勞動力市場靈活性是否提升了出口技術復雜度

張先鋒 闞苗苗 王俊凱

(合肥工業(yè)大學 經濟學院，安徽 合肥 230601)

一、引言及文獻評述

自2001年加入WTO以來，中國出口總量迅速增加，出口產品結構也呈現(xiàn)高級化趨勢，出口產品質量與技術含量逐步提升。而一個國家的出口技術復雜度反映了該國出口產品的技術水平、出口競爭力及國際分工地位。因此，對于中國出口技術復雜度的研究已成為學術界近期關注的熱點。

近些年來，學者從經濟增長、FDI、金融發(fā)展、基礎設施、勞動力成本、知識產權保護等方面對出口技術復雜度的影響因素進行了深入研究。Coe et al.(1995)研究表明，國外研發(fā)資本對本國的投入水平、外貿開放程度越高，則本國的生產率水平越高，越能促進出口技術復雜度提升。Hausmann et al.(2007)、 Zhang et al.(2016)研究發(fā)現(xiàn)，一個國家的經濟增長會促進技術含量較高、生產率較高的產品出口，從而提升本國的出口技術復雜度。Xu(2010)研究表明，區(qū)域異質性是評估中國出口技術復雜度的關鍵，不同國家具體影響因素是不同的。Wang et al.(2008)發(fā)現(xiàn)，人力資本的跨城市差異與出口技術復雜程度上的跨城市差異有關，大學和研究生入學率等方面的人力資本水平越高，出口技術復雜度水平越高。郭晶(2010)研究表明，F(xiàn)DI對高技術產業(yè)的出口技術復雜度的提升具有正向影響。王永進等(2010)的研究表明，基礎設施水平提高能夠提升各國的出口技術復雜度。Chen et al.(2012)認為，中國勞動密集型產業(yè)出口技術復雜度的提升對經濟增長的作用存在顯著的“收斂區(qū)間”，對東部地區(qū)資本密集型產業(yè)及東中部地區(qū)勞動密集型產業(yè)出口技術復雜度趕超力度可進一步加強，而中西部地區(qū)資本密集型產業(yè)并不適合實施趕超策略。Gereffi et al.(2012)的研究結論表明，全球分工價值鏈體系對出口技術復雜度的提升具有正向影響。Fang et al.(2015)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展有助于出口技術復雜度的提升。張先鋒等(2014)發(fā)現(xiàn)，勞工成本上升會引致技術對勞動的替代，進而借助雙重創(chuàng)新效應促進了中國制造業(yè)出口技術復雜度的提升。洪世勤等(2013)研究表明，知識產權保護通過FDI、人力資本以及R&D等方式促進了出口技術復雜度提高。戴翔等(2014)發(fā)現(xiàn)，制度質量的提高以及產品內國際分工程度深化對出口技術復雜度提升具有顯著的促進作用。劉維林等(2014)研究表明，中國制造業(yè)通過參與全球價值鏈分工獲取國外中間投入，進而推動了出口技術復雜度的提升。鄭展鵬等(2017)研究表明，市場化水平、研發(fā)投入、人力資本均顯著地促進了中國出口技術復雜度的提升。

改革開放以來，中國農村剩余勞動力不斷向城市轉移，企業(yè)之間、行業(yè)之間、區(qū)域之間勞動力流動水平大幅度提高，勞動力市場靈活性不斷增強。中國城鎮(zhèn)靈活就業(yè)人數(shù)、非正規(guī)就業(yè)人數(shù)數(shù)量以及相應在勞動力市場中所占的比例均呈持續(xù)快速增長態(tài)勢。中國非正規(guī)就業(yè)由2000年的3404萬人增長至2015年的18979.6萬人，占城鎮(zhèn)就業(yè)人員的比例也由14.7%提升至46.9%*中國城鎮(zhèn)非正規(guī)就業(yè)人數(shù)包括被《中國統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計在冊和未被統(tǒng)計入冊兩部分，被《中國統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計在冊的非正規(guī)就業(yè)人員數(shù)為城鎮(zhèn)就業(yè)人員數(shù)中的私營企業(yè)和個體從業(yè)人員數(shù)之和；未被統(tǒng)計入冊的非正規(guī)就業(yè)人員數(shù)由城鎮(zhèn)就業(yè)人員總數(shù)與正規(guī)就業(yè)人員數(shù)(除去私營企業(yè)和個體從業(yè)人員數(shù)之外的單位)相減得到。。勞動力市場靈活度對企業(yè)用工成本、研發(fā)投入、人力資本積累以及人力資源配置效率產生了重要影響，而FDI、勞動力成本、人力資本以及R&D等與出口技術復雜度提升有關，因此，勞動力市場靈活度可能是促進出口技術復雜度的提升的重要影響因素。

目前，鮮有文獻系統(tǒng)研究勞動力市場靈活性影響出口技術復雜度的內在機制，即勞動力市場靈活性增強究竟是不是推動了中國出口技術復雜度的提升與出口增長方式的轉型升級呢？回答這一問題，有助于完善勞動力市場靈活性理論與出口技術復雜度理論，為中國出口政策、就業(yè)政策的優(yōu)化提供理論方面支撐。

二、理論分析與研究假說

改革開放以來，制造中國城鄉(xiāng)二元經濟結構和城鄉(xiāng)分離的戶籍管理制度逐步被打破，城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、市場化步伐加快，中國勞動力市場的靈活性不斷增強，具體表現(xiàn)為兩個方面。一方面，從企業(yè)外部環(huán)境來講，由于經濟發(fā)達地區(qū)、大中城市、非農產業(yè)具有更高的工資水平與更多的就業(yè)機會，大量的農村勞動力向發(fā)達地區(qū)、城鎮(zhèn)、非農產業(yè)轉移，勞動力在地區(qū)之間、產業(yè)之間、企業(yè)之間自由流動變得更為便捷。與此同時，中國還存在體制內的管理人員與技術人員利用空閑時間到體制外企業(yè)兼職的現(xiàn)象。隨著網絡技術的快速發(fā)展以及互聯(lián)網的快速普及，體制內技術人員通過互聯(lián)網為體制外企業(yè)提供服務的數(shù)量迅速增加，也使中國企業(yè)獲得外部非正規(guī)勞動力服務的能力不斷增強。另一方面，從企業(yè)內部環(huán)境來講，中國國有企業(yè)工資的調整改革，使得國有企業(yè)逐步擺脫原有工資模式的約束，企業(yè)取消固定工資制度，將員工的工資與企業(yè)績效掛鉤，貢獻更大的高技能勞動者、研發(fā)人員、管理人員獲得更高的工資津貼與資金，國有企業(yè)工資制度的靈活程度大幅度提高。目前，除了法律法規(guī)對懷孕婦女等弱勢群體的勞動保護外，企業(yè)在內部調整員工的工作崗位、工作方式、工作時間已經完全變成了企業(yè)的自主行為，企業(yè)內部功能靈活性大幅度增強。勞動力市場靈活性影響出口技術復雜度的微觀機制，主要通過用工成本效應、人力資本效應、技術溢出效應與勞動力資源配置效應體現(xiàn)出來。

