進(jìn)口的工資溢出：邊際分解與作用渠道

錢學(xué)鋒 李賽賽

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖北 武漢430073）

一、引言

近年來，隨著內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化，中國(guó)政府日益強(qiáng)調(diào)進(jìn)口的作用，學(xué)術(shù)界亦在新的理論和實(shí)證框架下對(duì)進(jìn)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(chǔ)上，進(jìn)一步研究進(jìn)口的工資溢出效應(yīng)及其具體作用渠道。我們的研究源于對(duì)近期兩個(gè)重要現(xiàn)象的觀察與思考。一方面，改革開放以來，中國(guó)的勞動(dòng)收入占比呈持續(xù)下降的趨勢(shì)；另一方面，在國(guó)際貿(mào)易領(lǐng)域，企業(yè)的異質(zhì)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(jìn)口企業(yè)和非進(jìn)口企業(yè)也存在明顯差異。以職工工資為例，我們用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中的企業(yè)應(yīng)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(guó)進(jìn)口企業(yè)的人均工資顯著高于非進(jìn)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(guó)際貿(mào)易的一個(gè)重要部分，進(jìn)口必然會(huì)影響要素的收入分配，如果進(jìn)口企業(yè)的人均工資顯著高于非進(jìn)口企業(yè)，那么通過適當(dāng)?shù)臄U(kuò)大進(jìn)口或讓更多的企業(yè)參與進(jìn)口，就有可能緩解勞動(dòng)收入占比的下降趨勢(shì)。但我們不清楚的是，企業(yè)進(jìn)口的不同邊際結(jié)構(gòu)（集約的邊際和擴(kuò)展的邊際）對(duì)工資的影響是否存在差異，以及進(jìn)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(shí)了進(jìn)口的工資溢出效應(yīng)，這為本文的研究提供了文獻(xiàn)基礎(chǔ)。Martins和Opromolla運(yùn)用葡萄牙的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口對(duì)工資的作用至少同出口一樣重要；他們還指出，無論是對(duì)于出口還是進(jìn)口，企業(yè)層面的因素都具有相當(dāng)大的解釋力，即使控制了其他影響工資的決定因素，一個(gè)企業(yè)如果增加中高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口，那么該企業(yè)員工的工資也會(huì)提高［3］。Amiti和Davis發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)從封閉轉(zhuǎn)向參與貿(mào)易時(shí)，那些較大的進(jìn)口企業(yè)的工資會(huì)增加，并且在其他條件相同的情況下，一個(gè)企業(yè)進(jìn)口的中間產(chǎn)品比重越高，其利潤(rùn)和工資就越高［4］。Arkolakis也發(fā)現(xiàn)，跨國(guó)公司通過在國(guó)外建立子公司，利用進(jìn)口更為廉價(jià)的中間投入品來實(shí)現(xiàn)工資的增長(zhǎng)［5］。此外，Martins和Opromolla進(jìn)一步認(rèn)為，進(jìn)口企業(yè)的工資溢價(jià)主要來自于工人的固定效應(yīng)，即觀測(cè)不到的工人素質(zhì)［6］。但這些文獻(xiàn)并沒有研究進(jìn)口的不同邊際對(duì)工資的影響是否存在差異，以及進(jìn)口的邊際通過何種渠道實(shí)現(xiàn)了工資溢價(jià)。

我們之所以非常關(guān)心進(jìn)口的邊際結(jié)構(gòu)可能存在的差異化影響，是因?yàn)楝F(xiàn)有研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)出口的邊際結(jié)構(gòu)存在截然不同的福利內(nèi)涵［7］。這提醒我們，如果只是籠統(tǒng)地認(rèn)識(shí)進(jìn)口的工資溢價(jià)而不注重進(jìn)口邊際結(jié)構(gòu)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(jìn)口分解為集約的邊際（進(jìn)口數(shù)量）和擴(kuò)展的邊際（進(jìn)口種類），以觀察兩種貿(mào)易邊際對(duì)工資是否會(huì)產(chǎn)生不同的影響。這不同于現(xiàn)有文獻(xiàn)僅考察進(jìn)口行為或進(jìn)口總量的工資溢價(jià)［3］［4］，是本文的第一個(gè)貢獻(xiàn)。本文發(fā)現(xiàn)：進(jìn)口種類的增長(zhǎng)確實(shí)提高了員工工資，但是進(jìn)口數(shù)量的增加卻與員工工資存在明顯的負(fù)向關(guān)系。這意味著，進(jìn)口的工資溢價(jià)主要來源于貿(mào)易的擴(kuò)展邊際，相應(yīng)地，發(fā)揮進(jìn)口在緩解勞動(dòng)收入占比持續(xù)下降中的作用，更應(yīng)注重進(jìn)口種類的擴(kuò)大。

