周 申 倪何永樂 熊 燕

(南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071)

一、引言

中國自2001年加入WTO以來，為履行入世承諾和適應(yīng)市場經(jīng)濟(jì)體制改革的需要，實(shí)施了以削減關(guān)稅為主要內(nèi)容的進(jìn)口貿(mào)易政策改革，有選擇地降低了企業(yè)關(guān)鍵技術(shù)零部件及原材料等中間品的進(jìn)口關(guān)稅水平，使中國在中間品進(jìn)口領(lǐng)域的自由化程度得到了較大幅度的提高。根據(jù)WITS關(guān)稅數(shù)據(jù)進(jìn)行的測算顯示，中國的中間品平均關(guān)稅由2000年的8.17%下降到2017年的3.84%，降幅高達(dá)53.0%。相應(yīng)地，中間品進(jìn)口占比快速增長，由1995年的67.6%上升到2013年的78.6%。毋庸置疑，這一令人矚目的中間品貿(mào)易自由化必定會對我國勞動力市場產(chǎn)生影響，導(dǎo)致勞動力要素在不同企業(yè)間重新配置[1]?，F(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)也充分表明，削減關(guān)稅會對企業(yè)的生產(chǎn)決策和要素使用產(chǎn)生重要影響[2]，中間品貿(mào)易自由化程度的大幅提高很可能會改變我國企業(yè)的要素配置。那么由此引發(fā)的問題是，中間品貿(mào)易開放對企業(yè)的勞動配置效率會有何影響？特別地，它是否會降低企業(yè)的勞動錯配水平？一方面，企業(yè)是推動經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長的微觀基礎(chǔ)與動力來源，企業(yè)的勞動配置效率更是事關(guān)可持續(xù)發(fā)展，對于支撐經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有至關(guān)重要的作用。另一方面，中國地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在明顯的不均衡問題，而且各地天然地理優(yōu)勢和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異較大，不同地區(qū)勞動力市場受貿(mào)易自由化的影響程度勢必也存在差異[3]，貿(mào)易自由化過程中貿(mào)易的成本與收益在地區(qū)間呈現(xiàn)出明顯的不均等現(xiàn)象[4]。因此，從地區(qū)勞動力市場的角度考察中間品貿(mào)易自由化對中國企業(yè)勞動配置效率的影響，有助于平衡貿(mào)易自由化在地區(qū)間的貿(mào)易利得，促進(jìn)貿(mào)易利益在地區(qū)之間更加均衡的分布，可以為推進(jìn)貿(mào)易體制改革和實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展提供有益的政策啟示，具有重要的理論價值和現(xiàn)實(shí)意義。

貿(mào)易的資源配置效應(yīng)一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要議題，傳統(tǒng)貿(mào)易理論(如比較優(yōu)勢理論和H-O要素稟賦理論等)多關(guān)注國際貿(mào)易引起的國家間、行業(yè)間的資源再配置問題。自Melitz異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論創(chuàng)立后，越來越多的學(xué)者開始關(guān)注國際貿(mào)易引起的企業(yè)間資源再配置問題[5]。貿(mào)易資源配置效應(yīng)的研究文獻(xiàn)也逐步豐富，代表性文獻(xiàn)包括Lu和Yu、毛其淋和許家云等的研究[6][7]。近年來，隨著中間投入品貿(mào)易在全球貿(mào)易中扮演的角色越來越重要，國內(nèi)學(xué)者也關(guān)注到中間品關(guān)稅削減的影響[2][8]。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多數(shù)是從行業(yè)層面考察貿(mào)易自由化的資源配置效應(yīng)，缺乏從地區(qū)勞動力市場視角來探求貿(mào)易自由化的資源再配置效應(yīng)。

另一類和本文相關(guān)的基礎(chǔ)性文獻(xiàn)是資源錯配的測度文獻(xiàn)。Hsieh和Klenow集中于分析資源配置扭曲會導(dǎo)致多大程度的宏觀經(jīng)濟(jì)效率損失[9]，Chari和Kehoe關(guān)注到企業(yè)層面的配置扭曲問題，Chari等的開創(chuàng)性研究是奠定企業(yè)資源錯配這一新研究方向的重要基礎(chǔ)。他們將勞動、資本等要素的摩擦用不同的楔子或稅收表示，推導(dǎo)出了各種楔子的表示形式，利用要素價格扭曲作為資源錯配的代理變量[10]。那么，要素價格扭曲是否是資源錯配的理想代理變量？首先，從概念上看，要素價格扭曲是指要素實(shí)際報酬對要素應(yīng)得報酬的偏離，而資源錯配是指要素實(shí)際配置對最優(yōu)配置的偏離，并不能簡單地將這兩者畫等號[11]。其次，Lerner指出，要素配置狀態(tài)取決于要素相對價格，而不是絕對價格，這意味著要素價格扭曲并不一定導(dǎo)致配置上的扭曲[12]。例如，當(dāng)所有企業(yè)的要素價格都融入相同比例的“楔子”時，企業(yè)間的要素相對價格仍然不變，相應(yīng)地，資源配置狀態(tài)也不會產(chǎn)生變化。因此，要素價格扭曲并不能真實(shí)和準(zhǔn)確地反映資源錯配水平。

