生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與性別工資差距
——集聚效應(yīng)和選擇效應(yīng)的來(lái)源識(shí)別*

（東北財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 遼寧大連 116025）

一、引言

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的快速發(fā)展不僅是許多西方發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要引擎，而且被視為我國(guó)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)的原動(dòng)力（惠煒和韓先鋒，2016）。在空間上，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)微觀企業(yè)于某一區(qū)域的大量集中，表現(xiàn)出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚現(xiàn)象。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚被視為我國(guó)加快生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展堅(jiān)持的基本原則之一。通過(guò)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚充分發(fā)揮其宏微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、糾正其資源錯(cuò)配效應(yīng)，或許是中國(guó)未來(lái)提升資源配置效率、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要突破口。例如，美國(guó)紐約金融服務(wù)業(yè)集群、英國(guó)倫敦金融服務(wù)業(yè)集群以及中國(guó)上海陸家嘴金融服務(wù)業(yè)集群等，都是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚觸發(fā)技術(shù)擴(kuò)散、生產(chǎn)率提升效應(yīng)及其與制造業(yè)良性螺旋式互動(dòng)發(fā)展的典型事實(shí)。因此，探究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)及其作用機(jī)理，充分挖掘生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的正向外部效應(yīng)，具有重要研究意義。

本文旨在探究一個(gè)甚少被以往研究回答的議題：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)性別工資差距的影響。過(guò)去二十余年里我國(guó)女性群體逐漸成為產(chǎn)業(yè)工人隊(duì)伍中的一支重要力量（魏下海等，2018）。與此同時(shí)，我國(guó)性別工資差距問(wèn)題亦隨著城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)改革的推進(jìn)不斷凸顯（李實(shí)等，2014）。性別工資差距問(wèn)題的緩解和男女工資待遇公平的實(shí)現(xiàn)，不僅有助于提高經(jīng)營(yíng)效率，而且有助于我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展（李磊等，2015），而工資差距的空間誘因是新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)所探討的重要議題之一（李宏兵等，2017）。那么生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與性別工資差距之間究竟具有怎樣的關(guān)系？生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)往往在北京、上海等一線城市集聚程度更高，而《2016年中國(guó)性別薪酬差異報(bào)告》指出：“一線城市性別工資差距相對(duì)最小，三四線城市差異拉大?！蓖瑫r(shí)作者測(cè)算了地級(jí)市層面的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與性別工資差距指標(biāo)均值①因篇幅限制，本文省略了均值測(cè)度結(jié)果，留存?zhèn)渌?。集聚和性別工資差距指標(biāo)測(cè)度方法詳見(jiàn)下文第三部分。，總體來(lái)看得到相同結(jié)論。因此特征事實(shí)表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度較高的地區(qū)，性別工資差距較小。

本文落腳于微觀企業(yè)，從集聚效應(yīng)和選擇效應(yīng)出發(fā)揭示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)企業(yè)內(nèi)性別工資差距的作用機(jī)理。集聚效應(yīng)指的是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚有助于吸納女性就業(yè)并提高其工資水平，有助于縮小企業(yè)內(nèi)部性別工資差距。選擇效應(yīng)指的是具有較低性別工資差距的企業(yè)傾向選址于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)較高集聚水平地區(qū)，由此生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度較高地區(qū)的低性別工資差距企業(yè)比例較高。本文研究至少與兩支文獻(xiàn)密切相關(guān)。一是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚相關(guān)研究。既有生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究，主要探究其與制造業(yè)協(xié)同集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，且大多證實(shí)了其對(duì)生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用（惠煒和韓先鋒，2016；張虎等，2017）。二是性別工資差距成因研究。截至目前，國(guó)內(nèi)外學(xué)者大致從可觀測(cè)因素和不可觀測(cè)因素兩個(gè)方面進(jìn)行解釋，前者主要包括教育水平（Beaudry和Lewis，2014；邢春冰等，2014）、外資進(jìn)入（Liu等，2000；李磊等，2015）以及技術(shù)變革（Juhn等，2014；毛宇飛等，2018；魏下海等，2018）等，后者主要是從性別歧視角度解釋性別工資差距（李實(shí)等，2014）。

本文邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，探究了一個(gè)以往研究甚少關(guān)注且回答的議題，即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)性別工資差距的影響。本文研究有助于豐富和拓展既有研究，力爭(zhēng)為我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)區(qū)位選址、國(guó)家引導(dǎo)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間布局提供參考，為縮小我國(guó)性別工資差距提供新的借鑒思路。第二，本文采用“無(wú)條件分布特征—參數(shù)對(duì)應(yīng)”計(jì)量方法（Combes等，2012），對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚究竟通過(guò)集聚效應(yīng)還是選擇效應(yīng)影響性別工資差距進(jìn)行量化評(píng)估，這是傳統(tǒng)計(jì)量方法所無(wú)法實(shí)現(xiàn)的（盛丹和張國(guó)峰，2019）。第三，本文在量化評(píng)估和實(shí)證測(cè)度中，采用多元傾向得分匹配模型。由此，不僅可以克服樣本選擇性偏誤問(wèn)題，而且能夠根據(jù)“反事實(shí)”估計(jì)對(duì)樣本進(jìn)行匹配，力爭(zhēng)更為準(zhǔn)確地比較不同組別之間的定量測(cè)度結(jié)果。

