全球价值链嵌入位置、出口产品质量与工薪差距.docx

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1、第40卷第5期2023年9月Vol. 40 No. 5Sep. 2023经济经纬ECOnOmiCSUrvey全球价值链嵌入位置、出口产品质量与工薪差距王子睿刘钧霆3,董丹丹3（1.河南财经政法大学国际经济与贸易学院，河南郑州450046;2.河南大学应用经济学博士后流动站，河南开封475000;3.辽宁大学金融与贸易学院,辽宁沈阳IlOO36）88888888888888888888888888888888888888888888888888摘要：利用中国工业企业数据库、海关数据库以及WIOD数据库中的相关数据和年鉴数据，经验分析了企业嵌入全球价值链位置变化对工薪差距的影响以及出口产品质量在全

2、球价值链与工薪差距关系中的作用.结果表明：企业嵌入全球价值链位置搴升对工薪差距产生显著正向影响，在经过内生性检验和稳健性检验后这一结论依然成立。机制检验结果表明，全球价值链地位提升会提高产品质量，产品质量提高又会扩大工薪差距。异质性分析表明，开展混合贸易的企业和民营企业全球价值链地位攀升对工薪差距产生显著正向影响，只开展一种贸易方式的企业、国有企业、外资与港澳台资企业在全球价值链中所处位置的提升不影响工薪差距。基于上述研究结论，从加大研发投入，完善知识产权保护制度，提升低技能劳动人力资本水平，增加高技能劳动供给，将缩小工薪差距重点放在提高低技能劳动的收入水平上等方面提出相应政策建议.关键词：全

3、球价值链；出口产品质量;工薪差距;产品价格效应；技能溢价效应基金项目：国家社会科学基金项目（19B儿089,21B儿IOo）;国家自然科学基金青年项目（42201185）；河南省高校科技创新人才支持计划（人文社科类）（2021-CX-Ol5）;河南财经政法大学信和黄廷方青年学者资助计划;河南财经政法大学华贸金融研究院2021年度项目作者简介：王子睿（1994-）,男，河南郑州人，博士,讲师，主要从事国际经济问题研究；刘钧霆（1972-）,男，辽宁大连人，教授，博士生导师，主要从事国际经济问题研究；/丹丹（1992）,女，河南商丘人，博士研究生，主要从事国际经济问题研究.中图分类号:F742文献

4、标识码:A文章编号:1006-1096（2023）05-0086-13收稿日期:2022-10-0688888888888888888888888888888888888888888888888888改革开放40多年来，中国对外贸易快速发展，不仅出口数量快速增长,在全球价值链（GlobalVaIUeChain,GVQ中的位置和出口产品质量也发生了显著变化，比较优势持续强化但是我们也应该看到，中国的产品出口正在经受高低两端的双重挤压，中美贸易战使中国的对外贸易正面临更加错综复杂的外部环境。一方面，随着劳动力成本大幅度上升，中国低附加值产业原有的比较优势被大大削弱，开始向劳动力价格低廉的国家转移；

5、另一方面，与技术先进的发达国家相比，中国的高附加值产业还未形成明显的竞争优势O现阶段，发达经济体通过再工业化战略对中国制造业价值链攀升路径进行立体式施压，导致中国制造业在现有全球价值链体系中面临嵌入遭低端锁定、重构为时过早、攀升被围追堵截等多重困境（朱廷培等,2020）.所以，提升中国在全球价值链中的地位，提高出口产品质量，是重塑对外贸易比较优势的重要路径。在中国经济快速增长、人均收入水平大幅度提高的同时，工薪差距呈现出逐渐扩大的趋势o根据笔者计算,2007年中国的工薪差距为1.94,2012年达到了6.08,2018年更是高达6.35。这表明工薪差距拉大已成为中国当前经济社会发展中面临的一个

6、突出问题。全球价值链地位变化和出口产品质量变化是不是造成工薪差距扩大的重要原因，近年已逐渐成为学界关注的焦点。全球价值链地位攀升表现为国家、行业或企业在全球价值链中由低端向高端移动的过程（Gereffietal,2005）.一国在全球价值链中所处的位置，决定了其在生产过程中的要素配比,全球价值链攀升可以直接或间接通过提升出口产品质量，影响着不同技能劳动力的需求，进而影响工薪差距。党的十九大报告提出的2035年目标和2050年目标渚B鲜明地体现了改善人民生活、缩小收入差距、实现共同富裕的要求O着力提高低收入群体的收入，完善按要素分配政策来推动共同富裕是社会的期待，也是政策的目标o但是对于由全球价

