王偉同，張 玲，謝佳松

（1. 東北財經(jīng)大學 經(jīng)濟與社會發(fā)展研究院，遼寧 大連 116025；2. 北京大學 經(jīng)濟學院，北京 100871；3. 中山大學 嶺南學院，廣東 廣州 510275）

一、引 言

黨的十九大報告提出，經(jīng)濟體制改革必須以要素市場化配置為重點，實現(xiàn)要素自由流動。人力資本的自由流動是要素自由流動的重要組成部分，也是推動中國經(jīng)濟實現(xiàn)高質量發(fā)展的內(nèi)在要求。已有研究表明，工資與公共服務水平差異等經(jīng)濟因素是導致人口流動和遷移的重要因素（邢春冰，2010；夏怡然等，2015；楊振宇等，2017）。制度環(huán)境也是影響人口流動和遷移的重要因素。從人口流入地視角看，以戶籍制度為代表的制度因素是阻礙勞動力自由流動，影響人力資本市場化配置的重要障礙（陸銘，2011；梁琦等，2013）。在以積分制為代表的戶籍門檻設置下，戶籍制度更多地阻礙了低端勞動力的流入而鼓勵了高端勞動力的流入（謝桂華，2012；陳景云等，2013），造成人力資本在空間層面的錯配。事實上，人口流出地的制度環(huán)境也會影響勞動力的自由流動行為（Munshi和Rosenzweig，2016），進而影響人力資本的市場化配置。不過流出地的制度環(huán)境是否真的導致了地區(qū)人口的外流，又導致了哪類人口外流，目前學術界還缺乏相對規(guī)范的理論研究和有微觀數(shù)據(jù)支撐的實證檢驗。鑒于此，本文以流出地的國企環(huán)境為切入點，在區(qū)分勞動力體制身份的基礎上，考察了國企環(huán)境對不同體制身份高技能個體遷移行為的異質性影響，并以1998年國企改革為背景研究了國企改革進程能否弱化這種體制身份層面的遷移行為差異。

在傳統(tǒng)國企環(huán)境下，普遍存在子承父業(yè)的接班模式或依據(jù)戶籍身份以及是否所在單位子弟等因素來進行限制性招工的傳統(tǒng)，這使得以出生戶籍及家庭背景為代表的體制身份成為一種重要的身份特征，具有這種體制身份的個體將更容易融入這種體制當中，從而面臨更為優(yōu)越的發(fā)展環(huán)境和更高水平的人力資本回報，而缺乏體制身份的個人則可能面臨相反的環(huán)境。在人口跨區(qū)域流動越來越頻繁的當下，這種體制身份差異，可能是個體在作出是否進行跨區(qū)域遷移決策時的重要影響因素。如果這種影響確實存在，則表明傳統(tǒng)的國企環(huán)境會通過影響不同體制身份個體的遷移決策，扭曲人力資本的合理配置，并造成人力資本的空間錯配。隨著市場化改革和國企改革的推進，國有環(huán)境下體制身份對個人遷移行為的影響會弱化，實證檢驗這種機制的存在，則表明國企改革有助于消除國企環(huán)境和體制身份帶來的人力資本扭曲，也證明了新時期推進國企改革的重要性。

本文通過匹配2014年中國勞動力動態(tài)調查（CLDS）數(shù)據(jù)庫和1998?2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，以戶籍是否發(fā)生跨市遷移和人口是否遷出本市作為人口遷移指標，以個體在出生時的戶籍狀況和父親是否中國共產(chǎn)黨員兩個指標來定義個體是否具有體制身份，并利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)構造了各地區(qū)國企職工人數(shù)、產(chǎn)值和企業(yè)數(shù)量占比，度量了各地區(qū)國企環(huán)境的差異。實證分析發(fā)現(xiàn)，城市的國企比重對不同體制身份個體的跨區(qū)域流動的影響存在異質性。地區(qū)國企比重越高，越傾向于吸聚本地具有體制身份的人群中受教育年限更高的群體，而對低學歷人群和沒有體制身份的高學歷群體則缺乏這種吸聚效應?？紤]到青年群體在初次就業(yè)階段的遷移決策更易受體制和家庭的影響，通過遷移行為的異質性分析，發(fā)現(xiàn)20?30歲發(fā)生遷移年輕群體的遷移行為，更容易受國企環(huán)境和體制身份的影響。

由于1998年實施了大規(guī)模國企市場化改革，大量職工下崗再就業(yè)，原有國企體制及其與職工的長期契約關系受到較大沖擊，體制身份扭曲人力資本配置的作用可能也隨之發(fā)生變化，這為本文提供了考察國企改革能否緩解國有環(huán)境下不同體制身份個體的遷移行為差異提供良好契機。因此本文考察了1998年改革前后，體制身份影響遷移行為的變化情況。研究發(fā)現(xiàn)，體制身份對遷移行為的影響在1998年國企改革之前更加明顯，1998年國企改革之后雖仍然存在，但影響程度顯著下降。穩(wěn)健性分析表明，使用國企數(shù)量和國企產(chǎn)值占比度量國企環(huán)境，上述結論依然存在。為了克服內(nèi)生性并闡釋國有體制的長期影響，本文使用建國初期蘇聯(lián)援建中國項目在城市層面的分布作為國企指標的工具變量，兩階段估計結論表明上述結論依然穩(wěn)健。本文研究結論表明，計劃經(jīng)濟時期建立的國企環(huán)境會吸聚具有體制身份的高學歷人群，體制身份作為影響人力資本跨區(qū)域配置的隱性因素，影響了人力資本的合理配置，然而國企改革對緩解這種國企環(huán)境和體制身份引起的人力資本錯配具有顯著的作用，推動國企改革對提升人力資本配置效率具有重要意義。