二、理論機(jī)制與研究假說(shuō)

（一）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響企業(yè)內(nèi)性別工資差距的集聚效應(yīng)

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚有助于吸納女性就業(yè)并提高女性工資水平，由此縮小企業(yè)內(nèi)部性別工資差距，本文稱之為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響性別工資差距的集聚效應(yīng)。首先，服務(wù)業(yè)在吸納女性就業(yè)、實(shí)現(xiàn)男女工資待遇平等方面相比制造業(yè)而言具有比較優(yōu)勢(shì)（李磊等，2015）。服務(wù)業(yè)對(duì)勞動(dòng)者的體力要求相比制造業(yè)來(lái)說(shuō)較低，從而能夠促進(jìn)男女就業(yè)的公平合理化。以我國(guó)為例，《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)顯示，2016年城鎮(zhèn)就業(yè)女性中服務(wù)業(yè)部門(mén)占比高達(dá)68.1%。服務(wù)業(yè)的這一特性決定了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)及其集聚水平有助于縮小企業(yè)內(nèi)性別工資差距。

其次，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚有助于促進(jìn)企業(yè)技術(shù)變革，進(jìn)而促進(jìn)縮小性別工資差距。集聚能夠促進(jìn)近鄰企業(yè)間的信息技術(shù)溝通與交流、共享勞動(dòng)力和中間品投入、降低自身生產(chǎn)成本，這不僅有助于企業(yè)開(kāi)發(fā)并應(yīng)用新技術(shù)，而且有助于上下游產(chǎn)業(yè)間的知識(shí)外溢和技術(shù)擴(kuò)散，提升整個(gè)行業(yè)的創(chuàng)新能力和技術(shù)革新。而根據(jù)Welch（2000）的“大腦—肌肉”兩要素模型理論，相比男性的肌肉密集型技能，女性在大腦密集型技能認(rèn)知方面具有優(yōu)勢(shì)。因此在技術(shù)革新、技能偏向型技術(shù)革新背景下，女性具有認(rèn)知技能方面的比較優(yōu)勢(shì)從而獲得更高的溢價(jià)，由此縮小性別工資差距。例如來(lái)自墨西哥、中國(guó)等國(guó)的多項(xiàng)證據(jù)已經(jīng)表明高技術(shù)含量機(jī)器設(shè)備抑或生產(chǎn)線升級(jí)有助于女性相對(duì)工資和就業(yè)比例的提高（Juhn等，2014；魏下海等，2018）。因此，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚通過(guò)促進(jìn)創(chuàng)新能力和技術(shù)變革，有助于縮小企業(yè)內(nèi)性別工資差距。

此外，隨著全球范圍內(nèi)服務(wù)業(yè)大規(guī)模對(duì)外投資浪潮的發(fā)展，以及我國(guó)加入世界貿(mào)易組織以來(lái)逐步開(kāi)放服務(wù)業(yè)市場(chǎng)的舉措，外資投資于我國(guó)服務(wù)業(yè)特別是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的特征明顯。以國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)為例可知，2004年以來(lái)我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)外商直接投資數(shù)額逐年攀升，2015年首次超過(guò)制造業(yè)外商直接投資數(shù)額。而外資進(jìn)入無(wú)論是對(duì)女性就業(yè)還是縮小性別工資差距方面均具有顯著促進(jìn)作用（Liu等，2000）。因而，以外資進(jìn)入為重要特征的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)及其地理空間集聚有助于縮小企業(yè)性別工資差距。

本文提出假說(shuō)1：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚能夠通過(guò)集聚效應(yīng)縮小企業(yè)內(nèi)性別工資差距。

（二）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響企業(yè)內(nèi)性別工資差距的選擇效應(yīng)

