中國(guó)參與全球價(jià)值鏈分工對(duì)就業(yè)的影響研究

廖戰(zhàn)海

（廣西財(cái)經(jīng)學(xué)院，廣西 南寧530007）

一、引言

隨著技術(shù)日新月異的進(jìn)步、交通成本及監(jiān)管成本日益降低，全球化趨勢(shì)愈演愈烈，特別是通過價(jià)值鏈分工的方式開展貿(mào)易也日漸繁榮。國(guó)際貿(mào)易實(shí)際上通過商品的流動(dòng)替代要素的流動(dòng)，引起要素供求的變化，從而對(duì)要素的價(jià)格產(chǎn)生影響，因此全球化會(huì)給勞動(dòng)力市場(chǎng)帶來(lái)沖擊。外包作為全球價(jià)值鏈分工的載體，實(shí)現(xiàn)了生產(chǎn)的分割，本國(guó)將不具有比較優(yōu)勢(shì)的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，比如勞動(dòng)密集型生產(chǎn)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到國(guó)外，必然會(huì)對(duì)一國(guó)的就業(yè)以及收入分配產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。

最早關(guān)于外包與就業(yè)的文獻(xiàn)，大多關(guān)注的是發(fā)達(dá)國(guó)家外包對(duì)其就業(yè)的影響(Anderton 和Bernton，1999；Amiti 和Wei，2004)。之后的研究主要分兩大類：一是利用行業(yè)數(shù)據(jù)研究。首先從發(fā)包國(guó)的角度展開，主要有兩種觀點(diǎn)，一種觀點(diǎn)認(rèn)為外包對(duì)就業(yè)起抑制作用（陳仲常、馬紅旗，2010）[1]；另一種觀點(diǎn)認(rèn)為外包拉動(dòng)了就業(yè)增長(zhǎng)，原因是規(guī)模效應(yīng)抵消了替代效應(yīng)（徐毅、張二震，2008；呂延方、王冬，2011）[2]。其次從承接國(guó)的角度，一般認(rèn)為承接制造外包可以拉動(dòng)就業(yè)，而且會(huì)有行業(yè)差異以及來(lái)源國(guó)的差異（王俊、黃先海，2011；李占國(guó)等，2014；馬晶梅等，2015）[3]。當(dāng)然，也有學(xué)者指出服務(wù)外包對(duì)就業(yè)具有促進(jìn)作用，而物質(zhì)外包對(duì)就業(yè)則沒有顯著影響（肖芍芳、王俊杰，2012）。二是利用企業(yè)數(shù)據(jù)研究。Harrison 和McMillan(2011)[4]指出，離岸外包對(duì)母公司就業(yè)的影響顯著受到離岸外包動(dòng)機(jī)以及外包目的地的影響。Pierce 和Schott(2016)[5]研究表明，由于消除了政策的不確定性，大量的美國(guó)企業(yè)將中間品生產(chǎn)外包給中國(guó)，是2000年以后美國(guó)制造業(yè)就業(yè)突然急劇下降的原因之一。Bandick(2016)[6]認(rèn)為，離岸外包地點(diǎn)的選擇會(huì)對(duì)低技能就業(yè)產(chǎn)生顯著影響。Tamayo 和Huergo(2016)[7]利用2004-2011年西班牙制造業(yè)和服務(wù)業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，估計(jì)出離岸服務(wù)外包和技能型就業(yè)之間存在正相關(guān)關(guān)系。Andersson 等(2017)[8]利用1997-2002年瑞典企業(yè)數(shù)據(jù)，研究了外包如何影響企業(yè)對(duì)高技能勞動(dòng)力的相對(duì)需求。

國(guó)內(nèi)利用企業(yè)數(shù)據(jù)考察外包對(duì)就業(yè)影響的研究并不多見。因此，文章利用中國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù)，進(jìn)一步論證了外包與就業(yè)的關(guān)系，具體結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為理論模型和假說(shuō)，基于Melitz(2003)，Hsieh 和Klenow(2009)與Hummels 等(2014)的研究，構(gòu)建了外包對(duì)企業(yè)就業(yè)影響的理論模型；第三部分為計(jì)量模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)說(shuō)明；第四部分為實(shí)證結(jié)果與分析；最后是結(jié)論和政策啟示。

