汪 爭

一、引 言

與美國、德國等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的出口大國不同，我國具有典型的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。大量農(nóng)業(yè)人口逐步轉(zhuǎn)移至工業(yè)部門是我國制造業(yè)出口貿(mào)易得以持續(xù)擴(kuò)張的重要?jiǎng)恿?。然而，隨著農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口逐步減少，我國經(jīng)濟(jì)會接近和經(jīng)歷“劉易斯拐點(diǎn)”，要素市場上勞動力的完全彈性供給狀態(tài)將不再存在。隨著企業(yè)對勞動力需求的增加，勞動力的工資可能會逐漸提高，進(jìn)而影響到出口企業(yè)的生產(chǎn)成本和市場行為。這時(shí)，勞動力工資變化與勞動力數(shù)量變化之間的相互關(guān)系就會變得重要。一方面，如果某一行業(yè)勞動力平均工資的微小變化將引起行業(yè)平均勞動力數(shù)量的大幅變化，那么給定其他條件不變的情形下，該行業(yè)勞動力市場的波動就越明顯，企業(yè)和勞動力之間匹配關(guān)系就不穩(wěn)定，這有可能影響到整個(gè)行業(yè)的平均生產(chǎn)率和出口貿(mào)易。另一方面，如果某一行業(yè)勞動力平均工資的大幅變化只引起行業(yè)平均勞動力數(shù)量的微小變化，那么給定其他條件不變的情形下，該行業(yè)中企業(yè)的用工總成本勢必增加，這也有可能影響到整個(gè)行業(yè)平均效率。因此，現(xiàn)階段對勞動力市場穩(wěn)定性與出口貿(mào)易關(guān)系的研究十分必要。

令人遺憾的是，主流國際貿(mào)易理論由于一方面以發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)事實(shí)為基礎(chǔ)，另一方面專注于解釋生產(chǎn)率、要素稟賦等因素對貿(mào)易模式的影響，一般都簡化了要素市場供求關(guān)系，往往對勞動力的供給彈性進(jìn)行了較為極端的假定。傳統(tǒng)的李嘉圖模型強(qiáng)調(diào)國家之間行業(yè)生產(chǎn)率的差異對貿(mào)易模式的影響，而經(jīng)典的赫克歇爾-俄林模型則專注于分析要素稟賦差異如何影響兩國之間的貿(mào)易模式，并未考慮勞動力市場在國家層面或行業(yè)層面的差異?；趬艛喔偁幠Ｐ偷男沦Q(mào)易理論與新新貿(mào)易理論主要分析了規(guī)模經(jīng)濟(jì)與企業(yè)的生產(chǎn)率異質(zhì)性如何對貿(mào)易模式產(chǎn)生影響。在這類模型中，勞動力的供給彈性要么被假定為完全無彈性(Melitz, 2003)，要么被假定為完全彈性(Melitz and Ottaviano, 2008)，繼而忽視了勞動力市場的行業(yè)異質(zhì)性。因此，如何在主流貿(mào)易模型的分析框架下分析勞動力市場的穩(wěn)定性對一國的貿(mào)易模式的影響，是一個(gè)亟待研究的問題。

本文在現(xiàn)代國際貿(mào)易模型的邏輯基礎(chǔ)上，剖析一國要素市場中勞動力供求關(guān)系穩(wěn)定性對企業(yè)出口貿(mào)易行為的影響機(jī)理，進(jìn)而提出相關(guān)可以進(jìn)行檢驗(yàn)的理論假說，并利用企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)對理論假說進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)證。研究結(jié)果表明，勞動力供求關(guān)系穩(wěn)定性對企業(yè)出口貿(mào)易行為存在顯著影響。給定其他條件不變，在勞動力供求關(guān)系越穩(wěn)定的行業(yè)中，企業(yè)出口的密集度更高。進(jìn)一步的分析還發(fā)現(xiàn)，勞動力供求關(guān)系的穩(wěn)定性與企業(yè)出口行為之間的關(guān)系受到企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、生產(chǎn)率以及規(guī)模大小的影響。

本文主要與兩類文獻(xiàn)直接相關(guān)。第一類文獻(xiàn)專注于從基于異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論上分析了勞動力市場的異質(zhì)性特征對貿(mào)易模式的影響。在Yeaple(2005)的模型里，企業(yè)通過選擇不同技能的員工進(jìn)而異質(zhì)化，額外的固定成本使出口企業(yè)選擇高技能員工，從而具有更高的生產(chǎn)率。Bustos(2011)建立了一個(gè)包含異質(zhì)性員工的企業(yè)分類模型，分析貿(mào)易自由化對技能升級的影響。此外，一些文獻(xiàn)將勞動力市場的不完全性引入異質(zhì)性企業(yè)模型，它們或強(qiáng)調(diào)公平或效率工資的作用(Egger and Kreickemeier，2009；Amiti and Davis，2012)，或?qū)Ｗ⒂趧趧恿κ袌龅乃褜こ杀?Helpman and Itskhoki，2010；Helpman et al.，2010)。第二類文獻(xiàn)則基于相關(guān)數(shù)據(jù)驗(yàn)證勞動力市場的不穩(wěn)定性與貿(mào)易模式的關(guān)聯(lián)，如Cuat and Melitz(2012)將勞動力市場規(guī)則的差異納入比較優(yōu)勢的來源，指出勞動力市場靈活的國家出口偏向于就業(yè)波動更大的部門；還有學(xué)者考察了不同形式的全球化對本國勞動力市場穩(wěn)定性的影響，如貿(mào)易自由化角度(Slaughter, 2001;Bruno et al., 2004;Hasan et al., 2007)、外商直接投資角度(Molnar et al.，2007；Gorg et al., 2009; Hakkala et al., 2010)、外包角度(Hijzen and Swaim，2008； Senses，2010)等，涉及發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家，得出勞動力市場穩(wěn)定性和全球化的關(guān)系是復(fù)雜的，具體依賴于不同國家勞動力市場的不同背景。