二、文獻綜述

雖然經(jīng)濟學者對影響個體遷移的經(jīng)濟因素進行了較為充分的研究，但關于制度環(huán)境如何影響個體遷移行為的研究還相對較少。Munshi 和 Rosenzweig（2016）較為細致地探討了印度社保制度對人口遷移概率的影響，發(fā)現(xiàn)印度非正式的社會保障強于正式社會保障的事實，這顯著抑制了印度男性公民的遷移概率，進而導致了人力資源的錯配。從中國經(jīng)驗看，中國勞動力自由流動的主要障礙來自戶籍制度，大量文獻考察了戶籍制度在就業(yè)機會、工資歧視、社會保障和公共服務等方面給外來人口帶來的負面影響。從就業(yè)機會和工資歧視看，農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工工資差異中的36%無法用稟賦差異解釋，外來農(nóng)民工相比于城鎮(zhèn)職工在職業(yè)獲得、行業(yè)進入和所有制部門進入三個維度上都遭受了明顯的戶籍歧視，且這種歧視至少在2007年之前還存在惡化趨勢（章莉等，2014、2016），也有研究發(fā)現(xiàn)較之于城鎮(zhèn)本地勞動者，農(nóng)村移民獲得較低的工資，并且農(nóng)村移民廣泛存在著較高的失業(yè)率（吳賈，2015）。從收入階層流動的視角看，本地戶籍和關系網(wǎng)絡這些并不表征生產(chǎn)率的因素有助于勞動者進入高收入行業(yè)（陳釗等，2009）。除戶籍制度本身外，國企因素與戶籍制度的疊加，也是導致非戶籍人口受到歧視的重要因素。有研究表明，近年來戶籍造成的就業(yè)隔離存在下降趨勢，部門內(nèi)小時工資的歧視也大幅下降，但農(nóng)民工進入國有單位依然受到較強歧視（孫婧芳，2017）。常進雄等（2016）研究表明，城鄉(xiāng)戶籍勞動力工資差異中不可解釋的部分也主要來自國有部門，國企給予了城鎮(zhèn)居民更多的工資溢價。這表明具有城鎮(zhèn)戶籍的個體，在國企中能夠獲取更好的教育回報，同時壓低農(nóng)村戶籍個體的教育回報。這種回報機制的存在，意味著國企部門對不同身份的個體具有差異化的吸引力，從而導致人力資本配置的扭曲。本質上看，戶籍制度是從人口流入地的視角，考察制度對流入人口的排斥與歧視，甚至促使部分流動人口回流。但已有文獻還較少從人口流出地的視角觀察制度環(huán)境對人口遷移行為的影響。

近年來關于勞動力市場中“身份效應”的研究也逐步成為熱點。Akerlof和Kranton（2000）開創(chuàng)性地將身份特征納入個人效應函數(shù)中，構建了一個包含身份變量的經(jīng)濟模型，并隨之引發(fā)了一系列關于身份效應的相關拓展研究（Shayo，2009；等）。在實證研究方面，學者分別關注了生理身份、社會身份和宗教身份等不同身份特征對收入溢價和幸福感的影響。在國內(nèi)相關研究上，學者更多關注了政治體制身份對個體收入及幸福感的影響。魯元平等（2016）研究發(fā)現(xiàn)中共黨員的政治身份能夠顯著提高個人的幸福感，也有學者研究發(fā)現(xiàn)黨員身份能夠帶來個體收入的溢價（楊瑞龍等，2010；譚遠發(fā)，2015）。除了個人政治身份能夠帶來直接的經(jīng)濟效應外，政府身份也存在代際的傳遞，李宏彬等（2012）認為父母的政治資本能夠有效提高子女初次就業(yè)時的工資收入。已有文獻已經(jīng)證實身份特征是影響個人經(jīng)濟產(chǎn)出和幸福感的重要因素，但事實上身份特征也可能是影響個人經(jīng)濟決策的重要特征，比如具有體制內(nèi)身份的個體由于身份認同的原因更傾向于留在體制內(nèi)工作，這必然會對其流動和遷移產(chǎn)生直接影響。已有文獻尚缺乏關于不同體制身份個體在共同制度環(huán)境下的異質性遷移行為的研究，而這正是本文重點研究的內(nèi)容。

國有經(jīng)濟制度是中國特色社會主義最為根本的經(jīng)濟制度，國企作為國有經(jīng)濟制度的重要載體，在中國經(jīng)濟發(fā)展歷程中承擔了不可替代的作用。由于現(xiàn)代企業(yè)制度的不完善，傳統(tǒng)國企體制曾經(jīng)存在產(chǎn)權不清晰、用人機制僵化、激勵機制不足、生產(chǎn)效率低下等問題。為此中國政府推行了一系列的國企改革，使國企的綜合運行績效得到了改善。大量文獻針對國有企業(yè)效率問題進行了研究，這些研究為后續(xù)的推動國企混合所有制改革提供了方向指引。1998年國企改革是檢驗國企改革舉措效果的重要契機，眾多研究表明民營股權的介入對企業(yè)利潤率有正向影響（宋立剛等，2005），從改革模式看，國有控股改制社會效益較好，而非國有控股改制經(jīng)濟效益較好（白重恩等，2006）；同時，國企改革也顯著減緩了國企就業(yè)的下降趨勢（黃玲文等，2007）。國企改革取得效果的機制體現(xiàn)在兩個方面，一是國企改革理順了內(nèi)部薪酬制度和提升了人力資本水平（劉小玄等，1998；周權雄，2010）；二是通過企業(yè)上市理順了國企內(nèi)部的治理結構，進而改善了企業(yè)績效（羅宏，2008；辛清泉，2009；胡吉祥，2011）。已有文獻針對國企效率及國企改革對國企績效影響等方面已經(jīng)進行了較為全面的研究，但還較少關注國企環(huán)境對地區(qū)人力資本配置的影響，尤其是對不同體制身份個體遷移行為的影響。事實上，與戶籍身份阻礙外來人口流動的機制類似，國有體制環(huán)境也可能抑制具有體制身份個體的遷出行為，進而導致人力資本流動受到限制，關注國企因素對人力資本跨區(qū)流動的影響，有助于更深入了解國企帶來的經(jīng)濟影響，并更好地認識國企改革對提升人力資本配置效率的重要意義。