二、理論框架

文章在Melitz(2003)異質(zhì)性企業(yè)理論的基本框架下，引入Hsieh 和Klenow(2009)模型中的嵌套生產(chǎn)函數(shù)，借鑒Hummels 等(2014)在生產(chǎn)函數(shù)中刻畫企業(yè)外包的方法，構(gòu)建了外包對(duì)企業(yè)就業(yè)影響的理論模型。與之不同的是，文章不考慮低技能勞動(dòng)力和高技能勞動(dòng)力的劃分。

1.嵌套生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定

借鑒Hsieh 和Klenow(2009)，研究假定經(jīng)濟(jì)體中具有三層嵌套的生產(chǎn)函數(shù)。

第一層生產(chǎn)函數(shù)假定為科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，表示為：

其中Y 表示經(jīng)濟(jì)體的總產(chǎn)出，YS表示部門S 的總產(chǎn)出，θS為部門S 在經(jīng)濟(jì)體中的份額。由于式(1)為經(jīng)典的科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，那么當(dāng)假定產(chǎn)出市場(chǎng)是完全競(jìng)爭(zhēng)時(shí)，總產(chǎn)出的價(jià)格給定為：

其中PS為部門S 產(chǎn)出的價(jià)格。那么，求解式(2)的利潤(rùn)最大化問題，可得部門S 產(chǎn)出的需求函數(shù)：

第二層生產(chǎn)函數(shù)假定為CES 函數(shù)。于是，部門S 的產(chǎn)出可表示為：

其中YSi表示部門S 的差異化種類i 的投入數(shù)量，σ 為差異化種類之間的替代彈性。由于式(4)為CES 生產(chǎn)函數(shù)，因而部門S 的價(jià)格函數(shù)給定為：

其中PSi為差異化種類i 的價(jià)格。借鑒Melitz(2003)的做法，可以得到差異化種類i 的需求函數(shù)為：

第三層生產(chǎn)函數(shù)也假定為科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。與Hummels 等(2014)類似，生產(chǎn)差異化種類的企業(yè)利用勞動(dòng)和外包產(chǎn)品進(jìn)行生產(chǎn)。不同的是，此處不考慮低技能勞動(dòng)力和高技能勞動(dòng)力的劃分，以及資本投入。生產(chǎn)差異化種類i 企業(yè)的產(chǎn)出表示為：

其中ASi表示企業(yè)i 的生產(chǎn)率，OSi表示企業(yè)的外包量，LSi表示企業(yè)的勞動(dòng)力人數(shù)。

2.比較靜態(tài)分析

假定企業(yè)生產(chǎn)需要投入固定成本f，企業(yè)外包也需要支付固定成本fo。那么企業(yè)i 的利潤(rùn)表示為：

其中W 表示工資，γ 表示外包產(chǎn)品的價(jià)格。求解企業(yè)的利潤(rùn)最大化問題，可得：

利用式(9)對(duì)外包量OSi求導(dǎo)，得到：

因此，文章得到假說(shuō)：外包會(huì)增加企業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的需求。

由于文章是從進(jìn)口中間品的角度來(lái)界定外包，因此根據(jù)現(xiàn)有中間品進(jìn)口文獻(xiàn)，文章認(rèn)為外包會(huì)通過外包產(chǎn)品質(zhì)量、外包產(chǎn)品種類數(shù)目和外包產(chǎn)品技術(shù)溢出影響企業(yè)就業(yè)。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

1.計(jì)量模型設(shè)定

根據(jù)上述理論模型和假說(shuō)，為了實(shí)證考察企業(yè)層面外包對(duì)就業(yè)的影響，文章設(shè)定以下回歸模型：

其中，下標(biāo)i、t 分別表示企業(yè)和年份，employmentit表示企業(yè)i 在t年的就業(yè)人數(shù)，offshoringit表示企業(yè)i 在t年的外包程度，Xit表示其他企業(yè)層面的控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、外資比重、年齡和負(fù)債比，εit代表誤差項(xiàng)。

