出口会导致工资溢价吗？

出口会导致工资溢价吗？ 出口会导致工资溢价吗, 2014年11月国际商务研究Nov.2υ14 GUOJI SHANGWU YANJIU 瞅瞅稳脚阴阳嘟嘟嘟瞅出口会导致王资溢价吗?赵瑞丽l王松20.复旦大学经济学院，上海200础3;2.上海对外经贸大学国际经贸学院，上海201600) 摘要:本文利用世界银行公布的2004年中国120个城市的企业调查数据，采用倾向得分配对方法，在控制企业出口和工资的内生性问题基础上用平均处理效应来考察出口是否存在工资溢价，结采发现出口企业的工资显著高于非出口企业。我们分所有权、地区、变换配对方法对该结果进行检验，发现在用不同配对方法以及控制了地区效应之后该结采仍然显著，企业所有权对出口工资溢价有重妥影响。本文的研究支持了出口工资溢价的结论，这说明出口改善了员工福利，与现有国内的一些研究结采不同。这意味着出口与企业员工收入的关系仍需进一步的研究。关键词:出 口;工资;倾向分数配对法中图分类号F720文献标识码A文章编号1006一1894(2014) 06-0015一11、引言贸易对工资的影响一直是国际贸易领域研究的热点话题，无论是理论还是实证都涌现出了大量的文献。新古典贸易理论和产业内贸易理论都假定劳动力是同质性的，从国家水平或部门水平以要素禀赋理论探讨贸易对工资的影响，然而这些理论都不能解释现实中企业和劳动力异质性带来的工资差异。近年来，一些学者通过在劳动力市场寻|入搜寻匹配理论、议价、租金分享、效率工资、市场摩擦等理论为理解贸易对劳动力工资的影响机制提供了新的视角。Helpman、Itskhoki和Redding(2008)[1] 在异质性企业模型下将搜寻匹配理论引入模型中，该理论假定工人事前是同质的，每个企业都设定最低能力底限，只有能力超过最低标准的工人才能进入企业。结果生产率较高的企业搜寻了更多工人，能力要求也更高，工资水平也更高。随着出口成本的下降，出口企业会出口更多产品，收益增加，进而利润增加，工人的工资上涨，出口导致工资增加。Davis和Harrigan(2007) [2]将效率工资引入异质性模型，从另外一个角度解释了贸易如何导致工资的增加。企业的出口与工人的努力有关，如果出口增加，企业会增加效率工资进而促进出口oAmiti和Davis(2008)[:l]从公收稿日期2013-11-040基金项目:国家自科基金项目(项目编号:71273167)、教育部人文社科项目(项目编号:09YJCZH074)、上海市教委项目(项目编号10YS168)和 上海地方高校大文科研究生学术新人培育项目。本文作者感谢孙楚仁研究员的指导，并感谢沈雅婿的助研工作。作者简介:赵瑞丽，女，博士，复旦大学经济学院，研究方向:异质性企业贸易理论与实证;王松，男，硕士，上海对外经贸 大学国际经贸学院，研究方向:异质性企业贸易理论与实证。一15 2014年缔。期平工资的角度对贸易对工资的影响进行探讨，该理论假定工人按照公平工资进行雇佣，而公平工资会随着出口利润的增加而上涨，因此出口会提高工人的公平工资。还有些理论从出口学习效应或者从工人技能水平选择上对贸易对工资的影响进行解释。[4]这些理论为解释实际出口企业的工资水平更高的原因提供了指导。在实证方面，Bernard和Jensen( 1995) [5]首先使用美国统计局1976-1987年的企业水平微观数据发现出口企业员工工资要高于非出口企业，该结果在控制了企业规模、年龄、所有权以及资本密集度之后依然显著。随着微观数据的普及，越来越多的学者用不同的方法对不同国家(地区)的企业数据检验了出口工资溢价的存在。Aw和Batra(1999) [时用台湾地区数据，Sgut ( 2001 ) [7]用哥伦比亚数据，Hansson和Lundin(2003 ) [8]用瑞士数据，Hahn ( 2004 ) [9]用韩国数据等都证实了出口企业的工资溢价现象O由于个体数据可以获得，Schank等(2007 ) l川、Judith等(2009 ) [ll]、SchmiIlen( 2011 ) [12]、Tsou等(2011)[J.~]从个体异质性和出口目的国异质性研究。但是，由于工人工资数据难以获得，这些研究并没有控制工人的个体特征，因此对于是否存在出口工资溢价现象还存在争议。