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚不僅具有集聚效應(yīng)，還會(huì)觸發(fā)選擇效應(yīng)，本文指的是內(nèi)部較低性別工資差距的企業(yè)傾向選址于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)較高集聚水平地區(qū)，因此生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度較高地區(qū)的低性別工資差距企業(yè)比例較高。Becker（1957）的競(jìng)爭(zhēng)抑制歧視理論能夠?yàn)榇颂峁├碚撝危合啾葘?duì)體力有較高要求的制造業(yè)來(lái)說(shuō)，服務(wù)業(yè)中男性與女性之間勞動(dòng)生產(chǎn)率更為接近，而在男女（教育年限、年齡等可觀測(cè)條件相同）具有同等勞動(dòng)生產(chǎn)率的條件下，對(duì)內(nèi)部不同性別勞動(dòng)力具有歧視性行為的企業(yè)將會(huì)付出更高經(jīng)濟(jì)代價(jià)。李磊等（2015）研究亦指出，當(dāng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈時(shí)，有性別歧視行為的企業(yè)面臨更高成本和較低市場(chǎng)份額。綜上分析可知，在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度較高、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)較為激烈的地區(qū)，性別歧視性的服務(wù)業(yè)企業(yè)將逐漸失去競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)并退出市場(chǎng)，因而非歧視性企業(yè)將選址并存活于集聚地區(qū)。因此，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)集聚能夠更為顯著地觸發(fā)選擇效應(yīng)，淘汰性別歧視企業(yè)。

本文提出假說(shuō)2：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚能夠通過(guò)選擇效應(yīng)縮小企業(yè)內(nèi)性別工資差距。

（三）外部環(huán)境對(duì)“生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚—企業(yè)內(nèi)性別工資差距”作用關(guān)系的影響

第一，外資進(jìn)入程度。一方面，外資進(jìn)入程度提高意味著競(jìng)爭(zhēng)程度的加強(qiáng)，這將對(duì)縮小企業(yè)內(nèi)性別工資差距產(chǎn)生驅(qū)動(dòng)力（Liu等，2000；李磊等，2015）。另一方面，外資進(jìn)入會(huì)導(dǎo)致女性承擔(dān)更多家庭責(zé)任或轉(zhuǎn)向出口導(dǎo)向型企業(yè)，使得女性勞動(dòng)力供給過(guò)剩且降低議價(jià)能力（Seguino，2000），由此會(huì)加大性別工資差距。我國(guó)1999年“大學(xué)擴(kuò)招”以來(lái)人力資本的擴(kuò)張，有助于促進(jìn)高級(jí)人力資本供給數(shù)量的大幅增長(zhǎng)（毛其淋，2019）和女性獲得平等公平的教育機(jī)會(huì)。因此本文預(yù)期，外資進(jìn)入程度對(duì)縮小企業(yè)內(nèi)性別工資的促進(jìn)效應(yīng)占主導(dǎo)地位。

第二，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度。一方面，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度較高的地區(qū)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)更為激烈，這利于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚選擇效應(yīng)和集聚效應(yīng)的充分發(fā)揮，縮小企業(yè)內(nèi)性別工資差距。另一方面，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度的提高可能導(dǎo)致服務(wù)業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)過(guò)于激烈，進(jìn)而導(dǎo)致女性從業(yè)者無(wú)法適應(yīng)更加靈活和競(jìng)爭(zhēng)激勵(lì)的工作崗位而更多承擔(dān)家庭責(zé)任，或是從事于加工貿(mào)易環(huán)節(jié)等低議價(jià)能力和產(chǎn)業(yè)鏈低端位置的工作，最終導(dǎo)致性別工資差距的拉大。從我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀來(lái)看，國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力不強(qiáng)、與發(fā)展規(guī)模不相匹配是產(chǎn)業(yè)發(fā)展鏈條上的薄弱環(huán)節(jié)（來(lái)有為和陳紅娜，2017）。因此，本文認(rèn)為經(jīng)濟(jì)開(kāi)放對(duì)我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚外部性的影響，尚處于集聚正外部性發(fā)揮作用的區(qū)間。

第三，互聯(lián)網(wǎng)普及程度。1999—2007年間，中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)從68萬(wàn)增長(zhǎng)至1.37億，是世界上互聯(lián)網(wǎng)普及率增長(zhǎng)最快的國(guó)家之一（Fernandes等，2019）。截至2018年底，我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)普及率已達(dá)59.6%?；ヂ?lián)網(wǎng)的強(qiáng)大搜索引擎功能和資源配置功能，不僅有助于企業(yè)和個(gè)人間的溝通與交流、降低信息不對(duì)稱性，而且弱化了對(duì)就業(yè)者身體條件的要求，衍生出多樣性的工作形式（毛宇飛等，2018）。更為重要的是，雖然受到社會(huì)資源等條件限制，在互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用初期，男性相比女性擁有一定程度上更多的互聯(lián)網(wǎng)使用機(jī)會(huì)，但隨著互聯(lián)網(wǎng)的深入普及，這種差異會(huì)顯著縮小，隨之而來(lái)的是女性就業(yè)率和工資水平的大幅提高，最終性別工資差距顯著縮?。╓asserman和Richmondt-Abbott，2005）。