本文從人口流出地的制度環(huán)境出發(fā)，考察國企環(huán)境對不同體制身份及不同受教育水平的人口遷移行為的影響。其可能的邊際貢獻為：一是通過匹配CLDS微觀數(shù)據(jù)庫和歷年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫以及中國城市統(tǒng)計年鑒，構造了包含人口遷移、個體特征、城市國企環(huán)境以及城市其他特征在內(nèi)的宏微觀匹配數(shù)據(jù)庫，為研究地區(qū)國企環(huán)境對人口遷移行為的影響提供了數(shù)據(jù)庫基礎。二是利用建國初期蘇聯(lián)援建大型工業(yè)項目的外生沖擊，識別了人口流出地國企環(huán)境對異質性人口遷移行為的影響。三是以體制身份為切入點，探究國企環(huán)境下異質性個體的差異化遷移決策，有助于更好呈現(xiàn)地區(qū)人口外流現(xiàn)象的結構化特征事實，并揭示國企影響人力資本配置的可能機制。四是驗證國企改革能夠促進人力資本自由流動的事實，為進一步深化國企改革提供了新的經(jīng)濟動因和改革方向。

三、數(shù)據(jù)說明與估計模型

本文所使用的數(shù)據(jù)通過匹配2014年中國勞動力動態(tài)調查（CLDS）和歷年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫獲得。前者聚焦于中國勞動力群體，為本文提供個體遷移及個體特征等方面的信息。后者為構造城市層面的國企比重指標提供了信息。2014年CLDS數(shù)據(jù)庫中包括29個省區(qū)共23 594個樣本，這些樣本居住在124個地級市，出生地點分布在313個地級市。在數(shù)據(jù)處理方面，剔除了相關變量的缺失值及不符合邏輯的樣本，同時為了避免單一城市樣本數(shù)量過少帶來的估計偏誤，剔除了出生城市中樣本少于5的城市樣本，由此剔除了73個城市中的163個樣本，最終使用的數(shù)據(jù)庫中包括城市235個，共19 000多個樣本。

本文所使用的主要被解釋變量是個體是否發(fā)生跨地區(qū)遷移，由于高技能個體遷移更多是伴隨戶籍遷移，因此本文首先使用了問卷中關于戶籍是否發(fā)生過遷移的變量，定義為戶籍遷移（mir），為規(guī)避個體隨父母或子女遷移的可能，樣本中僅保留了16歲到60歲時發(fā)生遷移的樣本。在樣本中僅發(fā)生一次戶籍遷移的個體占所有遷移樣本的85.7%，不超過兩次遷移的樣本占96.7%。本文也討論了非戶籍的人口流動情況，使用了14歲以來是否發(fā)生過跨區(qū)遷移的變量，定義為人口流動（mir2），該變量同樣使用了14歲到60歲發(fā)生遷移的樣本。進一步分析中，為考察國企環(huán)境對因工作原因而發(fā)生遷移行為的影響，針對上述兩個遷移變量剔除了由于升學畢業(yè)、家屬隨遷、拆遷搬家、婚姻遷入、轉干、參軍、支內(nèi)支邊、上山下鄉(xiāng)等非工作原因發(fā)生的遷移，而僅考慮由于務工經(jīng)商、工作調動和分配錄用等原因發(fā)生的遷移行為，構造了兩個新的因工作原因發(fā)生遷移的遷移變量（mirjob、mir2job）。

本文所使用的核心解釋變量為城市層面的國企比重，使用1998?2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中城市層面的企業(yè)所有制特征信息，通過計算該地區(qū)歷年工業(yè)企業(yè)中國有企業(yè)的職工、企業(yè)數(shù)量及產(chǎn)值的平均占比，構造了三個國企比重指標（SOE1、SOE2、SOE3），以反映該地區(qū)國有體制的重要程度。為考察不同技能群體的遷移行為，使用個人受教育年限來度量其技能水平（edu），并通過構造國企比重與教育水平的交互項（SOE×edu）來考察國企因素對不同技能個體遷移行為的影響。由于城鎮(zhèn)戶籍和父親為中共黨員的個體更具有融入當?shù)貒篌w制的優(yōu)勢，本文出生時的戶籍狀況（hukou）和父親是否為中共黨員（fparty）來刻畫體制身份變量，并考察不同體制身份個體在國有環(huán)境下的差異化遷移行為。其他個人層面的控制變量還分別控制了性別（gender）、年齡（age）、年齡的平方（age2）、是否中共黨員（party）、健康狀況（health）和是否參軍（army）等變量。此外由于城市經(jīng)濟發(fā)展水平和工資水平差異是導致人力資本遷移的重要原因，為此本文還通過匹配城市統(tǒng)計年鑒，進一步控制了城市的平均工資水平（citysalary）。

為考察不同遷移年齡群體的異質性，本文個體用第一次發(fā)生遷移的年份減去出生年份構造了遷移年齡變量，并將樣本遷移年齡分為4個組別，分別是16?20歲、21?30歲、31?40歲、41?60歲，以考察不同遷移年齡組別受國企環(huán)境和體制身份的差異化影響。為考察1998年國企改革帶來的影響，本文還依據(jù)遷移年份將樣本區(qū)分為1998年之前和1998年之后發(fā)生遷移的樣本，同時考慮到改革開放之前戶籍遷移更多是政府行為而非個體行為，因此剔除了1978年之前發(fā)生遷移的樣本。本文主要變量定義及描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量定義及描述性統(tǒng)計

為檢驗本文提出的理論假說，構建如下基準估計模型：

其中：系數(shù)β3為本文重點關注的待估參數(shù)，如果β3顯著為負則表明相對于低學歷人群，國企環(huán)境更傾向于吸聚本地的高學歷人群；反之，如果β3為正則表明傾向于擠出本地高學歷人群。這意味著國企環(huán)境對不同技能個體的遷移行為存在異質性。為檢驗不同體制身份個體遷移行為受國企環(huán)境的異質性影響，本文采用分樣本估計方式，分別對具有體制身份和不具有體制身份的樣本分別進行估計，然后比較兩個分樣本估計中β3系數(shù)的差異。模型中還分別控制了個體層面和城市層面的控制變量。同時由于核心解釋變量國企比重為城市層面的度量，因此控制了省級層面的地區(qū)固定效應。此外，在統(tǒng)計推斷方面文章使用了在省級層面聚類的標準誤。

