中間品貿(mào)易自由化對勞動資源配置效率的影響
——基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的分析

陳 波，陳 玥

（華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北武漢430074）

一、引 言

我國改革開放四十余年來的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)證明，無論是市場化的經(jīng)濟(jì)改革，還是加速構(gòu)建的對外開放格局，促進(jìn)要素自由流動帶來的資源配置，均釋放了巨大的經(jīng)濟(jì)增長潛力。不少學(xué)者（Hsieh和Klenow，Melitz，聶輝華和賈瑞雪，文東偉）[1-4]也證實(shí)提高資源配置效率有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的提高，而資源錯配則會放緩經(jīng)濟(jì)增長速度，導(dǎo)致企業(yè)效率低下。我國作為世界上最大的發(fā)展中國家，擁有巨大的勞動力市場規(guī)模，勞動力資源豐富，但總體上資源配置效率不高。2020年中共中央、國務(wù)院印發(fā)的《關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機(jī)制的意見》，突出強(qiáng)調(diào)要促進(jìn)要素自主有序流動，提高要素配置效率，進(jìn)一步激發(fā)全社會創(chuàng)造力和市場活力。在這樣的背景下，研究勞動資源的有效配置，對我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

影響勞動資源配置的因素有很多（柏培文，Song等，徐舒等）[5-7]，本文著重關(guān)注我國貿(mào)易自由化進(jìn)程對勞動資源配置的影響。眾所周知，我國自2001年加入WTO以來，貿(mào)易自由化水平不斷提升，其中，中間品貿(mào)易自由化尤為顯著。圖1是我國1998—2007年期間中間品關(guān)稅水平趨勢圖。從圖中可以看到，我國在2001年加入世界貿(mào)易組織后，中間品關(guān)稅水平大幅下降，這種下降不僅體現(xiàn)在關(guān)稅均值水平上，從1998年的接近12%下降至2007年的6%左右，還體現(xiàn)在關(guān)稅標(biāo)準(zhǔn)差上，從2000年到2002年下降了約25%。中間品關(guān)稅水平的下降，在理論上，一方面會降低國內(nèi)企業(yè)對國外中間品的采購成本，另一方面也會通過促進(jìn)技術(shù)引進(jìn)提升企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)水平，而這些改變均會影響到企業(yè)生產(chǎn)投入要素的重新配置，進(jìn)而影響到企業(yè)勞動資源配置效率。

圖1 我國1988—2007年中間品關(guān)稅水平趨勢圖

但是具體到實(shí)際的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，中間品貿(mào)易自由化如何影響企業(yè)勞動資源配置效率？對不同企業(yè)是否存在異質(zhì)性影響？通過何種渠道影響到企業(yè)資源配置？這些問題目前都還沒有答案。本文將結(jié)合上述三個問題，基于我國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，研究中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)勞動資源配置效率的影響。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中間品貿(mào)易自由化促進(jìn)了企業(yè)勞動資源配置效率的提高，這一影響在外資企業(yè)、低技術(shù)水平企業(yè)以及東部地區(qū)企業(yè)中尤為明顯。進(jìn)一步地，我們發(fā)現(xiàn)，由于調(diào)整成本的存在，中間品貿(mào)易自由化對國有企業(yè)的影響是存在時間滯后效應(yīng)的。并且可能是通過降低企業(yè)中間品的單位投入成本，放寬了企業(yè)的預(yù)算約束，從而促進(jìn)了企業(yè)勞動資源的再配置，成本節(jié)約效應(yīng)得到證實(shí)。

相較于既有文獻(xiàn)，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在兩方面：其一，與以往基于省級區(qū)域?qū)用婊蛐袠I(yè)層面較為宏觀的勞動資源配置效率研究不同，本文率先從微觀角度，探究了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)最優(yōu)生產(chǎn)決策與勞動資源配置的影響，從微觀層面補(bǔ)充了現(xiàn)有文獻(xiàn)中對此議題研究的空白。其二，本文還首次探討了在我國由所有制、技術(shù)水平、地區(qū)差異帶來的異質(zhì)性影響，并進(jìn)一步驗(yàn)證了中間品貿(mào)易自由化影響企業(yè)勞動資源配置的微觀作用機(jī)制。