基于上述理論和現(xiàn)實(shí)背景，首先，本文剖析和闡述中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)勞動配置效率的影響機(jī)制。其次，在Hsieh和Klenow的資源配置測算框架的基礎(chǔ)上進(jìn)行擴(kuò)展[9]，提出企業(yè)勞動錯配指標(biāo)的測算方法，并借鑒Topalova的方法構(gòu)建地區(qū)中間品關(guān)稅指標(biāo)[13]。最后，利用1998～2013年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與城市數(shù)據(jù)的合并數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。本文可能在以下幾個方面拓展已有的研究：(1)研究視角上，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多數(shù)是從行業(yè)層面探究貿(mào)易自由化對資源配置效率的影響[6][14]，本文則從區(qū)域視角出發(fā)，探討中間品貿(mào)易自由化的企業(yè)勞動配置效應(yīng)，并深入剖析其傳遞作用機(jī)制，有助于平衡貿(mào)易自由化在地區(qū)間的貿(mào)易利得，可以更好地推進(jìn)和實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略。(2)指標(biāo)測算上，本文將最優(yōu)配置狀態(tài)與實(shí)際狀態(tài)下的勞動數(shù)量差異作為衡量企業(yè)勞動錯配水平的指標(biāo)。相比現(xiàn)有研究大多數(shù)使用的價格扭曲，本文所構(gòu)造的指標(biāo)從含義上更貼近配置扭曲的概念，可以更準(zhǔn)確地反映勞動錯配水平。(3)經(jīng)驗(yàn)分析方面，本文不僅實(shí)證檢驗(yàn)了中間品貿(mào)易自由化與企業(yè)勞動配置效率之間的作用渠道，還進(jìn)一步利用人口普查數(shù)據(jù)和條件Logit模型，從微觀個體層面考察了地區(qū)的中間品關(guān)稅是否影響了勞動力流動的概率。結(jié)果顯示中間品貿(mào)易自由化越深入的地區(qū)，勞動力流入的概率越大，從而有助于發(fā)育形成厚勞動力市場，這對相關(guān)領(lǐng)域的研究具有一定的創(chuàng)新和補(bǔ)充。

本文余下部分安排為：第二部分為理論機(jī)制分析；第三部分介紹企業(yè)勞動錯配的界定與核算方法；第四部分是實(shí)證估計的策略、變量測算及數(shù)據(jù)來源；第五部分給出實(shí)證結(jié)果并加以分析；第六部分進(jìn)一步檢驗(yàn)其背后的影響機(jī)制；第七部分補(bǔ)充討論中間品關(guān)稅對勞動力流動決策的影響；第八部分進(jìn)行總結(jié)并討論本文的政策含義。

二、理論機(jī)制分析

中間品貿(mào)易自由化會對我國勞動力市場產(chǎn)生影響，導(dǎo)致勞動要素在不同企業(yè)間重新配置[1]。通過對現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理，并結(jié)合中國作為發(fā)展中國家的現(xiàn)實(shí)國情，我們將中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)勞動錯配的可能影響渠道概括為厚勞動市場效應(yīng)和技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。

中間品貿(mào)易自由化可以通過厚勞動市場效應(yīng)對企業(yè)勞動配置產(chǎn)生影響。Dix-Carneiro和Kovak通過構(gòu)建區(qū)域特定要素模型發(fā)現(xiàn)，雖然貿(mào)易自由化直接表現(xiàn)為行業(yè)關(guān)稅的削減，然而由于各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在較大差異，那些關(guān)稅削減較多的行業(yè)所集中的地區(qū)將面臨價格水平更大幅度的下降[15]。對于中間進(jìn)口品而言，其關(guān)稅削減引致的價格下降，一方面可以直接降低企業(yè)進(jìn)口中間品的成本，提高企業(yè)的利潤水平，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展，進(jìn)而創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位[16]。另一方面，中間進(jìn)口品價格下降還有利于企業(yè)降低出口的固定成本，促進(jìn)部分非出口企業(yè)進(jìn)入出口市場，提高企業(yè)海外銷售市場份額和銷售量，引起就業(yè)規(guī)模擴(kuò)張，從而促進(jìn)厚勞動力市場的發(fā)育和形成[1]。而勞動力市場厚度反映了一個城市獲得勞動供給的能力，是集聚經(jīng)濟(jì)的主要來源之一[17]。厚勞動力市場會擁有更專業(yè)的勞動力供給，可以直接降低勞動力市場的搜尋和交易成本[18]，提高勞動者與企業(yè)的匹配概率。企業(yè)可便捷地從厚勞動力市場中獲得所需的專業(yè)技能人才，而勞動力也能迅速地匹配到與其相適應(yīng)的企業(yè)[17]。例如，小鎮(zhèn)的醫(yī)生往往會擔(dān)任全科醫(yī)生，擁有特定專業(yè)技能的醫(yī)生(比如麻醉醫(yī)生)卻很難在小鎮(zhèn)上找到工作，而同樣的醫(yī)生在大城市中往往能找到與其技能相匹配的工作，帶來勞動配置效率的提升[19]。此外，更大的勞動就業(yè)規(guī)模還有利于創(chuàng)造一個勞動力蓄水池(labor pool)，足夠的勞動資源儲備對于企業(yè)的人力資源利用來說可以起到緩沖作用，即使企業(yè)臨時性擴(kuò)大生產(chǎn)也能招聘到足夠的勞動者，可以有效填補(bǔ)企業(yè)的勞動力缺口，從而提升企業(yè)勞動配置效率[17]。

