貿(mào)易開(kāi)放與工資殘差不平等

鄒薇 謝倩

〔摘要〕采用CHIP（2002、2007、2013）城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)，基于“學(xué)歷-經(jīng)驗(yàn)”不同組別，考察我國(guó)加入WTO和受華爾街金融危機(jī)沖擊背景下，貿(mào)易開(kāi)放和貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對(duì)工資殘差不平等的影響機(jī)制，研究發(fā)現(xiàn)：貿(mào)易開(kāi)放導(dǎo)致工資不平等擴(kuò)大，尤其“高學(xué)歷低經(jīng)驗(yàn)”和“低學(xué)歷高經(jīng)驗(yàn)”組別在上半（90-50）分位數(shù)的工資差距擴(kuò)大更快，而“高學(xué)歷高經(jīng)驗(yàn)”組別的工資差距擴(kuò)大則主要體現(xiàn)在下半（50-10）分位數(shù)。貿(mào)易開(kāi)放在顯著提高城鎮(zhèn)居民工資的同時(shí)對(duì)工資殘差也有顯著提升作用，其中，在2002-2007年，貿(mào)易開(kāi)放縮小了低經(jīng)驗(yàn)組別的學(xué)歷間工資差距，但加深了工資殘差不平等;在2007-2013年，貿(mào)易開(kāi)放拉大了學(xué)歷間的工資差距（控制住工作經(jīng)驗(yàn)），也加深了工資殘差不平等。進(jìn)一步對(duì)工資殘差不平等進(jìn)行的DFL反事實(shí)分解發(fā)現(xiàn)，導(dǎo)致工資殘差增長(zhǎng)的主要因素是價(jià)格效應(yīng)。

〔關(guān)鍵詞〕貿(mào)易開(kāi)放;貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化;工資殘差不平等;DFL反事實(shí)分解

〔中圖分類號(hào)〕F752〔文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼〕A〔文章編號(hào)〕1000-4769（2019）03-0028-11

一、引言

進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，加入WTO和華爾街金融危機(jī)兩大事件對(duì)我國(guó)貿(mào)易開(kāi)放產(chǎn)生了深刻影響。在1994-2001年，我國(guó)出口貿(mào)易多次起伏，一般貿(mào)易增速波幅更大，而加工貿(mào)易增速變化較為平穩(wěn)，且在規(guī)模上超過(guò)一般貿(mào)易。但自2001年加入WTO之后，我國(guó)出口貿(mào)易開(kāi)始呈現(xiàn)井噴式發(fā)展，加工貿(mào)易增幅較此前明顯提高。2005年貿(mào)易增幅高位下調(diào)，加工貿(mào)易與一般貿(mào)易的增速出現(xiàn)分化，但是加工貿(mào)易的規(guī)模仍然超過(guò)一般貿(mào)易的規(guī)模。2008年華爾街金融危機(jī)爆發(fā)對(duì)我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易造成巨大沖擊，出口增速快速下降，甚至一度出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)。2009年出口貿(mào)易再度反彈，然而出口結(jié)構(gòu)發(fā)生明顯變化，一般貿(mào)易在增速上開(kāi)始較大幅度領(lǐng)先于加工貿(mào)易，在規(guī)模上也反超加工貿(mào)易，出口貿(mào)易進(jìn)入以一般貿(mào)易為主的時(shí)期（見(jiàn)圖1）。本文將關(guān)注的問(wèn)題是，我國(guó)貿(mào)易開(kāi)放和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化究竟對(duì)異質(zhì)性勞動(dòng)者的工資差距產(chǎn)生了怎樣的影響以及影響的路徑是什么？

理論上，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)工資差距產(chǎn)生影響的路徑有兩個(gè)方面：一方面，貿(mào)易開(kāi)放增加出口行業(yè)的勞動(dòng)需求，進(jìn)而影響工資差距。通常中低收入的發(fā)展中國(guó)家主要通過(guò)加工貿(mào)易進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng)，這使得對(duì)低技能勞動(dòng)力的需求增大，但是導(dǎo)致工資水平的提高總體上比較平緩，因?yàn)檫@些國(guó)家的比較優(yōu)勢(shì)正是在于勞動(dòng)力成本較低。然而，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，其貿(mào)易方式逐步轉(zhuǎn)向一般貿(mào)易，隨著出口行業(yè)對(duì)具有較高知識(shí)技能的勞動(dòng)需求的上升會(huì)引起學(xué)歷間、技能間工資差距的擴(kuò)大（Currie和Harrison，1997）。①另一方面，貿(mào)易開(kāi)放帶來(lái)的技術(shù)進(jìn)步也會(huì)導(dǎo)致工資差距擴(kuò)大。有研究表明，貿(mào)易開(kāi)放將帶來(lái)技能偏向型技術(shù)進(jìn)步（skill-biasedtechnologychange，SBTC），提高技能勞動(dòng)的回報(bào)率，這反過(guò)來(lái)促進(jìn)勞動(dòng)力通過(guò)學(xué)校教育或者“邊干邊學(xué)”積累更多的技能，進(jìn)而影響工資差距（Revenga1997;Galor和Moav，2000）。②但是相關(guān)的實(shí)證分析中，關(guān)于貿(mào)易開(kāi)放究竟會(huì)怎樣影響工資差距卻存在許多分歧。有些學(xué)者認(rèn)為貿(mào)易開(kāi)放會(huì)擴(kuò)大熟練勞動(dòng)與非熟練勞動(dòng)之間的工資差距（Wu，2001;潘士遠(yuǎn)，2007）③;也有研究表明，貿(mào)易開(kāi)放與異質(zhì)性勞動(dòng)力的工資差距無(wú)關(guān)（王蒼峰等，2011）④;還有的研究表明，貿(mào)易開(kāi)放會(huì)縮小熟練勞動(dòng)與非熟練勞動(dòng)之間的工資差距（劉斌和李磊，2012）⑤，或者縮小學(xué)歷間的工資差距（趙春明和李宏兵，2014）。⑥

之所以上述文獻(xiàn)的實(shí)證分析結(jié)果存在較大差異，其中一個(gè)原因是許多研究只討論貿(mào)易開(kāi)放對(duì)工資不平等的影響，沒(méi)有通過(guò)研究工資殘差不平等揭示貿(mào)易開(kāi)放影響工資差距的內(nèi)在機(jī)制。實(shí)際上，Mincer（1975）的經(jīng)典研究發(fā)現(xiàn)，可觀測(cè)的勞動(dòng)者個(gè)體特征只能解釋勞動(dòng)者工資變動(dòng)的1/3，剩下的2/3來(lái)源于勞動(dòng)者不可觀測(cè)的異質(zhì)性能力或其他隨機(jī)沖擊，即工資殘差。⑦具體而言，工資殘差可分解成兩部分：一是價(jià)格效應(yīng)，即由勞動(dòng)市場(chǎng)上不可觀測(cè)的異質(zhì)性能力的回報(bào)發(fā)生變化而造成的工資差距;二是結(jié)構(gòu)效應(yīng)，即在個(gè)體特征回報(bào)率不變時(shí)，由于勞動(dòng)力市場(chǎng)整體特征發(fā)生變化而出現(xiàn)的工資差距。

