跨境電商改革與工資收入：一個新開放視角

胡浩然，宋顏群

（1.山東大學 經濟學院,山東 濟南 250100；2.山東財經大學 財政稅務學院,山東 濟南 250014）

一、引言

數(shù)字經濟時代來臨，世界經貿模式也在推陳出新，加之網絡平臺、物流服務和支付手段等技術的融合，跨境電商概念應運而生。與傳統(tǒng)線下交易相比，跨境電商大大降低了地理距離相關的交易成本和跨境需求的心理障礙（Gomez-Herrera 等，2014；Kim 等，2017）。并且，跨境電商銷售每增長1%，公司勞動生產率則增長0.3%，規(guī)模越小的公司從線上銷售增長中的獲益越多（Falk 和Hagsten，2015）。因此，發(fā)展跨境電商不僅有利于提升消費者福利，而且有利于改善公司的經營績效。在經歷個人海淘（C2C）和商業(yè)零售（B2C）的發(fā)展階段后，我國跨境電商逐步對接國際業(yè)務（B2B），并且保持蓬勃的發(fā)展態(tài)勢。海關跨境電商管理平臺數(shù)據(jù)顯示，我國跨境電商進出口額從2015 年的360.2 億元增長到2019 年的1 862.1 億元，年均增速達50.8%，而同期傳統(tǒng)進出口貿易增速不到4%。由此可見，跨境電商作為新業(yè)態(tài)和新外貿模式已經異軍突起，并且逐步成為我國經濟發(fā)展的重要增長點。

習近平總書記在黨的十九大、中國國際進口博覽會等場合多次提及推動跨境電商等新業(yè)態(tài)，可以看出跨境電商受到了政府的高度重視。與此同時，提高人民收入水平是逐步實現(xiàn)共同富裕時代目標的重要內容?？梢灶A期的是，通過跨境電商吸納就業(yè)進而促進人民增收和消費不僅有助于“國內大循環(huán)”的展開，還有助于我國的跨境電商業(yè)務有效地銜接“國際循環(huán)”，進而有利于“國內國際雙循環(huán)”的雙向互動。本文即以工資收入為切入點，研究我國發(fā)展跨境電商對工資收入的影響。作為供給側結構性改革的延伸，我國跨境電商的蓬勃發(fā)展與政策性改革密切相關（Ma 等，2018）。2015 年以來國務院設立了多批次的跨境電商綜合試驗區(qū)，并且在進出口方面進行退（免）稅配套，表明我國的跨境電商改革正式落地。

從已有研究可知，發(fā)展跨境電商有利于促進世界各國的進出口貿易，并且對于促進就業(yè)和創(chuàng)業(yè)具有積極的正向經濟效應（Kelsey，2017）。一方面，馬歇爾（Marshall）的均衡價格論認為，均衡價格取決于商品的供給和需求（Marshall，2009）。勞動力作為一種特殊商品，勞動力價格（工資收入）取決于勞動力市場供給和需求兩方的相對市場勢力?？缇畴娚谈母锏亩愂諆?yōu)惠政策有助于降低試驗區(qū)公司的稅收負擔，并且激勵公司積極從事跨境電商業(yè)務和吸納就業(yè)，公司在吸納就業(yè)的同時，勢必增強試驗區(qū)勞動力市場的賣方勢力，進而有助于提升勞動力的市場價格（盛丹和陸毅，2016）。另一方面，在短期內本地市場勞動力的數(shù)量是有限的，即使其他公司不參與跨境電商業(yè)務，但隨著試驗區(qū)勞動力市場供需關系發(fā)生變化也將跟隨接受較高的勞動力價格，即存在工資的“溢出效應”（Ruane 和Uur，2005）。因此，本文有待研究的問題主要包括如下兩個方面：第一，我國的跨境電商改革能否提升試驗區(qū)公司的員工工資收入？第二，試驗區(qū)公司是通過什么影響渠道來提升員工的工資收入，而稅收優(yōu)惠政策和公司擴大就業(yè)規(guī)模在其中起到了怎樣的作用？本文研究發(fā)現(xiàn)，跨境電商改革顯著提高了試驗區(qū)公司的員工工資收入；并且，公司的稅率下降和融資約束下降、就業(yè)水平提升和人才結構改善分別是跨境電商改革提升員工工資收入的影響渠道。

從供給側角度來看，本文最為直接的作用機制是跨境電商改革的稅收優(yōu)惠政策。首先，稅收優(yōu)惠政策直接降低了公司的稅收負擔，隨著稅收的節(jié)約和返還，變相增加了公司內部的流動資金（王偉同等，2020）。隨著稅負下降，公司有充足的資金用來招聘更多的高端研發(fā)人才（Lockwood等，2017；潘士遠等，2019），并且給付更高的工資報酬（白重恩和錢震杰，2009）。其次，隨著公司內部資金逐步充足，變相增強了公司的內源融資能力和降低了外源融資的壓力。盡管有研究認為，稅收優(yōu)惠政策對公司研發(fā)投入的影響有限或存在負面影響（Eisner，1985），甚至僅存在政治關聯(lián)的公司才能獲取數(shù)額豐厚的稅收優(yōu)惠，從而對普遍面臨融資約束的民營公司影響較小（李維安等，2016）；但是，大多數(shù)研究認為，稅收優(yōu)惠政策降低公司稅收負擔的間接影響是緩解其融資約束程度（Cai 等，2018）。融資約束下降變相降低了公司開展跨境電商業(yè)務在投融資方面的固定成本，進而有助于公司投資和擴大跨境電商業(yè)務，以及擴大人才招聘和提高工資待遇。因此，從供給側角度來看，稅收優(yōu)惠政策直接帶來了稅率下降和融資約束下降，并且是跨境電商改革提升員工工資收入的重要影響渠道。