(一)用工成本效應

用工成本效應是指，由于勞動力市場靈活性的增強，降低了出口企業(yè)雇傭普通員工的用工成本，增加了企業(yè)利潤，使得企業(yè)能夠將更多的資金用于研發(fā)創(chuàng)新，從而提升出口產品的技術復雜度。勞動力市場靈活性降低中國出口企業(yè)的用工成本主要有三個方面。第一，中國經濟發(fā)展區(qū)域差異較大，東部地區(qū)的收入水平遠高于中西部地區(qū)，城鎮(zhèn)地區(qū)收入水平遠高于農村地區(qū)，中西部地區(qū)大量農村剩余勞動力流向東部地區(qū)出口工業(yè)企業(yè)，增加了出口企業(yè)勞動力供給，壓低了出口工業(yè)企業(yè)的用工成本。第二，勞動力市場靈活性增強，企業(yè)更容易雇傭到技能素質與其工資福利待遇相匹配的員工。受體制機制與傳統(tǒng)習慣的影響，國有企業(yè)等體制內部門員工收入較為穩(wěn)定，福利待遇相對較好，工作崗位穩(wěn)定性強，勞動力市場流動性差(崔鈺雪，2013)。同時，由于國有企業(yè)激勵機制與約束機制不完善，較低的工資、較穩(wěn)定的工作崗位導致企業(yè)勞動生產效率低下，容易出現(xiàn)生產率較低的員工匹配較高的工資待遇和醫(yī)療保險的情況，其實際雇傭成本反而更高。體制內的研發(fā)人員、管理人員向體制外轉移，可以提高體制外企業(yè)的勞動生產效率，壓低企業(yè)用工成本。第三，企業(yè)用工自主性增強，勞動力市場靈活性提升，有利于企業(yè)內部員工與崗位、工作任務之間的匹配，企業(yè)也更容易解雇生產效率較低的員工、雇傭生產效率較高的員工，低生產率員工與高生產率員工之間的有效轉換，能夠節(jié)省企業(yè)單位生產效率的用工成本，提高勞動力資源的配置效率。

21世紀以來，受加入WTO的影響，中國出口貿易迅速增長，帶動出口工業(yè)部門的快速增長，大量中西部地區(qū)的農村剩余勞動力向東部地區(qū)轉移，壓低了出口企業(yè)的用工成本，形成了中國勞動密集型產品的成本優(yōu)勢。較低的用工成本優(yōu)勢，提高了出口企業(yè)利潤，有利于企業(yè)增加研發(fā)投入，從而促進出口技術復雜度的提升。由此，提出本文理論假說1。

理論假說1：勞動力市場靈活性的增強通過用工成本效應促進出口技術復雜度的提升。

(二)人力資本效應與技術溢出效應

與用工成本效應相比較，人力資本效應與技術溢出效應主要作用于技術研發(fā)人員、高素質的管理人員與高技能工作人員來實現(xiàn)。根據斯托爾珀-薩繆爾森(Stolper-Samulson)定理，國際貿易會對出口產品生產中密集使用的生產要素報酬產生影響，即本國充裕的生產要素報酬會提高，而進口產品生產中報酬會下降。由于中國勞動力相對充裕，出口會提高中國出口部門勞動力的工資水平，并提升出口部門相對于非出口部門的工資水平。中國勞動力市場靈活性通過人力資本效應影響出口技術復雜度，具體通過三種微觀機制起作用。第一，由于中國地區(qū)收入水平存在巨大差距，東部地區(qū)出口企業(yè)通過高薪等優(yōu)厚待遇及良好的工作環(huán)境，吸引大量中西部地區(qū)企業(yè)的技術與管理人員。雖然人才“孔雀東南飛”削弱了中西部地區(qū)企業(yè)的競爭力，但客觀上有利于東部地區(qū)出口企業(yè)的人力資本積累及出口技術復雜度的提升。第二，更高的工資水平能夠吸引生產效率更高的員工，并能夠提升技術研發(fā)人員、高技能人員、高素質管理人員等企業(yè)核心員工的忠誠度(Zhou et al.，2010)，提高員工偷懶的成本，具有激勵和約束雙重功效。出口部門相對工資水平的上升，意味著出口企業(yè)能夠雇傭素質與技能更高的勞動力，從而有助于出口技術復雜度的提升(鄭展鵬 等，2017)。第三，更為靈活的勞動力市場，意味著企業(yè)可以更加靈活地調整員工的工資水平，也更容易解雇員工。勞動力市場靈活性提升能夠促進研發(fā)人員、高技能勞動力之間的相互競爭，企業(yè)員工為了避免被雇主解雇，或者為了獲得高工資與升遷機會，通常會花費更多的金錢、時間與精力學習，積累更多的知識與技能，以此獲得更高、更穩(wěn)定的收入，以應對收入下降或者失業(yè)的沖擊。隨著貿易開放度的提高，農村勞動力進入城鎮(zhèn)務工實際報酬相對較高，其進行職業(yè)培訓并進入勞動力市場的門檻值降低，從而更傾向于進行職業(yè)培訓(李坤望 等，2014)。而人力資本的積累能促進出口技術復雜度的提升(陳維濤 等，2014)。