進(jìn)一步的，我們希望知道進(jìn)口種類是如何促進(jìn)工資提高的。Martins和Opromolla總結(jié)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(jìng)爭(zhēng)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(rùn)共享（rent sharing）機(jī)制上［3］。這為我們解釋進(jìn)口種類促進(jìn)工資增長(zhǎng)的渠道提供了新的分析視角，即將進(jìn)口的擴(kuò)展邊際與企業(yè)利潤(rùn)相聯(lián)系。進(jìn)口種類的擴(kuò)大一方面會(huì)促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高［8］，另一方面，進(jìn)口種類的增加可以通過降低進(jìn)口價(jià)格從而減少企業(yè)成本［9］，這兩個(gè)方面最終將共同提高企業(yè)利潤(rùn)。我們的實(shí)證研究表明，企業(yè)進(jìn)口種類的增加確實(shí)對(duì)生產(chǎn)率以及進(jìn)口價(jià)格的工資效應(yīng)起到了正向的積極作用，從而證實(shí)了中國(guó)進(jìn)口企業(yè)和員工之間也存在利潤(rùn)共享機(jī)制。這是本文的又一貢獻(xiàn)。

此外，本文對(duì)現(xiàn)有研究貿(mào)易和員工工資關(guān)系的文獻(xiàn)也是一個(gè)有益補(bǔ)充。包群等從貿(mào)易角度專門檢驗(yàn)了出口的工資溢出效應(yīng)，結(jié)果表明出口并沒有提高工人工資［10］。然而，國(guó)外大量的研究都證實(shí)了貿(mào)易的工資溢出效應(yīng)［4］［6］，而且進(jìn)口的作用大于出口［6］。對(duì)于中國(guó)而言，加工貿(mào)易使得出口和進(jìn)口聯(lián)系緊密，因此，僅考慮出口對(duì)員工工資的影響不足以全面認(rèn)識(shí)貿(mào)易的工資溢出效應(yīng)。

本文的其余結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分闡釋了進(jìn)口種類變化影響員工工資的理論機(jī)制，第三部分介紹了本文的數(shù)據(jù)、計(jì)量模型及相關(guān)變量，第四部分通過計(jì)量驗(yàn)證了進(jìn)口的工資溢出效應(yīng)及其擴(kuò)展邊際的作用渠道，最后是結(jié)論和政策含義。

二、進(jìn)口種類促進(jìn)工資增長(zhǎng)的渠道：利潤(rùn)共享機(jī)制

在不完全競(jìng)爭(zhēng)條件下，企業(yè)和員工之間存在利潤(rùn)共享機(jī)制，這使得我們?cè)谘芯繂T工工資問題時(shí)，可以利潤(rùn)共享為中間機(jī)制，從進(jìn)口擴(kuò)展邊際對(duì)企業(yè)利潤(rùn)的影響角度分析其對(duì)員工工資水平的作用。

（一）利潤(rùn)與工資——利潤(rùn)共享

Martins和Opromolla總結(jié)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(jìng)爭(zhēng)機(jī)制下的工資溢價(jià)，二是勞動(dòng)力市場(chǎng)的不完全競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制。他們指出，在不完全競(jìng)爭(zhēng)機(jī)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(rùn)共享機(jī)制來解釋［3］。勞動(dòng)力市場(chǎng)存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱，這種不對(duì)稱阻礙了企業(yè)和員工之間需求的合理配對(duì)。一方面，求職者對(duì)愈發(fā)激烈的職位競(jìng)爭(zhēng)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(bǔ)。勞動(dòng)力市場(chǎng)的不完全競(jìng)爭(zhēng)使得利潤(rùn)共享成為必然：第一，員工之間存在不可觀測(cè)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(shí)信息。在這種情況下，員工得以通過工資談判要求利潤(rùn)共享，提高的工資被看做是他們努力工作的條件，因?yàn)樗麄冋J(rèn)為利潤(rùn)率高的企業(yè)理應(yīng)支付員工更高的工資［11］；而另一方面，企業(yè)也愿意利潤(rùn)共享，因?yàn)槔霉と说呐κ潜匾模?1］［12］［13］。Kramarz利用談判模型（bargaining model）指出，在談判機(jī)制下，員工可以改變與企業(yè)談判的威脅點(diǎn)，從而提高自身在企業(yè)超額利潤(rùn)分配中所占的份額［12］。這種利潤(rùn)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(rùn)與員工共享，在企業(yè)盈利狀況改善、利潤(rùn)增加時(shí)樂于與員工共同分享盈利，以更好地促進(jìn)員工在工作中發(fā)揮更大的價(jià)值，而并非需要員工進(jìn)行談判交涉。