文章的核心解釋變量是企業(yè)的外包額，因而控制變量的選取原則是控制變量會(huì)影響企業(yè)的就業(yè)，同時(shí)該控制變量又與企業(yè)的外包相關(guān)。這是因?yàn)槿绻刂谱兞颗c外包不相關(guān)，那么理論上可以證明，遺漏該控制變量不會(huì)影響回歸系數(shù)β1的估計(jì)值。規(guī)模越大的企業(yè)可能會(huì)雇傭更多的工人，同時(shí)也可能需要承擔(dān)外包的成本。外資比重越高的企業(yè)可能會(huì)使用更少的勞動(dòng)力，同時(shí)也更有可能進(jìn)行外包。成立越久的企業(yè)可能會(huì)擁有更多的工人，也越有可能進(jìn)行外包。金融狀況越好的企業(yè)可能會(huì)雇傭更多的工人進(jìn)行擴(kuò)大生產(chǎn)，同時(shí)也更有能力支付外包的先期費(fèi)用。

文章的被解釋變量就業(yè)人數(shù)來(lái)源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。企業(yè)規(guī)模由企業(yè)的銷售額度量，其中企業(yè)的銷售額來(lái)源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。外資比重定義為外國(guó)資本與企業(yè)資本之比，其中外國(guó)資本和企業(yè)資本來(lái)源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。參照簡(jiǎn)澤等(2014)與毛其淋(2015)的做法，企業(yè)年齡采用企業(yè)當(dāng)年年份與建立年份的差進(jìn)行衡量，其中企業(yè)建立年份來(lái)源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。負(fù)債比定義為企業(yè)負(fù)債與企業(yè)資本之比，其中企業(yè)負(fù)債來(lái)源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.外包的測(cè)度

目前，國(guó)內(nèi)外研究中外包測(cè)算指標(biāo)主要有四種：一是用中間品進(jìn)口額與總進(jìn)口額的比值(Imported Inputs in Total Imports)來(lái)衡量；二是利用企業(yè)中間品進(jìn)口與企業(yè)總投入的比值來(lái)衡量(Imported Inputs in Total Inputs)；三是運(yùn)用企業(yè)進(jìn)口的中間品與企業(yè)總產(chǎn)出的比值來(lái)衡量(Imported Inputs in Gross Output)；四是利用垂直專業(yè)化指數(shù)來(lái)衡量(Vertical Specialization)。文章主要采用第一種方法來(lái)測(cè)度外包，即利用中國(guó)海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)中企業(yè)中間品進(jìn)口額來(lái)衡量企業(yè)外包。進(jìn)一步，中間品進(jìn)口額并不一定都屬于外包，為了減少誤差，文章借鑒Kurz 和Senses(2016)的做法，采用同一HS4 分位行業(yè)下的制造業(yè)中間品進(jìn)口額來(lái)衡量企業(yè)外包。例如，企業(yè)所屬的HS4 分位行業(yè)為“2467”，那么在企業(yè)所進(jìn)口的中間品中，只有同屬于該HS4 分位行業(yè)的中間品才被計(jì)算為外包。

3.外包的工具變量構(gòu)造

根據(jù)Yu(2015)的研究，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率會(huì)對(duì)企業(yè)的進(jìn)口決策產(chǎn)生很大的影響，一般情況下，企業(yè)的就業(yè)人數(shù)是企業(yè)生產(chǎn)率的體現(xiàn)之一，同時(shí)企業(yè)的中間品進(jìn)口受其進(jìn)口決策的影響，意味著企業(yè)的就業(yè)人數(shù)可能間接影響企業(yè)的外包，這種反向因果關(guān)系產(chǎn)生了內(nèi)生性，可能會(huì)使模型的估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)不一致。文章借鑒Feng、Li 和Swenson(2016)的方法，使用企業(yè)層面的中間品進(jìn)口關(guān)稅作為企業(yè)外包的工具變量，以解決文章的內(nèi)生性問題。工具變量指標(biāo)構(gòu)造如下：

其中，h 代表HS6 分位產(chǎn)品，Ωit代表企業(yè)i 在t年進(jìn)口的產(chǎn)品集合，τht代表產(chǎn)品h 在t年進(jìn)口關(guān)稅率，vαih,aver代表企業(yè)i在樣本期間產(chǎn)品h 的平均進(jìn)口額。權(quán)重αih,aver＝vαih,aver/∑h∈Ωitvαih,aver代表樣本期間產(chǎn)品h 的進(jìn)口占企業(yè)i 中間品總進(jìn)口的平均比重，為固定權(quán)重。固定權(quán)重可以避免貿(mào)易權(quán)重和中間品進(jìn)口關(guān)稅之間的相互關(guān)系而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