勞動力市場靈活性通過技術溢出效應影響出口技術復雜度，具體主要通過三種微觀機制起作用。第一，經驗與技能、技術與知識多附著于勞動者個體本身，就業(yè)靈活性與外部功能的靈活性增強，意味著研發(fā)、管理與高技能員工在企業(yè)內部、企業(yè)之間、行業(yè)之間的流動性增強，有利于知識、技術的傳播與擴散，從而產生知識與技術的溢出效應(Wachsen et al.，2016)，進而促進行業(yè)技術水平提高與出口技術復雜度的提升。第二，永久性員工可能不愿意通過技術創(chuàng)新與管理創(chuàng)新來促進企業(yè)技術水平的提升(Ichniowski et al.，1995)。就業(yè)靈活性增加意味著企業(yè)可以更容易更換低效率、低技能的員工(Adams et al.，2004)，避免出現(xiàn)永久性員工由于惰性習慣而不愿意改變所產生的鎖定效應，從而有助于提升企業(yè)的出口技術復雜度。第三，外部功能靈活性增強可以通過企業(yè)獲得更好的外部服務來提升生產效率與技術水平。體制內企業(yè)與事業(yè)單位的核心技術人員到體制外出口企業(yè)兼職，這客觀上起到了提高企業(yè)外部功能靈活性的作用。綜上所述，提出本文理論假說2。

理論假說2：勞動力市場靈活性的增強通過人力資本效應與技術溢出效應對出口技術復雜度產生正向促進作用。

(三)勞動力資源配置效應

出口貿易無疑會面臨著諸多的不確定性，而為應對外部沖擊改變資源配置計劃是要付出成本的。在沒有受到明顯的外部沖擊時，出口企業(yè)將按既定計劃生產。而外部需求減少時，出口企業(yè)所需的原材料價格會發(fā)生明顯變化，或者國外需求發(fā)生重要變化，出口企業(yè)將面臨著違約或者修訂合同的風險，特別是以國際代工模式嵌入全球價值鏈的企業(yè)，多處于全球價值鏈低端環(huán)節(jié)，一旦市場環(huán)境發(fā)生改變，出口企業(yè)要么按照國外進口廠商的要求重新組織生產，要么拒絕訂單而減產、停產甚至關閉。出口企業(yè)在面對外部沖擊時，需要對生產要素組合進行重新調整，甚至是對技術與管理模式進行變革，而生產經營的調整無疑會存在一定的調整成本。在生產要素組合的調整過程中，機器設備等有形資產以及品牌與技術等無形資產可以通過市場買入或賣出，在市場機制有效的情況下，有形資產和無形資產價值并不會被市場低估。而當企業(yè)解雇勞動力時，往往會受到法律、政策與社會輿論的約束，需要承擔社會責任，付出一定的額外成本，而雇傭新勞動力又需要付出搜尋成本、培訓成本，新勞動力也需要較長的時間來適應新的崗位，特別是高層次的技術研發(fā)人員與管理人員，其搜尋、雇傭與解雇成本更高。因此，與機器設備等有形資產及品牌、技術等無形資產相比，調整勞動力的成本會更高。

勞動力資源的配置效應是指勞動力市場靈活性提升可以降低生產要素調整成本，進而提升出口技術復雜度。如果出口企業(yè)所處行業(yè)的勞動力市場靈活性較高，則有利于企業(yè)根據市場的變化不斷優(yōu)化生產要素配置，以更好地應對外部沖擊。一方面，企業(yè)勞動力的調整成本并不是固定的，而是隨企業(yè)產量變化而變化的。面臨外部沖擊時，企業(yè)調整生產要素的收益大于或等于調整生產要素的成本，企業(yè)才會調整生產要素的組合。一旦受外部市場沖擊過大，企業(yè)調整生產要素配置獲得的收益小于調整的成本，則企業(yè)會選擇放棄訂單停止出口。因此，勞動力市場靈活性會影響企業(yè)的出口數(shù)量。另一方面，勞動力市場靈活性增強，意味著出口企業(yè)受到外部沖擊時，可以更加靈活調整企業(yè)員工的工資水平、工作內容、工作時間、工作方式，以較低的成本解雇工人，更容易從市場上搜尋、招聘到高技能員工。當企業(yè)面臨負外部沖擊時，若企業(yè)降低所有員工的工資及待遇，由于高技能員工比低技能員工更容易找到新的雇主，企業(yè)技術、營銷及管理骨干更容易流失。此時，企業(yè)可能會降低普通員工的工資，甚至會解雇普通員工，以維持乃至提高關鍵崗位高技能員工的工資水平。保留高技能員工，有利于維持乃至提升企業(yè)技術水平，生產更多差異化產品，提升企業(yè)產品的出口技術復雜度。貿易增長的二元邊際理論認為，對外貿易中集約邊際與擴展邊際的變動都會影響出口技術復雜度的變化(陳勇兵 等，2012)。

勞動力市場靈活性增強產生的資源配置效應是顯而易見的，但如何測量這種資源配置效應并非易事。面對外部沖擊時，不同行業(yè)資源重新配置的調整成本是不同的。通過現(xiàn)實可以得知，企業(yè)對生產要素的調整成本與行業(yè)產出波動性的大小密切相關。行業(yè)產出波動是指當一個行業(yè)受到價格、要素成本等方面外部沖擊時，行業(yè)總產出偏離平均產出的變化情況。Cuat et al.(2012)的研究表明，勞動力市場靈活性與行業(yè)產出波動的相互作用可能形成行業(yè)的比較優(yōu)勢。當行業(yè)受到外部沖擊時，產出波動性較小的行業(yè)重新配置勞動力資源的成本較低，生產經營活動受到的外在沖擊較小，行業(yè)出口具有比較優(yōu)勢，而產出波動較大的行業(yè)出口則相反。產出波動程度提高對出口技術復雜度提升會產生負面影響。因此，勞動力市場靈活性提升可以降低生產要素的調整成本，從而減輕產出波動程度上升對出口技術復雜度所產生的負面影響。綜上所述，提出本文理論假說3。

理論假說3：勞動力市場靈活性的提升能夠減輕產出波動對出口技術復雜度產生的負向影響。

(四)勞動力市場靈活性影響的行業(yè)異質性

勞動力市場靈活性對出口技術復雜度影響因行業(yè)的要素密集度差異而不同。一般情況下，勞動密集型行業(yè)生產技術以低端技術為主，生產工藝與流程相對簡單，企業(yè)更多雇傭低技能勞動力，生產要素調整的用工成本效應較強，而人力資本效應與技術溢出效應較弱，勞動力市場靈活性增強對勞動密集型行業(yè)出口技術復雜度會產生正面影響，但影響相對較小。