利潤(rùn)共享機(jī)制將員工工資與企業(yè)利潤(rùn)很好地結(jié)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(zhì)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(rùn)水平上，而所得利潤(rùn)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(xué)者在研究員工工資相關(guān)問題時(shí)，以利潤(rùn)共享為中間機(jī)制，將目光轉(zhuǎn)向企業(yè)利潤(rùn)。借鑒這種方法，我們下一步將探尋進(jìn)口的擴(kuò)展邊際與企業(yè)利潤(rùn)之間的關(guān)系。

（二）進(jìn)口的擴(kuò)展邊際與企業(yè)利潤(rùn)

眾多研究已經(jīng)成功地揭示了進(jìn)口促進(jìn)生產(chǎn)率的理論機(jī)制，進(jìn)口的生產(chǎn)率效應(yīng)可以通過向進(jìn)口國(guó)學(xué)習(xí)、進(jìn)口種類的增加以及進(jìn)口高質(zhì)量產(chǎn)品等途徑實(shí)現(xiàn)。Coe和Helpman最早證實(shí)了國(guó)際貿(mào)易的技術(shù)溢出機(jī)制中存在進(jìn)口數(shù)量效應(yīng)和進(jìn)口種類效應(yīng)［14］，而企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易模型則著重強(qiáng)調(diào)了新產(chǎn)品種類的增加是促進(jìn)行業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的重要渠道［15］。Halpern等運(yùn)用匈牙利制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)證實(shí)了進(jìn)口的種類效應(yīng)，他們發(fā)現(xiàn)進(jìn)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(xiàn)率高達(dá)2／3［16］。錢學(xué)鋒等從進(jìn)口種類的角度考察了進(jìn)口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，他們發(fā)現(xiàn)大部分上游行業(yè)進(jìn)口種類的增加顯著地促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提高（水平效應(yīng)）［8］。這些研究已經(jīng)證實(shí)了進(jìn)口種類增加有利于促進(jìn)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(rùn)的同向增長(zhǎng)。

另外，進(jìn)口種類還通過降低進(jìn)口產(chǎn)品價(jià)格減少企業(yè)的生產(chǎn)成本，從而提高企業(yè)的利潤(rùn)水平。進(jìn)口使得企業(yè)有機(jī)會(huì)獲得國(guó)內(nèi)無法取得的新的中間投入品以及生產(chǎn)設(shè)備［17］，這些中間投入品和資本品具有更高的生產(chǎn)率，國(guó)內(nèi)企業(yè)可能支付相同或者更多的成本，卻只能購(gòu)得生產(chǎn)率遠(yuǎn)低于國(guó)外的投入品和設(shè)備。另外，企業(yè)還可以通過進(jìn)口選擇低價(jià)的投入品和資本品來減少成本，對(duì)于相同的產(chǎn)品，進(jìn)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(chǎng)中尋找成本更低的產(chǎn)品，也就更易于獲得國(guó)外產(chǎn)品與國(guó)內(nèi)產(chǎn)品差價(jià)帶來的益處。

Goldberg等特別強(qiáng)調(diào)了新的中間投入品種類（擴(kuò)展邊際）在解釋進(jìn)口利得時(shí)扮演的核心角色，他們認(rèn)為新的投入品降低了企業(yè)的創(chuàng)新成本并增強(qiáng)了企業(yè)生產(chǎn)新產(chǎn)品的能力［18］。另一方面，Gaulier和Mejean將國(guó)際貿(mào)易的價(jià)格調(diào)整機(jī)制分解為集約的價(jià)格效應(yīng)和擴(kuò)展的價(jià)格效應(yīng)，他們的經(jīng)驗(yàn)研究顯示，進(jìn)口產(chǎn)品種類的增加對(duì)進(jìn)口價(jià)格指數(shù)有負(fù)向影響［10］。錢學(xué)鋒等測(cè)算了基于種類變化下的進(jìn)口價(jià)格指數(shù)，他們的研究結(jié)果表明，基于種類變化的估計(jì)方法使得進(jìn)口價(jià)格指數(shù)下降了大約0．73%，這證明進(jìn)口產(chǎn)品種類的增加（擴(kuò)展邊際）有利于降低進(jìn)口價(jià)格指數(shù)［19］。

