蔣艷萍 王保雙

1 引 言

當(dāng)前，隨著全球范圍內(nèi)新一輪科技革命的加速演進(jìn)和現(xiàn)代物流體系的不斷完善，全球產(chǎn)業(yè)鏈分工的專業(yè)化程度進(jìn)一步提高，傳統(tǒng)的貨物貿(mào)易逐漸向“任務(wù)貿(mào)易”轉(zhuǎn)變，成為最主要的貿(mào)易方式之一（陳繼勇等，2016［1］）。傳統(tǒng)貿(mào)易理論難以解釋生產(chǎn)方式和貿(mào)易方式的新發(fā)展趨勢，特別是在貿(mào)易統(tǒng)計口徑方面，僅從傳統(tǒng)的貿(mào)易規(guī)模角度來分析一國參與全球產(chǎn)業(yè)分工的價值創(chuàng)造與實際利得，可能會導(dǎo)致理論測度結(jié)果與實際情況相差甚遠(yuǎn)。新世紀(jì)以來，以企業(yè)內(nèi)生邊界理論（Antras，2003［2］）和企業(yè)異質(zhì)性理論（Melitz，2003［3］）為代表的新新貿(mào)易理論的誕生和不斷發(fā)展，為從企業(yè)微觀層面解釋不完全競爭、一體化、企業(yè)外包等行為提供了堅實的理論基礎(chǔ)。

近年來，在新新貿(mào)易理論分析框架下，國內(nèi)外大批學(xué)者對全球生產(chǎn)組織行為的新趨勢進(jìn)行了系統(tǒng)研究，并成為國際貿(mào)易領(lǐng)域的研究熱點。例如，關(guān)于國際貿(mào)易對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，大批學(xué)者從不同角度對二者之間的相互關(guān)系進(jìn)行了實證檢驗并提出了不同解釋（Bernard & Jensen,1997［4］；李春頂，2009［5］）；關(guān)于國際貿(mào)易對國內(nèi)技術(shù)含量演變路徑的影響，齊俊妍等（2015）［6］從技術(shù)升級和貿(mào)易轉(zhuǎn)型的雙重視角，利用中國出口企業(yè)樣本數(shù)據(jù)對國內(nèi)附加值含量的演變路徑進(jìn)行了分解，并對其制約因素進(jìn)行了實證探討；關(guān)于國際貿(mào)易對企業(yè)生存概率的影響，于嬌等（2015）［7］采用Logit、Cloglog等模型從中國微觀企業(yè)層面對企業(yè)生存概率與出口行為之間的相互關(guān)系進(jìn)行了識別，并肯定了出口貿(mào)易對企業(yè)生產(chǎn)的作用。然而，現(xiàn)有研究大都是從貿(mào)易規(guī)模而不是實際價值創(chuàng)造的角度來研究企業(yè)的生產(chǎn)組織行為，可能會在一定程度上高估或低估真實的貿(mào)易效應(yīng)。尤其是對于加工貿(mào)易占比較高的中國來說，按規(guī)模進(jìn)行貿(mào)易統(tǒng)計將會夸大中國在國際貿(mào)易中的實際利得和總量失衡（陳繼勇等，2016）［1］。鑒于此，部分學(xué)者開始從價值鏈分工的角度對進(jìn)出口產(chǎn)品的價值來源進(jìn)行縱向分解，為我們進(jìn)一步深入研究國際貿(mào)易失衡、貿(mào)易的利益分成以及微觀企業(yè)的生產(chǎn)組織行為等問題提供了一個全新視角。

