企業(yè)中間品出口對工資的增長效應研究

畢一博，吳智方

（1.清華大學 經(jīng)濟管理學院博士后科研流動站，北京 100084；2.中國東方資產(chǎn)管理股份有限公司 博士后科研工作站，北京 100033；3.鄭州大學 商學院，河南 鄭州 450000）

長期以來，中間品出口占中國貨物出口貿易份額的70%，可見中間品出口的發(fā)展對中國貿易發(fā)展具有重要意義。中間品出口不僅影響國際貿易市場發(fā)展，［1］還影響本國制造業(yè)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新和生產(chǎn)率水平改善，以及產(chǎn)品生產(chǎn)；［2-4］中間品出口還對就業(yè)變動和勞動力就業(yè)結構產(chǎn)生重大影響。［5-6］隨著中國國際貿易規(guī)模的穩(wěn)步增長，對外開放程度的進一步擴大，中間品貿易究竟如何影響企業(yè)工資變動等問題引發(fā)了廣泛的關注和思考。經(jīng)過梳理發(fā)現(xiàn)，已有研究對中間品出口如何影響企業(yè)工資水平的討論仍不夠充分。為此，本文將討論中間品出口如何影響企業(yè)工資變動，旨在通過實證分析系統(tǒng)地闡述中間品出口和企業(yè)工資的邏輯關系。

一、中間品出口對工資增長效應的理論假設

在Melitz均衡中，企業(yè)工資水平受到企業(yè)出口行為和企業(yè)生產(chǎn)率水平的影響。對于生產(chǎn)中間品的企業(yè)而言，在開放經(jīng)濟中同樣依據(jù)利潤最大化原則進行行為選擇，生產(chǎn)率高于行業(yè)中臨界生產(chǎn)率（Zero Cutoff Profit Productivity）的企業(yè)在國際貿易市場上出口中間品，而低于這一閾值的企業(yè)則不參與到國際貿易市場中。在壟斷競爭市場結構中，企業(yè)的收入水平受到企業(yè)產(chǎn)出和生產(chǎn)率約束，因此推斷出具有較強中間品出口能力的企業(yè)應該具有較高的收入水平；另一方面，根據(jù)Amiti等關于公平工資的理論假設，企業(yè)工資是企業(yè)收入（企業(yè)利潤）的函數(shù)。［7］可以推斷，中間品生產(chǎn)企業(yè)的企業(yè)平均工資水平與企業(yè)出口績效和企業(yè)生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)正的相關關系。

根據(jù)Melitz、Kasahara等的理論研究，企業(yè)出口擴張能夠促進產(chǎn)業(yè)內總產(chǎn)出規(guī)模和生產(chǎn)率水平的提高。［8-9］隨著總產(chǎn)出規(guī)模的擴張，一方面，促進企業(yè)對于勞動力需求的擴張，直接導致了勞動力價格——工資水平提高；另一方面，參與出口的企業(yè)績效得到改善，企業(yè)工資將隨著企業(yè)績效（企業(yè)主營業(yè)務收入水平和企業(yè)生產(chǎn)率水平）的改善而得到提高。在中間品生產(chǎn)部門中，出口擴張將通過促進產(chǎn)業(yè)整體產(chǎn)出水平和整體生產(chǎn)率水平提高，推動企業(yè)平均工資的增長。Bernard、張川川等學者的研究都根據(jù)不同數(shù)據(jù)從不同的角度證實了出口促進工資水平提高的事實。［10-11］與此同時，中間品出口擴張還能夠促進企業(yè)收入的增長，直接改善企業(yè)利潤水平。隨著企業(yè)收入和利潤的改善，企業(yè)工資水平在“利潤分享機制”的作用下獲得提高。［12-13］基于以上分析，有理由認為企業(yè)中間品出口能夠促進企業(yè)平均工資水平增長。據(jù)此做出如下假設：

H1：企業(yè)中間品出口能夠促進企業(yè)平均工資增長。

基于企業(yè)異質性假設，可以認為企業(yè)之間在生產(chǎn)率、進口能力和出口能力等方面都存在異質性，直接導致了企業(yè)的產(chǎn)出規(guī)模和出口水平都在不同程度上存在差異。在中間品生產(chǎn)部門中，企業(yè)間各維度的差異導致出口行為引發(fā)的收入效應的強弱有所不同。結合公平工資理論假設和假設H1可知，中間品出口對具有較高生產(chǎn)率水平和較強出口能力企業(yè)工資的增長效應更為明顯；而對生產(chǎn)率較低和出口能力較弱企業(yè)的工資增長效應相對較弱。據(jù)此做出如下假設：

