貿易自由化、技術進步與行業內工資不平等
——基于中國工業企業數據的分析

李 佳 湯 毅

一、引 言

國際貿易與收入分配問題一直是學術界熱議的話題。根據傳統貿易理論 Heckser-Ohlin模型的預測(Stolper-Samuelson定理)，國際貿易會提高一國或地區相對豐裕要素的相對價格而降低其相對稀缺要素的相對價格，從而提高相對豐裕要素所有者的收入而降低相對稀缺要素所有者的收入。對于發展中國家來說，勞動力資源相對豐裕，而資本相對稀缺，所以國際貿易理應提高勞動者的收入而降低資本所有者的收入，從而縮小收入差距。

但事實上，作為全球最大的發展中國家，我國一方面加速融入全球化，積極參與國際分工與貿易，貿易自由化程度逐步加大，貿易規模從改革開放初的幾百億美元迅速增長到近年來的超過 4萬億美元，成為全球最大的貿易國以及全球吸引外商直接投資和對外直接投資最多的國家之一。另一方面，我國國內的收入分配狀況也出現了明顯不均衡的趨勢，在改革開放前，我國一直是世界上收入相對平均的國家，基尼系數長期保持在 0.3以下，而自上世紀 80年代以來，收入分配差距不斷拉大，基尼系數穩步上升，在 2008年達到歷史最高點 0.491，而后一直保持在 0.4以上，超過了國際警戒線，成為全球收入差距較為嚴重的國家。

這種現實與傳統貿易理論相違背的現象，促使學者們紛紛對此展開了研究。現階段，我國經濟發展由長期高速增長轉為中高速增長，經濟結構處于轉型與調整期，若國民收入分配狀況惡化，可能會造成各種社會問題，引起社會對公平公正的質疑，激發社會矛盾。并且，國民經濟中嚴重的收入分配不平等反過來也會制約經濟的增長，影響社會福利提升。在此背景下，研究我國的收入分配問題具有明確的現實意義與政策意義。

工資不平等作為收入不平等的重要組成部分，長期以來備受關注。學術界的諸多文獻表明，工資不平等主要體現在相同行業內的企業之間，或者企業內部，而非不同行業之間。Davis等(1991)、Faggio等(2010)分別通過美國制造業和英國服務業的數據研究發現，相同行業內企業間的工資差距構成了整體工資不平等的絕大部分。Lee(2017)通過韓國制造業部門 1980—2012年的數據也發現了同樣的事實。更精確地，Barth等(2011)發現 1997—2002年間美國收入不平等的 70%來自企業之間，而 Helpman等(2017)研究發現1986—1998年間巴西的工資不平等大約有2/3來源于行業內部，而這其中的大部分來源于企業與企業之間的工資差距。

對于貿易與工資不平等，Goldberg和 Pavnick(2007)對既有文獻進行梳理后發現，無論對發達國家還是發展中國家，貿易自由化均會擴大工資不平等①陳勇兵等(2016)基于異質性企業的框架，對貿易自由化的福利效應也作了較為詳細的梳理和介紹。。Helpman等(2010)構建理論模型得出了貿易自由化與行業內工資不平等存在倒U型關系，即貿易自由化先是在一定程度上加大工資不平等，而超過一定程度之后，貿易自由化又會減小行業內工資不平等。Grossman和Helpman(2018)將企業與工人的異質性同時加入到一個內生創新模型，探討了經濟增長、貿易與不平等之間的相互關系。他們發現貿易會擴大國家內部的收入不平等。關于中國問題的研究，戴楓(2005)采用 Granger因果檢驗考察了中國貿易自由化與收入不平等之間的關系，發現中國收入差距的擴大與貿易自由化之間存在長期穩定的關系。Xu和 Li(2008)將中國日益擴大的工資差距歸因于對技能勞動力需求的增加，他們使用 1998—2000年間的工業企業數據研究了對外貿易和 FDI這兩種因素對中國工資差距的影響，發現出口貿易顯著擴大了工資不平等。Chen等(2011)檢驗了外商直接投資與企業間工資不平等之間的關系，發現港澳臺資企業和外資企業存在明顯的工資溢價。張世偉和呂世斌(2013)建立了一個貼近發展中國家經濟現實的理論模型，分析了貿易自由化和技術進步對發展中國家工資不平等的影響，他們發現貿易開放引致的技術進步效應會導致工資不平等加大，而價格效應卻會導致工資不平等減小。李清如等(2014)使用中國制造業數據，也發現貿易自由化可以減小行業內的工資差距，但他們沒有考慮技術進步的影響，存在嚴重的遺漏變量偏差。張杰和陳志遠(2015)采用 2004年經濟普查數據，從行業和企業兩個層面研究了出口與工資不平等的關系及影響機制，發現出口密集度的增加顯著減小了工資不平等，當然，他們的研究只用了截面數據，存在較強的內生性問題。張先鋒(2015)等基于消費異質性的視角，同樣發現了貿易自由化擴大了制造業的技能溢價。單希彥(2018)從中間品貿易的角度出發，發現進口貿易與出口貿易對我國制造業行業的相對工資差距產生了顯著的正向影響，不過文章并沒有考慮最終品貿易的情況。

