出口貿(mào)易、技術(shù)進步的偏向性與我國工資不平等

出口貿(mào)易、技術(shù)進步的偏向性與我國工資不平等

JELClassification:F23,E25,C23一、問題的提出根據(jù)H-O定理和斯托珀－薩繆爾森定理，國際貿(mào)易會提高一國豐裕要素所有者的實際收入，而降低稀缺要素所有者的實際收入。因此，隨著各國貿(mào)易規(guī)模的不斷擴大，發(fā)達國家的工資不平等①程度會不斷上升，而發(fā)展中國家的工資不平等程度會不斷下降。但在過去的二十多年中，工資不平等程度上升的現(xiàn)象卻在許多發(fā)達國家和發(fā)展中國家均有不同程度的體現(xiàn)，即貿(mào)易自由化進程中工資不平等程度的變化在發(fā)達國家與發(fā)展中國家呈現(xiàn)出了相同的時間趨勢。許多學(xué)者將這一相同變化趨勢的原因歸結(jié)于全球范圍的偏向技能型技術(shù)進步②（如Berman，etal.,1998）。從現(xiàn)有文獻來看，經(jīng)濟學(xué)家們大都把發(fā)展中國家貿(mào)易自由化與工資不平等上升同時出現(xiàn)的現(xiàn)象歸因于貿(mào)易自由化所導(dǎo)致的偏向技能型技術(shù)進步。Wood(1994)提出了“防御性技術(shù)創(chuàng)新”概念，認為貿(mào)易開放度的提高所引起的激烈競爭會促使企業(yè)更多地創(chuàng)新技術(shù)來應(yīng)對，從而使技術(shù)進步更偏向于技能勞動力，增加對技能勞動力的需求。Thoenig和Verdier(2003)對“防御性技術(shù)創(chuàng)新”建立了理論模型。Acemoglu(2003)構(gòu)建了一個理論模型將貿(mào)易開放與技術(shù)進步的偏向性聯(lián)系起來，并得出結(jié)論認為貿(mào)易開放會引致偏向技能勞動力的技術(shù)進步，從而提高發(fā)達國家與發(fā)展中國家的工資不平等。上述文獻都主要集中于研究“進口滲透率的提高”或“關(guān)稅水平的下降”這兩個指標所刻畫的貿(mào)易自由化對國內(nèi)工資不平等的影響，卻忽略了以出口貿(mào)易度量的貿(mào)易自由化進程。而另一方面，雖然大量經(jīng)驗文獻都驗證了出口貿(mào)易對技術(shù)進步的正向促進作用，如Delgado等(2002)、Loecker(2007)等，但這類文獻并沒有指出這種技術(shù)進步的偏向性。因此，本文選擇出口貿(mào)易作為主要分析對象。③近年來，中國的工資不平等問題日益受到關(guān)注。關(guān)于開放經(jīng)濟條件下中國工資不平等問題的文獻主要集中于研究吸引外資與中間投入品貿(mào)易對我國工資不平等的作用。(1)研究吸引外資對我國工資不平等影響的文獻包括：包群和邵敏(2008)利用1998-2004年我國36個工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，實證考察了外資對我國工資不平等的影響，并得出結(jié)論認為總體而言外資的進入擴大了我國工業(yè)行業(yè)的工資不平等。Zhao(2001)則認為即使FDI沒有帶來過高的技術(shù)，由于其對勞動力流動成本的補償性工資，技能勞動力的相對工資也可能提高。Wu(2000)通過構(gòu)建理論模型分析得出貿(mào)易自由化與吸引外資會促進中國的技術(shù)進步，提高其國內(nèi)技能勞動力的相對工資。(2)研究中間投入品貿(mào)易對我國工資不平等影響的文獻包括高壽華(2008)等，這類文獻得出的基本結(jié)論為中間投入品的進口會提高工資不平等。此外，也有部分文獻研究了貿(mào)易開放對我國工資不平等的影響。例如，Xu和Li(2007)利用世界銀行從中國五大城市抽取的1500家企業(yè)的數(shù)據(jù)（1998-2000年）來研究中國企業(yè)對技能勞動力需求上升的原因，估計結(jié)果表明貿(mào)易開放對中國工資不平等的直接效應(yīng)為負。