H2：企業(yè)中間品出口對企業(yè)平均工資的增長效應是非對稱的。

根據(jù)“企業(yè)中間品出口對企業(yè)工資的增長效應是非對稱的”假設，可以推斷中間品出口將導致產(chǎn)業(yè)中的工資分布情況發(fā)生改變。Egger等在異質性企業(yè)貿易理論基礎上，結合公平工資偏好假設，提出企業(yè)出口導致工資差距的結論。［14］Amiti、Akeraman等的研究分別使用發(fā)達國家和發(fā)展中國家數(shù)據(jù)驗證了出口促進產(chǎn)業(yè)內工資差距的推論。［7，15］此外，邵敏等利用中國企業(yè)微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)出口能夠擴大工資差距程度。［16］由此可見，企業(yè)中間品出口促使行業(yè)內企業(yè)間產(chǎn)出和收入水平分化，并在一定程度上擴大了企業(yè)間的工資差距。為了進一步驗證中間品出口對工資的非對稱增長效應，據(jù)此做出如下假設：

H3：中間品出口擴張能夠在產(chǎn)業(yè)層面拉大企業(yè)工資差距。

為了檢驗以上三個理論假設的客觀性，本文使用中國制造業(yè)微觀數(shù)據(jù)進行實證分析。實證研究將通過檢驗企業(yè)中間品出口和工資之間的量化關系，梳理企業(yè)中間品出口對工資的影響機制，并著重探索中間品貿易對工資非對稱增長效應的作用效果。

二、核心變量和數(shù)據(jù)指標說明

（一）核心變量

1.被解釋變量

本文的核心被解釋變量是企業(yè)平均工資和企業(yè)間的工資差距。為此，使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)計算企業(yè)平均工資指標：用年應付工資總額除以年末從業(yè)人員合計獲得企業(yè)平均工資水平；并使用年度平均居民消費價格指數(shù)對企業(yè)平均工資水平進行價格平減，獲得真實企業(yè)平均工資數(shù)據(jù)作為衡量企業(yè)員工收入高低的代理變量。在產(chǎn)業(yè)層面，本文選取多種指標衡量企業(yè)間工資差距情況：通過計算產(chǎn)業(yè)層面企業(yè)工資對數(shù)的99-1分位數(shù)差、95-5分位數(shù)差和90-10分位數(shù)差、75-25分位數(shù)差作為衡量極端工資水平差距、頂部和底部工資水平差距、高水平和低水平工資差距的代理變量，用它們表示產(chǎn)業(yè)內部的工資分化程度。分別選取了產(chǎn)業(yè)內部企業(yè)平均工資分位數(shù)差、產(chǎn)業(yè)內部平均工資標準差和產(chǎn)業(yè)層面泰爾指數(shù)（Theil Index）。本文使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2000～2013年數(shù)據(jù)，根據(jù)44位CIC編碼獲得1029個產(chǎn)業(yè)部門，在每個產(chǎn)業(yè)中根據(jù)如下公式計算泰爾指數(shù)。

在泰爾指數(shù)計算公式中，wagei是企業(yè)平均工資，是CIC-4行業(yè)平均工資水平。作為衡量個人之間或者地區(qū)間收入差距（或者稱不平等度）的指標，這一指數(shù)在企業(yè)工資、地區(qū)收入差距和收入分配的研究中被廣泛應用；此外，本文用產(chǎn)業(yè)層面的工資標準差來衡量產(chǎn)業(yè)內部企業(yè)平均工資分布的離散程度。