7、值链地位攀升和产品质量提升可能引起的工薪差距扩大问题，需要进行科学的分析和理性的思考。全球价值链地位变化以及出口产品质量变化对工薪差距有无影响？有何种影响？影响机制是什么？全球价值链地位变化是否会通过改变出口产品质量进而影响工薪差距？如果说全球价值链嵌入位置提升和出口产品质量提高能够代表对外贸易高质量发展的话，对外贸易高质量发展却带来了工薪差距扩大,这究竟是好”的结果还是不好”的结果？对此应采取什么样的政策？对这些问题的思考引发了笔者选择本论文主题的动机和立意。本文的创新性贡献有以下几点：第一,将全球价值链、出口产品质量与工薪差距同时纳入一个研究框架,论证了全球价值链、出口产品质量与工薪差距的

8、关系，拓展了工薪差距影响因素的研究范围，丰富了国际分工理论与劳动经济学理论相关研究。第二，利用企业层面微观数据，经验分析了全球价值链对工薪差距的影响及作用机理，证明了出口产品质量在全球价值链地位变动影响工薪差距中的作用。一、文献辘Verhoogen（2008）、Brambilla等（2016）以及Bustos（2011）的研究证明,生产并出口高质量产品将增加对高技能劳动的相对需求,从而让高技能劳动获得更高的报酬，扩大了工薪差距。Wang等（2015）认为，出口企业大规模生产高质量产品需要大量的高技能劳动，为了保证较高的生产效率，出口企业会通过利润激励的方式调动高技能劳动的生产积极性，从而在一定

9、程度上提高高技能劳动的工资水平，导致工薪差距扩大。杨连星等（2015）发现出口产品质量通过提高出口产品价格这一渠道对工薪差距产生影响。刘灿雷等（2018）认为出口产品质量主要通过技能溢价机制和利润分享机制扩大了中国出口企业内部的工薪差距。喻美辞等（2019,2020）研究发现，出口产品质量主要通过增加对高技能劳动的相对需求、改善企业利润和绩效等机制扩大工薪差距。刘钧霆等（2021,2022）研究了出口产品质量与工薪差距之间的关系，发现出口产品质量主要通过技能溢价机制和利润分享机制扩大了工薪差距。全球价值链地位变化是否也是造成工薪差距扩大的重要原因，近年已逐渐成为学界关注的焦点（喻美辞等,202

10、0）。多数研究认为，全球价值链嵌入位置的攀升会拉大工薪差距。COStinOt等（2012）认为,较晚的生产环节与较早的环节相比失误率更低，致使高技能劳动较密集，最终扩大了工薪差距.Timmer等（2014）的研究结果表明，不论是发达国家还是发展中国家，全球价值链地位攀升都会扩大国内技能劳动群体间的工薪差距。LoPeZ等（2015）研究发现，随着全球价值链地位的攀升，发达国家的工薪差距将随之扩大。LOS等（2015）发现,19952001年和20012006年的全球价值链地位攀升扩大了发展中国家的工薪差距,而2006年以后中国等发展中国家增加了对低技能劳动的相对需求以后,工薪差距缩小。陈雯等（2

11、017）基于1995-2009年39个国家或地区的研究证明，全球价值链地位越高，出口中包含的低技能劳动占比越低，即全球价值链地位提高增加了对高技能劳动的相对需求,从而扩大了工薪差距。喻美辞等（2020）、张少军（2015）研究了中国全球价值链地位与工薪差距之间的关系，结果表明全球价值链地位攀升改变了不同技能劳动的需求结构，导致工薪差距扩大.盛斌等（2021）基于中国微观企业数据，考察了企业嵌入全球价值链位置对工薪差距的影响及其作用机制，发现企业嵌入全球价值链位置与技能溢价之间呈倒U形关系。也有研究认为，全球价值链位置攀升可能会缩小工薪差距。林玲等（2016）的研究结果表明，积极参与全球价值链分