綜上，本文提出假說(shuō)3：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)企業(yè)內(nèi)性別工資差距的縮減作用會(huì)受到外部環(huán)境特征的影響，將隨著外資進(jìn)入、經(jīng)濟(jì)開(kāi)放以及互聯(lián)網(wǎng)普及程度的提高而增強(qiáng)。

三、數(shù)據(jù)與指標(biāo)說(shuō)明

（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文研究采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2004年和2008年發(fā)布的第一次和第二次全國(guó)經(jīng)濟(jì)普查數(shù)據(jù)庫(kù)。通過(guò)“地毯式”清查，該套數(shù)據(jù)庫(kù)覆蓋了全國(guó)30個(gè)省、市和自治區(qū)，涵蓋例如企業(yè)成立時(shí)間、登記注冊(cè)類型、行業(yè)類別、利潤(rùn)、從業(yè)人數(shù)、職工工資和福利費(fèi)等十分豐富的企業(yè)信息。該數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)于本文研究不可或缺：一方面可通過(guò)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站公布的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)代碼，挑選得到生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)樣本；另一方面可采用該套數(shù)據(jù)測(cè)算得到企業(yè)內(nèi)部性別工資差距。為了盡可能消除統(tǒng)計(jì)誤差和紕漏，本文對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)樣本進(jìn)行了清洗和篩選：剔除企業(yè)編碼、成立時(shí)間、員工人數(shù)為負(fù)或缺失的企業(yè)樣本；剔除企業(yè)核心績(jī)效指標(biāo)（如產(chǎn)值、銷售收入、固定資產(chǎn)凈值等）為負(fù)或缺失的企業(yè)樣本；剔除總資產(chǎn)值小于總固定資產(chǎn)或流動(dòng)資產(chǎn)總值的企業(yè)集合。最終得到生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)81 287個(gè)。

（二）核心指標(biāo)測(cè)度

1.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚

一方面，本文采用近年來(lái)被廣泛使用的EG指數(shù)（Ellison和Glaeser，1997）衡量生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的專業(yè)化集聚水平。歷年中，如果令ejs表示某區(qū)域s中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)j的就業(yè)人數(shù)占該行業(yè)在地區(qū)R（區(qū)域s從屬于地區(qū)R）的總就業(yè)人數(shù)比重，es表示區(qū)域s就業(yè)人數(shù)占地區(qū)R就業(yè)人數(shù)的比重，eji表示行業(yè)j企業(yè)i就業(yè)人數(shù)占該行業(yè)在地區(qū)R總就業(yè)人數(shù)中比重，那么行業(yè)j在地區(qū)R的EG指數(shù)測(cè)度方法為：

另一方面，測(cè)度生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多樣化集聚水平。首先，借鑒Frenken等（2007）構(gòu)建指標(biāo)進(jìn)行測(cè)算。如果歷年中R地區(qū)k（K）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)行業(yè)（n、N分別為GB/T 3位碼、2位碼生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)行業(yè)總數(shù)）就業(yè)人數(shù)占該地區(qū)總就業(yè)人數(shù)比重為ekR（EKR），那么R地區(qū)的多樣化集聚指標(biāo)可表示為：

令PK代表生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)K中3位碼行業(yè)集合，則有：。因此HRVR可理解為行業(yè)熵指數(shù)的加權(quán)之和，且式（2）可表達(dá)為：

在HRVR指標(biāo)的測(cè)算中，地區(qū)選取地級(jí)市標(biāo)準(zhǔn)。其次，借鑒Duranton和Puga（2004）研究方法測(cè)算赫斯曼-赫芬達(dá)爾指數(shù)用以衡量地區(qū)R的多樣化集聚程度DIVR：

其中，k代表城市R中第k個(gè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，KR代表城市R中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)種類，而eRk則代表城市R中第k個(gè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)占該城市所有生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)總就業(yè)人數(shù)比重。城市采用地級(jí)市劃分標(biāo)準(zhǔn)。該指標(biāo)數(shù)值越大，表明該城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多樣化集聚程度越高。

2.企業(yè)內(nèi)性別工資差距

測(cè)度企業(yè)內(nèi)性別工資差距，一個(gè)直接的辦法是計(jì)算男性、女性工資差額。雖然本文采用數(shù)據(jù)庫(kù)統(tǒng)計(jì)了企業(yè)歷年平均工資水平，但并未報(bào)告區(qū)分性別的工資水平。因此，本文借鑒李磊等（2015）研究，間接測(cè)度企業(yè)內(nèi)部性別工資差距。

等式右邊第二項(xiàng)代表行業(yè)j中企業(yè)i的男性和女性工資的殘差項(xiàng)，且該殘差項(xiàng)是企業(yè)盈利能力的函數(shù)（Becker，1957；李磊等，2015）。因而，如果用jiπ代表該企業(yè)盈利能力，企業(yè)內(nèi)部男性和女性工資殘差項(xiàng)可進(jìn)一步表達(dá)為。那么式（5）可表達(dá)為：