Mincer（1975）和Juhn，Murphy和Pierce（1993）都認(rèn)為工資殘差不平等是解釋工資不平等的主要因素⑧，在此基礎(chǔ)上，各國(guó)學(xué)者對(duì)工資殘差的分析主要沿著兩條線索展開(kāi)：一條線索著重討論工資殘差擴(kuò)大的原因。一些學(xué)者認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步會(huì)提高機(jī)器生產(chǎn)率的差距，提高技能回報(bào)率，降低勞動(dòng)者的技能轉(zhuǎn)移率，從而擴(kuò)大工資殘差不平等（Violante，2002）。⑨Uren和Virag（2011）的研究表明，隨著技能偏向型技術(shù)進(jìn)步加快，熟練勞動(dòng)的組內(nèi)工資不平等（工資殘差不平等）有擴(kuò)大趨勢(shì)，非熟練勞動(dòng)力則剛好相反。⑩還有的學(xué)者通過(guò)就業(yè)環(huán)境的安全性（McCall，2000）B11、終身工資的差別（Haider，2001）B12等分析工資殘差擴(kuò)大的原因。另一條線索則是對(duì)工資殘差不平等進(jìn)行分解。有研究發(fā)現(xiàn)，由勞動(dòng)者不可觀測(cè)的技能回報(bào)發(fā)生變化引起的價(jià)格效應(yīng)貢獻(xiàn)較大，結(jié)構(gòu)效應(yīng)的貢獻(xiàn)相對(duì)較小（郭繼強(qiáng)等，2011;Autor，2005;姚先國(guó)等，2007）B13;然而，Lemiuex（2006）卻發(fā)現(xiàn)工資殘差不平等的主要原因來(lái)自與教育程度和工作經(jīng)驗(yàn)相關(guān)的結(jié)構(gòu)效應(yīng)。B14

近年來(lái)，關(guān)于我國(guó)工資殘差的研究引起了眾多關(guān)注。Meng，Shen和Xue（2010）指出我國(guó)超過(guò)80%的工資不平等來(lái)自工資殘差不平等。B15邢春冰和李實(shí)（2010）利用1995-2007的CHIP數(shù)據(jù)分析表明，工資殘差不平等擴(kuò)大的主要原因是技能價(jià)格上升，而這主要源于國(guó)企改革和經(jīng)濟(jì)全球化。B16徐舒和朱南苗（2011）認(rèn)為引起工資殘差不平等擴(kuò)大的主因是高學(xué)歷勞動(dòng)者不可觀測(cè)的特征的價(jià)格上升相對(duì)于低學(xué)歷者更快。B17Cai，Chen和Zhou（2010）指出國(guó)企改革、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)全球化均對(duì)城鎮(zhèn)組之間和組內(nèi)的收入不平等產(chǎn)生顯著影響。B18魏下海等（2012）利用CHNS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，價(jià)格效應(yīng)是導(dǎo)致工資殘差不平等的主要原因，并將其產(chǎn)生價(jià)格效應(yīng)的來(lái)源歸結(jié)于財(cái)政支出和基礎(chǔ)設(shè)施，而城鎮(zhèn)化和外資的作用不顯著。B19趙春明和李宏兵（2014）考察了加入WTO以及高等教育擴(kuò)招前后出口開(kāi)放對(duì)學(xué)歷工資差距的影響，發(fā)現(xiàn)學(xué)歷工資差距的變化總體呈現(xiàn)“組間收斂，組內(nèi)發(fā)散”特征。

這些研究具有很多啟示性，但是仍然存在以下問(wèn)題：一是關(guān)于貿(mào)易影響工資殘差不平等的內(nèi)在機(jī)制的分析不足。例如研究中采用出口量或出口依存度等代理變量反映融入全球貿(mào)易對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)的沖擊，沒(méi)有具體考察不同時(shí)期、不同貿(mào)易類型對(duì)工資殘差不平等的影響路徑。二是對(duì)勞動(dòng)力異質(zhì)性的考察不充分。盡管少數(shù)研究討論了貿(mào)易開(kāi)放對(duì)高、低學(xué)歷勞動(dòng)者的影響（如趙春明和李宏兵，2014），但是他們所得出的“出口開(kāi)放縮小了學(xué)歷間工資差距”這一結(jié)論尚有待商榷。我們認(rèn)為，通過(guò)考察勞動(dòng)力的學(xué)歷和經(jīng)驗(yàn)兩個(gè)維度、四個(gè)組別，能夠?qū)Q(mào)易開(kāi)放影響工資差距變化的路徑有更完整的認(rèn)識(shí)。三是既有研究采用的都是2008年以前的數(shù)據(jù)，沒(méi)有涉及自華爾街金融危機(jī)以來(lái)貿(mào)易形勢(shì)、貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化對(duì)工資殘差不平等產(chǎn)生的影響及由此引起的變化。為此，本文納入2013年新一輪CHIP城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，探討貿(mào)易開(kāi)放對(duì)不同“學(xué)歷-經(jīng)驗(yàn)”組別的城鎮(zhèn)居民工資和工資殘差的影響。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：其一，采用三期調(diào)查數(shù)據(jù)分別對(duì)應(yīng)我國(guó)加入WTO早期加工貿(mào)易繁榮時(shí)期（2002），受美國(guó)次貸危機(jī)影響出口增速放緩時(shí)期（2007）以及華爾街金融危機(jī)后的出口復(fù)蘇時(shí)期（2013）。與此前的文獻(xiàn)相比，本文通過(guò)對(duì)2002-2007年的分析發(fā)現(xiàn)加入WTO背景下貿(mào)易開(kāi)放提速對(duì)工資殘差不平等的影響;對(duì)2007-2013年的分析則首次捕捉了金融危機(jī)的沖擊對(duì)貿(mào)易開(kāi)放、工資差距的影響。其二，考慮到人的生命周期中學(xué)歷與工作經(jīng)驗(yàn)是不可分割的，因此根據(jù)“學(xué)歷-經(jīng)驗(yàn)”將城鎮(zhèn)居民分為四個(gè)組別以免出現(xiàn)選擇偏誤，并將個(gè)體特征、測(cè)度貿(mào)易開(kāi)放程度的合適指標(biāo)及城市相關(guān)變量作為解釋變量引入Mincer的工資方程中，采用兩階段最小二乘法進(jìn)行實(shí)證分析，并通過(guò)工具變量解決內(nèi)生性問(wèn)題。其三，研究貿(mào)易開(kāi)放對(duì)不同“學(xué)歷-經(jīng)驗(yàn)”組別、不同分位數(shù)的工資差距的影響，揭示工資殘差不平等加深的機(jī)制，從中發(fā)現(xiàn)2002-2007年貿(mào)易開(kāi)放縮小了低經(jīng)驗(yàn)組別的學(xué)歷間工資差距，但加深了工資殘差不平等;2007-2013年，貿(mào)易開(kāi)放拉大了學(xué)歷間工資差距（控制住工作經(jīng)驗(yàn)），但進(jìn)一步加深了工資殘差不平等。其四，展開(kāi)穩(wěn)健性分析，并利用DFL反事實(shí)分解方法對(duì)工資殘差不平等進(jìn)行分解，發(fā)現(xiàn)價(jià)格效應(yīng)是影響工資殘差不平等的主要因素。