值得注意的是，對于出口產(chǎn)品的全球價值鏈嵌入分析而言，能否對出口國內(nèi)附加值（domestic value added，簡稱DVA）進(jìn)行有效地分解與測度至關(guān)重要。在現(xiàn)有關(guān)于出口國內(nèi)附加值的研究中，具有開創(chuàng)意義的是Hummels等（2001）［8］提出的垂直專業(yè)化測算方法（HIY）,其基本思路是利用非競爭的I-O表，從行業(yè)中觀層面在出口總額中識別出中間產(chǎn)品進(jìn)口的占比。在此基礎(chǔ)上，國內(nèi)外相關(guān)學(xué)者沿用并進(jìn)一步發(fā)展和完善了 HIY 測算方法（如黃先海等，2007［9］；Timmer等，2012［10］；Koopman 等，2008［11］、2011［12］、2012［13］）。Upward等（2013）［14］進(jìn)一步將該方法延伸至微觀企業(yè)層面，并運用大數(shù)據(jù)處理程序?qū)Α吨袊ｊP(guān)進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)庫》和《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》（以下簡稱CCTS和CIFD）進(jìn)行匹配，并系統(tǒng)測算了樣本期間內(nèi)（2003～2006年）中國出口企業(yè)的垂直專業(yè)化程度。但總體而言，關(guān)于全球價值鏈嵌入的相關(guān)研究起步較晚，特別是從企業(yè)異質(zhì)性層面對出口國內(nèi)附加值的測算及其產(chǎn)出和分配效應(yīng)的研究還較為匱乏，從該角度進(jìn)一步深化和拓展現(xiàn)有相關(guān)研究，無疑對中國出口企業(yè)的行為決策具有較大的理論參考和現(xiàn)實指導(dǎo)意義。

此外，從現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究對象和區(qū)位分布看，關(guān)于出口價值鏈的測算與實證檢驗主要局限于宏觀國家層面和中觀省級與產(chǎn)業(yè)層面，而從企業(yè)微觀層面對區(qū)域一體化的價值鏈嵌入研究還比較匱乏。特別是在“逆全球化+疫情全球大流行+地緣政治摩擦不斷”的背景下，廣大發(fā)展中國家參與全球產(chǎn)業(yè)鏈分工面臨前所未有的挑戰(zhàn)，全球范圍內(nèi)現(xiàn)有經(jīng)貿(mào)規(guī)則面臨較大的不確定性，如何在當(dāng)前的大變局中加快構(gòu)建與自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)的全球話語體系至關(guān)重要。在統(tǒng)籌國際和國內(nèi)兩個大局的基礎(chǔ)上，以習(xí)近平總書記為代表的黨中央創(chuàng)造性地提出“一帶一路”倡議，為廣大沿線國家共同構(gòu)建“政治互信、經(jīng)濟(jì)融合、文化包容”的命運共同體提供了中國智慧與中國方案。對中國出口企業(yè)而言，深度融入“一帶一路”建設(shè)發(fā)展，有助于增強(qiáng)本國制造業(yè)企業(yè)的“外溢”效應(yīng)，進(jìn)一步加快我國優(yōu)勢產(chǎn)能輸出和提升我國在全球價值鏈分工中的地位與作用。然而，現(xiàn)有研究鮮有從全球價值鏈嵌入的角度對此進(jìn)行定量與實證分析。鑒于此，本文利用中國出口到“一帶一路”市場的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，系統(tǒng)測算中國出口產(chǎn)品的國內(nèi)附加值，并對其與企業(yè)工資水平之間的相互關(guān)系進(jìn)行實證檢驗。

2 關(guān)于出口國內(nèi)附加值的測度

近年來，國內(nèi)外眾多學(xué)者對DVA的測度方法不斷進(jìn)行探索和完善，大部分文獻(xiàn)均采用非競爭型的I-O表（投入-產(chǎn)出表），從行業(yè)中觀層面對出口的垂直專業(yè)化程度進(jìn)行度量；部分學(xué)者則利用微觀出口企業(yè)數(shù)據(jù)，從出口產(chǎn)品中識別出進(jìn)口中間品所占的比重，其中，以Hummels等（2001）［8］提出的HIY方法最具代表性，其保留了企業(yè)異質(zhì)性特征，為進(jìn)一步的經(jīng)驗分析和實證探討提供了微觀支撐。

關(guān)于出口企業(yè)的垂直專業(yè)化程度的測算，本文借鑒Hummels等人提出的HIY測度方法，測算公式為：

其中，VSHIY表示出口產(chǎn)品中的國外附加值部分，EX為出口總額，Y為總產(chǎn)出，IMintermediates為中間產(chǎn)品進(jìn)口的價值。一般而言，出口產(chǎn)品和內(nèi)銷產(chǎn)品均包含中間產(chǎn)品進(jìn)口投入（即國外附加值部分）和國內(nèi)附加值部分，其中國內(nèi)附加值部分包含資本、勞動力等要素投入和國內(nèi)中間產(chǎn)品。我們假定對于出口產(chǎn)品和內(nèi)銷產(chǎn)品而言，進(jìn)口中間品在單位產(chǎn)品中所占的比例相同，則有：