Schank等(2007 ) [I()] 将德国联邦劳动服务局的雇佣数据(LEE data )和IAB企业面板数据进行匹配，得到了企业水平的出口和个人水平的工资联合数据，发现在控制了工人的个体特征后，出口企业的工资依然高于非出口企业，但是出口企业对非出口企业的工资溢价下降了，说明个体特征在很大程度上解释了出口工资溢价。Judith等(2009) [11]用墨西哥企业层面和个人层面的匹配数据，运用动态面板的方法考察了出口的随机冲击(如1994年末的比索贬值)对出口企业员工工资溢价的影响。他们发现出口企业工资溢价的2/3可由企业特征解释，1/3可由劳动力个体特征解释。出口冲击造成生产率更高的企业工资溢价增加更多oSchmillen ( 2011 ) [12]和Schank等(2007 )用同样的数据发现出口隘价还与目的国有关，在其他条件保持不变的情况下，出 口到欧元区和非欧洲国家的企业才存在工资溢价，而出口到中欧和东欧的企业工资和非出口的企业工资不存在显著差异O他们还进一步分析了出口至欧洲货币联盟以及新欧元区成员国企业，发现工资溢价总是与距离有关O在出口和进口两地距离很近的情况下，出口企业的工资比非出口企业的更低O这说明出口工资溢价不仅与个体特征有关，而且与出口的目的地、出口距离也有关。对于中国企业出口是否存在工资溢价的文献不多，近年来才逐渐出现实证方面的探索oTsou等(2006) [13]运用台湾地区统计部门的制造业样本调查1991年和1996年的数据和制造业人口普查数据，将员工分为非生产性(技术性)和生产性(非技术性)，并将企业分为大(100人以上)、中(20-100人)、小(20人以下)规模，考察了出口对企业员工收入的影响。他们发现出口仅对企业技术性员工工资溢价有正向作用，且溢价明显与企业规模有关，中小企业比大企业更明显O一16- 出口会导致工资游价吗?利用中国数据对出口企业工资溢价的研究不多，而且起步比较晚，不同的研究因使用的方法和数据不同，得到的结论也不同O于洪霞和陈玉宇(2010)[14J运用国家统计局2000-2003年制造业企业数据考察出口是否存在工资溢价以及探索贸易影响工资的机制，结果发现出口企业的工资高于非出口企业，但是出口与工资存在双向困果关系，然而该文直接用截面或面板回归方法，不能有效控制出口与工资之间可能的内生性问题O包群等(2011)[15J运用国家统计局《工业企业统计年报》1998-2001年企业动态面板数据，利用马氏距离匹配和倍差方法，在控制了内生性问题后，发现出口并没有显著提高员工收入，中国的出口增长主要依赖于低工资推动。包群和邵敏(2010) [川、邵敏(2011)[17J也发现类似结论。这一发现与经典的实证文章证实的工资溢价不相符，引发了我们对我国的劳动者是否真的从对外贸易中获得福利改进的疑问O因此，本文将利用世界银行2005年对中国120个城市的工业企业调查数据，对中国企业是否存在工资溢价进行检验，进一步考察中国出口是否带来了员工收入的增加O然而，要准确衡量出口企业的工资是否高于非出口企业并不容易，因为企业的工资与企业的出口可能存在内生性问题。根据效率工资理论，企业的工资与工人的努力挂钩，企业的工资越高，员工的积极性越高，进而出口的概率越高，出口后员工和企业可以共享出口利润，进一步导致工资增加。这导致用传统的普 通最小二乘法直接回归会使得结果出现偏差O因此，和包群等(2011)[15J用马氏距离匹配和倍差方法控制内生性问题类似，本文着重采用Rubin和Rosenbaum( 1983, 1985) 提出的倾向得分配对方法(Pscore) ，通过控制企业的主要特征变量，使得企业的出口近似为一个随机事件，在此基础上用平均处理效应(ATT)来考察出口是否存在工资溢价，并分地区、分所有权进行验证。