二、不同學(xué)歷-經(jīng)驗(yàn)組別工資差距的統(tǒng)計(jì)描述

1.數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)家庭收入調(diào)查（CHIP）。目前，該調(diào)查已經(jīng)先后實(shí)施五次（1988、1995、2002、2007和2013年），采用入戶調(diào)查方式以收集城鎮(zhèn)家庭、農(nóng)村家庭以及個(gè)人的信息?；谘芯磕康牡男枰白兞康倪B續(xù)可比性考慮，本文利用2002、2007和2013年CHIP數(shù)據(jù)中的城鎮(zhèn)個(gè)人數(shù)據(jù)，選用三次調(diào)查中均包含在內(nèi)的七個(gè)省份即安徽、重慶、廣東、河南、湖北、江蘇、四川數(shù)據(jù)，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下篩選和處理：（1）將年齡限制在男性16-60歲，女性16-55歲;（2）按照通常的處理方法，定義工作經(jīng)驗(yàn)=年齡-受教育年限-6;（3）剔除當(dāng)年收入或工作時(shí)間為0的樣本，剔除所需變量如性別、年齡、受教育程度、所在單位所有制、職業(yè)、所處行業(yè)為負(fù)或?yàn)榭盏臉颖?（4）剔除明顯記錄有誤（例如年齡比受教育年限還?。┑臉颖?，剔除受教育年限和工作經(jīng)驗(yàn)的極端值。

本文將所有樣本按照受教育程度和工作經(jīng)驗(yàn)分為四個(gè)組別：低學(xué)歷低經(jīng)驗(yàn)、低學(xué)歷高經(jīng)驗(yàn)、高學(xué)歷低經(jīng)驗(yàn)、高學(xué)歷高經(jīng)驗(yàn)。其中，高低學(xué)歷以大專為界，高低經(jīng)驗(yàn)以20年工作經(jīng)驗(yàn)為界。由于不同年份調(diào)查工資采取的方式略有不同，故本文統(tǒng)一采用小時(shí)工資，即以當(dāng)年總收入（包括獎(jiǎng)金和津貼）除以當(dāng)年工作小時(shí)數(shù)衡量。歷年的調(diào)查中有“您在20XX年實(shí)際工作幾個(gè)月”“您平均每月工作多少天（不包括周末休息）”以及“您平均每天工作幾小時(shí)”，據(jù)此折算當(dāng)年工作的總小時(shí)數(shù)。此外，考慮到通貨膨脹對(duì)工資收入的影響，利用《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的歷年省級(jí)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）將年收入進(jìn)行平減，再折算為小時(shí)工資。

為了分析工資不平等的變化，本文采用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、阿特金森指數(shù)以衡量絕對(duì)工資收入的不平等狀況。對(duì)于對(duì)數(shù)工資和工資殘差采用方差和不同分位點(diǎn)之差的方法進(jìn)行衡量;工資殘差則是利用Mincer的工資收入方程進(jìn)行回歸后的所得殘差。選取個(gè)體特征中的受教育年限、工作經(jīng)驗(yàn)、工作經(jīng)驗(yàn)的平方以及受教育年限和工作經(jīng)驗(yàn)的交叉項(xiàng)作為解釋變量。

2.工資及工資殘差的統(tǒng)計(jì)描述

下面將分析2002、2007、2013年三輪調(diào)查數(shù)據(jù)以及各學(xué)歷經(jīng)驗(yàn)組別的工資和工資殘差不平等的有關(guān)統(tǒng)計(jì)情況，由于通常認(rèn)為不同輪次的調(diào)查反映的是相鄰兩次調(diào)查年份之間的差距，所以從表1可以看出，城鎮(zhèn)居民平均年收入和小時(shí)工資都有較大幅度增長(zhǎng)，總樣本中，平均小時(shí)工資從2002年的5.13元增至2007年的10.80元、2013年的13.56元;在總樣本和分組中，2002-2007年的工資增幅均高于2007-2013年的增幅。但不同于趙春明和李宏兵（2014）指出的“高低學(xué)歷間的工資增長(zhǎng)速度有收斂趨勢(shì)”，我們發(fā)現(xiàn)“高學(xué)歷高經(jīng)驗(yàn)”組的工資增幅最快，其次是“高學(xué)歷低經(jīng)驗(yàn)”組，而“低學(xué)歷低經(jīng)驗(yàn)”組的工資在2002-2007年增長(zhǎng)較快，2007-2013年則增長(zhǎng)最慢。

就工資差距而言，高學(xué)歷者的工資較高，且差距在經(jīng)驗(yàn)豐富時(shí)更明顯;在低學(xué)歷組別中，高經(jīng)驗(yàn)者的工資比低經(jīng)驗(yàn)者高，但差距不明顯，表明當(dāng)勞動(dòng)力的學(xué)歷較低時(shí)，工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)工資產(chǎn)生的邊際貢獻(xiàn)不大;但在高學(xué)歷組別中，高經(jīng)驗(yàn)者的工資明顯比低經(jīng)驗(yàn)者高，這種差距在2013年尤為顯著?；嵯禂?shù)、泰爾指數(shù)、阿特金森指數(shù)均表明，不論是總體樣本還是各組別，城鎮(zhèn)居民的工資差距在2002-2007年確有擴(kuò)大，而在2007-2013年呈縮小態(tài)勢(shì)。組別間的比較則表明，同為低經(jīng)驗(yàn)的情形下，學(xué)歷高低與工資不平等的關(guān)聯(lián)無(wú)明顯差別，但同為高經(jīng)驗(yàn)的情形下，學(xué)歷高者的工資差距相對(duì)較小，在同為低學(xué)歷的情形下，高經(jīng)驗(yàn)者的工資差距較大，同為高學(xué)歷的情形下，工資差距與經(jīng)驗(yàn)無(wú)明顯關(guān)聯(lián)。

表1（A）展示了對(duì)數(shù)小時(shí)工資的統(tǒng)計(jì)信息?？傮w來(lái)看，對(duì)數(shù)小時(shí)工資方差由2002年的0.53上升到2007年的0.62，2013年略增至0.63;樣本的主要分位點(diǎn)之差也表明，高低收入群體的工資收入差距在2002-2007年均有擴(kuò)大，但在2007-2013年有所縮小。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，在總樣本中，工資的上半部分分位（90-50）的貢獻(xiàn)相對(duì)較大，表明我國(guó)高收入群體的工資差距占總體工資差距的大半。在分樣本中，高學(xué)歷低經(jīng)驗(yàn)、低學(xué)歷高經(jīng)驗(yàn)組的工資差距主要來(lái)自上半分位，而高學(xué)歷高經(jīng)驗(yàn)組則主要來(lái)自下半分位。表1（B）呈現(xiàn)了工資殘差不平等的統(tǒng)計(jì)信息。在總樣本中，工資殘差的方差持續(xù)提高，但是不同組別其工資殘差不平等擴(kuò)大的趨勢(shì)有別。2002-2007年工資殘差上升較快的是低學(xué)歷組別，尤其是低學(xué)歷高經(jīng)驗(yàn)組;而2007-2013年工資殘差上升較快的是高經(jīng)驗(yàn)組別，低學(xué)歷組別中的高經(jīng)驗(yàn)者的工資殘差不平等相對(duì)較嚴(yán)重，高經(jīng)驗(yàn)組別中的高學(xué)歷者的工資殘差不平等程度則相對(duì)較低。