當(dāng)然，如果中間產(chǎn)品在出口產(chǎn)品中所占的比例高于內(nèi)銷產(chǎn)品，將會導(dǎo)致DVA被高估；反之則相反。此外，該測算方法還會因貿(mào)易方式的不同而使得測度結(jié)果有偏。鑒于此，后續(xù)學(xué)者對HIY測算方法進(jìn)行了修改和完善，從國內(nèi)銷售產(chǎn)出、貿(mào)易方式等角度對標(biāo)準(zhǔn)的I-O表進(jìn)行分解（Koopman等，2008［11］；Chen等，2004［15］），以此來消除這些因素對測度結(jié)果的影響。

Upward等（2013）［14］利用中國進(jìn)出口貿(mào)易的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，將貿(mào)易方式分為加工貿(mào)易和一般貿(mào)易兩大類，并對企業(yè)的進(jìn)出口行為作如下假設(shè)：通過一般貿(mào)易方式進(jìn)口的中間產(chǎn)品等比例用于出口和內(nèi)銷，通過加工貿(mào)易方式進(jìn)口的中間產(chǎn)品則全部用于出口。則有：

式（3）中，上角標(biāo)O和P分別表示一般貿(mào)易和加工貿(mào)易兩種貿(mào)易方式，Y-EXP表示一般貿(mào)易出口（即總產(chǎn)出與加工貿(mào)易出口的差額），MO為中間產(chǎn)品進(jìn)口。若不考慮貿(mào)易方式，上式可變?yōu)椋?/p>

那么，

式（3）將不同貿(mào)易方式納入了測度模型，但其隱含的假設(shè)前提是全部進(jìn)口產(chǎn)品均作為中間品投入。事實上，一般貿(mào)易進(jìn)口不僅可以作為中間產(chǎn)品投入，也會作為最終產(chǎn)品在國內(nèi)市場進(jìn)行銷售。因此，Upward等（2013）［14］通過轉(zhuǎn)換BEC編碼和HS海關(guān)編碼對一般貿(mào)易進(jìn)口中用于中間投入的產(chǎn)品進(jìn)行了識別，基于此，則有：

上式中，IMMO代表作為中間品投入的一般貿(mào)易進(jìn)口，剔除了資本品（K）和消費品（C）的影響，在一定程度上也放寬了式（3）的基本假設(shè)，即一般貿(mào)易進(jìn)口的產(chǎn)品可同時作為出口產(chǎn)品和內(nèi)銷產(chǎn)品進(jìn)行銷售，使得DVA的測算更加符合現(xiàn)實情況，為DVA的微觀測度提供了新思路。

然而，考慮到貿(mào)易代理商問題，即一些沒有進(jìn)出口經(jīng)營權(quán)許可或面臨資金困難的企業(yè)需借助貿(mào)易代理商的支持才能進(jìn)行對外貿(mào)易，張杰等（2013）［16］參考Ahn等（2011）［17］的做法對中間商進(jìn)行識別①以“經(jīng)貿(mào)”“貿(mào)易”“科貿(mào)”“進(jìn)出口”等為關(guān)鍵詞在企業(yè)名稱中進(jìn)行檢索。，并對于特定產(chǎn)品k，假定貿(mào)易代理商在總進(jìn)口中的占比為αk，且其他企業(yè)通過貿(mào)易代理商進(jìn)口該產(chǎn)品的比例與之相同，則有：

其中，式（7）為企業(yè)實際的一般貿(mào)易進(jìn)口中中間品的投入，式（8）為企業(yè)實際的加工貿(mào)易進(jìn)口額，則企業(yè)DVA可表示為：

