響估計結果，工資差距異常值的剔除是將工資差距低于0.1分位和高于0.9分位的企業(yè)從樣本中剔除；行業(yè)出口比重異常值與地區(qū)出口比重異常值的剔除則參照包群和邵敏(2010)[8]的研究，以樣本內初期年份為依據(jù)，按照2000年樣本內企業(yè)出口占比的均值計算各行業(yè)和各地區(qū)的出口比重，將低于0.1分位和高于0.9分位的行業(yè)企業(yè)從回歸樣本中剔除，并采用與前文同樣方法對計量模型(16)進行估計，估計結果詳見表3。

表3 穩(wěn)健性分析

續(xù)前表

三種剔除樣本異常值的回歸結果表明，模型接受不存在二階序列自相關問題，并且支持工具變量的有效性假設，此外出口密集度的系數(shù)顯著為正且其他企業(yè)層面控制變量并未發(fā)生顯著變化。由此可知，樣本的估計結果并未受到異常值的影響，并且出口密集度與企業(yè)內工資差距之間的正相關關系也并非由異常值所致，證明了模型結論的穩(wěn)健性。

此外，根據(jù)國內相關文獻(包群和邵敏，2010[8]；黃艷敏和張巖貴2010[25])的結論，處于不同出口密集度區(qū)間的企業(yè)工資增長會存在顯著差異，那么不同出口密集度企業(yè)內工資差距是否也存在顯著差異呢？為了回答這一問題，根據(jù)樣本初期(2000年)企業(yè)的出口密集度將出口企業(yè)劃分為低、中、高三種類型①參照現(xiàn)有文獻，將出口密集度大于0且小于0.1的記為低出口密集度企業(yè)，出口密集度在0.1與0.5之間的記為中出口密集度企業(yè)，出口密集度高于0.5的記為高出口密集度企業(yè)。，運用系統(tǒng)GMM的估計方法對計量模型進行重新估計。分析結果支持了出口集約邊際的增加，會在一定程度上擴大企業(yè)內工資差距的結論，并且對不同出口密集度企業(yè)結論一致且各樣本內的工具變量均是有效的。進一步比較不同出口密集度樣本出口變量估計結果的系數(shù)與顯著性可以發(fā)現(xiàn)，低出口密集度企業(yè)樣本出口系數(shù)明顯高于中高出口密集度企業(yè)樣本，表明對于出口占比較低的企業(yè)而言，出口份額對企業(yè)內工資差距的影響程度更大。此外，企業(yè)層面的特征控制變量在不同出口密集度樣本對工資差距的影響方向與之前結論一致，但在不同樣本中的系數(shù)數(shù)值與顯著性表現(xiàn)出一定的差異。

五、結論

本文中筆者首先基于工人議價能力視角從理論層面研究了出口對企業(yè)內技術與非技術工人工資差距的影響，在此基礎上，結合2000—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，對出口集約邊際如何影響企業(yè)內工資差距問題進行了實證檢驗?？紤]到面板固定效應模型分析中可能存在的內生性問題，文章同時采用系統(tǒng)GMM模型進行了估計，并通過排除異常值與區(qū)分不同出口密集度企業(yè)的分樣本檢驗驗證了模型的穩(wěn)健性。與理論分析結論一致，實證檢驗的結果表明，在控制企業(yè)、行業(yè)和區(qū)位效應的情形下，隨著企業(yè)出口占比的增加，企業(yè)內技術與非技術工人工資差距會進一步擴大，并且對于低出口占比企業(yè)而言，企業(yè)內工資差距受出口密集度影響程度更大，且在控制內生性與排除異常值情形下結論穩(wěn)健。

基于上述結論，本文有以下政策啟示:第一，在制定貿易政策和相關經濟政策時，要注重對出口貿易所帶來的經濟收益進行適當?shù)亩畏峙?，將僅少數(shù)人從出口貿易中獲益轉變?yōu)橥ㄟ^出口貿易實現(xiàn)全社會層面的帕累托改進。第二，應當積極促進我國出口貿易發(fā)展模式，由單純強調出口規(guī)模逐步向調整出口貿易結構轉變，合理調整勞動密集型與技術密集型出口企業(yè)的比重，通過勞動密集型產品出口在一定程度上解決我國短期內存在大量剩余勞動力以及對非技術工人需求不足的問題。第三，注重增加技能培訓與教育資源的投入力度，以提高技能培訓與基礎教育的質量，并結合各地區(qū)經濟發(fā)展的狀況，合理配置各類教育資源，特別是對勞動密集型企業(yè)與低技能企業(yè)工人進行定期的技能培訓，逐漸提高我國勞動者的技能和素質。

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