Tsou等(2006)利用中國臺灣制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)出口會提高工資不平等。本文將根據(jù)Bernard和Jensen(1997)的方法，將2002-2007年我國工業(yè)行業(yè)工資不平等的變化分解為兩部分：行業(yè)間的變化與行業(yè)內(nèi)的變化。其中，行業(yè)間的變化主要與產(chǎn)品需求變化相關(guān)，行業(yè)內(nèi)的變化主要與行業(yè)內(nèi)技術(shù)進步的偏向性相關(guān)。在此基礎(chǔ)上，我們再將出口貿(mào)易的影響引入分解框架。該分解框架下得出的主要結(jié)論為：我國工業(yè)行業(yè)工資不平等程度的變化主要由行業(yè)內(nèi)變化即技術(shù)進步引致。而行業(yè)出口貿(mào)易密集度的提高，會使該行業(yè)發(fā)生相對地更偏向技能勞動力的技術(shù)進步，從而提高行業(yè)內(nèi)的工資不平等程度。本文接著將建立計量模型對該結(jié)論進行檢驗，同時考察行業(yè)工資不平等的其他影響因素。文章的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分對我國工業(yè)行業(yè)工資不平等的變化進行了分解，并將出口貿(mào)易的影響引入分解框架；第三部分為計量模型的構(gòu)建與變量選取，并對主要變量進行描述性統(tǒng)計分析；第四部分為計量檢驗與實證分析；第五部分為本文的主要結(jié)論及政策含義。二、出口貿(mào)易與工資不平等：一個分解框架借鑒Bernard和Jensen(1997)的思想，我們將2002-2007年④我國工業(yè)行業(yè)工資不平等的變化進行分解?；镜姆纸夥匠虨椋菏?1)右邊第一項為行業(yè)間的變化，反映了△P在多大程度上由行業(yè)間的勞動力流動引致。右邊第二項為行業(yè)內(nèi)的變化，反映了△P在多大程度上由行業(yè)內(nèi)技能勞動力與非技能勞動力勞動者報酬總額比值的變化引致。根據(jù)Bernard和Jensen(1997)的觀點，對于分解式(1)和式(2)，行業(yè)間變化均主要與產(chǎn)品需求變化相關(guān)，行業(yè)內(nèi)變化則均主要與行業(yè)內(nèi)技術(shù)進步的偏向性相關(guān)。根據(jù)Acemoglu(2003)的觀點，技術(shù)進步的偏向性由兩方面因素決定：其一是價格效應(yīng)，即用于生產(chǎn)價格更高產(chǎn)品的技術(shù)進步越快。在價格效應(yīng)的作用下，技術(shù)進步更易于偏向稀缺要素。其二是市場規(guī)模效應(yīng)，即使用者越多的技術(shù)，其技術(shù)進步的速度也越快。在市場規(guī)模效應(yīng)的作用下，技術(shù)進步更易于偏向豐裕要素。于是，技術(shù)進步的偏向性取決于價格效應(yīng)和市場規(guī)模效應(yīng)的綜合作用。因此，對于發(fā)展中國家而言，當行業(yè)內(nèi)變化為正值時，則說明價格效應(yīng)大于市場規(guī)模效應(yīng)，技術(shù)進步總體偏向技能勞動力；當行業(yè)內(nèi)變化為負值時，則說明價格效應(yīng)小于市場規(guī)模效應(yīng)，技術(shù)進步總體偏向非技能勞動力。式(1)和式(2)的分解結(jié)果見表1。首先看g[,P]的分解結(jié)果。樣本期間內(nèi)我國工業(yè)行業(yè)技能勞動力與非技能勞動力勞動者報酬總額的比值下降了約3.1%，其中行業(yè)間變化值為0.8%，行業(yè)內(nèi)變化值為-3.9%。