企业规模、所有制与工资，本文主要内容关键词为：所有制论文,企业规模论文,工资论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
在劳动经济学中，有关工资及工资差异的研究是一个非常重要的方面。以往的研究大体可以分为两个方面：一是关于个人特征与工资之间关系的研究，包括教育、工作经验、性别和种族等对工资及工资差异的影响；二是从企业及产业特性与工资的关系出发，研究企业规模、企业年龄、产业集中度与其他产业特征以及工会等对工资水平和工资差异的影响。
本文将利用2000～2003年的中国工业统计数据，研究企业工资决定的所有制差异，即研究在各种不同的所有制企业之间，企业规模、企业年龄以及企业人均利润与企业工资之间关系的差异。
对于企业规模与工资的关系，国外学者利用各种不同的数据，已经进行了广泛而深入的研究。他们的研究对象和数据来源主要是一些发达的市场经济国家，研究结果表明，企业规模与工资水平之间存在正相关关系。①
对于企业年龄与工资的关系，许多研究得出了老企业会支付更高工资的结论（Davis and Haltiwanger,1991）。这些研究使用的是企业水平的数据，无法控制个人的有关特征。Brown和Medoff（2003）也发现，老企业会支付更高的工资，但在控制了有关的个人特征之后，这种关系就变得不显著，甚至出现相反的结果。
在转型经济国家中，这方面的研究相对较少。Dobbelaere（2004）同时研究了企业规模和工资效应的所有制差异，他利用1514家保加利亚企业的两年面板数据进行了研究。
有关企业人均利润与工资之间关系的研究，一般是在利润分享（或者说是企业支付能力与工资之间的关系）这个主题下进行的（Slicher,1950; Blanchflower,Oswald and Sanfey,1996; Hildreth and Oswald,1997; Arai,2003），学者们在研究中均发现了企业支付能力对工资具有影响的证据。对于一些转型经济国家，学者们主要进行了转型前后的比较分析（Basuet al.,1997）。
在成熟市场经济国家，有关所有制与工资关系的研究，主要是对利用外资与工资的关系进行研究，一般的结论是，外资企业比内资企业支付更高的工资（Aitken et al.,1996）。
在转型经济国家，除了有外资与工资关系的研究，还有不同类型内资企业之间的比较研究。Yi Chen（2004）研究了1995年中国城市中五类企业的工资差异，其结论是，国有企业和外资企业的小时工资水平高于集体企业和私营企业，而国有企业和外资企业之间的小时工资没有明显差异。Svejnar（1999）指出，新成立的私营企业比其他企业支付了更高的工资。在俄罗斯和东欧，利用所有制虚拟变量进行所有制—工资效应研究的文献也有很多。②
国内有关所有制与工资关系的研究还比较少。邢春冰（2005）研究了教育回报的所有制差异，通过分析1989～1997年教育回报率在不同所有制之间的差异及其变化，考察了我国的劳动力市场。王美艳（2005）描述了我国城市劳动力市场上的男性和女性在行业和工资上的差异，并用计量方法对工资差异进行了分解。还有一些有关所有制的比较研究，侧重于考察所有制结构和企业规模对工业企业技术效率和经营绩效的影响（姚洋，1998；刘小玄，2003）。
本文的主要发现是：（1）在各种所有制条件下，企业规模—工资效应均为正，这种企业规模—工资正效应在国有企业中最明显，而在FE估计中，企业规模—工资正效应在外资企业中下降最大，这是因为大企业与小企业之间的差异在外资企业中最大；（2）在私营企业中，企业人均利润与工资的关系最明显，而在国有企业中，工资与企业人均利润负相关，这可能是由国有企业的预算软约束造成的；（3）企业年龄对工资具有正的影响，老企业会支付更高的工资；（4）从国有企业的隶属关系来看，中央属国有企业的企业规模—工资正效应最大。