1.基本回歸分析

表1 給出了企業(yè)外包對(duì)就業(yè)影響的工具變量回歸結(jié)果。在每一列中逐漸加入企業(yè)層面的控制變量。可以看到，企業(yè)外包的系數(shù)符號(hào)一直為正并且在1%的顯著性水平上顯著，同時(shí)數(shù)值大小也逐漸穩(wěn)定并趨于一致。這意味著企業(yè)外包越多，其就業(yè)人數(shù)也越多，可能是因?yàn)楫?dāng)企業(yè)外包越多時(shí)，企業(yè)的生產(chǎn)成本下降，增加了企業(yè)效益，從而促使企業(yè)擴(kuò)大規(guī)模招收了更多的工人。

為了排除中間品關(guān)稅是企業(yè)外包弱工具變量的可能性，在表1 中加入了其他檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行識(shí)別。因?yàn)闆]有肯定的理由去相信誤差是同方差的，所以文章使用了異方差-穩(wěn)健Kleibergen 和Paap(2006)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。Kleibergen-Paap LM 統(tǒng)計(jì)量表明可以拒絕內(nèi)生回歸變量無(wú)法識(shí)別的零假設(shè)，然而，這說(shuō)明工具變量可能只與內(nèi)生回歸變量弱相關(guān)。Stock 和Yogo(2005)列出了同方差情況下，為了檢驗(yàn)弱工具使用的Cragg-Donald(1993)的F 統(tǒng)計(jì)量臨界值。因?yàn)槲闹袥]有假設(shè)異方差，所以報(bào)告了異方差-穩(wěn)健Kleibergen 和Paap(2006)Wald rk F 統(tǒng)計(jì)量。盡管異方差情況下適當(dāng)?shù)呐R界值在文獻(xiàn)中沒有列出(Mikusheva，2013)，但通常的做法是與Stock-Yogo 臨界值進(jìn)行比較。

考慮到弱工具變量的問題，文章還使用了Anderson-Rubin(1949)Wald 檢驗(yàn)?？梢钥吹剑琄leibergen-Paap LM 統(tǒng)計(jì)量顯示工具變量與內(nèi)生變量顯著相關(guān)，而且Kleibergen-Paap Wald rk F 統(tǒng)計(jì)量與Anderson-Rubin Wald F 統(tǒng)計(jì)量也拒絕了弱工具變量的原假設(shè)，說(shuō)明文章使用的工具變量可用。

表1 外包與企業(yè)就業(yè)的工具變量回歸結(jié)果

2.傾向得分匹配分析

傾向得分匹配法的主要目的在于比較同一時(shí)期下，有外包企業(yè)和沒有外包企業(yè)的就業(yè)人數(shù)差異。具體地，基于企業(yè)是否外包，就業(yè)人數(shù)差異計(jì)算公式為：

其中，Oit是一個(gè)虛擬變量，Oit＝1則表示企業(yè)在t年有外包業(yè)務(wù)，否則為0。代表當(dāng)一個(gè)企業(yè)有外包業(yè)務(wù)時(shí)在t年該企業(yè)的就業(yè)人數(shù)；則代表當(dāng)一個(gè)企業(yè)沒有外包業(yè)務(wù)時(shí)在t年該企業(yè)的就業(yè)人數(shù)。

（1） 得到傾向得分

擁有特征Xit的企業(yè)i 進(jìn)行外包的可能性是：

其中，Xit是影響企業(yè)是否進(jìn)行外包可能性的一些變量。文章中的這些變量包括企業(yè)規(guī)模、外資比重、企業(yè)年齡、負(fù)債比、出口額、資本、生產(chǎn)率和加成率等。文章使用Probit 模型來(lái)估計(jì)企業(yè)是否進(jìn)行外包的回歸，表2 給出了Probit 模型的回歸結(jié)果。

表2 企業(yè)是否進(jìn)行外包的影響因素

（2） 匹配

文章用獲得的傾向得分確定每個(gè)企業(yè)進(jìn)行外包可能性，之后使用分?jǐn)?shù)找到每個(gè)外包企業(yè)對(duì)應(yīng)的非外包企業(yè)。因?yàn)閮A向得分是連續(xù)的，所以很難對(duì)每個(gè)外包企業(yè)找到有相同傾向得分的非外包企業(yè)。選擇非外包企業(yè)有以下標(biāo)準(zhǔn)，比如一對(duì)一匹配、最鄰近匹配、半徑匹配及核匹配。文章使用一對(duì)一匹配的標(biāo)準(zhǔn)來(lái)匹配每個(gè)外包企業(yè)與非外包企業(yè)，目的是為每一個(gè)外包企業(yè)都找到一個(gè)具有類似傾向得分的非外包企業(yè)。