行業(yè)間變化值接近于零，由此可知，樣本期間內(nèi)我國工業(yè)行業(yè)技能勞動力與非技能勞動力勞動者報酬總額比值的變化主要由行業(yè)內(nèi)變化即技術(shù)進步導(dǎo)致。再看的分解結(jié)果。樣本期間內(nèi)我國工業(yè)行業(yè)技能勞動力與非技能勞動力從業(yè)人員的比值平均下降了約2.9%，其中行業(yè)間變化值為0.6%，行業(yè)內(nèi)變化值為-3.6%。行業(yè)間變化值仍然接近于零，說明樣本期間內(nèi)我國工業(yè)行業(yè)技能勞動力與非技能勞動力從業(yè)人員比值的變化也主要由行業(yè)內(nèi)變化即技術(shù)進步引致。綜合上述可知，2002-2007年我國工業(yè)行業(yè)工資不平等程度的變化也主要由行業(yè)內(nèi)變化即技術(shù)進步引致，這與Berman等(1998)等文獻的結(jié)論一致。對于和的分解，行業(yè)內(nèi)變化均為負值，由此說明樣本期間內(nèi)我國工業(yè)行業(yè)內(nèi)的技術(shù)進步相對地偏向非技能勞動力⑦。＜，則由前文闡述可知，樣本期間內(nèi)我國工業(yè)行業(yè)工資不平等總體呈下降趨勢，且這種下降趨勢主要由行業(yè)內(nèi)偏向非技能勞動力的技術(shù)進步引致。為了考察出口貿(mào)易對我國工業(yè)行業(yè)工資不平等的影響及這種影響產(chǎn)生的機制，我們以行業(yè)出口交貨值與工業(yè)銷售產(chǎn)值的比重作為行業(yè)出口貿(mào)易密集度的度量指標，計算2002-2007年36個工業(yè)行業(yè)的出口貿(mào)易密集度的均值的中值，并以該中值作為劃分標準，將36個工業(yè)行業(yè)劃分為兩個行業(yè)子集合：出口貿(mào)易密集度較高的行業(yè)集合和出口貿(mào)易密集度較低的行業(yè)集合。然后運用分解式(1)和式(2)分別對這兩個行業(yè)子集合的和進行分解，分解結(jié)果見表1的最后兩行。首先看出口貿(mào)易密集度較高行業(yè)集合的分解結(jié)果。樣本期間內(nèi)，我國出口貿(mào)易密集度較高行業(yè)技能勞動力與非技能勞動力勞動者報酬比值平均下降了約1.8%，技能勞動力與非技能勞動力從業(yè)人員比值平均下降了約2.1%，二者的差異為0.3個百分點。由此可知，樣本期間內(nèi)我國出口貿(mào)易密集度較高行業(yè)的工資不平等總體呈上升趨勢。再看出口貿(mào)易密集度較低行業(yè)集合的分解結(jié)果。樣本期間內(nèi)，我國出口貿(mào)易密集度較低行業(yè)技能勞動力與非技能勞動力勞動者報酬比值平均下降了約6.4%，技能勞動力與非技能勞動力從業(yè)人員比值平均下降了約4.9%，二者的差異為-1.5個百分點。由此可知，樣本期間內(nèi)我國出口貿(mào)易密集度較低行業(yè)的工資不平等總體呈下降趨勢。出口貿(mào)易密集度不同的行業(yè)，其工資不平等的變化趨勢也存在著一定的差異。如果將出口貿(mào)易密集度的變化趨勢也考慮進來，則樣本期間內(nèi)出口貿(mào)易密集度較高行業(yè)其出口貿(mào)易密集度總體呈上升趨勢，而出口貿(mào)易密集度較低行業(yè)其出口貿(mào)易密集度總體呈下降趨勢，即樣本期間內(nèi)我國出口貿(mào)易密集度的變化與行業(yè)工資不平等的變化呈現(xiàn)出相同的變化趨勢。在出口貿(mào)易密集度較高與較低這兩個行業(yè)子集合中，工資不平等的變化均主要由行業(yè)內(nèi)變化引致，且行業(yè)內(nèi)變化值為負，與工業(yè)行業(yè)的總體情況相同。但在出口貿(mào)易密集度較高的行業(yè)子集合中，與分解后的行業(yè)內(nèi)變化的絕對值要小于出口貿(mào)易密集度較低的行業(yè)子集合。