外資管制放松政策對(duì)制造業(yè)勞動(dòng)力資源錯(cuò)配的影響研究

胡佳銘，丁元耀

（寧波大學(xué) 商學(xué)院，浙江 寧波 315211）

一、引言

隨著《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》自頒布以來(lái)的數(shù)次調(diào)整，各產(chǎn)業(yè)的外資進(jìn)入廣度和深度也在不斷拓展。根據(jù)經(jīng)合發(fā)展組織公布的數(shù)據(jù)，2020 年中國(guó)成為外商直接投資第一大目的國(guó)。大規(guī)模的外資進(jìn)入會(huì)對(duì)中國(guó)制造業(yè)有何影響呢？另一方面，制造業(yè)作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主體資源錯(cuò)配問(wèn)題較為突出，如果制造業(yè)改善資源錯(cuò)配程度如美國(guó)一樣，那么全要素生產(chǎn)率便可以提高30%～50%[1]，而生產(chǎn)要素中勞動(dòng)力錯(cuò)配被認(rèn)為是降低中國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的主要因素[2]。外資的大規(guī)模進(jìn)入會(huì)對(duì)制造業(yè)勞動(dòng)力資源錯(cuò)配有什么樣的影響，怎樣能利用好外資繼續(xù)為中國(guó)高質(zhì)量發(fā)展服務(wù)，對(duì)這些問(wèn)題的回答具有重要的現(xiàn)實(shí)價(jià)值與意義。

在這樣背景下，研究外資管制放松政策對(duì)制造業(yè)勞動(dòng)力資源錯(cuò)配的影響便具有重要指導(dǎo)意義：第一，如果外資大規(guī)模進(jìn)入改善了企業(yè)間的資源錯(cuò)配程度，則本文對(duì)外資管制放松政策實(shí)施提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；第二，如果外資管制放松政策沒(méi)有改善作用反而加劇了企業(yè)間資源錯(cuò)配程度，則根據(jù)本文的研究為進(jìn)一步全面深化改革提供了相關(guān)政策依據(jù)。

二、文獻(xiàn)梳理與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)梳理

國(guó)外相關(guān)研究外資進(jìn)入對(duì)資源配置的文獻(xiàn)。Lin等（2009）[3]、Damijan 等（2013）[4]根據(jù)企業(yè)層面微觀數(shù)據(jù)均發(fā)現(xiàn)：外資進(jìn)入表現(xiàn)出負(fù)向的溢出效應(yīng)大于正向的溢出效應(yīng)。Lu 等（2017）[5]研究發(fā)現(xiàn)外資大規(guī)模進(jìn)入可能會(huì)加劇了行業(yè)內(nèi)企業(yè)間競(jìng)爭(zhēng)程度，進(jìn)而加劇資源錯(cuò)配程度。Liang（2017）[6]研究發(fā)現(xiàn)那些吸收能力強(qiáng)與具有競(jìng)爭(zhēng)力的企業(yè)可能因?yàn)樽陨韮?yōu)勢(shì)從外資中吸取積極的溢出效應(yīng)，而那些吸收能力與效率低的企業(yè)可能不會(huì)從外資帶來(lái)的正向溢出效應(yīng)中獲益，反而可能會(huì)進(jìn)一步降低其生產(chǎn)率。

近年來(lái)，隨著中國(guó)對(duì)外開放政策的不斷擴(kuò)大，外資管制放松政策如何影響資源配置開始引起了國(guó)內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。其中，康茂楠等（2020）[7]、邢震和梁君（2021）[8]均以企業(yè)生產(chǎn)率離散度衡量總體資源錯(cuò)配程度，研究發(fā)現(xiàn)外資管制放松政策顯著降低了資源配置效率。后者進(jìn)一步異質(zhì)性分析得到，外資管制放松政策對(duì)不同地區(qū)和不同性質(zhì)企業(yè)存在差異性影響。包群等（2015）[9]研究發(fā)現(xiàn)外資大規(guī)模進(jìn)入加劇企業(yè)之間市場(chǎng)份額競(jìng)爭(zhēng)，會(huì)導(dǎo)致擠出本土高效率企業(yè)；蔣靈多和陸毅（2018）[10]也研究發(fā)現(xiàn)外資管制放松引起的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)提高了國(guó)有企業(yè)杠桿率，保護(hù)了低效率國(guó)有企業(yè)。王小騰和徐璋勇（2020）[11]研究發(fā)現(xiàn)外資管制放松政策加劇了資本錯(cuò)配程度，進(jìn)一步機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)主要是優(yōu)惠政策加強(qiáng)了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，導(dǎo)致資本錯(cuò)配程度加重。研究外資管制放松對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的影響：王若蘭和劉燦雷（2019）[12]以外資管制放松政策作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)外資管制放松政策加劇市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，從而擴(kuò)大企業(yè)間工資不平等。