因而，進(jìn)口種類的增加可以促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升以及降低進(jìn)口價(jià)格指數(shù)，從而起到提高企業(yè)利潤(rùn)的作用。那么，在利潤(rùn)共享機(jī)制下，員工工資也會(huì)相應(yīng)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(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫(kù)。中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)錄入了企業(yè)層面的原始數(shù)據(jù)，共覆蓋企業(yè)上百個(gè)變量，既包括對(duì)企業(yè)身份的描述變量，還包含大量反映企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況的財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)變量。海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫(kù)記錄了企業(yè)每一HS8位數(shù)編碼產(chǎn)品的進(jìn)口價(jià)值、進(jìn)口數(shù)量及進(jìn)口來源地等詳細(xì)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(kù)與海關(guān)進(jìn)口數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行對(duì)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(gè)制造業(yè)企業(yè)①。由于存在統(tǒng)計(jì)誤差以及樣本的錯(cuò)漏，數(shù)據(jù)庫(kù)中除了存在一些缺失值外，還有一些錄入錯(cuò)誤，例如：工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中存在應(yīng)付工資總額為負(fù)以及為零的樣本，海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)中也存在進(jìn)口價(jià)格為零的樣本。我們?cè)谶x擇樣本時(shí)，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(jìn)口價(jià)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(fù)的樣本，最終得到48 019家企業(yè)的122 416個(gè)觀測(cè)值，時(shí)期為6年的非平衡面板數(shù)據(jù)。

（二）計(jì)量模型

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

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

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

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

本文的第二個(gè)目的是判斷擴(kuò)展邊際的兩種作用機(jī)制：提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率、降低企業(yè)進(jìn)口價(jià)格，為此，我們?cè)诨貧w模型中分別加入種類與全要素生產(chǎn)率以及進(jìn)口價(jià)格的交互項(xiàng)：

TFPjt、pjt分別表示企業(yè)j在t時(shí)期的全要素生產(chǎn)率和進(jìn)口價(jià)格，其他變量定義不變。β1、β2分別反映企業(yè)進(jìn)口種類變化對(duì)生產(chǎn)率以及進(jìn)口價(jià)格的工資效應(yīng)的影響，若β1、β2大于0，則表明進(jìn)口產(chǎn)品種類的增加對(duì)生產(chǎn)率和進(jìn)口價(jià)格的工資效應(yīng)起到正向的積極作用，從而說明利潤(rùn)共享機(jī)制確實(shí)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(fèi)者價(jià)格指數(shù)對(duì)數(shù)據(jù)庫(kù)中非不變價(jià)的應(yīng)付工資總額進(jìn)行平減，從而得到剔除了價(jià)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(duì)于進(jìn)口種類，我們借鑒企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易模型文獻(xiàn)中常用的處理方法，以一個(gè)企業(yè)—產(chǎn)品—國(guó)家對(duì)作為一個(gè)種類（n）。由于每個(gè)企業(yè)進(jìn)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(duì)進(jìn)口價(jià)格和進(jìn)口價(jià)值進(jìn)行加總，除以種類得到平均價(jià)格（p）和平均進(jìn)口價(jià)值，平均數(shù)量（q）則以平均進(jìn)口價(jià)值除以平均價(jià)格衡量。由于海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)中的進(jìn)口價(jià)值和價(jià)格單位均為美元，在剔除價(jià)格因素影響時(shí)，我們先用以2000年為基期的美國(guó)GDP平減指數(shù)進(jìn)行平減，然后根據(jù)人民幣相應(yīng)年份的年平均匯率將海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)中的相關(guān)變量單位轉(zhuǎn)換成與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)一致的千元。