資本密集型行業(yè)以資本為主要生產要素，生產要素配置中需要更加密集采用機械設備。同時，資本密集型行業(yè)需要一定數(shù)量的技術人員及高技能勞動力，勞動力市場靈活性增強會產生一定的技術溢出效應與人力資本效應。但需要注意的是，勞動力市場靈活性增強，意味著勞動力調整成本降低，會促使企業(yè)更多用勞動力替代機器設備，從而降低行業(yè)的平均資本密集度。技術往往物化于機械設備之中，隨著資本密集度下降，從而對出口技術復雜度提升產生負面影響?？傮w上，人力資本效應與技術溢出效應對勞動資本密集型行業(yè)的出口技術復雜度提升會產生正面影響，但影響相對較小。

對于技術密集型行業(yè)而言，企業(yè)需要更多研發(fā)人員、研發(fā)投入與高技能、高素質的勞動力，此時，勞動力市場靈活性影響出口技術復雜度的微觀機制與勞動、資本與技術密集型行業(yè)有所不同。雖然人力資本效應與技術溢出效應仍然存在，但勞動力市場靈活性過高并不利于技術研發(fā)與人力資本的積累，從而對出口技術復雜度產生負面影響，產生這一現(xiàn)象有兩方面原因。第一，技術研發(fā)與員工技能提升，需要相對穩(wěn)定的工作團隊、較高的收入水平、寬松自由的工作環(huán)境以及較長時間的積累。弱勢勞動群體的保護以及穩(wěn)定的工作環(huán)境有利于技術進步，即勞動力市場的安全性 (Wilthagen et al.，2004)。勞動力市場靈活性降低，促進了勞動力市場安全性提升，有利于人力資本與技術的長期積累，進而有助于企業(yè)出口技術復雜度的提升。勞動力市場靈活性過高，特別是高水平研發(fā)人員與高技能員工的頻繁流動，不僅會增加企業(yè)的市場搜尋成本、培訓成本、員工的適應成本、團隊內部的整合成本，更為重要的是不利于技術創(chuàng)新，特別是需要長時間的人才積累和技術積累才能靠團隊攻關實現(xiàn)的創(chuàng)新。第二，技術研發(fā)人員與高技能勞動力過于頻繁的流動，特別是掌握企業(yè)核心技術或商業(yè)機密的研發(fā)人員的流失，會導致企業(yè)的核心技術或商業(yè)機密泄露，從而影響企業(yè)對人力資本投入的積極性。而勞動合同關系的長期化也有利于企業(yè)與專業(yè)技術人員增加專用人力資本、專用技術設備的投資。綜上所述，提出本文理論假說4。

理論假說4：勞動力市場靈活性增強，通過人力資本效應與技術溢出效應對勞動資本密集型行業(yè)的出口技術復雜度產生一定的正向促進作用。勞動力市場靈活性過高，不利于人力資本與技術研發(fā)的積累，從而對出口技術復雜度的提升產生不利影響。

三、計量模型與數(shù)據說明

(一)計量模型

為考察勞動力市場靈活性對出口技術復雜度的直接影響，本文構建式(1):

LN ETSit=α0+α1FLEXit+γXit+μt+vi+εit

(1)

其中，i代表行業(yè)，t代表年份，ETSit表示行業(yè)i在t年的出口技術復雜度，F(xiàn)LEX為勞動力市場靈活性。X代表一組控制變量：(1)外商直接投資(FDI)。相對于國內企業(yè)，F(xiàn)DI往往在技術水平與管理水平方面具有較大的優(yōu)勢，且FDI對國內企業(yè)有一定技術溢出效應。FDI數(shù)量的增加可能會提高本行業(yè)的技術裝備水平以及從業(yè)人員技術水平，進而提升該行業(yè)的出口技術復雜度，預期系數(shù)符號為正。(2)研發(fā)強度(RD)。研發(fā)強度用于衡量企業(yè)提升產品的技術水平，研發(fā)強度越高企業(yè)產品技術含量越高，出口技術復雜度也也將趨于上升，預期系數(shù)符號為正。(3)人力資本(H)。人力資本用于衡量企業(yè)員工的素質與技能，人力資本水平提高有助于提升出口技術復雜度，預期系數(shù)符號為正。μt、vi分別表示時間固定效應與截面固定效應，用以控制被忽略的時間層面與行業(yè)層面因素的影響，εit為隨機誤差項。

為驗證理論假說1，本文在式(1)的基礎上，加入用工成本(LC)、用工成本與勞動力市場靈活性的交互項(FLEX·LC)，用以衡量是否存在用工成本效應。由此，構建式(2)：

LN ETSit=α0+α1FLEXit+α2LCit+α3FLEXit·LCit+γXit+μt+vi+εit

(2)

為驗證理論假說2，本文在式(1)的基礎上，加入人力資本(H)、人力資本與勞動力市場靈活性的交互項(FLEX·H)、技術溢出(TS)、技術溢出與勞動力市場靈活性的交互項(FLEX·TS)，用以衡量是否存在人力資本效應以及技術溢出效應。由此，構建式(3)：

LN ETSit=α0+α1FLEXit+α2Hit+α3TSit+α4FLEXit·Hit+α5FLEXit·TSit+γXit+μt+vi+εit

(3)

為驗證理論假說3，在式(1)的基礎上分別逐次加上產出波動的一次項(VOL)、產出波動與勞動力市場靈活性的交互項(FLEX·VOL)，用于衡量行業(yè)的產出波動對勞動力市場靈活性和出口技術復雜度兩者之間關系的影響程度。由此，構建式(4)：

LN ETSit=α0+α1FLEXit+α2VOLit+α3FLEXit·VOLit+γXit+μt+vi+εit

(4)

(二)變量與數(shù)據說明

1.被解釋變量：出口技術復雜度

借鑒Hausmann et al.(2007)測度行業(yè)層面出口技術復雜度的方法，行業(yè)的出口技術復雜度(ETSik)用行業(yè)所有產品的顯示技術附加值(RTVj)的加權平均來表示；同時參照樊綱等(2006)提出的顯示技術附加值指數(shù)。由此構建如下公式：

(5)

(6)

(7)

(8)

其中：Xikj為i國k行業(yè)j產品的出口額；Xik為i國k行業(yè)總出口額；n為國家數(shù)量；Yi為i國的人均GDP；RCAij為i國在j產品上的顯示比較優(yōu)勢指數(shù)；ωij表示j出口產品在i國總出口中所占的比例；m代表產品數(shù)目。