然而，上述式（2）、（3）、（6）和（9）的測度方法，均默認(rèn)出口國外附加值部分來源于進(jìn)口和貿(mào)易代理商的間接進(jìn)口部分，但對于進(jìn)口設(shè)備折舊和國內(nèi)中間品投入中可能包含的國外附加值部分沒有予以考慮（Koopman等，2012［13］；唐東波，2012［18］），從而導(dǎo)致DVA被高估。因此，本文在計算DVA時考慮將其扣除，即：

其中，ValueD代表國內(nèi)中間產(chǎn)品投入，K代表進(jìn)口資本品投入，η代表資本折舊率，γ代表國外附加值在國內(nèi)中間產(chǎn)品投入中的占比。根據(jù)單豪杰（2008）［19］的測算結(jié)果，中國制造業(yè)的η為10.96%；Koopman等（2012）［13］的研究結(jié)果則顯示γ的值在5%～10%之間。

3 實證分析框架

本文樣本數(shù)據(jù)來源于CIFD和CCTS，并按如下步驟進(jìn)行匹配和處理。首先，根據(jù)進(jìn)口來源地和出口目的地從CCTS中篩選出中國對“一帶一路”沿線國家的進(jìn)出口月度數(shù)據(jù)，并加總得到年度數(shù)據(jù)；其次，將上述結(jié)果按企業(yè)名稱、年份、企業(yè)電話號碼和郵編與DIFD進(jìn)行匹配；最后，為使實證結(jié)果更穩(wěn)健，剔除核心指標(biāo)數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失及存在明顯異常值的樣本數(shù)據(jù)，最終選取2000-2006年中國對“一帶一路”沿線國家的進(jìn)出口微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗。

近年來，部分學(xué)者嘗試運用擴(kuò)展Kee和Tang（2016）模型、漸進(jìn)式DID方法等考察最低工資（耿偉和楊曉亮，2019［20］）、貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級政策（胡浩然和李坤望，2019［21］）、金融開放（鐵瑛和何歡浪，2020［22］）、服務(wù)業(yè)開放（邵朝對等，2020［23］）與出口國內(nèi)附加值之間的關(guān)系，在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，我們構(gòu)建如下實證模型來考察出口國內(nèi)附加值（DVA）對企業(yè)工資水平（salary）及工資增長率（salaryrate）的影響機(jī)制：

式（11）考察了中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值對企業(yè)工資水平的影響。其中，i為企業(yè)識別變量，t為年份；salary為企業(yè)工資水平，用年應(yīng)付工資除以從業(yè)人數(shù)得到；dva為企業(yè)出口國內(nèi)附加值，其測算方法在第二部分已說明；firm為企業(yè)異質(zhì)性特征變量，主要包括企業(yè)生產(chǎn)率（lp）①由于企業(yè)生產(chǎn)率的測算須借助工業(yè)增加值，但原始數(shù)據(jù)庫中2004年的數(shù)據(jù)缺失，對此我們進(jìn)行如下處理：工業(yè)增加值=工業(yè)總產(chǎn)值+應(yīng)交增值稅-工業(yè)中間投入。、企業(yè)規(guī)模（scale）、資本密集度（capital）和企業(yè)年齡（age）；企業(yè)生產(chǎn)率用人均工業(yè)增加值表示（即工業(yè)總產(chǎn)值與從業(yè)人數(shù)之比）；企業(yè)規(guī)模則借鑒陳繼勇等（2014）［24］的做法，用企業(yè)的從業(yè)人數(shù)表示；企業(yè)年齡則等于年份減去開業(yè)年。同時，由于很多經(jīng)濟(jì)變量在應(yīng)對外部沖擊時表現(xiàn)出一定的時滯性，特別是員工的工資通常以往年的工資作為參考，因此，本文加入被解釋變量的滯后一期wageit-1來控制工資決定機(jī)制的前向關(guān)聯(lián)。

式（12）考察了中國出口企業(yè)工資增長的動態(tài)決定機(jī)制。其中，salaryrate為企業(yè)工資增長率。對于式（11）中的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，我們采用DIF-GMM和SYS-GMM回歸方法進(jìn)行估計；對于式（12）中的非平衡面板數(shù)據(jù)模型，為確保實證分析結(jié)果的穩(wěn)健性，我們同時報告了多種回歸方法的實證分析結(jié)果。