通過(guò)回顧這些研究，當(dāng)前的研究仍然存在進(jìn)一步探討和深挖的空間，首先，研究外資開放政策對(duì)資源配置的影響，所采用的指標(biāo)是企業(yè)的整體生產(chǎn)效率的離散程度。但并不能對(duì)企業(yè)的單一生產(chǎn)要素勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度做出最直觀的刻畫。其次，研究對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的影響，鮮有文獻(xiàn)直接研究外資管制放松與勞動(dòng)力資源錯(cuò)配的關(guān)系。因此，本文實(shí)證分析外資管制放松政策對(duì)制造業(yè)勞動(dòng)力資源錯(cuò)配的影響，為政府政策的實(shí)施提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

（二）研究假設(shè)

大規(guī)模的外資進(jìn)入可能與預(yù)期相悖加劇了資源錯(cuò)配程度。首先，現(xiàn)實(shí)情況是外資來(lái)源參差不齊，更多的外資是從事一般的加工貿(mào)易，使得這些企業(yè)的技術(shù)含量與生產(chǎn)率并不會(huì)有很大改進(jìn)。其次，外資對(duì)東道國(guó)的投資為了維持本身技術(shù)優(yōu)勢(shì)，并不會(huì)將高技術(shù)活動(dòng)轉(zhuǎn)移到東道主國(guó)家，技術(shù)溢出效應(yīng)并不明顯。對(duì)此，通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)的梳理本文提出以下兩點(diǎn)假設(shè)：

假設(shè)1：外資管制放松政策使得行業(yè)內(nèi)企業(yè)間生產(chǎn)率的分布不會(huì)收斂反而趨于擴(kuò)散，企業(yè)勞動(dòng)力資源配置效率進(jìn)一步降低。

Damijan 等（2013）[4]指出企業(yè)對(duì)外資的吸收能力因企業(yè)異質(zhì)性存在著非對(duì)稱性。因此，當(dāng)行業(yè)內(nèi)企業(yè)對(duì)外資吸收能力具有差異性時(shí)，外資管制放松政策使得競(jìng)爭(zhēng)程度加強(qiáng)可能會(huì)擠出高效率企業(yè)，保護(hù)低效率企業(yè)，導(dǎo)致企業(yè)間生產(chǎn)率產(chǎn)生兩極分化“強(qiáng)者愈強(qiáng)，弱者愈弱”。正如劉會(huì)政等（2021）[13]指出那樣，外資往往會(huì)選擇與規(guī)模大高效率企業(yè)合作，緩解了大企業(yè)的融資約束問(wèn)題，行業(yè)中小規(guī)模低效率企業(yè)面臨融資難的問(wèn)題，這就會(huì)提升高效率企業(yè)的生產(chǎn)率，降低低效率企業(yè)的生產(chǎn)率。另一方面，正如龔關(guān)和胡關(guān)亮（2013）[14]、文東偉（2019）[15]指出企業(yè)間生產(chǎn)率趨于擴(kuò)散那么勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度就會(huì)增大。

假設(shè)2：外資管制放松政策對(duì)不同企業(yè)的生存能力影響不同，使高效率企業(yè)容易退出，對(duì)低效率企業(yè)影響不顯著，從而加劇行業(yè)內(nèi)企業(yè)間勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度。

外資大規(guī)模進(jìn)入會(huì)加劇了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度，但是可能不會(huì)對(duì)低效率國(guó)有企業(yè)產(chǎn)生影響[16]，由于國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)的非對(duì)稱性競(jìng)爭(zhēng)，反而擠出了行業(yè)中高效率的非國(guó)有企業(yè)[17-18]。國(guó)有企業(yè)通過(guò)獲得政府補(bǔ)貼在市場(chǎng)得到更多份額，使得國(guó)有企業(yè)的勞動(dòng)力過(guò)度配置，降低了行業(yè)內(nèi)勞動(dòng)力資源配置效率，勞動(dòng)力并未發(fā)生有利于市場(chǎng)發(fā)展的方向移動(dòng)，從而加劇行業(yè)內(nèi)企業(yè)間勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）計(jì)量模型的設(shè)定

本文研究外資管制放松政策如何影響勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度，為了較好地避免內(nèi)生性問(wèn)題，將《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》的頒布作為一個(gè)外生政策沖擊，運(yùn)用DID 模型識(shí)別外資管制放松政策對(duì)制造業(yè)勞動(dòng)力資源錯(cuò)配的影響，模型設(shè)定如下：

