楊雪嬌,徐琰超,洪名勇

(云南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,云南 昆明 650504)

一、引言

隨著中國經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)發(fā)展階段,人口紅利逐漸消失,勞動力成本低廉的優(yōu)勢逐步弱化,需要提高勞動力要素配置效率,創(chuàng)造新的人口紅利。參照郭慶旺等[1]、張軍等[2]全要素生產(chǎn)率的計算方法和郭慶旺等[3]運用HP 濾波分離出全要素生產(chǎn)率中的周期成分作為全要素生產(chǎn)率缺口的做法,用1978—2019 年的統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)計算各年份全要素生產(chǎn)率的沖擊發(fā)現(xiàn),隨著我國近年來企業(yè)經(jīng)營環(huán)境不確定性增加,除了2010—2011 年全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)短暫增長,多數(shù)年份遭遇全要素生產(chǎn)率負(fù)向沖擊。2019 年底至2020 年,新冠肺炎疫情加劇了來自資源配置和生產(chǎn)效率的負(fù)向沖擊。

在生產(chǎn)率負(fù)向沖擊的宏觀環(huán)境下,我國企業(yè)還面臨著較高的勞動力調(diào)整成本。2008 年我國制定了《中華人民共和國勞動合同法》,規(guī)定用人單位與勞動者必須簽訂書面勞動合同,并在1995 年勞動法的基礎(chǔ)上設(shè)置了更高的離職工資及補(bǔ)償金標(biāo)準(zhǔn)。嚴(yán)苛的就業(yè)保護(hù)制度,增加了企業(yè)的雇傭和解雇成本,而這兩種成本是勞動力調(diào)整成本的主要來源。在生產(chǎn)率沖擊與勞動力調(diào)整成本的雙重壓力下,企業(yè)勞動力資源配置是否受到影響? 不同所有制類型企業(yè)對哪一種壓力更敏感? 這些問題的解答,對于我國企業(yè)應(yīng)對生產(chǎn)率沖擊具有重要的啟示作用,特別是新冠肺炎疫情下企業(yè)面臨來自需求減少產(chǎn)生的負(fù)向生產(chǎn)率沖擊,雙重壓力下的勞動力資源配置效率提升能夠推進(jìn)社會資源合理配置,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇,激發(fā)企業(yè)經(jīng)營活力。

現(xiàn)有文獻(xiàn)研究了部門、產(chǎn)業(yè)、行業(yè)間的勞動力縱向流動,以及地區(qū)間、企業(yè)間的勞動力橫向流動對勞動力資源配置的影響。從生產(chǎn)率沖擊以及調(diào)整成本雙重視角下,研究我國企業(yè)間勞動力配置的文獻(xiàn)并不多見,但常見于國外一些資本配置的研究中。Asker et al.[4]使用調(diào)整成本的標(biāo)準(zhǔn)投資模型,研究了行業(yè)間生產(chǎn)率變動對資本邊際產(chǎn)出變動的影響。Gopinath et al.[5]研究了南歐國家低生產(chǎn)率增長與利率降低并存的現(xiàn)象,發(fā)現(xiàn)利率降低導(dǎo)致資本流向了具有更高凈值的企業(yè)而不是生產(chǎn)率更高的企業(yè),造成了資本誤置。國內(nèi)文獻(xiàn)中,鄢萍[6]研究了利率差異、投資不可逆以及資本調(diào)整成本對資本誤置的影響。楊光等[7]研究發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率波動會加重資本誤置的程度,而調(diào)整成本加劇了這種負(fù)向作用。研究我國勞動力配置的文獻(xiàn)中,與本文最接近的是劉勇鳳等[8]的研究,得出了勞動力調(diào)整成本使得企業(yè)生產(chǎn)率變動顯著降低勞動力配置效率的結(jié)論,但是對于勞動力調(diào)整成本的研究僅止于調(diào)整成本系數(shù)的估計,尚未給出反事實模擬的證據(jù),也未對企業(yè)異質(zhì)性作進(jìn)一步探討。