本文的主要贡献有：（1）对企业规模、企业年龄以及企业人均利润与工资的关系进行了全面的所有制差异比较分析；（2）利用我们的数据优势，分析了国有企业隶属关系不同对企业工资决定的影响；（3）采用的数据是面板数据，与国外同类研究相比，这个数据库的一个显著特点是样本容量很大。
二、数据及其描述
本文所采用的数据是2000～2003年的中国工业统计数据，这些数据统计的基本单位是单个企业，数据集包含了详细的财务指标以及企业的所有制性质、企业从业人数、所属产业和地区等各方面的信息。③ 但是，数据集中还缺乏更详细的有关企业人力资本方面的信息，这也是所有利用企业和产业层面的数据进行研究的共同缺陷。④
各年数据的样本容量分别是：2000年为162883家企业，2001年为169031家企业，2002年为181557家企业，2003年为196222家企业，这些数据集的统计口径基本一致。数据集中只包括制造业，其他产业的数据被删除。在数据处理的过程中，我们还删除了企业从业人员、资产总额以及应付工资总额少于或等于零的观测值。
本文以资产总计代表企业规模，数据集中有企业规模代码的信息。统计上以从业人员、销售额和资产总计三项指标为划分依据，大型和中型企业须同时满足各项条件的下限指标，否则就要下调一档。
采用单一指标作为企业规模划分标准的优势是可以得到连续的变量，而采用分类指标在回归方程中只能用虚拟变量。至于是选择资产总计还是从业人员代表企业规模，我们认为，二者各有特点。如果用从业人员代表规模，那么，企业规模越大，雇员在工资谈判中的地位越重要，工会的作用可能越大；如果采用资产总计或销售额指标，那么，企业规模越大，雇主在工资谈判中的力量越大。然而，资产总计或销售额与企业的技术水平、员工素质以及企业在市场中的地位更为相关，因此，在数据仍缺乏详细的人力资本信息的情况下，采用资产总计代表企业规模可能更加有利。
在本文的工资方程中，因变量是企业的人均年报酬（应付工资与福利费总额之和除以从业人员）。由于在回归方程中，一般都控制了产业、地区和年度虚拟变量，并且因变量采取对数形式，所以有关的价值指标没有换算到某一单个年份。
表1 有关变量的定义
从表2中我们可以发现，私营企业有关变量统计的均值相对较小，其人均报酬最低，企业规模最小，企业人均资产也最低。从产业和地区分布特点来看，外资企业和港、澳、台企业比较相似，而国有企业和私营企业比较相近。总体上看，国有企业和私营企业的产业平均报酬与地区平均报酬比外资企业和港、澳、台企业要少，外资企业的人均报酬、人均资产、人均利润最高。从数值的大小来看，外资企业的人均报酬是22.28，而居于第二位的港、澳、台企业只有14.55；外资企业的人均资产是509，而居于第二位的港、澳、台企业只有282；外资企业的人均利润是31.44，而居于第二位的港、澳、台企业只有9.93。在这几个主要的统计指标中，外资企业的优势都是巨大的。国有企业的总量指标最大，如资产总计，国有企业只有人均利润指标为负值。在企业年龄方面，国有企业的平均年龄（28.79）要远远高于其他企业（均值大约是9）。
表2 有关变量统计特征
三、工资方程
（一）回归方程
本文的基本回归方程是：
W[,it]＝α[,0]＋β[,1]lnasset[,it]＋β[,2]aveprofit[,it]＋β[,3]concentrate[,it]＋β[,4]age[,it]＋Z′[,it]β[,5]＋α[,i]＋μ[,t]＋ε[,it]
我们将对国有企业、私营企业以及港、澳、台企业和外资企业分别进行回归。对于国有企业，我们还将按照隶属关系进一步将其划分为地方、省级和中央企业，并分别进行分析。回归方程中，因变量W[,it]是人均报酬的自然对数；lnasset是资产总计的自然对数，代表企业规模；aveprofit是企业人均利润；concentrate是四位数产业的产业集中度；age是企业年龄；Z[,it]是包含一组控制变量的向量，包括产业平均报酬和地区平均报酬；α[,i]代表企业固定效应，用以控制不被观察的、不依时间变化的企业特性；μ[,t]代表年份固定效应，我们在回归中控制年份虚拟变量；ε[,it]是误差项，i代表企业，t代表年份。