4 回歸結(jié)果與分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由于模型中引入了被解釋變量的滯后期后，直接采用固定效應(yīng)模型（FE）估計將會導(dǎo)致動態(tài)面板偏差，即誤差的差分項與被解釋變量的差分項是相關(guān)的，從而導(dǎo)致估計結(jié)果的偏差。同時，出口國內(nèi)附加值與企業(yè)工資水平之間可能存在內(nèi)生性問題，故本文采用廣義矩估計（GMM）方法進(jìn)行實證檢驗。為穩(wěn)健起見，表1中同時報告了一階差分廣義矩估計（DIF-GMM）和系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）的回歸結(jié)果。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

根據(jù)表1中的回歸結(jié)果，在回歸模型中加入了企業(yè)異質(zhì)性特征變量的情況下（見第（2）和（4）列），DIF-GMM和SYS-GMM估計模型均能通過Arellano-Bond檢驗，即在p=1%的前提下，擾動項存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)。而且根據(jù)第（1）和（3）列的結(jié)果，DIF-GMM和SYS-GMM估計模型均不能通過Arellano-Bond檢驗，表明企業(yè)異質(zhì)性因素是影響中國出口企業(yè)工資水平的重要因素，若遺漏了這些變量將會降低回歸結(jié)果的有效性。

實證結(jié)果顯示，中國出口國內(nèi)附加值對企業(yè)工資水平具有顯著的促進(jìn)作用，基于DIF-GMM和SYSGMM估計模型，企業(yè)工資水平對出口國內(nèi)附加值的彈性分別為1.39%和1.45%。根據(jù)邊際生產(chǎn)力理論，在完全競爭市場中，勞動的邊際收益產(chǎn)品應(yīng)與其邊際成本（即勞動的報酬）相等。那么，對于出口企業(yè)而言，出口國內(nèi)附加值作為勞動邊際收益產(chǎn)品的主要形式，它對企業(yè)工資水平自然具有正向促進(jìn)作用。且變量ln(salary)的滯后一期在經(jīng)濟(jì)和統(tǒng)計意義上均對企業(yè)工資水平具有重要決定作用，這表明對于中國的出口企業(yè)而言，企業(yè)工資水平的確具有較強(qiáng)的慣性。此外，企業(yè)異質(zhì)性因素會對工資水平產(chǎn)生重要影響。具體而言，企業(yè)生產(chǎn)率ln(lp)和資本密集度ln(capital)變量對企業(yè)工資水平具有顯著的正向促進(jìn)作用，就DIF-GMM估計模型來說，其系數(shù)值分別為0.092和0.196，且該系數(shù)值在1%的顯著性水平下統(tǒng)計顯著。而企業(yè)年齡ln(age)的系數(shù)值無論在任意估計模型中均不顯著，表明企業(yè)存續(xù)期限的長短對企業(yè)工資水平的影響不顯著。然而，企業(yè)規(guī)模ln(scale)的回歸結(jié)果顯著為負(fù)，表明對于中國制造業(yè)出口企業(yè)而言，企業(yè)工資水平與企業(yè)規(guī)模呈負(fù)相關(guān)，其可能的原因在于樣本企業(yè)全部為大中型制造業(yè)企業(yè)，出于規(guī)模不經(jīng)濟(jì)以及由于企業(yè)規(guī)模過大導(dǎo)致工會“討價還價”能力下降等抑制了員工的工資增長。

4.2 分區(qū)域回歸結(jié)果

由于“一帶一路”沿線國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、要素稟賦、市場體制等不盡相同，為了進(jìn)一步深入研究不同區(qū)位選擇與區(qū)域合作戰(zhàn)略背景下出口國內(nèi)附加值對企業(yè)工資水平的影響，我們按區(qū)位分布將沿線65國劃分為6大區(qū)域①本文按照區(qū)位分布特征，將沿線65個樣本國家細(xì)分為6大經(jīng)濟(jì)走廊，受篇幅限制，這里不一一列舉，可向作者索取。，并分別對其進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果見表2。