（3） 平衡檢驗(yàn)

文章使用傾向得分匹配法有兩個(gè)重要假設(shè)：公共支持假設(shè)與獨(dú)立假設(shè)。因此文章通過檢驗(yàn)匹配結(jié)果來(lái)檢查是否滿足這兩個(gè)假設(shè)。公共支持假設(shè)意味著文章需要基于傾向得分，為每個(gè)外包企業(yè)找到一個(gè)非外包企業(yè)，所以文章刪除了所有不符合這個(gè)假設(shè)的觀測(cè)值。

獨(dú)立假設(shè)要求處理組與對(duì)照組之間考慮匹配變量時(shí)沒有顯著差異。這種情況下，處理組與對(duì)照組之間的就業(yè)人數(shù)差異只是因?yàn)槠髽I(yè)是否進(jìn)行外包。因此文章檢測(cè)了處理組與對(duì)照組之間匹配變量的平均值和偏差，結(jié)果如表3 所示?？梢钥吹教幚斫M與對(duì)照組之間八個(gè)匹配變量的偏差在-2.0%到6.8%。Smith 和Todd(2005)認(rèn)為偏差越小，匹配結(jié)果越好。如果偏差大于20%，匹配則是無(wú)效的。結(jié)果表明文章的匹配是有效的。文章也檢驗(yàn)了處理組與對(duì)照組之間八個(gè)匹配變量的平均值是否相等。從t 檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，不少匹配變量都是不顯著的，這表明處理組企業(yè)和對(duì)照組企業(yè)中這些變量的平均值差異不顯著，從而從另一方面說(shuō)明匹配的有效性。

表3 處理組與對(duì)照組的變量對(duì)比

（4） 傾向得分匹配的結(jié)果

表4 傾向得分匹配結(jié)果

3.外包承接國(guó)特征和企業(yè)異質(zhì)性分析

（1） 外包承接國(guó)特征的影響

這一部分仍然基于中間品關(guān)稅這一工具變量，通過承接國(guó)制度、距離、人均GDP、人口等考察外包對(duì)企業(yè)就業(yè)在不同外包承接國(guó)特征下的影響。

第一，外包承接國(guó)制度的影響。

表5 中第(1)到第(4)列分別代表知識(shí)產(chǎn)權(quán)、商業(yè)自由化、腐敗自由化和貿(mào)易自由度四種制度衡量指標(biāo)。具體地，外包與外包承接國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度的交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著，與其他三種制度的交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，這可能是因?yàn)楫?dāng)承接國(guó)的商業(yè)自由化、腐敗自由化和貿(mào)易自由度等制度越好，在承接外包時(shí)的規(guī)模也會(huì)越大，因此相應(yīng)地減少了更多的國(guó)內(nèi)企業(yè)就業(yè)；而一般認(rèn)為，承接國(guó)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度是企業(yè)進(jìn)行外包決策的關(guān)鍵因素，因素影響尚不顯著，有待進(jìn)一步驗(yàn)證。

表5 考慮外包承接國(guó)制度時(shí)外包對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響

第二，外包承接國(guó)收入的影響。

根據(jù)表6 的回歸結(jié)果可以看到，企業(yè)外包與外包承接國(guó)人均GDP 的交乘項(xiàng)系數(shù)最開始顯著為正，隨著控制變量的引入，該系數(shù)穩(wěn)定為負(fù)并且仍然顯著，說(shuō)明同收入越高的國(guó)家進(jìn)行外包，越容易導(dǎo)致國(guó)內(nèi)企業(yè)就業(yè)下降。這可能是因?yàn)橥呤杖雵?guó)家進(jìn)行外包的一般是技術(shù)含量較高的產(chǎn)品，外包費(fèi)用，即生產(chǎn)成本也相對(duì)更高，從而降低了國(guó)內(nèi)企業(yè)對(duì)于高技能人才的需求，導(dǎo)致就業(yè)下降。