從需求側角度來看，公司行為反映了需求側變動，在稅收優(yōu)惠政策的正向激勵下，試驗區(qū)一些公司可能通過投資和擴大跨境電商業(yè)務進而增大用工需求（Kelsey，2017）。公司層面的就業(yè)規(guī)模加總構成了城市層面的就業(yè)規(guī)模，公司就業(yè)規(guī)模變動將直接影響本地市場的勞動力需求曲線，隨著勞動力需求曲線右移，勞動力價格隨之提升。從一般商品角度來看，商品價格與品質存在明顯的正相關關系，商品品質越高，消費者的支付意愿就越高，其出售價格也相對更高（Fontagné等，2007）。作為特殊商品的勞動力同樣如此，高技能或者高端人才的邊際勞動生產率一般更高，公司給予的工資待遇也相對更高（Clark，1908）。公司員工的平均工資收入變化不但與外部勞動力市場的需求競爭有關，還與公司自身的人才結構變化或者員工的工資分布有關。如果一家公司新招聘的員工大部分為工資水平一般的低端人才，此時公司員工的平均工資水平傾向于下降；相反，如果新招聘員工大多為工資水平較高的高端人才，公司員工的平均工資水平將傾向于上升。因此，從需求側角度來看，公司對跨境電商改革的反應是擴大跨境電商業(yè)務進而提升公司的就業(yè)水平，同時也可能改善公司的人才結構，最終有助于提升公司員工的平均工資。

與已有研究相比，本文的邊際貢獻主要有：第一，在研究視角上，跨境電商是一種新的經濟開放形式，是對傳統(tǒng)外資、外貿等開放視角的延伸。本文首次從跨境電商改革視角研究其對工資收入的提升作用，在一定程度上豐富了工資收入決定因素的定量研究。第二，在研究意義上，本文結論肯定了我國跨境電商供給側結構性改革的積極作用，這為我國堅持制度型經濟開放提供了證據(jù)和解釋，并且可以為國內迅速發(fā)展的跨境電商及其改革提供參考建議。第三，在識別策略上，本文基于我國跨境電商改革的外生案例展開研究，采用雙重差分法客觀評估了跨境電商改革對工資收入的因果效應，有效避免了內生性的干擾。

二、制度背景與典型事實

（一）制度背景

1.跨境電商改革。為了促進中小微企業(yè)涉足國際業(yè)務，穩(wěn)定進出口貿易以及促進就業(yè)，我國政府積極推動跨境電商業(yè)務的供給側結構性改革，設立跨境電商綜合試驗區(qū)是其中的重要舉措之一。截至2020 年底，全國共有105 個跨境電商綜合試驗區(qū)。2015 年3 月7 日，國務院同意設立中國（杭州）跨境電子商務綜合試驗區(qū)；2016 年1 月6 日，確定第二批次的試驗區(qū)城市名單，包括天津、鄭州、廣州等12 個城市；2018 年7 月24 日，確定第三批次的試驗區(qū)城市名單，北京市、沈陽市、長春市等22 個城市位列其中；2019 年12 月24 日，石家莊市、太原市、銀川市等24 個城市獲批；2020 年4 月27 日，雄安新區(qū)、烏魯木齊等46 個城市獲批。由于本文研究數(shù)據(jù)截至2019 年，因此將前三批次的試驗區(qū)城市作為研究對象。

2.跨境電商改革的目標和措施?？缇畴娚谈母锏闹饕繕耸峭ㄟ^加快跨境電商等新業(yè)態(tài)、新模式發(fā)展，不斷提高我國的對外開放水平，進一步穩(wěn)定外貿進出口和增加就業(yè)。具體措施包括：第一，在支付、物流、通關、退稅、結匯等環(huán)節(jié)給予先行先試，完善出口退稅政策，2018 年10 月對試驗區(qū)電商出口企業(yè)實行免稅。第二，逐步放松跨境電商零售進口的監(jiān)管，簡化進口許可批件、注冊或備案等程序；進口清單內商品實行限額內零關稅，進口環(huán)節(jié)增值稅和消費稅按法定應納稅額70%征收基礎上，進一步擴大享受優(yōu)惠政策的商品范圍。

（二）典型事實

1.宏觀層面的就業(yè)與工資收入變化。試驗區(qū)城市就業(yè)水平和勞動力價格的相對變化可以直接體現(xiàn)跨境電商改革的政策效果。本文用城市三產業(yè)從業(yè)人數(shù)衡量城市就業(yè)規(guī)模，數(shù)據(jù)到2018 年。由于城市層面的工資數(shù)據(jù)缺失嚴重，本文用城市上市公司的平均員工工資收入衡量勞動力價格。為直觀了解跨境電商改革的直接效果，圖1 中a圖和b圖描繪了2011 年以來試驗區(qū)城市平均從業(yè)人數(shù)和平均工資收入的變化趨勢。為了對比的需要，本文將其他地區(qū)作為對照組?？梢钥闯?，試驗區(qū)城市的從業(yè)人數(shù)和工資收入相較于其他地區(qū)在2014 年及其以前的變化趨勢基本一致，在2015 年及其以后出現(xiàn)分化，相對來看都有較大幅度的提升。這些結果表明，跨境電商改革有助于提高試驗區(qū)城市的就業(yè)水平和工資收入水平。

2.公司稅率與融資約束程度變化。退（免）稅措施不僅有助于降低企業(yè)的稅收負擔，還有助于降低公司的融資約束程度。因此，本文觀察試驗區(qū)公司的稅收負擔和融資約束程度相比其他地區(qū)的變化，繪制在圖1 的c圖和d圖中。本文用公司的稅率衡量稅收負擔，具體用（營業(yè)稅金及附加+所得稅費用）/營業(yè)收入度量公司的稅率。本文借鑒Hadlock 和Pierce（2010）的方法測算公司的SA指數(shù)，SA指數(shù)越大則公司的融資約束程度越大?？梢钥闯?，試驗區(qū)公司的平均稅率和SA指數(shù)相比其他地區(qū)在2015 年以后出現(xiàn)較大幅度的下降。這說明跨境電商改革有助于降低試驗區(qū)公司的稅收負擔和融資約束程度。