中間品貿(mào)易自由化還可以通過技術(shù)外溢效應(yīng)提高地區(qū)科技水平和創(chuàng)新能力[20]，進(jìn)而對企業(yè)勞動配置效率產(chǎn)生影響。具體而言，一方面，中間品貿(mào)易自由化可以提高進(jìn)口中間品的可得性，而進(jìn)口中間品是技術(shù)溢出的重要載體。中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫顯示，進(jìn)口企業(yè)90%以上的進(jìn)口額來自發(fā)達(dá)國家。這些來自發(fā)達(dá)國家的進(jìn)口中間品相當(dāng)于提供了技術(shù)轉(zhuǎn)移，會促進(jìn)地區(qū)企業(yè)對這些技術(shù)的吸收、模仿和研發(fā)，從而提升地區(qū)整體的科技水平和創(chuàng)新能力[21]。另一方面，中間品貿(mào)易自由化還增加了進(jìn)口中間產(chǎn)品的多樣性，擴(kuò)大了從國外獲取的中間投入品種類范圍，從而顯著促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新[22]。而技術(shù)創(chuàng)新是緩解要素錯配和提高資源配置效率的重要破解之道[23]。首先，導(dǎo)致勞動要素錯配的重要原因之一就是勞動力市場信息不對稱所產(chǎn)生的搜尋成本[24]。技術(shù)創(chuàng)新可以提高生產(chǎn)活動的效率，降低勞動力市場的搜尋成本，促進(jìn)地區(qū)勞動力市場更加透明化，有助于實(shí)現(xiàn)勞動力在市場上的自由流動，從而有效提升企業(yè)和員工在地區(qū)勞動力市場中的匹配程度，優(yōu)化企業(yè)的勞動配置效率[25]。其次，勞動錯配意味著低效率企業(yè)占用大量的勞動力資源，高效率的企業(yè)無法得到足夠的勞動力資源[26]。根據(jù)“創(chuàng)造性毀滅”理論，技術(shù)創(chuàng)新有助于促進(jìn)市場的競爭，強(qiáng)化企業(yè)間優(yōu)勝劣汰的市場化機(jī)制，提升低效率企業(yè)退出市場的概率，使更多的勞動力資源流向高效率的企業(yè)，產(chǎn)生熊彼特所謂的“創(chuàng)造性毀滅”過程，從而實(shí)現(xiàn)勞動配置效率的提升[27]。最后，中間品貿(mào)易自由化所引致的技術(shù)溢出效應(yīng)可以顯著提升中小企業(yè)的創(chuàng)新能力與生產(chǎn)率水平[28]，使得中小企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢的同時也弱化了大企業(yè)集團(tuán)對技術(shù)研發(fā)和產(chǎn)品生產(chǎn)的壟斷，從而降低了市場進(jìn)入壁壘和壟斷程度，帶來包括勞動、資本以及投入品在內(nèi)的資源配置效率提升。

三、企業(yè)勞動錯配指標(biāo)的構(gòu)建

本文在Hsieh和Klenow所建立的理論框架基礎(chǔ)上，通過比較最優(yōu)狀態(tài)與實(shí)際狀態(tài)下的勞動數(shù)量差異來構(gòu)造企業(yè)勞動錯配指標(biāo)[9]。具體推導(dǎo)和說明如下：

(1)

(2)

四、計量模型、變量與數(shù)據(jù)

(一)主要變量測度

1.企業(yè)勞動錯配水平

(3)

2.中間品貿(mào)易自由化

本文借鑒Topalova的方法來構(gòu)建地區(qū)中間品關(guān)稅，以此來反映中國差異化的地區(qū)中間品貿(mào)易自由化水平[13]。用該指標(biāo)研究中國區(qū)域貿(mào)易自由化的內(nèi)在機(jī)理在于，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有典型的區(qū)域異質(zhì)性，各地區(qū)天然地理優(yōu)勢和內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均存在較大差異，這就導(dǎo)致盡管關(guān)稅在國家層面上是相同的，但在地區(qū)間的傳導(dǎo)是有差異的。基于此，本文利用產(chǎn)品層面的最終品關(guān)稅數(shù)據(jù)和投入產(chǎn)出表計算我國細(xì)分行業(yè)的中間品關(guān)稅稅率，并以不同地區(qū)入世前的行業(yè)結(jié)構(gòu)為權(quán)重計算地區(qū)層面的中間品關(guān)稅率。其計算公式如下：