四、回歸結果

（一）基準回歸結果。表2給出了基準回歸結果，其中第（1）列結果是全樣本估計結果，第（2）列和第（3）列為以父親是否為中共黨員作為體制身份的分樣本估計結果，第（4）列和第（5）列為以出生時戶籍狀況作為體制身份的分樣本估計結果。從第（1）列估計結果看，總體上城市國企比重對個體遷移行為沒有顯著影響，且不同技能的個體也沒有表現(xiàn)出異質性。但教育水平會顯著提升個體的遷移概率，受教育年限每增加1年則遷移概率將增加0.8個百分點，這意味著受教育年限越高，其外遷概率普遍更高。出生時為城鎮(zhèn)戶籍會顯著降低個體遷移概率3個百分點，父親為中共黨員則會顯著提升個體遷移概率2.5個百分點。而城市工資水平的估計系數(shù)顯著為負，則意味著工資水平較低的地區(qū)個體外遷的概率相對更高，這符合人口由欠發(fā)達向發(fā)達地區(qū)遷移的事實。

表2 基準回歸結果

全樣本下國企比重及其與受教育年限交互項不顯著，其可能的原因是不同類型個體受到了相反方向的異質性影響，從而抵消了國企比重對個體遷移的影響。在以父親是否為中共黨員作為分組變量進行分樣本回歸中，第（3）列國企比重與受教育水平的交互項系數(shù)顯著為負，表明如果父親為中共黨員，則個體受教育水平越高越容易受國企環(huán)境影響而降低遷移概率；而第（2）列國企比重與受教育水平的交互項系數(shù)為正，盡管系數(shù)不顯著但t統(tǒng)計量也超過了1.4，趨于統(tǒng)計顯著的邊緣，表明如果父親不是中共黨員，則個體受教育水平越高其受國企環(huán)境影響而遷移的概率會提高。以出生戶籍為標準的分樣本的估計中，也得出了類似的結果。綜合看，上述結論表明在國企比重越高的地區(qū)，當具有體制身份（父親為中共黨員或出生時為城鎮(zhèn)戶籍）的個體取得更高人力資本水平時，其遷出概率會降低；而不具有體制身份的個體在取得更高人力資本水平時，其遷出概率會顯著提高。這意味著在國有環(huán)境越強的地區(qū)，傾向于留下本地具有體制身份的群體中受教育年限更高的人群，而相應擠出本地不具有體制身份的高學歷人群，體現(xiàn)出國企對勞動力遷移影響的明顯體制身份差異。

（二）考慮個體遷移原因的回歸結果。國企環(huán)境及體制身份對個體遷移的影響，本質上更多是影響個體在就業(yè)工作方面的遷移決策，而對非工作原因發(fā)生的戶籍遷移未必有直接的影響。因此在基準回歸中包括非工作原因遷移的樣本可能會對估計結果產(chǎn)生干擾，為剔除這種干擾，進一步使用剔除非工作原因而僅保留由于務工經(jīng)商、工作調動和分配錄用三個工作原因發(fā)生遷移的樣本進行重新估計。

對因工作原因發(fā)生的戶籍遷移行為而言，表3給出的回歸結果顯示，更高的教育水平依然是提高個體發(fā)生跨區(qū)遷移概率的重要因素，但全樣本回歸（1）中的國企比重與受教育水平的交互項系數(shù)顯著為負，表明相對于低技能個體，國企環(huán)境會降低高技能勞動力遷移概率并吸聚其留在當?shù)鼐蜆I(yè)。按照體制身份的分樣本回歸結果顯示，第（3）列和第（5）列結果中的國企比重與受教育水平交互項系數(shù)均顯著為負，且系數(shù)顯著大于全樣本回歸，這表明具有體制身份的個體是驅動國有企業(yè)吸聚本地高技能勞動力效應出現(xiàn)的重要原因。而對不具有體制身份的個體而言，無論是父親非中共黨員還是出生時為農(nóng)村戶籍，國企比重及其與受教育水平的交互項系數(shù)均不顯著，且系數(shù)趨近于0，這表明國企環(huán)境對不具有體制身份個體的遷移行為沒有影響。

表3 考慮個體遷移原因的回歸結果

綜合看，上述結論表明在國企環(huán)境下，高技能勞動力傾向于留在本地就業(yè)，而這種效應更多是由本地具有體制身份的高技能個體行為帶來，而本地低技能個體和不具有體制身份的個體則較少受國企環(huán)境的影響。一方面，這一結論反映了在國企環(huán)境中體制身份是影響本地高技能勞動力遷移決策的重要影響因素，背后的機制可能是具有體制身份的個體更容易融入當?shù)伢w制環(huán)境并獲得身份認同，從而獲得更高教育回報和工資溢價；而不具有體制身份的個體則不具備這種比較優(yōu)勢。另一方面，在具有體制身份的個體中，相比于比低技能個體，高技能個體更會受到國企環(huán)境的影響而降低遷移概率。其背后的機制可能是相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)中的優(yōu)質崗位對學歷要求較高，因此對具有體制身份的高技能吸引力更強，同時國有企業(yè)相對于民營企業(yè)，其就業(yè)崗位創(chuàng)造能力相對有限，壓縮了低技能勞動力的就業(yè)空間，因此對低技能勞動力缺乏足夠的吸引力?？傊?，由于非市場化的體制身份因素影響了個體遷移決策，因此人力資本市場化配置機制受到干擾，從而影響了人力資本的市場化配置。