圖1 典型事實描述

3.公司層面的就業(yè)水平與人才結構變化。在稅收優(yōu)惠政策激勵下，公司投資和擴大跨境電商業(yè)務有助于提高用工需求和改善人才結構。本文用公司雇傭的員工數(shù)量變化來度量公司就業(yè)水平的變化。此外，考慮到跨境電商業(yè)務需要在網站設計、支付手段、信用監(jiān)管和技術研發(fā)等層面投入較多的專業(yè)技術人才，而這些人才大多為公司的研發(fā)人員，因而本文用公司研發(fā)人員數(shù)量占全部員工數(shù)量的比例來衡量公司的人才結構。本文分別繪制試驗區(qū)與其他地區(qū)公司的平均員工數(shù)量和研發(fā)人員數(shù)量占比，具體如圖1 中的e圖和f圖所示。由于本文現(xiàn)有數(shù)據(jù)缺失2018 年和2019 年研發(fā)人員數(shù)量，因此構造的人才結構指標為2011—2017 年?？梢园l(fā)現(xiàn)，試驗區(qū)公司的員工數(shù)量和研發(fā)人員數(shù)量占比相比其他地區(qū)在2015 年以后出現(xiàn)較大幅度提升。這表明跨境電商改革有助于提高試驗區(qū)公司的就業(yè)水平和改善人才結構。

三、研究設計

為了驗證跨境電商改革與公司員工工資收入水平之間的因果關系，本文使用雙重差法（DID）進行實證估計，具體如式（1）所示：

其中，j、c、p和t分別表示公司、地級市、省份和年份。Wagejct為被解釋變量，表示公司員工平均的工資收入水平，本文用支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金與應付職工薪酬之和除以員工數(shù)量，并且取自然對數(shù)衡量。Treatc為政策分組虛擬變量，本文將劃定為跨境電商綜合試驗區(qū)的城市設置為1，其他城市設置為0。Postt為政策沖擊虛擬變量，由于我國政府在2015 年3 月7 日、2016 年1 月12 日和2018 年7 月24 日分別確定了三批次的跨境電商綜合試驗區(qū)試點城市名單，本文借鑒Beck 等（2010）的做法，針對三個批次的城市名單分別設置政策沖擊虛擬變量。從三批次城市名單公布的時間來看，在公布當年實際時間未滿1 年，于是本文借鑒Lu 等（2017）的做法，將第一批次的城市在2015 年設定為5/6，以后年份設置為1，其他年份設置為0；第二批次的城市名單在2016 年設置為11/12，以后年份設置為1，其他年份設置為0；第三批次的城市名單在2018 年設置為1/2，以后年份設置為1，其他年份設置為0。交叉項Treatc×Postt的估計系數(shù)β刻畫了跨境電商改革對試驗區(qū)城市公司員工平均工資收入水平的影響效應，如果β>0 并且通過了顯著性檢驗，則表明跨境電商改革可以起到提升工資收入水平的作用。

由于估計結果的有效性可能受到其他潛在因素的干擾，本文在式（1）中加入可能影響工資收入的其他控制變量。公司層面的特征變量X：①公司經營時間Age，用公司實際存續(xù)年限取自然對數(shù)衡量；②本文設置國有公司虛擬變量Soe和外資背景公司虛擬變量Foe，根據(jù)公司所有制形式，將國營或國有控股和集體公司統(tǒng)一歸類為國有公司，將外商獨資和中外合資公司統(tǒng)一歸類為外資背景公司，其他公司歸類為民營公司；③資本密集度Kl，用公司固定資產凈額除以員工數(shù)量取自然對數(shù)衡量。城市層面的特征變量Z：①經濟發(fā)展水平Pgdp，用城市GDP除以年末總常住人口取自然對數(shù)衡量；②資金儲蓄水平Dep，用城鄉(xiāng)居民儲蓄年末余額占城市GDP的比重衡量；③政府干預Gc，用財政支出占城市GDP的比重衡量。

考慮到雙重差分法在內的因果識別框架方法的前提是“條件獨立性”原則成立，即當計量模型加入控制變量后，跨境電商改革與工資收入相互獨立，這意味著控制變量的組合將影響實證結果。本文借鑒Imbens 和Rubin（2015）、Li 等（2016）的方法，對選取的控制變量組合進行檢驗，檢驗結果表明本文選取的控制變量組合基本滿足“條件獨立性”原則。①非常感謝匿名審稿專家的寶貴建議。

為了盡可能控制不可觀測的城市特征因素對估計結果的干擾，本文借鑒Liu 和Qiu（2016）、Lu 等（2017）的研究思路，將城市特征因素的線性時間趨勢項（vc×T）作為控制變量加入到計量模型中。城市的時間趨勢為城市虛擬變量與時間趨勢項（T=1,2,……）的交互項，本文將2011 年設置為1，其他年份按照時間順序逐次加1。為了排除其他潛在的不可觀測因素的干擾，本文在計量模型中引入公司固定效應、年份固定效應、省份與年份的聯(lián)合固定效應。公司固定效應（μj）用于刻畫不隨時間變化的公司固有特征，年份固定效應（λt）用于刻畫不隨城市變化的時間因素；省份與年份的聯(lián)合固定效應（?pt）用于刻畫城市所處省份的時變宏觀環(huán)境，可以將實驗組城市和對照組城市限定在同一省份內部，可比性較強。