表2 分區(qū)域回歸結(jié)果

限于篇幅，表2中僅報告了DIF-GMM模型的回歸結(jié)果②鑒于系統(tǒng)廣義矩估計模型（SYS-GMM）和一階差分廣義矩估計模型（DIF-GMM）的實證結(jié)果基本一致，這里不專門列出SYS-GMM模型的回歸結(jié)果，可向作者索取。。結(jié)果顯示，除了企業(yè)年齡ln(age)外，其他變量均在p=1%的情況下統(tǒng)計顯著。此外，Arellano-Bond檢驗結(jié)果表明，基于6個分樣本的實證結(jié)果均在p=1%的情況下拒絕了“H0：擾動項不存在一階自相關(guān)”，但不能拒絕“H0：擾動項不存在二階自相關(guān)”。且Sargan Test檢驗結(jié)果表明，在p=5%的情況下，均不能拒絕“H0：所有工具變量都是有效的”。因此，本文的實證檢驗方法和估計結(jié)果是比較令人信服的。

基于中國對東盟10國進(jìn)出口貿(mào)易的分樣本回歸結(jié)果（表2第（1）列）表明，出口國內(nèi)附加值對企業(yè)工資具有顯著的正向促進(jìn)作用，但其系數(shù)值（企業(yè)工資水平對出口國內(nèi)附加值的彈性）在6個地區(qū)中是最小的，也低于全樣本的平均水平（1.39%～1.45%）。與東盟地區(qū)相反，出口國內(nèi)附加值對企業(yè)工資水平的促進(jìn)作用在獨聯(lián)體地區(qū)最顯著，其系數(shù)值為2.25%，遠(yuǎn)高于全樣本的平均水平。對于西亞和南亞而言，企業(yè)工資水平對出口國內(nèi)附加值的彈性非常接近，分別為1.51%和1.52%，且都高于“一帶一路”地區(qū)的整體水平。相比之下，中東亞6國和中東歐16國的出口國內(nèi)附加值對企業(yè)工資水平的影響則小得多，其系數(shù)值均為1.38%。值得注意的是，與第一部分的實證結(jié)果一樣，企業(yè)當(dāng)期工資水平與前期工資水平存在顯著的關(guān)聯(lián)性。從企業(yè)異質(zhì)性的角度來看，企業(yè)工資水平與企業(yè)生產(chǎn)率和資本密集度正相關(guān)，而與企業(yè)規(guī)模負(fù)相關(guān)，企業(yè)年齡對工資水平的影響則不顯著。

5 拓展性分析

5.1 關(guān)于企業(yè)所有制類型的比較分析

所有制特征對于企業(yè)的生產(chǎn)和分配行為具有重要影響，特別是對于中國而言，國有企業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中占據(jù)重要地位，且對于不同所有制類型的企業(yè)而言，生產(chǎn)資料組合方式和收入分配機(jī)制存在較大差異。陳繼勇等（2014）［24］的研究結(jié)果顯示，外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)相比平均擁有25.6%的工資溢價，且出口貿(mào)易的工資溢出效應(yīng)在外資企業(yè)表現(xiàn)更為突出，從而進(jìn)一步拉大了內(nèi)外資企業(yè)之間的工資差距。因此，為進(jìn)一步研究出口國內(nèi)附加值對不同所有制類型企業(yè)工資水平的影響，本文按實收資本占比將樣本企業(yè)劃分為4種類型：國有企業(yè)、私有企業(yè)、外資企業(yè)以及港澳臺資企業(yè)①相比企業(yè)登記注冊的所有制類型而言，按照企業(yè)實收資本占比來區(qū)分企業(yè)所有制類型更為可信（Guariglia等；2011）［25］），本文參考聶輝華等（2012）［26］、余淼杰（2010）［27］、呂越等（2015）［28］的做法，按實收資本占比（≥50%）的原則將樣本企業(yè)重新劃分為國有企業(yè)、私有企業(yè)、外資企業(yè)以及港澳臺資企業(yè)。，并分別對其進(jìn)行實證分析。

SYS-GMM模型和DIF-GMM的實證結(jié)果基本一致，因此表3僅報告了四種所有制類型企業(yè)的DIFGMM回歸結(jié)果。在p=1%的情況下，該回歸結(jié)果中大部分變量的回歸結(jié)果均通過了顯著性檢驗，與前述實證分析結(jié)果一樣，(1) - (4)列中的回歸結(jié)果也均通過了Arellano-Bond檢驗，這里不再贅述。