12、工有利于缩小工薪差距o刘瑶（2016）利用1995-2011年OECD-TiVA数据研究了56个国家价值链参与度与工薪差距之间的关系，发现全球价值链位置指数对工薪差距有负向影响。胡昭玲等（2016）发现分工位置下滑会导致中国大多数行业的工薪差距扩大o耿伟等（2018）指出靠近价值链低端位置的行业，高技能劳动的收入占比越高，低技能劳动力的收入占比越低,说明这些低端行业的工薪差距是扩大的。目前在出口产品质量背景下研究全球价值链位置与工薪差距的文献相对较少。喻美辞等（2020）利用WIOD数据库中1995-2014年中国制造业行业面板数据,将全球价值链作为中介变量研究了出口产品质量对工薪差距的影响。

13、结果发现,出口产品质量提高在直接扩大工薪差距的同时,通过全球价值链攀升机制间接扩大了工薪差距,高技术行业出口产品质量升级更容易拉大工资差距；在中间投入品进口较多、加工贸易占比较高、外资参与度较高的行业,最终产品出口质量虽然较高,但并未通过全球价值链攀升机制扩大工资差距。其实全球价值链位置变动与出口产品质量之间可能是相互影响的.全球价值链位置变动可能对出口产品质量存在影响（高静等,2019;徐邦栋等,2020;董丹丹等,2021）,价值链的攀升也意味着出口产品质量的提高。因此,全球价值链地位攀升可以直接或间接通过提升出口产品质量来影响工薪差距。徐邦栋等(2020)基于中国微观企业数据，研究了全球

14、价值链分工对出口产品质量的影响，发现企业GVC上游参与程度提高有助于提升出口产品质量，而下游参与程度提高阻碍了出口产品质量的提升O高静等(2019)研究了全球价值链嵌入对中国企业出口产品质量的影响，他们认为：一方面，全球价值链嵌入可以通过中间品进口带来高质量的中间品和技术，外生地提升出口产品质量；另一方面，由于中国全球价值链的低端嵌入有可能同时出现促进效应和俘获效应，现阶段全球价值链嵌入背景下企业自主研发创新对出口产品质量提升机制失效，并且中间品技术外溢对出口产品质量升级也失灵，全球价值链背景下企业无法依靠自主研发创新推动出口产品质量升级，企业对外部技术外溢效应也无法进行有效吸收与匹配，全球价

15、值链嵌入过度有可能导致企业出口质量下降。所以，不能单一研究全球价值链地位变化或出口产品质量变化对工薪差距的账响，而应该将两者结合起来，尤其是要考虑出口产品质量在全球价值链地位变化影响工薪差距的过程中所发挥的作用。鉴于此，本文将出口产品质量作为机制变量，采用企业层面面板数据，研究全球价值链地位变化对工薪差距的影响，同时考察出口产品质量在全球价值链地位变化影响工薪差距的过程中所发挥的作用，并分行业、分贸易方式、分地区、分所有制类型等多个角度分析全球价值链地位变化对工薪差距的影响。二、理论机制与研究假说这里主要回答以下两个问题：一是企业全球价值链地位的提升对工薪差距有没有影响，是通过什么样的途径或机

16、制来影响工薪差距？二是出口产品质量在其中究竟发挥了什么样的作用？(一)全球价值链地位与工薪差距企业全球价值链地位变化主要通过以下几个渠道来影响制造业工薪差距。首先，随着企业全球价值链地位攀升和产业升级，对高技能劳动需求会增加高技能劳动有较高的劳动生产率和较高的边际产品价值，较高的人力资本水平和较强的专用性，较高的培训成本和稀缺性，较高保留价值和更大的谈判权利，可以获得技能溢价。企业也愿意给那些工作效率高、技能熟练的劳动力支付更高的技能溢价，这就会扩大工资差距(Yeaplel2005jVerhoogen,2008,Bustosf2011)。其次,研发投入是全球价值链地位攀升和产业升级的最主要推动

17、力量，也是技术进步的源泉O然而这种技术进步是有偏的，不仅是偏向于资本的，也是偏向于高技能劳动的O这种有偏向性的技术进步也会引起其他企业争相模仿和创新，获得偏向于高技能劳动的技术进步效应。因此，偏向于高技能劳动的技术进步效应会增加对高技能劳动的相对需求,扩大工薪差距。再次，出口产品在全球价值链位置攀升过程中将会带来技术进步效应和产品价格效应o一般来说，产品质量提高将会引起产品价格上升，由此支付给高技能劳动的报酬占比提高，工薪差距扩大,这就是产品价格效应.另外，随着高技能劳动要素投入增加，企业产出增加，利润增加，导致高技能劳动要素劳动报酬占比提高。技术较先进、生产效率较高的企业可以大量生产并出口高