實際上，本文首先考慮使用跨境電商企業(yè)數(shù)據(jù)，但目前這樣的精確數(shù)據(jù)還難以獲得。同時，由于跨境電商改革發(fā)生在2015 年以后，盡管中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計了更為全面的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，但目前可獲得的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)僅到2013 年，不能滿足本文研究所需。上市公司數(shù)據(jù)相比工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計門檻更高，企業(yè)數(shù)據(jù)量更少，但其最大優(yōu)點是時效性較強，本文可以獲取近幾年的企業(yè)數(shù)據(jù)。此外，本文也使用個體和家庭層面的數(shù)據(jù)對主要結論進行再次驗證。本文主要使用2011—2019 年的中國A股上市公司數(shù)據(jù)，主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，并結合萬德數(shù)據(jù)庫對部分缺失的數(shù)據(jù)進行了補充?？紤]到數(shù)據(jù)缺失問題，本文剔除了西藏地區(qū)的樣本。城市層面的數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和《中國城市統(tǒng)計年鑒》。個體和家庭層面的數(shù)據(jù)來源于2012 年、2014 年、2016 年和2018 年的中國家庭跟蹤調查（CFPS）。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

表1 報告了本文的基準回歸結果。列（1）為不加入控制變量的回歸結果，列（2）為加入全部控制變量的回歸結果。結果顯示，交叉項Treat×Post的估計系數(shù)在5%水平上顯著為正，說明跨境電商改革對公司員工平均工資收入存在顯著的正向影響，即試驗區(qū)公司員工平均工資收入相比非試驗區(qū)公司員工平均工資收入有更大幅度的提升。

表1 基準檢驗結果

（二）同趨勢性檢驗

本文將式（1）中的Postt替換為歷年的年份虛擬變量（Yeart），并與政策分組變量（Treatc）進行交叉相乘，如式（2）所示，并且以2014 年作為基期重新進行檢驗。本文將新交叉項Treatc×Yeart的估計系數(shù)繪制在圖2 中，其中帶“▲”的實線部分刻畫了跨境電商改革的邊際效應，虛線部分為90% 置信區(qū)間。圖2 顯示，邊際效應線在2014 年及以前較為平緩且估計系數(shù)并不顯著，在2015 年及以后迅速由負轉正并增大，在2016 年開始通過顯著性檢驗。結果表明，實驗組和對照組的平均工資收入變化在跨境電商改革沖擊之前滿足同趨勢性假設。

圖2 跨境電商改革對工資收入的動態(tài)效應

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.政策的預期效應。在政策實施之前，通常會有媒體報道或者會議決策信息流出，因此設立跨境電商綜合試驗區(qū)的潛在城市可能對該政策形成一定的預期。本文假設存在1 年的預期時間，設置政策實施前的年份虛擬變量（Yeart）與政策分組變量（Treatc）的交叉項，并將其加入式（1）中重新進行估計，檢驗結果如表2 列（1）所示，新交叉項Treat×Year2014的估計系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，同時交叉項Treat×Post的估計系數(shù)顯著為正，這意味著跨境電商改革具有較強的外生性，不存在明顯的政策預期效應。

表2 政策的預期效應和安慰劑檢驗

同時，2019 年和2020 年國家又設立了兩批次的跨境電商綜合試驗區(qū)，考慮到這兩批次的試點城市可能因預期效應而受到影響，本文將前三批次的城市進行剔除處理，將2019 年和2020 年的兩批次跨境電商綜合試驗區(qū)的城市作為實驗組，將其他地區(qū)的城市作為對照組，設置新的政策分組虛擬變量（Treat）；分別在2015 年、2016 年、2017 年和2018 年設置虛擬的政策預期效應起始時間點，設置新的政策沖擊虛擬變量（Post）?；谑剑?）重新進行檢驗，交叉項的估計系數(shù)均沒有通過顯著性檢驗。表2 列（2）是政策預期效應起始時間點為2015 年的回歸結果（限于篇幅，其他虛擬年份的結果沒有列出）。結果表明，跨境電商改革并沒有對2019 年和2020 年兩批次的跨境電商綜合試驗區(qū)產生明顯的預期效應。

2.實驗組和對照組設置的系統(tǒng)性偏差。本文設置隨機抽樣實驗。首先，由于三批次的試驗區(qū)城市數(shù)量分別為1、12 和22 個，本文隨機抓取1、12 和22 個城市的3 組城市作為實驗組，其他城市作為對照組，并且設置新的政策分組虛擬變量（Treat）以及分別設置對應3 組城市的政策沖擊虛擬變量（Post）。然后，將新的政策分組虛擬變量（Treat）和新的政策沖擊虛擬變量（Post）相乘構造出新的交互項，重新進行檢驗。如果本文對實驗組和對照組城市的設置存在系統(tǒng)性偏差，則隨機抽樣回歸結果中Treat×Post估計系數(shù)的方向和顯著性與基準回歸結果相近；反之，則說明本文初始設置的識別框架是有效的。本文將500 次隨機實驗Treat×Post估計系數(shù)的t值繪制在圖3中，并且與表1 列（2）中的t值（2.35）進行對比。圖3 顯示，500 次隨機抽樣估計系數(shù)的t值分布基本以0 為中心，基本符合正態(tài)分布，并且絕大部分在虛線的左側，僅有2 次出現(xiàn)在虛線的右側。這表明，500 次隨機抽樣的結果整體上與表1 列（2）的結果存在較大差異，因而本文對實驗組和對照組的設置不存在系統(tǒng)性偏差。