與上述兩類文獻(xiàn)相比，本文的主要特點(diǎn)體現(xiàn)在兩個(gè)方面。第一，本文理論分析的邏輯基于主流的國際貿(mào)易模型。這類貿(mào)易模型主要基于壟斷競爭市場結(jié)構(gòu)模型和完全競爭分析框架，因而分析框架更接近現(xiàn)實(shí)且更清晰簡潔。同時(shí)，該類模型將企業(yè)的微觀特征與行業(yè)的總特征聯(lián)系起來，能夠很好地揭示經(jīng)濟(jì)體中行業(yè)特征異質(zhì)性的微觀基礎(chǔ)。隨著企業(yè)層面等微觀貿(mào)易數(shù)據(jù)的可得，這類模型揭示的理論關(guān)系又可以直接得到數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)。第二，在經(jīng)驗(yàn)分析上，本文試圖探討勞動力市場穩(wěn)定性對企業(yè)出口的影響，將行業(yè)的勞動力市場特征與企業(yè)的出口行為相結(jié)合，一方面緩解了回歸中可能存在的部分內(nèi)生性問題，另一方面也對分析行業(yè)異質(zhì)性與企業(yè)出口異質(zhì)性之間關(guān)系的研究文獻(xiàn)有一定貢獻(xiàn)。

后文的安排如下：第二部分提出勞動力市場穩(wěn)定性影響企業(yè)出口行為的理論假說；第三部分是研究設(shè)計(jì)，包括勞動力市場穩(wěn)定性的衡量以及計(jì)量模型的設(shè)定；第四部分是實(shí)證結(jié)果的初步討論；第五部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)和進(jìn)一步分析；最后一部分總結(jié)全文并提出相應(yīng)的政策建議。

二、理論假說

作為一個(gè)發(fā)展中國家，中國具有典型的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征。根據(jù)Lewis(1954)的經(jīng)典理論，許多發(fā)展中國家存在大量的剩余勞動力，這可能引致勞動力供給的完全彈性，即在給定的工資水平下，要素市場存在勞動的無限供給。給定勞動力供給完全彈性，勞動力需求的變化不會直接影響到勞動力的價(jià)格。然而，隨著中國城市化進(jìn)程的加快，農(nóng)業(yè)剩余勞動力加速轉(zhuǎn)移，要素市場上勞動的無限供給現(xiàn)象必然將逐步消失，此時(shí)勞動力市場的需求因素就變得重要起來。下文將基于現(xiàn)代貿(mào)易理論分析勞動力需求價(jià)格對出口貿(mào)易模式的影響。

1.比較優(yōu)勢效應(yīng)

赫克歇爾-俄林(Heckscher-Ohlin，OL)理論(1919, 1933)認(rèn)為，要素稟賦是國際貿(mào)易發(fā)生的一個(gè)原因。由于國家之間存在要素稟賦的差異，一國用充裕要素密集生產(chǎn)產(chǎn)品的國內(nèi)均衡價(jià)格水平應(yīng)該低于國際市場價(jià)格水平，因而貿(mào)易開放時(shí)，每個(gè)國家將能出口用其充裕要素密集生產(chǎn)的產(chǎn)品，進(jìn)口用其稀缺要素密集生產(chǎn)的產(chǎn)品。經(jīng)典赫克歇爾-俄林模型假定存在兩種可以相互替代的生產(chǎn)要素，即隨著一種要素價(jià)格的提高，生產(chǎn)者會更少地使用該種要素生產(chǎn)，而更多地使用另一種要素進(jìn)行生產(chǎn)。在一系列傳統(tǒng)假定之下，要素價(jià)格與產(chǎn)品價(jià)格之間存在對應(yīng)關(guān)系，即給定要素價(jià)格，便能求得產(chǎn)品價(jià)格。

我國是一個(gè)勞動力相對資本充裕的國家，勞動力價(jià)格相對低廉。因此根據(jù)HO模型，我國的出口行業(yè)主要集中在勞動密集型行業(yè)。然而，隨著勞動力供給的減少，勞動力價(jià)格的上升，勞動密集型行業(yè)的比較優(yōu)勢將被削弱，行業(yè)內(nèi)勞動密集型企業(yè)的出口也將隨之下降。特別地，對于勞動需求價(jià)格彈性較大的行業(yè)來說，當(dāng)勞動力價(jià)格稍微上升時(shí)，勞動力需求將大幅度減少，由勞動力價(jià)格相對低廉引致的比較優(yōu)勢將減弱得更快，行業(yè)內(nèi)企業(yè)出口的能力也將下降得更為明顯。

2.規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

Krugman(1979，1980)認(rèn)為，規(guī)模經(jīng)濟(jì)是產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)生的重要原因。當(dāng)產(chǎn)品存在水平差異時(shí)，企業(yè)在各自產(chǎn)品上都具有壟斷力量，規(guī)模經(jīng)濟(jì)的特征以及范圍經(jīng)濟(jì)的缺乏使得企業(yè)不會去生產(chǎn)其他產(chǎn)品，因此每個(gè)企業(yè)獨(dú)立生產(chǎn)自己的產(chǎn)品。由于貿(mào)易可以使每個(gè)企業(yè)提供的產(chǎn)品市場范圍得以擴(kuò)大，企業(yè)產(chǎn)品的成本和價(jià)格都有所下降。消費(fèi)者在“多樣化偏好”的驅(qū)使下，還會從別國購買更多種類的產(chǎn)品。由于產(chǎn)品價(jià)格下降，且產(chǎn)品種類增多，社會福利水平得以改善。