表1最后還列示了方差比，結(jié)果顯示，工資殘差的方差占工資方差的比重均在77%以上，不論是總樣本還是分組別，整個(gè)考察期內(nèi)該比值均呈逐年上升趨勢(shì)。分組別比較發(fā)現(xiàn)，低學(xué)歷組別的方差比的上升更為迅速，到2013年低學(xué)歷組（不論工作經(jīng)驗(yàn)高低）的方差比均達(dá)到94%，高學(xué)歷組別的方差比也持續(xù)上升，2013年達(dá)到82%以上。由此可見(jiàn)，工資殘差不平等對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民工資不平等的貢獻(xiàn)度不僅高，而且還在不斷上升。因此，分析貿(mào)易開(kāi)放對(duì)工資不平等的影響應(yīng)著重分析貿(mào)易開(kāi)放對(duì)工資殘差不平等的影響。

三、計(jì)量模型與實(shí)證分析

1.計(jì)量模型

本文基于經(jīng)典的Mincer（1975）工資收入回歸方程，結(jié)合Hering和Poncet（2010）、Kamaletal（2012）、趙春明和李宏兵（2014）等的分析框架，構(gòu)建貿(mào)易開(kāi)放條件下工資水平的計(jì)量模型B20如下：

其中，下標(biāo)i表示居民個(gè)體，j表示城市，t表示年份。被解釋變量wijt代表在城市j的居民i在年份t所取得的小時(shí)工資;αt和εijt分別為常數(shù)項(xiàng)和殘差項(xiàng)。模型中引入Exportjt，lnfdijt和lnagdpjt三個(gè)變量，分別代表城市j在年份t的出口依存度、利用外資金額對(duì)數(shù)和人均GDP對(duì)數(shù)。出口依存度采用當(dāng)期該城市出口額與GDP總額的比值衡量，出口額按當(dāng)年統(tǒng)計(jì)局公布的美元與人民幣匯率的年平均價(jià)折算為人民幣?？紤]有通貨膨脹的影響，2002年以后的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和利用外資金額一律平減到2002年的價(jià)格水平，但利用外資金額仍采用當(dāng)年美元與人民幣匯率的年平均價(jià)進(jìn)行折算。B21變量Xit代表城鎮(zhèn)居民i在年份t的可觀測(cè)個(gè)體特征，包括性別、年齡、年齡的平方、是否結(jié)婚等。考慮到同一個(gè)省份內(nèi)省會(huì)城市跟其他城市之間可能存在差異，將是否為省會(huì)城市納入解釋變量。同一年份不同組別之間的回歸系數(shù)之間的差異采取加入虛擬變量系數(shù)法進(jìn)行檢驗(yàn)。表2報(bào)告了城市變量和城鎮(zhèn)居民個(gè)體特征的描述性統(tǒng)計(jì)。

2.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

作為基準(zhǔn)回歸，表3報(bào)告了引入城市貿(mào)易開(kāi)放和經(jīng)濟(jì)變量的普通最小二乘（OLS）回歸結(jié)果。這一結(jié)果顯示，出口依存度對(duì)城鎮(zhèn)居民工資具有顯著正向作用，但是不同的年份比較，出口開(kāi)放對(duì)工資差距的影響是不同的，且出口開(kāi)放對(duì)工資差距的影響是通過(guò)“學(xué)歷”和“經(jīng)驗(yàn)”兩個(gè)機(jī)制傳導(dǎo)的。由于2001年底我國(guó)加入WTO之后加工貿(mào)易迅速發(fā)展，在這段時(shí)期，相對(duì)于學(xué)歷，出口加工企業(yè)更注重勞動(dòng)技能與企業(yè)需要的短期匹配度，因此，出口對(duì)低學(xué)歷、低經(jīng)驗(yàn)者的工資產(chǎn)生的拉動(dòng)作用更強(qiáng)，但在2002-2007年又出現(xiàn)了學(xué)歷間、經(jīng)驗(yàn)間工資差距縮小的現(xiàn)象。然而這明顯不是一種常態(tài)。2008年在華爾街金融危機(jī)沖擊下，隨著一般貿(mào)易發(fā)展的加快和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的需要，出口部門對(duì)勞動(dòng)者學(xué)歷、技能的要求提高，導(dǎo)致2007-2013年的出口開(kāi)放對(duì)工資的拉動(dòng)作用在高學(xué)歷組的表現(xiàn)強(qiáng)于低學(xué)歷組，在高經(jīng)驗(yàn)組的表現(xiàn)強(qiáng)于低經(jīng)驗(yàn)組，即學(xué)歷間、經(jīng)驗(yàn)間的工資差距轉(zhuǎn)而擴(kuò)大。

利用外資規(guī)模的系數(shù)在2002年的低學(xué)歷組中顯著為正，這與當(dāng)時(shí)正值加入WTO后FDI與加工貿(mào)易出口高漲是一致的，但在2007年和2013年則呈現(xiàn)負(fù)值，且顯著性下降。人均GDP系數(shù)在2002年僅對(duì)高經(jīng)驗(yàn)組顯著為正，而在2007年和2013年則對(duì)所有學(xué)歷經(jīng)驗(yàn)組均顯著為正，說(shuō)明人均GDP對(duì)城鎮(zhèn)居民的工資水平有顯著拉升作用;從系數(shù)值看，2007年人均GDP對(duì)提升工資的作用更大。在居民個(gè)體特征方面，性別對(duì)幾乎所有組別的工資均有顯著正效應(yīng)，并且2007年和2013年低學(xué)歷組的性別系數(shù)都比高學(xué)歷組大，當(dāng)學(xué)歷相同時(shí)，高經(jīng)驗(yàn)組的性別系數(shù)則相對(duì)較大，這表明男性工資普遍比女性高，尤其學(xué)歷較低的男性相對(duì)女性的優(yōu)勢(shì)更明顯;而當(dāng)學(xué)歷相同時(shí)，工作經(jīng)驗(yàn)豐富的男性相對(duì)女性的優(yōu)勢(shì)更明顯。年齡變量的系數(shù)在少數(shù)組中顯著，且工資水平與年齡呈先上升后下降的“倒U型”關(guān)系?！笆欠窠Y(jié)婚”的系數(shù)也僅在少數(shù)組中顯著為正，說(shuō)明居民是否結(jié)婚對(duì)其工資水平無(wú)顯著提升作用。“是否省會(huì)”在2007年和2013年顯著為正，說(shuō)明省會(huì)城市作為一省經(jīng)濟(jì)中心對(duì)居民工資水平的提升作用明顯。此外，表3中各回歸方程的可決系數(shù)（R2）基本上小于0.2，這正好表明，在考察期內(nèi)工資差異的80%以上都包含在殘差項(xiàng)中。