(4)

(二)研究設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

為了準(zhǔn)確識別地區(qū)中間品貿(mào)易自由化對中國制造業(yè)企業(yè)勞動錯配的影響，我們借鑒Topalova的方法構(gòu)建了類似于Bartik工具變量的地區(qū)關(guān)稅率[13]，相比現(xiàn)有研究大多數(shù)使用的外貿(mào)依存度，該指標(biāo)具有良好的外生性。并且，由于宏觀層面的關(guān)稅率很難受到單個企業(yè)特征變化的影響，可以較好地避免反向因果所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題[1]。具體計量模型設(shè)定如下：

labmiscit=β0+β1inputtarct+β2Xit+β3Zct+γt+γi+εit

(5)

式(5)中，下標(biāo)i表示企業(yè)，c表示城市，t表示年份。inputtarct表示城市層面的中間品關(guān)稅率，labmiscit表示企業(yè)層面的勞動錯配水平。β1代表城市層面的中間品關(guān)稅率對企業(yè)勞動錯配的影響，如果β1為正，代表中間品關(guān)稅率越高，勞動錯配越嚴(yán)重。γi代表企業(yè)固定效應(yīng)，用以控制企業(yè)不隨時間變化特征的影響。γt代表時間固定效應(yīng)，用于控制宏觀時間趨勢的變化，比如經(jīng)濟(jì)周期的影響。εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

控制變量主要考慮企業(yè)特征、地區(qū)特征兩個方面。Xit為企業(yè)層面的控制變量集合，主要包括：企業(yè)年齡，用數(shù)據(jù)年份減去企業(yè)成立年份的對數(shù)值來衡量；國有資本占比，用國家資本占實(shí)收資本的比重來衡量；企業(yè)規(guī)模，用企業(yè)資產(chǎn)合計的對數(shù)值來衡量；資本密集度，用固定資產(chǎn)凈值與從業(yè)人數(shù)比值的對數(shù)值來衡量；補(bǔ)貼水平，用補(bǔ)貼收入占主營業(yè)務(wù)收入的比重來衡量；生產(chǎn)率，采用LP方法估計的全要素生產(chǎn)率衡量。數(shù)據(jù)均來自1998～2013年《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》。Zct為城市層面的控制變量，主要包括：城市化水平，用市轄區(qū)總?cè)丝谡嫉丶壥锌側(cè)丝诘谋戎貋砗饬?；外資流入水平，用實(shí)際流入外資與GDP的比值來衡量；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用人均實(shí)際GDP的對數(shù)值來衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來衡量；交通基礎(chǔ)設(shè)施，用人均道路鋪裝面積的對數(shù)值來衡量。城市層面的控制變量數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》與《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》。限于篇幅，未給出變量描述性統(tǒng)計(備索)。

為了消除刀片淬火時產(chǎn)生的內(nèi)應(yīng)力以及得到硬度較高、穩(wěn)定性好的回火馬氏體，采用回火溫度為150～250℃的低溫回火，試驗(yàn)中選擇170℃進(jìn)行低溫回火。

五、計量結(jié)果及分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

中間品關(guān)稅傳導(dǎo)至各地區(qū)的差異是我們識別其對企業(yè)勞動錯配影響的基礎(chǔ)，表1給出了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。其中，第(1)列控制了企業(yè)特征和行業(yè)、地區(qū)、時間固定效應(yīng)；第(2)列控制了企業(yè)特征和企業(yè)、時間固定效應(yīng)；考慮到勞動錯配除了受自身企業(yè)特征的影響外，還可能受其所在地區(qū)特征的影響。第(3)列在第(1)列基礎(chǔ)上加入城市層面的控制變量；第(4)列控制了企業(yè)特征、城市特征、企業(yè)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。觀察這4列的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，中間品關(guān)稅率(inputtar)的系數(shù)符號始終為正，且回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著，說明提高中間品關(guān)稅率會顯著提升企業(yè)勞動錯配程度，換言之，地區(qū)的中間品貿(mào)易自由化程度加深會改善企業(yè)的勞動配置。從估計系數(shù)大小來看，第(4)列的結(jié)果顯示中間品關(guān)稅率每提高1個單位，企業(yè)勞動錯配增加3.6%。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)內(nèi)生性問題——工具變量法