18、质量产品，能够获得较好的经营绩效;技术较落后、生产效率低的企业只能生产并出口低质量产品，受市场规模影响，经营效益较差，只能大量雇佣低技能劳动，这些低技能劳动只能获取少量的利润分享工资，从而拉大了高低技能群体间的工薪差距.基于此,本文提出第1个假说：假说1：全球价值链地位攀升对制造业工薪差距产生正向影响。(二)出口产品质量在全球价值链影响工薪差距中的作用首先，企业全球价值链地位攀升将推动出口产品质量升级。全球价值链地位攀升对出口产品质量的影响主要通过技术进步效应和产业升级效应来实现。技术进步是全球价值链地位攀升的主要途径，高技术产品是技术进步的主要载体。为了维持行业竞争优势,企业就需要不断加大研

19、发投入，依靠技术优势开发新产品，提升全球价值链地位一般来说，高技术产品质量高，面临的竞争少，拥有较大的议价能力，所以就有较高的国内附加值，可以由此开展新产品研发，进而实现全球价值链地位攀升与产品质量升级的良性循环O价值链地位攀升就意味着产业升级，意味着相关产业所处地位向全球价值链两端发展，意味着国内产业从劳动密集型向资本和技术密集型转变，将具体体现在产品质量不断提高上来o其次，出口产品质量提高将提高产品价格，进而扩大工薪差距O产品质量主要从以下几个方面影响产品价格：一是质量、成本与价格效应。生产高质量产品需要投入更多的研发费用、使用更高质量的原材料和零部件，更严格的生产和管理流程，生产成本就会

20、提高，进而市场定价就会更高(Hallaketal,2011)0二是市场结构效应。不同的市场结构，企业的定价策略是不一样的。产品质量越高，生产难度就越大，生产企业可能就会处在一个垄断竞争，甚至是寡占或者垄断的市场环境，就有更大的产品定价权，差异化程度较高的产品因更能满足消费者的多样化需求，就可以有较高的产品价格(高运胜等，2017;孙哲远，2022).三是收入需求效应o出口产品面对的是国外的消费者，高收入国家是高质量产品的主要消费市场，相对于他们的收入，高质量产品的价格可能并不高，高收入消费者更愿意为高质量支付高价。综上,一般来讲，出口产品价格会随着产品质量的提高而提高。另外，出口产品质量影响出

21、口产品价格可能还与企业的市场地位有关。随着出口产品质量的提高,在国际上拥有市场势力的在位企业可以提高出口产品价格，而新进入的出口企业和高出口倾向企业则很难做到(许明，2016).张明志等(2015)认为，企业可能会通过提高出口产品质量来保持出口竞争力，这就需要更多的高技能劳动，并向高技能劳动支付更高的工资.一般而言，生产高质量产品会密集使用高技能劳动要素，根据SS定理，如果出口产品质量提升能够提高出口产品价格，就可以提高高技能劳动的绝对和相对工资水平,从而扩大工薪差距。基于此,本文提出第2个假说：假说2:出口产品质量在全球价值链地位变动影响工薪差距中发挥作用。三、研究设计本文将利用企业层面数据

22、对全球价值链地位、出口产品质量与工薪差距之间的关系进行验证。与基于行业层面数据的研究相比,利用企业层面数据对全球价值链地位、出口产品质量与工薪差距之间的关系进行研究，主要是基于以下两方面的考虑：第一，使用行业层面的加总数据，即使在同一行业中，不同企业的生产函数和要素投入仍有较大的差异，因此基于行业层面的分析可能会忽视不同企业在技能分布以及收入分配中的异质性(盛斌等,2021)。相较而言,企业层面的全球价值链地位、出口产品质量以及工薪差距数据能够更准确地刻画它们之间的关系第二，受数据的影响，本文构建的计量模型选取了一些新的控制变量，采用了新的测算方法来测算被解释变量工薪差距和核心解释变量全球价值