本文與以往研究的不同和創新點主要在于兩個方面：一是，已往的文獻從貿易的角度研究工資不平等，更多的是考慮貿易開放(包括進口貿易與出口貿易)，但貿易開放屬于總量概念，無法準確度量各個行業所受貿易自由化過程的影響，而本文通過研究最終品關稅與中間投入品關稅來衡量貿易自由化，考察貿易自由化對行業內企業之間工資不平等的影響。二是，前人的研究文獻忽視了技術進步在貿易影響工資不平等中的作用，但眾所周知，國際貿易引致的技術進步，在促進貿易國經濟增長的同時，也會對收入分配產生重要的影響(例如Berman等(1988)、Autor等(2008)研究表明，貿易自由化所導致的偏向技能型技術進步能解釋很大程度上的工資不平等)，本文將技術進步也納入影響因素。

本文通過 1998—2007年中國工業企業數據，同時考察貿易自由化與技術進步對行業內企業之間工資不平等的影響，在控制了行業的出口開放度、行業的國企壟斷程度、行業的私有化程度以及外資開放度等多種因素之后，研究發現，不論是以最終品關稅還是以中間投入品關稅來衡量，貿易自由化都顯著減小了我國制造業行業內的工資不平等，而偏向型技術進步顯著加大了行業內的工資不平等。在采用不同的計量方法與替代性指標進行實證分析之后，本文的基本結論依然穩健。

二、數據來源與計量模型

（一）數據來源

1.關稅數據

本文用以衡量貿易自由化程度的關稅數據，主要來源于世界整合貿易解決方案數據庫(World Integrated Trade Solution，WITS)。我們首先從WITS數據庫中選取國際標準產業分類 ISIC(Rev.3)四位碼行業相應年份的數據，而后再依據中國國民經濟行業分類匹配到CIC四位碼行業，最后再加總到兩位碼行業。

前面得到了最終品關稅數據，本文依照 Amiti 和 Konings(2007)等文獻的做法，依照公式(1)來計算中間投入品關稅：

上式中，i nputtariffit代表行業i在t年的中間品關稅，o utputtariffjt代表行業 j在t年的最終品關稅。權重θij代表行業i的用于行業j生產的中間投入，數據來源于2002年的投入產出表。

2.中國工業企業數據

本文采用的企業層面的數據選自于國家統計局構建的 1998—2007年中國工業企業數據庫①雖然工企數據庫更新到了 2013年，但由于 2008—2013年缺失本文所需的相關指標(包括增加值、中間投入、勞動成本等重要信息)，本文采用現有文獻通用做法，僅使用1998—2007年的樣本數據。。由于工企數據面臨諸種問題(聶輝華等，2012)，本文主要根據 Brandt等(2012)的方法對數據庫進行匹配，并按照謝千里等(2008)的方法，剔除了財務指標缺失或為零、就業人數和固定資產凈值為負、就業人數少于8的樣本，以及非制造業行業的樣本。同時本文也剔除了西藏的樣本②一方面，西藏的制造業樣本太少；另一方面，在進行價格指數平減時，會發現西藏并沒有給出其工業品出廠價格指數。。