其中，mprl_sdipt為被解釋變量表示行業(yè)勞動(dòng)力錯(cuò)配程度，考慮到地區(qū)化差異，勞動(dòng)力錯(cuò)配程度是基于每一個(gè)省份—行業(yè)對(duì)下測(cè)算的；Xipt表示對(duì)應(yīng)的控制變量，下標(biāo)i、p、t分別對(duì)應(yīng)四位碼的行業(yè)、地區(qū)和年份；dt和dip分別代表年份和行業(yè)與地區(qū)交互項(xiàng)的固定效應(yīng)，εipt是隨機(jī)干擾項(xiàng)。

交叉項(xiàng)treat_post02 為本文的核心解釋變量，treat為實(shí)驗(yàn)分組變量，將受到政策鼓勵(lì)的行業(yè)設(shè)為實(shí)驗(yàn)組，將無(wú)政策變化的行業(yè)設(shè)為對(duì)照組，實(shí)驗(yàn)組賦值為1，對(duì)照組賦值為0；post02 為政策實(shí)施年份的識(shí)別變量，將政策實(shí)施之前的年份賦值為0，之后賦值為1，由于外資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄是2002 年4 月份頒布的，參照Lu 等（2017）[5]的做法，2002 年賦值為3/4。若系數(shù)β的回歸結(jié)果顯著大于0，表明外資管制放松政策加劇了行業(yè)內(nèi)企業(yè)間勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度，反之，則改善了行業(yè)內(nèi)企業(yè)間勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度。

（二）模型數(shù)據(jù)的說(shuō)明

本文的研究是基于1998—2007 年的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)①本文數(shù)據(jù)樣本期為1998—2007 年，雖然有數(shù)據(jù)舊的問(wèn)題，但是本文使用DID 模型，只要將政策實(shí)施年份（2002 年）包括在內(nèi)即可，本文的研究仍然對(duì)現(xiàn)實(shí)具有參考意義。，在使用之前需要對(duì)該數(shù)據(jù)進(jìn)行一些處理：①刪除主要變量為零或者負(fù)值的樣本，刪除了就業(yè)人數(shù)少于10 人以及企業(yè)成立年份不符合實(shí)際的數(shù)據(jù)樣本；②刪除不符合一般公認(rèn)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的樣本，即總資產(chǎn)小于流動(dòng)資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)、當(dāng)期折舊大于累計(jì)折舊的樣本；③由于西藏缺少一些關(guān)鍵性的指標(biāo)數(shù)據(jù)，因此刪除西藏的數(shù)據(jù)樣本；④考慮到數(shù)據(jù)質(zhì)量問(wèn)題，剔除主要變量的上下1%極端值，刪除了工業(yè)總產(chǎn)值小于中間投入的數(shù)據(jù)。

下文中所有價(jià)格指數(shù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站上的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，關(guān)稅數(shù)據(jù)來(lái)源于世界貿(mào)易組織官網(wǎng)TDF 數(shù)據(jù)庫(kù)，市場(chǎng)化數(shù)據(jù)來(lái)源于樊綱等（2010）[19]編制的中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告。

（三）指標(biāo)設(shè)計(jì)與說(shuō)明

1.被解釋變量。mprl_sdipt的度量。本文參考相關(guān)文獻(xiàn)[14-15]研究，用勞動(dòng)力邊際產(chǎn)出價(jià)值（mprl）的離散程度衡量勞動(dòng)力資源錯(cuò)配水平，mprl的離散度越大，表示勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度越大。mprl的公式介紹如式（2）所示。

該式表示行業(yè)i中生產(chǎn)差異化產(chǎn)品的企業(yè)s的產(chǎn)出為Yis，產(chǎn)品定價(jià)為Pis，生產(chǎn)函數(shù)滿足C-D 生產(chǎn)函數(shù)形式為，其中αi和βi分別代表行業(yè)i的資本和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性，行業(yè)內(nèi)代表性廠商s使用勞動(dòng)力Lis要素進(jìn)行生產(chǎn)活動(dòng)，σ為企業(yè)間產(chǎn)品的替代彈性，根據(jù)企業(yè)利潤(rùn)最大化便得到上面公式?？偖a(chǎn)出用工業(yè)增加值衡量；為控制人力資本的差異，用勞動(dòng)報(bào)酬代替勞動(dòng)力投入；資本變量、自由變量和代理變量分別選用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值（固定資產(chǎn)原價(jià)減去累計(jì)折舊）、勞動(dòng)力投入和中間投入，使用LP半?yún)?shù)法分行業(yè)估計(jì)出勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性βi，將企業(yè)產(chǎn)品間彈性σ設(shè)定為3[14]，根據(jù)以上變量便可計(jì)算mprl，然后計(jì)算每個(gè)省份行業(yè)下的mprl離散度。為了剔除價(jià)格因素，工業(yè)增加值和中間投入品用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，勞動(dòng)報(bào)酬用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，資本存量以固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，上述指數(shù)均是以1998 年為基期。

