出口贸易、技术进步的偏向性与我国工资不平等，本文主要内容关键词为：出口贸易论文,不平等论文,技术进步论文,工资论文,我国论文，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。
JEL Classification:F23,E25,C23
一、问题的提出
根据H-O定理和斯托珀－萨缪尔森定理，国际贸易会提高一国丰裕要素所有者的实际收入，而降低稀缺要素所有者的实际收入。因此，随着各国贸易规模的不断扩大，发达国家的工资不平等①程度会不断上升，而发展中国家的工资不平等程度会不断下降。但在过去的二十多年中，工资不平等程度上升的现象却在许多发达国家和发展中国家均有不同程度的体现，即贸易自由化进程中工资不平等程度的变化在发达国家与发展中国家呈现出了相同的时间趋势。许多学者将这一相同变化趋势的原因归结于全球范围的偏向技能型技术进步②（如Berman，et al.,1998）。
从现有文献来看，经济学家们大都把发展中国家贸易自由化与工资不平等上升同时出现的现象归因于贸易自由化所导致的偏向技能型技术进步。Wood(1994)提出了“防御性技术创新”概念，认为贸易开放度的提高所引起的激烈竞争会促使企业更多地创新技术来应对，从而使技术进步更偏向于技能劳动力，增加对技能劳动力的需求。Thoenig和Verdier(2003)对“防御性技术创新”建立了理论模型。Acemoglu(2003)构建了一个理论模型将贸易开放与技术进步的偏向性联系起来，并得出结论认为贸易开放会引致偏向技能劳动力的技术进步，从而提高发达国家与发展中国家的工资不平等。
上述文献都主要集中于研究“进口渗透率的提高”或“关税水平的下降”这两个指标所刻画的贸易自由化对国内工资不平等的影响，却忽略了以出口贸易度量的贸易自由化进程。而另一方面，虽然大量经验文献都验证了出口贸易对技术进步的正向促进作用，如Delgado等(2002)、Loecker(2007)等，但这类文献并没有指出这种技术进步的偏向性。因此，本文选择出口贸易作为主要分析对象。③
近年来，中国的工资不平等问题日益受到关注。关于开放经济条件下中国工资不平等问题的文献主要集中于研究吸引外资与中间投入品贸易对我国工资不平等的作用。(1)研究吸引外资对我国工资不平等影响的文献包括：包群和邵敏(2008)利用1998-2004年我国36个工业行业的面板数据，实证考察了外资对我国工资不平等的影响，并得出结论认为总体而言外资的进入扩大了我国工业行业的工资不平等。Zhao(2001)则认为即使FDI没有带来过高的技术，由于其对劳动力流动成本的补偿性工资，技能劳动力的相对工资也可能提高。Wu(2000)通过构建理论模型分析得出贸易自由化与吸引外资会促进中国的技术进步，提高其国内技能劳动力的相对工资。(2)研究中间投入品贸易对我国工资不平等影响的文献包括高寿华(2008)等，这类文献得出的基本结论为中间投入品的进口会提高工资不平等。此外，也有部分文献研究了贸易开放对我国工资不平等的影响。例如，Xu和Li(2007)利用世界银行从中国五大城市抽取的1500家企业的数据（1998-2000年）来研究中国企业对技能劳动力需求上升的原因，估计结果表明贸易开放对中国工资不平等的直接效应为负。Tsou等(2006)利用中国台湾制造业企业的数据，分析发现出口会提高工资不平等。
本文将根据Bernard和Jensen(1997)的方法，将2002-2007年我国工业行业工资不平等的变化分解为两部分：行业间的变化与行业内的变化。其中，行业间的变化主要与产品需求变化相关，行业内的变化主要与行业内技术进步的偏向性相关。在此基础上，我们再将出口贸易的影响引入分解框架。该分解框架下得出的主要结论为：我国工业行业工资不平等程度的变化主要由行业内变化即技术进步引致。而行业出口贸易密集度的提高，会使该行业发生相对地更偏向技能劳动力的技术进步，从而提高行业内的工资不平等程度。本文接着将建立计量模型对该结论进行检验，同时考察行业工资不平等的其他影响因素。