本文采用現有文獻的通用做法，產出以工業增加值衡量，勞動投入以就業人數衡量，資本投入以固定資產凈值衡量。企業層面的工業增加值、工業總產出以及中間投入品數據使用以 1998年為基期的各省份的工業品出廠價格指數進行平減，資本投入使用各省份的固定資產價格指數進行平減。本文的投資數據依照永續盤存法來計算，即：

關于折舊率δ的選取，現有研究使用了不同的數值，本文通過折中的方法，采取10%的折舊率來計算③對本文的研究來說，不同的折舊率并不會影響本文的基本結果。。

（二）計量模型

本文參照李清如等(2014)構建如下的計量模型：

其中，i代表制造業兩位碼行業，t代表年份。iqit代表行業內不同企業之間的工資不平等，本文借鑒現有文獻通常的做法，采用基尼系數來衡量(還有一種通用的做法，采用變異系數來衡量，本文用以作為穩健性檢驗)，定義如下：

其中，nit表示行業中企業數目，f代表行業內企業工資由低到高的順序，wfit表示企業平均工資。同理，可以定義行業內企業工資的變異系數：

tariffit表示兩位碼行業的最終品關稅或中間投入品關稅，用以衡量行業的貿易自由化水平，一般說來，關稅降低，代表貿易自由化程度的提高。后文我們同樣采用了行業的出口密集度 exintit來衡量貿易自由化程度。在本文的識別策略中，隱含的假定是關稅外生，這里我們采用 Brandt等(2017)的做法，他們發現中國制造業部門不同行業的關稅趨于一致地下降，從而假定關稅外生。通常來講，中國的關稅減免是由加入 WTO的協議決定，這在加入 WTO之前的較早時期就已確定，而且對于單個企業或單個行業，貿易體制的變化在很大程度上都是外生的。lntfpit代表技術進步，以行業層面的全要素生產率來衡量，本文先通過OP方法(Olley和Pakes，1996)①OP方法為半參數方法，即將函數形式的估計與非參數估計結合起來，用以解決生產率估計中出現的聯立性偏差與選擇性偏差。來測算單個企業的全要素生產率，然后加總到行業層面。由于缺乏有效的度量偏向型技術進步的指標，本文參照現有文獻的做法，采用全要素生產率來替代偏向型技術進步。Xit代表行業層面的控制變量，包括行業內出口企業的比重expit，用以度量行業的出口導向程度。H MTit和foreignit分別表示港澳臺資和外資企業，用以度量行業的外資開放度。δi表示行業層面的固定效應，用以捕捉行業層面不隨時間變化的變量。ηt表示年份固定效應，剔除時間趨勢對估計結果的影響。εit為誤差項。

根據 Melitz(2003)的異質性企業理論，貿易自由化會優化行業內的資源配置，即貿易自由化帶來的競爭效應使得行業內企業的生存門檻提高，高效率的企業繼續留在市場，而低效率的企業退出市場，從而全行業的平均生產率得以提升。我們知道，勞動者工資水平直接取決于其生產率，換言之，高生產率企業支付較高的工資，而低生產率企業支付較低的工資，貿易自由化促使行業內企業“優勝劣汰”，即支付更高工資的高效率企業繼續存活于市場，而支付更低工資的低效率企業退出市場，從而貿易自由化減小了行業內的工資差距。因此，我們預期模型(3)中系數β1小于0。

學術界對技術進步的偏向性進行了廣泛而深入的討論，已經形成基本共識，即技術進步會增加技能勞動力要素的相對需求，提高技能勞動力的議價能力，從而會相對提高技能勞動力的平均工資而降低非技能勞動力的平均工資，導致工資不平等的產生。于是，在考察國際貿易對工資不平等的影響時，需要控制住行業的偏向型技術進步，否則會產生遺漏變量偏差。我們預期計量模型(3)中系數β2大于0，這是因為技術進步本身會偏向于技能密集型企業，從而提高技能勞動力密集型企業的平均工資，相對降低非技能勞動力密集型企業的平均工資。一般來說，技能密集型企業的平均工資要高于非技能密集型企業的平均工資，因而技能偏向型技術進步擴大了行業內企業之間的工資差距。