（二）理论背景
作为企业特征的不同方面，企业规模、企业年龄与利润是密切相关的，因此，企业规模、企业年龄及利润与企业工资的关系也是相互关联的，与此有关的理论解释有很多相似之处。
补偿差异理论对企业规模、企业年龄与工资的关系进行了解释。根据这种理论解释，企业规模—工资以及企业年龄—工资差异是由企业之间的员工素质差异和工作条件差异造成的。
一般认为，大企业的员工素质更高。大企业的资本劳动比通常比较高，从生产技术的角度看，工人技能与物质资本之间存在着互补性（Hamermesh,1993），因此，大企业的资本密集特点意味着其对员工的素质要求更高。Dunne和Schmitz（1995）的解释与此相类似，⑧ Oi（1983）则从企业经理人能力差异的角度提出另外一种解释。⑨
还有一些学者（Kremer,1993）指出，员工的组合形式对于企业很重要，也就是说，高素质的员工会组合在一起，而低素质的员工也会组合在一起。员工招聘和培训需要成本，为了使这些成本最小化，取得规模经济的效果，大企业倾向于将高素质的员工组合在一起。⑩
员工素质差异也可以用来解释企业年龄与工资的关系。Brown和Medoff（2003）指出，员工素质、工作经验以及在同一企业的工作年限等在新老企业之间会存在系统差异。在企业水平数据中，这些因素如果不能得到控制，它们将对企业年龄与工资的关系产生影响。
补偿差异理论还指出，不同企业之间工作条件存在差异。一些学者认为，大企业的工作条件较差，如大企业有比较严格的规章制度，员工缺乏行动自由，工作氛围缺乏个性等。但是，从就业稳定性来看，大企业比小企业更容易生存，小企业更容易倒闭。支付更高工资的企业更容易生存，增长也更快（Brown and Medoff.1989），而新企业比老企业更容易倒闭（Dunne et al.,1989）。从风险和激励平衡的角度考虑，不稳定的就业环境需要更高的工资水平作为补偿。
对大企业的监督更加困难，这也能够解释企业规模—工资正效应。Bulow和Summers（1986）指出，理性的工人存在偷懒的倾向，雇主有两种方法可以解决这个问题，一是支付更高的工资（增加员工偷懒的成本），二是加强监督。随着企业规模的扩大，监督变得越来越困难，雇主将选择支付高工资的方式。(11)
Oswald（1996）指出，在完全竞争的劳动力市场，不会出现利润分享，高利润企业与低利润企业为同样的工人支付同样的工资。但是，在现实的劳动力市场上，会出现利润与工资正相关的状况：一是谈判模型，即市场长期均衡的特点是工资与利润正相关、与失业率负相关；二是劳动力供给曲线并非是完全有弹性的，而是向右上倾斜，这样一来，短期需求冲击导致劳动力需求曲线向右移动，从而使利润与工资在短期内正相关；三是存在风险分担的劳动合同，如果雇主和雇员都是风险规避型的，他们就会共同承担风险，因而利润与工资正相关。
工会在企业工资决定中的作用与谈判模型相似。由于工会的存在，大企业通常愿意建立更积极的劳动关系，它们愿意支付更高的工资，提供更好的工作条件和福利待遇（Freeman and Medoff,1984）。我们在所有制差异的分析中，可以借鉴这个思路。在不同所有制企业中，雇主所面对的外部环境不同，企业员工所处的地位以及与雇主（或管理层）的关系也不一样，这些因素都将对企业规模—工资关系产生影响。
Slichter（1950）认为，工资与利润之间的正相关关系，可能是雇主相机抉择的结果，也就是说，当雇主有能力支付时，他们就会这样做。Akerlof和Yellen（1990）提出了类似的观点，即根据企业的支付能力，企业倾向于向员工支付其满意的工资。