第三，外包承接國(guó)距離的影響。

根據(jù)表7 的回歸結(jié)果可以看到，企業(yè)外包與外包承接國(guó)和中國(guó)之間距離的交乘項(xiàng)系數(shù)最開始顯著為負(fù)，隨著控制變量的引入，該系數(shù)為不顯著，說(shuō)明外包承接國(guó)的距離對(duì)進(jìn)行外包的企業(yè)就業(yè)沒有顯著影響。

第四，外包承接國(guó)人口的影響。

根據(jù)表8 的回歸結(jié)果可以看到，企業(yè)外包與外包承接國(guó)人口的交乘項(xiàng)系數(shù)最開始顯著為負(fù)，隨著控制變量的引入，該系數(shù)穩(wěn)定為正并且在10%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明同人口越多的國(guó)家進(jìn)行外包，企業(yè)就業(yè)增加的越多。這可能是因?yàn)槿丝谠蕉嗟膰?guó)家以發(fā)展中國(guó)家居多，外包給發(fā)展中國(guó)家往往是因?yàn)槠淞畠r(jià)的勞動(dòng)力成本，從而使企業(yè)節(jié)約成本、提高利潤(rùn)，進(jìn)而增加對(duì)相關(guān)高技能勞動(dòng)力的需求，促進(jìn)了企業(yè)就業(yè)。

表6 考慮外包承接國(guó)人均GDP 時(shí)外包對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響

表7 考慮外包承接國(guó)距離時(shí)外包對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響

表8 考慮外包承接國(guó)人口時(shí)外包對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響

2.企業(yè)異質(zhì)性的影響

文章仍然基于中間品關(guān)稅這一工具變量，通過企業(yè)規(guī)模、生產(chǎn)率、所有制、年齡、所在地區(qū)、貿(mào)易方式、所在行業(yè)等方面考察外包對(duì)就業(yè)的影響。

（1） 不同企業(yè)規(guī)模的回歸結(jié)果

文章通過企業(yè)銷售額衡量企業(yè)規(guī)模，表9 的第(1)到第(4)列分別表示處于第一分位、第二分位、第三分位和第四分位的企業(yè)。再根據(jù)表9 的回歸結(jié)果可以看到，除了處于第四分位的企業(yè)不顯著之外，其余均顯著為正，但系數(shù)變小。這表明隨著企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，外包的就業(yè)效應(yīng)逐漸減弱。這可能是因?yàn)槠髽I(yè)規(guī)模很大時(shí)，跨國(guó)公司不僅僅采取外包的方式，更有可能采取FDI 的方式參與國(guó)際分工。

表9 不同企業(yè)規(guī)模下外包對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響

（2） 不同企業(yè)生產(chǎn)率的回歸結(jié)果

表10 的第(1)到第(4)列分別表示處于企業(yè)生產(chǎn)率為第一分位、第二分位、第三分位和第四分位的企業(yè)。根據(jù)表10 的回歸結(jié)果，除了處于第四分位的企業(yè)不顯著外，其余均顯著為正，但系數(shù)變小。這說(shuō)明對(duì)于中低生產(chǎn)率企業(yè)，外包對(duì)就業(yè)具有顯著的正向影響；而對(duì)于生產(chǎn)率非常高的企業(yè)，外包對(duì)就業(yè)的影響不顯著。這可能是由于對(duì)于中低生產(chǎn)率企業(yè)，外包對(duì)企業(yè)的利潤(rùn)增長(zhǎng)具有質(zhì)的影響，從而增加對(duì)勞動(dòng)的需求。

表10 不同企業(yè)生產(chǎn)率下外包對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響

（3） 不同企業(yè)所有制的回歸結(jié)果

表11 不同企業(yè)所有制下外包對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響

表11 的第(1)到第(3)列分別表示國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)。再根據(jù)表11 的回歸結(jié)果，只有當(dāng)樣本為國(guó)有企業(yè)時(shí)，企業(yè)外包對(duì)就業(yè)的影響不顯著。這可能是因?yàn)闃颖酒趦?nèi)國(guó)有企業(yè)的外包規(guī)模較小，同時(shí)國(guó)有企業(yè)的樣本量也不多，需要進(jìn)一步驗(yàn)證。

（4） 不同企業(yè)年齡的回歸結(jié)果

表12 的第(1)到第(4)列分別表示企業(yè)年齡處于第一分位、第二分位、第三分位和第四分位的企業(yè)。根據(jù)表12 的回歸結(jié)果，在不同企業(yè)年齡分位下，企業(yè)外包對(duì)就業(yè)的影響都為正并且顯著。說(shuō)明外包對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響不取決于企業(yè)持續(xù)經(jīng)營(yíng)時(shí)間的長(zhǎng)短。

