市场竞争、利润分享与企业间工资不平等——来自外资管制政策调整的证据
发布时间:2021-10-08 03:03
企业间工资不平等是收入差距的主要组成部分,厘清市场竞争机制对企业间工资不平等及收入分配的影响是未来深化收入分配制度改革的重要依据。本文以外资管制政策调整为例,考察市场竞争对企业间工资不平等的影响,基于中国工业企业数据采用双重差分模型进行识别估计,并从企业技能组成工资和利润分享工资两方面考察其作用机制。研究发现,外资管制政策调整强化的市场竞争明显扩大了企业间工资不平等;而企业与员工之间的利润分享渠道则是市场竞争影响工资不平等的内在机制。此外,本文还从模型识别条件、遗漏解释变量、测算指标和分位数回归等方面验证了研究结论的稳健性。基于此,在当前收入差距过高的现实背景下,需要进一步深化要素市场改革和税收制度改革,以提升劳动要素市场的配置效率,推动国民收入分配合理化,由此缩小由企业间工资不平等导致的收入差距。
【文章来源】:中国工业经济. 2019,(11)北大核心CSSCI
【文章页数】:18 页
【部分图文】:
随机抽样(500次)回归结果中β赞的分布
2019年第11期25201510500.750.800.850.900.951.00处理组内异常行业的再检验图3处理组内异常行业再检验的β赞值分布注:直线对应基准回归中估计系数的真实值,曲线对应异常值检验的估计系数。(1)(2)(3)(4)(5)(6)基尼系数99—0195—0590—1075—25标准差分位数差分位数差分位数差分位数差FDIshock×Post020.9981***0.2333***0.1458***0.0715**0.03040.0209***(0.0008)(0.0012)(0.0008)(0.0428)(0.1169)(0.0020)行业控制变量控制控制控制控制控制控制期初行业特征×年份控制控制控制控制控制控制行业固定效应控制控制控制控制控制控制年份固定效应控制控制控制控制控制控制样本数目115011501150115011501150可调整的R20.12540.36580.58100.66560.58540.11034测算指标再检验的回归结果表间的基尼系数、分位数差值和标准差进行实证检验(见表4)。从基尼系数看,FDIshock×Post02的估计系数均显著为正。从分位数差值看,FDIshock×Post02的估计系数在99—01、95—05、90—10的分位数差中均显著为正,而在75—25的分位数差中并未通过统计显著性检验。由此可知,外资进入的市场竞争机制对企业间工资不平等的影响主要体现在行业内75—25分位数差之外。从标准差看,FDIshock×Post02的估计系数同样显著为正。因此,表4基于企业间工资不平等的不同测算指标再次验证了本文研究结论的稳健性。此外,对于处理组而言,有的行业调整幅度较大,有的行业调整幅度较小,处理组内的每个行业(同对照组行业相比)面临的政策效应并不相同,但政策效应理应是同方向的(βi>0)。毕竟在现实含义方面,外资管制程度放松同外资进入理应是单调关系,不太可能出现外资管制程度越放松,反而阻碍外资进入的情况
【参考文献】:
期刊论文
[1]不可观测能力、群分效应和行业工资差距:行业分割视角[J]. 田柳,周云波,沈扬扬. 世界经济. 2018(12)
[2]城镇居民工资不平等的变化:1995-2013年[J]. 罗楚亮. 世界经济. 2018(11)
[3]中国城镇职工性别工资差距的演变[J]. 李实,宋锦,刘小川. 管理世界. 2014(03)
[4]中国企业生产率差距与工资差距——基于1999—2007年工业企业数据的分析[J]. 杨继东,江艇. 经济研究. 2012(S2)
[5]行业垄断、所有制与企业工资收入差距——基于第一次全国经济普查企业数据的实证研究[J]. 叶林祥,李实,罗楚亮. 管理世界. 2011(04)
[6]中国城镇地区的组内工资差距:1995—2007[J]. 邢春冰,李实. 经济学(季刊). 2011(01)
[7]中国东西部地区企业职工收入差距的实证分析[J]. 李实,王亚柯. 管理世界. 2005(06)
本文编号:3423304
【文章来源】:中国工业经济. 2019,(11)北大核心CSSCI
【文章页数】:18 页
【部分图文】:
随机抽样(500次)回归结果中β赞的分布
2019年第11期25201510500.750.800.850.900.951.00处理组内异常行业的再检验图3处理组内异常行业再检验的β赞值分布注:直线对应基准回归中估计系数的真实值,曲线对应异常值检验的估计系数。(1)(2)(3)(4)(5)(6)基尼系数99—0195—0590—1075—25标准差分位数差分位数差分位数差分位数差FDIshock×Post020.9981***0.2333***0.1458***0.0715**0.03040.0209***(0.0008)(0.0012)(0.0008)(0.0428)(0.1169)(0.0020)行业控制变量控制控制控制控制控制控制期初行业特征×年份控制控制控制控制控制控制行业固定效应控制控制控制控制控制控制年份固定效应控制控制控制控制控制控制样本数目115011501150115011501150可调整的R20.12540.36580.58100.66560.58540.11034测算指标再检验的回归结果表间的基尼系数、分位数差值和标准差进行实证检验(见表4)。从基尼系数看,FDIshock×Post02的估计系数均显著为正。从分位数差值看,FDIshock×Post02的估计系数在99—01、95—05、90—10的分位数差中均显著为正,而在75—25的分位数差中并未通过统计显著性检验。由此可知,外资进入的市场竞争机制对企业间工资不平等的影响主要体现在行业内75—25分位数差之外。从标准差看,FDIshock×Post02的估计系数同样显著为正。因此,表4基于企业间工资不平等的不同测算指标再次验证了本文研究结论的稳健性。此外,对于处理组而言,有的行业调整幅度较大,有的行业调整幅度较小,处理组内的每个行业(同对照组行业相比)面临的政策效应并不相同,但政策效应理应是同方向的(βi>0)。毕竟在现实含义方面,外资管制程度放松同外资进入理应是单调关系,不太可能出现外资管制程度越放松,反而阻碍外资进入的情况
【参考文献】:
期刊论文
[1]不可观测能力、群分效应和行业工资差距:行业分割视角[J]. 田柳,周云波,沈扬扬. 世界经济. 2018(12)
[2]城镇居民工资不平等的变化:1995-2013年[J]. 罗楚亮. 世界经济. 2018(11)
[3]中国城镇职工性别工资差距的演变[J]. 李实,宋锦,刘小川. 管理世界. 2014(03)
[4]中国企业生产率差距与工资差距——基于1999—2007年工业企业数据的分析[J]. 杨继东,江艇. 经济研究. 2012(S2)
[5]行业垄断、所有制与企业工资收入差距——基于第一次全国经济普查企业数据的实证研究[J]. 叶林祥,李实,罗楚亮. 管理世界. 2011(04)
[6]中国城镇地区的组内工资差距:1995—2007[J]. 邢春冰,李实. 经济学(季刊). 2011(01)
[7]中国东西部地区企业职工收入差距的实证分析[J]. 李实,王亚柯. 管理世界. 2005(06)
本文编号:3423304
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