圖3 500 次隨機抽樣實驗的核密度分布

3.安慰劑檢驗。本文假設政策真實發(fā)生的年份在2014 年及以前，然后設置虛擬實驗進行檢驗。本文選用保留政策發(fā)生前（2011—2014 年）樣本，分別假設真實有效的政策發(fā)生在2013 年和2012 年，然后重新進行檢驗。如果虛擬實驗的政策對工資收入的影響不顯著，那么前文基準檢驗的回歸結果是可信的。相應的檢驗結果如表2 列（3）和列（4）所示，可以看出虛擬實驗中新交叉項Treat×Year2013和Treat×Year2012的估計系數(shù)都沒有通過顯著性檢驗。

4.兩期法。由于序列相關問題，前文采用多期雙重差分法可能高估了估計系數(shù)的顯著性，因此本文再構建兩期雙重差分法模型重新進行估計。具體而言，本文以2015 年作為區(qū)分跨境電商改革的時間節(jié)點，將樣本劃分為兩個階段，第一階段為2010—2014 年（政策實施之前），第二階段為2015—2019 年（政策實施之后）；然后，在每一階段對每一個企業(yè)的被解釋變量和控制變量求算術平均值?；趦善诜ǖ幕貧w結果報告在表3 列（1），可以發(fā)現(xiàn)交叉項的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，再次表明跨境電商改革顯著提升了公司員工的平均工資收入。

表3 兩期法和傾向得分匹配等其他穩(wěn)健性檢驗

5.樣本選擇性偏差。雙重差分法要求實驗組和對照組是隨機分布的，本文采用傾向得分匹配法（PSM）的近鄰匹配方式對實驗組和對照組的樣本進行1:1 配對，并利用匹配后樣本對式（1）進行參數(shù)估計，回歸結果見表3 列（2）。從中可以發(fā)現(xiàn)，交叉項的估計系數(shù)顯著為正，這與本文基準檢驗的結果一致，充分說明樣本選擇性偏差沒有影響研究結論。

6.更換計量模型的設定?？紤]到將實驗組和對照組展開對比的基準期間提前到政策發(fā)生前的更早期，同時控制政策發(fā)生前幾期的干擾才能得出政策的凈效應，于是本文借鑒Agarwal 和Qian（2014）做法，構造新的雙重差分計量模型，具體如式（3）所示。該方法要求交叉項Treat×Pre的估計系數(shù)不能通過顯著性檢驗，意為實驗組和對照組在政策發(fā)生前的臨近幾期工資收入的趨勢差異與政策發(fā)生前的更早期無顯著差異；同時，該方法要求交叉項Treat×Post的估計系數(shù)通過顯著性檢驗，意為在控制政策前幾期干擾的情況下，實驗組和對照組在政策發(fā)生后工資收入的趨勢差異與政策發(fā)生前的更早期具有顯著的差異。在本文中，政策發(fā)生前共有4 期（2011—2014 年），本文將2011—2012 年作為政策發(fā)生前的更早期，2013—2014 年作為政策前2 期。Pre為二元虛擬變量，本文將2013—2014 年設置為1，其他時期設置為0。表3 列（3）為相應的檢驗結果，發(fā)現(xiàn)交叉項Treat×Post的估計系數(shù)顯著為正，同時Treat×Pre的估計系數(shù)不顯著，說明新計量模型的結果與本文基準結果一致。

此外，Abadie 和Imbens（2006）認為，即使有些文獻采用PSM-DID方法去除實驗組和對照組樣本的特征差異，但是該方法會導致匹配前后估計的標準誤不一致。本文將面板數(shù)據(jù)處理為一個橫截面數(shù)據(jù)，將政策發(fā)生前后員工工資的差異作為被解釋變量，具體做法是：首先，將面板數(shù)據(jù)分為兩個時期，第一期為2011—2014 年，第二期為2015—2019 年；然后，分別求出兩個時期被解釋變量和控制變量的平均值；最后，用第二期變量的數(shù)值減去第一期的數(shù)值，并且構建截面數(shù)據(jù)。通過如上數(shù)據(jù)處理后，被解釋變量為前后兩期員工平均工資收入的差值，解釋變量為政策分組虛擬變量Treat，使用OLS回歸模型的檢驗結果如表3 列（4）所示。容易發(fā)現(xiàn)，Treat的估計系數(shù)顯著為正，依然與前文基準結果一致。

7.工具變量法。設立跨境電商綜合試驗區(qū)的初衷和目的之一是促進當?shù)鼐蜆I(yè)，而試驗區(qū)城市就業(yè)水平的提升有助于增加當?shù)鼐用竦墓べY收入。本文將工具變量法與雙重差分法進行結合（IV-DID），從城市就業(yè)水平改善角度研究公司員工工資收入受到的影響，并且用2015 年以來的跨境電商改革的外生沖擊作為城市就業(yè)水平的工具變量。在本文中，使用該方法意味著城市就業(yè)水平的改善主要由跨境電商改革所決定。本文分別用城市的從業(yè)人數(shù)（LnEmploy）和就業(yè)率（RoE）來衡量城市的就業(yè)水平，①從業(yè)人數(shù)用城市三產業(yè)從業(yè)人數(shù)之和的自然對數(shù)衡量，就業(yè)率用城市三產業(yè)從業(yè)人數(shù)之和除以城市年末總常住人口數(shù)衡量。檢驗結果報告在表4 中。從中可以發(fā)現(xiàn)，LnEmploy和RoE的估計系數(shù)顯著為正，第一階段檢驗中工具變量Treat×Post的估計系數(shù)顯著為正，表明在跨境電商改革的影響下，試驗區(qū)城市的就業(yè)水平得到顯著提升，進而有助于提高公司員工的平均工資收入。上述檢驗結果與前文實證結果一致。此外，Kleibergen-Paaprk LM統(tǒng)計量的p值小于0.1，拒絕工具變量與內生變量無關的原假設；Wald F統(tǒng)計量大于10，說明工具變量與內生變量具有較強的相關性，不存在弱工具變量問題。