然而，當(dāng)行業(yè)中勞動力市場的供給不再是完全彈性時(shí)，隨著勞動力供給的不足，勞動力的價(jià)格會逐漸上升。勞動力需求價(jià)格彈性較高的行業(yè)對勞動力的需求下降得更明顯，因此行業(yè)中企業(yè)的規(guī)模會變得更小。在規(guī)模經(jīng)濟(jì)規(guī)律的作用下，企業(yè)的生產(chǎn)成本被迫上升，出口價(jià)格提高，出口貿(mào)易量隨之減小。

3.自我選擇效應(yīng)

Melitz(2003)認(rèn)為，由于企業(yè)之間存在初始生產(chǎn)率的差異，只有高效率的企業(yè)才愿意支付出口固定成本，進(jìn)而參與出口貿(mào)易。隨著貿(mào)易的開放，出口企業(yè)由于可以進(jìn)行國際銷售，將獲得更多的市場資源，而非出口企業(yè)由于生產(chǎn)率較低，獲得的資源將變少，部分非出口企業(yè)將不得不退出市場。在Melitz(2003)的經(jīng)典模型中，國內(nèi)出口企業(yè)與非出口企業(yè)之間相互競爭，抬高了要素市場中的實(shí)際工資。低效率的企業(yè)因?yàn)闊o法支付更高的實(shí)際工資，所以不得不退出國內(nèi)市場。隨著高效率的企業(yè)獲得更多的行業(yè)資源，而部分低效率的企業(yè)退出國內(nèi)市場，行業(yè)的平均勞動生產(chǎn)率將提升。

當(dāng)行業(yè)之間的勞動力需求價(jià)格彈性存在異質(zhì)性時(shí)，即實(shí)際工資的提高引致的勞動力需求的降低在行業(yè)之間存在差異時(shí)，勞動力需求價(jià)格彈性更大的行業(yè)將面臨要素市場上更大的競爭效應(yīng)，繼而使低效率的企業(yè)退出市場。根據(jù)相關(guān)實(shí)證研究文獻(xiàn)(余淼杰等，2012；劉晴等，2014)得出，我國部分高出口強(qiáng)度企業(yè)，尤其是加工貿(mào)易企業(yè)的效率較低，因此我們應(yīng)該觀察到，隨著工資的提升，勞動力需求價(jià)格彈性更大的行業(yè)，企業(yè)出口的概率越低，出口強(qiáng)度也越小，且這種效應(yīng)對于生產(chǎn)率低的企業(yè)更為明顯。此外，外國企業(yè)在我國投資建廠多是想利用我國相對廉價(jià)的勞動力資源進(jìn)行產(chǎn)品生產(chǎn)，加工貿(mào)易企業(yè)中外資占比處于絕對優(yōu)勢，因此在行業(yè)中相對于非外資企業(yè)，外資企業(yè)出口受到勞動力市場波動的影響應(yīng)更為顯著。

基于上述分析，本文提出以下理論假說：

理論假說：給定其他不變，勞動力需求彈性越大的行業(yè)，企業(yè)的出口概率和出口密集度越??；且這種關(guān)系對于勞動密集度較高、規(guī)模較小、生產(chǎn)率較低的企業(yè)以及外資企業(yè)更加明顯。

三、研究設(shè)計(jì)

1.勞動力市場穩(wěn)定性的衡量

Rodrik(1997)曾指出，較高的勞動力需求彈性導(dǎo)致勞動力市場不穩(wěn)定。如果勞動力需求富有彈性，會降低雇員相對于雇主的談判能力、提高非工資成本對工資和就業(yè)的影響，縮小工人和企業(yè)之間“風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)”的范圍，意味著工資和就業(yè)在面對勞動力需求的外在沖擊(比如勞動生產(chǎn)率的變化帶來的對勞動力需求的沖擊)時(shí)變得更加不穩(wěn)定。Slaughter(2001)在總結(jié)前人的基礎(chǔ)上對勞動力需求彈性進(jìn)行了進(jìn)一步闡述，并對勞動力需求彈性進(jìn)行了估計(jì)。勞動力需求彈性成為衡量勞動力市場波動以及就業(yè)市場穩(wěn)定性的有效指標(biāo)，勞動力需求彈性提高意味著外生沖擊引致工資變化時(shí)會導(dǎo)致就業(yè)的劇烈波動，勞動者會承擔(dān)更多的非勞動成本，影響勞動雇傭關(guān)系及就業(yè)穩(wěn)定性，是一種隱蔽的就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。

參照已有文獻(xiàn)，本文選用勞動力需求彈性來衡量勞動力的就業(yè)穩(wěn)定性。勞動力需求彈性包含勞動力自身需求彈性以及勞動力內(nèi)部不同類型工人之間的交叉需求彈性，前者指勞動力需求對于其工資變化的敏感程度，后者指勞動力內(nèi)部一類工人的需求對于另一類工人工資變化的敏感程度，兩類彈性大小都會反映勞動力面臨的就業(yè)壓力和工作穩(wěn)定性。

(1)

(2)

(3)

(2)式是估計(jì)勞動力自身需求彈性的基準(zhǔn)模型，將(2)式左側(cè)的勞動力人數(shù)換為技術(shù)型(非技術(shù)型)工人人數(shù)，右側(cè)的工資換為非技術(shù)型(技術(shù)型)工人工資即可估計(jì)技術(shù)工人與非技術(shù)工人的交叉需求彈性。