四、計(jì)量模型設(shè)定

（一）無(wú)條件分布特征—參數(shù)對(duì)應(yīng)模型

本文采用“無(wú)條件分布特征—參數(shù)對(duì)應(yīng)”方法（Combes等，2012；陳強(qiáng)遠(yuǎn)等，2016；盛丹和張國(guó)峰，2019），擬合得到不同集聚程度地區(qū)企業(yè)的性別工資差距分布特征（移動(dòng)、伸縮和右截?cái)啵?，從而定量識(shí)別生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響企業(yè)內(nèi)性別工資差距的來(lái)源問(wèn)題。模型設(shè)定的大致思路是，以2004年為基期、2008年為比較期：首先估計(jì)和擬合比較期相對(duì)于基期生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)較高、較低集聚地區(qū)的企業(yè)內(nèi)性別工資差距分布特征；其次比較高集聚、低集聚地區(qū)的性別工資差距分布特征，從而定量識(shí)別生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響企業(yè)內(nèi)性別工資差距的來(lái)源。

此處以高集聚地區(qū)的性別工資差距分布擬合估計(jì)與比較分析為例，展開(kāi)詳細(xì)闡述。具體來(lái)說(shuō)：通過(guò)對(duì)基期（2004年）高集聚地區(qū)性別工資差距分布進(jìn)行右截?cái)?、移?dòng)和伸縮，擬合估計(jì)得到比較期（2008年）的性別工資差距分布。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)性別工資差距的選擇效應(yīng)通過(guò)右截?cái)喾从?，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)性別工資差距的集聚效應(yīng)通過(guò)移動(dòng)和伸縮來(lái)反映。如果令分別代表分布的左斷尾和右斷尾參數(shù)，A代表性別工資差距的移動(dòng)，D代表性別工資差距分布的伸縮，那么式（9）能夠刻畫(huà)比較期和基期之間的性別工資差距整體分布特征：

其中，u（u∈[ 0,1]）代表性別工資差距分位點(diǎn)。本文重點(diǎn)考察的參數(shù)為T(mén)、A和D。根據(jù)前文理論分析，本文預(yù)期：（1）大于0，意味著2008年比較期的性別工資差距分布存在右斷尾特征，即高性別工資差距企業(yè)比例更低，內(nèi)部性別工資差距較高的企業(yè)被市場(chǎng)所淘汰。（2）A小于0，意味著2008年比較期的性別工資差距分布向左移動(dòng)和偏移，性別工資差距增長(zhǎng)為負(fù)。參數(shù)D的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義是：D大于1，意味著比較期2008年的性別工資差距分布相比基期2004年分布更為“拉伸”，反之表明比較期性別工資差距分布更為“收縮”。

需要注意的是，不僅要考慮上文中2008年比較期相對(duì)于2004年基期存在斷尾特征的情況，還要反過(guò)來(lái)考慮2004年基期相對(duì)于2008年比較期存在斷尾特征的情形，由此經(jīng)過(guò)綜合，可得到下式：

而且，為了估計(jì)上式中參數(shù)，需要變換區(qū)間范圍，令u→r（u），其中：

由此將未知的待估參數(shù)集定義為θ=（A,D,T），可將方程（11）進(jìn)一步表達(dá)為式（12），而且此式衡量的是用2004年基期性別工資差距表達(dá)2008年比較期的方程式：

與之類似，在模型設(shè)定中還需要考慮對(duì)稱性，即用2008年比較期性別工資差距表達(dá)2004年基期的情況，最終可得如下矩條件：

在此基礎(chǔ)上，本文首先對(duì)λ08和λ04進(jìn)行擬合估計(jì)，其次構(gòu)建樣本分位數(shù)，并采用線性插值法計(jì)算得到概率u對(duì)應(yīng)的性別工資差距水平，最終最小化目標(biāo)函數(shù)可由下列方程組表達(dá)：

在測(cè)度中本文借鑒既有研究（盛丹和張國(guó)峰，2019），u取[0,1]的1 000等分點(diǎn)、K取值為1 001，且有u0=0、uK=1，估計(jì)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差由自助法抽樣50次得到。在估計(jì)得到的基礎(chǔ)上，可計(jì)算得到用以反映擬合參數(shù)對(duì)2008年比較期和2004年基期之間性別工資差距的解釋程度。