23、链地位，其他变量使用了新的数据，进行了多角度的异质性分析。(一)计量模型的构建及识别策略本文在Kee等(2015)、盛斌等(2021)研究的基础上,构建如下计量模型考察企业层面全球价值链地位、出口产品质量对工薪差距的影响：WagegaP网=%+%gv+Xjkt+11+t+e+汹(1)其中,i、j、k、t分别表示企业、行业、地区与年份,为了进一步控制企业自身不受时间变化特征、行业不变特征、地区不变特征以及年份固定的影响，本文进一步控制了企业固定效应i、行业固定效应j、省份固定效应lt和时间固定效应tijkt为随机误差项。基于企业层面数据识别全球价值链地位变化对工薪差距的因果效应，主要策略是采用多

24、维固定效应模型和工具变量等方法。一方面,控制了企业固定效应、行业固定效应、省份固定效应和时间固定效应，最大程度缓解了不可观测异质性对估计结果的影响另一方面，考虑到双向因果和潜在遗落变量偏误可能导致的内生性问题，进一步使用企业所在省份三分位行业企业的GVC均值作为企业全球价值链地位的工具变量，因果识别企业全球价值链地位变化对工薪差距的影响。该工具变量较好地满足了相关性和排他性假定。同时本文还控制了影响企业全球价值链地位变化和企业工薪差距的其他变量，以最大程度降低遗漏变量产生的估计偏误。(二)变量选取与数据处理1 .被解释变量企业工薪差距(WagegaP)企业工薪差距主要反映的是企业内高技能劳动和

25、低技能劳动之间的工资差距，为此需要企业内部高技能劳动以及低技能劳动的工资数据O但国内现有的企业层面的微观数据库，尚未对不同技能水平劳动群体的工资水平进行准确区分。因此,在参考和借鉴Chen等(2013)、盛斌等(2021)研究的基础上，改进了测度企业内工薪差距的方法，具体方法如下：Wageg叩it=匕=._， fl( M,e4 ) -lt( WdK:)其中Waga表示的是企业平均工资，由企业应付工资加上企业应付福利费后再除以企业从业人员数得到，相关数据来自中国工业企业数据库oWag或表示的是企业的最低工资,由于这一数据不能在公司数据中找到，只能通过估计获取。这里将企业所在地区三分位行业中平均工

26、资最低的企业工资表示为企业的最低工资。it表示的是企业中高技能劳动数量与企业员工总数的比值，以大专及以上学历的员工数占员工总数的比例表示。另外,本文借鉴Chen等（2013）的研究,假定i企业内技能劳动占比与企业所在地区技能劳动占比呈等比例变化趋势。各地区技能劳动占比数据来自中国劳动统计年鉴。2 .解释变量企业全球价值链地位（gvc）.该变量是本文核心解释变量，考虑到数据的可得性以及计算等问题，参考吕越等（2018）的做法,对企业全球价值链嵌入度进行了测度，具体计算公式如下：gvc=X其中，M表示企业进口额,X表示企业出口额Q表示国内销售额,上标P和。分别表示加工贸易和一般贸易，下标A和Am分

27、别表示贸易代理商调整后的进口额和中间品进口额。另外=Mp（l-sharep）,ShareP为各行业加工贸易模式下通过贸易代理商进口占总进口的比重；MtI=M0（l-share0）,share。为各行业一般贸易模式下通过贸易代理商进口占总进口的比重。企业层面的出口产品质量（rqua）也是本文的重要变量。借鉴Amiti等（2013）的方法，测算了企业层面的出口产品质量，即企业-产品国家-年份维度的产品质量，测算公式如下：InqhCt+ir=Oh+%+5（4）其中,h表示的是HS六分位编码下的产品种类,c代表进口国家,q为产品数量,p为产品价格。h为产品层面固定效应,a。为进口国-年份固定效应,为随

28、机误差项。利用中国海关数据库中的数据对上式进行估计，就可以得到企业层面的出口产品质量（rqua）,即rquent=；=expi（o-1）,其中。表示的是产品替代弹性。随后，考虑到产品的异质性，为了使不同类型产品的出口质量在不同维度下也具有可比性，参考施炳展等（2014）的方法,对上述产品质量进行了标准化处理,公式如下所示：MUFiMPF,L、rquaihct=:（5）Inui“，at”最终，企业层面的出口产品质量就可以表示为：其中，以各产品出口价值（Vihct）占企业出口总价值（Vit）的比值为权重，将企业-产品-国家-年份维度数据加总到了企业-年份维度数据。此外，本文进一步控制了其他可能同时