应该看到，对企业规模—工资以及企业年龄—工资关系还没有真正令人满意的解释，而且要对这些关系做出新的解释并进行检验是非常困难的。但是，总体来说，在使用企业水平数据（很多相关的因素无法控制）的情况下，本文还是可以依据上述理论对这些关系进行解释，而对国有企业的隶属关系，也可以按照这些理论的基本思路来进行尝试性说明。
四、回归结果及分析
（一）估计方法
本文的估计方法包括两个方面的内容。首先，我们进行Pooled OLS估计，借此得到一些初步的结论，作为进一步研究的参考。其次，我们通过固定效应（Fixed Effects）估计方法，(12) 控制一些企业特定因素，如资本与劳动的素质等，包括可以观察但本文数据中缺乏的因素以及不可观察到的因素。Katz和Summers（1989）曾经指出，如果分类（sorting）不是根据可以观察到的特征（如教育程度）来进行，为什么企业会根据不可观察到的因素分类（sorting）？反过来，我们也可以认为，既然固定效应分析可以控制不可观测因素，那么，这种方法同样可以在一定程度上控制可观测因素。
我们的回归分析主要包括两个方面的内容：（1）利用总体数据，对国有企业、私营企业以及港、澳、台企业和外资企业分别进行回归；（2）将国有企业按照隶属关系进一步划分为中央、省级以及地方国有企业，并分别进行回归。
（二）回归结果
1.企业规模与工资。在各种所有制条件下，企业规模与工资正相关，这与所有这方面的研究结论相一致。(13) 在控制了企业人均利润、企业年龄、产业集中度、四位数产业和省级地区虚拟变量，以及采用FE回归后，这种企业规模—工资的正效应还是存在的。(14)
对于企业规模—工资效应的所有制差异，研究结果表明（固定效应回归），在国有企业中，企业规模—工资效应最明显，其他几种所有制类型的差别则不大。国有企业的企业规模系数大约是0.114，其他几种所有制类型的企业规模系数在0.07左右，即国有企业的报酬规模弹性比其他类型企业大约高0.04。与此相反，Dobbelaere（2004）的研究结果表明，企业规模—工资正效应在外资企业和私营企业中表现得更为明显。
表3 企业规模与工资的所有制差异
注：（1）在表3中，所有回归均控制了年份虚拟变量，所有回归中均包括常数项，Pooled OLS回归还控制了省级地区和四位数产业虚拟变量；（2）括号内的数值为稳健性（robust）标准误差，双尾检验的显著水平1％和5％分别用**和*表示。
数据来源：2000～2003年中国工业统计数据
从OLS回归和FE回归的比较分析来看，在FE回归中，只有私营企业的企业规模—工资效应变化不大，甚至有所增强（由0.061变为0.069），而其他类型企业的企业规模—工资效应都有所减弱，这种减弱趋势在国有企业中相对较弱（由0.149变为0.114），在外资企业中最为明显（由0.152变为0.068），这与相关理论的预测是一致的。根据前面分析的不同所有制的变量统计特征，私营企业的人均资本最少，而外资企业最高，而且人均资本在大企业与小企业之间的差异也是在外资企业中最大。如果资本—劳动比可以代表企业的人力资本素质高低，那么，在控制了这些因素之后，相应的系数就会发生变化。
2.人均利润与工资（利润分享）。从回归结果可以看出，利润分享存在一定的所有制差异。私营企业的利润分享最明显，其人均利润系数是0.003，国有企业员工从企业利润中所获取的利益最少，其人均利润估计系数甚至为负（-0.001）。这与已有的一些文献研究结果相反，即国有企业的利润分享倾向比私营和外资企业更强，国有企业员工的工资与企业人均利润水平更相关。(15)
我们认为，将一般理论应用于我国的劳动力市场时需要更加谨慎。对于私营企业和外资企业而言，这些理论可以使我们确信更高的利润意味着更高的工资，但就国有企业来说，情况可能并非如此。因为在国有企业中，可能存在预算软约束的情况，国有企业可能“负盈不负亏”，也就是说，利润可以归企业占有，而一旦亏损，则可以得到国家或者有关政府主管部门的补贴。从人均利润统计来看，每年都有大量的国有企业亏损。国有企业如果盈利就进行了内部分配，不反映到企业工资上，而一旦亏损，其获得的补贴可以转化为工资收入，这就可能导致利润与工资之间的正相关关系不如其他所有制企业那样明显，甚至可能会出现相反的情况，即工资与利润负相关。(16)