文章的结构安排如下：第二部分对我国工业行业工资不平等的变化进行了分解，并将出口贸易的影响引入分解框架；第三部分为计量模型的构建与变量选取，并对主要变量进行描述性统计分析；第四部分为计量检验与实证分析；第五部分为本文的主要结论及政策含义。
二、出口贸易与工资不平等：一个分解框架
借鉴Bernard和Jensen(1997)的思想，我们将2002-2007年④我国工业行业工资不平等的变化进行分解。基本的分解方程为：
式(1)右边第一项为行业间的变化，反映了△P在多大程度上由行业间的劳动力流动引致。右边第二项为行业内的变化，反映了△P在多大程度上由行业内技能劳动力与非技能劳动力劳动者报酬总额比值的变化引致。
根据Bernard和Jensen(1997)的观点，对于分解式(1)和式(2)，行业间变化均主要与产品需求变化相关，行业内变化则均主要与行业内技术进步的偏向性相关。根据Acemoglu(2003)的观点，技术进步的偏向性由两方面因素决定：其一是价格效应，即用于生产价格更高产品的技术进步越快。在价格效应的作用下，技术进步更易于偏向稀缺要素。其二是市场规模效应，即使用者越多的技术，其技术进步的速度也越快。在市场规模效应的作用下，技术进步更易于偏向丰裕要素。于是，技术进步的偏向性取决于价格效应和市场规模效应的综合作用。因此，对于发展中国家而言，当行业内变化为正值时，则说明价格效应大于市场规模效应，技术进步总体偏向技能劳动力；当行业内变化为负值时，则说明价格效应小于市场规模效应，技术进步总体偏向非技能劳动力。式(1)和式(2)的分解结果见表1。
首先看g[,P]的分解结果。样本期间内我国工业行业技能劳动力与非技能劳动力劳动者报酬总额的比值下降了约3.1%，其中行业间变化值为0.8%，行业内变化值为-3.9%。行业间变化值接近于零，由此可知，样本期间内我国工业行业技能劳动力与非技能劳动力劳动者报酬总额比值的变化主要由行业内变化即技术进步导致。再看
的分解结果。样本期间内我国工业行业技能劳动力与非技能劳动力从业人员的比值平均下降了约2.9%，其中行业间变化值为0.6%，行业内变化值为-3.6%。行业间变化值仍然接近于零，说明样本期间内我国工业行业技能劳动力与非技能劳动力从业人员比值的变化也主要由行业内变化即技术进步引致。综合上述可知，2002-2007年我国工业行业工资不平等程度的变化也主要由行业内变化即技术进步引致，这与Berman等(1998)等文献的结论一致。
对于
和的分解，行业内变化均为负值，由此说明样本期间内我国工业行业内的技术进步相对地偏向非技能劳动力⑦。＜，则由前文阐述可知，样本期间内我国工业行业工资不平等总体呈下降趋势，且这种下降趋势主要由行业内偏向非技能劳动力的技术进步引致。
为了考察出口贸易对我国工业行业工资不平等的影响及这种影响产生的机制，我们以行业出口交货值与工业销售产值的比重作为行业出口贸易密集度的度量指标，计算2002-2007年36个工业行业的出口贸易密集度的均值的中值，并以该中值作为划分标准，将36个工业行业划分为两个行业子集合：出口贸易密集度较高的行业集合和出口贸易密集度较低的行业集合。然后运用分解式(1)和式(2)分别对这两个行业子集合的和进行分解，分解结果见表1的最后两行。
首先看出口贸易密集度较高行业集合的分解结果。样本期间内，我国出口贸易密集度较高行业技能劳动力与非技能劳动力劳动者报酬比值平均下降了约1.8%，技能劳动力与非技能劳动力从业人员比值平均下降了约2.1%，二者的差异为0.3个百分点。由此可知，样本期间内我国出口贸易密集度较高行业的工资不平等总体呈上升趋势。再看出口贸易密集度较低行业集合的分解结果。样本期间内，我国出口贸易密集度较低行业技能劳动力与非技能劳动力劳动者报酬比值平均下降了约6.4%，技能劳动力与非技能劳动力从业人员比值平均下降了约4.9%，二者的差异为-1.5个百分点。由此可知，样本期间内我国出口贸易密集度较低行业的工资不平等总体呈下降趋势。出口贸易密集度不同的行业，其工资不平等的变化趋势也存在着一定的差异。如果将出口贸易密集度的变化趋势也考虑进来，则样本期间内出口贸易密集度较高行业其出口贸易密集度总体呈上升趋势，而出口贸易密集度较低行业其出口贸易密集度总体呈下降趋势，即样本期间内我国出口贸易密集度的变化与行业工资不平等的变化呈现出相同的变化趋势。