3.2SLS回歸：克服內(nèi)生性問(wèn)題

考慮到出口開(kāi)放度與城市居民工資水平密切相關(guān)，由此導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題，本文借鑒黃玖立等（2006）的研究，采用國(guó)外市場(chǎng)接近度作為出口依存度的工具變量。B22這樣做的原因在于：一是海運(yùn)在我國(guó)對(duì)外運(yùn)輸中占據(jù)重要地位，某一城市到海岸線的距離基本決定了其對(duì)外開(kāi)放水平;二是國(guó)內(nèi)外經(jīng)驗(yàn)均未得出任何地理因素本身與工資有關(guān)的結(jié)論，也即國(guó)外市場(chǎng)接近度與出口開(kāi)放度緊密相關(guān)，但是與工資無(wú)關(guān)，因此，用國(guó)外市場(chǎng)接近度作為出口開(kāi)放度的工具變量可以解決內(nèi)生性問(wèn)題。具體而言，國(guó)外市場(chǎng)接近度以各城市到海岸線的距離的倒數(shù)度量B23，并運(yùn)用兩階段最小二乘（2SLS）回歸方法展開(kāi)進(jìn)一步分析。此外，根據(jù)基本回歸結(jié)果對(duì)個(gè)別變量進(jìn)行了調(diào)整。由于在計(jì)算居民的工作經(jīng)驗(yàn)時(shí)采用“年齡-受教育年限-6”的計(jì)算方法，以及在表3的估計(jì)值中體現(xiàn)的年齡僅在少數(shù)組別中顯著這一事實(shí)，我們認(rèn)為通過(guò)對(duì)工作經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行分組，可能使年齡這一變量對(duì)工資水平的影響有限，故將年齡及其平方項(xiàng)從個(gè)體特征變量中剔除。另外，將居民的職業(yè)、單位所有制、行業(yè)三個(gè)變量納入控制變量。為了將各年份的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)一，根據(jù)居民職業(yè)所需技能將居民職業(yè)分為高技能職業(yè)和低技能職業(yè)兩種;按照是否為國(guó)有將居民所在單位所有制分為國(guó)有及其控股企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)兩種;按照行業(yè)主要投入的生產(chǎn)要素類型，將居民所在行業(yè)分為勞動(dòng)密集型、資本密集型和其他三種。

表4報(bào)告的2SLS分析結(jié)果顯示，采用國(guó)外市場(chǎng)接近度作為出口依存度的工具變量的系數(shù)均顯著為正，且比表3中的對(duì)應(yīng)值大。說(shuō)明貿(mào)易開(kāi)放對(duì)工資水平有顯著的正向拉動(dòng)作用，并且該作用在采用工具變量排除出口依存度的內(nèi)生性后更強(qiáng)。但是在不同的年份，貿(mào)易對(duì)工資差距的影響機(jī)制呈現(xiàn)出不同的狀況。2002年的貿(mào)易開(kāi)放系數(shù)值比其他年份都大，“低學(xué)歷低經(jīng)驗(yàn)”組的系數(shù)尤其大。加入WTO后伴隨加工貿(mào)易的發(fā)展，學(xué)歷間、經(jīng)驗(yàn)間的工資差距均呈縮小態(tài)勢(shì)。2007年的貿(mào)易開(kāi)放系數(shù)在高經(jīng)驗(yàn)、高學(xué)歷組別顯著為正，此時(shí)也正值我國(guó)出口逐漸步入穩(wěn)定發(fā)展的時(shí)期，研究發(fā)現(xiàn)，同為低經(jīng)驗(yàn)者，貿(mào)易開(kāi)放導(dǎo)致的學(xué)歷間工資差距擴(kuò)大;而同為高經(jīng)驗(yàn)者，貿(mào)易開(kāi)放導(dǎo)致的學(xué)歷間工資差距縮小。到2013年，貿(mào)易開(kāi)放在各組別的系數(shù)均顯著為正，且高學(xué)歷組的系數(shù)較低學(xué)歷組更大，表明經(jīng)歷華爾街金融危機(jī)沖擊后，我國(guó)一般貿(mào)易的增速和規(guī)模均超過(guò)加工貿(mào)易，對(duì)勞動(dòng)力的技能要求也相應(yīng)提高，因而表現(xiàn)為貿(mào)易開(kāi)放拉大了學(xué)歷間（控制工作經(jīng)驗(yàn)）的工資差距，并且同為低學(xué)歷者，經(jīng)驗(yàn)間的工資差距也出現(xiàn)擴(kuò)大。

利用外資規(guī)模在2007年和2013年的多數(shù)組別中顯著為負(fù)，說(shuō)明多數(shù)外資企業(yè)處在價(jià)值鏈的中低端，對(duì)城鎮(zhèn)居民的工資水平有拉低作用。2002年人均GDP僅在“低學(xué)歷低經(jīng)驗(yàn)”組與工資水平顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明加入WTO后盡管出口和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)加快，但是低學(xué)歷低經(jīng)驗(yàn)勞動(dòng)者的工資并未與人均GDP同步增長(zhǎng)，究其原因，加工貿(mào)易之所以增長(zhǎng)迅速，正是在于勞動(dòng)力的低成本優(yōu)勢(shì)。然而，到2007年和2013年，人均GDP幾乎對(duì)所有學(xué)歷-經(jīng)驗(yàn)組別均有顯著正向影響，尤其是2007年的系數(shù)值在各組別均較大，表明此時(shí)各組別城鎮(zhèn)居民的工資水平與人均GDP能夠同步增長(zhǎng)。

居民的個(gè)體特征方面，在排除出口依存度的內(nèi)生性后，性別依然對(duì)幾乎所有組別的工資有顯著正效應(yīng)，說(shuō)明男性工資普遍比女性高?！笆欠窠Y(jié)婚”的系數(shù)在低經(jīng)驗(yàn)組別中顯著為正，說(shuō)明當(dāng)勞動(dòng)者進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后，結(jié)婚對(duì)其工資水平有顯著提升作用?！笆欠袷?huì)”這一變量顯著為正，并且到2013年該作用對(duì)于各組別均非常顯著，表明省會(huì)城市具有更多的提升工資的機(jī)會(huì)。

此外，從表4中可以看出，2002年，在國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)工作的居民工資相對(duì)非國(guó)有企業(yè)的居民普遍要高，但是在2007年和2013年，國(guó)有企業(yè)的優(yōu)勢(shì)不明顯，只在低學(xué)歷或低經(jīng)驗(yàn)組有所體現(xiàn)。對(duì)于各種學(xué)歷-經(jīng)驗(yàn)組別，凡從事高技能職業(yè)的居民其工資水平均顯著較高。但在勞動(dòng)密集型行業(yè)，對(duì)高學(xué)歷者的工資具有顯著負(fù)效應(yīng)。在資本密集型行業(yè)，僅對(duì)高經(jīng)驗(yàn)者的工資提升作用比較顯著。同時(shí)，當(dāng)居民的學(xué)歷越高時(shí)，性別、單位所有制、職業(yè)類別等因素對(duì)其產(chǎn)生的影響越小，表明當(dāng)學(xué)歷較高時(shí)，工資更多的是對(duì)能力的回報(bào)，而其他外部特征產(chǎn)生的影響較小。

四、工資殘差不平等分解與進(jìn)一步的分析

由于工資殘差是構(gòu)成居民工資差距的主要因素，對(duì)工資殘差不平等進(jìn)行分解可以進(jìn)一步揭示貿(mào)易開(kāi)放引起工資殘差不平等的內(nèi)在機(jī)制。我們利用DiNardo等（1996）提出的反事實(shí)分解（DFL）方法B24，將工資殘差不平等分解成價(jià)格效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)兩部分，其中價(jià)格效應(yīng)是指居民特征保持不變，由特征的回報(bào)率上升引起的工資差距變化;結(jié)構(gòu)效應(yīng)指特征回報(bào)率保持不變時(shí)，特征分布結(jié)構(gòu)發(fā)生變化導(dǎo)致的工資差距變化。為此我們將數(shù)據(jù)分為三組（2002-2007，2002-2013以及2007-2013），分別對(duì)比實(shí)際工資與反事實(shí)工資的殘差分布，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各學(xué)歷-經(jīng)驗(yàn)組別均呈現(xiàn)價(jià)格效應(yīng)突出而結(jié)構(gòu)效應(yīng)很小。B25