二、文獻(xiàn)綜述

與本文相關(guān)的文獻(xiàn)主要有兩支，一支是與要素資源配置效率相關(guān)的文獻(xiàn)，另一支是與中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)資源配置影響的相關(guān)文獻(xiàn)。關(guān)于資源配置效率的文獻(xiàn)主要包括要素資源配置效率的衡量以及資源錯配的成因兩方面內(nèi)容。首先，衡量要素資源配置效率的方式有很多，一種是利用投入要素邊際成本與邊際產(chǎn)出之間的比較來衡量，比如Hsieh和Klenow使用資本和勞動兩種投入要素的實(shí)際回報率與邊際產(chǎn)出彈性的相對比值來刻畫資本配置扭曲程度[1]。Petrin和Sivadasan僅使用單種投入要素的邊際產(chǎn)出與邊際成本之間的差值來衡量要素的扭曲程度[8]。另外一種則是用要素市場摩擦障礙來衡量，Chari等認(rèn)為勞動市場摩擦?xí)?dǎo)致個體在消費(fèi)與閑暇之間的替代率與勞動邊際產(chǎn)出之間存在一個楔子，因此工資稅收比例可以作為勞動力市場摩擦水平的度量方式[9]。Restuccia和Rogerson、袁志剛和解棟棟在此基礎(chǔ)上，拓展到多部門模型并構(gòu)建了相關(guān)的摩擦系數(shù)[10-11]。還有部分文獻(xiàn)認(rèn)為市場中存在摩擦?xí)?dǎo)致同一種要素在企業(yè)間、部門間的邊際產(chǎn)出不一致，因此可以基于邊際產(chǎn)出的離散程度來刻畫資源誤置水平，比如Bartelsman和Doms、聶輝華和賈瑞雪[12,3]。值得一提的是，大多數(shù)文獻(xiàn)測度的資源配置效率是基于省級區(qū)域或行業(yè)層面（文東偉，柏培文）[4-5]，僅有較少文獻(xiàn)（徐舒等，Petrin和Sivadasan）測度了企業(yè)層面勞動力資源配置的扭曲程度[7-8]。關(guān)于我國資源錯配的成因，學(xué)者們從市場分割（柏培文）、金融市場摩擦（Song等）、最低工資（徐舒等）等方面進(jìn)行了分析[5-7]。雖然原因多樣，但得到的基本結(jié)論是一致的，即低效率的資源配置降低了我國企業(yè)的全要素的生產(chǎn)率，Hsieh和Klenow認(rèn)為我國要素資源配置效率如果達(dá)到美國同等水平，全要素生產(chǎn)率將提高30%-50%[1]。

隨著貿(mào)易自由化水平的不斷提高，相關(guān)研究也更多地關(guān)注到中間品貿(mào)易自由化對資源配置的影響（余淼杰和梁中華，Chen等）[13-14]。Amiti和Konings發(fā)現(xiàn)進(jìn)口更便宜的中間品，可以通過學(xué)習(xí)效應(yīng)、種類效應(yīng)以及質(zhì)量效應(yīng)三種渠道提高進(jìn)口企業(yè)的生產(chǎn)率水平，并且中間品關(guān)稅對企業(yè)的影響要比產(chǎn)出品關(guān)稅大得多[15]。這三種渠道在其他文獻(xiàn)中也被證實(shí)，Goldberg等利用印度企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅的降低促使企業(yè)以更低的成本獲得更加多樣化的中間投入品，增加了企業(yè)產(chǎn)品的種類[16]。Fan等發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅的下降，促使出口產(chǎn)品的質(zhì)量升級[17]。陳雯和苗雙有發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化顯著促進(jìn)了中國制造業(yè)出口企業(yè)的技術(shù)升級，尤其是技術(shù)密集型的出口企業(yè)[18]。同時，余淼杰利用我國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)也證實(shí)了貿(mào)易自由化對我國企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用[19]。除此之外，部分學(xué)者基于我國數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)了其他的影響渠道。毛其淋和許家云利用我國加入WTO這一外生事件作準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化通過提高就業(yè)創(chuàng)造和降低就業(yè)破壞兩個渠道顯著促進(jìn)了制造業(yè)企業(yè)的就業(yè)凈增長，改善了就業(yè)配置效率[20]。樊海潮和張麗娜利用企業(yè)成本加成的變化，發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化有助于縮小企業(yè)內(nèi)部核心與非核心產(chǎn)品間成本加成的差異，進(jìn)而優(yōu)化企業(yè)內(nèi)的資源配置[21]。

但是，從勞動力市場角度，研究中間品貿(mào)易自由化對資源配置效率影響的文獻(xiàn)還比較少。與本文聯(lián)系最為緊密的文獻(xiàn)是周申等，該文借助我國加入WTO這一外生事件作準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，用企業(yè)邊際勞動產(chǎn)出價值的離散程度衡量行業(yè)資源錯配水平，考察了貿(mào)易自由化對勞動資源錯配的影響，發(fā)現(xiàn)最終品與中間品貿(mào)易自由化均顯著降低了制造業(yè)行業(yè)勞動力資源錯配的程度[22]。本文與之相比較，主要有兩點(diǎn)不同。首先，估計方法上，我們基于我國企業(yè)級大數(shù)據(jù)構(gòu)建了企業(yè)所面臨的中間品關(guān)稅水平，以此來衡量中間品貿(mào)易自由化程度。其次在指標(biāo)衡量上，我們參考和拓展了Petrin和Sivadasan的方法[8]，用企業(yè)勞動邊際產(chǎn)出與邊際成本之間的相對差值來衡量勞動資源錯配程度，計算的是企業(yè)層面的資源錯配程度，可以考慮到企業(yè)間的異質(zhì)性，更為準(zhǔn)確地估計中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)勞動資源配置帶來的影響。