表4 結構式估計結果

（四）異質性檢驗

1.地理位置的差異性?？紤]到東部發(fā)達地區(qū)的居民接觸跨境電商的時間更早，當?shù)毓窘佑|跨境電商業(yè)務的機會也更多，因此本文將全樣本劃分為東部、中部和西部3 個樣本組。檢驗結果如表5 列（1）—列（3）所示，交叉項的估計系數(shù)在東部樣本組中顯著為正，而在中部、西部樣本組中沒有通過顯著性檢驗。原因可能在于，東部地區(qū)的公司對跨境電商業(yè)務的需求更大，并且較早地接觸了跨境電商等新業(yè)態(tài)，因此跨境電商改革對東部地區(qū)公司的激勵作用可能更大，進而有助于推動跨境電商業(yè)務的發(fā)展和提升員工的工資收入。

表5 地理位置與互聯(lián)網普及狀況的異質性

2.電信基礎設施的重要性?；ヂ?lián)網普及率越高的地區(qū)，居民和公司接觸跨境電商業(yè)務的機會就越多。本文根據(jù)歷年各城市的互聯(lián)網普及率，將全樣本按照三分位數(shù)分組，具體劃分為低普及率、中普及率和高普及率3 個樣本組，互聯(lián)網普及率用互聯(lián)網用戶數(shù)占年末總常住人口數(shù)的比例衡量。檢驗結果如表5 列（4）—列（6）所示，交叉項的估計系數(shù)在高普及率樣本組中顯著為正，而在低普及率、中普及率樣本組沒有通過顯著性檢驗。這些結果表明，越是電信基礎設施完善的地區(qū)，跨境電商改革對公司員工工資收入的提升作用越強。

3.區(qū)分行業(yè)差異。根據(jù)上市公司的行業(yè)信息，本文將全樣本劃分為第一產業(yè)、第二產業(yè)和第三產業(yè)3 個樣本組，回歸結果如表6 列（1）—列（3）所示，交叉項的估計系數(shù)在第二產業(yè)樣本組中顯著為正，而其他樣本組沒有通過顯著性檢驗。原因在于，跨境電商改革主要影響的是與生產或者制造部門相關的產業(yè)，因此主要提高了第二產業(yè)的工資收入。由于與生產或者制造有關的行業(yè)主要分布在工商業(yè)部門，因此本文將在工業(yè)和商業(yè)部門的公司歸類為工商業(yè)樣本組，將公用事業(yè)、房地產業(yè)、金融業(yè)等其他行業(yè)的公司歸類為其他行業(yè)樣本組。檢驗結果如表6 列（4）和列（5）所示，交叉項的估計系數(shù)在工商業(yè)樣本組中顯著為正，而在其他行業(yè)樣本組沒有通過顯著性檢驗。因此，跨境電商改革主要提升了工商業(yè)樣本組公司的員工工資收入。

表6 行業(yè)屬性的異質性

4.公司規(guī)模差異。設置跨境電商綜合試驗區(qū)的初衷之一是引導中小微企業(yè)開拓海外市場和吸納就業(yè)。公司規(guī)模是銀行判斷企業(yè)信用能力的重要依據(jù)，大規(guī)模公司的抵押物豐裕且信貸記錄豐富，更容易受到銀行的青睞；相反，小規(guī)模公司更加容易被銀行拒之門外（Almeida 等，2004）。具體而言，本文按照年份和公司規(guī)模兩個維度，使用三分位數(shù)將全樣本劃分為小規(guī)模、中規(guī)模和大規(guī)模3 個樣本組，公司規(guī)模用主營業(yè)務收入衡量。檢驗結果如表7 列（1）—列（3）所示，交叉項的估計系數(shù)在小規(guī)模樣本組中顯著為正，在其他樣本組沒有通過顯著性檢驗。這說明跨境電商改革主要提高了小規(guī)模公司的員工工資收入。

5.所有制形式差異。國有公司一般擁有明顯的所有制優(yōu)勢，能獲得較多的地方政府政策和銀行融資支持，融資約束壓力較?。↙in 等，1999）。同樣，外資背景公司一般具有穩(wěn)定的國際合作商，外源融資能力較強，面臨的融資約束程度較小。但是，民營公司可以獲得融資的途徑較少，因此面臨較大的融資約束問題。根據(jù)公司的所有制形式，本文將全樣本劃分民營公司、國有公司和外資背景公司3 個樣本組。檢驗結果如表7 列（4）—列（6）所示，交叉項的估計系數(shù)在民營公司中顯著為正，而在國有公司和外資背景公司沒有通過顯著性檢驗。這說明跨境電商改革主要提高了民營公司的員工工資收入。

表7 企業(yè)規(guī)模和所有制形式的異質性

6.是否具有海外業(yè)務。由于試驗區(qū)出口退（免）關稅優(yōu)惠具有降低出口成本的作用，因此從事海外業(yè)務的公司受到跨境電商改革的影響可能更大。本文在國泰安上市公司數(shù)據(jù)庫（CSMAR）中獲取公司是否從事海外業(yè)務的信息，具體查詢路徑是“公司研究→財務報表附注→損益項目→營業(yè)收入、營業(yè)成本→分部標準→按地區(qū)分部”。如果公司具有海外銷售額則定義為有海外業(yè)務的公司，其他定義為無海外業(yè)務的公司。分組檢驗結果如表8 列（1）和列（2）所示，交叉項的估計系數(shù)在兩組中均顯著為正，但估計系數(shù)的顯著性和數(shù)值在列（1）中更大。由此可以判斷，跨境電商改革對從事海外業(yè)務公司的員工工資收入的提升作用更大、更顯著。原因在于，從事跨境電商或者海外業(yè)務的公司更可能受到跨境電商改革的直接影響，稅收優(yōu)惠激勵有助于提高試驗區(qū)公司的用工需求和勞動力價格。