在出口贸易密集度较高与较低这两个行业子集合中，工资不平等的变化均主要由行业内变化引致，且行业内变化值为负，与工业行业的总体情况相同。但在出口贸易密集度较高的行业子集合中，与分解后的行业内变化的绝对值要小于出口贸易密集度较低的行业子集合。这说明，与出口贸易密集度较低的行业相比，出口贸易密集度较高的行业其技术进步相对地更偏向于技能劳动力。此外，这两个行业子集合中工资不平等的行业间变化差异不大，两个行业子集合中工资不平等的差异主要源于二者的行业内变化差异，即技术进步的偏向性差异。
综合上述，本部分得出主要结论为：2002-2007年我国工业行业工资不平等程度的变化主要由行业内变化即技术进步引致。而行业出口贸易密集度的提高，会使该行业发生相对地更偏向技能劳动力的技术进步，从而提高行业内的工资不平等程度。
三、模型与变量
各变量的定义及数据来源具体如下：(1)rd为行业的技术开发投入密集度变量，计算指标为行业大中型工业企业科技活动经费内部支出与行业产品销售收入的比重。由于行业科技活动经费内部支出中包括了科技活动人员的劳动报酬，因此我们在计算行业研发投入密集度时，将科技活动人员的劳动报酬从科技活动经费内部支出中剔除掉了。(2)export为行业的出口贸易密集度，计算指标为行业出口交货值与行业工业销售产值的比重。(3)S/U为行业技能劳动力的相对供给指标，由于缺乏各行业科技活动人员与非科技活动人员的供给数据，我们以全国层面的科技活动人员相对供给数据作为替代指标。《中国劳动力市场职业供求数据查询系统》中提供了2001-2005年我国劳动力市场上按职业分组的供求人数，而“中国劳动力市场”系统中提供了2006年和2007年全国部分城市抽样调查的劳动力市场供求状况分析报告⑨。我们利用该套数据构建了全国层面科技活动人员相对供给指标，即劳动力市场上专业技术求职人员与求职人员总数的比重。根据前文的分析，我们预期
。
估计式(6)中的控制变量（即CV）包括：(1)资本品的价格变量kprice，根据盛仕斌和徐海(1999)的观点，计算指标为行业利息支出与负债合计的比重。由Griliches(1969)提出的资本与非技能劳动力的替代弹性要大于资本与熟练劳动力的替代弹性，意味着资本投入的增加会提高技能劳动力的边际产品，同时降低非技能劳动力的边际产品，进而会提高工资不平等。此即“资本－技术互补性”。本文以资本品价格作为资本投入的度量指标。(2)行业中企业规模变量scale，计算指标为行业的产品销售收入与工业企业单位数的比重。许多实证研究表明企业生产规模和技术密集度正相关，即随着企业生产规模的扩大，它对技能劳动力的相对需求会上升，从而工资不平等程度也会上升。由于加入的控制变量不能与主要解释变量export存在因果关系，即控制变量本身不能为该解释变量的“果”，为此我们将上述两个变量的滞后一期值作为控制变量，数据形式仍然为对数形式。
行业科技活动经费内部支出数据来源于《中国科技统计年鉴》各期，其他指标构建数据如无特别说明均来源于《中国工业经济统计年鉴》各期。
各变量的基本统计信息见表2。
这里我们主要关注工业行业工资不平等变量ln(w)的统计信息。通过计算2002-2007年36个工业行业工资不平等ln(w)的均值发现，36个行业中，只有黑色金属矿采选业、电气蒸汽热水的生产和供应业、煤气生产和供应业三个行业的ln(w)均值为负，其他33个行业的ln(w)均值均为正。由此说明，我国工业行业科技活动人员的人均劳动者报酬基本高于同行业内的非科技活动人员。样本期间内，36个行业中，ln(w)均值最大者为通信设备及其他电子设备制造业，其工资不平等程度w的均值达2.980，即该行业中科技人员的平均工资约为非科技人员的2.98倍；ln(w)均值最小者为电气蒸汽热水的生产和供应业，其工资不平等程度仅为0.831，即该行业中科技人员的平均工资低于非科技人员，仅为非科技人员平均工资的0.831倍。