借鑒洪世勤等(2013)的做法，利用2000—2010年間UNCOMTRADE所提供的47個國家的出口數(shù)據，計算了2303種產品的技術復雜度水平，將SITC Rev.的3至5位碼分類標準的2303種制成品歸類到各行業(yè)，得到按國民經濟行業(yè)分類標準GB/4757-2002兩位數(shù)行業(yè)(共22個行業(yè))出口技術復雜度的數(shù)據*由于國民經濟行業(yè)分類標準在樣本期間2000—2010年進行了修改(GB/4757-2002標準)，其他制造業(yè)的統(tǒng)計口徑存在前后不一致的問題，本文給予剔除。另外，一些無法歸類到行業(yè)的出口產品S3-88112、S3-77422、S3-74423、S3-72668、S3-73178予以剔除。限于篇幅，2000—2010年中國制造業(yè)各細分行業(yè)的出口技術復雜度沒有列出。。

圖1各制造業(yè)細分行業(yè)出口技術復雜度演進過程

整體上，2000—2010年間絕大部分行業(yè)的出口技術復雜度呈上升趨勢。全部行業(yè)的出口技術復雜度均值從2000年的8.71上升到2010年的9.36，年均增幅為1.34%，與Hausmann et al.(2007)和陳曉華等(2011)的研究結論相似。為了進一步考察樣本期間中國制成品出口的分布及其變化趨勢，采用Kernel密度估計方法對22個行業(yè)的出口技術復雜度水平進行了估計(具體見圖1)，以此分析行業(yè)差異的演化過程。從圖1可以看出，中國制成品出口技術復雜度的動態(tài)演進表現(xiàn)出如下特征：第一，核密度曲線的波峰不斷向右漂移且密度分布不斷下降，表明樣本期間內大多數(shù)行業(yè)的出口技術結構由較低水平發(fā)展到較高水平；第二，出口技術結構分布整體上為“單峰”分布，意味著中國制造業(yè)行業(yè)出口技術結構升級并沒有出現(xiàn)“兩極分化”；第三，從Kernel密度估計圖上看，Kernel曲線從2000年“高、尖、窄”逐漸變成了2010年的“矮、扁、寬”，說明行業(yè)間的出口復雜度差異化正在加深，并呈現(xiàn)擴大趨勢；第四，2001年后的Kernel波峰集中在(9，9.5)區(qū)域，均呈現(xiàn)左尾偏態(tài)，表明部分行業(yè)出口技術水平遠遠低于行業(yè)平均水平，落入左尾的行業(yè)，其出口技術水平更低，在沒有“外力”促使其出現(xiàn)“跳躍”的情況下，成為高技術水平行業(yè)變得更加困難。由于出口技術復雜度的測度是采用47個國家的出口數(shù)據和人均GDP數(shù)據測度得到，受到1999年、2008年金融危機的影響，出口額與GDP發(fā)生了較大變化，故而2000年與2010年峰度存在明顯差異。

為了便于考察不同要素密集型行業(yè)勞動力市場靈活性對出口技術雜度作用效果，參照邱斌等(2012)的做法，將本文關注的22個行業(yè)歸類為勞動資本密集型行業(yè)與技術密集型行業(yè)兩類，并分別測算了2000—2010年這兩類行業(yè)的出口技術復雜度。

2.解釋變量：勞動力市場靈活性

目前，勞動力市場靈活性指標主要有Rama et al.(2002)提出的勞動力市場指標、世界銀行提出的勞動力市場靈活性指標以及OECD國家構建的就業(yè)保護嚴格程度(EPL，Employment Protection Legislation)指標等。本文借鑒周申等(2012)的做法，在就業(yè)保護指標的基礎上構建中國行業(yè)層面勞動力市場靈活性指標。就業(yè)保護指標包含保護正規(guī)就業(yè)人員免于解雇的指標、集體解雇特殊要求的指標以及正規(guī)的臨時就業(yè)三個指標*保護正規(guī)就業(yè)人員免于解雇，主要是避免正式員工被不當解雇的規(guī)定；正規(guī)的臨時就業(yè)，主要是對固定期限合同以及短期勞務派遣的有關規(guī)定；對集體解雇特殊要求，主要是指其他法律對集體性裁員的規(guī)定。。鑒于數(shù)據的可得性，本文在北京師范大學經濟與資源管理研究院(2010)勞動力市場相關研究的基礎上，參照Alexandre et al.(2010)行業(yè)勞動力市場靈活性指標選取方法，構建中國行業(yè)層面的勞動力市場靈活性指標：

(9)

其中，exp(·)是以e為底的指數(shù)函數(shù)；f1it是i行業(yè)t年農民純收入中工資收入的比例REGincome，農民工進城務工，多屬于體制外的工作，勞動保護程度較低，勞動力市場靈活程度較高，因此，農民純收入中工資收入所占比例能夠反映“二元結構”的勞動力市場中工資自主決定程度；f2it是i行業(yè)t年鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)人數(shù)占全部就業(yè)人數(shù)的比例REGnonfam，可以參照EPL中的臨時就業(yè)指標，與國有企業(yè)及國有控股企業(yè)相比，中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)所雇傭勞動力也屬于體制外就業(yè)，工作的穩(wěn)定性差，市場化程度高，本文采用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)人數(shù)占全部就業(yè)人數(shù)的比例來衡量臨時就業(yè)指標；f3it是i行業(yè)t年的失業(yè)率指標REGrate，參照EPL集體解雇指標，本文采用城鎮(zhèn)登記失業(yè)率衡量失業(yè)率指標(周申 等，2012)。

目前，這三個指標的數(shù)據只有地區(qū)值，沒有細分行業(yè)值。本文先收集地區(qū)數(shù)據，然后將之轉化為行業(yè)數(shù)據。本文借鑒Cole et al.(2008)構造行業(yè)數(shù)據的方法，在將地區(qū)特征數(shù)據轉化為行業(yè)特征數(shù)據時，以各行業(yè)地區(qū)產值在各行業(yè)總體產值的比例作為權重加權平均：

REGrateit=∑(sirt)·ratert

(10)

其中：下標i、r和t分別代表行業(yè)、地區(qū)和年份；REGrateit是i行業(yè)t年失業(yè)率；sirt代表r地區(qū)i行業(yè)t年在整個行業(yè)總產值的比例；ratert是r地區(qū)t年失業(yè)率，其它地區(qū)特征指標均按照同樣的方法轉化成行業(yè)特征指標；REGincome、REGnonfam分別是地區(qū)農民收入中工資收入比例、非正規(guī)就業(yè)人數(shù)的行業(yè)轉化值。

3.控制變量：外商直接投資(FDI)