圖2按照四個(gè)組別，展示了根據(jù)DFL分解公式得出的2007-2013年工資殘差在各分位點(diǎn)的變化，以及該分位點(diǎn)對(duì)應(yīng)的價(jià)格效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)。其中實(shí)線表示總效應(yīng)，即2007-2013年各分位點(diǎn)工資殘差的實(shí)際變化;斷點(diǎn)線表示結(jié)構(gòu)效應(yīng)，即各分位點(diǎn)上2013年實(shí)際工資殘差與保持2007年個(gè)體特征不變的反事實(shí)工資殘差之差;長(zhǎng)斷線表示價(jià)格效應(yīng)，即各分位點(diǎn)上反事實(shí)工資殘差與2007年實(shí)際工資殘差之差。圖中，各組別的結(jié)構(gòu)效應(yīng)基本在0附近上下波動(dòng)，而價(jià)格效應(yīng)與總效應(yīng)非常接近。由此得出的結(jié)論是：價(jià)格效應(yīng)是工資殘差分布發(fā)生變化的主要原因，而結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)工資殘差不平等的解釋力相對(duì)較小。為此我們做了文獻(xiàn)檢索，發(fā)現(xiàn)既有研究中已有類似的結(jié)論（邢春冰等，2010;魏下海等，2012;趙春明等，2014），但是本文首次采用了2013年數(shù)據(jù)，從而驗(yàn)證了華爾街金融危機(jī)之后，價(jià)格效應(yīng)仍然是工資殘差分布發(fā)生變化的主要原因。

下面考察貿(mào)易開(kāi)放對(duì)工資殘差不平等的影響，被解釋變量是對(duì)數(shù)小時(shí)工資殘差，回歸模型如下：

其中，下標(biāo)i表示居民個(gè)體，下標(biāo)j表示城市;下標(biāo)t表示年份，分別取2002、2007和2013年;被解釋變量εijt代表所計(jì)算的城市j的居民i在年份t的對(duì)數(shù)小時(shí)工資殘差;αt和eijt分別為常數(shù)項(xiàng)和殘差項(xiàng)。模型中仍舊包含了Exportjt，lnfdijt和lnagdpjt三個(gè)與城市經(jīng)濟(jì)相關(guān)的變量，其代表的經(jīng)濟(jì)意義分別為城市j在年份t的出口依存度，城市j在年份t利用外資金額的對(duì)數(shù)，以及城市j在年份t實(shí)現(xiàn)的人均GDP對(duì)數(shù)。這里仍然將居民所在城市是否為省會(huì)城市這一虛擬變量作為解釋變量之一，將國(guó)外市場(chǎng)接近度作為出口依存度的工具變量納入2SLS回歸中;而Xit仍然代表城鎮(zhèn)居民i在年份t的可觀測(cè)個(gè)體特征，包括性別、是否結(jié)婚、所在單位所有制、職業(yè)類別、所處行業(yè)等。B26

結(jié)果發(fā)現(xiàn)，2002年貿(mào)易開(kāi)放的系數(shù)在“低學(xué)歷高經(jīng)驗(yàn)”組別顯著為負(fù)，說(shuō)明對(duì)該組居民工資殘差有拉低作用。即縮小了該組別的組內(nèi)工資差距，對(duì)其他組別的工資殘差影響則不顯著。2007年貿(mào)易開(kāi)放在“低學(xué)歷高經(jīng)驗(yàn)”和“高學(xué)歷低經(jīng)驗(yàn)”組顯著為正，對(duì)工資殘差有拉升作用，具體而言，若同為低經(jīng)驗(yàn)勞動(dòng)者，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)高學(xué)歷的工資殘差有顯著提升作用，即拉大了低經(jīng)驗(yàn)勞動(dòng)者的學(xué)歷間工資差距;而同為高經(jīng)驗(yàn)組勞動(dòng)者，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)低學(xué)歷的工資殘差有提升作用，即縮小了高經(jīng)驗(yàn)勞動(dòng)者的學(xué)歷間工資差距。2013年貿(mào)易開(kāi)放的系數(shù)在各組別均顯著為正，此時(shí)由貿(mào)易開(kāi)放導(dǎo)致的各“學(xué)歷-經(jīng)驗(yàn)”組別的居民工資殘差均上升，同時(shí)當(dāng)經(jīng)驗(yàn)相同時(shí)，高學(xué)歷組的系數(shù)較大;當(dāng)學(xué)歷相同時(shí)，高經(jīng)驗(yàn)組的系數(shù)較大。因此，貿(mào)易開(kāi)放既擴(kuò)大了學(xué)歷間（控制住經(jīng)驗(yàn)）的工資殘差不平等，也拉大了經(jīng)驗(yàn)間（控制住學(xué)歷）的工資殘差不平等。

利用外資規(guī)模與工資殘差水平呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，說(shuō)明利用外資規(guī)模產(chǎn)生了降低城鎮(zhèn)居民工資殘差的作用，這種作用在2007年和2013年的多數(shù)組別均顯著。人均GDP在2002年與殘差工資水平呈顯著正相關(guān)，說(shuō)明所在城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)各組別城鎮(zhèn)居民的工資殘差有顯著拉升作用;但在2007年和2013年，人均GDP對(duì)各組別工資殘差均無(wú)明顯作用。此外我們也發(fā)現(xiàn)，“是否省會(huì)”這一變量在2002年不顯著，但到2007年和2013年則在各組別均顯著為正，說(shuō)明自2007年以來(lái)，省會(huì)城市居民的工資殘差比非省會(huì)城市居民顯著更高。

居民的個(gè)體特征方面，“性別”對(duì)2002年低經(jīng)驗(yàn)組以及2007年和2013年各組別的工資殘差均具有顯著的正效應(yīng)，說(shuō)明男性的工資殘差普遍比女性的工資殘差大;就系數(shù)值而言，性別對(duì)高學(xué)歷者工資殘差的影響比對(duì)低學(xué)歷者要小。不過(guò)在各個(gè)時(shí)期，“是否結(jié)婚”對(duì)工資殘差的影響都不顯著。就單位所有制而言，2002年在國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)工作的居民工資殘差相對(duì)非國(guó)有企業(yè)的居民要高，但隨著進(jìn)一步擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放，這一作用逐漸減小，在2007年和2013年只體現(xiàn)在低學(xué)歷或低經(jīng)驗(yàn)組。職業(yè)技能要求方面，高技能職業(yè)的居民工資殘差更高，并且該作用在2007年和2013年更趨顯著，系數(shù)值也更大，表明自2007年以來(lái)貿(mào)易開(kāi)放更多地提高了對(duì)技能勞動(dòng)的需求。就行業(yè)而言，2002年和2007年，勞動(dòng)密集型行業(yè)高學(xué)歷者的工資殘差降低，但到2013年，該作用不再顯著;在資本密集型行業(yè)，對(duì)“低學(xué)歷高經(jīng)驗(yàn)”組的工資殘差影響則顯著較大，對(duì)高學(xué)歷者的工資殘差卻并沒(méi)有顯著影響?？傮w而言，所處行業(yè)對(duì)高學(xué)歷者的工資殘差影響不顯著。