以各行业ln(w)的2007年值与2002年值的差值符号作为其工资不平等变化总体趋势的判断标准，即如果差为正值，则说明样本期间内行业工资不平等的总体变化趋势为上升趋势；反之，则为总体下降趋势。计算该差值发现，样本期间内共有17个行业的工资不平等总体呈上升趋势，其中上升幅度最大的行业为家具制造业；其余19个行业的工资不平等则总体呈下降趋势，其中下降幅度最大的行业为黑色金属矿采选业。
四、计量检验与实证分析
（一）36个工业行业面板数据的实证分析
本文采用固定效应模型和可行的广义最小二乘法(FGLS)⑩对式(6)进行估计，且对异方差进行了处理。由于变量ln(S/U)为全国层面的数据，如果加入时间特定效应虚拟变量，则会产生完全共线性问题，因此估计模型中并不加入时间特定效应，而将时间特定效应的影响纳入变量ln(S/U)的估计系数中。表3报告了模型(6)的固定效应和FGLS估计结果。第①列至第③列为固定效应模型估计结果。在第①列的估计模型中，我们不加入ln(kprice)和ln(scale)这两个控制变量。第②列和第③列估计模型则是分别在第①列估计模型的基础上逐步加入控制变量ln(kprice)和ln(scale)。第④列至第⑥列估计模型为FGLS估计结果，各列模型的构建与固定效应模型相同。
固定效应模型与FGLS的估计结果基本相同。首先关注模型(6)中影响工资不平等的三个关键变量即ln(export)、ln(rd)和ln(S/U)的估计结果。在六个估计模型中，变量ln(export)的估计系数基本在大于或等于10%的显著性水平下显著为正，其大小在区间[0.060，0.078]内波动（波动幅度较小）。这说明出口贸易密集度的正向变化会提高行业的工资不平等，这与分解框架下得出的结论一致。由此验证了样本期间内我国工业行业出口贸易密集度的提高会使该行业发生相对地更偏向技能劳动力的技术进步，这与Wu(2000)、Tsou等(2006)得出的主要结论基本一致。变量ln(rd)的估计系数均在5%的显著性水平下显著为正，其大小在区间[0.094，0.150]内波动，由此可知，技术开发投入密集度变量对工资不平等的边际影响大于出口贸易密集度，这说明我国工业行业内偏向技能劳动力型技术进步的主要原动力在于自主研发。变量ln(S/U)的估计系数均在1%的显著性水平下显著为负，其大小在区间[-0.614，-0.574]内波动。这三个变量估计系数的符号及其显著性与前文分析一致，即行业出口贸易密集度和技术开发密集度的提高均会提高行业工资不平等程度，技能劳动力相对供给的增加则会降低行业工资不平等程度。
利用该分解式计算上述三个变量对ln(w)变化的贡献，计算结果见表4。
ln(export)变化对ln(w)变化的贡献为17.32%～22.51%，ln(rd)变化对ln(w)变化的贡献为5.02%～8.01%，而ln(S/U)变化对ln(w)变化的贡献为3.08%～3.44%。由此可知，样本期间内我国工业行业出口贸易密集度的变化对其工资不平等的变化具有相当的解释力，而行业技术开发密集度的变化及技能劳动力的相对供给变化二者的解释力均较小，二者解释力之和仍显著小于出口贸易密集度变化的解释力。这说明行业技术开发密集度变量对工资不平等的边际影响大于出口贸易密集度变量，但由于前者的标准差显著小于后者（见表2），因而技术开发密集度变化的解释力要小于出口贸易密集度变化。而由于ln(S/U)变量的估计系数还度量了其他时间特定效应的影响，因此这里我们并不能对其实际作用大小作出判断。
（二）估计结果的稳健性分析
这里主要考虑出口贸易密集度的内生性问题。存在着这样一种可能性：工资不平等程度较高的行业，其市场竞争力也较强，从而出口也会相对较多。在这种情况下，出口贸易密集度变量显著为正，但并不能得出“出口贸易密集度的提高会增加行业的工资不平等程度”这一结论，即出口贸易密集度与工资不平等间可能存在着正的反向因果关系。本文采用两种方法检验这种可能的反向因果关系。