2.解釋變量

本文企業(yè)層面核心解釋變量為：中間品出口規(guī)模。第一，本文按照企業(yè)-年份對企業(yè)-產(chǎn)品-目的國層面的中間品出口額加總，獲取企業(yè)層面中間品出口總額，并在此基礎上按照當年人民幣-美元匯率對出口額進行本幣換算，①本文使用的年度平均匯率數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫。最終獲得企業(yè)層面的中間品出口總額作為企業(yè)中間品出口規(guī)模的代理變量。產(chǎn)業(yè)層面的核心解釋變量分別為：產(chǎn)業(yè)層面中間品出口規(guī)模、產(chǎn)業(yè)層面中間品出口中位數(shù)，產(chǎn)業(yè)層面中間品出口市場范圍的中位數(shù)。在計算產(chǎn)業(yè)層面核心解釋變量時，使用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫提供的企業(yè)CIC編碼信息，在CIC-4產(chǎn)業(yè)層面加總企業(yè)中間品出口總額，作為衡量產(chǎn)業(yè)層面中間品出口規(guī)模的代理變量；除此之外，本文還在CIC-4層面產(chǎn)業(yè)內分別求解企業(yè)中間品出口貿易額和出口目的國數(shù)量的50分位值，分別用來衡量產(chǎn)業(yè)層面的中間品出口規(guī)模和市場范圍的中位值。

3.控制變量

本文在企業(yè)層面選取的控制變量包括國有控股情況、外商資本、企業(yè)年齡和企業(yè)產(chǎn)出水平（工業(yè)總產(chǎn)值）等數(shù)據(jù)均來自工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。使用利潤總額和資產(chǎn)總計比值計算企業(yè)總資產(chǎn)收益率，使用企業(yè)利息支出與負債合計比值計算企業(yè)使用資本要素的價格水平。此外，本文使用Levinsohn和Petrin方法計算了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。［17］在使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫指標時，使用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)和居民消費價格指數(shù)對相應的變量指標進行價格平減。

本文在產(chǎn)業(yè)層面選取控制變量包括產(chǎn)業(yè)競爭程度、產(chǎn)業(yè)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)內生產(chǎn)率水平差異（TFP75-25）和外商投資水平。根據(jù)CIC-4計算產(chǎn)業(yè)內的企業(yè)數(shù)量作為產(chǎn)業(yè)競爭程度的代理變量；在CIC-4層面對企業(yè)員工數(shù)量進行加總，獲得產(chǎn)業(yè)層面勞動力數(shù)量作為產(chǎn)業(yè)規(guī)模的代理變量；在CIC-4產(chǎn)業(yè)層面計算全要素生產(chǎn)率75分位數(shù)和25分位數(shù)差作為衡量產(chǎn)業(yè)內生產(chǎn)率水平差異的代理變量；最后，在產(chǎn)業(yè)層面計算吸收外商投資的企業(yè)數(shù)量占行業(yè)全體企業(yè)數(shù)量的份額來衡量產(chǎn)業(yè)的外商投資水平。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文將中國海關總署月度貿易數(shù)據(jù)按年份在企業(yè)-產(chǎn)品-目的國層面加總。在年度海關數(shù)據(jù)基礎上根據(jù)HS-8產(chǎn)品信息提取6位HS編碼，借鑒余淼杰的處理辦法，通過BEC編碼與HS-6編碼的對應標準，依據(jù)BEC分類標準的做法進一步劃分中間品、資本品和消費品。由于HS-8編碼規(guī)則在2000～2013年期間多次修訂，在對海關數(shù)據(jù)和ISIC-BEC產(chǎn)品分類信息進行匹配的過程中，為了識別出更多的貿易信息，按照2002年HS-8編碼分別對2000～2001年、2002～2006年、2007～2011年和2012～2013年的HS-8編碼進行標準化處理。在此基礎上，對海關數(shù)據(jù)庫進行整理，剔除缺失值和異常值，以獲得具有有效信息的出口樣本。研究所使用的被解釋變量和控制變量數(shù)據(jù)信息均來自于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。在對數(shù)據(jù)進行整理時，本文參考了聶輝華的整理方法：剔除了固定資產(chǎn)合計、資產(chǎn)合計、全年營業(yè)收入合計、本年折舊、員工數(shù)量、年應付工資總額、工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)銷售產(chǎn)值、開工時間和年份信息缺失的樣本。除此之外，還對企業(yè)員工數(shù)量小于8、固定資產(chǎn)合計和資產(chǎn)合計小于或等于0、工業(yè)銷售產(chǎn)值小于或等于0、全年營業(yè)收入小于5000和已經(jīng)注銷的企業(yè)進行剔除。在對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行整理的基礎上，分別使用企業(yè)名稱、企業(yè)電話和企業(yè)郵編為關鍵字段與海關數(shù)據(jù)庫進行匹配，獲得2000～2013年14期共563 409份樣本數(shù)據(jù)。