三、模型和數(shù)據(jù)

（一）模型和主要變量

本文研究的是中間品貿(mào)易自由化對于企業(yè)勞動資源配置效率的影響，回歸模型如下所示：

其中，M ISAit代表企業(yè)i在第t年的勞動資源配置效率，利用企業(yè)勞動邊際產(chǎn)出與邊際成本之間的相對差值進(jìn)行衡量，該值越大，代表勞動邊際產(chǎn)出與投入之間越不匹配，企業(yè)勞動資源配置效率越低。IITit代表企業(yè)i在第t年所面臨的行業(yè)中間品關(guān)稅水平，F(xiàn) Tit代表企業(yè)i在第t年所面臨的行業(yè)產(chǎn)出品關(guān)稅水平，Contr olsit是回歸模型中控制的隨時間變化的企業(yè)特征變量，包括企業(yè)年齡（a ge）、企業(yè)規(guī)模（siz e）、利潤率（profit_r）、資本勞動比（kl）等。其中，企業(yè)年齡（age），用統(tǒng)計年份-企業(yè)建立年份+1衡量；企業(yè)的規(guī)模（si ze），用銷售收入取對數(shù)來衡量；企業(yè)的利潤率（pr ofit_r），用總利潤與企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值的比值來表示；資本勞動比（kl）用企業(yè)人均固定資產(chǎn)規(guī)模取對數(shù)來表示。此外，還包括國有企業(yè)（soe）和外資企業(yè)（foreign）兩個二值變量①判斷企業(yè)國有企業(yè)和外資企業(yè)身份，當(dāng)企業(yè)注冊類型為其他有限責(zé)任公司（159）和股份有限公司（160）時，參考Brandt et al.（2012）做法，利用企業(yè)實(shí)收資本比例來進(jìn)行判斷；其他則直接利用企業(yè)注冊類型進(jìn)行判斷。，當(dāng)企業(yè)為國有企業(yè)時，s oe為1，否則為0，當(dāng)企業(yè)為外資企業(yè)時，foreign為1，否則為0。μi為企業(yè)層面的固定效應(yīng)，用于控制不隨時間變化的企業(yè)特征因素對勞動資源配置效率的影響；λt為年份固定效應(yīng)，用于控制宏觀經(jīng)濟(jì)波動等共同時間沖擊對勞動資源配置效率的影響；εit為隨機(jī)干擾項。

1.勞動資源配置效率

參考和拓展Petrin和Sivadasan、徐舒等的做法，使用勞動邊際產(chǎn)出與邊際成本之間的差值來衡量企業(yè)層面的勞動資源配置效率[8-9]。與前者不同的是，我們計算的是相對指標(biāo)，具體地，是利用勞動邊際產(chǎn)出與邊際成本之間的差值相對于邊際成本的比值，即

其中，M P Lit為企業(yè)i在第t年雇傭勞動的邊際產(chǎn)出，Bit為企業(yè)i在第t年雇傭勞動的邊際成本，在這里用企業(yè)支付給個人的平均工資和福利支出的總和替代。當(dāng)要素資源配置處于最優(yōu)狀態(tài)時，勞動邊際產(chǎn)出等于邊際成本。而當(dāng)企業(yè)勞動邊際產(chǎn)出和邊際勞動成本之間的相對差值越大，即M ISAit越大，那么勞動的資源錯配水平越高，資源配置效率越低。因此，在本文中我們主要關(guān)注估計模型（1）式中間品關(guān)稅IITit的回歸估計系數(shù)β1。若β1為正，則意味著中間品關(guān)稅下降（中間品貿(mào)易自由化提升）降低了企業(yè)勞動資源錯配水平，提高了勞動配置效率，否則是降低了企業(yè)勞動資源配置效率。

為得到企業(yè)i在第t年的勞動資源配置效率MIS Ait，我們首先計算企業(yè)i在第t年邊際勞動產(chǎn)出MPLit。在這里，我們假設(shè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)是Cobb-Douglas形式，兩邊取對數(shù)得到：

其中，yit代表企業(yè)i在第t年的總產(chǎn)出水平，lit、kit、mit分別代表企業(yè)i在第t年的勞動力、資本以及中間投入品，ωit代表企業(yè)i在第t年不可觀測的全要素生產(chǎn)率水平，εit為隨機(jī)沖擊。對（3）式進(jìn)行估計，可得勞動估計系數(shù)βl，再根據(jù)公式MP L=βl×(y/l)計算企業(yè)勞動的邊際產(chǎn)出MPL，即可得企業(yè)勞動配置效率M ISAit。

估計生產(chǎn)函數(shù)的方法有很多，本文基準(zhǔn)回歸中采用的是Levinsohn和Petrin提出的LP估計方法，這是因?yàn)長P方法相比于普通OLS估計，能較好處理變量相互決定引起的內(nèi)生性問題以及樣本選擇偏差問題，同時相比于OP方法，利用中間品投入作為不可觀測生產(chǎn)率沖擊的代理變量，大大降低了投資變量為零帶來的樣本損失問題[23]。在后文中，我們也用了Wooldridge基于GMM框架提出的一步估計法做了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，該方法不僅解決了內(nèi)生性問題，在存在序列相關(guān)和異方差情況下也能夠得到穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤[24]。