進(jìn)一步假設(shè)要素投入為勞動力L和資本K，α1，α2分別為勞動和資本在產(chǎn)出中份額，W1，W2分別為勞動和資本的價(jià)格，在基準(zhǔn)模型(2)式的基礎(chǔ)上，分別得到估計(jì)勞動力自身需求彈性和交叉需求彈性的估計(jì)方程，如(4)(5)所示：

lnLijt=β0+β1lnW1ijt+β2lnW2ijt+β3lntfpijt+εijt

(4)

(5)

(6)

值得注意的是，由于只有2004年有員工教育程度的詳細(xì)資料，因此在估計(jì)交叉需求彈性時(shí)采用橫截面數(shù)據(jù)，在估計(jì)勞動力自身需求彈性時(shí)，采用2000-2007年的面板數(shù)據(jù)。

我們利用2000-2007年的面板數(shù)據(jù)和2004年的截面數(shù)據(jù)，依次估計(jì)出分年分行業(yè)的勞動力自身需求彈性以及交叉需求彈性。與行業(yè)數(shù)據(jù)相比，企業(yè)層面數(shù)據(jù)的優(yōu)勢在于：首先更加符合勞動力供給完全彈性的假設(shè)(Hamermesh,1986)[注]相關(guān)研究中一般將實(shí)際雇傭勞動數(shù)量作為勞動力需求來估算勞動力需求彈性，隱含的假設(shè)是勞動力供給是完全彈性的，Hamermesh(1986)指出單個(gè)企業(yè)面臨的勞動力供給彈性可認(rèn)為是無窮大，因此企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)更加符合供給完全彈性的假設(shè)。；其次可以區(qū)分出勞動力需求彈性中企業(yè)內(nèi)部的變化以及企業(yè)進(jìn)入退出市場帶來的變化；此外還可以控制不可觀測的企業(yè)異質(zhì)性，因此微觀數(shù)據(jù)估計(jì)出的勞動力需求彈性更加穩(wěn)健。根據(jù)理論機(jī)制，勞動力自身需求彈性本身為負(fù)值，勞動力交叉需求彈性為正值。我們在估計(jì)過程中，首先去掉企業(yè)個(gè)數(shù)比較少的行業(yè)(5個(gè))，然后參照Senses(2010)的做法，在分年分行業(yè)的估計(jì)結(jié)果中，刪掉了自身需求彈性為正的行業(yè)(6個(gè))，最終得到了29個(gè)行業(yè)的勞動力自身需求彈性和35個(gè)行業(yè)的勞動力交叉需求彈性。[注]在估算勞動力自身需求彈性過程中，個(gè)別行業(yè)在某些年份彈性絕對值小于0.15，考慮到2000-2007期間的均值仍處于合理范圍內(nèi)，我們并未剔除這部分行業(yè)。

表1列出了各行業(yè)的勞動力自身需求彈性2000-2007年的均值以及在2004年的勞動力交叉需求彈性。可以看出，自身需求彈性絕對值在0.132-0.298之間，處于Hamermesh(1993)提出的“勞動力需求彈性絕對值在0.15-0.75之間”的合理范圍。勞動力需求彈性反映勞動力市場的波動程度，其絕對值越大，說明就業(yè)波動越劇烈。由于我國是發(fā)展中國家，很多勞動法規(guī)制度不健全，受戶籍因素影響，勞動力不能自由流動，即勞動力不能迅速對工資變化做出反應(yīng)，與發(fā)達(dá)國家相比，發(fā)展中國家的需求彈性均值更小，因此我們估計(jì)出來的值更靠近0.15-0.75的左區(qū)間。不同類型工人的交叉需求彈性明顯小于勞動力自身需求彈性絕對值，說明勞動力系統(tǒng)內(nèi)部穩(wěn)定性要高于勞動力作為整個(gè)系統(tǒng)的穩(wěn)定性。

表1 各行業(yè)勞動力需求彈性

注：“-”表示在2000-2007期間任意一年因自身需求彈性為正而刪除的行業(yè)。

2.模型設(shè)定和數(shù)據(jù)處理

為了檢驗(yàn)本文的理論假說及其相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)邏輯，我們構(gòu)建了勞動力市場波動影響企業(yè)出口的基準(zhǔn)計(jì)量模型，如(7)(8)式，

(7)

(8)

其中，export為企業(yè)出口強(qiáng)度，(7)式和(8)式中的flexibility分別代表行業(yè)勞動力自身需求彈性與交叉需求彈性，tfp為企業(yè)全要素生產(chǎn)率，size為企業(yè)規(guī)模，finance為企業(yè)財(cái)務(wù)狀況，capital為企業(yè)資本密集度，fdi為虛擬變量，外資企業(yè)取1，非外資取0。φ1和φ1是本文關(guān)注的系數(shù)，分別衡量勞動力自身需求彈性和交叉需求彈性對企業(yè)出口的影響，從彈性角度全面考察了勞動力市場波動對企業(yè)出口的影響。