首先，借鉴Beck(2002)(11)的方法，我们计算2002-2007年36个细分行业ln(w)的均值，并将其按降序排列，以中值作为标准，将样本划分为两个子样本：ln(w)均值大于中值的子样本1和ln(w)均值小于中值的子样本2。如果存在上述正的反向因果关系，则我们预期子样本2中出口贸易密集度变量的估计系数将不显著或为负；反之，如果子样本2中出口贸易密集度变量的估计系数仍然显著为正，则可以认为前文结论并非由正的反向因果关系所致。Beck(2002)对两个子样本分别进行回归，但由于本文的主要目的是比较全部样本、子样本1和子样本2下出口贸易密集度变量估计系数大小和符号的差异，为了克服样本大小不一致对这种差异的影响，我们借鉴蒋殿春和张宇(2006)的方法，在估计模型中加入交叉乘积项dum×ln(export)，其中dum为虚拟变量，当行业属于子样本1时取值为1，属于子样本2时取值为0。运用与前文相同的回归方法，对估计式(6)进行重新估计，估计模型为表3中的第③列和第⑥列模型，估计结果见表5。
根据前述，如果出口贸易密集度与工资不平等间可能存在着正的反向因果关系，则我们预期变量ln(export)的估计系数不显著或显著为负。但由表5可知，在固定效应模型与FGLS的估计结果下，ln(export)的估计系数分别在10%和5%的显著性下显著为正。因此，我们可以得出结论认为“出口贸易密集度的提高会增加行业的工资不平等程度”这一结论并非由反向因果关系所致。
其次，借鉴Angrist和Pischke(2008)的思想，考察如下回归式：
估计式(8)中，如果变量
的估计系数
通过了显著性检验则说明出口贸易密集度变量与工资不平等存在着反向因果关系，反之，则说明二者不存在反向因果关系。仍然采用表3的第③列和第⑥列模型对该式进行估计，变量数据样本期间为2003-2008年，其中2008年工业行业细分行业出口交货值数据来源于《中国统计月报数据(2008)》，细分行业工业销售产值数据来源于《中国统计年鉴(2009)》。估计结果见表5。
在固定效应和FGLS估计下，变量的估计系数均未能通过显著性检验，由此可以判断，“出口贸易密集度的提高会增加行业的工资不平等程度”这一结论并非由反向因果关系所致。
综观表3的第③列和第⑥列以及表5的估计结果，笔者发现在36个工业行业样本下，变量ln(kprice)的估计系数为负，且基本在10%或5%的显著性水平下显著。这说明我国工业行业的资本投入也存在着“资本－技术互补性”，即资本与非技能劳动力的替代弹性要大于资本与熟练劳动力的替代弹性，该结论支持了Griliches(1969)、Krusell等(2000)、Winchester和Greenaway(2005)等文献的观点。变量ln(scale)的估计系数在1%或5%的显著性水平下显著为负，这与前文预期并不一致。主要是因为根据Dinopoulos、Syropoulos和Xu(2001)的观点，企业生产规模与技术密集度正相关的前提条件之一为“生产规模经济，即规模扩大会使单位成本下降”，而本文变量ln(scale)显著为负的估计系数说明我国大多数工业行业并不存在着规模经济，甚至还可能存在着规模不经济，即生产方式仍为粗放型。
仍然运用式(7)计算变量ln(kprice)和变量ln(scale)二者的变化对ln(w)的变化的贡献，计算结果见表4的最后两行。结果表明，样本期间内变量ln(kprice)变化对ln(w)变化的解释力为14.13%，而ln(scale)变化对ln(w)变化的解释力为12.59%～20.08%。样本期间内，模型(4)中各变量变化对ln(w)变化的解释力之和约为54.21%（根据第⑥列模型的估计结果计算而得），其中出口贸易密集度变化的解释力最大，行业生产规模和资本品价格变化的解释力次之，行业技术开发密集度变化的解释力最小。
综合前述估计结果，并结合式(4)和式(5)可知，样本期间内行业技术进步偏向对其工资不平等的实际解释力约为51.13%(=54.21%-3.08%)。同时结合
可知，
，即自主研发、出口贸易技术外溢和资本投入均有利于偏向技能劳动力型技术进步。