与于洪霞和陈玉宇(2010)等的研究方法不同，本文研究方法的优势是避免了潜在的内生性问题以及回归方程不合理设定带来的偏差，较为准确地反映出口这一行为是否导致了工资差异O同时区别于包群等(2011)研究，虽然两者在研究方法上类似，然而本文使用的数据是世界银行2005年统计的企业调查数据，包含大中小较为全面的全行业企业样本，并区分了国有、私有、合资、外资4类企业，区别于前者使用工业统计年报中的1998-2001年规模以上制造业企业数据和只划分内资和外资两者类型企业，因此本文用2005年世界银行的数据能够较为全面地反映中国企业出口情况，同时本研究作为对现有出口企业工资溢价问题的检验，对于理解国内出口企业是否改善了员工福利、出口部门雇佣工人是否享受到出口所带来的红利有重要意义，并为出口与收入分配的定量关系提供实证支持。本文发现出口企业的工资显著高于非出口企业，平均高出9.9%0该结果在变换不同配对方法(最近邻匹配法、半径匹配法)以及控制了企业所在地区之后仍然成立。不同于包群和邵敏(2010 )、邵敏(2011)、包群等(2011)的研究结果，本-17一 2014年第6期文的研究证明了工资溢价的存在，与国外大多数实证文献的结果一致，这说明中国出口企业并非单纯利用廉价劳动力、压低工资来获得出口增长，出口可能通过效率工资或租金共享等渠道提高了员工收入。同时，本文还发现出口企业工资溢价与企业的所有权相关:私营、合资、集体企业的出口工资溢价显著存在，但国有和外资企业的出口工资溢价不显著。数据处理与描述--、(一)数据说明与变量选择本文所使用的数据主要来源于世界银行2005年对中国120个城市的工业企业调查数据，该调查的目的主要是分析和判断影响我国企业投资决策的重要因素。调查所涉及的城市包括除西藏外的26个省、自治区的主要省会城市和4个直辖市。调研的内容不仅包含了企业的主要财务指标如所有权、金融和财会、劳动力统计和培训等，还包含企业所处的和环境因素:企 业基本信息、创新调查、产品或服务认证、市场环境、企业与客户关系、企业与原材料供应商的关系、销售和供应情况、企业和政府的关系、员工情况、设施和服务、国际贸易、金融情况、总经理和重事会的关系、赋税问题、市场机会与技术等。该数据调研城市范围广泛且调研内容丰富，满足本文研究的需要。对问卷中可直接间接得到的数据进行筛选后，最终选择了(1 )全要素生产率:根据新新贸易理论，生产率是企业出口的最重要决定因素之一，生产率越高，出口可能性越高，由于2005年世界银行的中国企业调查数据中调查了每个企业2002年、2003年和2004年的净固定资产、劳动就业、核心业务和非核心业务收入、总固定资产投资、总利润等财务信息，本文将核心业务和非核心业务收入之和视为企业当年产值，并结合其当年的劳动就业、净固定资产和固定资产投资，假定生产符合Cobb-Douglas生产函数，利用索罗残差法估计了行业生产函数。这种估计方法最大程度地避免了单纯使用劳动生产率所造成的内生性问题。同时，我们用劳动生产率即企业总收入和企业总人数的比值作为稳健性检验。(2 )企业规模:在这里，我们用总的企业雇佣人数来表示企业的规模，企业的规模越大，出口的可能性越大。( 3 )企业资本量:本文用企业的净资产量来表示企业的资本。?下面对选取的变量指标和数据做进一步说明。(二)数据描述本文主要研究出口是否提高了工人工资O下面我们先从数据中简单观察出口企?其他变量如企业的销售收入、融资约束、技能水平、企业所有权类型等并未满足平衡检验(B alance test) ，因此只筛选了以上指标变量。一18一 出口会导致工资滋价I吗?业与非出口企业是否在各变量上存在显著差异以及工资与生产率是否存在正相关关系o2005年世界银行数据统计的我国企业共有12，400家，以企业类型分，共有国有企业1，511家、集体企业1，062家、合资企业3，394家、私有企业4，642家、外资企业1，791家。以是否出口分，我国共有出口企业4，673家和非出口企业7，727家O表1是出口企业和非出口企业各主要变量的值。表1出口企业和非出口企业各主要变量的值主要特征变量指标含义出口企业非出口企业样本量均值样本量均值Llabprod 劳动生产率对数4, 673 5.589 7, 727 5.205 Tfp 全要素生产率4, 667 4.625 7, 718 4.335 劳动对数Labor 4, 673 6.327 7, 727 5.190 Lcapital 资本对数4, 667 10.352 7, 718 8.904 Size 企业销售额对数4, 673 11.916 7, 727 10.395 Wage 平均工资4, 672 11.571 7, 726 11.329 固定工人工资Fixwage 4, 673 7.017 7, 727 6.783 Temwage 临时工人工资4, 673 6.735 7, 727 6.634 从出口企业和非出口企业的基本描述统计可以看出，出口企业在各主要变量上包括生产率、雇佣人数、资本、销售收入、平均工资、固定工人工资、临时工人工资等都要高于非出口企业，这说明出口企业和非出口企业存在系统差别，如果直接进行比较，忽略其他变量的影响会产生偏差，因此需要控制这些变量特征。