此外，我們從兩個(gè)方面進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是換成以本科為界對(duì)高低學(xué)歷組進(jìn)行重新劃分;二是以10年時(shí)間為界對(duì)高低經(jīng)驗(yàn)組進(jìn)行重新劃分，依然考察貿(mào)易開(kāi)放對(duì)四個(gè)“學(xué)歷-經(jīng)驗(yàn)”組別的工資水平、工資殘差產(chǎn)生的影響，所得結(jié)論與上述基本一致，說(shuō)明本文的結(jié)論穩(wěn)健可靠。B27

五、結(jié)論

加入WTO以來(lái)，我國(guó)的貿(mào)易開(kāi)放不論在規(guī)模上還是結(jié)構(gòu)上都發(fā)生了巨大變化，貿(mào)易開(kāi)放的變化改變了勞動(dòng)力市場(chǎng)的結(jié)構(gòu)，尤其是加工貿(mào)易和一般貿(mào)易占比的變化意味著對(duì)勞動(dòng)技能和人力資本的市場(chǎng)需求發(fā)生了變化，由此引起工資差距發(fā)生變化。本文發(fā)現(xiàn)，自2002年以來(lái)，我國(guó)工資殘差在整體工資差距中占77%以上，并已逐漸上升至80%以上。基于此，我們著重考察了貿(mào)易開(kāi)放影響工資殘差不平等、進(jìn)而影響工資差距的機(jī)制。在采用CHIP（2002、2007、2013）數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證研究中，將居民分成了四個(gè)“學(xué)歷-經(jīng)驗(yàn)”組別，分析貿(mào)易開(kāi)放對(duì)工資和工資殘差的影響，并利用DFL反事實(shí)分解方法，分解了影響工資殘差不平等的價(jià)格效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)。

本文的實(shí)證研究結(jié)果顯示：其一，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)工資收入有顯著的正向拉動(dòng)作用，但是不同于趙春明和李宏兵（2014）B28指出的“高低學(xué)歷間的工資增長(zhǎng)速度有收斂趨勢(shì)”，我們發(fā)現(xiàn)“高學(xué)歷高經(jīng)驗(yàn)”組的工資增幅最快，其次是“高學(xué)歷低經(jīng)驗(yàn)”組，而“低學(xué)歷低經(jīng)驗(yàn)”組的工資在2002-2007年增長(zhǎng)較快，到2007-2013年則增長(zhǎng)最慢。其二，不論是總樣本還是各組別，城鎮(zhèn)居民工資差距在2002-2007年確有擴(kuò)大，而在2007-2013年則呈縮小態(tài)勢(shì)。組別間的比較表明，在同為低經(jīng)驗(yàn)的情形下，學(xué)歷高低與工資不平等的關(guān)聯(lián)無(wú)明顯趨勢(shì);同為高經(jīng)驗(yàn)情形下，學(xué)歷高者的工資差距相對(duì)較小;在同為低學(xué)歷情形下，高經(jīng)驗(yàn)者的工資差距較大，同為高學(xué)歷情形下，則工資差距與經(jīng)驗(yàn)無(wú)明顯關(guān)聯(lián)。其三，不同時(shí)期，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)工資差距的影響機(jī)制呈現(xiàn)不同特征。在2002年，隨著加入WTO后加工貿(mào)易的發(fā)展，導(dǎo)致了學(xué)歷間、經(jīng)驗(yàn)間工資差距的縮小;在2007年，我國(guó)出口逐漸步入穩(wěn)定增長(zhǎng)期，同為低經(jīng)驗(yàn)者，貿(mào)易開(kāi)放導(dǎo)致的學(xué)歷間工資差距擴(kuò)大，而同為高經(jīng)驗(yàn)者，貿(mào)易開(kāi)放導(dǎo)致的學(xué)歷間工資差距縮小;到2013年，在經(jīng)歷了華爾街金融危機(jī)的沖擊后，我國(guó)一般貿(mào)易增速和規(guī)模均超過(guò)加工貿(mào)易，對(duì)勞動(dòng)力的技能要求相應(yīng)提高，因而貿(mào)易開(kāi)放拉大了學(xué)歷間（控制住經(jīng)驗(yàn)）的工資差距，并且同為低學(xué)歷者，經(jīng)驗(yàn)間的工資差距也出現(xiàn)擴(kuò)大。其四，為了分析工資殘差不平等的來(lái)源，根據(jù)DFL反事實(shí)分解方法比較了工資殘差的各分位點(diǎn)的變化，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在2002-2013年，價(jià)格效應(yīng)是導(dǎo)致工資殘差不平等的主要原因。其五，進(jìn)一步考察貿(mào)易開(kāi)放對(duì)工資殘差的影響，發(fā)現(xiàn)在2002年貿(mào)易開(kāi)放縮小了“低學(xué)歷高經(jīng)驗(yàn)”組別的組內(nèi)工資差距，而對(duì)其他組別的影響不顯著;在2007年，貿(mào)易開(kāi)放在“低學(xué)歷高經(jīng)驗(yàn)”和“高學(xué)歷低經(jīng)驗(yàn)”組顯著為正，表明貿(mào)易開(kāi)放拉大了低經(jīng)驗(yàn)勞動(dòng)者的學(xué)歷間工資差距，縮小了高經(jīng)驗(yàn)勞動(dòng)者的學(xué)歷間工資差距;到2013年，貿(mào)易開(kāi)放導(dǎo)致各“學(xué)歷-經(jīng)驗(yàn)”組別的居民工資殘差均上升，并且貿(mào)易開(kāi)放既擴(kuò)大了學(xué)歷間（控制住經(jīng)驗(yàn)）的工資殘差不平等，又拉大了經(jīng)驗(yàn)間（控制住學(xué)歷）的工資殘差不平等?？梢?jiàn)，目前的貿(mào)易開(kāi)放正在由依靠低勞動(dòng)力成本的加工貿(mào)易轉(zhuǎn)向依靠競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的一般貿(mào)易，導(dǎo)致一方面勞動(dòng)經(jīng)驗(yàn)對(duì)學(xué)歷的替代性減弱，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)各組別的工資殘差都產(chǎn)生了更為顯著的影響;另一方面學(xué)歷間、經(jīng)驗(yàn)間的經(jīng)濟(jì)回報(bào)差距也在不斷擴(kuò)大。

從上述結(jié)果不難看出，目前貿(mào)易開(kāi)放對(duì)工資差距的影響主要體現(xiàn)為對(duì)工資殘差不平等的影響，而后者主要來(lái)自價(jià)格效應(yīng)的影響。因此，我國(guó)既需要進(jìn)一步提高高等教育對(duì)人才培養(yǎng)的數(shù)量和質(zhì)量，提高勞動(dòng)力的整體學(xué)歷水平，以適應(yīng)現(xiàn)階段貿(mào)易開(kāi)放和全球化競(jìng)爭(zhēng)對(duì)高端、專業(yè)化人力資本的需求;同時(shí)也要注重加強(qiáng)中、高級(jí)職業(yè)技能培訓(xùn)，以適應(yīng)一般貿(mào)易對(duì)熟練技術(shù)工人和管理人員的需求，促進(jìn)我國(guó)的出口制造業(yè)邁向產(chǎn)業(yè)鏈中高端。

①CurrieJ，&HarrisonA.，“SharingtheCosts：TheImpactofTradeReformonCapitalandLaborinMorocco”，JournalofLaborEconomics，vol.15，no.S3（Nov.1997），pp.44-71.