關(guān)稅率的變動也可能是內(nèi)生的，其原因歸結(jié)為兩個方面：第一，勞動配置效率較低的企業(yè)更有可能對政府進(jìn)行游說以尋求關(guān)稅的減免[3]；第二，遺漏變量、統(tǒng)計誤差等因素也可能會產(chǎn)生內(nèi)生性問題。為了處理潛在的內(nèi)生性問題，我們借鑒何冰和周申的做法，采用中國加入WTO時承諾的關(guān)稅減讓表中的目標(biāo)稅率構(gòu)造中間品貿(mào)易自由化的工具變量[1]。其合理性在于：首先，中國入世協(xié)定書承諾的關(guān)稅減讓是通過貿(mào)易談判進(jìn)行確定的，并不受某一個國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況的影響，因此承諾關(guān)稅變動滿足工具變量的外生性條件。其次，中國加入WTO后，所有可貿(mào)易行業(yè)關(guān)稅的實(shí)際水平都需要根據(jù)中國入世協(xié)定書承諾的關(guān)稅減讓幅度降低到特定水平，滿足工具變量的相關(guān)性條件。

中間品承諾關(guān)稅的具體構(gòu)造過程如下：第一步，用中國2001年的最終品關(guān)稅(outputtar01)對1998～2000年期間的行業(yè)特征變量進(jìn)行橫截面回歸，這些特征變量包括了行業(yè)產(chǎn)出增長率、工資變化率、就業(yè)增長率、利潤變化率以及進(jìn)口變化率，以得到2001年最終品關(guān)稅率的擬合值。第二步，根據(jù)中國入世協(xié)定書中的關(guān)稅減讓表所規(guī)定的目標(biāo)稅率，對所有行業(yè)實(shí)施“共同關(guān)稅減讓規(guī)則”，即可得到2002～2013年行業(yè)最終品關(guān)稅的擬合值。第三步，根據(jù)上一步所計算出的最終品承諾關(guān)稅，利用中間品關(guān)稅的定義即可計算得到行業(yè)層面的中間品承諾關(guān)稅。接著根據(jù)各城市的行業(yè)就業(yè)比重進(jìn)行加權(quán)，最終得到城市層面的中間品關(guān)稅的工具變量(IVinputtar)。

基于工具變量的兩階段最小二乘法(2SLS)的回歸結(jié)果如表2所示，第(1)列和第(2)列分別是第一階段和第二階段回歸的結(jié)果。首先對工具變量中間品承諾關(guān)稅進(jìn)行不可識別檢驗(yàn)，rk LM統(tǒng)計量的結(jié)果顯示工具變量滿足秩條件。其次，檢驗(yàn)是否存在弱工具變量，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，第一階段的Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量超過了10%的臨界值16.38，因而拒絕存在弱工具變量的原假設(shè)，說明中間品承諾關(guān)稅變動與中間品實(shí)際關(guān)稅變動存在較強(qiáng)的相關(guān)性。表2的第(2)列顯示，中間品關(guān)稅率對企業(yè)勞動錯配的影響系數(shù)為正，這表明在考慮了內(nèi)生性的情況下，本文的實(shí)證結(jié)論仍然成立。

表2 工具變量法的回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.基于準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的雙重差分法

我們將中國加入WTO看作是外生政策沖擊，通過構(gòu)建準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)和利用雙重差分法來檢驗(yàn)中間品貿(mào)易自由化改善企業(yè)勞動錯配的結(jié)論是否穩(wěn)健。我們借鑒周茂等的做法[31]，如果企業(yè)所在城市入世前中間品關(guān)稅較高，我們將其視為處理組；如果企業(yè)所在城市入世前中間品關(guān)稅較低，我們將其視為對照組。相比入世前貿(mào)易保護(hù)程度較低的城市，中國加入WTO這一事件對那些貿(mào)易保護(hù)程度較高的城市企業(yè)沖擊更大[31]。我們采用連續(xù)分組的方法，這樣可以在一定程度上避免按照貿(mào)易方式分組或是以某一個特定值為邊界設(shè)置高低關(guān)稅兩組可能帶來的誤差。具體模型設(shè)定如下:

labmiscit=λ0+λ1inputtarc,01×post02+λ2Xit+λ3Zct+γt+γi+εit

(6)

式(6)中，post02為加入WTO的時間虛擬變量，2002年之前為0，2002年及其之后的年份取值為1；inputtarc,01表示c城市在2001年的中間品進(jìn)口關(guān)稅。其余變量的含義與基準(zhǔn)回歸相同。在進(jìn)行雙重差分估計之前，我們采用動態(tài)DID的方法來檢驗(yàn)平行趨勢假設(shè)是否得到滿足，結(jié)果顯示本文的處理組與對照組在政策沖擊發(fā)生前滿足平行趨勢假設(shè)，限于篇幅，未在正文中匯報，備索。表3報告了雙重差分法的估計結(jié)果，結(jié)果顯示，inputtarc,01×post02的估計系數(shù)均為負(fù)，并且大多在1%的顯著性水平顯著。這表明加入WTO后，中間品關(guān)稅削減更大的地區(qū)企業(yè)勞動錯配降低更多。因此，中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)勞動錯配的抑制效應(yīng)得到進(jìn)一步的印證。

表3 雙重差分法的回歸結(jié)果

2.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

除了采用雙重差分法構(gòu)造準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)外，本文還采用多種方法對基準(zhǔn)回歸結(jié)論的穩(wěn)健性進(jìn)行了檢驗(yàn)，限于篇幅，回歸結(jié)果未在正文中匯報(備索)。