同时，我们分不同所有权对这些主要变量的差异进行比较，?发现出口企业在各变量上整体上都要高于非出口企业，但是外资企业的情况略有不同，外资出口企业的生产率和固定工资都要低于非出口外资企业，这可能与外资出口企业多为加工贸易企业有关。下面我们将用倾向得分配对方法分不同的所有权形式详细地考察不同所有权形式下出口企业与非出口是否存在显著差异。另外，考虑到效率工资的作用，我们对生产率和工资的相关关系做了一个直观探索，发现生产率与企业的工资存在正向关系，即企业的工资越高，生产率越高，可能存在效率工资的作用O直接OLS回归会产生内生性问题，因此本文通过倾向得?因为不同所有权形式下出口和非出口在各变量特征比较的表格比较大，且限于篇幅，在本文中就不再列出，如有需要可联系作者本人。-19一 2014年第6期分配对方法控制企业的主要变量特征，使得企业出口成为一件随机事件，尽可能减少简单的静态比较或通常的OLS可能产生的内生性问题。三、实证研究本文主要研究出口是否提高了员工收入，但是简单的OLS估计并不能准确测度出口企业工资是否高于非出口企业，这是因为企业的工资与企业的出口可能存在内生性的问题。因此将利用Rosenbaum和Rubin(1983)提出的倾向分数配对法通过控制影响企业出口的主要特征计算企业的倾向得分值，使得企业出口概率的均值相同，即企业是否进行出口是一种随机事件，再利用平均处理效应(ATT)来检验出口企业与非出口企业的工资差异主要来自是否参与了出口活动，从而减少直接估计造成的偏差，使得能够正确评估出口工资溢价的存在。(一)计算倾向得分并分组;倾向得分;是指在给定样本特征X的情况下，实施某项措施的条件概率。在实证分析中，由于倾向得分往往是不可直接观测的，因此通常采 用的方法是运用Logit或Probit等概率模型进行估计，即:p(X) = Pr[D =lIX] = E[DIX] 也即:X1;’17’;; ep(βX) p(X) =Pr(D; = l1X) = 1’-l+eXp(βX) 这里，D是一个指标函数，如本文中企业为出口企业，则D=l，否则D=OoeXp( X;) 表示逻辑分布的累积分布函数，凡是一系列可能影响企业是杏出口的企eXp( X) i业特征变量构成的向量，自为相应的参数向量。在这里，根据平衡检验要求，本文最终控制的企业特征变量有企业的全要素生产率、企业规模、企业的资本量，其他变量如企业的销售收入、融资约束、技能水平、企业所有权类型等并未满足平衡检验，因此最终的出口选择模型可表示为:y=logit( 川仲=ln叫(占)叫-aα根据该Lo吨git模型估计得出的参数值，我们可以得到每家企业可能出口的概率值台(XJ，即每家企业的倾向得分值，然后根据倾向得分值大小对处理组和对照组进行分组。该分组必须满足平衡性检验，因为只有满足平衡性检验，才能保证具有相同倾向得分的企业可观测(不可观测)的特征分布与是否出口独立，从而使得出口成为一件随机事件。最终根据倾向得分大小共分了10组，如表2所示。一20一 出口会导致工资滋价吗?表2倾向得分分组情况分纽的下限值非出口企业出口企业观测值。.0634325 29 354 0.1 761 107 868 0.15 928 210 1,138 0.2 1,992 669 2,661 。.31,478 762 2,240 。.41,024 827 1,851 。.5615 746 1,361 0.6 339 674 1,013 0.7 140 445 585 0.8 50 198 248 总观测值7,652 4,667 12,319 注:满足共同支持条件。(二)配对方法在获得倾向得分PS值和成功分组后，我们还不能直接估计出结果变量即工资的平均处理效果。