（二）多元傾向得分匹配模型

上述模型仍無(wú)法解決由于樣本非隨機(jī)性分布導(dǎo)致的選擇性偏誤問(wèn)題，即或許存在其他因素同時(shí)影響生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)區(qū)位選址和企業(yè)內(nèi)性別工資差距。為了克服這一問(wèn)題，本文在采用“無(wú)條件分布特征—參數(shù)”模型進(jìn)行定量估計(jì)之前，首先采用多元傾向得分匹配（multiple propensity score matching，MPSM）模型對(duì)樣本進(jìn)行匹配：尋找與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)較高集聚程度地區(qū)企業(yè)相匹配的較低集聚地區(qū)企業(yè)，基于匹配成功的“相似”企業(yè)集合估計(jì)和比較性別工資差距分布的差異。

具體借鑒Lechner（2002）設(shè)定MPSM模型，其可視為在傾向得分匹配PSM模型基礎(chǔ)上的拓展，即處理變量設(shè)置為多元虛擬變量：2004年基期生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)高集聚組，2008年比較期高集聚組，2004年基期低集聚組，2008年比較期低集聚組。最終，下式刻畫(huà)了在控制匹配變量X的前提下，相對(duì)于隸屬組別n的企業(yè)來(lái)說(shuō)，若企業(yè)組別為m對(duì)企業(yè)內(nèi)部性別工資差距會(huì)帶來(lái)怎樣的影響，即性別工資差距的平均處理效應(yīng)（ATTm,n）：

本文借鑒既有研究選取如下匹配變量：人均GDP，第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重，實(shí)際使用外資金額（自然對(duì)數(shù)值），人口密度，經(jīng)濟(jì)對(duì)外開(kāi)放度（出口額占GDP比重），互聯(lián)網(wǎng)普及程度（互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)占總?cè)丝诒戎兀司G地面積（自然對(duì)數(shù)值），年末實(shí)有城市道路面積（自然對(duì)數(shù)值），普通高等學(xué)校數(shù)量，科學(xué)和教育支出水平（自然對(duì)數(shù)值）。本文匹配變量進(jìn)行滯后一期處理。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基本回歸結(jié)果

經(jīng)過(guò)MPSM模型匹配樣本克服選擇性偏誤問(wèn)題之后，表1匯報(bào)了“無(wú)條件分布特征—參數(shù)對(duì)應(yīng)”模型擬合估計(jì)得到的各參數(shù)值。①因篇幅所限，本文省略了采用K近鄰匹配法和多樣化集聚指標(biāo)估計(jì)的多元傾向得分值結(jié)果和核密度函數(shù)圖檢驗(yàn)結(jié)果，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)論文頁(yè)面“附錄與擴(kuò)展”欄目下載?？傮w來(lái)看，表1估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了前文假說(shuō)1和假說(shuō)2：（1）參數(shù)A估計(jì)結(jié)果顯著為負(fù)，表明性別工資差距分布整體左移，且整體來(lái)說(shuō)這一特征無(wú)論是在生產(chǎn)性服務(wù)高集聚還是低集聚企業(yè)組均存在，驗(yàn)證了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚縮小性別工資差距的集聚效應(yīng)，即驗(yàn)證了假說(shuō)1。（2）參數(shù)D估計(jì)結(jié)果普遍大于1，表明性別工資差距分布的移動(dòng)更為分散，低性別工資差距的企業(yè)移動(dòng)幅度更大，意味著生產(chǎn)性服務(wù)集聚對(duì)低性別工資差距企業(yè)內(nèi)部差距的縮小作用更為明顯。（3）參數(shù)S顯著為負(fù)，這意味著性別工資差距分布存在左拖尾特征，即地區(qū)內(nèi)低性別工資差距企業(yè)的比例更高，由此驗(yàn)證了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚縮小性別工資差距的選擇效應(yīng)，即驗(yàn)證了假說(shuō)2。擬合效果R2表明估計(jì)參數(shù)A、D、T對(duì)性別工資差距減小的解釋程度較好。

表1 基于全樣本的估計(jì)結(jié)果

續(xù)表1

綜上所述，中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚通過(guò)集聚效應(yīng)、選擇效應(yīng)縮小企業(yè)內(nèi)性別工資差距的作用顯著存在。因此，本文為縮小我國(guó)性別工資差距提供了新的可借鑒思路：通過(guò)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，發(fā)揮服務(wù)業(yè)對(duì)女性就業(yè)機(jī)會(huì)和工資的提升作用，促進(jìn)集聚區(qū)內(nèi)信息擴(kuò)散和技術(shù)升級(jí)，從而促進(jìn)女性就業(yè)縮小性別工資差距。①因篇幅所限，本文省略了穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果及分析，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)論文頁(yè)面“附錄與擴(kuò)展”欄目下載。