2.中間品關(guān)稅

本文利用行業(yè)中間品關(guān)稅水平來衡量中間品貿(mào)易自由化水平。參考Amiti和Konings的做法[15]，利用（4）式構(gòu)建中間品關(guān)稅I ITjt：

其中，I ITjt為行業(yè)j中的企業(yè)在第t年所面臨的中間品關(guān)稅水平，括號里的權(quán)重為行業(yè)j的生產(chǎn)中投入品i所占的成本權(quán)重，本文利用2002年的投入產(chǎn)出表計算成本權(quán)重，這是因?yàn)橥度氘a(chǎn)出表每5年統(tǒng)計一次，而2002年是我們樣本時期的中間年份。F Tit代表投入品i在第t年的關(guān)稅水平，利用公式（5）計算得到。p代表在行業(yè)i中包括的海關(guān)HS6位碼產(chǎn)品，F(xiàn)Tpt代表HS6位碼產(chǎn)品p的進(jìn)口關(guān)稅水平，npt為行業(yè)i中第t年所包含的產(chǎn)品p在的稅目數(shù)。參照Chen等中的做法，我們將投入產(chǎn)出表層面的中間品關(guān)稅水平歸結(jié)到國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)四位碼行業(yè)層面水平[14]。

（二）數(shù)據(jù)

本文在實(shí)證中使用到的主要變量來自企業(yè)層面的生產(chǎn)數(shù)據(jù)以及行業(yè)層面的關(guān)稅數(shù)據(jù)，因此用到以下兩個數(shù)據(jù)庫。第一個是中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，所使用的是1998—2007年的年度數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)由我國統(tǒng)計局進(jìn)行匯編，統(tǒng)計了我國所有國有企業(yè)和規(guī)模以上的非國有企業(yè)（主營業(yè)務(wù)收入超過500萬），企業(yè)數(shù)目從1998年的16多萬家到2007年的33多萬家，涉及的行業(yè)包括制造業(yè)行業(yè)、采掘業(yè)以及電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)。該數(shù)據(jù)提供了被統(tǒng)計企業(yè)的詳細(xì)信息，包括企業(yè)識別信息，如企業(yè)名稱、企業(yè)代碼、所屬行業(yè)、所屬地區(qū)、電話、郵編等，還包括企業(yè)的會計數(shù)據(jù)，包括工業(yè)增加值、企業(yè)年齡、資產(chǎn)、雇傭規(guī)模、中間投入、利潤等信息。我們注意到原始數(shù)據(jù)中存在被誤報、缺失的不合規(guī)觀測值，因此在使用前對其進(jìn)行了預(yù)處理。首先，我們參照Brandt等做法對數(shù)據(jù)進(jìn)行跨年度匹配，并調(diào)整了4位碼的行業(yè)分類[25]。其次，刪除不符合會計準(zhǔn)則的樣本觀測值，包括流動資產(chǎn)超過總資產(chǎn)、固定總資產(chǎn)超過總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值超過總資產(chǎn)，雇傭規(guī)模少于8人等。接著，刪除了不符合規(guī)模以上企業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的觀測值，即企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入小于500萬的樣本觀測值。然后，根據(jù)公式“工業(yè)增加值=工業(yè)總產(chǎn)值-工業(yè)中間投入+應(yīng)繳增值稅”對2004年“工業(yè)增加值”變量進(jìn)行了補(bǔ)充完善，并對工業(yè)增加值、中間投入和資本變量以1998年為基準(zhǔn)進(jìn)行了平減處理。最后，我們刪除了企業(yè)主要變量存在明顯錯誤或者存在缺失的觀測值，僅保留制造業(yè)行業(yè)的樣本觀測值。

第二個數(shù)據(jù)來自世界銀行的世界綜合貿(mào)易解決方案（WITS）數(shù)據(jù)庫，其包含HS6位數(shù)級別的關(guān)稅數(shù)據(jù)。因?yàn)椴煌攴輸?shù)據(jù)的HS編碼版本不同，我們首先利用聯(lián)合國統(tǒng)計司的對照表將其統(tǒng)一轉(zhuǎn)換為HS2002版本，然后利用該數(shù)據(jù)和2002年中國投入產(chǎn)出表以及國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類之間的對照表，計算行業(yè)層面的產(chǎn)出品關(guān)稅以及中間品關(guān)稅。

除此之外，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，為確定企業(yè)在國際貿(mào)易中的參與程度，我們也用到海關(guān)總署公布的海關(guān)數(shù)據(jù)庫。如Feenstra等文章所言，海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)記錄了我國企業(yè)每一筆國際貿(mào)易交易的具體信息，包括HS商品代碼、交易數(shù)量、交易金額以及貿(mào)易方式等[26]。因此我們可以將該數(shù)據(jù)與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)合并，對企業(yè)貿(mào)易身份和加工身份進(jìn)行識別。