基于此,本文結(jié)合靜態(tài)和動態(tài)的分析方法,對勞動力調(diào)整成本和生產(chǎn)率沖擊雙重壓力下的企業(yè)勞動資源配置展開討論。本文的主要工作:一是運用簡化式回歸的方法,對生產(chǎn)率沖擊、勞動力調(diào)整成本、勞動力資源配置之間的關(guān)系進(jìn)行驗證,探討雙重壓力對于企業(yè)勞動資源配置的影響。二是借鑒Asker et al.[4]的做法,構(gòu)建企業(yè)勞動力調(diào)整的動態(tài)估計框架,運用模擬矩估計的方法,估計勞動力調(diào)整成本函數(shù),對比分析不同所有制企業(yè)的勞動力調(diào)整成本差異。三是通過政策模擬,構(gòu)建反事實,分析生產(chǎn)率沖擊以及調(diào)整成本的“減負(fù)”,對不同企業(yè)勞動力資源配置的異質(zhì)性影響。本文的邊際貢獻(xiàn):一是研究視角層面,將勞動力調(diào)整成本、生產(chǎn)率沖擊與勞動力資源配置放到同一框架中,從動態(tài)和靜態(tài)的角度闡述勞動力調(diào)整成本在生產(chǎn)率沖擊與勞動力資源配置間的作用機(jī)制,為勞動力資源誤置的來源分析提供了證據(jù)。二是研究內(nèi)容層面,探討雙重壓力對我國整體制造業(yè)企業(yè)勞動力資源配置的影響以及不同所有制企業(yè)的異質(zhì)性影響,運用反事實模擬研究了來自不同方面的“減負(fù)”為我國制造業(yè)企業(yè)“增效”帶來的政策效果。三是研究方法層面,將動態(tài)和靜態(tài)研究方法結(jié)合,使用簡化式回歸和結(jié)構(gòu)估計的方法,提高了論證結(jié)果的穩(wěn)健性。

二、文獻(xiàn)綜述

隨著人口紅利逐步消失,中國的工資成本迅速上升[9]。降低勞動力成本成為企業(yè)降低成本的主要問題。但是降勞動力成本不能簡單理解為降工資,工資之外的勞動力調(diào)整成本也是其重要組成部分[10]。勞動力調(diào)整成本包括與生產(chǎn)直接相關(guān)的內(nèi)部成本,如生產(chǎn)流程的重新組織和人員培訓(xùn),以及招聘費用、解聘費用等不直接與生產(chǎn)相關(guān)的外部成本[11]。

與本文相關(guān)的勞動力調(diào)整成本研究主要在于調(diào)整成本的結(jié)構(gòu)估計。凸性調(diào)整成本能夠反映企業(yè)小規(guī)模的要素調(diào)整以及要素調(diào)整的一致性[12]。但是其單一的結(jié)構(gòu)設(shè)定卻不能反映企業(yè)要素調(diào)整的大規(guī)模跳躍行為及其他異質(zhì)性特征。因此,Cooper et al.[13]在企業(yè)層面構(gòu)建了涵蓋凸性、非凸性勞動力調(diào)整成本的動態(tài)優(yōu)化模型,證實了企業(yè)層面勞動力調(diào)整成本對就業(yè)總量的影響。進(jìn)一步考慮企業(yè)異質(zhì)性特征時,Cooper et al.[14]用中國數(shù)據(jù)證實了勞動力調(diào)整成本在不同所有制企業(yè)間的區(qū)別。同樣在中國國有企業(yè)數(shù)量大幅下降的背景下,Cooper et al.[15]從勞動力調(diào)整成本的一般均衡模型分析中發(fā)現(xiàn)了中國的勞動保護(hù)法規(guī)通過增加勞動力調(diào)整成本對總就業(yè)和生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。為了使資本調(diào)整成本結(jié)構(gòu)設(shè)定更貼合現(xiàn)實數(shù)據(jù),近期文獻(xiàn)也都考慮了凸性和非凸性的調(diào)整結(jié)構(gòu)[6,16-18]。

本文的另一關(guān)注點在于勞動力資源錯配。勞動力市場扭曲是造成勞動力資源錯配的主要成因。這種勞動力市場扭曲不僅存在于日本[19]、印度[20]的農(nóng)業(yè)與非農(nóng)部門,也存在于我國。表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)與非農(nóng)部門間的就業(yè)比例失衡,顯著降低了TFP[21]。除了資源錯配成因分析以外,要素配置扭曲程度測量也是資源錯配的重要研究方向。柏培文[22]測算了我國各產(chǎn)業(yè)以及省際的勞動力資源扭曲程度,發(fā)現(xiàn)全國總體以及城鄉(xiāng)勞動力扭曲程度呈下降趨勢。董直慶等[23]對我國分行業(yè)勞動力配置的扭曲程度及其產(chǎn)生的全要素生產(chǎn)率損失進(jìn)行了考察。