不同所有制企业采取的内部激励方式可能不同，私营企业更有可能采取高能激励的方式，这种方式在企业内的覆盖范围可能更广，而且私营企业报告的应付工资更接近于其全部收入，而国有企业与私营企业相比，其高能激励方式的对象范围较窄，工资制度中关于工资、奖金和股权激励收入等的界定更不明确。因此，私营企业中工资与人均利润之间的关系比较明显。
3.产业和地区工资的影响。在私营企业中，地区平均报酬系数（0.022）和产业平均报酬的系数（0.031）均为最低，而且回归系数不显著。总体来说，外资企业和港、澳、台企业，其人均工资的产业和地区平均工资弹性要高一些。外资企业的地区平均报酬系数是0.072，港、澳、台企业的系数高达0.099，超出国有企业0.043，这意味着就人均工资的地区平均工资弹性来说，港、澳、台企业要高出私营企业0.07，即7个百分点。从产业平均工资的弹性来看，国有企业（产业平均报酬系数是0.042）和港、澳、台企业（相应的系数是0.047）相差不大，而外资企业的产业平均工资弹性要更高一些（相应的系数是0.066）。
我们认为，产生上述差异的原因可能是，外资企业和港、澳、台企业面对的劳动力市场更加市场化。相对而言，这些企业的员工对于同行业和本地区其他企业的工资水平更为关注和了解，拥有更充分的信息，因而他们的工资对于地区和产业工资的变动更为敏感。国有企业与私营企业相比，其与政府的联系更为密切，受到宏观经济管理体制的影响会更大。例如，国有企业要归政府相关部门的统一领导，政府部门出于地区工资平等的考虑，可能会对国有企业的工资政策施加影响，而且国有企业的垂直行业管理部门在这些方面的干预能力也很强。因此，与私营企业相比，国有企业对于地区和产业平均工资的变动更为敏感。
4.企业年龄与工资。在OLS回归中，我们发现，企业年龄与工资的关系因所有制而异。在内资企业中（国有企业和私营企业），企业年龄与工资负相关，老企业支付更低的工资。国有企业中的企业年龄系数是-0.005，也就是说，如果国有企业年龄大10，工资水平就低5％。在外资企业和港、澳、台企业中，企业年龄与工资正相关，新企业支付更低的工资。港、澳、台企业的企业年龄系数是0.006，即如果港、澳、台企业年龄大10，其工资水平就高6％。
通过固定效应回归我们发现，在各种所有制企业类型中，企业年龄与工资都是正相关的，老企业倾向于支付更高的工资。从系数的大小来看，内资企业（国有企业和私营企业）的企业年龄系数较大（大约是0.045），而外资企业和港、澳、台企业的企业年龄系数相对较小（大约是0.035）。这表明，在内资企业中，企业工资—企业年龄组合曲线的斜率更加陡峭。
Brown和Medoff（2003）在研究中没有进行所有制方面的区分。本文的外资企业和港、澳、台企业可能与他们的研究对象更相似一些。他们的研究结果显示，在没有控制个人因素的情况下，企业年龄的系数是正的（0.022），从性质上来说（系数符号），这与我们得到的结果是一致的。但是，他们在进一步控制了个人因素之后发现，企业年龄对工资会产生不利的影响，企业年龄的系数变为-0.001。在对数据进行进一步的整理之后，他们得到的基本结论还是不变，即控制了个人因素之后，企业年龄的系数由正变负。(17)
根据我们的理解，固定效应分析应该能够帮助我们在企业水平上控制一些类似于人力资本的信息，如企业员工的总体素质等，我们进行固定效应分析得到的结论应该在趋势上与Brown和Medoff的结论相似。不过，固定效应终究无法取代个人因素的控制，同时，Brown和Medoff在研究中即使控制了个人因素，也不能完全排除企业年龄与工资存在正相关的可能性。他们认为，企业年龄与工资之间的关系也有可能是非线性的，工资先是随企业年龄的增长而减少，然后，在较老的企业中，工资随企业年龄的增长而增加。由此，不能简单地说我们的结论与Brown和Medoff（2003）的结论是相同还是相反，这个问题有待于更进一步的研究。