FDI可采用各行業(yè)實際吸收的外商投資額衡量；人力資本(H)，借鑒劉洪鐘等(2012)的做法，用科技活動人員數(shù)占行業(yè)就業(yè)總人數(shù)的比例來衡量；研發(fā)強度(RD)，用科研經費內部支出占主營業(yè)務收入比例衡量；用工成本(LC)，一般采用工資水平來衡量，本文采用非國有企業(yè)就業(yè)人員占行業(yè)就業(yè)人員總數(shù)的比例間接衡量，實際上，中國國有企業(yè)從業(yè)人員的工資水平高于非國有企業(yè)從業(yè)人員平均工資水平，2009年，中國國有企業(yè)就業(yè)人員平均工資、私營企業(yè)就業(yè)人員平均工資分別為34130元與18199元，差距為15931元；2015年分別為65296元與39589元，差距達到25707元*數(shù)據來源:http://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01。，因此，行業(yè)之中非國有企業(yè)就業(yè)人員占行業(yè)就業(yè)人員總數(shù)的比例越高，行業(yè)的用工成本越低；技術溢出(TS)，借鑒李平(2006)的做法，采用各行業(yè)所申請的專利數(shù)衡量，申請專利意味著企業(yè)在享受“獨占”好處的同時，必須將技術向社會公眾公開，這將有效地促進了技術溢出與擴散，因此，以各行業(yè)申請專利數(shù)作為技術溢出的代理變量；行業(yè)波動值，借鑒張先鋒等(2014)的方法，采用2000—2010年間行業(yè)人均增加值年均增長率的方差表示，其中，行業(yè)增加值用分行業(yè)工業(yè)品出廠價格指數(shù)進行平減，得到2000年不變價工業(yè)增加值。

在樣本期間2000—2010年內，由于國民經濟行業(yè)分類標準進行了修訂(GB/4757-2002標準)，其它制造業(yè)的統(tǒng)計口徑前后不一致，在此給予剔除；另外，如S3-88112、S3-77422、S3-74423、S3-72668、S3-73178等無法歸類到行業(yè)的出口產品，也予以剔除，從而得到按照GB/4757-2002標準統(tǒng)一的2000—2010年中國制造業(yè)22個細分行業(yè)樣本數(shù)據。

具體數(shù)據來源方面：農民純收入、農民純收入中的工資收入、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)人數(shù)數(shù)據來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》；國有企業(yè)就業(yè)人員數(shù)、外商直接投資額數(shù)據來源于《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》；科研經費內部支出、主營業(yè)務收入、科技活動人員數(shù)、就業(yè)人員年末總數(shù)等數(shù)據均來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》；失業(yè)率數(shù)據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

四、實證結果分析與討論

(一) 總體估計

在進行結果估計時：一方面，要考慮出口技術復雜度與勞動力市場靈活性之間可能存在的內生性問題；另一方面，也要考慮到技術進步與人力資本具有累積的特征，出口技術復雜度具有持續(xù)性。因此，本文在回歸方程中引入出口技術復雜度的一階滯后項，采用系統(tǒng)GMM方法進行估計，以緩解內生性問題。表1列出了模型設定的檢驗結果：AR(2)統(tǒng)計量不顯著，說明模型水平方程誤差項不存在序列相關問題；Sargan檢驗統(tǒng)計量均顯著，表明工具變量不存在過度識別問題，工具變量的選擇在整體上是有效的；系數(shù)聯(lián)合顯著性的Wald檢驗都在1%的顯著性水平上拒絕解釋變量系數(shù)為零的原假設，表明總體層面的估計結果是可靠的。

表1中模型(1)系統(tǒng)估計結果顯示：勞動力市場靈活性的估計系數(shù)為正，且在5%的顯著性水平上顯著，意味著勞動力市場靈活性對出口技術復雜度存在顯著正影響，行業(yè)勞動力市場靈活性越大，相應出口技術復雜度越高，理論假說1得到驗證；對于滯后一期出口技術復雜度，系數(shù)估計值為正，且在1%的顯著性水平顯著，表明上一期出口技術復雜度對下一期出口技術復雜度存在正向影響；對于控制變量，外商直接投資系數(shù)估計值為正，且在1%的顯著性水平上顯著，符合理論預期；人力資本系數(shù)估計值為正，且在5%的顯著性水平上顯著，符合理論預期；研發(fā)投入的系數(shù)估計值為正，但沒有通過顯著性檢驗，與理論預期不相符，這可能的原因是，中國制造業(yè)企業(yè)研發(fā)能力較弱，研發(fā)資金使用效率低，研發(fā)強度的增加并沒有提升出口技術復雜度。

(二)用工成本效應的檢驗

為了考察勞動力市場靈活性是否通過用工成本效應對出口技術復雜度產生影響，需要對式(2)進行估計，估計結果見表1中b列所示。在控制了研發(fā)投入、外商直接投資、人力資本等變量后，發(fā)現(xiàn)用工成本系數(shù)估計值為正，且在1%的顯著性水平上顯著，意味著非國有企業(yè)就業(yè)人數(shù)的比例越大，企業(yè)用工成本越低，越能夠促進出口技術復雜度的提升；用工成本與勞動力市場靈活性的交互項系數(shù)估計值為正，且在1%的顯著性水平上顯著，意味著勞動力市場靈活性的增強通過用工成本效應促進出口技術復雜度的提升。這些驗證了理論假說1。

表1 系統(tǒng)GMM估計結果及靜態(tài)面板估計結果

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；()內表示t值；Wald、Sargan、AR(2)、F和Hausman分別表示相應檢驗的概率。下同。

(三)人力資本效應與技術溢出效應的檢驗

(四)勞動力資源配置效應的檢驗

式(4)考察勞動力市場靈活性對出口技術復雜度的影響是否因產出波動的差異而不同。由表1的 f列可知，產出波動的系數(shù)估計值為負，且在10%的顯著性水平上顯著，說明產出波動對出口技術復雜度有負面影響，即產出波動水平越高，相應的出口技術復雜度越低。在模型中加入勞動力市場靈活性與產出波動的交互項，通過進行方差膨脹因子(VIF)檢驗，得出產出波動本身、產出波動與勞動力市場靈活性的交互項的VIF值均為87385.63，遠大于10，表明兩者之間具有多重共線性。經過“對中”的方法處理之后，產出波動本身、產出波動與勞動力市場靈活性的交互項的VIF值均為1.12，小于10，表明消除了交互項與低次項之間的多重共線性關系，回歸結果見表1中g列。從表1中可以看出，產出波動本身、產出波動與勞動力市場靈活性的交互項的系數(shù)估計值均為負，都沒有通過顯著性檢驗，這表明勞動力市場靈活性提升能夠削弱產出波動程度上升對出口技術復雜度的負面影響，理論假說3得到驗證。