這說明，與出口貿(mào)易密集度較低的行業(yè)相比，出口貿(mào)易密集度較高的行業(yè)其技術(shù)進步相對地更偏向于技能勞動力。此外，這兩個行業(yè)子集合中工資不平等的行業(yè)間變化差異不大，兩個行業(yè)子集合中工資不平等的差異主要源于二者的行業(yè)內(nèi)變化差異，即技術(shù)進步的偏向性差異。綜合上述，本部分得出主要結(jié)論為：2002-2007年我國工業(yè)行業(yè)工資不平等程度的變化主要由行業(yè)內(nèi)變化即技術(shù)進步引致。而行業(yè)出口貿(mào)易密集度的提高，會使該行業(yè)發(fā)生相對地更偏向技能勞動力的技術(shù)進步，從而提高行業(yè)內(nèi)的工資不平等程度。三、模型與變量各變量的定義及數(shù)據(jù)來源具體如下：(1)rd為行業(yè)的技術(shù)開發(fā)投入密集度變量，計算指標為行業(yè)大中型工業(yè)企業(yè)科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出與行業(yè)產(chǎn)品銷售收入的比重。由于行業(yè)科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出中包括了科技活動人員的勞動報酬，因此我們在計算行業(yè)研發(fā)投入密集度時，將科技活動人員的勞動報酬從科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出中剔除掉了。(2)export為行業(yè)的出口貿(mào)易密集度，計算指標為行業(yè)出口交貨值與行業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值的比重。(3)S/U為行業(yè)技能勞動力的相對供給指標，由于缺乏各行業(yè)科技活動人員與非科技活動人員的供給數(shù)據(jù)，我們以全國層面的科技活動人員相對供給數(shù)據(jù)作為替代指標。《中國勞動力市場職業(yè)供求數(shù)據(jù)查詢系統(tǒng)》中提供了2001-2005年我國勞動力市場上按職業(yè)分組的供求人數(shù)，而“中國勞動力市場”系統(tǒng)中提供了2006年和2007年全國部分城市抽樣調(diào)查的勞動力市場供求狀況分析報告⑨。我們利用該套數(shù)據(jù)構(gòu)建了全國層面科技活動人員相對供給指標，即勞動力市場上專業(yè)技術(shù)求職人員與求職人員總數(shù)的比重。根據(jù)前文的分析，我們預(yù)期。估計式(6)中的控制變量（即CV）包括：(1)資本品的價格變量kprice，根據(jù)盛仕斌和徐海(1999)的觀點，計算指標為行業(yè)利息支出與負債合計的比重。由Griliches(1969)提出的資本與非技能勞動力的替代彈性要大于資本與熟練勞動力的替代彈性，意味著資本投入的增加會提高技能勞動力的邊際產(chǎn)品，同時降低非技能勞動力的邊際產(chǎn)品，進而會提高工資不平等。此即“資本－技術(shù)互補性”。本文以資本品價格作為資本投入的度量指標。(2)行業(yè)中企業(yè)規(guī)模變量scale，計算指標為行業(yè)的產(chǎn)品銷售收入與工業(yè)企業(yè)單位數(shù)的比重。許多實證研究表明企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模和技術(shù)密集度正相關(guān)，即隨著企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴大，它對技能勞動力的相對需求會上升，從而工資不平等程度也會上升。由于加入的控制變量不能與主要解釋變量export存在因果關(guān)系，即控制變量本身不能為該解釋變量的“果”，為此我們將上述兩個變量的滯后一期值作為控制變量，數(shù)據(jù)形式仍然為對數(shù)形式。