原因在于p(X)是一个连续变量，这使得我们很难找到两个倾向得分完全相同的样本，从而无法实现处理组和控制组样本之间的匹配。文献中用来解决这一问题常见的匹配方法有:最近邻域匹配法、半径匹配法以及核匹配法。然而，最近邻域匹配法可能出现某些变量的匹配质量不高，处理组和对照组的倾向得分差异很大，使得企业出口与企业主要特征分布的独立性难以保持，半径匹配法容易丢弃一定量的样本，而核匹配法则可避免上述两种缺陷，因此我们主要采用核匹配法对对照组和处理组进行配对，同时用最近距离匹配法和半径匹配法做稳健性检验。{三)平均处理效果ATT值在对处理组和对照组成功配对后，下面可以用平均处理效应ATT对出口是否存 在工资溢价进行检验，如果每个分组内出口与非出口的工资差异存在显著差别， 那么表明出口企业与非出口企业存在工资差异，反之则不存在显著区别。对于第 l家企业而言，已知其倾向得分p(X;)，则处理措施的平均处理效果为:ATT=E[瓦 一瓦iIDi = 11 = E{E[l’;i -瓦iIDi = l,p(X)]} i= E{E[l’;i IDi = l， p(X，)]-E[凡|鸟=O,p(X)IID= 1} i 其中，Y和Y阳分别表示同一家企业在处理 前和处理后的不同情况，但这是无法1j直接观察的，而配对法使得控制组在经 过配对后企业的各种特征与处理组相似，所在这里，本文将工资分为平均工资、 ?临时以可近似模拟同一家公司处理前的情况O?世界银行2005年工业企业调 查数据并未包含企业工资这一变量，所以我们用平均工资来代替，平均工资是固 定工人和临时工人的工资与其所占的人数比例的加权平均。21一 2014年第6期工资、固定工资3种不同工资类型，并划分不同所有权和地 区进行检验，ATT显示出口企业与非出口企业的工资差异结果如表30表3出口 对不同工资类型的影晌ATT类型结果变量处理纽对照纽ATT值标准t吴T值平均 工资4, 667 7, 652 0.09 0.011 8.902 全样本固定工资4, 667 7, 652 0.099 0.012 8.499 临时工资4, 667 7, 652 。.0480.007 6.697 平均工资572 1,076 0.04 0.028 1.455 国有固定工资572 1, 076 0.046 。0301.523 临时工资572 1,076 0.029 0.019 1.547 平均工资200 823 。1000.044 2.264 集体固定工资200 823 0.089 0.051 1.734 临时工资200 823 0.032 0.027 1.196 平均工资1, 183 2, 041 0.081 0.02 4.009 合资固定工资1, 183 2,041 0.08 0.018 4.45 临时工 资1, 183 2,041 。.040.01 3.572 平均工资1, 368 3,250 0.088 0.013 6.957 私有固定工资1, 368 3, 250 0.083 0.012 6.917 临时工资1, 368 3, 250 0.048 0.010 4.881 平均工资1, 344 445 -0.029 0.041 -0.701 外资固定工资1, 344 445 -0.018 0.040 -0.458 临时工资1, 344 445 0.025 。.0211.193 平均工资 3, 121 2, 962 0.077 0.014 5.9><#990099'>596 东部地区固定工资3, 121 2, 962 0.085 0.017 5.103 临时工资3. 121 2, 962 0.026 0.009 2.895 平均工 资924 2, 669 0.049 0.016 3.05 中部地区固定工资924 2, 669 0.048 0.016 2.965 临时工资924 2, 669 0.009 0.012 。714平均工资374 1, 175 0.051 0.027 1.912 西部地区固定工资374 1, 175 0.042 0.025 1.663 临时工资374 1, 175 0.041 0.017 2.421 从ATT显示的结果来看，对于整个样本企业来说，无论是平均工资还是固定工资、临时工资，出口企业都显著高于非出口企业，固定工资高出近10%，临时工资高出4%，平均工资高出9%0在分地区的检验中，该结果保持不变，出口企业工资显著高于非出口企业O在分所有权的检验中，该结果稍有不同。