(五)行業(yè)異質性的檢驗

為進一步探究勞動力市場靈活性的人力資本效應與技術溢出效應是否因行業(yè)要素密集度不同而不同，本文將樣本行業(yè)分為勞動資本密集型行業(yè)與技術密集型行業(yè)。其中，14個為勞動資本密集型行業(yè)，8個為技術密集型行業(yè)*勞動資本密集型行業(yè)包括：紡織業(yè)、服裝及其他纖維制品制造業(yè)、皮革毛皮羽絨及其制品業(yè)、木材加工及竹藤棕草制品業(yè)、家具制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、印刷業(yè)記錄媒介的復印、文教體育用品制造業(yè)、橡膠制品業(yè)、塑料制品業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、黑色金屬冶煉及延壓加工業(yè)、有色金屬冶煉及延壓加工業(yè)、金屬制品業(yè)；技術密集型行業(yè)包括：化學原料及化學制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、普通機械制造業(yè)、專用設備制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)、電子及通信設備制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機械。。由于行業(yè)進行分類后樣本數(shù)量較少，本文采用靜態(tài)面板數(shù)據進行估計。為了驗證理論假說4，需要對式(3)進行分行業(yè)回歸。在回歸之前需要進行Hausman檢驗，勞動資本密集型行業(yè)與技術密集型行業(yè)的P值分別為0.471、0.000，對勞動資本密集型行業(yè)和技術密集型行業(yè)分別使用隨機效應與固定效應模型進行回歸，回歸結果見表1的d列、e列。從勞動資本密集型行業(yè)回歸結果(表1的d列)可以看出，人力資本系數(shù)估計值為正，但沒有通過顯著性檢驗。人力資本與勞動力市場靈活性的交互項系數(shù)估計值為正，且在10%的顯著性水平上顯著，表明勞動資本密集型行業(yè)存在一定程度的人力資本效應。技術溢出系數(shù)估計值為正，且在1%顯著性水平上顯著。技術溢出與勞動力市場靈活性的交互項系數(shù)估計值為正，且在10%的顯著性水平上顯著，表明勞動資本密集型行業(yè)存在一定程度的技術溢出效應。上述實證結論與理論假說4相符合。

從技術密集型行業(yè)回歸結果(表1的e列)可以看出，技術溢出效應系數(shù)估計值為正，但沒有通過顯著性檢驗，技術溢出與勞動力市場靈活性的交互項系數(shù)估計值為負，且在1%的顯著性水平上顯著，這表明技術密集型行業(yè)的技術溢出效應對出口技術復雜度的提升產生了不利影響，與理論預期不相符合?？赡艿脑蚴牵罕疚牟捎脤＠麛?shù)量來衡量技術溢出，雖然專利制度有利于核心技術的公開，但其它企業(yè)獲得專利許可需要付出更多的費用，從而會削弱出口企業(yè)采用新技術的積極性，阻礙技術溢出對出口技術復雜度的正面影響。人力資本、人力資本與勞動力市場靈活性的交互項系數(shù)估計值均為正，但都沒有通過顯著性檢驗，技術密集型行業(yè)的人力資本效應并不顯著。這表明，技術密集型行業(yè)中的勞動力市場靈活性增強會導致企業(yè)技術研發(fā)人員與高技能勞動力流動過于頻繁，并不利于出口技術復雜度的提升。

五、敏感性檢驗

對于本文的解釋變量勞動力市場靈活性，對其指標衡量至關重要。除了周申等(2012)測度方法之外，還有以下幾種衡量方法：(1)Arulampalam et al.(1998)、Radulescu et al.(2013)、Michie et al.(2005)分別使用兼職員工人數(shù)占員工總數(shù)的百分比、臨時合同員工人數(shù)占員工總數(shù)的百分比、定期以及休閑或季節(jié)性合同的員工人數(shù)占員工總數(shù)的百分比來衡量行業(yè)勞動力市場靈活性；(2)Solow(1998)利用工資與失業(yè)率衡量勞動力市場靈活性；(3)Kang et al.(2016)、Wachsen et al.(2016)利用工資率的變動來衡量行業(yè)勞動力市場靈活性；(4)張先鋒等(2013)分別利用小型企業(yè)就業(yè)人員占全部就業(yè)人員的比例、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)人員占全部就業(yè)人員的比例、集體企業(yè)就業(yè)人員占全部就業(yè)人員的比例來衡量行業(yè)勞動力市場靈活性。

前文借鑒周申等(2012)的衡量方法，把勞動力市場靈活性分為三個方面：(1)農民純收入中工資所占的比例，可以反映中國農村剩余勞動力轉移方面情況；(2)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比例，反映了農民工在農村集體經濟組織或者農民投資為主的企業(yè)就業(yè)的情況，屬于體制外就業(yè)的情況；(3)城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，反映的是城鎮(zhèn)失業(yè)的情況。但這種衡量方法對工資變動的情況沒有給予充分的重視。因此，本文首先借鑒Kang et al.(2016)、Wachsen et al.(2016)的做法，利用工資率的變動Δ(LN waget-LN waget-1)來衡量行業(yè)勞動力市場靈活性，進行敏感性檢驗。其中，wage為在崗職工平均工資。工資靈活性是勞動力市場靈活性的核心，實際工資率容易變動表明工資具有彈性，勞動力市場的靈活程度能夠適應市場行情的變動。根據式(1)—(4)，利用系統(tǒng)GMM進行估計。回歸結果見表2中的a—e列。

表2 敏感性檢驗結果

將表2中a—e列回歸結果與之前表1中a—g列回歸結果進行對比發(fā)現(xiàn)，利用工資率的變動衡量勞動力市場靈活性，可以作為核心解釋變量，其估計系數(shù)顯著為正，且與用工成本、人力資本、技術溢出以及波動水平的交互項回歸結果與前文結果相一致。其它控制變量的回歸結果與前文回歸結果也基本一致。