調(diào)整成本如何影響資源配置的研究主要集中于資本投入的調(diào)整成本方面。Asker et al.[4]運用40 個國家的數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)由于存在資本調(diào)整成本,使得行業(yè)間(經(jīng)濟(jì)體間)的生產(chǎn)率變動性差異能解釋80%～90%的資本邊際收益變動。Gopinath et al.[5]從資本流向低生產(chǎn)率企業(yè)的角度,解釋了部分南歐國家加入歐元區(qū)后,實際利率降低導(dǎo)致資本錯配程度增加,生產(chǎn)率下降的事實。David et al.[18]提出了一種分解資本錯配不同來源的方法,測度了技術(shù)或信息摩擦以及其他企業(yè)異質(zhì)性因素對資本錯配的貢獻(xiàn),發(fā)現(xiàn)對于中國制造業(yè)企業(yè)來說,調(diào)整成本和不確定性雖然具有重要作用,但對資本錯配的解釋作用有限,錯配的主要來源是與生產(chǎn)率和固定效應(yīng)相關(guān)的因素。國內(nèi)對調(diào)整成本與資源錯配的關(guān)系研究相對較少。鄢萍[6]用模擬矩估計方法估計了中國不同所有制類型企業(yè)的資本調(diào)整成本函數(shù),發(fā)現(xiàn)不同類型企業(yè)面臨差別利率是資本誤配置的最重要因素,資本調(diào)整成本相對次要但仍然不可忽略。楊光[7]利用調(diào)整成本的投資動態(tài)分析框架,證實了由于跨期投資中上漲的調(diào)整成本,使得生產(chǎn)率增長快的企業(yè)不能進(jìn)行資本擴(kuò)張,從而形成資源錯配。劉勇鳳等[8]發(fā)現(xiàn)由于勞動力調(diào)整成本的存在使得同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率變動的差異會顯著降低勞動力配置效率。劉盛宇等[24]從靜態(tài)和動態(tài)角度考察了資本調(diào)整成本在生產(chǎn)率波動導(dǎo)致資本錯配過程中的中介作用。

與本文聯(lián)系最密切的文獻(xiàn)為Asker et al.[4]、劉勇鳳等[8]、劉盛宇等[24]。這三篇文獻(xiàn)都是將簡化式回歸的靜態(tài)分析與調(diào)整成本的動態(tài)模型相結(jié)合,研究調(diào)整成本對生產(chǎn)率波動加劇資源錯配的作用機(jī)制。所不同的是劉盛宇等[24]的文章中借鑒了Zhao[25]和Hall[26]的設(shè)定,通過計算不同生產(chǎn)要素間的市場勢力差異,估計出企業(yè)實際的資本調(diào)整成本,并采用中介作用的回歸模型探討資本調(diào)整成本的作用機(jī)制。劉勇鳳等[8]、劉盛宇等[24]兩篇中文文獻(xiàn)均借鑒了Asker et al.[4]的結(jié)構(gòu)估計框架和方法,構(gòu)建企業(yè)動態(tài)投資模型,估計調(diào)整成本函數(shù)。本文的動態(tài)模型構(gòu)建同樣采用Asker et al.[4]的框架,與此前文獻(xiàn)不同的是在企業(yè)異質(zhì)性方面進(jìn)行了更細(xì)致的研究,使用模擬矩估計方法識別出不同所有制類型企業(yè)的勞動力調(diào)整成本系數(shù),并運用反事實模擬探討了生產(chǎn)率沖擊、勞動力調(diào)整成本的變化對不同企業(yè)勞動資源配置的作用差異,為差異化“減負(fù)增效”策略的提出提供了決策依據(jù)。

三、理論模型構(gòu)建

(一)模型基本設(shè)定

本部分理論模型構(gòu)建主要借鑒Asker et al.[4]的框架。假設(shè)企業(yè)為同質(zhì)的生產(chǎn)單元,遵循規(guī)模報酬不變的生產(chǎn)技術(shù)。企業(yè)i在時間t的產(chǎn)量為Qit。

其中,Kit是資本投入,Lit是勞動力投入,Mit為中間材料,由規(guī)模報酬不變可知αK+αL+αM=1。企業(yè)產(chǎn)品需求曲線具有不變替代彈性,不同行業(yè)的價格彈性相等。

在市場出清的條件下,結(jié)合(1)、(2)式可推導(dǎo)出產(chǎn)品的價格函數(shù),代入銷售收入函數(shù)可知:

其中,Ωit=M},并將生產(chǎn)率(TFPR)定義為ωit=ln(Ωit)。假設(shè)企業(yè)的資本投入和中間材料投入均不存在調(diào)整成本,在每一期均能以價格PK和PM購買資本和獲得中間材料,在生產(chǎn)率和勞動力約束的條件下,將靜態(tài)最優(yōu)條件下的資本和中間產(chǎn)品代入收益函數(shù)可知:

其 中,考慮企業(yè)勞動力動態(tài)投入,存在離職率的情況下,企業(yè)t時期的勞動力雇傭量為Eit-1=Lit-(1-δL)×Lit-1。進(jìn)一步,遵照大多數(shù)文獻(xiàn)(Hamermesh et al.[11];Cooper et al.[15];Bloom[17])的設(shè)定,假設(shè)勞動力調(diào)整成本函數(shù)為包含凸性和非凸性的結(jié)構(gòu):

假設(shè)下期生產(chǎn)率由本期生產(chǎn)率決定,ωit服從AR(1)形式:

其中,νit～N(0,1)獨立同分布,由此決定轉(zhuǎn)換函數(shù)為φ(Ωit+1|Ωit)。企業(yè)的值函數(shù)V由以下Bellman 方程給出:

(二)估計方法

與以往文獻(xiàn)類似,基于政策函數(shù),模擬10 000 家企業(yè)的行為,采用模擬矩估計的方法得到模擬數(shù)據(jù)的目標(biāo)矩,將其與現(xiàn)實數(shù)據(jù)的實際矩進(jìn)行比較,最小化模擬矩與現(xiàn)實矩之間的距離,從而識別出調(diào)整成本參數(shù)。參照Asker et al.[4]的做法,本文選取企業(yè)勞動雇傭量比例小于5%的企業(yè)比例,勞動雇傭量比例超過20%的企業(yè)比例,勞動力變化率的標(biāo)準(zhǔn)差作為目標(biāo)距。之所以選擇這三項指標(biāo)作為目標(biāo)距,是因為這些目標(biāo)距對待估計的調(diào)整成本系數(shù)較敏感,并且與本文的理論假設(shè)相關(guān)。

本文的數(shù)據(jù)模擬過程是通過模擬行業(yè)內(nèi)10 000家企業(yè)1 000 個月的數(shù)據(jù),求解勞動力動態(tài)投入的最優(yōu)化問題(本文中的(7)式),基于最后兩年的模擬數(shù)據(jù)集來計算目標(biāo)距Ψ(θ),其中表示待估參數(shù)集。同時使用現(xiàn)實數(shù)據(jù)計算得到實際矩根據(jù)最小化距離的判別準(zhǔn)則((8)式)來識別出待估參數(shù)集

數(shù)值計算中需要用到的其他參數(shù)設(shè)置為:生產(chǎn)率服從一階馬爾可夫過程中的持續(xù)性參數(shù)ρ以及波動性參數(shù)σ,采用實際數(shù)據(jù)對(6)式進(jìn)行回歸得到。同時設(shè)置員工離職率δL=7.08%(Bloom[17]),折現(xiàn)率β=0.94(年利率為6.5%),并簡化處理(4)式中的λ=1,(8)式中的權(quán)重矩陣W=I(單位陣)。

四、來自簡約式回歸的證據(jù)

(一)數(shù)據(jù)描述

本文使用國家統(tǒng)計局1998—2007 年“全部國有和規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”中的全部制造業(yè)企業(yè)作為樣本,參照尹恒等[27]的方法,將不同年份的截面數(shù)據(jù)處理成面板數(shù)據(jù),并對2002 年前后的行業(yè)代碼進(jìn)行了統(tǒng)一。將資本、投資額、銷售額、中間材料、工資分別運用消費者價格指數(shù)、投資價格指數(shù)、產(chǎn)出價格指數(shù)、投入價格指數(shù)、消費者價格指數(shù)統(tǒng)一到以1998 年為基期。刪除企業(yè)銷售收入、就業(yè)人數(shù)、資本、中間材料投入、工資福利總額缺失或小于等于0 的樣本,刪除就業(yè)人數(shù)少于8 人,中間投入大于產(chǎn)值,出口值大于銷售收入,刪除要素支出大于產(chǎn)量值的樣本,刪除生產(chǎn)函數(shù)估計中四個主要變量上下1%極端值。

(二)行業(yè)層面生產(chǎn)率沖擊與勞動力錯配

首先從行業(yè)層面驗證生產(chǎn)率沖擊與勞動力錯配的正向關(guān)系,即同一行業(yè)內(nèi)企業(yè)面臨的生產(chǎn)率沖擊越大則行業(yè)內(nèi)企業(yè)勞動力錯配程度越大。與已有文獻(xiàn)(柏培文[22];劉勇鳳等[8];吳化斌等[10])一致,我們用行業(yè)內(nèi)企業(yè)的勞動邊際產(chǎn)出(MRPL)離散程度反映勞動力錯配程度。由于在要素配置最優(yōu)時,同一行業(yè)內(nèi)各企業(yè)的要素邊際產(chǎn)出相等,因此要素邊際產(chǎn)出離散度可以用來反映要素偏離最優(yōu)配置時的程度,離散度越大,錯配程度越高。檢驗TFPR變動程度對MRPL離散度的回歸模型如下:

其中,r為地區(qū),i為行業(yè),t為時間,Xrit為控制變量,γr+γi+γt+γri分別為控制地區(qū)、行業(yè)、時間,地區(qū)與行業(yè)組合的固定效應(yīng),νrit為隨機(jī)擾動項。SDrit(MRPL)用同一時間、地區(qū)的同一行業(yè)(以下簡稱:同一范圍)內(nèi)勞動邊際產(chǎn)出標(biāo)準(zhǔn)差來衡量。遵照Glick et al[28],吳曉芳等[29]的作法,采用行業(yè)內(nèi)企業(yè)間生產(chǎn)率變動的標(biāo)準(zhǔn)差來反映生產(chǎn)率沖擊,用相鄰兩期生產(chǎn)率變動的標(biāo)準(zhǔn)差(SD_VOL)來表示。另外現(xiàn)有研究(Asker et al.[4];吳曉芳等[29];簡澤[30];李春吉[31])一般認(rèn)為生產(chǎn)率的對數(shù)遵循一階自回歸過程,并用殘差來反映生產(chǎn)率沖擊的程度,我們采用生產(chǎn)率作普通一階自回歸得到的殘差項(SD_AR),帶固定效應(yīng)以及GMM(廣義矩估計)的一階自回歸殘差項(分別以SD_AR_FE,SD_AR_GMM表示)作穩(wěn)健性檢驗。涉及到勞動產(chǎn)出彈性及生產(chǎn)率的估計,本文采用OLS 方法來估計四位數(shù)行業(yè)的相應(yīng)數(shù)值。

參考劉盛宇等[24],選取的控制變量包括:(1)同一范圍內(nèi)市場勢力的標(biāo)準(zhǔn)差,反映市場壟斷程度。市場勢力的估計,見De Loecker et al.[32]。其中,產(chǎn)出彈性估計采用Ackerberg et al.[33]方法估計超越對數(shù)形式的生產(chǎn)函數(shù)。(2)勞動力密集度,用同一范圍內(nèi)企業(yè)勞動收入份額與資本收入份額占比的均值來表示。(3)參考吳化斌等[10],使用企業(yè)進(jìn)入、退出比例來反映資源配置效率的變化。(4)出口密度,通過計算同一范圍內(nèi)企業(yè)出口產(chǎn)出值與總產(chǎn)出值占比的均值來得出。(5)凈資產(chǎn)規(guī)模,反映企業(yè)面臨生產(chǎn)率沖擊時的抗風(fēng)險能力,由同一范圍內(nèi)企業(yè)總資產(chǎn)與總負(fù)債差額取對數(shù)值后求均值得到。(6)國有企業(yè)比重。目標(biāo)差異使得不同所有制企業(yè)具有了不同的勞動力調(diào)整成本[14]。因此,我們使用國家資本和集體資本在實收資本中所占比重來衡量企業(yè)的國有資本比重,并對同一范圍內(nèi)的企業(yè)求均值。回歸結(jié)果如表1 所示。

表1 中(1)、(2)列為未加入控制變量時,對(9)式的回歸結(jié)果,區(qū)別在于(2)列在(1)列基礎(chǔ)上使用同一范圍內(nèi)的企業(yè)數(shù)量作為權(quán)重,進(jìn)行加權(quán)回歸。(3)、(4)列加入了控制變量,(4)列使用了與(2)列相同的加權(quán)回歸。可以看出這四列核心解釋變量的系數(shù)均在1%水平上顯著為正。(5)、(6)、(7)列替換核心解釋變量后,依然沒有改變其系數(shù)的正顯著性,只是以固定效應(yīng)一階自回歸得到的系數(shù)(VOL_AR_FE)顯著性有所降低,但仍然在10%水平上顯著為正。從此回歸結(jié)果可以看出,行業(yè)內(nèi)企業(yè)遭受的生產(chǎn)率沖擊越大,勞動力錯配的程度越嚴(yán)重。

表1 行業(yè)層面生產(chǎn)率沖擊與勞動力錯配關(guān)系

(三)企業(yè)層面分析

本文模型的核心在于說明在企業(yè)多期動態(tài)投資過程中因為勞動力調(diào)整成本的存在,生產(chǎn)率沖擊會導(dǎo)致企業(yè)之間勞動邊際產(chǎn)出的差異。而當(dāng)企業(yè)投資被設(shè)定為一期滯后模型時,如果不存在調(diào)整成本,廠商將能夠根據(jù)生產(chǎn)率變化調(diào)整勞動力投入,這將使得廠商間勞動邊際產(chǎn)出均等,此時生產(chǎn)率沖擊不會對勞動邊際產(chǎn)出的變化產(chǎn)生影響。為了檢驗這一假設(shè),我們構(gòu)建如下的回歸方程:

其中Aωpt為企業(yè)p在t時間受到的生產(chǎn)率沖擊,分別用普通ols 對生產(chǎn)率作一階自回歸(AR),帶固定效應(yīng)的生產(chǎn)率一階自回歸(AR_FE)以及用GMM(廣義矩估計)對生產(chǎn)率作一階自回歸(AR_GMM)所得殘差來構(gòu)造。為了觀察t-1 期具有相同生產(chǎn)率的企業(yè),在面對不同生產(chǎn)率沖擊時,是否會造成不同勞動邊際產(chǎn)出,對t-1 期的生產(chǎn)率(ωpt-1)進(jìn)行了控制。此外,控制變量還包括企業(yè)t時期的勞動投入量(取對數(shù)),企業(yè)年齡,企業(yè)在中間材料市場的壟斷程度,企業(yè)的國有資本比重,企業(yè)出口產(chǎn)值比重,勞動密集程度。對企業(yè)個體固定效應(yīng)和時間效應(yīng)也進(jìn)行了控制?；貧w結(jié)果如表2 所示。

表2 中(1)至(3)列的回歸結(jié)果可以看出,生產(chǎn)率變化的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正,說明企業(yè)勞動邊際產(chǎn)出會隨著生產(chǎn)率沖擊而變化,從而拒絕了生產(chǎn)率沖擊不會對企業(yè)勞動邊際產(chǎn)出變動產(chǎn)生影響的原假設(shè)。另外滯后期生產(chǎn)率的系數(shù)顯著為正,表明生產(chǎn)率沖擊對資源配置的影響是一種持續(xù)的過程。

表2 企業(yè)層面生產(chǎn)率沖擊與資源配置

(四)勞動投入量變動與生產(chǎn)率沖擊的非線性關(guān)系

為進(jìn)一步驗證生產(chǎn)率沖擊是因為存在勞動力調(diào)整成本,來影響勞動投入量的機(jī)制,本文又構(gòu)建了以下回歸方程:

其中,Δl=ljt-ljt-1,為同一范圍內(nèi)企業(yè)j前后相鄰兩期的勞動投入量(取對數(shù))之差,SDrit(Δl)表示Δl的標(biāo)準(zhǔn)差。同理,SDrit(Δω)用同一范圍內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率差異的變動程度來反映生產(chǎn)率沖擊,分別用SD_VOL,SD_AR,SD_AR_FE,SD_AR_GMM表示,其定義同表1 所述。Irit為虛擬變量,當(dāng)SDrit(Δω)大于同一地區(qū)同一行業(yè)生產(chǎn)率沖擊的中位數(shù)(Medianri(SDrit(Δω)))時,Irit=1,否則為0。交互項是為了檢驗勞動力投入量的變動是否會隨著生產(chǎn)率沖擊的增大而線性增大?；貧w中同時對地區(qū)固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)、時間效應(yīng)、地區(qū)—行業(yè)固定效應(yīng)進(jìn)行了控制,其他控制變量與表1 相同。回歸結(jié)果如表3 所示。

表3(1)～(4)列未加入交互項,從面板固定效應(yīng)模型估計的結(jié)果中,可以看出生產(chǎn)率沖擊能夠顯著促進(jìn)勞動力投入變動程度。(5)～(8)列加入各自交互項后,我們采用極大似然估計方法來估計系數(shù),可見交互項系數(shù)至少在10%顯著水平上為負(fù),說明隨著生產(chǎn)率沖擊逐漸增大,其對勞動力投入量變動程度的影響逐漸減弱,兩者呈現(xiàn)非線性關(guān)系。

表3 勞動投入變動與生產(chǎn)率沖擊關(guān)系

五、來自結(jié)構(gòu)分析的證據(jù)

將企業(yè)按不同的所有制類型分為國有企業(yè)、集體企業(yè)、民營企業(yè)、外資企業(yè)、中國港澳臺外資企業(yè)、混合所有制企業(yè)六種類型。采用動態(tài)分析模型及估計方法來估計出每種類型企業(yè)的調(diào)整成本參數(shù)。具體來說,使用離散狀態(tài)空間方法來解出公式(7),其中:設(shè)置l(勞動力投入量的對數(shù))的格點范圍[3,10],每個單元格點為0.1;生產(chǎn)率格點數(shù)為30,并使用Tauchen[34]的方法計算轉(zhuǎn)換矩陣;以最后一年的模擬數(shù)據(jù)計算勞動雇傭量比例超過20%的企業(yè)比例,并對所有年份勞動力變動及勞動邊際產(chǎn)出數(shù)據(jù)求標(biāo)準(zhǔn)差。從而得到三個模擬目標(biāo)矩的值,然后運用格點搜索法找到使得(8)式中Q(θ)最小時,所對應(yīng)的待估計調(diào)整成本參數(shù)。