表3 關(guān)于企業(yè)所有制類型的比較分析

回歸結(jié)果顯示，私企、港澳臺、外資等非公企業(yè)與國有企業(yè)相比，在工資決定方面存在較大差異：出口國內(nèi)附加值對私有企業(yè)的工資水平具有顯著的正向促進(jìn)作用，其回歸系數(shù)為1.87%，為這四類所有制企業(yè)中最高的，其次為外資企業(yè)和港澳臺資企業(yè)，而出口國內(nèi)附加值對國有企業(yè)工資水平的影響不顯著。同時，私有企業(yè)的工資水平與滯后期工資水平正相關(guān)，企業(yè)生產(chǎn)率和資本密集度對其工資水平具有顯著的正向促進(jìn)作用，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)工資水平呈負(fù)相關(guān)，而企業(yè)年齡對工資水平的影響不顯著。港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)的回歸結(jié)果比較接近，出口國內(nèi)附加值對企業(yè)工資水平具有顯著的正向促進(jìn)作用，其彈性系數(shù)均為1.19%，略低于“一帶一路”沿線國家的平均水平，滯后期工資水平對當(dāng)期的工資水平會產(chǎn)生顯著影響，同時企業(yè)生產(chǎn)率和資本密集度也有利于刺激企業(yè)工資水平上升，企業(yè)規(guī)模則阻礙了工資增長，而企業(yè)年齡與工資水平之間的關(guān)系不明顯。對于國有企業(yè)而言，滯后期工資水平、企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡對工資水平的影響不顯著，企業(yè)生產(chǎn)率和資本密集度則有利于促進(jìn)企業(yè)工資增長。

5.2 關(guān)于工資增長的動態(tài)分析

我們利用中國與“一帶一路”沿線國家進(jìn)出口貿(mào)易的全樣本數(shù)據(jù)，并分別基于混合OLS、FE和RE模型，進(jìn)一步檢驗了出口國內(nèi)附加值和企業(yè)異質(zhì)性因素對企業(yè)工資增長率的影響。

首先，我們基于混合OLS模型考察了出口國內(nèi)附加值和企業(yè)異質(zhì)性因素對工資增長率的影響。表4中第（1）列的回歸模型中，解釋變量僅為出口國內(nèi)附加值，回歸結(jié)果顯示如果忽略企業(yè)異質(zhì)性因素對工資增長率的影響，出口國內(nèi)附加值的系數(shù)符號將會不顯著。第（2）列結(jié)果同時考察了出口國內(nèi)附加值和企業(yè)異質(zhì)性變量對工資增長率的影響，結(jié)果顯示出口國內(nèi)附加值和企業(yè)生產(chǎn)率能有效促進(jìn)工資增長率的上升，而資本密集度、企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡則對工資增長率的上升形成了阻礙。其次，對于面板數(shù)據(jù)而言，RE和FE成為最常用和最重要的回歸方法。表4中第(3) - (4)列分別報告了FE和RE模型的回歸結(jié)果，雖然豪斯曼檢驗結(jié)果顯示FE模型的回歸結(jié)果更加合適，但在不考慮企業(yè)異質(zhì)性的情況下，兩個模型的實證結(jié)果均顯示出口國內(nèi)附加值與企業(yè)工資增長率之間的關(guān)系不明顯。加入企業(yè)異質(zhì)性控制變量后的回歸結(jié)果報告于表4的第(5)- (6)列。同樣地，豪斯曼檢驗依然支持固定效應(yīng)模型（FE）的估計結(jié)果，回歸結(jié)果顯示出口國內(nèi)附加值的系數(shù)符號為正，表明出口國內(nèi)附加值的提升有助于提高企業(yè)工資增長率。而從企業(yè)異質(zhì)性的角度來看，企業(yè)生產(chǎn)率和資本密集度對工資增長率具有顯著的正向促進(jìn)作用，企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡與工資增長率負(fù)相關(guān)。