表12 不同企業(yè)年齡下外包對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響

（5） 不同地區(qū)企業(yè)的回歸結(jié)果

表13 的第(1)到第(3)列分別表示東部、中部和西部企業(yè)。根據(jù)表13 的回歸結(jié)果，對(duì)于東部和中部企業(yè)來(lái)說(shuō)，企業(yè)外包對(duì)就業(yè)的影響顯著為正；對(duì)于西部企業(yè)來(lái)說(shuō)，企業(yè)外包對(duì)就業(yè)的影響顯著為負(fù)。這可能是因?yàn)槲鞑科髽I(yè)的整體發(fā)展水平較低，樣本期間基本處于價(jià)值鏈的低端，將大量的勞動(dòng)密集型生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包給國(guó)外企業(yè)的話，明顯減少了企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品數(shù)量，降低企業(yè)勞動(dòng)力需求。

表13 不同地區(qū)企業(yè)下外包對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響

（6） 不同貿(mào)易方式企業(yè)的回歸結(jié)果

表14 的 第(1)到第(3)列分別表示純加工貿(mào)易企業(yè)，既有加工又有一般貿(mào)易企業(yè)與純一般貿(mào)易企業(yè)。根據(jù)表14 的回歸結(jié)果，對(duì)于純加工貿(mào)易企業(yè)和既有加工又有一般貿(mào)易企業(yè)來(lái)說(shuō)，企業(yè)外包對(duì)就業(yè)的影響顯著為正；對(duì)于純一般貿(mào)易企業(yè)來(lái)說(shuō)，企業(yè)外包對(duì)就業(yè)的影響顯著為負(fù)。企業(yè)的加成率一定程度上反映生產(chǎn)率，黃先海等(2016)發(fā)現(xiàn)加工貿(mào)易企業(yè)加成率水平顯著低于一般貿(mào)易企業(yè)，因此加工貿(mào)易企業(yè)或混合型企業(yè)處于較低的生產(chǎn)鏈位置，外包對(duì)企業(yè)的利潤(rùn)增長(zhǎng)具有質(zhì)的影響，從而增加對(duì)勞動(dòng)的需求。

表14 不同貿(mào)易方式企業(yè)下外包對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響

五、結(jié)論與政策啟示

文章利用2000-2006年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)與中國(guó)海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)的匹配數(shù)據(jù)，從微觀角度研究了外包對(duì)企業(yè)就業(yè)的影響?？紤]到可能存在反向因果，文章選取了中間品關(guān)稅作為工具變量，結(jié)果表明企業(yè)外包對(duì)就業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用。其次，使用了傾向得分匹配法進(jìn)一步驗(yàn)證了外包與企業(yè)就業(yè)之間的關(guān)系。最后，還從外包承接國(guó)特征與企業(yè)異質(zhì)性考察了各方面的不同影響。

文章的政策含義是：第一，在全球化和價(jià)值鏈分工的背景下，中國(guó)以外包的形式參與到國(guó)際分工體系中，地位不斷攀升，應(yīng)該適時(shí)進(jìn)行角色的轉(zhuǎn)變，從承接國(guó)轉(zhuǎn)向發(fā)包國(guó)。從研究結(jié)論可知，發(fā)包并未對(duì)就業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響，反而促進(jìn)了就業(yè)，因此政府應(yīng)該鼓勵(lì)中國(guó)企業(yè)對(duì)外發(fā)包，充分利用國(guó)外資源節(jié)約成本，提高企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。第二，從承接國(guó)的特征看，如果外包給制度較好、收入相對(duì)較高的發(fā)達(dá)國(guó)家，則有可能會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)造成一定沖擊，因此，應(yīng)該充分利用“一帶一路”建設(shè)的契機(jī)，不斷深入推進(jìn)與一帶一路沿線發(fā)展中國(guó)家的分工合作，大力發(fā)展外包和服務(wù)外包。第三，從企業(yè)異質(zhì)性的考察來(lái)看，中小企業(yè)以及生產(chǎn)率較低的企業(yè)、民營(yíng)和外資企業(yè)、加工貿(mào)易型企業(yè)都有明顯的就業(yè)提升效應(yīng)，政府應(yīng)該大力扶持這些企業(yè)。