29、影响全球价值链地位和工薪差距的变量，这些变量包括：企业层面的全要素生产率（tfp）、资本密集度（kl）、企业规模（SiZe）、行业集中度（hhi）、本土企业虚拟变量（bt）、国有企业虚t以变量（state）.加工贸易虚拟变量（process）和企业年龄（age）0借鉴Head等（2002）的方法,利用TFP=ln（yl）-sln（kl）估算出企业层面的全要素生产率其中,y为企业工业总产值，k为固定资产总额J表示职工人数,s表示劳均资本贡献度，并将s的值设定为1/3。资本密集度（kl）以企业固定资产总额与从业人数的比值表示；企业年龄（age）以当年年份减去开业年份再加1得到。企业规模（SiZe）

30、以企业的总就业人数表示；行业集中度（hhi）以企业所在四位码行业的赫芬达尔-赫希曼指数表示。虚拟变量做如下处理：如果是本土企业,本土企业虚拟变量（bt）就取值为1,否则为0。如果是国有企业，国有企业虚拟变量（state）就取值为1,否则为0。如果企业存在加工贸易出口行为,加工贸易虚拟变量（pr。CeSS）就取值为1,否则为0。除虚拟变量外,其余变量均做取对数处理。3.数据来源本文所用数据均来自中国海关数据库、中国工业企业数据库和中国劳动统计年鉴等,样本期限为20002013年，其中2009-2010年工业企业数据库中“企业应付工资”与“企业应付福利费”或“应付职工薪酬”指标缺失，无法测算企业工

31、薪差距，予以剔除。结合本文研究主题，借鉴Brandt等(2012)和Yu(2015)的做法，按照最大效率原则将工业企业数据库与海关数据库进行了合并：首先，剔除了总资产、固定资产净值、工业增加值缺失或小于零以及就业人数小于10的样本。其次，剔除贸易中间商样本，参考Brandt等(2012)的做法,将海关数据库中企业名称包含“贸易”“进出口”“经贸”“工贸”“外经”“外贸”等的企业从样本中剔除。然后，借鉴Yu(2015)的合并方法.使用企业名称和电话号码加邮编识别同一家企业。再次，剔除异常样本和过度进口或过度出口的观测值。最后.将中国劳动统计年鉴分地区全国就业人员受教育程度数据与合并数据匹配整合,

32、最终共得到160228个观测值。各变量说明见表I0表1模型变量说明变量名称变量类型变量说明数据来源工薪差距被解释变量参考和借鉴Chen等(2017)、盛斌等(2021)等的研究,通过改进的测度企业内技能劳动力群体工资数据的方法得到中国劳动统计年鉴企业全球价值链地位核心解释变量参考吕越等(2018)的方法计算得出CEPII的BACI数据库企业出口机制由Amiti等(2013)的计算方法改进而来.并在参考施炳展等(2014)的方法基础中国海关数据稀和中国工业产品质量变量上进行标准化处理企业数据库企业全要素生产率控制变量借鉴Head等(2002)的方法计算得到的企业全要素生产率中国工业企业数据库资本

33、密集度控制变量以企业固定资产总额与从业人数的比值表示中国毓计年鉴企业年龄控制变量以当年年份减去开业年份再加1得到中国工业企业数据庠企业规模控制变量以企业的总就业人数表示中国工业企业数据库行业集中度控制变量以企业所在四位码行业的赫芬达尔-赫希曼指数表示中国海关数据库虚拟变量：本土企业国有企业加工贸易控制变量是本土企业取值1.否则取值0是国有企业取值1,否则取值0有加工贸易活动取值1,否则取值0中国海关数据库以及中国工业企业数据库四、模型结果分析与讨论(一)基准回归结果表2中第(1)(2)(3)列表示在全球价值链地位基础上，依次加入相应控制变量后的估计结果。可以看出，企业全球价值链地位(gvc)变