（三）變量的統(tǒng)計性描述

本文主要基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與關(guān)稅數(shù)據(jù)合并后的樣本進(jìn)行分析，匹配后的數(shù)據(jù)是非平衡面板數(shù)據(jù)，包括將近45萬家企業(yè)，169多萬個觀測值。所涉及主要變量的統(tǒng)計性描述如表1所示。主要連續(xù)性變量在1%的兩端進(jìn)行了縮尾處理。MP L_lp是用LP方法估計得到的勞動邊際產(chǎn)出，M PL_gmm是GMM方法估計得到的勞動邊際產(chǎn)出，B為企業(yè)的勞動邊際成本，對比前三行可以發(fā)現(xiàn)，相對于邊際成本而言，勞動的邊際產(chǎn)出均值水平更高，且方差更大，側(cè)面表明企業(yè)之間勞動的邊際產(chǎn)出水平存在較大異質(zhì)性，而企業(yè)雇傭成本之間的差異性較小。進(jìn)一步地，LP方法計算得到的勞動資源配置效率MI S A_lp均值在2.3附近，標(biāo)準(zhǔn)差超過了4，意味著企業(yè)之間勞動資源配置效率差異較大。

表1 變量的統(tǒng)計性描述

四、基準(zhǔn)結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)結(jié)果

中間品貿(mào)易自由化對勞動資源配置效率影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示，在所有回歸中，我們均控制了企業(yè)和年份的固定效應(yīng)。在第（1）列中僅加入了中間品關(guān)稅變量，中間品關(guān)稅的系數(shù)為0.046 4，且在1%的顯著性水平上顯著，表明中間品貿(mào)易自由化降低了企業(yè)勞動資源錯配水平，提升了企業(yè)勞動資源配置效率。第（2）列我們進(jìn)一步控制了企業(yè)的個體特征，包括企業(yè)的年齡、規(guī)模、利潤率以及資本勞動比，可以看出中間品關(guān)稅系數(shù)依然為正且顯著?？紤]到貿(mào)易自由化水平的提高，不僅有中間品關(guān)稅的下降，還有可能受到產(chǎn)出品關(guān)稅下降帶來的競爭效應(yīng)，因此在第（3）列中加入企業(yè)所面臨的行業(yè)層面的產(chǎn)出品關(guān)稅水平FT，我們發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅水平依然為正且在1%水平上顯著，產(chǎn)出品關(guān)稅的系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上顯著。在第（4）列我們額外加入了國有企業(yè)（soe）和外資企業(yè)（for eign）兩個虛擬變量，用來控制企業(yè)所有制帶來的影響，發(fā)現(xiàn)第（4）列中的中間品關(guān)稅系數(shù)與第（3）列大小相近，并且在1%水平上顯著。綜合表2的結(jié)果來看，我們發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅的削減，降低了企業(yè)勞動資源錯配水平，即中間品貿(mào)易自由化促進(jìn)了企業(yè)勞動資源配置效率的提高。而最終品關(guān)稅的降低對企業(yè)勞動資源配置的效率影響是負(fù)向的，并且最終品關(guān)稅對勞動資源配置效率的負(fù)向影響小于中間品關(guān)稅的正向影響，因此總體來看，貿(mào)易自由化促進(jìn)了企業(yè)勞動資源配置效率的提升。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

具體到其他控制變量的影響，企業(yè)年齡的系數(shù)顯著為負(fù)，表明企業(yè)生存年限越長，勞動資源錯配水平越低。企業(yè)規(guī)模的系數(shù)為正且顯著，表明隨著規(guī)模的增加，企業(yè)勞動資源錯配水平越高，勞動資源配置效率越低。企業(yè)利潤率的系數(shù)為負(fù)且顯著，表示利潤率越高的企業(yè)，其勞動資源配置效率也越高。資本勞動比的系數(shù)為正且顯著，意味著企業(yè)人均固定資本越高，勞動資源錯配水平越高。對于國有企業(yè)變量以及外資企業(yè)變量而言，系數(shù)均為負(fù)且顯著，意味著其他條件相同的情況下，國有企業(yè)相對于非國有企業(yè)而言，勞動資源配置效率較高，外資企業(yè)針對于非外資企業(yè)而言，勞動資源配置效率也較高。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為探究中間品貿(mào)易自由化對于企業(yè)勞動資源配置的影響是否穩(wěn)健，我們做了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，估計結(jié)果如表3所示。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

1.市場競爭水平

部分學(xué)者（李平等）研究發(fā)現(xiàn)國內(nèi)市場競爭水平對資源的配置效率也有影響[27]，因此我們在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加入赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)（HHI）來控制市場競爭水平。HH I越大，表示市場壟斷水平越高。結(jié)果如表3第（1）列所示，H H I系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著，證實(shí)行業(yè)競爭水平確實(shí)對企業(yè)的勞動資源配置效率有影響，行業(yè)內(nèi)市場競爭水平越高（HH I越?。?，企業(yè)勞動資源錯配水平越高，資源配置效率越低，這有可能是因?yàn)檫^度的壟斷競爭帶來的資源配置無效率。中間品關(guān)稅的系數(shù)依然為正且在1%水平上顯著，系數(shù)大小與表2的第（4）列結(jié)果接近。