本文數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計(jì)局的“500萬產(chǎn)值以上工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)年度庫(2000-2007年)”,此數(shù)據(jù)庫存在樣本匹配混亂、指標(biāo)缺失與異常，測度誤差明顯及變量定義模糊等缺陷(聶輝華，2012)，因此在數(shù)據(jù)處理上，本文首先根據(jù)Brandt等(2012)的序貫識別法，依次按照企業(yè)代碼、企業(yè)名稱、郵政編碼識別出每年持續(xù)存活的企業(yè)，以避免受到企業(yè)關(guān)閉改制重組原因帶來的進(jìn)入退出影響；產(chǎn)業(yè)匹配上，將2002年之前的GB/T4754-1994與GB/T4754-1994標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行統(tǒng)一；根據(jù)工業(yè)增加值=工業(yè)總產(chǎn)值(現(xiàn)價(jià))-中間投入+應(yīng)交增值稅，將2001年和2004年缺失的工業(yè)增加值補(bǔ)齊；并參照Cai和Liu(2009)剔除異常指標(biāo)的觀測值，如總資產(chǎn)、從業(yè)人數(shù)、工業(yè)總產(chǎn)值、銷售額等關(guān)鍵指標(biāo)缺失的觀測值、總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值、累計(jì)折舊小于當(dāng)期折舊的觀測值、從業(yè)人數(shù)小于8的觀測值、關(guān)鍵指標(biāo)小于0的觀測值。

本文采用Olley和Pakes(1996)的OP方法來估計(jì)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，以避免傳統(tǒng)OLS方法估計(jì)帶來的選擇偏差和同步偏差，利用永續(xù)盤存法算出企業(yè)投資[注]企業(yè)投資=本期資本存量-上期資本存量+本期折舊，由于我們采用的是8年連續(xù)經(jīng)營的企業(yè)，因此計(jì)算的投資值缺省不多，而戴覓、余淼杰(2012)，魯曉東、連立君(2012)包含已倒閉的企業(yè)，缺省值會很多，因此我們估計(jì)出的TFP較高。，并結(jié)合了OP方法的一些最新進(jìn)展：考慮到企業(yè)的出口狀況可能會影響TFP，參照Amiti和Konings(2007)，包含了企業(yè)是否出口的虛擬變量；參照Feenstra等(2012)以及余淼杰(2011)加入WTO虛擬變量以控制加入WTO帶來的影響。

樣本中的所有名義變量都以2000年為基期進(jìn)行了調(diào)整，其中工業(yè)增加值使用企業(yè)所在地區(qū)工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)平減，實(shí)際資本、固定資本存量使用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)平減，工資報(bào)酬使用消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)，平減指數(shù)均取自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。表2為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

注：為節(jié)省篇幅，除勞動力交叉需求彈性的描述性統(tǒng)計(jì)是2004年外，其余各變量均為2000-2007年。

四、實(shí)證分析

1.基準(zhǔn)檢驗(yàn)：勞動力需求彈性與出口強(qiáng)度

根據(jù)本文的理論分析，給定其他條件相同，在勞動力需求彈性越大的行業(yè)中企業(yè)出口強(qiáng)度應(yīng)該越低，并且這種效應(yīng)隨著企業(yè)的資本密集度、企業(yè)規(guī)模和生產(chǎn)率變化而變化。對該理論假說檢驗(yàn)的初步結(jié)果如表3所示。

從表3的回歸結(jié)果可以看出，除回歸(1)外，其他回歸中解釋變量flexibility的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著為負(fù)，且其與資本密集度、企業(yè)規(guī)模、生產(chǎn)率的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正。這一結(jié)果說明，給定其他條件相同，行業(yè)層面的勞動力市場波動越大，該行業(yè)中企業(yè)的出口強(qiáng)度平均上越低。(2)—(4)回歸中的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，則說明這種負(fù)相關(guān)關(guān)系隨著企業(yè)資本密集度的提高、企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大以及企業(yè)生產(chǎn)率的提升而減弱。

表3 理論假說的基準(zhǔn)檢驗(yàn)

注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。圓括號內(nèi)為回歸系數(shù)的T檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，且經(jīng)過企業(yè)層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤差修正。

有趣的是，對于一些資本密集度、規(guī)模和生產(chǎn)率取值極端的樣本企業(yè)，勞動力市場的波動性對企業(yè)出口的影響將是正向的。舉例來說，回歸(4)中解釋變量flexibility系數(shù)為-0.843，而波動性與企業(yè)規(guī)模的交互項(xiàng)系數(shù)為0.078。當(dāng)企業(yè)規(guī)模取均值5.413時(shí)，波動性對企業(yè)出口的負(fù)面影響為—0.412，不利影響減弱；當(dāng)企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大到最大值11.965時(shí)，波動性對企業(yè)出口的系數(shù)變?yōu)?.090，影響變?yōu)檎?，即?dāng)企業(yè)規(guī)模足夠大時(shí)，就業(yè)波動性對企業(yè)出口的影響可能是正向的。對這一現(xiàn)象可能的解釋是：本文所關(guān)注的勞動力就業(yè)波動是行業(yè)層面的(用行業(yè)的勞動力需求彈性來衡量)，這會忽略行業(yè)內(nèi)企業(yè)層面異質(zhì)性引致的勞動力需求彈性差異。對于生產(chǎn)率高、規(guī)模大或者資本密集程度高的企業(yè)而言，其抵御行業(yè)層面勞動力市場不穩(wěn)定性帶來的沖擊能力相對較強(qiáng)。因此，給定某一高需求價(jià)格彈性的行業(yè)勞動力平均價(jià)格上升時(shí)，盡管其他企業(yè)對勞動力需求迅速減弱，這些企業(yè)卻能因其較好的表現(xiàn)吸引這些來自其他企業(yè)的經(jīng)濟(jì)資源，擴(kuò)大對勞動力的需求。

capital的系數(shù)為負(fù)，說明資本密集度越大，企業(yè)的出口強(qiáng)度越小，可能與我國出口的產(chǎn)品多為勞動密集型產(chǎn)品有關(guān)；滯后一期tfp的系數(shù)為負(fù)，意味著生產(chǎn)率低的企業(yè)反而進(jìn)入出口市場，與Melitz(2003)認(rèn)為的生產(chǎn)率高的企業(yè)“自我選擇”出口的基本觀點(diǎn)相反，符合我國特有的“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象；size系數(shù)為正，說明規(guī)模越大的企業(yè)，出口強(qiáng)度越大，與前人的結(jié)論一致(Bernard and Jensen，1997,1999)；財(cái)務(wù)狀況對企業(yè)出口強(qiáng)度的影響并不顯著；外資企業(yè)的出口強(qiáng)度相對于非外資企業(yè)更大，這或許是由我國加工貿(mào)易在外資企業(yè)所占比重遠(yuǎn)高于在內(nèi)資企業(yè)的比重造成的。