34、量的估计系数显著为正，表明企业全球价值链地位攀升会显著扩大工薪差距。验证了假说Io表2基准回归结果(1)(2)(3)(4)Ingvc0.0066m0.0036*,0.0030*-0.0038(4.878)(2.048)(2.170)(-0.469)Ingvc2-0.0009(-0.887)Intfp1.0731,0.8943,0.8942,0.8935(9.682)(8.636)(8.575)(8.601)Insize-0.38690*-0.2223-0.2231-0.2227*(-25.633)(-16.1(-16.035)(-15.873)0.25080.25040.250704(25.8

35、29)(26,301)(26,513)Inage0.0685-0.0680*0.0678*(2.462)(2.459)462)hhi-0.2039*-0.2046(-1.965)(-1.967)bt-0.0263E-0.0263-(-2.896)(-2.894)续表(1)(2)(3)(4)process0.01310.0137(0.835)(0.908)state0.03220.0321(1.343)(1.342)_cons1.2689-0.8601*-0.8527-0.8634-(5.397)(-3.546)(-3.641)(-3.561)企业固定效应是是是是行业固定效应是是是是地区固定效应

36、是是是是时间固定效应是是是是N1399381399381399381399387r0.72580.733S0.73390.7339注括号内为聚类到省份层面标准误所获取的t统计量O*、*和*分别表示处、5%和10%的水平上显著。下表同。企业全要素生产率（tfp）变量的估计系数显著为正，说明在企业层面全要素生产率对工薪差距具有显著正向影响，即企业工薪差距会随着企业全要素生产率的提高而不断扩大。企业规模（SiZe）变量的估计系数显著为负，表明企业规模扩大不仅不会扩大工薪差距，还会对工薪差距扩大起到抑制作用。企业年龄（age）变量的估计系数显著为正，表明随着企业存续年限的不断增加,工薪差距也将随之扩大

37、。行业集中度（hhi）变量的估计系数显著为负，表明行业集中度提高对工薪差距扩大具有显著抑制作用。本土企业虚拟变量（bt）的估计系数显著为负，表明本土企业工薪差距相对较小。国有企业虚拟变量（State）的系数不显著,表明国有企业工薪差距不明显，这可能与国有企业稳定就业的社会使命有关。加工贸易虚拟变量（pr。CeSS）不显著，说明开展了加工贸易活动的企业，工薪差距并不明显。另外.我们亦考虑了全球价值链地位对工薪差距的非线性影响，第（4）列是在原模型基础上引入全球价值链地位二次项后得到的估计结果。可以看出，除全球价值链地位的一次项和二次项估计系数与基准回归模型部分有所不同外.其余变量的估计系数均与之

38、前结果保持一致。全球价值链地位的一次项和二次项两个变量系数都不显著，说明全球价值链地位变量对企业内部工薪差距的影响不存在先上升然后再下降的倒U形关系。（二）内生性检验与稳健性检验1 .内生性检验企业全球价值链地位的测量误差可能会导致一定程度的内生性。同时，企业可能存在自选择问题，即工薪差距大的企业会选择更多地参与到全球价值链中,工薪差距与全球价值链地位之间可能存在反向因果关系，导致估计结果存在偏误。鉴于上述原因，本文重新测度了企业全球价值链地位指数，并利用工具变量法对回归模型重新进行了估计。首先，借鉴Kee等（2015）测算附加值率的方法，重新测度了全球价值链地位（gvcl）。HUmlTlIS

39、等（2001）定义垂直分工程度为（进口中间投入品出口）/总产出，附加值率=I-垂直分工程度，所以垂直分工程度和附加值率可以看做出口这枚硬币的正反面。利用Kee等（2015）的方法，也可以度量全球价值链地位。但鉴于2007年之后中国工业企业数据库不再公布中间投入数据，本文在进行内生性检验时仅选取了2000-2007年的样本进行了估计。结果见表3歹I（1）-（3）。其次,参考周茂等（2018）的研究，选取企业所在省份-三分位行业企业的GVC均值作为企业全球价值链地位的工具变量。这样做主要有两方面考虑：一是其他企业的GVC均值与本企业的GVC地位之间存在显著相关关系,即其他企业GVC均值的变化会同步