三、企業(yè)層面的中間品出口對企業(yè)工資的增長效應

（一）企業(yè)中間品出口規(guī)模對工資的增長效應的實證分析

為了驗證企業(yè)出口中間品對工資的增長效應，本文在參考包群和邵敏研究的基礎上，設定如下線性計量模型進行研究：

模型1中，i和t分別表示企業(yè)和年份，λt是時間固定效應，λi是個體固定效應，β0和εit分別為計量模型的截距項和隨機擾動項。被解釋變量lnwageit表示企業(yè)的工資水平，并用企業(yè)平均工資水平的對數(shù)形式進行回歸分析，解釋變量lnIGit是企業(yè)出口中間品的貿易額對數(shù)形式，CVit為計量模型的控制變量。在進行計量模型回歸時，除了虛擬控制變量和離散形式的控制變量之外，均采用變量的對數(shù)形式進行回歸分析。

對2000～2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)，使用混合最小二乘回歸和固定效應模型進行回歸，以考察企業(yè)出口中間品對企業(yè)層面勞動力工資水平的影響。如表1所示，（1）是根據(jù)混合最小二乘法計算的估計結果，解釋變量中間品出口額的系數(shù)在1%的水平上顯著；而（2）～（4）則對固定效應模型進行估計，通過控制年份效應和企業(yè)固定效應，剔除宏觀經(jīng)濟波動和企業(yè)異質性對企業(yè)平均工資水平的影響。結果表明中間品出口額在1%水平上顯著，回歸系數(shù)取值范圍一致，這意味著當企業(yè)中間品出口增長10%，將引起企業(yè)平均工資超過0.6%的增長。

表1 中間品出口對企業(yè)平均工資的初步檢驗

在初步回歸的基礎上，本文在基準回歸方程中通過引入控制變量，對企業(yè)所有制形式、企業(yè)是否有進口行為、企業(yè)是否為外商投資企業(yè)、企業(yè)存續(xù)時間等能夠影響企業(yè)平均工資的因素加以控制。如表1中模型（4）所示，企業(yè)中間品出口規(guī)模在1%水平上與企業(yè)平均工資水平顯著相關，當企業(yè)中間品出口增加10%時，企業(yè)平均工資水平將增長0.69%。基準回歸結果顯示，假設H1“企業(yè)中間品出口能夠促進企業(yè)平均工資增長”得到驗證。

（二）中間品出口對企業(yè)工資增長效應的機制分析

表2和表3報告了中間品出口通過促進企業(yè)產(chǎn)出、就業(yè)創(chuàng)造、產(chǎn)業(yè)整體生產(chǎn)率水平提高來推動企業(yè)平均工資水平提高的機制檢驗結果。表2中（1）的核心解釋變量和交互項均顯著，且系數(shù)為正。說明企業(yè)中間品出口規(guī)模擴張能夠通過促進產(chǎn)業(yè)整體產(chǎn)出水平來提高企業(yè)的工資水平。產(chǎn)業(yè)內整體產(chǎn)出水平的提高能夠通過改善產(chǎn)業(yè)中的平均收入水平促進工資水平的提高。出口促進中間品產(chǎn)出水平提高，隨著產(chǎn)業(yè)整體產(chǎn)出的擴張，勞動力需求曲線向外擴張，推動工資水平提高。據(jù)此，表2中（2）進一步在基準回歸中引入企業(yè)中間品出口規(guī)模和產(chǎn)業(yè)內勞動力數(shù)量的交互項進行回歸，對上述機制進行考察?；貧w結果顯示核心解釋變量和交互項均在1%水平上顯著為正，說明中間品出口促進了產(chǎn)業(yè)中對勞動力的需求，推動工資水平提高的機制得到驗證。而表2中（3）則在基準模型中引入企業(yè)中間品出口規(guī)模和產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率平均值的交互項，考察中間品出口是否通過促進產(chǎn)業(yè)整體生產(chǎn)率水平提高來推動企業(yè)平均工資水平增長。本文根據(jù)LP法計算全要素生產(chǎn)率，并在CIC-4產(chǎn)業(yè)中計算生產(chǎn)率均值，以此來構造企業(yè)中間品出口規(guī)模和產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率平均值的交互項。通過回歸系數(shù)分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)中間品出口和生產(chǎn)率的交互項的回歸系數(shù)在1%水平上顯著，據(jù)此可以判斷，企業(yè)中間品出口通過促進產(chǎn)業(yè)整體生產(chǎn)率提升進而推動企業(yè)的平均工資水平提高。企業(yè)中間品出口規(guī)模擴張能夠通過促進行業(yè)整體生產(chǎn)率平均水平提高來推動企業(yè)工資提高，由此Melitz所刻畫的Hopenhyan機制得到驗證。［8］