集体企业、合资企业，私人企业中的出口企业的平均工资和固定工资显著高于非出口企业，国有企业和外资企业的出口企业与非出口企业的工资差异不明显，外资出口企业的工资反而小于非出口企业，这说明国有出口企业和外资出口企业的出口增长并没有给工人带来显著的工资增加O从上面的数据描述来看，国有出口企业的生产率、工资、资本、劳动等主要企业变量都要大于非出口国有企业，但是在控制这些变量特征后，工资差-22一 出口会导政工资溢价Il马。异不明显，说明国有企业的工资主要是由生产率因素决定的，在控制这些因素相同时，出口并没有带来租金共享，因此工资没有显著增加。对于外资企业来说，从基本数据描述中，我们发现外资出口企业的生产率低于外资非出口企业，而外资出口企业在中国这样一个发展中国家来说很有可能是外资加工企业，这些企业的加工出口是作为生产分段的一部分，出口利润微薄，因此有可能员工从加工贸易中获得收益比较少，甚至是低于外资不出口企业。从整体上看，出口企业的工资要大于非出口企业，这与现有大多数国内文献一致。出口可能通过效率工资或租金共享等渠道使得出口企业相对于非出口企业支付更多工资，与包群(2011)、包群和邵敏(2010)、包群、邵敏和侯维忠(2011 )研究结论不同。考虑到本文的研究与包群等(2010)的研究在研究方法上类似却得出不同的结论，我们认为可能的解释是包群等(2011 )使用的数据是1998-2001年的制造业企业数据。首先，后者在样本选择上可能存在选择性偏差忽略掉了制造业之外行业内的中小企业，这些企业虽然规模较小，但可能在企业出口数目和出口额中占有一定地位;其次，前者的研究只区分了内资和外资，并没有进一步区分内资所有权下的国有和民营企业，从我们的上述研究结果可以看出外企的出口溢价不显著，与包群等(2012)的研究一致，而内资当中国有企业的出口溢价也是不显著，因此国有企业的存在有可能使得结果存在偏差。(四)稳健性检验考虑到生产率的测算方式以及配对方法也会影响估计结果，为了结果的稳健性，下面 我们首先用劳动生产率代替全要素生产率对出口企业工资和非出口企业工资的差异重新进行估计，?然后再分别使用最近邻匹配法和半径匹配法这两种不同的配对方法来检验结果的稳健性。结果表明，再换不同的匹配指标以及使用不同的配对方法，整体结果不变:对于整体样本，出口企业的工资显著高于非出口企业，该结果在分地区的检验依然显著，但是所有权形式有不同，与核配对法的结果一致，集体、私人、合资企业中的出口企业工资显著高于非出口企业，但是国有企业和外资企业不显著。在用最近邻匹配法和最小匹配法对出口企业工资是否高于非出口企业检验时发现，整体结果与核匹配法的结果一致。四、结论本文使用世界银行2005年企业微观数据，采用Rubin和Rosenbaum(l983，1985)的倾向分数配对方法在控制出口和工资的内生性问题上研究出口是否存在工资溢价，与包群(2011 )、包群和邵敏(2010 )、包群等(2011 )的研究结论不同，本文发现出口企业对工资有显著的正向影响，该结果在控制了不同地区和变换不同的?用劳动生产率替换全要素生产率之后，该指标仍然满足平衡性检验。-23一 :Wl'，年第6期方法以及匹配指标之后依然显著，与国外大部分相关研究结果一致，支持了出口工资溢价的结论，即出口带来了工资增长，这一方面表明出口部门劳动力收入增加，从出口收益获得福利改进，另一方面也间接表明了出口部门与非出口部门的劳动收入存在差距，可能还会随着出口收益的扩大而增加。同时本文也发现，不同所有权类型下出口工资溢价的强度和显著性不同:无论是平均工资、固定工资还是临时工资，合资企业和私人企业的出口工资溢价非常显著;集体企业的平均工资和固定工资比较显著，但是临时工资不显著，这可能是困为出口利润增加更多的是提高固定工人的工资，对临时工资的溢出效应不多;国有企业的出口工资溢价为正，但是不显著，结合在上面基本描述中国有出口企业各变量特征都大于其非出口企业这?