三、實證分析

（一）描述性分析

在對計量模型(3)進行實證檢驗之前，我們先對本文實證所需的主要變量進行描述性分析，如表1，其中各種變量的定義參見前文。

表1 主要變量的描述性統計

同樣，在進行實證分析之前，我們先觀察一下各個行業的貿易自由化程度(以關稅度量)與基尼系數的相關關系，如圖1與圖2。從圖中，我們可以清晰地發現，不論是最終品關稅還是中間品關稅，都與基尼系數存在明確的正相關關系，換言之，貿易自由化與工資不平等存在明顯的負相關關系。當然，相關關系并不能代表因果關系，接下來，我們就用嚴格的實證分析來檢驗貿易自由化與行業內工資不平等之間的因果關系。

圖1 最終品關稅與基尼系數的散點圖

圖2 中間品關稅與基尼系數的散點圖

（二）回歸結果

1.普通最小二乘法

我們首先對模型(3)進行普通最小二乘法回歸，回歸結果如表2。第(1)列是用最終品關稅來衡量貿易自由化的估計結果，第(2)列是用中間投入品關稅來衡量貿易自由化的估計結果，第(3)列同時采用了最終品關稅與中間投入品關稅來衡量貿易自由化，表中各列同時控制了技術進步、出口導向程度、港澳臺資開放度以及外資開放度。通過第(1)列可以看出，在控制了其他變量之后，最終品關稅與基尼系數存在顯著的正相關，也就是說，當最終品關稅降低，貿易自由化程度提高之后，行業內的工資不平等顯著減小。通過第(2)列可以看出，以中間投入品關稅衡量貿易自由化，在控制其他變量之后，貿易自由化也顯著減小了行業內的工資不平等。在同時加入最終品關稅與中間投入品關稅之后(第(3)列)，最終品關稅依然顯著為正，但中間投入品關稅變得不顯著，并且符號出現了反向，這是因為最終品關稅與中間投入品關稅之間呈現明顯的共線性，通過數據分析可知，兩者的相關度高達90%以上。

從表2中第三行可以看出，技術進步前面的系數在各列中都顯著為正，這說明在控制其他因素不變的情況下，技術進步會顯著加大行業內的工資不平等。正如前文所述，技術進步一般表現為偏向技能勞動力，本文根據現有文獻的通用做法，直接采用全要素生產率來度量這種技能偏向型技術進步。由于這種偏向型技術進步會提高行業內技能密集型企業的平均工資，而相應地降低行業內非技能密集型企業的平均工資，故其擴大了行業內的工資差距。

表2 貿易自由化與基尼系數：OLS的回歸結果

表中第四行出口導向程度 exp在各列中都顯著為負，這說明行業中出口企業的比重越大，出口導向程度越高，行業內企業之間的工資不平等越低，這也與現有文獻的研究結果保持一致，即出口會顯著減小行業內的工資不平等。在接下來的各行中，我們可以發現，行業中港澳臺資與外資企業比重越高，行業的工資不平等相對越大，但回歸系數并不顯著。

由于表2只采用了普通最小二乘法回歸，而OLS的前提假設條件過于嚴格，既沒有控制時間趨勢變量，又沒有控制每個行業的不隨時間可變的遺漏變量，存在很強的內生性，即遺漏變量偏差。所以，本文接下來采用雙向固定效應來對模型(3)進行回歸檢驗。