表2 機制檢驗回歸結果I

接下來考察企業(yè)中間品出口是否能夠通過“收入效應”和“利潤分享”促進企業(yè)平均工資增長。表3中（1）和（2）分別報告了在基準模型中引入企業(yè)平均主營業(yè)務收入與企業(yè)中間品出口規(guī)模交互項、企業(yè)平均利潤與企業(yè)中間品出口規(guī)模交互項的實證研究回歸結果。根據(jù)（1）和（3）報告的回歸結果，企業(yè)平均主營業(yè)務收入與企業(yè)中間品出口規(guī)模交互項、企業(yè)平均利潤與企業(yè)中間品出口規(guī)模交互項的估計系數(shù)在1%水平上顯著，證明企業(yè)中間品出口能夠通過“收入效應”機制和“利潤分享”機制促進企業(yè)平均工資提升?！笆杖胄睓C制和“利潤分享”機制成立間接說明了本文關于公平工資理論假設成立。而（2）和（4）分別在基準回歸中引入CIC-4產(chǎn)業(yè)層面主營業(yè)務收入均值與企業(yè)中間品出口規(guī)模的交互項、CIC-4產(chǎn)業(yè)層面利潤總額均值與企業(yè)中間品出口規(guī)模的交互項，以期考察中間品出口能否通過外溢效應促進產(chǎn)業(yè)平均收入水平和利潤水平提高來推動企業(yè)平均工資水平增長。表3中（2）報告的估計結果說明，企業(yè)中間品出口能夠通過促進產(chǎn)業(yè)平均營收水平來推動工資增長；（4）的估計結果顯示交互項系數(shù)估計值在1%水平上顯著為正，證明了企業(yè)中間品出口規(guī)模擴張能夠通過促進產(chǎn)業(yè)層面整體利潤提高，進而通過“利潤分享”機制推動企業(yè)工資水平提高。

表3 機制檢驗回歸結果II

四、中間品出口對企業(yè)平均工資的非對稱增長效應

（一）不平衡增長效應——非線性關系的初步檢驗

在估計了企業(yè)中間品出口和企業(yè)平均工資的對數(shù)的線性關系基礎上，進一步討論兩者之間是否存在非線性關系。本文在計量模型（1）的解釋變量中引入企業(yè)中間品出口額對數(shù)的平方項ln IG2，探究企業(yè)中間品出口與企業(yè)平均工資之間是否存在倒U型關系。據(jù)此我們構建如下計量回歸方程：

表4報告了計量估計結果，通過比較可以看出，ln IG和ln IG2的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著，且模型中核心解釋變量系數(shù)估計值取值范圍基本一致。表4中（1）和（2）為POLS的估計結果；（3）和（4）對時間固定效應和企業(yè)個體固定效應進行控制，使用固定效應模型進行估計；此外，（2）和（4）在基準回歸中引入了被解釋變量的一階滯后項，以期使用動態(tài)模型考察企業(yè)平均工資水平的決定。根據(jù)表4中（1）～（4）的回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)中間品出口和企業(yè)平均工資之間并未呈現(xiàn)倒U型關系，但計量估計結果顯示中間品出口與企業(yè)平均工資之間的非線性關系存在。

表4 中間品出口和工資的非線性關系檢驗

（二）中間品出口對企業(yè)工資的非對稱增長效應——企業(yè)層面的實證分析

混合最小二乘模型和固定效應模型著重考察解釋變量對被解釋變量企業(yè)平均工資的條件期望的影響，即ln IG對E（ln wage｜ln IG）所刻畫的集中趨勢的影響。最小二乘法基于隨機擾動項的正態(tài)分布的基本假定，如果被解釋變量的分布是非對稱的，那么最小二乘估計容易受到離群值的影響而有偏。要考察中間品出口對企業(yè)工資的非對稱增長效應，就需要考慮中間品出口對企業(yè)平均工資條件期望分布的全貌的影響。為此進一步使用分位數(shù)回歸所采取的最小絕對離差估計方法進一步驗證中間品出口對企業(yè)工資的非對稱增長效應。設定如下面板分位數(shù)回歸模型：