2.考慮勞動力異質(zhì)性

勞動力市場既有技術(shù)工人又有非技術(shù)工人，存在明顯的異質(zhì)性。一種勞動力價(jià)格的提高，可能影響到企業(yè)對另一種勞動力的需求，因而勞動力系統(tǒng)內(nèi)部技術(shù)工人和非技術(shù)工人的替代關(guān)系也可以被視為勞動力市場穩(wěn)定性的一種重要體現(xiàn)。表4的回歸分析了這種勞動力系統(tǒng)內(nèi)部技術(shù)工人和非技術(shù)工人的替代關(guān)系對企業(yè)出口的影響。

表4的解釋變量flexibility1*表示不同勞動力之間的替代彈性。與前文相同，第一列回歸為基準(zhǔn)模型(7)式，后三列回歸在此基礎(chǔ)上分別加入了彈性與企業(yè)資本密集度、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)生產(chǎn)率的交互項(xiàng)。可以看出，flexibility1的系數(shù)為顯著為負(fù)，說明勞動力內(nèi)部不同工人替代帶來的波動同樣會給企業(yè)出口帶來負(fù)面影響。與表3類似，這種負(fù)面效應(yīng)隨著資本密集度的提高、企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大以及企業(yè)生產(chǎn)率的增長被減弱甚至變?yōu)檎嬗绊?。同樣，我們認(rèn)為產(chǎn)生這種結(jié)果的原因可能是行業(yè)內(nèi)企業(yè)層面的異質(zhì)性帶來的影響。

表4 內(nèi)部穩(wěn)定性對企業(yè)出口的影響

注：***，**，*分別表示在1%，5%，10%的顯著性水平下顯著，圓括號內(nèi)為回歸系數(shù)的T檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。

3.內(nèi)生性的討論

Rodrik(1997)首次從理論上提出，貿(mào)易自由化會通過影響勞動力需求彈性以不易察覺的方式?jīng)_擊勞動力市場。國內(nèi)學(xué)者們分別從行業(yè)層面(周申，2006；盛斌，2009；魏浩等，2013)和企業(yè)層面(史青，2014；梁中華和余淼杰，2014)針對中國的貿(mào)易(自由化)對勞動力需求彈性的影響展開過討論。因此，用勞動力需求彈性衡量市場穩(wěn)定性可能會有內(nèi)生性的可能，由于本文關(guān)注的解釋變量是行業(yè)勞動力就業(yè)波動，關(guān)注的被解釋變量是企業(yè)層面的出口，行業(yè)層面的變量對企業(yè)層面的影響較小，在某種程度上可以減弱內(nèi)生性。

為保證結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文估算出1998年勞動力需求彈性作為工具變量。由于行業(yè)勞動力需求彈性有一定的延續(xù)性，因此歷史的勞動需求彈性與當(dāng)今的勞動需求彈性有較強(qiáng)的相關(guān)性，而與當(dāng)前的出口貿(mào)易相關(guān)性較低，能較好地滿足外生性條件。本文利用兩階段最小二乘法對回歸(4)進(jìn)行了重新估計(jì)，估計(jì)結(jié)果列在表3的回歸(5)中，發(fā)現(xiàn)和回歸(4)相比，波動性的系數(shù)減小為-19.662，說明行業(yè)波動性對企業(yè)出口的影響增大，忽略內(nèi)生性會低估就業(yè)波動對出口強(qiáng)度的影響，內(nèi)生性確實(shí)存在，但是并沒有影響系數(shù)的符號。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.使用不同的度量指標(biāo)

除勞動力需求彈性外，本文借鑒Melitz(2012)的做法，采用歷年企業(yè)就業(yè)人數(shù)增長率(企業(yè)就業(yè)人數(shù)取自然對數(shù)后相減)的標(biāo)準(zhǔn)差flexibility2來度量勞動力市場穩(wěn)定性，這種方法更加直觀。[注]由于勞動力交叉彈性需要的數(shù)據(jù)只有2004年能提供，所以企業(yè)就業(yè)人數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差只能度量勞動力自身需求彈性。回歸結(jié)果列在表5中[注]囿于數(shù)據(jù)可得性，表5僅考慮了勞動力系統(tǒng)穩(wěn)定性。。

如表5所示，可以看出，本文關(guān)心的被解釋變量flexibility2具有一個(gè)統(tǒng)計(jì)上顯著為負(fù)的系數(shù)，而其分別與企業(yè)規(guī)模、生產(chǎn)率和資本密集度的交叉項(xiàng)都具有一個(gè)統(tǒng)計(jì)上顯著為正的系數(shù)。這一結(jié)果與上一節(jié)的檢驗(yàn)結(jié)果保持一致。

表5 就業(yè)波動對企業(yè)出口的影響

注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。圓括號內(nèi)為回歸系數(shù)的T檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，且經(jīng)過企業(yè)層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤差修正。