2.固定效應模型

表3給出了使用固定效應對模型(3)的估計結果，表中各列同時控制了時間固定效應與行業固定效應。第一行與第二行前面的估計系數都顯著為正，這說明，不論是以最終品關稅還是以中間投入品關稅來衡量貿易自由化，在控制了其他各種變量之后，貿易自由化都顯著減小了行業內的工資不平等，這與OLS的估計結果一致。具體地，當最終品關稅降低 1%，或者中間投入品關稅降低 1%，行業的工資不平等會相應地減小 0.2%、0.3%。在第三列中，我們可以看出，即使同時控制了最終品關稅與中間投入品關稅，兩者前面的估計系數都顯著為正。表3中第三行技術進步前面的系數在各列中都顯著為正，這說明在控制了其他變量之后，偏向型技術進步會顯著加大行業內的工資不平等，這與現有理論保持了一致，同時也佐證了我們的觀點，在研究貿易自由化對工資不平等的影響時，遺漏技術進步變量會產生嚴重的估計偏誤。同樣地，在控制了其他影響因素之后，出口導向程度會顯著減小行業內的工資不平等。行業中港澳臺資企業比重越高，行業的工資不平等程度越高，而行業中外資企業比重越高，行業的工資不平等程度越低。

表3 貿易自由化與基尼系數：固定效應的回歸結果

通過表3的結果，我們可以總結出，伴隨著貿易自由化程度的提高，我國制造業行業的工資不平等現象得以緩解，這說明我國多年來的貿易開放，確實帶來了積極的收入分配效應。同時，偏向型技術進步會惡化行業的工資不平等，這說明我國需要繼續加大對勞動者教育培訓的力度，努力提高行業中技能勞動力的比重，這也會間接地降低我國收入不平等的程度，改善國民的收入分配狀況。

（三）機制驗證

前文我們從行業層面探討了貿易自由化與技術進步對行業內工資不平等的影響，實證結果表明，貿易自由化能夠顯著減小行業內的工資不平等，而技術進步卻顯著加大了行業內的工資不平等。接下來，我們從企業層面來考察貿易自由化與技術進步對工資不平等的影響機制。表4給出了使用企業數據進行分位數回歸的估計結果。區別于前文，表4中的因變量改成了企業的平均工資(即工資總額除以就業人數)的自然對數，度量貿易自由化的關稅與度量技術進步的全要素生產率為核心解釋變量。在表4Panel A中，我們使用最終品關稅來衡量貿易自由化，而在Panel B中，我們使用中間投入品關稅來衡量貿易自由化。

表4 分位數回歸結果

本文在回歸中考慮了對數工資的10分位至90分位，回歸結果如表4。我們發現，在Panel A和Panel B中，關稅前面的各分位系數均在1%的水平下顯著，并且，在前面六個分位數中，關稅前面的估計系數都顯著為負，而在后面三個分位數中，關稅前面的估計系數轉為正數，這說明，貿易自由化會顯著提高低工資企業的工資水平而降低高工資企業的工資水平。我們通過關稅各分位數系數相等的 F檢驗，發現各分位數之間存在顯著差異。由此可以看出，不同工資水平的企業參與國際貿易所獲得的利益是不均等的，而且貿易自由化主要通過提高低工資企業的工資而降低高工資企業的工資來減小行業內的工資不平等。

在表4的Panel A和Panel B中，全要素生產率前面的估計系數都顯著為正，并且隨著分位數增加，估計系數越來越大。同樣地，F檢驗發現各分位數的估計系數存在顯著的差異。這說明，技術進步對不同工資水平的企業的影響不一致，具體地，技術進步會提高企業的平均工資，并且相比于低工資企業，技術進步會更有利于高工資企業的工資水平的提高。因此，技術進步擴大了行業內的工資差距。

四、穩健性檢驗

在本小節中，我們采用各種穩健性檢驗對本文的基本結論進行檢驗。具體地，我們首先采用變異系數來替代前文的基尼系數，用以衡量行業內企業之間的工資不平等；然后，我們采用行業的出口密集度替代前文的關稅指標，用以衡量行業的貿易自由化程度①在本文的穩健性檢驗中，我們同樣通過分位數回歸進行了機制驗證，回歸結果同表4類似，限于篇幅，本文沒有列出。需要的讀者請與作者聯系。。