周申等(2012)的衡量方法包括了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比例。實際上，中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在20世紀80年代末至90年代初中期發(fā)展達到頂峰，此后大量的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)進行了改制，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)漸漸退出歷史的舞臺。一般而言，相對于大中型企業(yè)，小企業(yè)用工的靈活性更高。因此，本文借鑒張先鋒等(2013)的做法，用小型企業(yè)就業(yè)人員占全部就業(yè)人員的比例來衡量勞動力市場的靈活性，再次進行敏感性檢驗。從表3的回歸結果來看，本文的主要結論和前文一致，即勞動力市場靈活性對出口技術復雜度產生正面影響。勞動力市場靈活性與用工成本、技術溢出的交互項系數(shù)為正，與人力資本的交互項系數(shù)并不顯著，說明勞動力市場靈活性通過用工成本效應、技術溢出效應促進出口技術復雜度的提升，而人力資本效應的影響并不顯著。勞動力市場靈活性通過勞動力資源配置效應減輕了產出波動對出口技術復雜度的負向影響。敏感性檢驗的結果表明，本文的實證結果是穩(wěn)健可靠的。

表3 敏感性檢驗結果

對于控制變量，當把數(shù)據細化為地區(qū)-行業(yè)-年份層面的數(shù)據進行回歸時，將地區(qū)開放經濟變量、地區(qū)人力相關變量納入控制變量之中，研究結論并沒有發(fā)生大的變化。因而，前文的結論是穩(wěn)健可靠的。

為檢驗上述結論的穩(wěn)健性，本文將出口技術復雜度變量轉化為地區(qū)-行業(yè)-時間層面的數(shù)據做進一步驗證。本文在行業(yè)、時間兩個維度的基礎上新增加地區(qū)維度，借鑒Cole et al.(2008)構造行業(yè)數(shù)據的方法，在將地區(qū)特征數(shù)據轉化為行業(yè)特征數(shù)據時，以各行業(yè)地區(qū)產值在各行業(yè)總體產值的比例作為權重加權平均。同理，本文在行業(yè)數(shù)據的基礎上，把各個省區(qū)的工業(yè)總產值在所有省區(qū)的總產值中所占的比例作為權重加權平均，構造省區(qū)-行業(yè)-時間維度的數(shù)據：

(11)

LN ETShit=α0+α1FLEXhit+γXhit+μt+vi+εhit

(12)

LN ETShit=α0+α1FLEXhit+α2LChit+α3FLEXhit·LChit+γXhit+μt+vi+εhit

(13)

LN ETShit=α0+α1FLEXhit+α2Hhit+α3TShit+α4FLEXhit·Hhit+α5FLEXhit·TShit+γXhit+μt+vi+εhit

(14)

LN ETShit=α0+α1FLEXhit+α2VOLhit+α3FLEXhit·VOLhit+γXhit+μt+vi+εhit

(15)

其中：h代表省區(qū)，i代表行業(yè)，t代表時間；控制變量X中新加入外貿依存度變量(MC)，用來衡量地區(qū)開放經濟變量，用各地區(qū)的進出口總額比上各地區(qū)的生產總值衡量外貿依存度。

表4 多層線性模型估計結果

由于新增加地區(qū)維度之后數(shù)據為層面的數(shù)據，因此本文借鑒郭熙保等(2016)的辦法，采用多層線性模型對式(12)、式(13)、式(14)、式(15)進行估計。對于分層數(shù)據而言，同一層次的數(shù)據具有較高的相似性，不同層次的數(shù)據具有較強的異質性，使用傳統(tǒng)的OLS估計將會產生較大的估計偏誤，原因在于忽視了變量間在不同層次框架下的關系。多層線性模型同時兼顧省區(qū)和行業(yè)層面的差異信息，能準確的反映變量間的這種層次關系，且允許多種影響效應的存在(Raudenbush et al.，2002)，能有效糾正同一層次中樣本潛在關聯(lián)而可能帶來的結果偏誤，進而獲得更精確的參數(shù)估計(楊菊華，2015)。具體結果如表4所示。

由表4可知，外貿依存度的系數(shù)估計值為正，且在1%的顯著性水平上顯著，說明外貿依存度對出口技術復雜度產生促進作用；勞動力市場靈活性估計系數(shù)顯著為正，說明勞動力市場靈活性對出口技術復雜度產生正面影響；勞動力市場靈活性與用工成本、技術溢出的交互項系數(shù)為正，與人力資本的交互項系數(shù)不顯著，說明勞動力市場靈活性通過用工成本效應、技術溢出效應促進出口技術復雜度的提升，而人力資本效應的影響并不顯著。勞動力市場靈活性通過勞動力資源配置效應減輕了產出波動對出口技術復雜度的負向影響。其它控制變量的回歸結果與前述回歸結果也基本一致。雖然多層線性模型與系統(tǒng)GMM回歸得出變量的系數(shù)有區(qū)別，但正負號沒有產生變化，顯著性也沒有發(fā)生變化。因此多層線性模型估計結果與系統(tǒng)GMM回歸結果一致。

六、結論與政策含義

本文理論分析了勞動力市場靈活性影響出口技術復雜度的內在機制，利用2000—2010年中國制造業(yè)22個細分行業(yè)的面板數(shù)據進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：制造業(yè)勞動力市場靈活性水平提高有助于出口技術復雜度的提升；勞動力市場靈活性通過用工成本效應、技術溢出效應促進出口技術復雜度的提升，而人力資本效應的影響并不顯著；勞動力市場靈活性通過勞動力資源配置效應減輕了產出波動對出口技術復雜度的負向影響。進一步研究發(fā)現(xiàn)，勞動力市場靈活性增強通過人力資本效應、技術溢出效應對勞動資本密集型行業(yè)出口技術復雜度的提升產生正向影響，對技術密集型行業(yè)出口技術復雜度的提升產生負向影響。

本文的研究結論具有重要的政策含義：

(1)要加快清除勞動力跨區(qū)域、跨行業(yè)、跨部門的流動障礙，建立更為靈活的工資調整制度，鼓勵靈活就業(yè)，切實保障勞動者的合法權益，構建更為自由靈活的勞動力市場，緩解就業(yè)總量與就業(yè)結構問題，提升勞動力資源的配置效率，形成新的比較優(yōu)勢，以此提升出口技術水平，實現(xiàn)就業(yè)增加與出口貿易轉型升級的雙贏。

(2)提升研發(fā)人員與高素質勞動力的收入水平，改善工作生活環(huán)境，減少研發(fā)人員與高素質勞動力的過度流動，促進人力資本與知識技術的長期積累，為企業(yè)出口技術水平的提升與出口增長方式的轉型升級創(chuàng)造良好條件。

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