(一)基本估計結(jié)果

按照以上估計方法,得到調(diào)整成本參數(shù)估計及目標(biāo)矩對比結(jié)果如表4 所示。根據(jù)表中對于實際矩的統(tǒng)計結(jié)果,可以看出勞動投入變化在各種類型企業(yè)間的差異。在國有企業(yè)和集體企業(yè)中,勞動雇傭量小規(guī)模變動(小于5%)的企業(yè)占比較多,但該比例在中國港澳臺獨資企業(yè)及外商獨資企業(yè)中相對較小。而在中國港澳臺獨資企業(yè)、外商獨資企業(yè)及民營企業(yè)中,勞動投入變動幅度較大(大于20%)的企業(yè)占比相對較多。一種可能的解釋是,在我國,國有企業(yè)、集體企業(yè)承擔(dān)著保就業(yè)的社會目標(biāo),維持就業(yè)量相對穩(wěn)定是國有企業(yè)、集體企業(yè)的目標(biāo)之一,因此在這兩類企業(yè)中勞動投入呈現(xiàn)小規(guī)模變動的企業(yè)較多。對于追求利潤最大化的外商獨資企業(yè)(包括中國港澳臺獨資企業(yè))、民營企業(yè)來說,根據(jù)生產(chǎn)率變動適時調(diào)整勞動投入才能使其達(dá)成目標(biāo)。

表4 參數(shù)估計結(jié)果

另一方面,從調(diào)整成本系數(shù)估計的總體特征來看,所有企業(yè)的凸性調(diào)整成本系數(shù)均較大,但固定成本系數(shù)均較?、佟＿@與本文的調(diào)整成本結(jié)構(gòu)設(shè)計有關(guān)。(5)式中將固定成本系數(shù)表示為干擾成本的形式(即固定成本表示為利潤占比),在這樣的情況下,只有固定成本系數(shù)較小時才符合實際情況。從不同企業(yè)類型對比的結(jié)果看,外商獨資企業(yè)及中國港澳臺獨資企業(yè)的凸性調(diào)整成本系數(shù)較高,但集體企業(yè)和民營企業(yè)該系數(shù)值較低。對于固定成本系數(shù)來說,外商獨資企業(yè)該系數(shù)值較大,國有企業(yè)次之,集體企業(yè)和民營企業(yè)該系數(shù)值小于0.000 2。

(二)反事實模擬結(jié)果

為了考察不同反事實情況下,生產(chǎn)率沖擊在調(diào)整成本作用下對企業(yè)影響的異質(zhì)性,我們借鑒Asker et al.[4]的擬合優(yōu)度指標(biāo),來衡量模型的擬合效果。

表5 反事實模擬結(jié)果

表5 第2 列給出了不同模型對總體經(jīng)濟(jì)的擬合程度,第3～8 列計算了相對于現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)模型而言,在各種反事實模擬情景下,各類型企業(yè)人均產(chǎn)出的變動值。模型1 以現(xiàn)有各類型企業(yè)的實際參數(shù)(包括反映生產(chǎn)率沖擊、生產(chǎn)技術(shù)、勞動邊際產(chǎn)出、調(diào)整成本等參數(shù))來模擬總體經(jīng)濟(jì),其擬合優(yōu)度值為0.107 4。模型2 將各類型企業(yè)的調(diào)整成本系數(shù)統(tǒng)一為總體系數(shù)的2 倍時,模型擬合度有所下降。并且由于調(diào)整成本上升,使得各類型企業(yè)的人均產(chǎn)出比現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)均有所下降,橫向?qū)Ρ劝l(fā)現(xiàn),受影響較小的是國有和集體企業(yè)。在模型3 中用總體經(jīng)濟(jì)的調(diào)整成本系數(shù)替換各類型企業(yè)的各自系數(shù)后,發(fā)現(xiàn)總體擬合優(yōu)度比現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)模型有所提升,所有企業(yè)人均產(chǎn)出比現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)均有所提升,其中中國港澳臺、外商企業(yè)受益較多。模型4 使得各類型企業(yè)的調(diào)整成本系數(shù)均統(tǒng)一為總體系數(shù)的一半,此時所有企業(yè)的調(diào)整成本系數(shù)都有所下降,由于企業(yè)能夠相對靈活地調(diào)整要素投入,使得模型模擬值與實際值差距縮小,將模型的擬合度提升到0.129 8。另外,調(diào)整成本的普遍下降,使得各類型企業(yè)的人均產(chǎn)出相對于現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)均有所提升,提升效果較明顯的仍然是中國港澳臺獨資企業(yè)和外商獨資企業(yè),并且受益程度大于模型3。從模型3、4 的對比結(jié)果也可以看出,當(dāng)調(diào)整成本下降1 倍時,所有企業(yè)的人均產(chǎn)出上升了3～4 倍。模型5 是假設(shè)所有企業(yè)具有相同的生產(chǎn)技術(shù),此時模型出現(xiàn)了過度擬合,但人均產(chǎn)出比現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)大幅增加,說明消除不同企業(yè)間生產(chǎn)技術(shù)的差異對于提升產(chǎn)出效率具有重要作用。在模型6 中,把生產(chǎn)率沖擊的持續(xù)性參數(shù)和波動性參數(shù)均下調(diào)為最小值②,此時模型擬合優(yōu)度較現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)模型提升了6 倍,可能的原因在于生產(chǎn)率沖擊減弱,使得企業(yè)的要素投入相對穩(wěn)定,模型擬合值與現(xiàn)實值差距較小,提升了模型的解釋能力。另外,在生產(chǎn)率沖擊減弱的情況下,所有企業(yè)的人均產(chǎn)出均有所提升。對比模型4 與模型6,兩種措施均能提高企業(yè)的人均產(chǎn)出,但提升效果在不同類型企業(yè)間存在一定差異。對于中國港澳臺和外商獨資企業(yè)來說,降低調(diào)整成本能夠帶來較顯著的政策效果,而減弱生產(chǎn)率沖擊能使國有、集體、民營及混合制企業(yè)較多受益。