（一）采用變異系數來衡量行業內的工資不平等

表5為采用行業的變異系數來衡量行業的工資不平等，并對模型(3)使用雙向固定效應模型的估計結果②采用普通最小二乘法的估計結果類似，為了節省篇幅，本文不予報告，需要的讀者請與作者聯系。。與前文類似，通過對比表3與表5，不論是以最終品關稅還是以中間投入品關稅來衡量貿易自由化，貿易自由化都顯著減小了行業內的工資不平等，只是估計系數相對有所增大。具體地，當最終品關稅降低 1%或中間投入品關稅降低1%，行業內的工資不平等會相應地降低2.8%、2.5%。而且，技術進步仍然顯著加大了行業的工資不平等，出口導向程度顯著減小了行業的工資不平等。通過表5可以看出，采用不同指標來衡量行業內的工資不平等，并不影響本文的基本結論。

表5 貿易自由化與變異系數：固定效應的回歸結果

（二）以出口密集度來衡量貿易自由化

接下來，我們采用出口密集度來替代關稅指標衡量貿易自由化，并對模型(3)進行估計。其中，企業層面的出口密集度以企業的出口交貨值與工業銷售產值之比來衡量，行業層面的出口密集度通過加權平均得到，我們使用企業的銷售額作為權重①我們同時采用就業人數作為權重來計算行業層面的出口密集度，估計結果仍然一致。。表6給出了相應的估計結果，其中奇數列采用基尼系數來衡量行業內的工資不平等，偶數列采用變異系數來衡量行業內的工資不平等。第(1)列與第(2)列沒有控制時間固定效應與行業固定效應，而第(3)列與第(4)列同時控制了時間固定效應與行業固定效應。從表中可以發現，不論是采用基尼系數還是變異系數，出口密集度都會顯著減小行業的工資不平等。從表6中也可以看出，在控制了其他變量之后，技術進步會顯著地加大行業的工資不平等。其他控制變量估計結果類似。表6的回歸結果與前文的基本結論仍然保持一致。

表6 出口密集度對工資不平等的影響

續表6

五、結論及政策建議

改革開放以來，國際貿易已成為我國經濟增長的重要推動力，在深入全球化、積極參與國際分工的同時，我國貿易規模急劇擴大，貿易自由化程度顯著提高。數據顯示，我國關稅總水平從1992年的接近40%下降到2010年的9.8%，其中，工業品平均關稅率已降到了 8.9%。國際貿易在促進我國經濟增長的同時，也對我國的收入分配產生了重要影響，本文通過使用1998—2007年的中國工業企業數據，實證檢驗了貿易自由化對制造業行業內工資不平等的影響，同時，區別于以往文獻，我們考察了技術進步對行業內工資不平等的作用。本文實證結果表明，在控制了其他相應變量之后，不論是以最終品關稅還是以中間投入品關稅來衡量貿易自由化，貿易自由化都顯著減小了行業內的工資不平等。在已解決了聯立性偏差與選擇性偏差的 OP方法計算的全要素生產率來代表技術進步之后，我們發現，技術進步顯著地加大了行業內的工資不平等，作用效果剛好與貿易自由化程度相反，這正說明了現有關于國際貿易與收入分配的相關文獻并未取得一致性結論的部分原因。在采用替代指標與不同回歸方法進行穩健性檢驗之后，本文的基本結論依然成立。

本文的政策建議包括以下幾個方面：第一，我國應當繼續加大貿易開放力度，提高貿易自由化水平，要更深度地融入國際分工體系，合理地利用全球化帶來的好處，改善收入分配體系，推動社會公平公正有效地前進。第二，在當前我國強調產業升級與結構調整的過程中，政府需要注重研發的投入，優化市場的激勵機制與競爭環境，從而促進企業自主創新，提高整個國家的創新水平。第三，目前，我國依然是勞動密集型的發展中國家，伴隨著國家創新驅動戰略和產業轉型，政府和企業需要更注重對勞動者技能的培訓，提高勞動者整體技能水平，逐步使我國的對外加工貿易從全球價值鏈低端向高端轉移，從而改善收入分配狀況。