40、影响本企业的GVC地位；二是其他企业GVC均值的变化不会影响本企业估计工薪差距的随机误差项的变化，即满足了变量的外生性要求。具体结果见表3第列。表3第（1）列至第（3）列分别表示借助附加值率的方法重新测算全球价值链地位指数后依次增加控制变量的估计结果。可以发现，利用附加值率计算出的企业全球价值链地位（gvcl）的估计系数依然显著为正.说明基准回归结果是稳健且可靠的,企业全球价值链地位攀升将会导致工薪差距扩大。表3内生性检验回归结果(1)(2)(3)(4)Ingvcl0.02680.0192*,0.0192(4.662)(2.947)(2.921)Ingvc0.13430(2.049)Intfp

41、0.86070.76230.76250.1301(16.052)(17.307)(17.239)(4.876)Insize-0.2418-0.1310*-0.1309-0.0313(-8.097)(-5.558)(-5.573)(-3.767)Inkl0.1820-0.1821-0.0051(12.410)(12.383)(0.702)Inage0.07520.07470.0249*(3.032)(2.983)(3.117)hhi-0.1134-0.2615o(-0.638)(-5.159)bt-0.0079-0.0044(-0.824)(-0.951)process-0.0059-0.110

42、7,(-0.428)(-2.172)state0.02370.0103(0.627)(0.813)cons0.7150*-0.8452”.-0.8366,”(4.085)(-7.248)(-7.127)企业固定效应是是是行业固定效应是是是地区固定效应是是是时间固定效应是是是Kleibergen-PaaprkLM统计13.154Kleibergen-PaaprkWaldF统计量10,893N8889588895888951397482r0.73440.73800.7380-表3第（4）列是Kleibergen-PaaprkLM和Kleibergen-PaaprkWaldF检验结果显示,拒绝工具变

43、量识别不足与弱识别的原假设.表明选取的工具变量是合理的。可以发现，全球价值链地位变量的估计系数符号和显著性都没有发生变化。总体来说，基准回归结果依然是稳健且可靠的。2 .稳健性检验鉴于本文在基准回归部分使用的是中国工业企业数据库和海关数据库中的匹配样本数据.有可能存在异常值。为了避免样本异常值引起的估计结果偏误，本文对样本数据进行了缩尾处理,即在原样本基础上删除了1$和99%的异常值，并对删减后的结果进行了再估计，具体结果见表4。可以看出，在剔除了异常值后，企业全球价值链地位系数依然显著为正，与前文估计结果一致,说明本文估计结果较为稳健，未受到异常值的显著影响。表4稳健性检验结果：剔除异常值(

44、1)(2)(3)Ingvc0.00710.004100.0034*(5.129)(2.487)(2.650)控制变量控制控制控制企业固定效应是是是行业固定效应是是是地区固定效应是是是时间固定效应是是是N1384201384201384202r0.74810.75680.7569注模型（I）T3）中控制变量与表3模型（中控制变量相同。下表同。鉴于基准回归部分使用的样本并非是平衡面板数据.其中也包含了企业进入退出的动态变化情况。为了避免进入退出动态变化引起的估计结果偏误，本文删除了中途进入退出的企业样本，仅保留持续出口企业样本,并重新进行了估计，估计结果如表5第（1）-（3）列所示。可以发现，仅保

45、留持续出口企业样本时，企业全球价值链地位变量估计系数的符号和显著性都没有发生变化，估计结果与基准回归结果保持一致.说明基准回归结果是稳健且可靠的。表5稳健性检验及动态效应分析(1)(2)(3)(4)Ingvc0.02100.0099,0.0086E0.0142(8.266)(9.541)(7.928)(3.888)控制变量控制控制控制控制AR(I)P值0.007AR(2)P值0.268Sargan检蛉P值0.350企业固定效应是是是是行业固定效应是是是是地区固定效应是是是是时间固定效应是是是是N825018250182501527942r0.58440.61550.6163-考虑到工薪差距可能存在一定的持续性和动态性特征，为了进一步考察工薪差距变化的动态特征，本文在基准回归模型基础上引入了工薪差距（Wage）的滞后一期，具体估计结果见表5第（4）列。由于被解释变量滞后一期项的引入可能会带来内生性问题,本文借助系统GMM法对模型结果进行了再估计。AR（2）检验结果表明不存在二阶序列相关问题，Sargan检验结果表明不存在过度识别问题。企业全球价值链地位变量的估计系数依然显著为正,表明基准回归的结果是稳健的。（三）出口产品质量的机制检验这里利用企业层面数据检验出口产品质量在全球价值链地位与工薪差距关系