行業(yè)科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》各期，其他指標構(gòu)建數(shù)據(jù)如無特別說明均來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》各期。各變量的基本統(tǒng)計信息見表2。這里我們主要關(guān)注工業(yè)行業(yè)工資不平等變量ln(w)的統(tǒng)計信息。通過計算2002-2007年36個工業(yè)行業(yè)工資不平等ln(w)的均值發(fā)現(xiàn)，36個行業(yè)中，只有黑色金屬礦采選業(yè)、電氣蒸汽熱水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、煤氣生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)三個行業(yè)的ln(w)均值為負，其他33個行業(yè)的ln(w)均值均為正。由此說明，我國工業(yè)行業(yè)科技活動人員的人均勞動者報酬基本高于同行業(yè)內(nèi)的非科技活動人員。樣本期間內(nèi)，36個行業(yè)中，ln(w)均值最大者為通信設(shè)備及其他電子設(shè)備制造業(yè)，其工資不平等程度w的均值達2.980，即該行業(yè)中科技人員的平均工資約為非科技人員的2.98倍；ln(w)均值最小者為電氣蒸汽熱水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，其工資不平等程度僅為0.831，即該行業(yè)中科技人員的平均工資低于非科技人員，僅為非科技人員平均工資的0.831倍。以各行業(yè)ln(w)的2007年值與2002年值的差值符號作為其工資不平等變化總體趨勢的判斷標準，即如果差為正值，則說明樣本期間內(nèi)行業(yè)工資不平等的總體變化趨勢為上升趨勢；反之，則為總體下降趨勢。計算該差值發(fā)現(xiàn)，樣本期間內(nèi)共有17個行業(yè)的工資不平等總體呈上升趨勢，其中上升幅度最大的行業(yè)為家具制造業(yè)；其余19個行業(yè)的工資不平等則總體呈下降趨勢，其中下降幅度最大的行業(yè)為黑色金屬礦采選業(yè)。四、計量檢驗與實證分析（一）36個工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證分析本文采用固定效應(yīng)模型和可行的廣義最小二乘法(FGLS)⑩對式(6)進行估計，且對異方差進行了處理。由于變量ln(S/U)為全國層面的數(shù)據(jù)，如果加入時間特定效應(yīng)虛擬變量，則會產(chǎn)生完全共線性問題，因此估計模型中并不加入時間特定效應(yīng)，而將時間特定效應(yīng)的影響納入變量ln(S/U)的估計系數(shù)中。表3報告了模型(6)的固定效應(yīng)和FGLS估計結(jié)果。第①列至第③列為固定效應(yīng)模型估計結(jié)果。在第①列的估計模型中，我們不加入ln(kprice)和ln(scale)這兩個控制變量。第②列和第③列估計模型則是分別在第①列估計模型的基礎(chǔ)上逐步加入控制變量ln(kprice)和ln(scale)。第④列至第⑥列估計模型為FGLS估計結(jié)果，各列模型的構(gòu)建與固定效應(yīng)模型相同。固定效應(yīng)模型與FGLS的估計結(jié)果基本相同。首先關(guān)注模型(6)中影響工資不平等的三個關(guān)鍵變量即ln(export)、ln(rd)和ln(S/U)的估計結(jié)果。在六個估計模型中，變量ln(export)的估計系數(shù)基本在大于或等于10%的顯著性水平下顯著為正，其大小在區(qū)間[0.060，0.078]內(nèi)波動（波動幅度較?。?。