在前文的分析中，全要素生產(chǎn)率的測量一直采用修正后的OP方法，然而有學(xué)者提出，OP方法使用企業(yè)投資作為代理，雖然較好地解決了同步偏差，卻自動將投資為零或者缺省的企業(yè)樣本排除在外，不可避免地帶來了斷尾偏差(truncation bias)。Levinsohn和Petrin(2003)提出的LP方法使用中間投入品作為代理，有效地矯正OLS方法因遺漏變量而帶來的內(nèi)生性問題，因此我們進(jìn)一步采用LP方法來測算全要素生產(chǎn)率。由于篇幅限制，我們僅列出了兩類波動性在回歸(5)的結(jié)果，得出的結(jié)論與前文保持一致。

表6 就業(yè)波動性對出口的影響

注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。圓括號內(nèi)為回歸系數(shù)的T檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，且經(jīng)過企業(yè)層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤差修正。

2.區(qū)分不同的樣本

(1)不同的技術(shù)行業(yè)

為了體現(xiàn)各行業(yè)要素稟賦和勞動需求的不同，本文還從技術(shù)高低的角度對企業(yè)進(jìn)行了劃分。按照OECD2001年的分類標(biāo)準(zhǔn)(OECD, Science, Technology and Industry Scoreboard, 2001)將工業(yè)企業(yè)分為四類：低技術(shù)行業(yè)、中低技術(shù)行業(yè)、中高技術(shù)行業(yè)、高技術(shù)行業(yè)。一般而言，低技術(shù)行業(yè)比高技術(shù)行業(yè)的勞動資本比例要高。因此，根據(jù)第二節(jié)的理論分析，我們應(yīng)該觀察到行業(yè)勞動力市場波動對低技術(shù)行業(yè)中的企業(yè)影響更大。

本文在表7中分別列出了低技術(shù)行業(yè)和高技術(shù)行業(yè)的就業(yè)波動對企業(yè)出口的影響。不管是勞動力自身需求彈性還是交叉彈性，其對低技術(shù)行業(yè)企業(yè)出口強(qiáng)度的負(fù)面影響均高于對高技術(shù)行業(yè)企業(yè)的影響，這與本文的理論假說在邏輯上保持一致。

表7 不同技術(shù)行業(yè)的影響

注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。圓括號內(nèi)為回歸系數(shù)的T檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，且經(jīng)過企業(yè)層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤差修正。

(2)不同的經(jīng)濟(jì)區(qū)位

新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)認(rèn)為貿(mào)易與地理的聯(lián)系密切。我國幅員遼闊，但出于貿(mào)易成本的考慮，出口企業(yè)多集中在東部沿海地區(qū)。同時(shí)，我國具有典型的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)占比較大，勞動力相對充裕，因而中西部農(nóng)業(yè)剩余人口轉(zhuǎn)移到東部地區(qū)的現(xiàn)象大量存在。由于出口企業(yè)集中在沿海地區(qū)，且對來自中西部地區(qū)的勞動力有較大依賴，我們可以預(yù)期，在沿海地區(qū)，勞動力需求彈性對企業(yè)出口行為的影響更大。為了簡化分析，我們重點(diǎn)關(guān)注三個(gè)經(jīng)濟(jì)集聚區(qū)：珠江三角洲地區(qū)、長江三角洲地區(qū)、中部三角地區(qū)。其中珠三角為廣東9個(gè)地級市：廣州、深圳、佛山、東莞、中山、珠海、江門、肇慶、惠州；長三角為江蘇、浙江、上海兩省一市；中三角為：武漢、長沙、合肥和南昌[注]2013年2月，四省會城市領(lǐng)導(dǎo)首聚武漢，并簽署《武漢共識》，提出了“打造中三角、挺進(jìn)第四極”戰(zhàn)略目標(biāo)，希望通過科技創(chuàng)新驅(qū)動力，擴(kuò)大區(qū)域聚合力，提升區(qū)域影響力，為打造“中國經(jīng)濟(jì)第四極”提供科技支撐。?；貧w結(jié)果如表8所示。

通過觀察表8的回歸結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)，勞動力需求彈性對企業(yè)出口行為的影響方向在三個(gè)區(qū)域保持一致，也與前文的發(fā)現(xiàn)保持一致。比較三個(gè)區(qū)域樣本的回歸結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)勞動力需求彈性在沿海地區(qū)(珠三角和長三角)對企業(yè)出口行為的影響明顯大于其在中部地區(qū)產(chǎn)生的影響。

表8 不同經(jīng)濟(jì)區(qū)位的影響

注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。圓括號內(nèi)為回歸系數(shù)的T檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，且經(jīng)過企業(yè)層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤差修正。

(3)剔除純出口企業(yè)

與發(fā)達(dá)國家的貿(mào)易方式不同，加工貿(mào)易一直是我國對外貿(mào)易的重要形式之一，一直占據(jù)半壁江山。與一般貿(mào)易企業(yè)相比，加工貿(mào)易企業(yè)多為出口導(dǎo)向型企業(yè)，具有不同的生產(chǎn)組織形式，享受不同的貿(mào)易政策，從而面臨不同的生產(chǎn)和貿(mào)易成本。加工貿(mào)易的特點(diǎn)使其更容易受勞動力市場穩(wěn)定性影響。剔除掉加工貿(mào)易企業(yè)，對一般貿(mào)易進(jìn)行分析，得出的結(jié)論更有普遍意義。我們利用加工貿(mào)易基本上全部出口的特點(diǎn)，在數(shù)據(jù)中將出口強(qiáng)度為1的企業(yè)去掉，近似剔除了加工貿(mào)易企業(yè)，[注]這種近似可能對結(jié)果有所影響。將回歸結(jié)果列在表9中。