(1)更換勞動錯配的衡量指標(biāo)。采取大多數(shù)現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法[29]，利用勞動價格扭曲系數(shù)來衡量企業(yè)勞動錯配水平。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在替換原有的因變量后，回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸基本一致。

(2)更換中間品貿(mào)易自由化的測算方法。上文地區(qū)中間品關(guān)稅率測算體系中的就業(yè)權(quán)重來自2000年第五次人口普查的抽樣數(shù)據(jù)。由于樣本量的限制，對于某些人口較少的地級市的特定行業(yè)在調(diào)查抽樣中抽到的人口數(shù)過少，使得對這些人口較少的地級市構(gòu)造的變量可能不夠準(zhǔn)確[4]。為了穩(wěn)健起見，本文采用2000年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中的從業(yè)人數(shù)信息重新計算了城市-行業(yè)層面的就業(yè)權(quán)重和地區(qū)中間品關(guān)稅削減指標(biāo)。除了改變就業(yè)權(quán)重的衡量方式外，本文還借鑒戴覓等構(gòu)建地區(qū)層面有效保護(hù)率(effective rates of protection，ERP)作為中間品貿(mào)易自由化的替代指標(biāo)[3]?；貧w結(jié)果顯示估計系數(shù)均顯著為正。因此，本文的主要結(jié)論不會因度量方法的不同而改變。

(3)改變樣本研究期限?，F(xiàn)有國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)大多數(shù)采用2008年之前的數(shù)據(jù)開展相關(guān)研究[31]。為了穩(wěn)健起見，我們將樣本限制在1998～2007年對基準(zhǔn)方程重新進(jìn)行估計。相應(yīng)回歸結(jié)果顯示改變樣本研究期限對基準(zhǔn)分析結(jié)果沒有實(shí)質(zhì)性的影響，再次表明本文的實(shí)證結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

(四)異質(zhì)性分析

中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)勞動配置效率的促進(jìn)作用可能因企業(yè)特征不同而存在差異，本文進(jìn)一步通過分樣本回歸展開異質(zhì)性分析。

表4的第(1)列和第(2)列分別顯示了勞動配置不足與配置過度企業(yè)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，中間品貿(mào)易自由化對勞動配置不足與配置過度的企業(yè)均存在改善作用，并且對配置不足的企業(yè)影響更大。根據(jù)本文的理論分析可知，厚勞動力市場帶來的“勞動力蓄水池”效應(yīng)可以有效改善勞動力配置不足的問題，這也從側(cè)面驗(yàn)證了本文理論機(jī)制的有效性。表4的第(3)列和第(4)列分別顯示了國有企業(yè)與民營企業(yè)的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，民營企業(yè)受中間品貿(mào)易自由化的影響比國有企業(yè)更大，這可能是因?yàn)槊駹I企業(yè)在雇傭和解雇勞動力上具有更大的靈活性，導(dǎo)致民營企業(yè)在貿(mào)易自由化過程中對要素使用的市場調(diào)整幅度高于國有企業(yè)。表4第(5)列和第(6)列結(jié)果顯示中間品貿(mào)易自由化對沿海地區(qū)企業(yè)勞動配置的影響力度要大于內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)。這可能由于沿海地區(qū)的市場化水平較高，貿(mào)易自由化對資源配置效率的正面影響可能會隨著市場化水平的提高而存在遞增的效應(yīng)。表4的第(7)列和第(8)列結(jié)果顯示中間品貿(mào)易自由化對勞動密集型企業(yè)的影響更大，這可能是由于中國等發(fā)展中國家為了保障勞動密集型產(chǎn)業(yè)的工人就業(yè)，其關(guān)稅會偏向于保護(hù)勞動密集型產(chǎn)業(yè)[32]。因此在關(guān)稅保護(hù)減弱后，勞動密集型部門受到的影響會更大。

六、作用機(jī)制檢驗(yàn)

本文在理論模型部分論述了地區(qū)的中間品貿(mào)易自由化可以通過厚勞動市場效應(yīng)和技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)對企業(yè)勞動配置產(chǎn)生影響。在這一部分，本文借鑒毛其淋和許家云的做法，采用交互項(xiàng)就具體的機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)[33]。模型設(shè)定如下：

Channelct=δ0+δ1inputtarct+δ2Zct+γt+γc+εct

(7)

labmiscit=υ0+υ1inputtarct+υ2Channelct+υ3inputtarct×Channelct+υ4Xit+υ5Zct+γt+γi+εit

(8)

式(7)和式(8)中，Channel為機(jī)制變量，主要包括勞動力市場厚度(density)和技術(shù)創(chuàng)新(innov)，其余符號的含義與基準(zhǔn)模型一致。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法[34]，選擇就業(yè)人口密度來反映地區(qū)的勞動力市場厚度，具體采用從業(yè)人員與土地面積(人/平方公里)比值的對數(shù)值來衡量，數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》。關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新水平，本文采用各地區(qū)專利授權(quán)量的對數(shù)值來衡量，數(shù)據(jù)來自國家知識產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站。在計算出機(jī)制變量后，便可以對本文所建立的交互項(xiàng)模型進(jìn)行估計，估計結(jié)果如表5所示。