這說明出口貿(mào)易密集度的正向變化會提高行業(yè)的工資不平等，這與分解框架下得出的結(jié)論一致。由此驗證了樣本期間內(nèi)我國工業(yè)行業(yè)出口貿(mào)易密集度的提高會使該行業(yè)發(fā)生相對地更偏向技能勞動力的技術(shù)進步，這與Wu(2000)、Tsou等(2006)得出的主要結(jié)論基本一致。變量ln(rd)的估計系數(shù)均在5%的顯著性水平下顯著為正，其大小在區(qū)間[0.094，0.150]內(nèi)波動，由此可知，技術(shù)開發(fā)投入密集度變量對工資不平等的邊際影響大于出口貿(mào)易密集度，這說明我國工業(yè)行業(yè)內(nèi)偏向技能勞動力型技術(shù)進步的主要原動力在于自主研發(fā)。變量ln(S/U)的估計系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為負，其大小在區(qū)間[-0.614，-0.574]內(nèi)波動。這三個變量估計系數(shù)的符號及其顯著性與前文分析一致，即行業(yè)出口貿(mào)易密集度和技術(shù)開發(fā)密集度的提高均會提高行業(yè)工資不平等程度，技能勞動力相對供給的增加則會降低行業(yè)工資不平等程度。利用該分解式計算上述三個變量對ln(w)變化的貢獻，計算結(jié)果見表4。ln(export)變化對ln(w)變化的貢獻為17.32%～22.51%，ln(rd)變化對ln(w)變化的貢獻為5.02%～8.01%，而ln(S/U)變化對ln(w)變化的貢獻為3.08%～3.44%。由此可知，樣本期間內(nèi)我國工業(yè)行業(yè)出口貿(mào)易密集度的變化對其工資不平等的變化具有相當?shù)慕忉屃?，而行業(yè)技術(shù)開發(fā)密集度的變化及技能勞動力的相對供給變化二者的解釋力均較小，二者解釋力之和仍顯著小于出口貿(mào)易密集度變化的解釋力。這說明行業(yè)技術(shù)開發(fā)密集度變量對工資不平等的邊際影響大于出口貿(mào)易密集度變量，但由于前者的標準差顯著小于后者（見表2），因而技術(shù)開發(fā)密集度變化的解釋力要小于出口貿(mào)易密集度變化。而由于ln(S/U)變量的估計系數(shù)還度量了其他時間特定效應(yīng)的影響，因此這里我們并不能對其實際作用大小作出判斷。（二）估計結(jié)果的穩(wěn)健性分析這里主要考慮出口貿(mào)易密集度的內(nèi)生性問題。存在著這樣一種可能性：工資不平等程度較高的行業(yè)，其市場競爭力也較強，從而出口也會相對較多。在這種情況下，出口貿(mào)易密集度變量顯著為正，但并不能得出“出口貿(mào)易密集度的提高會增加行業(yè)的工資不平等程度”這一結(jié)論，即出口貿(mào)易密集度與工資不平等間可能存在著正的反向因果關(guān)系。本文采用兩種方法檢驗這種可能的反向因果關(guān)系。首先，借鑒Beck(2002)(11)的方法，我們計算2002-2007年36個細分行業(yè)ln(w)的均值，并將其按降序排列，以中值作為標準，將樣本劃分為兩個子樣本：ln(w)均值大于中值的子樣本1和ln(w)均值小于中值的子樣本2。如果存在上述正的反向因果關(guān)系，則我們預(yù)期子樣本2中出口貿(mào)易密集度變量的估計系數(shù)將不顯著或為負；反之，如果子樣本2中出口貿(mào)易密集度變量的估計系數(shù)仍然顯著為正，則可以認為前文結(jié)論并非由正的反向因果關(guān)系所致。Beck(2002)對兩個子樣本分別進行回歸，但由于本文的主要目的是比較全部樣本、子樣本1和子樣本2下出口貿(mào)易密集度變量估計系數(shù)大小和符號的差異，為了克服樣本大小不一致對這種差異的影響，我們借鑒蔣殿春和張宇(2006)的方法，在估計模型中加入交叉乘積項dum×ln(export)，其中dum為虛擬變量，當行業(yè)屬于子樣本1時取值為1，屬于子樣本2時取值為0。