7.公司本身工資水平差異。跨境電商業(yè)務主要集中在制造業(yè)，且公司從事跨境電商業(yè)務的門檻一般較低。選擇從事跨境電商業(yè)務的公司本身的工資水平可能較低；相反，本身工資水平較高的公司（如金融業(yè)）參與跨境電商業(yè)務的積極性可能不高。因此，發(fā)展跨境電商對工資收入水平提升的作用可能因公司本身工資水平的改變而呈現(xiàn)邊際變化。鑒于此，本文按照年份和工資收入兩個維度，使用三分位數(shù)法將全樣本劃分為低工資水平、中工資水平和高工資水平3 個樣本組。分組檢驗結果如表8 列（3）—列（5）所示，交叉項的估計系數(shù)在低工資水平、中工資水平樣本組中顯著為正，而在高工資水平樣本組沒有通過顯著性檢驗；并且，列（3）交叉項的估計系數(shù)值（0.070）明顯大于列（4）的估計系數(shù)值（0.037）。這些結果說明，跨境電商改革提升公司員工工資收入的邊際作用隨著公司本身工資水平的上升呈現(xiàn)邊際下降趨勢。

表8 是否具有海外業(yè)務和公司本身工資水平的異質性

五、作用機制與拓展分析

（一）作用機制檢驗

前文主要驗證了跨境電商改革有助于提高試驗區(qū)公司的員工工資收入。接下來，本文使用中介效應模型檢驗公司稅率、融資約束、就業(yè)水平和人才結構的變化在其中的作用機制。

1.稅率和融資約束?？缇畴娚谈母锏亩愂諆?yōu)惠政策大大降低了公司的稅收負擔，而稅收負擔的下降將為公司節(jié)省更多的資金用于提高員工的薪酬和福利。公司稅率（Tax）用（營業(yè)稅金及附加+所得稅費用）/營業(yè)收入衡量，中介效應模型的檢驗結果如表9 列（1）和列（2）所示。列（1）的結果顯示，交叉項的估計系數(shù)顯著為負，說明跨境電商改革顯著降低了公司的稅率和稅收負擔。列（2）的結果顯示，Tax的估計系數(shù)顯著為負，說明公司稅收負擔越低，則員工的工資收入水平越高。同時，列（2）交叉項的估計系數(shù)顯著為正，但是系數(shù)值（0.054）小于表1 列（2）的系數(shù)值（0.061）。上述結果綜合表明，Tax是顯著的中介變量，跨境電商改革可以通過降低試驗區(qū)公司稅率進而提高員工的工資收入水平。

表9 稅率和融資約束的中介效應

同時，稅率下降變相增加了公司內部的流動資金，有助于緩解公司的融資約束程度（Cai 等，2018），而融資約束下降有助于公司積極開展跨境電商業(yè)務。本文借鑒Hadlock 和Pierce（2010）的做法構建SA指數(shù)來度量公司的融資約束程度。SA指數(shù)用企業(yè)規(guī)模（size）和企業(yè)年齡（age）兩個隨時間變化不大、非直接與融資約束產生關聯(lián)的變量構建。SA=—0.737×size+0.043×size2—0.040×age，其中企業(yè)規(guī)模（size）用企業(yè)總資產取自然對數(shù)衡量（總資產單位為百萬元），企業(yè)年齡（age）用實際存在年限衡量。SA指數(shù)均為負值，數(shù)值越大則融資約束程度越大。檢驗結果如表9 列（3）和列（4）所示，列（3）交叉項的估計系數(shù)顯著為負，說明跨境電商改革降低了試驗區(qū)公司的SA指數(shù)；列（4）的結果顯示，SA的估計系數(shù)顯著為負，說明公司融資約束程度越小則員工的工資收入水平越高。同時，列（4）交叉項的估計系數(shù)顯著為正，但是系數(shù)值（0.043）和顯著性相比表1 列（2）的系數(shù)值（0.061）和顯著性都有所下降，說明融資約束下降是跨境電商改革提高試驗區(qū)公司的員工工資收入的影響渠道。

2.就業(yè)水平和人才結構。稅收優(yōu)惠政策會激勵試驗區(qū)內一些公司招聘更多員工來開展跨境電商業(yè)務，進而提高當?shù)氐膭趧恿r格。本文用公司的就業(yè)規(guī)模變化衡量就業(yè)水平（LnNum）變化，具體用公司員工數(shù)量取自然對數(shù)值度量。中介效應模型的檢驗結果如表10 列（1）和列（2）所示，列（1）交叉項的估計系數(shù)顯著為正，說明跨境電商改革提升了試驗區(qū)公司的就業(yè)水平；列（2）的結果表明，LnNum的估計系數(shù)顯著為正，說明公司的就業(yè)規(guī)模越大則員工的工資收入水平越高。同時，列（2）交叉項的估計系數(shù)沒有通過顯著性檢驗。上述結果綜合表明，公司就業(yè)水平提升是跨境電商改革提高員工工資收入的影響渠道。

表10 就業(yè)水平和人才結構的中介效應

與此同時，員工平均工資收入的變化與公司自身的人才結構變化或者員工的工資分布密切相關，跨境電商改革可能直接影響公司的人才結構?？紤]到公司開展跨境電商業(yè)務需要招聘更多網站設計、支付手段、信用監(jiān)管和技術研發(fā)等研發(fā)類人才，本文用公司的研發(fā)人員數(shù)量占比衡量人才結構（TS）。檢驗結果如表10 列（3）和列（4）所示，列（3）交叉項的估計系數(shù)顯著為正，說明跨境電商改革顯著提高了公司的研發(fā)人員數(shù)量占比，進而改善了人才結構；列（4）中TS的估計系數(shù)顯著為正，說明公司的人才結構越完善則員工的工資收入越高。同時，列（4）交叉項的估計系數(shù)沒有通過顯著性檢驗。綜合來看，跨境電商改革通過改善試驗區(qū)公司的人才結構進而提高了員工的工資收入。