②RevengaA.，“EmploymentandWageEffectsofTradeLiberalization-TheCaseofMexicanManufacturing”，JournalofLaborEconomics，vol.15，no.S3（Nov.1997），pp.20-43;GalorO，&MoavO.“AbilityBiasedTechnologicalTransition，WageInequality，andEconomicGrowth”，TheQuarterlyJournalofEconomics，vol.115，no.2（Nov.2000），pp.469-497.

③WuX.，F(xiàn)oreignDirectInvestment，“IntellectualPropertyRights，andWageInequalityinChina”，ChinaEconomicReview，vol.11，no.4（Nov.2001），pp.361-384;潘士遠(yuǎn)：《貿(mào)易自由化、有偏的學(xué)習(xí)效應(yīng)與發(fā)展中國(guó)家的工資差異》，《經(jīng)濟(jì)研究》2007年第6期。

④王蒼峰、司傳寧：《經(jīng)濟(jì)開(kāi)放、技術(shù)進(jìn)步與我國(guó)制造業(yè)的工資差距》，《南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究》2011年第6期。

⑤劉斌、李磊：《貿(mào)易開(kāi)放與性別工資差距》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)：季刊》2012年第11卷第2期。

⑥B28趙春明、李宏兵：《出口開(kāi)放、高等教育擴(kuò)展與學(xué)歷工資差距》，《世界經(jīng)濟(jì)》2014年第5期。

⑦M(jìn)incerJA.Schooling，“Experience，andEarnings”，JournalofPoliticalEconomy，vol.83，no.2（Nov.1975），pp.218-223.

⑧JuhnC，MurphyKM，&PierceB.“WageInequalityandtheRiseinReturnstoSkill”，JournalofPoliticalEconomy，vol.101，no.3（Nov.1993），pp.410-442.

⑨ViolanteGL.，“TechnologicalAcceleration，SkillTransferability，andtheRiseinResidualInequality”，QuaterlyJournalofEconomics，vol.117，no.1（Nov.2002），pp.297-338.

⑩UrenL，&G.Virag，“SkillRequirements，SearchFrictions，andWageInequality”，InternationalEconomicReview，vol.52，no.2（Nov.2011），pp.379-406.

B11McCallL.，“ExplainingLevelsofwithin-groupWageInequalityinU.S.LaborMarkets”，Demography，vol.37，no.4（Nov.2000），pp.415-430.

B12HaiderSJ.，“EarningsInstabilityandEarningsInequalityofMalesintheUnitedStates：1967-1991”，JournalofLaborEconomics，vol.19，no.4（Nov.2001），pp.799-836.

B13郭繼強(qiáng)、姜儷、陸利麗：《工資差異分解方法述評(píng)》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)：季刊》2011年第10卷第2期;AutorDH.，“RisingWageInequality：TheRoleofCompositionandPrices”，SSRNElectronicJournal，vol.2，no.2（Nov.2005），pp.210-240;姚先國(guó)、李曉華：《工資不平等的上升：結(jié)構(gòu)效應(yīng)與價(jià)格效應(yīng)》，《中國(guó)人口科學(xué)》2007年第1期。

B14LemieuxT.，“IncreasingResidualWageInequality：CompositionEffects，NoisyData，orRisingDemandforSkill？”AmericanEconomicReview，vol.96，no.3（Nov.2006），pp.461-498.

B15MengX，ShenK，&XueS.，“EconomicReform，EducationExpansion，andEarningsInequalityforUrbanMalesinChina，1988-2009”，JournalofComparativeEconomics，vol.41，no.1（Nov.2010），pp.227-244.

B16邢春冰、李實(shí)：《中國(guó)城鎮(zhèn)地區(qū)的組內(nèi)工資差距：1995—2007》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)：季刊》2011年第10卷第1期。

B17徐舒、朱南苗：《異質(zhì)性要素回報(bào)、隨機(jī)沖擊與殘差收入不平等》，《經(jīng)濟(jì)研究》2011年第8期。

B18CaiH，ChenY，&ZhouL.，“IncomeandConsumptionInequalityinUrbanChina：1992-2003”，EconomicDevelopmentandCulturalChange，vol.58，no.3（Nov.2010），pp.385-413.

B19魏下海、董志強(qiáng)、溫偉華：《不可觀測(cè)技能回報(bào)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)與農(nóng)村居民工資殘差不平等》，《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2012年第1期。

B20Hering，L.&Poncet，S.，“MarketAccessandIndividualWages：EvidencefromChina”，ReviewofEconomicsandStatistics，vol.92，no.1（Nov.2010），pp.145-159;Kamal，F(xiàn).，Lovely，M.&OuyangPuman，“DoesDeeperIntegrationEnhanceSpatialAdvantages？MarketAccessandWageGrowthinChina”，InternationalReviewofEconomicsandFinance，no.23，2012，pp.59-74.

B21由于各城市消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的數(shù)據(jù)缺失較多，故統(tǒng)一采用省級(jí)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。以上相關(guān)城市數(shù)據(jù)主要來(lái)源于各省市統(tǒng)計(jì)年鑒，部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各城市統(tǒng)計(jì)公報(bào)。省級(jí)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和美元與人民幣匯率年平均價(jià)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

B22黃玖立、李坤望、曉鷗：《出口開(kāi)放、地區(qū)市場(chǎng)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2006年第6期。

B23具體而言，沿海港口城市的國(guó)外市場(chǎng)接近度為其到海岸線距離的倒數(shù)，內(nèi)陸城市的國(guó)外市場(chǎng)接近度則為其到最近的沿海港口城市的距離加上該港口城市到海岸線的距離，再取倒數(shù)。其中，沿海港口城市以2004年發(fā)布的《交通部發(fā)布中國(guó)主要港口名錄的公告》為準(zhǔn);內(nèi)陸城市與港口城市之間的距離以電子地圖測(cè)算的最短直線距離為依據(jù)，港口城市到海岸線的距離以電子地圖測(cè)算的最短直線距離為準(zhǔn)。

B24DinardoJ，N.Fortin，&M.LemieuxT.，“LaborMarketInstitutionsandtheDistributionofWages，1973-1992：ASemiparametricApproach”，Econometrica，vol.64，no.5（Nov.1996），pp.1001-1044.

B25篇幅所限，此處略去了構(gòu)造反事實(shí)分解的具體數(shù)學(xué)推導(dǎo)，以及工資殘差分布的密度函數(shù)圖。

B26回歸結(jié)果在形式上與表4類似，所不同的是被解釋變量是對(duì)數(shù)工資殘差。由于篇幅所限，此處不再列出詳細(xì)回歸結(jié)果，只將結(jié)論進(jìn)行概括性表述。對(duì)于略去的內(nèi)容，有興趣的讀者可函索。

B27由于篇幅所限，此處未提供穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

（責(zé)任編輯：張琦）