5.国有企业隶属关系的影响。我们将国有企业按照隶属关系划分为三种类型，即中央企业、省级企业和地方企业。(18)
从总体上看，企业规模对工资具有促进作用。中央企业的企业规模—工资效应最强（企业规模系数是0.126，高于省级国有企业系数0.081和地方国有企业系数0.111）。不过，这里也有两个异常的地方：一是地方国有企业的企业规模—工资效应超过省级企业，而没有出现中央、省级、地方依次递减的情况；二是固定效应分析与OLS回归相比，中央国有企业的企业规模系数上升，而省级和地方国有企业的企业规模系数下降。
表4 企业规模与工资：国有企业隶属关系的影响
注：（1）表4中，所有回归均控制了年份虚拟变量、产业平均报酬和地区平均报酬，所有回归中均包括常数项，在OIS估计中，还控制了四位数产业和省级地区虚拟变量；（2）括号内的数值为稳健性（robust）标准误差，双尾检验的显著水平1％和5％分别有**和*表示。
数据来源：2000～2003年中国工业统计数据
与本文的国有企业总体回归分析相似，在OLS回归中，企业年龄的系数均小于零。在固定效应分析中，企业年龄的系数均大于零，老企业倾向于支付更高的工资。系数大小按中央企业、省级企业和地方企业依次递减，中央企业的工资—年龄组合曲线的斜率更高。
在前面分所有制的回归分析中，我们得到的企业人均利润系数在国有企业中是小于零的。从划分了隶属关系后的回归结果来看，这种情况的出现应主要归因于省级和地方国有企业，而不能归因于中央国有企业，省级企业和地方企业的人均利润系数分别为-0.001和-0.002。从变量统计特征来看，中央企业总体上没有亏损，而省级和地方国有企业的人均利润均值均小于零。从亏损的程度来看，省级国有企业超过了地方国有企业，如果预算软约束中的补贴总额一定，就意味着亏损越多，人均利润的系数绝对值越小，这与我们得到的结果是一致的。
五、稳健性检验(19)
本文的稳健性检验包括两个方面的内容：一是改变所有制的划分方式，具体的划分方法在前面的数据描述部分已经做了详细说明；二是用销售额代替资产总计作为企业规模。
从回归的结果来看，采用不同的所有制划分方式以及用销售额代表企业规模，虽然有关变量的系数大小发生了一些变化，但基本上没有改变前面得出的基本结论。
六、结论
大企业与小企业哪个更好？围绕这个问题，国外学者已经做了大量的研究，关于企业规模与工资关系的实证研究就是其中的一个方面。(20) 由于经济体制方面的原因，国外学者很少关注企业规模、产业集中度与工资关系的所有制差异。在我国，虽然关于所有制差异的比较研究很多，但研究者主要关注企业的技术效率和经营绩效，而对本文讨论的几个问题，经验研究还很缺乏。
经过研究，本文得到四个主要结论。（1）在各种所有制条件下，企业规模—工资效应均为正。在国有企业中，这种企业规模—工资正效应最为明显。在FE估计中，企业规模—工资正效应在外资企业中下降最大，这是因为大企业与小企业之间的差异在外资企业中最大。（2）在私营企业中，企业人均利润与工资的关系最为明显，而在国有企业中，工资与企业人均利润负相关，这可能是由国有企业中的预算软约束造成的。（3）企业年龄对于工资具有正的影响，老企业会支付更高的工资。（4）从国有企业的隶属关系来看，中央属国有企业的企业规模—工资正效应最大。
有关企业工资决定的所有制差异分析是一种新的尝试，由于我们所利用的数据本身存在一定的缺陷，同时，对于回归结果也没有现成的相关理论解释，我们得到的回归结果和进行的相关解释只能是启发性的。我们希望本文的研究结果可以激发更多学者进行相关理论和实证研究的兴趣，从所有制和公司治理结构差异的角度加深对企业规模—工资关系的理解。
注释：
① 有关企业规模与工资关系研究比较详细的文献综述，参见Oi和Idson（1999）、Brown和Medoff（1989）的著作。