五、主要结论及政策含义
本文在Bernard和Jensen(1997)的分解框架下，将2002-2007年我国工业行业工资不平等的变化分解为两部分：行业间的变化与行业内的变化。分解结果表明我国工业行业工资不平等程度的变化主要由行业内变化即技术进步引致。将出口贸易的影响引入分解框架后，分析发现行业出口贸易密集度的提高，会使该行业发生相对地更偏向技能劳动力的技术进步，从而提高行业内的工资不平等程度。本文通过计量模型的构建对上述结论进行了检验，得出主要结论如下：
行业出口贸易密集度的提高能够显著地提高行业内的工资不平等，且这种显著的正向作用并非由二者间的反向因果关系导致。样本期间内，出口贸易密集度的变化对工资不平等变化的贡献为17.32%～22.51%，为模型中所有变量解释力最大者。自主研发投入变化、资本品价格变化、行业中企业规模变化等因素对工资不平等的实际解释力分别约为5.07%、14.13%和12.59%，由此得到样本期间内行业技术进步偏向对其工资不平等的实际解释力约为51.13%。
出口贸易密集度的提高会提高工资不平等，从而出口贸易密集度的提高，尤其是技术密集型行业出口贸易密集度的提高，将为我国的人力资本积累提供激励，这又会通过规模效应使技术进步进一步地更偏向技能劳动力。出口贸易密集度的提高会引致相对更偏向技能劳动力的技术进步，由此提醒我们应该注重提高我国出口商品的技术含量，增加高技术产品的出口比重，通过价格效应使我国的技术进步相对地更偏向技能劳动力。同时，应创造条件强化出口行为的“干中学”效应。此外，自主研发投入对技术进步偏向性的边际影响较大，但其实际作用却很小，由此提醒我们较大幅度地提高自主研发投入力度，会显著促进我国偏向技能型技术进步。目前我国自主研发投入增长较慢，应强化知识产权保护，鼓励企业自主研发，对企业的自主研发活动进行一定程度的补贴。
注释：
①本文所指的“工资不平等”即为技能劳动力与非技能劳动力的工资差异。
②偏向技能型技术进步会提高对技能劳动力的相对需求，从而提高其相对工资，使工资不平等程度加深。Aghion和Howitt(1998)阐述了偏向技能型技术进步使工资不平等程度加深的机制。
③Griliches(1979)将技术外溢划分为两种类型：纯知识型外溢(pure knowledge spillovers)和物质型外溢(pecuniary spillovers)，其中前者能产生动态的增长效应，而后者并不能促进长期的经济增长。Funk(2001，p.733)则指出出口贸易更多地属于纯知识型外溢（干中学），进口贸易则更多地属于物质型外溢（先进中间产品的进口）。这也是本文选择出口贸易作为分析对象的原因之一。
④样本期间的确定详见第三部分。
⑤“其他采矿业”、“木材及竹材采运业”、“工艺品和其他制造业”、“废弃资源和废旧材料回收加工业”等四个行业由于数据不全不包括在行业样本之内。
⑥基于总量的分解方程式并不能应用于基于平均量的分解，因此我们无法直接对工资不平等进行分解。
⑦Acemoglu(2003)证明了当技能劳动力与非技能劳动力为替代关系时，市场规模效应大于价格效应。因此，对于发展中国家而言，技术进步会更偏向非技能劳动力。
⑧在充分就业的假定条件下，劳动力供给等于劳动力需求。
⑨该套数据将我国劳动力市场上的求职人员按职业分组为7类：单位负责人、专业技术人员、办事人员和有关人员、商业和服务业人员、农林牧渔水利生产人员、生产运输设备操作工和其他求职人员。
⑩FGLS方法的优势在于其在估计过程中允许面板内存在一阶自回归和跨截面的异方差，而不影响估计结果的稳健性。
(11)大多数经验文献处理这种可能的“反向因果关系”的通常做法是，寻找一个与出口贸易密集度变量相关，但不受当期工资不平等影响的工具变量，然后运用2SLS方法进行估计。但这会遭遇两个问题：一是工具变量的选取问题，在行业数据层面上很难找到一个完全外生的工具变量；二是当寻找的工具变量与内生变量间相关性较低时，2SLS估计是强有偏的(Angrist and Pischke，2008)。