表4 異質(zhì)性分析估計結(jié)果

表5 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

首先從厚勞動市場效應(yīng)的回歸結(jié)果來看，表5第(1)列展示了地區(qū)中間品關(guān)稅對勞動力市場厚度的影響，其估計系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，表明地區(qū)中間品關(guān)稅率提高會降低勞動力市場厚度，換言之，中間品貿(mào)易自由化可以提升勞動力市場厚度，符合本文的理論分析。第(2)列表明，厚勞動力市場會顯著抑制企業(yè)勞動錯配。直觀的理解是厚勞動力市場可以通過提高勞動者-企業(yè)的匹配概率和為企業(yè)的人力資源使用創(chuàng)造勞動力蓄水池，從而改善企業(yè)的勞動配置效率。同時，中間品關(guān)稅和勞動力市場厚度的交互項(xiàng)顯著為負(fù)，說明中間品貿(mào)易自由化可以通過促進(jìn)厚勞動力市場的形成從而提升勞動配置效率。其次，從技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)來看，第(3)列表明中間品貿(mào)易自由化提高了地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平。第(4)列表明，技術(shù)創(chuàng)新水平提高可以改善勞動錯配，該實(shí)證結(jié)果與理論分析吻合。同時，中間品關(guān)稅和技術(shù)創(chuàng)新的交互項(xiàng)顯著為負(fù)，說明中間品貿(mào)易自由化可以通過促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新從而提升勞動配置效率。綜合上述證據(jù)，地區(qū)的中間品貿(mào)易自由化可以通過厚勞動力市場效應(yīng)和技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)提高企業(yè)勞動配置效率。

七、拓展分析——中間品貿(mào)易自由化和勞動力流動

中間品貿(mào)易自由化可能影響勞動力在城市間的流動，研究中間品關(guān)稅對勞動力流動的影響對本文來說主要有以下兩個方面的意義。第一，上文發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅降低主要通過厚勞動市場效應(yīng)和技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)影響企業(yè)勞動配置，考慮到厚勞動力市場的形成可能來源于中間品貿(mào)易自由化引致的其他地區(qū)的人口流入，研究中間品關(guān)稅對人口流動的影響可以為厚勞動市場效應(yīng)提供直接證據(jù)。第二，高技能的勞動力流向會重塑地區(qū)間的技術(shù)創(chuàng)新格局，研究中間品關(guān)稅是否影響了高技能勞動力的流動可以更好地驗(yàn)證中間品貿(mào)易的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。有鑒于此，我們利用人口普查微觀個體數(shù)據(jù)和條件Logit模型來研究中間品關(guān)稅是否影響勞動力的流動決策。具體的實(shí)證模型設(shè)定如下:

choiceict=α1inputtarct+α2hpricect+α3unempct+α4wagect+ηXct+εict

(9)

式(9)中，下標(biāo)i代表流動人口個體，c代表地級市，t為年份。被解釋變量choiceict是一個虛擬變量，choiceict=1表示在年份t時流動人口i選擇到城市c就業(yè)；choiceict=0表示年份t時流動人口i沒有選擇到城市c就業(yè)。inputtarct表示c城市在t年的中間品關(guān)稅率；hpricect代表城市平均房價，以全市商品房銷售額與銷售面積比值的對數(shù)值進(jìn)行衡量；unempct代表失業(yè)率，以登記失業(yè)人數(shù)占登記失業(yè)人數(shù)與在崗人數(shù)之和的比重來衡量；wagect代表平均工資水平，以職工年平均實(shí)際工資的對數(shù)值進(jìn)行衡量。Xct代表其他影響勞動流動的地區(qū)特征，主要包括：公共服務(wù)，利用地區(qū)的基礎(chǔ)教育和衛(wèi)生醫(yī)療構(gòu)造綜合公共服務(wù)指數(shù)，具體測算方法參見周申和尹靖華的做法[35]；人口規(guī)模，采用戶籍人口規(guī)模(萬人)的對數(shù)值來衡量；到港口的距離，采用城市到最近港口的直線距離來近似測度；固定資產(chǎn)投資，采用固定資產(chǎn)投資總額與GDP的比值來衡量。其他控制變量包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、外資流入的測算方法和基準(zhǔn)回歸一致。借鑒周申和尹靖華的做法，采用條件Logit模型對式(9)涉及各參數(shù)進(jìn)行估計[35]。