計量模型（3）中Qχ（lnwageit｜lnIGit）為企業(yè)平均工資對數(shù)的總體條件分布的χ分位數(shù)，本文模型假定其為InIGit的線性函數(shù)，βγ是解釋變量的χ分位系數(shù)，CVit是控制變量。與前文分析選取的控制變量一致，模型對企業(yè)年齡、企業(yè)所有制成分、企業(yè)的進口行為、企業(yè)外資占比進行控制。通過λt和λi控制年份趨勢和企業(yè)個體特征，μit是模型的隨機擾動項。

選取企業(yè)平均工資對數(shù)的10分位、25分位、50分位、75分位和90分位值作為被解釋變量，表5報告了企業(yè)中間品出口額對數(shù)和企業(yè)平均工資對數(shù)的面板分位數(shù)回歸結果。從表5中（1）～（5）的回歸結果可以看出解釋變量的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著，企業(yè)中間品出口對不同分位水平企業(yè)的工資均具有顯著的促進作用；通過比較估計系數(shù)可以看出，（1）～（5）的被解釋變量的估計系數(shù)呈先變小后增大的趨勢?；趯嵶C研究結果，驗證了假設H2：中間品出口對企業(yè)平均工資的影響是非對稱的。一方面，中間品出口能夠促進低工資水平企業(yè)平均工資水平快速上漲，縮小高低分位企業(yè)間的工資差距；另一方面，中間品出口對高平均工資水平企業(yè)的促進作用相對較強，這可能會擴大高平均工資企業(yè)和中等平均工資企業(yè)之間的差距。此外，中間品出口對中等分位水平企業(yè)的工資具有顯著的促進作用，所以尚無法判斷中間品出口如何影響企業(yè)間的工資差距，假設H3有待進一步探究。

表5 中間品出口規(guī)模與企業(yè)平均工資的面板分位數(shù)回歸結果

五、中間品出口對企業(yè)工資差距的影響

（一）模型設定

在產(chǎn)業(yè)層面研究的過程中，使用企業(yè)間工資差距的各類指標作為衡量中間品出口對企業(yè)非對稱增長效應（效果）強弱的代理變量。借鑒Amiti等學者的研究，在產(chǎn)業(yè)層面構建如下計量模型進一步探究中間品出口對工資差距的影響［7］：

模型（4）中i和t分別表示產(chǎn)業(yè)和年份；被解釋變量Inequility為產(chǎn)業(yè)內部工資差距程度，本文選取產(chǎn)業(yè)內部企業(yè)平均工資分位數(shù)差、產(chǎn)業(yè)內部平均工資標準差和產(chǎn)業(yè)層面泰爾指數(shù)（Theil Index）作為衡量產(chǎn)業(yè)內部工資差距的代理變量。解釋變量IG為行業(yè)層面中間品出口指標；CV是行業(yè)層面的控制變量；λt和λi分別為年份固定效應和行業(yè)固定效應；εit為模型的隨機擾動項。

模型（4）在產(chǎn)業(yè)層面選取控制變量，分別對產(chǎn)業(yè)競爭程度、產(chǎn)業(yè)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率水平差異和外商投資水平進行控制。其中，選取產(chǎn)業(yè)內企業(yè)數(shù)量對數(shù)值作為衡量企業(yè)市場競爭程度的代理變量；選取產(chǎn)業(yè)內部全要素生產(chǎn)率75分位數(shù)和25分位數(shù)的差值作為衡量產(chǎn)業(yè)內部生產(chǎn)率差異的代理變量；選取具有外商資本的企業(yè)數(shù)量占行業(yè)總體企業(yè)數(shù)量的比重來衡量行業(yè)層面的吸收外商投資程度。除此之外，本文還在模型中使用產(chǎn)業(yè)內勞動力數(shù)量對產(chǎn)業(yè)規(guī)模進行控制，以期消除行業(yè)規(guī)模特征對核心解釋變量估計系數(shù)的潛在影響。