運用與前文相同的回歸方法，對估計式(6)進行重新估計，估計模型為表3中的第③列和第⑥列模型，估計結(jié)果見表5。根據(jù)前述，如果出口貿(mào)易密集度與工資不平等間可能存在著正的反向因果關(guān)系，則我們預(yù)期變量ln(export)的估計系數(shù)不顯著或顯著為負。但由表5可知，在固定效應(yīng)模型與FGLS的估計結(jié)果下，ln(export)的估計系數(shù)分別在10%和5%的顯著性下顯著為正。因此，我們可以得出結(jié)論認為“出口貿(mào)易密集度的提高會增加行業(yè)的工資不平等程度”這一結(jié)論并非由反向因果關(guān)系所致。其次，借鑒Angrist和Pischke(2008)的思想，考察如下回歸式：估計式(8)中，如果變量的估計系數(shù)通過了顯著性檢驗則說明出口貿(mào)易密集度變量與工資不平等存在著反向因果關(guān)系，反之，則說明二者不存在反向因果關(guān)系。仍然采用表3的第③列和第⑥列模型對該式進行估計，變量數(shù)據(jù)樣本期間為2003-2008年，其中2008年工業(yè)行業(yè)細分行業(yè)出口交貨值數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計月報數(shù)據(jù)(2008)》，細分行業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒(2009)》。估計結(jié)果見表5。在固定效應(yīng)和FGLS估計下，變量的估計系數(shù)均未能通過顯著性檢驗，由此可以判斷，“出口貿(mào)易密集度的提高會增加行業(yè)的工資不平等程度”這一結(jié)論并非由反向因果關(guān)系所致。綜觀表3的第③列和第⑥列以及表5的估計結(jié)果，筆者發(fā)現(xiàn)在36個工業(yè)行業(yè)樣本下，變量ln(kprice)的估計系數(shù)為負，且基本在10%或5%的顯著性水平下顯著。這說明我國工業(yè)行業(yè)的資本投入也存在著“資本－技術(shù)互補性”，即資本與非技能勞動力的替代彈性要大于資本與熟練勞動力的替代彈性，該結(jié)論支持了Griliches(1969)、Krusell等(2000)、Winchester和Greenaway(2005)等文獻的觀點。變量ln(scale)的估計系數(shù)在1%或5%的顯著性水平下顯著為負，這與前文預(yù)期并不一致。主要是因為根據(jù)Dinopoulos、Syropoulos和Xu(2001)的觀點，企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模與技術(shù)密集度正相關(guān)的前提條件之一為“生產(chǎn)規(guī)模經(jīng)濟，即規(guī)模擴大會使單位成本下降”，而本文變量ln(scale)顯著為負的估計系數(shù)說明我國大多數(shù)工業(yè)行業(yè)并不存在著規(guī)模經(jīng)濟，甚至還可能存在著規(guī)模不經(jīng)濟，即生產(chǎn)方式仍為粗放型。仍然運用式(7)計算變量ln(kprice)和變量ln(scale)二者的變化對ln(w)的變化的貢獻，計算結(jié)果見表4的最后兩行。結(jié)果表明，樣本期間內(nèi)變量ln(kprice)變化對ln(w)變化的解釋力為14.13%，而ln(scale)變化對ln(w)變化的解釋力為12.59%～20.08%。樣本期間內(nèi)，模型(4)中各變量變化對ln(w)變化的解釋力之和約為54.21%（根據(jù)第⑥列模型的估計結(jié)果計算而得），其中出口貿(mào)易密集度變化的解釋力最大，行業(yè)生產(chǎn)規(guī)模和資本品價格變化的解釋力次之，行業(yè)