2.企業(yè)出口和加工貿(mào)易狀態(tài)

由于企業(yè)在國際貿(mào)易中的參與度不同，所受到的影響可能也存在差異。因此，我們利用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中“出口交貨值”這一變量，在基準(zhǔn)回歸基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入了企業(yè)出口的虛擬二值變量，結(jié)果如表3的第（2）列所示，可以看到，出口變量系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上顯著，表明出口企業(yè)資源配置效率更高。此外，我國加工貿(mào)易企業(yè)較多，而加工貿(mào)易企業(yè)進(jìn)口或出口活動基本是免稅貿(mào)易，不受關(guān)稅削減的影響。為避免加工貿(mào)易型企業(yè)對結(jié)果的影響，我們參考李春頂做法，將樣本中的加工貿(mào)易企業(yè)刪除[28]。結(jié)果如表3的第（3）列所示，我們發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅的系數(shù)依然為正，且在1%水平上顯著，并且系數(shù)相較于基準(zhǔn)回歸而言更大，表明包含加工貿(mào)易企業(yè)樣本的回歸低估了中間品貿(mào)易自由化的影響。

3.更換被解釋變量

基準(zhǔn)回歸中我們使用LP方法估計生產(chǎn)函數(shù)，在這里利用GMM方法估計生產(chǎn)函數(shù)，并計算勞動資源錯配水平。回歸結(jié)果如表3的第（4）列所示?？梢钥闯?，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果類似，中間品關(guān)稅系數(shù)為正且顯著。這意味著更換被解釋變量的衡量方法對我們的結(jié)論影響不大，即中間品關(guān)稅的削減降低了企業(yè)勞動資源的錯配水平，提升了企業(yè)勞動資源配置效率。

（三）利用匹配數(shù)據(jù)進(jìn)一步探究

為進(jìn)一步核準(zhǔn)企業(yè)的進(jìn)口以及加工貿(mào)易身份，我們參考Yu的做法，利用企業(yè)名稱以及郵政編碼和電話號碼字段后7位作為匹配字段，將海關(guān)數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，從而能夠根據(jù)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)確認(rèn)工業(yè)企業(yè)的進(jìn)口身份、出口身份以及加工貿(mào)易身份，具體的回歸結(jié)果如表4所示[29]。需要注意的是，由于數(shù)據(jù)局限，合并后的數(shù)據(jù)區(qū)間為2000—2006年。

表4 匹配數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果

第（1）列是匹配數(shù)據(jù)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，與表2第（4）列類似，中間品關(guān)稅系數(shù)為正且顯著，表明中間品貿(mào)易自由化促進(jìn)了企業(yè)勞動資源配置效率的提升。同時側(cè)面表明，即使更換樣本區(qū)間，主要結(jié)論依然穩(wěn)健。第（2）列加入了出口變量，該變量由海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計而得，企業(yè)當(dāng)年出口為1，不出口為0。我們發(fā)現(xiàn)與表3第（2）列結(jié)果相同，出口變量系數(shù)為負(fù)且顯著，表明出口企業(yè)的勞動資源配置效率更高，同時中間品關(guān)稅系數(shù)依然為正且顯著。在第（3）列中我們加入了進(jìn)口變量判斷企業(yè)進(jìn)口身份的影響，如果企業(yè)當(dāng)年參與進(jìn)口貿(mào)易為1，否則為0。發(fā)現(xiàn)進(jìn)口變量系數(shù)為負(fù)且顯著，中間品關(guān)稅系數(shù)結(jié)果依然為正且顯著。在第（4）列中我們同時加入了企業(yè)出口和進(jìn)口變量，結(jié)果與前兩列相似，出口變量、進(jìn)口變量系數(shù)均為負(fù)且顯著，中間品關(guān)稅為正且顯著，意味著出口企業(yè)相對于非出口企業(yè)，勞動資源配置效率要高，進(jìn)口企業(yè)相對于非進(jìn)口企業(yè)，勞動資源配置效率也要高。在第（5）列中我們進(jìn)一步加入了企業(yè)出口變量和產(chǎn)出品關(guān)稅的交互項以及進(jìn)口變量與中間品關(guān)稅的交互項，發(fā)現(xiàn)兩個交互項系數(shù)均為正且在1%的水平上顯著，中間品關(guān)稅系數(shù)依然為正且顯著。表明隨著中間品關(guān)稅的降低，進(jìn)口企業(yè)勞動資源配置效率相對于非進(jìn)口企業(yè)提升更快；隨著產(chǎn)出品關(guān)稅的降低，出口企業(yè)相對于非出口企業(yè)勞動資源配置效率提升更快。在第（6）列中，參考Liu和Qiu做法，刪除了加工貿(mào)易企業(yè)[30]?？梢钥吹街虚g品關(guān)稅系數(shù)依然為正且顯著，表明中間品關(guān)稅的削減降低了企業(yè)勞動資源錯配水平，促進(jìn)了企業(yè)勞動資源配置效率的提升。