（三）考慮遷移年齡組別的異質性影響。年齡是影響勞動力流動的重要因素，由于中國人口遷移受戶籍制度等二元社會體制的約束，人口遷移更多地表現(xiàn)為年輕勞動者的跨區(qū)遷移，年齡分布更是高度集中于 20?30歲群組（王桂新等，2007）。針對本文所研究的問題，考慮到個體在青年時期或初次就業(yè)階段更易受到家庭背景及體制環(huán)境的影響。因此國企環(huán)境和體制身份對不同首次遷移年齡群組的影響也可能存在差異。為此本文對不同遷移年齡的樣本進行了分組回歸，將戶籍遷移的樣本按遷移年齡分為四組，這四組樣本分別占全部遷移樣本的24.93%、48.2%、23.5%和6.37%。從國企比重與受教育水平交互項系數(shù)的估計結果看，21?30歲發(fā)生遷移的組別的估計結果是唯一顯著為負的，且系數(shù)的絕對值在四個組別中最大，表明在21?30歲期間發(fā)生遷移的高技能勞動力，更容易受到地區(qū)國企環(huán)境的影響而傾向于留在本地就業(yè)。而16?20歲組別的交互項系數(shù)也為負，t統(tǒng)計量為1.68非常接近統(tǒng)計上10%的顯著水平，但系數(shù)絕對值相對21?30歲組別較小，這說明16?20歲發(fā)生遷移的個體，也會受到地區(qū)國企環(huán)境的影響而傾向于留在本地就業(yè)。而31?40歲以及41?60歲組別的估計結果均不顯著，表明國企環(huán)境對大齡高技能勞動力的遷移行為沒有影響。綜合看，上述結果表明國企因素對青年群體的外遷行為有抑制作用，而對中老年群體則沒有顯著影響。

表4 不同遷移年齡組別的回歸結果

考慮到21?30歲發(fā)生戶籍遷移的個體更容易受到國企環(huán)境的影響，進一步針對該群組進行了區(qū)分體制身份的分樣本回歸。表5給出的估計結果顯示，具有體制身份的第（2）列和第（4）列中的國企比重與受教育水平的交互項系數(shù)均顯著為負，表明在國企比重高的地區(qū)，具有體制身份的青年高技能個體更不傾向于遷出。而不具有體制身份的第（1）列和第（3）列中的國企比重與受教育水平的交互項系數(shù)均不顯著，且系數(shù)絕對值近似于0，表明在國企環(huán)境對體制外高人力資本個體的遷移行為沒有顯著影響。上述結論意味著，相對于中老年人而言，21?30歲的青年群體的遷移行為更容易受到國企環(huán)境及家庭環(huán)境的影響。這基本符合常識與直覺，因為青年人尤其是初次就業(yè)的青年人缺乏工作經(jīng)驗與職場人脈，更加看重自身體制身份給其帶來的工作機會或發(fā)展環(huán)境，而中老年人則由于自身工作經(jīng)驗積累和職場人脈的豐富，因工作而跨區(qū)遷移的行為更多的是源自自身工作匹配及個人偏好的影響。

表5 遷移年齡為21?30歲群組的分樣本回歸結果

（四）1998年國企改革對個體遷移行為的影響。前文實證結果表明，國企環(huán)境及體制身份特征會影響人口的跨區(qū)遷移行為。發(fā)現(xiàn)這種影響機制的意義在于，制度影響個體遷移行為可能影響人力資本在空間層面的市場化配置。原因在于具有體制身份的青年人才留在本地就業(yè)，更多看重的是體制身份帶來的發(fā)展環(huán)境及教育回報方面的比較優(yōu)勢，而非自身勞動技能與工作崗位的匹配程度，從而縮小了這類人群在更大范圍內(nèi)的工作搜尋與匹配可能，使得人力資本與工作崗位之間無法實現(xiàn)最優(yōu)匹配，進而造成了人力資本的空間錯配。因此通過改革消除或弱化這種空間錯配就具有了優(yōu)化人力資本配置及效率改進方面的現(xiàn)實意義。為考察國企改革對這種扭曲效應的影響，分別考察了1998年國企改革之前和改革之后兩個階段的國企環(huán)境與體制身份特征對個體遷移行為的差異化影響。如果制度對遷移行為的影響在國企改革之前更為強烈，則表明1998年國企改革減弱了國企環(huán)境與體制身份帶來的扭曲效應。

1998年的國企改革是中國國企制度變動最為劇烈的一次變革，帶來的影響也最為深遠。據(jù)統(tǒng)計，1996?1998年間，通過企業(yè)兼并、破產(chǎn)加快的方式全國國企數(shù)量由11.38萬家下降為6.5萬家。在國企就業(yè)方面，通過減員增效、下崗分流方式，1998年的國企改革使得國企就業(yè)人數(shù)下降了約2 200萬，當時國企改革的目標是建立現(xiàn)代企業(yè)制度。1998年改革是中國深化國企體制改革的重要標志性歷史節(jié)點，其很大程度上改變了人們對國有企業(yè)的長期預期，國企中的非市場化因素被逐步取締，人才招聘和選用更加科學公正，國企整體效率和體制環(huán)境得到了明顯改善。表6給出了以1998年國企改革為節(jié)點，考察改革前后國企環(huán)境對人口遷移行為的差異化影響。其中第（1）行和第（2）行是全樣本下國企改革前后發(fā)生遷移個體的分樣本回歸。第（3）行至（6）行和（7）行至（10）行分別是國企改革前后進一步基于體制身份的分樣本回歸，用以考察體制身份在國企改革前后的異質性作用。