（二）中間品出口對企業(yè)工資差距的實證分析

表6報告了中間品出口對企業(yè)工資差距的實證結果，（1）～（4）的回歸分別使用CIC-4位產(chǎn)業(yè)內部企業(yè)平均工資對數(shù)的99-1分位數(shù)差、95-5分位數(shù)差和90-10分位數(shù)差、75-25分位數(shù)差作為衡量產(chǎn)業(yè)內部工資差距的被解釋變量，用產(chǎn)業(yè)層面中間品出口總額對數(shù)值作為核心解釋變量。表6中（1）、（2）和（4）的解釋變量回歸系數(shù)不顯著。說明產(chǎn)業(yè)層面中間品出口規(guī)模擴張對擴大企業(yè)工資極端值的差距、頂部和底部工資水平差距、以及高水平和低水平工資差距的作用效果并不顯著；而（5）以產(chǎn)業(yè)內部工資的標準差為解釋變量，核心解釋變量ln sector IG的估計系數(shù)在1%水平上顯著，說明企業(yè)層面中間品出口規(guī)模越大，產(chǎn)業(yè)內部企業(yè)工資離散程度越高，也就意味著產(chǎn)業(yè)內工資差距程度越高；回歸（6）以產(chǎn)業(yè)層面企業(yè)工資的泰爾指數(shù)為被解釋變量，ln sector IG的估計系數(shù)顯著為正，說明產(chǎn)業(yè)中間品出口規(guī)模擴張能夠加劇產(chǎn)業(yè)內部工資差距。在產(chǎn)業(yè)層面對中間品出口規(guī)模和產(chǎn)業(yè)內部企業(yè)工資差距的實證結果，進一步驗證了關于“中間品出口對企業(yè)工資的增長效應是非對稱的”假設，并在一定程度上解答了前文實證分析未能有效驗證的猜想——中間品出口對工資的非對稱增長效應加劇了產(chǎn)業(yè)內部企業(yè)間的工資差距。

表6 中間品出口規(guī)模與工資差距的基準回歸結果

表7報告了產(chǎn)業(yè)內部企業(yè)中間品出口額中位數(shù)對數(shù)和產(chǎn)業(yè)內部工資差距關系的實證回歸結果。可以看出表7中（1）～（6）的解釋變量估計系數(shù)均在不同程度上顯著，說明產(chǎn)業(yè)內中間品出口中位值水平的提升加劇了企業(yè)間收入不平等現(xiàn)象。這意味著，產(chǎn)業(yè)整體中間品出口能力提升能夠擴大產(chǎn)業(yè)內部的工資收入不平等，假設H3得到進一步驗證。

表7 中間品出口規(guī)模與工資差距的實證研究結果

六、結 語

本研究分別從企業(yè)和產(chǎn)業(yè)兩個層面考察了中間品出口對企業(yè)平均工資的影響，得出如下結論：在企業(yè)層面，實證研究發(fā)現(xiàn)中間品出口能夠顯著促進企業(yè)平均工資的增長，但中間品出口帶來的企業(yè)工資增長效應是非對稱的?？傮w來看，企業(yè)中間品出口對于具有較高和較低工資水平企業(yè)的促進作用更為顯著，但對于中等工資水平企業(yè)的促進作用并不明顯。產(chǎn)業(yè)層面的研究驗證了中間品出口對企業(yè)平均工資的非對稱增長效應存在，并發(fā)現(xiàn)這種非對稱增長效應在一定程度上造成了產(chǎn)業(yè)內工資差距現(xiàn)象。

通過對企業(yè)中間品出口引發(fā)工資非對稱增長效應進行全面的刻畫，本文研究結論具有以下啟示：一是要以開放促就業(yè)，進一步降低中間品出口壁壘，完善中間品市場效率，促進中國中間品貿易提速發(fā)展。通過打造開放、活躍的中間品市場，促進制造業(yè)企業(yè)績效和企業(yè)生命力快速提升，激發(fā)制造業(yè)勞動力市場活力，提升制造業(yè)勞動力收入水平。二是要以開放促改革，完善中間品市場結構，推動中間品生產(chǎn)企業(yè)在市場機制下創(chuàng)新多元化、多維度的全球價值鏈攀升路徑，培育科技型勞動力市場，引導勞動力流向高端制造行業(yè)，吸收全球知識資本和科技資源的溢出效應，倒逼內部產(chǎn)業(yè)結構的進一步優(yōu)化。