六、結(jié)論及啟示

本文結(jié)合動靜態(tài)分析方法,驗證了生產(chǎn)率沖擊、勞動力調(diào)整成本與勞動力資源配置的關(guān)系,考察了雙重壓力對我國企業(yè)勞動力資源配置造成的影響,并通過構(gòu)建反事實,模擬了勞動力調(diào)整成本、生產(chǎn)率沖擊等變動對不同類型企業(yè)勞動力資源配置的異質(zhì)性影響,提出了差異化“減負(fù)增效”的策略。一方面,靜態(tài)分析結(jié)果表明,由于存在勞動力調(diào)整成本,使得企業(yè)在進(jìn)行動態(tài)勞動力配置時,不能根據(jù)生產(chǎn)率沖擊來靈活調(diào)整勞動力投入,進(jìn)而造成行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的勞動邊際產(chǎn)出離散度增加,即出現(xiàn)了調(diào)整成本與生產(chǎn)率沖擊雙重壓力下的勞動力資源儲配。另一方面,結(jié)構(gòu)估計的動態(tài)分析結(jié)果進(jìn)一步從企業(yè)異質(zhì)性角度說明了勞動力調(diào)整成本在勞動力資源配置中的作用。具體來說,我們發(fā)現(xiàn)凸性調(diào)整成本系數(shù)在不同類型企業(yè)間存在較大差異,但固定成本系數(shù)均較小。結(jié)合反事實模擬結(jié)果,可以看出中國港澳臺和外商獨資企業(yè)對勞動力調(diào)整成本較為敏感,而我國國內(nèi)企業(yè)包括國有、集體、民營企業(yè)對生產(chǎn)率沖擊反映較為強(qiáng)烈,降低調(diào)整成本和生產(chǎn)率沖擊都能提高企業(yè)的人均產(chǎn)出水平,提升勞動力資源配置效率。從本文的研究中,可以得到的政策啟示為:在我國企業(yè)遭受雙重壓力的情況下,通過為企業(yè)提供穩(wěn)定的經(jīng)營環(huán)境,減少生產(chǎn)率沖擊,并降低企業(yè)在招聘、解聘中發(fā)生的行政、法律成本等勞動力調(diào)整成本的方式來為企業(yè)減負(fù),能夠弱化勞動力資源錯配帶來的不利影響。對不同企業(yè),應(yīng)采取適度的政策偏向,走差異化的“減負(fù)增效”之路,對于外商獨資企業(yè)(包括中國港澳臺獨資)應(yīng)更加注重降低其在勞動力雇傭或解聘時所發(fā)生的制度成本,使其能夠靈活調(diào)整勞動力投入,提升勞動力資源配置能力。

注釋:

①表4 中固定成本系數(shù)為0,并不代表固定成本不存在。本文選擇格點的最小單位為0.000 2。

②根據(jù)實際數(shù)據(jù)計算所得,持續(xù)性參數(shù)最小值為0.107 4,波動性參數(shù)最小值為0.038 4。