（二）拓展性分析

國家相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，工資收入構成了個體收入的主要來源，大約占60%—70%，并且公司擴大就業(yè)規(guī)模也需要個體的參與。因此，本文從個體和家庭角度進行拓展性分析，研究跨境電商改革對個體收入和家庭收入的影響。考慮到試驗區(qū)城市能夠吸納更多人就業(yè)和提升個體收入水平，同時由于進入門檻低和就業(yè)形式靈活，跨境電商業(yè)務給個體帶來了創(chuàng)業(yè)機會，最終可能帶動貧困地區(qū)和低收入家庭脫貧致富（王勝等，2021）。因此，本文也研究試驗區(qū)城市的相對貧困問題。本部分使用中國家庭跟蹤調查（CFPS）數(shù)據(jù)。個體收入（Income）用個人收入取自然對數(shù)衡量，家庭收入（Fincome）用家庭總收入取自然對數(shù)衡量。計量模型除了加入城市層面控制變量外，本文還設置了個體和家庭層面的控制變量，主要包括：①性別Gender，男性為1，女性為0。

②個體年齡Alter，用實際年齡的對數(shù)表示。③學歷Edu，調查問卷中根據(jù)個體的學歷水平進行了賦分，學歷越高則分值越高，本文將其線性標準化處理。④是否離婚Divorce，將離婚的個體賦值為1，其他為0。⑤老年人比例Old，用家庭中60 歲及以上的人數(shù)與家庭人數(shù)的比值衡量。⑥家庭規(guī)模Fsize，用家庭人數(shù)的對數(shù)衡量。

表11 列（1）和列（2）報告了跨境電商改革對個體收入和家庭收入的影響，控制了個體或者家庭固定效應、年份固定效應、城市的時間趨勢和省份與年份的聯(lián)合固定效應。結果表明，交叉項的估計系數(shù)顯著為正，說明跨境電商改革顯著提高了試驗區(qū)個體和家庭的收入水平，與前文基本結論一致。本文借鑒Duclos 和Grégoire（2002）的做法，設置相對貧困指標（Rp），根據(jù)歷年各城市城鎮(zhèn)地區(qū)和農村地區(qū)的個體收入進行從高到低排序，分別將城鎮(zhèn)地區(qū)和農村地區(qū)個體收入在后25%的居民定義為相對貧困人口，并且設置為1，其他居民設置為0。鑒于相對貧困指標反映了一種概率，本文使用Probit模型進行檢驗，計量模型控制了家庭固定效應、年份固定效應、城市的時間趨勢。檢驗結果如表11 列（3）所示，交叉項的估計系數(shù)顯著為負，說明跨境電商改革顯著降低了試驗區(qū)城市居民的相對貧困概率。

表11 跨境電商改革對居民收入的影響

六、結論與政策建議

發(fā)展跨境電商對中小微企業(yè)開拓外貿業(yè)務和促進就業(yè)具有重要的作用。我國跨境電商的發(fā)展得到國家政策引導，是供給側結構性改革的延伸，2015 年以來我國政府設立了多批次的跨境電商綜合試驗區(qū)。本文結合2011—2019 年中國A股上市公司數(shù)據(jù)，以跨境電商改革作為研究案例。研究發(fā)現(xiàn)，跨境電商改革顯著提高了試驗區(qū)公司的員工平均工資收入。異質性檢驗發(fā)現(xiàn)，跨境電商改革主要提高了東部地區(qū)、高互聯(lián)網普及率地區(qū)、第二產業(yè)、工商業(yè)、小規(guī)模公司、民營公司和低工資水平公司等樣本組的公司員工工資收入。從作用機制角度看，跨境電商改革顯著降低了試驗區(qū)公司的稅率和融資約束程度，提升了就業(yè)規(guī)模和改善了人才結構，這些因素共同在跨境電商改革提升工資收入中起到影響渠道作用。此外，本文發(fā)現(xiàn)跨境電商改革提高了個體收入和家庭收入，并且緩解了試驗區(qū)試點城市的相對貧困問題。

基于上述結論，本文提出如下政策建議：第一，繼續(xù)深化跨境電商的供給側改革，不斷擴大跨境電商綜合試驗區(qū)試點城市范圍。地方政府需要充分發(fā)揮跨境電商在擴大對外開放、吸納就業(yè)和提高收入等方面的積極作用，這與“國內國際雙循環(huán)”的新發(fā)展格局不謀而合。第二，加大對公司減負的力度。稅收負擔限制了公司拓展海外業(yè)務的能力，不利于中小微、民營等高融資約束企業(yè)的成長。地方政府需要轉變思維，著眼于擴大就業(yè)的長遠利益，而不要拘泥于增加稅收的短期利益。第三，積極吸納高端人才。創(chuàng)新型人才是經濟增長的重要推動力，地方政府在加大對研究型和技術型人才培養(yǎng)的同時，需要“筑巢引鳳”和不斷改善人才結構。第四，加大對中西部地區(qū)和低互聯(lián)網普及率地區(qū)的政策扶持力度。中西部地區(qū)是實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調發(fā)展的重要一環(huán)，需要因地制宜地實施差異化政策措施，給予中西部地區(qū)公司更大程度的稅收減免以激勵跨境電商的發(fā)展。同時，加大對偏遠地區(qū)電信等基礎設施的投入，使得當?shù)乇M早跨越“數(shù)字鴻溝”。第五，跨境電商改革應與脫貧攻堅戰(zhàn)結合。加大對貧困地區(qū)的政策扶持，充分利用跨境電商途徑促進特色農產品走進大城市或走出國門，不斷提高貧困地區(qū)居民的收入，逐步消除相對貧困問題。