表6 1998年國企改革對個體遷移行為的影響

第一組結果表明，相較于低學歷人群，國企環(huán)境在1998年之前顯著降低了高學歷樣本遷出的概率，而在1998年之后這種影響顯著下降，其交互項不僅統(tǒng)計上不顯著而且系數(shù)也顯著變小。這意味著國企環(huán)境在國企改革之前對個體遷移行為的影響更強，而改革之后這種影響逐步減弱，國企改革放松了國企環(huán)境對個體遷移的約束。第二組結果顯示，在1998年國企改革之前體制身份對高學歷人群遷移行為的影響顯著，無論父親為中共黨員還是出生時為城鎮(zhèn)戶籍的高學歷群體均顯著不傾向于遷出高國企比重的地區(qū)，而不具有體制身份的不同技能人口的遷移行為則沒有顯著影響，無論是父親為非中共黨員還是出生時為農(nóng)村戶籍的回歸，其中交互項的系數(shù)均在統(tǒng)計上不顯著且系數(shù)較小。第三組結果顯示，1998年國企改革之后國企環(huán)境與體制身份對高學歷人群遷移行為的影響依然存在但顯著弱化。其中出生時為城鎮(zhèn)戶籍組別中的交互項系數(shù)變得不再顯著，意味著在國企改革之后戶籍身份已不再是影響遷移行為的重要因素。父親為中共黨員組別中交互項系數(shù)則依然顯著但系數(shù)略微下降，這說明家庭背景帶來的體制身份在國企改革之后依然發(fā)揮作用，但強度趨于減弱?？傮w上看，1998年的國企改革減弱了國企環(huán)境和體制身份對高學歷群體跨區(qū)遷移的影響，提升了高學歷人群在更大空間自由配置的概率，減小了傳統(tǒng)國企環(huán)境及體制身份帶來的人力資本配置扭曲。黨的十九大報告提出要深化國企改革，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)。盡管兩個時期國企改革的背景、措施有所不同，但改革的本質是一致的，都是在推動國有企業(yè)建立現(xiàn)代企業(yè)制度，規(guī)范國有企業(yè)的經(jīng)營管理和選人用人體系。因此隨著新一輪國有企業(yè)混合所有制改革的推進，國企環(huán)境和體制身份帶來的人力資本配置扭曲將進一步得到緩解和消除。

五、穩(wěn)健性檢驗及內(nèi)生性處理

這里將考察非戶籍遷移的人口流動行為是否同樣受到國企環(huán)境和體制身份的影響，在此基礎上為保證本文結論的可信性，本文進行了進一步的穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性處理。

（一）使用因工作原因發(fā)生的人口跨區(qū)流動作為被解釋變量。之前分析使用的是以戶籍形式發(fā)生的遷移來定義人口遷移行為，這是由于制度環(huán)境及體制身份對高學歷人群遷移的影響更多是長期性和永久性的，戶籍遷移是此類人口遷移的重要特征。為檢驗非戶籍遷移的人口流動行為是否會受到同樣的影響，將回歸方程的被解釋變量由人口戶籍遷移替換為因工作原因發(fā)生的人口跨區(qū)流動，以檢驗上述影響是否存在。表7給出了相應估計結果，無論是全樣本回歸的結果，還是根據(jù)兩種體制身份分樣本回歸的結果，其中的國企比重與教育水平的交互項均不顯著，這表明國企環(huán)境與體制身份對人口流動行為沒有顯著影響。其背后的原因可能在于非戶籍流動更多是農(nóng)民工等不具有體制身份的個體，其受到國企環(huán)境的影響相對較弱。但同時也應當注意到，在具有體制身份的兩列回歸中，交互項的系數(shù)均為負，且出生時為城鎮(zhèn)戶籍群組中交互項的系數(shù)接近于統(tǒng)計顯著，t統(tǒng)計量達到1.63，意味著總體上具有體制身份的高學歷人群仍然不傾向于流出。在沒有體制身份的兩列回歸中，交互項系數(shù)雖不顯著但均為正，與具有體制身份回歸結果系數(shù)的符號相反。上述結論表明，總體上看，國企環(huán)境和體制身份對高學歷人群的非戶籍流動沒有顯著影響，但仍在統(tǒng)計邊緣上趨向于吸聚具有體制身份的高學歷人群。因此國企環(huán)境及體制身份對高學歷群體遷移行為的影響更多體現(xiàn)在戶籍遷移上。這與我們的常識相符，因為高學歷人群流動更容易獲得遷入地的戶籍身份。

表7 使用因工作原因的人口跨區(qū)流動作為被解釋變量的估計結果

R-squared 0.092 0.091 0.107 0.097 0.110

（二）使用國企數(shù)量和產(chǎn)值度量的地區(qū)國企比重作為核心解釋變量。為檢驗國企比重指標的穩(wěn)健性，分別使用國企數(shù)量和產(chǎn)值所占比重來反映地區(qū)國企比重。表8給出了相應估計結果，無論是國企數(shù)量還是國企產(chǎn)值度量的國企比重，個體遷移行為均表現(xiàn)出了明顯了體制身份異質性，即在國企比重高的地區(qū)傾向于吸聚具有體制身份的高學歷人群，但對不具有體制身份的高學歷人群沒有顯著影響。這與之前使用國企職工比重指標估計的結果相一致。

表8 使用國企數(shù)量和產(chǎn)值度量的地區(qū)國企比重作為核心解釋變量的估計結果

（三）內(nèi)生性處理。國企比重與遷移行為之間可能存在雙向因果關系，因為人口遷移行為可能會影響當?shù)貒蟊戎?。此外也可能遺漏同時影響遷移行為與國企比重的共同因素，比如國家差異化的地區(qū)政策等。由于本文使用的是截面數(shù)據(jù)，OLS估計可能會出現(xiàn)內(nèi)生性問題引致的估計偏誤。為此，本文嘗試采用尋找工具變量的方式來構造因果識別策略。