勞動力流動的個體數(shù)據(jù)來自2000年、2005年以及2010年人口普查的微觀子樣本。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)的一般做法[35]，將流動人口作為考察對象，將半年以上跨縣級及以上行政單位流動的人口定義為流動人口。此外，還需滿足以下幾個條件：年齡在15～64歲之間、非在校學(xué)生、目前有工作、收入不為0。特別地，由于我們認(rèn)為中間品貿(mào)易自由化主要通過促進(jìn)企業(yè)發(fā)展和增加就業(yè)機(jī)會引致勞動力流入，因此選取遷移原因?yàn)椤皠?wù)工經(jīng)商”的樣本。最后經(jīng)過數(shù)據(jù)清洗并與城市數(shù)據(jù)相匹配，本文成功識別出305782個流動人口樣本，其中2000年2456個、2005年119060個、2010年184266個。根據(jù)最高教育水平劃分個體技能，將大專及以上學(xué)歷的勞動力界定為高技能勞動力，將大專以下學(xué)歷的勞動力界定為低技能勞動力?；貧w結(jié)果見表6。

表6報告了中間品關(guān)稅影響勞動力流向決策的回歸結(jié)果。第(1)列考慮了中間品關(guān)稅對總體勞動力流向選擇的影響，結(jié)果顯示估計系數(shù)顯著為負(fù)。這說明在其他因素不變的情況下，勞動力更加傾向于選擇流入中間品貿(mào)易自由化程度較高的城市，從而有助于這些地區(qū)發(fā)育形成厚勞動力市場。第(2)列和第(3)列考慮地區(qū)中間品關(guān)稅對不同技能水平勞動力遷移決策的影響，結(jié)果顯示中間品關(guān)稅率的估計系數(shù)均為負(fù)，說明中間品貿(mào)易自由化對不同技能水平勞動力的流入均起到了拉動作用。從系數(shù)大小看，相比低技能勞動力，高技能勞動力的估計系數(shù)絕對值更大。因此，中間品貿(mào)易自由化對高技能勞動力的吸引力更強(qiáng)。綜上所述，中間品貿(mào)易自由化越深入的地區(qū)，勞動力流入的概率越大(尤其是高技能勞動力)，這有助于形成厚勞動力市場和促進(jìn)地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新。該研究發(fā)現(xiàn)強(qiáng)化了本文影響機(jī)制的有效性，也進(jìn)一步證實(shí)了中間品貿(mào)易自由化的勞動配置優(yōu)化作用。

表6 中間品貿(mào)易自由化對勞動力流動的影響

八、結(jié)論與政策建議

從地區(qū)勞動力市場的角度考察中間品貿(mào)易自由化對中國企業(yè)勞動配置效率的影響，有助于客觀評估中國實(shí)施進(jìn)口戰(zhàn)略的微觀成效，也可以為區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展提供有益的政策啟示。本文通過構(gòu)建企業(yè)層面的勞動錯配指標(biāo)和地區(qū)層面的中間品關(guān)稅指標(biāo)，利用1998～2013年中國企業(yè)數(shù)據(jù)和關(guān)稅數(shù)據(jù)，從地區(qū)視角深入研究了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)勞動錯配的影響。研究發(fā)現(xiàn)：區(qū)域中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)勞動配置效率具有優(yōu)化作用，在處理了潛在的內(nèi)生性問題后，結(jié)論仍然是成立的；影響渠道方面，中間品貿(mào)易自由化主要通過厚勞動市場效應(yīng)和技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)影響企業(yè)勞動配置效率；中間品貿(mào)易自由化對不同特征企業(yè)勞動錯配的抑制作用具有一定的異質(zhì)性，對勞動配置不足的企業(yè)、民營企業(yè)、沿海地區(qū)的企業(yè)和勞動密集型企業(yè)的影響更為明顯；中間品貿(mào)易自由化對高技能勞動力和低技能勞動力的流入均起到了拉動作用，并且對高技能勞動力的吸引力更強(qiáng)，這進(jìn)一步驗(yàn)證了本文影響機(jī)制的有效性。

本文結(jié)論的政策性啟示在于：(1)進(jìn)一步加快對外開放進(jìn)程，繼續(xù)推進(jìn)和深化中間品貿(mào)易自由化改革，從而有效釋放開放紅利，這對于實(shí)現(xiàn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革目標(biāo)、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式都是一項(xiàng)重要的政策舉措；(2)轉(zhuǎn)變“重出口輕進(jìn)口”的傳統(tǒng)觀念，堅定不移地實(shí)行“主動擴(kuò)大進(jìn)口”戰(zhàn)略，同時將貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整與國家產(chǎn)業(yè)布局相協(xié)調(diào)，有序地將東部地區(qū)高度集中的外向型產(chǎn)業(yè)向中部和西部省份轉(zhuǎn)移，從而縮小地區(qū)間貿(mào)易開放差距，進(jìn)而提高我國不同地區(qū)的企業(yè)勞動配置效率，推動我國開放型經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。(3)中國在深化貿(mào)易自由化改革的同時，還應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)勞動要素市場化改革，逐步改進(jìn)和消除戶籍制度限制，促進(jìn)勞動力自發(fā)地形成厚勞動力市場，從而有效地提高企業(yè)與勞動力之間的匹配效率，使貿(mào)易自由化的資源優(yōu)化配置作用得到更有效發(fā)揮。