现象，我们认为，国有企业出口工资溢价不显著可能是因为国有企业的工资并非是由生产率等这些因素决定的，在控制这些国素相同时，出口并没有带来租金共享，因此工资没有显著增加;外资企业的出口工资溢价为负，但是不显著，在中国这样一个特殊环境下，外资出口企业多为外贸加工企业，这些企业雇佣劳动力多，技术水平相对低，外贸出口的利润比较薄弱，因此该类型的出口企业工人很难享受到出口带来的工资福利。这 在一定程度上说明国有出口企业和外资出口企业的出口增长并没有给工人带来 显著的工资增加，而民营企业(私人企业和合资企业)，作为我国市场经济的主力 军，其出口真正改进了企业员工的福利，让这些劳动者享受到出口带来的红利O 当然，本文的研究也有一定的限制，因为数据难以获得，本文使用的数据是2005 年单年的数据，使得不能以更长的时间段来研究出口工资溢价的存在以及随时间 如何变化，而且出口工资溢价根据Schank等(2007)、Judith等(2009)的研究， 出口工资溢价很大一部分是由企业的工人特质决定的，而个人的工资数据难以获 得，因此无法将个人异质性考虑进去，从而研究个体差异、企业特征以及出口分 别对收入造成的影响。假定个人数据可获得，在存在工人的个体特征时，研究出 口造成工资溢价是否存在也是非常有意义的。参考文献:[1] He!pman, E.，巳 tal. lnequality and Unemp!oyment in a Globa! Economy[J]. Econometrica, 2010, 78(4). [2] Davis, D. R., Harrigan, J. Good Jobs, Bad Jobs and Trade Libera!ization[J]. Jouma! of 1ntemationa! Economics, 2011,84(1) [3] Amiti, M., Davis, D. R. Trade, Firms and Wages: Theory and Evidence[J]. Review of Economic Studies, 2012,79(1). [4] Y巳ap!e，S. R. A Simp!e Model of Firm Het巳rog巳neity，lntemationa! Trade and Wages[J]. Jouma! of 1ntemationa! Economics, 2005, 65(1) [5] Bemard,A. B., Jensen, J. B. Exporters, Jobs, and Wages in US Manufacturing一1976-1987[J].Brookings Papers on Economic Activity. Brookings 1nstitution, Washington, DC. Microeconomics, 1995 [6] Aw, B. Y., Batra G.认Tages，Firm Size, and Wage 1nequality: How Much do Exports Matter? 1n D. B Audretsch and A.R. Thurik (巳ds.).Innovation, lndustry Evo!ution, and Emp!oyment[J]. Cambridge: Cambridge -24 出口会导致工资溢价1吗FUniversity Press,l999. [7] Sgut, A. 1. What’ s Differ巳ntabout Exporters? Evidence from Columbian Manufacturing[J]. Journal of Dev巳lopmentStudies, 2001, (3) [8] Hansson,P., Lundin, N. Exports as an Indicator on or Promoter of Successful Swedish Manufacturing Firms in the 1990s [J]. Review of World Economi盹2004，(140) [9] Hahn, C. Exporting and Performance of Plants: Evidence from Korean Manufacturing [1], National Bureau of Economic Research, NBER Working Pap町，2004，N10208. [10] Schank,T., et al. Do Export巳rsReally Pay Higher Wages? First Evidence from German Linked Employer??Employee Data [J]. Journal of International Economics,2007, (72) [11] Frias, Judith A., et al. Exports and Wage Premia:Evidence from Mexican Employer-Employee Data[J]. Mimeograph, Columbia University, 2009. 口2]Schmillen, Achim. The Exporter Wage Premium Reconsidered Destinations, Distances and Linked Employer??Employee Data[J]. Working paper,20l1. 口3]Tsou, Meng-Wen, et al. Export Activity, Firm Size and Wage Structure: Evidence from Taiwanese Manufacturing Firms[J]. Asian Economic Journal, 2006, 20(4). 口4]于洪 霞，陈玉宇.外贸出口影响工资水平的机制探析[J].管理世界，2010，(10). [15] 包群等.出口改善了员工收入了吗[J].经济研究，2011，(9). [16]包群，邵敏. 出口贸易与我国的工资增长:一个经验分析[J].管理世界，2010，(9). [17]邵敏. 我国企业出口对员工收入的影响一一基于企业异质性视角的经验研究[J]中国工 业经济，2011，(9). Is There an Export明TagePremium in China? ZHAO Rui-li WAGN Song Abstract: Using the World Bank’s firm-Ievel data of 2004 from its questionnaire, we adopt the propensity score matching method to examine the effect of firms’ export behavior on workers’ wages in China conditioned on controlling the endogenous problem between export and wage. We find that exporting not only increases the average wages of workers significantly, but also enhances the wages of both temporary and permanent workers This conclusion is robust when we control different regions and matching methods, and the result also shows the firms’ ownership matt 巳rsin determining the export premium. This paper’s conclusion is different from the present literatures in China, which means that further research should b巳donefor this issue Key words: export; wage; propensity score matching (责任编辑:张建华)-25