本文為國企比重變量尋找的工具變量是中國建國初期由蘇聯(lián)援建的大型工業(yè)項目在城市層面的數(shù)量分布。1953?1957年，新中國實施了第一個五年計劃，并初步奠定了中國工業(yè)化基礎及其空間布局。在此期間蘇聯(lián)援建中國包括能源、機械、原材料、輕工、醫(yī)藥等多個類別的共計156個大型工業(yè)項目，①在1955年第一個五年計劃頒布時確定的156項中，由于贛南電站改為成都電站，航空部陜西422廠統(tǒng)計了兩次，造成兩項重復計算，實則為154項。而在154個項目中，有4項由于廠址、地質問題未建，因此，實際正式施工的項目為150個（董志凱，1999）。在150個項目中，有106個項目可以查到具體地址，另外44個為軍工項目無法查到具體地址。有地址的106個項目分布于44個城市，其中有21個項目選址在阜新、鶴崗、包頭等12個城市，但本文的個體數(shù)據(jù)庫中沒有這些城市的個體樣本，因此實際匹配到數(shù)據(jù)庫中的項目數(shù)為85個，分布于17個省級地區(qū)的32個城市。依托這些工業(yè)項目中國開始逐步形成自己獨立的工業(yè)體系，這些工業(yè)項目主要分布在黑龍江、吉林、遼寧、山西、內(nèi)蒙古、甘肅、河南等省份。當時承建這些項目城市在計劃經(jīng)濟時期均成為中國工業(yè)重鎮(zhèn)，奠定了國有企業(yè)主導的經(jīng)濟模式，并對城市國有企業(yè)發(fā)展及國企體制環(huán)境的延續(xù)產(chǎn)生了重要影響。為此本文梳理了這些項目在地級市層面的選擇，并對其所在城市進行賦值，如果此地沒有項目建設則賦值為0，有項目建設的地區(qū)賦值為其具體項目數(shù)量，如有一個項目賦值為1，兩個項目賦值為2，以此類推。然后將此變量依照個體出生城市代碼匹配到原有數(shù)據(jù)庫中，作為國企比重的工具變量。

使用蘇聯(lián)援建項目在地級市層面的分布作為國企比重的工具變量的有效性體現(xiàn)在三個方面：一是蘇聯(lián)援建項目所在地均建立起了比較完備的工業(yè)體系，以這些項目為核心中國在這些地區(qū)又配套建立了900多個大中型工業(yè)項目，使項目所在地逐步形成了以國有工業(yè)為主導的經(jīng)濟結構，因此項目選址與當前城市國企比重相關性較高，可以排除弱工具變量的可能。二是蘇聯(lián)援建項目的數(shù)量及選址更多受到當時國際政治經(jīng)濟環(huán)境影響，地理上更多偏向于靠近蘇聯(lián)和遠離東南沿海等受到西方封鎖的前沿地區(qū)，且沒有更多考慮中國經(jīng)濟及人口分布的特征，因此具有較高的外生性。三是蘇聯(lián)援建項目不太可能直接影響到近年來的人口遷移行為，其對后來及當前的人口遷移影響更多地只能通過其所帶來的國企環(huán)境施加。綜上所述，本文認為蘇聯(lián)援建項目是國企比重比較合理的工具變量，能夠克服基準回歸中可能存在的內(nèi)生性偏誤。

表9給出了使用工具變量的簡約式及兩階段估計結果。表9上半部分是簡約式估計結果，即使用工具變量對遷移行為直接估計的結果。簡約式估計結果表明了本文的結論，即在蘇聯(lián)援建項目布局數(shù)量越多的城市，受教育年限越高的人群越不傾向于遷出，即國企環(huán)境對本地高學歷人群具有吸聚能力。由依據(jù)體制身份的分樣本估計結果看，國企環(huán)境對本地高學歷人群的吸聚能力主要針對本地具有體制身份尤其是父親為中共黨員的高學歷群體更為有效，而對不具有體制身份的個體則沒有顯著影響。這與之前得出的結論相一致，同時也表明了國企環(huán)境在地區(qū)層面具有連續(xù)性并對個體行為的影響是長期性的。表9下半部分是兩階段估計結果。其中一階段估計工具變量的F值顯著大于10，不存在弱工具變量問題。兩階段估計的結果表明，國企環(huán)境對本地高學歷人群具有吸聚作用，但這種作用主要體現(xiàn)在那些具有體制身份尤其是父親為中共黨員的個體中，這與之前得出的結論也高度一致，表明本文之前的估計結果是穩(wěn)健和可信的。

表9 使用蘇聯(lián)援建項目作為國企比重工具變量的簡約式及2LSL估計結果

本文還利用工具變量進一步考察了1998年國企改革對個體遷移行為的影響。表10給出了相應估計結果，與表6得出的結論類似，第一組結果表明，國企環(huán)境在1998年之前降低了高學歷人群的遷出概率，盡管第（1）行中交互項系數(shù)不顯著但t統(tǒng)計量達到1.5左右，處于統(tǒng)計顯著的邊緣，而在1998年之后這種影響顯著下降，其交互項不僅統(tǒng)計上不顯著而且系數(shù)也顯著變小。第二組結果顯示，在1998年之前具有體制身份尤其是父親為中共黨員的高學歷人群，越不傾向于遷出高國企比重的地區(qū)，而其他群體遷移行為則沒有顯著受到國企環(huán)境的影響。第三組結果顯示，第（8）行和第（10）行中交互項系數(shù)的絕對值明顯小于第（4）行和第（6）行中相應系數(shù)，在1998年國企改革后，國企環(huán)境與體制身份對高學歷人群遷移行為的影響依然存在但顯著弱化，其中父親是否中共黨員的家庭背景仍然顯著但影響程度下降，而戶籍身份已對個體遷移行為沒有影響?？傮w上利用工具變量的兩階段估計結果與之前得出的結論相一致，表明國企改革弱化了國企環(huán)境及體制身份對高學歷人群遷移的影響，降低了流出地環(huán)境對人力資本配置的扭曲。

表10 基于工具變量2LSL估計的1998年國企改革對個體遷移行為的影響

六、結論及政策含義

本文考察了人口流出地國企環(huán)境對人口遷移行為的影響，并特別關注了不同體制身份和技能個體受到這種制度影響的異質性。通過匹配中國勞動力動態(tài)調查（CLDS）和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，實證分析發(fā)現(xiàn)如下結論：一是城市的國企比重對不同體制身份個體遷移行為的影響存在異質性，國企環(huán)境傾向于吸聚本地具有體制身份的高學歷人群，而對低技能和沒有體制身份的高學歷人群則缺乏這種吸聚效應，甚至存在擠出效應。二是21?30歲發(fā)生遷移的年輕群體在進行遷移決策時，更容易受到國企環(huán)境和體制身份的影響。三是體制身份的這種影響在1998年國企改革之前更加明顯，1998年國企改革之后雖仍然存在，但影響程度顯著下降，表明國企改革能有助于降低國企環(huán)境對個體遷移行為的影響。四是國企環(huán)境僅對發(fā)生戶籍遷移的長期遷移行為存在顯著影響，而對非戶籍遷移的人口流動行為沒有顯著影響。最后用建國初期蘇聯(lián)援建中國項目在城市層面的分布作為國企指標的工具變量，兩階段估計結果表明上述結論依然穩(wěn)健。