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)

在前面的分析中，我們將中間品貿(mào)易自由化作為外生解釋變量，未考慮到其可能存在的內(nèi)生性問題。但從我國貿(mào)易自由化的進(jìn)程來看，工業(yè)行業(yè)的關(guān)稅削減并非等量齊觀地整體下調(diào)，行業(yè)之間關(guān)稅水平仍然存在較大差別[30]，因此政府在關(guān)稅減免時可能存在政策的偏向性，導(dǎo)致企業(yè)勞動資源配置效率與中間品貿(mào)易自由化之間存在反向因果關(guān)系。

參考Amiti和Konings以及Trefler的做法，我們對估計模型（1）兩邊同時取一階差分得到差分模型，利用差分兩階段最小二乘法（2SLS）估計[15,31]。表5的前兩列采用滯后1期中間品關(guān)稅（L.I IT）作為中間品關(guān)稅差分項ΔI IT的工具變量。第（1）列是第一階段的結(jié)果，根據(jù)中間品關(guān)稅的一階滯后項的系數(shù)值可以看出，其與中間品關(guān)稅的差分項是顯著負(fù)相關(guān)的，同時，Anderson-canoncorrelatedLM統(tǒng)計量遠(yuǎn)大于臨界值，Cragg-DonaldaldF統(tǒng)計量也拒絕了弱工具變量的原假設(shè)。第（2）列是第二階段的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅系數(shù)依然為正且顯著，證實(shí)我們的結(jié)論是穩(wěn)健的。表5的后兩列采用1998年中間品關(guān)稅（IIT_1998）作為中間品關(guān)稅差分項的工具變量，第（3）列是第一階段的估計結(jié)果，1998年中間品關(guān)稅與中間品關(guān)稅差分項之間是正向顯著相關(guān)，Anderson-canoncorrelatedLM統(tǒng)計量遠(yuǎn)大于臨界值，Cragg-DonaldaldF統(tǒng)計量也拒絕了弱工具變量的原假設(shè)。第（4）列是第二階段的估計結(jié)果，中間品關(guān)稅系數(shù)依然為正且在1%的水平上顯著，表明在控制中間品關(guān)稅潛在的內(nèi)生性問題后，主要結(jié)論依然穩(wěn)健。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)

（五）異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.企業(yè)所有制

由于所有制不同，企業(yè)在受到中間品貿(mào)易自由化沖擊時做出的反應(yīng)也可能存在差異。因此，我們根據(jù)企業(yè)所有制將其分為國有企業(yè)、民營企業(yè)以及外資企業(yè)三大類，探究中間品貿(mào)易自由化是否對不同所有制企業(yè)存在異質(zhì)性影響，具體結(jié)果如表6所示。可以看出，中間品貿(mào)易自由化對于國有企業(yè)影響是負(fù)向的，但不顯著；對于民營企業(yè)和外資企業(yè)而言，是正向的影響且顯著，同時，外資企業(yè)的中間品關(guān)稅系數(shù)大于民營企業(yè)，表明中間品貿(mào)易自由化提升了民營企業(yè)和外資企業(yè)的勞動資源配置效率，并且對于外資企業(yè)的提升水平大于民營企業(yè)。

表6 企業(yè)所有制異質(zhì)性檢驗(yàn)

2.企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平

不同生產(chǎn)技術(shù)水平企業(yè)受中間品貿(mào)易自由化的影響也可能不同。高生產(chǎn)技術(shù)水平企業(yè)往往具有更高的資本勞動比（陳雯和苗雙有），因此利用資本勞動比作為企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的代理變量進(jìn)行分組[18]。計算企業(yè)資本投入與雇傭量比值（K/L），根據(jù)行業(yè)以及年份將企業(yè)樣本從小到大均等地分為低、中、高3個組別，具體的估計結(jié)果如表7所示。從中可以看出，中間品關(guān)稅的降低對不同資本密集度企業(yè)勞動配置效率的影響都是正向且顯著的，并且相較于中等技術(shù)水平企業(yè)，低技術(shù)以及高技術(shù)水平企業(yè)受到的影響更大。

表7 企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平異質(zhì)性檢驗(yàn)