對(duì)于全要素生產(chǎn)率（TFP），本文采用索洛剩余來測(cè)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(jià)格指數(shù)進(jìn)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(shí)期的工業(yè)增加值；Kjt、Ljt分別代表企業(yè)的資本和勞動(dòng)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(duì)lnKjt、lnLjt進(jìn)行回歸，得到系數(shù)β1和β2，進(jìn)而計(jì)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(dòng)比作為控制變量，同時(shí)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(guān)，我們?cè)诨貧w中加入企業(yè)規(guī)模size及其二次項(xiàng)size2，以此來表示企業(yè)規(guī)模對(duì)工資的影響，用全部從業(yè)人員年平均人數(shù)的對(duì)數(shù)值測(cè)算。（2）企業(yè)年齡（age）。為了考慮企業(yè)經(jīng)營(yíng)時(shí)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(shí)間越長(zhǎng)，盈利水平越高，因此我們預(yù)期該項(xiàng)的回歸系數(shù)為正。（3）資本勞動(dòng)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(jià)格指數(shù)平減后的固定資產(chǎn)凈值年平均余額，勞動(dòng)投入量的計(jì)算指標(biāo)選擇全部從業(yè)人員年平均人數(shù)。一般而言，資本勞動(dòng)比越高，勞動(dòng)力報(bào)酬占企業(yè)利潤(rùn)的份額越小，工資水平越低，因此預(yù)期該變量的回歸系數(shù)為負(fù)。（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(shí)。（5）行業(yè)控制變量（MHT）。由于不同技術(shù)水平的產(chǎn)品存在不同的生產(chǎn)率效應(yīng)，由此產(chǎn)生的工資效應(yīng)存在差異，Martins和Opromolla根據(jù)產(chǎn)品技術(shù)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(gè)企業(yè)進(jìn)口的產(chǎn)品種類繁雜，不同產(chǎn)品可能屬于不同的技術(shù)水平，因此，我們用企業(yè)所在行業(yè)的技術(shù)水平作為代理變量。根據(jù)國(guó)民經(jīng)濟(jì)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(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類的兩位數(shù)行業(yè)代碼中。本文選取28個(gè)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(duì)28個(gè)行業(yè)進(jìn)行高低技術(shù)的分類②。MHT＝1表示所在行業(yè)為中高技術(shù)行業(yè)。

四、計(jì)量結(jié)果

（一）基本回歸

方程（1）的回歸結(jié)果顯示進(jìn)口與工資存在明顯的正向關(guān)系，進(jìn)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(shí)了進(jìn)口確實(shí)存在工資溢出效應(yīng)。

1．工資的溢出來自何種邊際

考慮到工資可能反過來對(duì)進(jìn)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(huì)更多地參與進(jìn)口。伍德里奇告訴我們，當(dāng)被解釋變量反過來對(duì)解釋變量也存在影響時(shí)（雙向因果），會(huì)出現(xiàn)內(nèi)生性問題，工具變量對(duì)于由雙向因果導(dǎo)致的誤差項(xiàng)與解釋變量相關(guān)的情況可以得到一致估計(jì)量，此時(shí)，OLS就顯得沒有那么理想了［23］（P483－493），因此我們同時(shí)采取工具變量回歸來解決內(nèi)生性問題。工具變量必須滿足下列條件：與所替代的隨機(jī)解釋變量高度相關(guān)、與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)。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(shí)踐中，通常用滯后一期的變量作為自身的工具變量。一個(gè)企業(yè)的進(jìn)口價(jià)值與所在行業(yè)的進(jìn)口價(jià)值相關(guān)，而行業(yè)層面的因素與誤差項(xiàng)相關(guān)性較小，因此用企業(yè)所在行業(yè)的進(jìn)口價(jià)值及其滯后項(xiàng)作為工具變量；另外，地區(qū)年度貨運(yùn)總量衡量了一個(gè)地區(qū)的貨運(yùn)能力，出于運(yùn)輸成本以及運(yùn)輸時(shí)間的考慮，企業(yè)進(jìn)口自然會(huì)受此影響，同時(shí)這種地區(qū)因素通常與誤差項(xiàng)無關(guān)。我們從中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)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(kù)與對(duì)應(yīng)年份的年度貨運(yùn)總量數(shù)據(jù)對(duì)接。在工具變量回歸中，選擇的工具變量個(gè)數(shù)大于內(nèi)生變量個(gè)數(shù)，因此我們同時(shí)給出薩甘檢驗(yàn)（sargan test）值，以此來反映過度識(shí)別的檢驗(yàn)結(jié)果③。