（二）內(nèi)生性問(wèn)題

本文研究存在潛在內(nèi)生性問(wèn)題：一方面，性別工資差距較小的企業(yè)經(jīng)營(yíng)實(shí)力更強(qiáng)，因而也更有可能傾向選址于空間上企業(yè)集聚的區(qū)域，即存在逆向因果關(guān)系；另一方面，模型估計(jì)中難免存在難以測(cè)度的遺漏變量，例如勞動(dòng)力供給變化可能對(duì)企業(yè)內(nèi)性別工資差距和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚產(chǎn)生影響。

此處為了有效克服內(nèi)生性問(wèn)題，作者構(gòu)建工具變量進(jìn)而采用兩階段最小二乘法（IV-2SLS）進(jìn)行估計(jì)。具體來(lái)說(shuō)借鑒Lewbel（1997）方法，采用“內(nèi)生變量和其均值之差”與“因變量和其均值之差”的乘積作為工具變量，本文中內(nèi)生變量為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚指標(biāo)，因變量為企業(yè)內(nèi)性別工資差距。表2匯報(bào)了估計(jì)結(jié)果。

表2 IV-2SLS估計(jì)結(jié)果

分析發(fā)現(xiàn)EG、HRV及DIV變量估計(jì)結(jié)果均顯著為負(fù)，雖然此處估計(jì)結(jié)果并不能反映集聚效應(yīng)和選擇效應(yīng)，但估計(jì)系數(shù)表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚是能夠顯著縮小企業(yè)內(nèi)性別工資差距的，間接驗(yàn)證了前文研究假說(shuō)。Kleribergen-Paap rk LM檢驗(yàn)和Anderson-Rubin檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明本文工具變量選取合理。

六、異質(zhì)性與拓展分析

（一）異質(zhì)性分析

本部分旨在依托于不同子樣本展開(kāi)異質(zhì)性分析，由此檢驗(yàn)假說(shuō)3。①因篇幅所限，本文省略了異質(zhì)性分析的估計(jì)結(jié)果，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)論文頁(yè)面“附錄與擴(kuò)展”欄目下載。本文以地區(qū)外資企業(yè)數(shù)量占總企業(yè)數(shù)量比重測(cè)度外資進(jìn)入程度，以地區(qū)出口貿(mào)易額占當(dāng)?shù)谿DP比重衡量經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度，以互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)占地區(qū)總?cè)丝跀?shù)比重測(cè)度互聯(lián)網(wǎng)普及率，并根據(jù)各指標(biāo)均值將樣本劃分為高、低兩類組別。總體來(lái)看當(dāng)外資進(jìn)入程度較高、經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度較高以及互聯(lián)網(wǎng)普及率較高時(shí)，各參數(shù)估計(jì)結(jié)果更為顯著，由此驗(yàn)證了前文假說(shuō)3。

（二）拓展分析

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)來(lái)源于制造業(yè)中間需求特性，以制造業(yè)為中心圍繞制造業(yè)布局。實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的雙輪驅(qū)動(dòng)協(xié)同集聚，是引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)資源優(yōu)化配置、推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)的重要舉措。例如張虎等（2017）研究指出，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的低協(xié)同集聚能力很大程度上解釋了中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)新創(chuàng)造價(jià)值水平（0.56）為何相比發(fā)達(dá)國(guó)家（1∶1或更高）具有較大差距。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚如何影響生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)內(nèi)部性別工資差距水平？生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚，一個(gè)顯著的特征是由制造業(yè)發(fā)揮“地區(qū)鎖定”效應(yīng)，吸引生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與之實(shí)現(xiàn)橫向和縱向經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)，從而形成集中連片空間布局。由此，加快信息流通速度、促進(jìn)溢出和技術(shù)創(chuàng)新，而技術(shù)升級(jí)是縮小性別工資差距的有效途徑。因此本文預(yù)期，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的地區(qū)協(xié)同集聚，是充分釋放集聚經(jīng)濟(jì)對(duì)性別工資差距縮小作用的重要推動(dòng)力。為了檢驗(yàn)這一推斷，本文借鑒既有研究（張虎等，2017）構(gòu)建生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚指標(biāo)，并據(jù)此以均值將樣本劃分為高協(xié)同、低協(xié)同兩組再次進(jìn)行MPSM匹配和參數(shù)估計(jì)，最終結(jié)果匯總為表3。

表3 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的估計(jì)結(jié)果

分析表3可知，相比低協(xié)同集聚組，高協(xié)同集聚組的集聚效應(yīng)和選擇效應(yīng)效果更為明顯，表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚程度較高地區(qū)企業(yè)內(nèi)性別工資差距顯著更低。因而，本文研究不僅表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚是縮小企業(yè)內(nèi)性別工資差距的重要渠道，而且強(qiáng)調(diào)了提高生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚能力對(duì)于縮小性別工資差距的重要性。