3.地區(qū)異質(zhì)性

考慮到不同地區(qū)的開放水平不同，東部地區(qū)明顯比西部地區(qū)開放水平更高，企業(yè)在國際貿(mào)易中的參與度也更高，因此我們有理由懷疑中間品貿(mào)易自由化對不同地區(qū)企業(yè)有不同的影響。根據(jù)國家統(tǒng)計局東中西部地區(qū)劃分標(biāo)準(zhǔn)，我們將樣本劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)以及西部地區(qū)①東部地區(qū)包括北京、上海、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、浙江、福建、廣東以及海南11個省級行政區(qū)；中部地區(qū)包括安徽、河南、湖北、湖南、山西、吉林、黑龍江和江西8個省份，其他為西部地區(qū)。三大類，回歸結(jié)果如表8所示。我們發(fā)現(xiàn)，中間品貿(mào)易自由化對于東部地區(qū)的企業(yè)勞動資源配置的影響是正向且顯著的；對于中部地區(qū)企業(yè)的影響是正向的，但是不顯著；對于西部地區(qū)的影響是負(fù)向的，且不顯著。這意味著中間品貿(mào)易自由化確實(shí)對不同地區(qū)的影響是不一致的，促進(jìn)了東部地區(qū)企業(yè)勞動資源配置效率的提升，加劇了西部地區(qū)企業(yè)勞動資源錯配水平。

表8 地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)

五、進(jìn)一步探究

中間品關(guān)稅的下降使得企業(yè)能夠以更低的價格獲取國外中間品，但這種影響有可能存在滯后效應(yīng)。一方面是因?yàn)槲覈虚g品關(guān)稅的下降是一個漸進(jìn)的過程，當(dāng)中間品價格的變動較小時，企業(yè)的調(diào)整成本相對較高，對于中間品關(guān)稅下降的反應(yīng)不敏感，隨著關(guān)稅下降的幅度不斷加大，超過企業(yè)一次性的調(diào)整成本時，企業(yè)才會調(diào)整其生產(chǎn)要素投入。另一方面，我國國企規(guī)模一般較大，調(diào)整的風(fēng)險較高，考慮到市場不完全性與不可忽視的菜單成本的存在，實(shí)現(xiàn)調(diào)整可能存在時滯效應(yīng)。因此我們采用滯后一期以及滯后二期的中間品關(guān)稅作為核心解釋變量重新對國有企業(yè)樣本進(jìn)行估計，結(jié)果如表9前兩列結(jié)果所示，我們發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅一階滯后項系數(shù)為正但不顯著，中間品關(guān)稅二階滯后項系數(shù)為正且顯著，表示中間品貿(mào)易自由化對國有企業(yè)的影響確實(shí)存在滯后效應(yīng)。

表9 進(jìn)一步分析

前文提到理論上中間品關(guān)稅的下降會降低企業(yè)中間品的單位投入成本，通過成本節(jié)約效應(yīng)促進(jìn)企業(yè)資源的重新配置。在這里，我們利用企業(yè)中間品單位投入探究該作用機(jī)制的存在性，利用中間品投入與企業(yè)銷售收入的比值來衡量企業(yè)中間品的單位投入成本。需要指出的是，我們采用的是工業(yè)企業(yè)和海關(guān)數(shù)據(jù)的匹配數(shù)據(jù)來估計，因?yàn)榭梢耘袆e企業(yè)的進(jìn)口身份。具體的估計結(jié)果如表9后三列所示。第（3）列是匹配數(shù)據(jù)的全部樣本回歸，第（4）列和第（5）列分別是非進(jìn)口企業(yè)、進(jìn)口企業(yè)的估計結(jié)果。可以看到，中間品關(guān)稅的系數(shù)均為正且顯著，并且第（5）列中間品關(guān)稅系數(shù)明顯大于第（4）列，表明中間品貿(mào)易自由化降低了企業(yè)中間品投入的單位成本，尤其是對于進(jìn)口企業(yè)而言，下降的幅度更大。

六、結(jié) 論

我國自2001年加入世界貿(mào)易組織以來，中間品關(guān)稅大幅下降，大大加速了要素市場資源的流動。要素市場的有效配置會釋放巨大的經(jīng)濟(jì)增長潛力。勞動作為重要的投入要素，同時，我國是世界上最大的發(fā)展中國家，勞動力市場規(guī)模龐大，因此研究中間品貿(mào)易自由化如何影響勞動資源配置對于發(fā)揮勞動力資源的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用顯得尤為重要。

本文利用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建企業(yè)層面的勞動資源配置效率指標(biāo)，探究了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)勞動資源配置效率的影響。我們發(fā)現(xiàn)，中間品關(guān)稅的下降，降低了企業(yè)勞動錯配水平，提升了企業(yè)的勞動資源配置效率，尤其是對外資企業(yè)、低技術(shù)水平企業(yè)以及東部地區(qū)的企業(yè)影響較為明顯。利用工具變量，在控制中間品貿(mào)易自由化可能存在的內(nèi)生性問題后，我們的主要結(jié)論依然穩(wěn)健。進(jìn)一步研究，我們發(fā)現(xiàn)，由于調(diào)整成本的存在，中間品貿(mào)易自由化對國有企業(yè)的影響是存在時間滯后效應(yīng)的。同時，我們發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅的下降通過降低企業(yè)中間品的單位投入成本，促進(jìn)了企業(yè)勞動資源的再配置，驗(yàn)證了成本節(jié)約機(jī)制的存在。