分別采用普通OLS回歸和工具變量回歸對(duì)方程（2）進(jìn)行估計(jì)，以驗(yàn)證擴(kuò)展邊際和集約邊際的不同貢獻(xiàn)，回歸結(jié)果見表1。對(duì)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(duì)它們進(jìn)行了控制，在第二列的基礎(chǔ)上加入時(shí)間控制，回歸結(jié)果顯示在第三列。

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

表1 工資溢出效應(yīng)的進(jìn)口邊際分解

資本勞動(dòng)比、企業(yè)年齡、區(qū)域控制變量的回歸結(jié)果都和我們預(yù)測(cè)的一致，企業(yè)規(guī)模的確表現(xiàn)出規(guī)模報(bào)酬的特征，它與員工工資呈“U”型關(guān)系，這與包群等的結(jié)論一致［10］。然而，行業(yè)技術(shù)水平在工具變量回歸下呈現(xiàn)出負(fù)向影響，這與Martins對(duì)葡萄牙的研究結(jié)果不一致，他們發(fā)現(xiàn)，一個(gè)企業(yè)如果增加中高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口，那么該企業(yè)員工的工資也會(huì)提高［3］。這種差異的原因可能是本文對(duì)行業(yè)技術(shù)水平的劃分與企業(yè)進(jìn)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(jìn)口大量的中低技術(shù)產(chǎn)品。

2．?dāng)U展的邊際如何促進(jìn)了工資增長(zhǎng)

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

我們關(guān)注的是種類與進(jìn)口價(jià)格以及全要素生產(chǎn)率的交互項(xiàng)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(jìn)口種類的增加對(duì)生產(chǎn)率以及進(jìn)口價(jià)格的工資效應(yīng)起到正向的積極作用。由此證明進(jìn)口的擴(kuò)展邊際確實(shí)可以通過提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率以及降低進(jìn)口產(chǎn)品價(jià)格來實(shí)現(xiàn)工資溢出效應(yīng)，這說明在中國(guó)進(jìn)口企業(yè)中存在利潤(rùn)共享機(jī)制。

表2 擴(kuò)展邊際的作用機(jī)制

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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(jì)量結(jié)果的穩(wěn)健性。在全部122 416個(gè)觀測(cè)值中，沒有進(jìn)口中間產(chǎn)品的企業(yè)有10 899個(gè)，僅占8．90%，由于一個(gè)企業(yè)進(jìn)口的產(chǎn)品名目繁多，可能同時(shí)包括中間產(chǎn)品和最終產(chǎn)品，因此，我們僅選擇全部進(jìn)口中間產(chǎn)品的企業(yè)，盡管如此，觀測(cè)值仍然有31 200個(gè)，占總樣本的25．49%。首先將海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)中的產(chǎn)品HS8代碼對(duì)應(yīng)到HS6代碼上，再根據(jù)HS6代碼定義中間產(chǎn)品。海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)2000～2001年的HS6代碼對(duì)應(yīng)的是HS96，而2002～2005年對(duì)應(yīng)的是HS02，因此，首先將2002～2005年的HS02代碼轉(zhuǎn)換為HS96，進(jìn)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(duì)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(jì)的結(jié)果顯示進(jìn)口種類和進(jìn)口數(shù)量對(duì)員工工資的影響都是穩(wěn)健的，OLS方法低估了擴(kuò)展邊際的正向影響以及集約邊際的負(fù)面作用。在工具變量估計(jì)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(yuǎn)遠(yuǎn)大于總樣本的0．091，可以判斷中間產(chǎn)品進(jìn)口帶來的工資溢價(jià)比其他產(chǎn)品大，這與Martins和Opromolla的結(jié)論一致［3］，Amiti和Davis也發(fā)現(xiàn)一個(gè)企業(yè)進(jìn)口的中間產(chǎn)品比重越高，其利潤(rùn)和工資就越高［4］。重要的是，中間產(chǎn)品擴(kuò)展邊際的貢獻(xiàn)更為顯著和重要。

表3右邊顯示在OLS以及將內(nèi)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(yàn)。交互項(xiàng)系數(shù)在所有情況下都顯著為正，這再次證明，進(jìn)口的工資溢出效應(yīng)確實(shí)得益于擴(kuò)展邊際，進(jìn)口種類增加通過提高生產(chǎn)率和降低進(jìn)口產(chǎn)品價(jià)格的作用機(jī)制依然存在。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：中間產(chǎn)品