② 其他有关转型经济国家中所有制与工资关系的研究，请参考Dobbelaere（2004）、Brainerd（2002）的著作以及他们所引用的文献。
③ 有关工业统计指标解释详见http://www.whstp.gov.cn/chinese/tjzl/bbba.doc以及中国国家统计局主页上的统计标准http://www.stats.gov.cn/tjbz/。
④ Hildreth和Oswald（1997）指出，如果能够得到企业和个人相结合的数据当然更好，但这是很困难的。采用FE估计方法，可以在一定程度上弥补企业数据的缺陷。从新近出现的一些利用企业和个人相结合的数据进行的研究来看，其在有关企业和产业特征信息方面存在缺陷，而且很难得到Panel数据。
⑤ 表1中的取对数都是指自然对数。
⑥ 本文中的集中度、Herfindahl指数、产业平均报酬和地区平均报酬指标，都是根据各年的全样本原始数据（而不是根据经过整理的Panel Data.更不是各所有制企业的子样本）计算所得。
⑦ 在本文的所有变量统计特征表中，集中度都是指四位数产业集中度的加权平均值。例如，如果某类企业（分别按照所有制、企业年龄、企业隶属关系和所属行业等分类）的所有企业处于两个四位数产业（A和B），A的集中度是0.6，包括的某类企业数是10，B的集中度是0.3，包括的某类企业数是20，那么，集中度应该等于
。
⑧ 他们认为，大企业倾向于使用更先进的生产设备，如计算机，而大规模的生产有利于分摊使用这些设备的固定成本。如果资本先进性与劳动熟练程度是互补的，那么，大企业会雇佣更熟练的劳动力。
⑨ 大企业的经理人具有更强的能力，能力强的经理人才能管理大企业。在Oi的模型中，企业经理负责两个不同方面的工作——监督工人和管理企业。在管理企业方面，能力高的经理人管理效率更高，在监督工人方面，经理人能力的高低是无差异的。Oi同时假定，素质高（更熟练）的员工相对来说不需要监督。因此，有效率的匹配模式应该是，高能力的经理人（大企业）雇佣高素质的员工。
⑩ Caselli（1999）的模型有助于说明这个问题。在技术进步过程中，新的生产设备会不断出现，而熟练劳动力更容易掌握这些机器设备的使用方法，即熟练劳动力应使用更好和更多的资本。如果大企业的生产技术更先进，那么，大企业会雇佣更多的熟练劳动力。
(11) Shapiro和Stiglitz（1984）提出效率工资模型，并首先提到监督与工资之间的交替，他们的主要目标是要解释失业问题。
(12) 严格地说，本文是在随机效应（RE）回归和固定效应（FE）回归之间通过Hausman检验做出选择。在一般的情况下，固定效应回归是更适当的选择。
(13) 相关文献和研究结果，参见Oi和Idson（1999）的著作。
(14) Brown和Medoff（1989）在控制了雇员素质、工作条件差异、工会的作用以及产业变量的情况下，研究了企业规模—工资效应。从总体上看，我们的结论与他们的是一致的，只不过我们希望采用FE估计来控制有关的变量，而他们则能够直接控制变量。
(15) 参见Dobbelaere（2004）的著作及其引用的文献结果。他的解释是，国有企业的效率更低，为了达到可接受的工资水平，国有企业的雇员必须占有更多的租金。
(16) 在其他条件相同的情况下，如果收入分配向个人倾斜，那么，工资与利润也会负相关。同时，本文对亏损和非亏损国有企业分别进行回归后的结果表明，亏损国有企业的人均利润系数显著为负。
(17) Brown和Medoff（2003）控制的个人因素包括：教育、工作经验、任期、种族、性别、婚姻状况以及职位等。
(18) 中央企业是指中央属企业（代码为10），省级企业是指省属企业（代码为20），地方企业包括除上述两种企业外的所有企业（代码为40到90）。
(19) 出于篇幅的考虑，本文的稳健性检验表格没有列出。
(20) 关于大小企业优劣的争论，Brown、Medoff和Hamilton（1990）进行了非常详细的论述。