表9 剔除加工貿(mào)易后的影響

注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。圓括號內(nèi)為回歸系數(shù)的T檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，且經(jīng)過企業(yè)層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤差修正。

從表9的結(jié)果可以看出，剔除掉加工貿(mào)易企業(yè)以后，系統(tǒng)波動的系數(shù)由-19.662變?yōu)?9.463，而內(nèi)部穩(wěn)定性的系數(shù)由-19.92變?yōu)?3.685，兩者的絕對值均變小，說明一般貿(mào)易企業(yè)的出口受就業(yè)波動性的影響小于加工貿(mào)易企業(yè)。這與加工貿(mào)易行業(yè)大多涉及勞動力密集型行業(yè)相關(guān)，與一般貿(mào)易企業(yè)相比，不管是來料加工還是進(jìn)料加工企業(yè)，更容易受到勞動力市場波動的影響。

六、結(jié)論和政策含義

勞動力市場的穩(wěn)定性對出口貿(mào)易有重要影響。本文基于國際貿(mào)易理論，利用中國工業(yè)企業(yè)層面數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了行業(yè)層面勞動力市場需求彈性對企業(yè)出口行為的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)較大的行業(yè)勞動力需求價(jià)格彈性平均上會抑制企業(yè)的出口強(qiáng)度。這種抑制作用對于規(guī)模較小、勞動密集型程度較大和生產(chǎn)率較低的企業(yè)更為顯著。這一結(jié)論對于不同的指標(biāo)衡量方法、不同的樣本以及在控制了可能反向因果關(guān)系后仍然保持顯著。

本文結(jié)論所蘊(yùn)含的政策含義較為直觀:

首先，改革戶籍制度，完善勞動力的流動機(jī)制。我國特有的城鄉(xiāng)“二元”戶籍制度限制了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的流動效率，阻礙了勞動力資源在農(nóng)業(yè)和工業(yè)之間的有效再配置。同時(shí)，勞動力流動速度和效率的降低會直接增大勞動力市場的波動性，進(jìn)而降低企業(yè)的出口強(qiáng)度，減少貿(mào)易帶來的利益。因此，破除城鄉(xiāng)“二元”的戶籍制度限制，各級地方政府制定落實(shí)相關(guān)配套政策，保障在城市務(wù)工的農(nóng)民工享有高水準(zhǔn)的教育、就業(yè)、醫(yī)療、養(yǎng)老、住房保障等社會福利，進(jìn)一步完善勞動力的流動機(jī)制，增強(qiáng)勞動力市場的穩(wěn)定性，有效促進(jìn)我國企業(yè)出口增長。

其次，鼓勵(lì)企業(yè)升級，轉(zhuǎn)型貿(mào)易模式。我國的加工貿(mào)易占據(jù)對外貿(mào)易的半壁江山，而加工貿(mào)易企業(yè)一般多為勞動力密集型企業(yè)，且規(guī)模不大、生產(chǎn)率較低。根據(jù)本文的理論和實(shí)證分析結(jié)果，這些企業(yè)受勞動力市場波動的影響較大。因此，政府可以在保證勞動力市場運(yùn)行效率的同時(shí)，創(chuàng)造條件讓企業(yè)更愿意選擇一般貿(mào)易而不是加工貿(mào)易。一方面，這會將更多的貿(mào)易增加值留在國內(nèi)；另一方面，這會降低勞動力市場波動對企業(yè)出口行為的影響。具體來說，政府可以在供給側(cè)進(jìn)行政策的調(diào)整和制度的完善，比如，可以逐步取消對加工貿(mào)易的特殊優(yōu)惠政策，對一般貿(mào)易和加工貿(mào)易實(shí)行統(tǒng)一的海關(guān)監(jiān)管制度等等。

再次，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局，支持技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展。我國經(jīng)濟(jì)正在進(jìn)入和經(jīng)歷“劉易斯拐點(diǎn)”，勞工成本逐漸上升，原有的廉價(jià)勞動力比較優(yōu)勢逐漸褪去。根據(jù)本文的理論和實(shí)證分析，勞動力市場波動對于出口的負(fù)向影響在低技術(shù)行業(yè)更加顯著。因此，政府可以支持研發(fā)創(chuàng)新，調(diào)整行業(yè)的技術(shù)含量，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局，發(fā)展資本技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，著重支持高技術(shù)行業(yè)發(fā)展。具體而言，政府可以采取加大研發(fā)投入獎(jiǎng)勵(lì)，興建高新技術(shù)園區(qū)，加大知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度等等措施。

最后，完善外資引進(jìn)政策，強(qiáng)化本土企業(yè)的消化吸收能力。外資企業(yè)對我國進(jìn)行FDI的主要目的之一就是使用我國相對廉價(jià)的勞動力從事產(chǎn)品生產(chǎn)，以謀取更大利潤。本文的實(shí)證分析明確指出外資企業(yè)相對本國企業(yè)更容易受到勞動力市場波動的沖擊。因此，我國在進(jìn)行外資引進(jìn)時(shí)，要注重高技術(shù)外資的引入，增大國內(nèi)企業(yè)“學(xué)習(xí)效應(yīng)”的學(xué)習(xí)空間，加強(qiáng)國內(nèi)企業(yè)消化吸收再創(chuàng)新能力的建設(shè)，進(jìn)一步推動我國企業(yè)貿(mào)易模式的轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)布局結(jié)構(gòu)的調(diào)整。