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

（三）企業(yè)的異質(zhì)性

不同性質(zhì)的企業(yè)在經(jīng)營(yíng)上存在明顯的差異并享受不同的政策，例如國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)在經(jīng)營(yíng)目標(biāo)上存在差異，國(guó)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(zhì)將其分為國(guó)有、外資以及私營(yíng)企業(yè)，并比較企業(yè)異質(zhì)性對(duì)進(jìn)口兩種邊際以及作用機(jī)制的不同影響。表4是在考慮內(nèi)生性的情況下，加入?yún)^(qū)域、行業(yè)以及時(shí)間控制的回歸結(jié)果。

盡管不同性質(zhì)的企業(yè)存在異質(zhì)性，然而進(jìn)口的工資溢出效應(yīng)普遍存在于這些企業(yè)，且這種效應(yīng)主要來自于進(jìn)口擴(kuò)展邊際的貢獻(xiàn)，相比之下，國(guó)有企業(yè)種類增加對(duì)工資的促進(jìn)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(yíng)企業(yè)⑥。在擴(kuò)展邊際的作用途徑上，生產(chǎn)率機(jī)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(yíng)企業(yè)樣本中顯著，國(guó)有和外資企業(yè)符號(hào)雖然為正，但并不顯著。這可能是因?yàn)閲?guó)有企業(yè)的所有權(quán)屬性決定了其對(duì)進(jìn)口價(jià)格相對(duì)于私營(yíng)企業(yè)缺乏敏感性，而外資企業(yè)的進(jìn)口很多來源于跨國(guó)公司的內(nèi)部生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，價(jià)格彈性也不大。

表4 異質(zhì)性企業(yè)進(jìn)口邊際分解及作用機(jī)制

五、結(jié)論和政策含義

本文基于利潤(rùn)共享機(jī)制，利用2000～2005年的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫(kù)，實(shí)證檢驗(yàn)了進(jìn)口的工資溢出效應(yīng)及其作用渠道。結(jié)果顯示，進(jìn)口的工資溢價(jià)在中國(guó)同樣存在，這為國(guó)內(nèi)有關(guān)進(jìn)口福利效應(yīng)的研究提供了新的視角。同時(shí)，本文發(fā)現(xiàn)該效應(yīng)主要來自于進(jìn)口的擴(kuò)展邊際，進(jìn)口的集約邊際對(duì)工資水平存在負(fù)向影響。另外，進(jìn)口種類通過提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率以及降低進(jìn)口產(chǎn)品價(jià)格促進(jìn)了員工工資的增長(zhǎng)，這證實(shí)了利潤(rùn)共享機(jī)制的存在。值得說明的是，中間產(chǎn)品的進(jìn)口溢價(jià)更為顯著。

本文的結(jié)論為逐步改變出口導(dǎo)向的貿(mào)易發(fā)展模式提供了新的理論支持，豐富了進(jìn)口福利的政策內(nèi)涵。在當(dāng)前勞動(dòng)收入占比不斷下降的趨勢(shì)下，政府若想從對(duì)外貿(mào)易中尋求改善員工收入的途徑，就應(yīng)當(dāng)鼓勵(lì)進(jìn)口而不僅僅是追求出口增長(zhǎng)。進(jìn)一步的，盡管進(jìn)口的集約邊際在調(diào)節(jié)貿(mào)易失衡中發(fā)揮了巨大作用，但對(duì)工資水平存在負(fù)面影響。進(jìn)口的擴(kuò)展邊際對(duì)提高勞動(dòng)報(bào)酬、緩解勞動(dòng)收入占比下降的趨勢(shì)有著更為重要的意義。

注釋：

① 在國(guó)際貿(mào)易中，制造業(yè)占主導(dǎo)，因此排除其他部門的企業(yè)。根據(jù)國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類的兩位數(shù)行業(yè)代碼，制造業(yè)共有30個(gè)，其行業(yè)代碼為13～43，所選的28個(gè)行業(yè)剔除了30個(gè)制造業(yè)中的兩個(gè)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(gè)行業(yè)的進(jìn)口價(jià)值僅占3%。

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

③ 一般情況下，薩甘檢驗(yàn)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(duì)應(yīng)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(jié)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(guó)有企業(yè)虛擬變量，該系數(shù)顯著為正，驗(yàn)證了國(guó)有企業(yè)在保持其他條件相同的情況下確實(shí)高于外資和私營(yíng)企業(yè)的工資水平。

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