表4 關(guān)于工資增長的動態(tài)分析

6 主要結(jié)論與政策啟示

“一帶一路”倡議作為深化國際產(chǎn)能合作和推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展的重要載體，為本土企業(yè)拓展對外貿(mào)易空間和加大對外直接投資提供了重要機(jī)遇。然而，對于加工貿(mào)易占比較高的中國而言，如果僅從貿(mào)易規(guī)模的角度來考察各國參與國際貿(mào)易的利益所得無疑對中國極為不利。本文利用中國對“一帶一路”沿線國家進(jìn)出口的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，系統(tǒng)測算了中國企業(yè)的出口國內(nèi)附加值水平，并對其與企業(yè)工資水平之間的關(guān)系進(jìn)行了實證檢驗。本文的主要結(jié)論有：第一，出口國內(nèi)附加值對企業(yè)工資水平具有顯著的正向促進(jìn)作用，基于全樣本的實證結(jié)果顯示其彈性系數(shù)約為1.39%～1.45%。第二，出口國內(nèi)附加值對企業(yè)工資水平的正向促進(jìn)作用存在顯著的區(qū)位差異特征，表現(xiàn)最為明顯的為獨聯(lián)體地區(qū)，其次為西亞和南亞地區(qū)，中東亞和中東歐地區(qū)的彈性系數(shù)與總體水平較為接近，而東盟地區(qū)企業(yè)工資水平對出口國內(nèi)附加值的彈性遠(yuǎn)低于其他地區(qū)。第三，關(guān)于企業(yè)所有制類型的比較分析顯示，相對于國有出口企業(yè)而言，私有、港澳臺、外資等非公出口企業(yè)的工資水平更容易受出口國內(nèi)附加值的影響，即非公企業(yè)的收入分配效應(yīng)對企業(yè)的實際價值創(chuàng)造更加敏感。第四，關(guān)于工資增長的動態(tài)分析表明，出口國內(nèi)附加值、企業(yè)生產(chǎn)率和資本密集度對工資增長率具有顯著的正向促進(jìn)作用，而企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡與工資增長率呈負(fù)相關(guān)。

本文在一定程度上豐富了產(chǎn)出與分配之間關(guān)系的研究，并創(chuàng)造性地從出口國內(nèi)附加值的角度考察了“一帶一路”倡議背景下中國出口貿(mào)易的工資效應(yīng)。這對于重塑中國在全球產(chǎn)業(yè)鏈分工中的地位、進(jìn)一步優(yōu)化對外開放戰(zhàn)略以及微觀企業(yè)主體在參與“一帶一路”建設(shè)中的貿(mào)易選擇行為具有重要的參考意義。首先，實證結(jié)果表明區(qū)位特征對中國的出口貿(mào)易及其工資效應(yīng)影響較大，并且“一帶一路”地域范圍極廣，各國（地區(qū)）的異質(zhì)性特征在一定程度上會對預(yù)期的政策效果產(chǎn)生一定影響，為此政府部門在制定具體的戰(zhàn)略規(guī)劃之前應(yīng)加大對“一帶一路”地區(qū)的實地調(diào)研，搭建準(zhǔn)確、高效的信息共享平臺，并充分利用各地區(qū)的比較優(yōu)勢實現(xiàn)優(yōu)勢互補(bǔ)、要素互通和產(chǎn)業(yè)合作。其次，基于不同所有制類型的實證分析結(jié)果表明，出口的工資溢出效應(yīng)主要來自非公企業(yè)，而出口國內(nèi)附加值對公有制企業(yè)工資水平的影響不顯著。因此，在推進(jìn)國有企業(yè)改革過程中，應(yīng)更大限度地借助市場化手段探尋工資激勵機(jī)制，建立起“以實際價值創(chuàng)造論績效”的績效考評機(jī)制。再次，對于出口導(dǎo)向型企業(yè)而言，出口產(chǎn)品的國內(nèi)附加值水平對員工的福利水平具有直接影響。因此，改變以往單一的基礎(chǔ)加工、代工生產(chǎn)等附加值含量較低的生產(chǎn)方式，最大限度地增強(qiáng)研發(fā)設(shè)計和技術(shù)創(chuàng)新在出口產(chǎn)品價值中所占的比重，是增強(qiáng)產(chǎn)品核心競爭力和提升企業(yè)平均福利水平的有效途徑。