本文研究結論表明，計劃經(jīng)濟時期建立的國企環(huán)境對不同體制身份的人力資本遷移具有重要影響，體制身份作為影響人力資本跨區(qū)域配置的隱性因素，影響了人力資本的合理配置，然而國企改革對緩解這種體制身份引起的人力資本錯配具有顯著的作用，未來深化國企改革對提升人力資本配置效率具有重要意義?；谏鲜鲅芯拷Y論，本文的政策啟示是：

（一）在深化國企改革進程中，應進一步建立規(guī)范、透明、公平的招聘制度。盡管通過多年改革，國企在招聘和用人機制上已大幅改進，但仍存在“近親繁殖”現(xiàn)象。如在2016年的中央及各地巡視通報中，國有企事業(yè)單位也經(jīng)常被通報存在“蘿卜招聘”、繞道進人、內(nèi)部照顧、交叉安排等方式的“近親繁殖”現(xiàn)象。這些典型案例與本文的主要實證結論相呼應，表明國企內(nèi)部仍舊存在非市場化的招聘方式，盡管1998年國企改革部分緩解了這種非市場化扭曲，但對不具有本地體制身份勞動者的就業(yè)歧視現(xiàn)象仍然存在。在國家進一步深化國企改革以及發(fā)展混合所有制經(jīng)濟過程中，著力建立國有企業(yè)規(guī)范、透明、公平的用人制度仍是重中之重。首先應進一步明確國企堅持面向市場、企業(yè)自主用工的用人導向，所有崗位都要實行公開招聘，并堅持公開、平等、競爭、擇優(yōu)原則。其次應堅持和強化國企公開招聘回避制度，從制度層面避免與企業(yè)負責人有關的就業(yè)人員應聘關鍵職務和崗位。最后應建立國企招聘方案統(tǒng)一發(fā)布和招聘結果備案制度，具體可以參照公務員和事業(yè)單位招聘方式，實行招聘方案網(wǎng)上統(tǒng)一發(fā)布，規(guī)范整體招聘流程。

（二）地方政府應構建更加公平、友好的人才發(fā)展環(huán)境，消除體制身份特征對勞動者就業(yè)選擇的干擾。近一時期，各地政府均意識到人才對城市發(fā)展的重要性，開始陸續(xù)出臺優(yōu)惠的引人政策。如廣東省針對博士畢業(yè)的高端人才在落戶、住房、現(xiàn)金補貼等方面給予了重大優(yōu)惠，而西安市則實行了針對大學生的網(wǎng)上申請落戶政策，目的均在于吸引高端人才來本地就業(yè)和發(fā)展。但本研究結論表明，有國企比重的城市中體制身份特征是影響個體遷移行為的重要因素，具有本地體制身份特征的個體將更傾向于留在本地工作，這意味著具有本地體制身份的個體在當?shù)鼐蜆I(yè)及發(fā)展過程中具有更大優(yōu)勢，也有更大可能優(yōu)先享受當?shù)卣雠_的人才政策福利。因此各地區(qū)尤其是老工業(yè)基地城市在制定引人政策過程中，除強調各種針對高學歷和高技能人才的優(yōu)惠政策外，還應特別關注不同體制身份個體在享受人才優(yōu)惠政策中的公平性，盡可能為本地區(qū)體制外的人才創(chuàng)造更加公平和友好的發(fā)展環(huán)境，消除人才政策實施過程中的體制身份干擾。

（三）在國企比重較高的人口外流地區(qū)，應更加關注青年群體的就業(yè)公平。由于青年群體人力資本積累較低、可替代性較大，因此更容易受到制度及身份特征的影響。與人口流入地不同，流出地青年人口流出意愿更強，在初次就業(yè)過程中對制度環(huán)境的公平性更加敏感，因此為吸引青年人才在當?shù)鼐蜆I(yè)更需要相對公平的就業(yè)環(huán)境。近一時期，東北等地區(qū)青壯年人口外流現(xiàn)象比較嚴重，除經(jīng)濟因素外，國企環(huán)境和體制身份等制度因素也是導致其外流的重要原因。這種非經(jīng)濟因素引致的人口遷移行為，會導致人力資本在空間層面的錯配。正如本研究結論表明，20?30歲青年群體的遷移行為更容易受到國企環(huán)境和體制身份的影響，具有本地體制身份的青年人傾向于留在本地就業(yè)，而不具有本地體制身份的青年人則更可能成為人口外流的主力。鑒于此，人口流出地政府應當更加關注青年群體的就業(yè)公平，通過完善人才招聘機制，破除國企長期存在的“蘿卜招聘”和內(nèi)部照顧現(xiàn)象，為初次就業(yè)的青年群體創(chuàng)造更加公平的就業(yè)環(huán)境。

（四）應堅定深化國有企業(yè)混合所有制改革，不斷推進國有企業(yè)運營的市場化、規(guī)范化，這既是黨的十九大報告提出的戰(zhàn)略方向，也是國有企業(yè)打造全球競爭力的內(nèi)在要求。本文從微觀個體遷移行為的視角驗證了國企改革的重要意義，深化國企改革不僅有利于增強國企的活力和競爭力，也具有促進人力資本要素自由流動的深層價值。通過深化國企改革，發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，有助于緩解影響人力資本自由流動的制度因素，優(yōu)化人力資本的空間配置效率，這對改善中國經(jīng)濟整體運行效率具有重要現(xiàn)實意義。當前國企改革正逐步進入深水區(qū)，改革阻力也不斷加大，但是堅定國企改革的混合所有制方向，發(fā)揮國有經(jīng)濟和民營經(jīng)濟兩方面的制度優(yōu)勢，是打造國企全球競爭力和建設世界一流企業(yè)的必然方向。