七、結(jié)論與啟示

從供給側(cè)來(lái)看，預(yù)計(jì)中國(guó)2030年服務(wù)業(yè)占比高達(dá)65%—70%，基本形成以服務(wù)業(yè)為主的經(jīng)濟(jì)形態(tài)（胡鞍鋼等，2016）。其中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)不僅在我國(guó)發(fā)展迅猛，而且也被很多發(fā)達(dá)國(guó)家視為經(jīng)濟(jì)新增長(zhǎng)點(diǎn)和創(chuàng)新源泉。雖然生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的宏微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)已被廣泛討論，然而缺乏生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和性別工資差距的分析。

因此，本文旨在探究一個(gè)很大程度上被忽視的議題：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)企業(yè)內(nèi)性別工資差距的影響及其來(lái)源。首先，本文通過(guò)理論分析，提出并闡述了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚通過(guò)集聚效應(yīng)、選擇效應(yīng)影響企業(yè)內(nèi)性別工資差距的作用機(jī)理。其次，依托于中國(guó)微觀數(shù)據(jù)，采用多元傾向得分匹配和“無(wú)條件分布特征—參數(shù)對(duì)應(yīng)”估計(jì)方法，定量識(shí)別并測(cè)度上述作用渠道。研究結(jié)果表明：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)專業(yè)化和多樣化集聚能夠促進(jìn)企業(yè)內(nèi)性別工資差距的縮小，即集聚效應(yīng)存在；具有低性別工資差距的企業(yè)會(huì)傾向選址于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度較高的地區(qū)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度較高地區(qū)的低性別工資差距企業(yè)比例較高，即選擇效應(yīng)存在。而且生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多樣化集聚對(duì)縮小企業(yè)內(nèi)性別工資差距的促進(jìn)作用，對(duì)于外資進(jìn)入程度、對(duì)外開(kāi)放程度和互聯(lián)網(wǎng)普及率較高的地方更為顯著。拓展性分析結(jié)果表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚亦有利于企業(yè)內(nèi)性別工資差距的縮小。

本文研究的政策啟示主要有：第一，充分發(fā)揮生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)縮小企業(yè)內(nèi)性別工資差距的促進(jìn)作用。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)以高附加值、高技術(shù)密集度為特征。我國(guó)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、經(jīng)濟(jì)提質(zhì)增效具有極大推動(dòng)作用：不僅有利于集聚區(qū)內(nèi)信息成本的降低、促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)性企業(yè)間的溝通與交流，而且能夠?qū)崿F(xiàn)知識(shí)的交換與擴(kuò)散、增強(qiáng)研發(fā)創(chuàng)新能力。本文則從性別工資差距落腳點(diǎn)出發(fā)為發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、提升生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平提供了微觀證據(jù)。

第二，以對(duì)外開(kāi)放促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的發(fā)揮。我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)雖然從規(guī)模上看發(fā)展迅猛，吸引外資的數(shù)額逐年攀升，但是其對(duì)外開(kāi)放和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力提升還具有很大空間。本文研究證據(jù)顯示，對(duì)外開(kāi)放有助于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多樣化集聚正向外部性的有效發(fā)揮，因而對(duì)外開(kāi)放有助于我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展。具體舉措例如，鼓勵(lì)將國(guó)外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)引入生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，建立并完善服務(wù)貿(mào)易示范區(qū)，放寬市場(chǎng)準(zhǔn)入條件、簡(jiǎn)政放權(quán)等。

第三，促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的深入融合，提升生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)及其空間集聚的微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。互聯(lián)網(wǎng)正在全面融入經(jīng)濟(jì)社會(huì)生產(chǎn)和生活的各個(gè)領(lǐng)域。近年來(lái)，我國(guó)緊抓新一輪技術(shù)革命浪潮，實(shí)現(xiàn)了互聯(lián)網(wǎng)的蓬勃發(fā)展。本文證據(jù)亦表明，互聯(lián)網(wǎng)有助于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)多樣化集聚微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的釋放。因而，本文建議在我國(guó)未來(lái)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展中，應(yīng)促進(jìn)其與互聯(lián)網(wǎng)的深度融合，通過(guò)催生新服務(wù)模式和新服務(wù)產(chǎn)品，推動(dòng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展乃至經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

第四，提高生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚水平和區(qū)域合作能力。解決生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚的“短板”問(wèn)題，是我國(guó)避免成為低水平“世界工廠”，向全球價(jià)值鏈高端邁進(jìn)的關(guān)鍵。本文證據(jù)從縮小性別工資差距角度，證實(shí)了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)協(xié)同集聚的促進(jìn)效果。因而，在我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展中，注重提升其與制造業(yè)的協(xié)同集聚水平亦至關(guān)重要。具體舉措例如，引導(dǎo)地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同定位、吸引和依托專業(yè)化人才和高科技優(yōu)勢(shì)挖掘協(xié)同集聚潛力等。