2.解釋變量與控制變量。核心解釋變量treat_post02 的度量，為實(shí)驗(yàn)分組變量（treat）與政策實(shí)施年份的識(shí)別變量（post02）交叉項(xiàng)。外資管制放松政策（treat）的識(shí)別參考Lu 等（2017）[5]的處理方法：首先將《指導(dǎo)目錄》中出現(xiàn)的產(chǎn)業(yè)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)（GB/T4754-2002）中的四位碼行業(yè)對(duì)接，然后對(duì)比1997 年與2002 年頒布的《指導(dǎo)目錄》，將2002 年《指導(dǎo)目錄》中產(chǎn)業(yè)發(fā)生的改變定義為三種情況：我們將外資管制減少、增加和無(wú)變化的行業(yè)定義為鼓勵(lì)類行業(yè)、限制性行業(yè)和無(wú)變化行業(yè)，如果匹配后的四位數(shù)行業(yè)同時(shí)存在上述三種情況，則界定為混合變動(dòng)行業(yè)。經(jīng)過(guò)比對(duì)，在工企數(shù)據(jù)庫(kù)482個(gè)四位數(shù)制造業(yè)行業(yè)中，政策鼓勵(lì)的行業(yè)有129個(gè)，政策限制的行業(yè)有16 個(gè)，6 個(gè)政策混合變動(dòng)的行業(yè)，剩下的即為外資管制政策無(wú)變化的行業(yè)有331個(gè)。本文將外資管制增加及混合變化的行業(yè)剔除，將受到政策鼓勵(lì)的行業(yè)設(shè)為實(shí)驗(yàn)組，將無(wú)政策變化的行業(yè)設(shè)為對(duì)照組。

控制變量的選取。為了得到模型（1）中核心變量treat_post02系數(shù)β的無(wú)偏估計(jì)，在模型（1）中加入影響指導(dǎo)目錄中行業(yè)選擇與調(diào)整的特征變量[20]：行業(yè)新產(chǎn)品密集度（newp）、行業(yè)出口密集度（exp）和行業(yè)利潤(rùn)率（profit），分別采取制造業(yè)行業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值、出口交貨值和利潤(rùn)總額與其工業(yè)總產(chǎn)值的比值來(lái)表示；行業(yè)集聚度（LQ），采取區(qū)位熵指數(shù)來(lái)衡量，首先計(jì)算每個(gè)省份—行業(yè)對(duì)下與全國(guó)該行業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值比重，然后計(jì)算該省份所有行業(yè)與全國(guó)所有行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重，兩者比值就是區(qū)位熵指數(shù)，進(jìn)而計(jì)算各行業(yè)的平均區(qū)位熵以此度量制造業(yè)行業(yè)集聚程度。為了控制時(shí)間差異變動(dòng)的影響，在模型（1）中加入這些特征變量與年份的交互項(xiàng)，盡可能使模型估計(jì)結(jié)果的一致性。同時(shí)為了控制2001年中國(guó)加入WTO 以及這段時(shí)間國(guó)有企業(yè)改革對(duì)因變量產(chǎn)生影響，模型中加入2001 年各行業(yè)國(guó)有企業(yè)的份額變量（soe）、各行業(yè)的平均進(jìn)口關(guān)稅稅率（tariff）。同樣地，在模型中引入變量與年份的交互項(xiàng)。此外，模型（1）中還應(yīng)該加入影響因變量的其他控制變量，降低模型中遺漏變量對(duì)模型系數(shù)的估計(jì)產(chǎn)生偏誤。在省份—行業(yè)層面加入其他控制變量：行業(yè)集中度（hhi）：采用市場(chǎng)占有率的平方和；考慮不同地區(qū)的市場(chǎng)化水平差異對(duì)因變量的影響，采取市場(chǎng)化指數(shù)（market）控制其影響；考慮地區(qū)工資水平可能對(duì)勞動(dòng)力的要素流動(dòng)產(chǎn)生影響，模型中還引入行業(yè)工資水平（lnwage）：采用省份制造業(yè)行業(yè)平均工資取對(duì)數(shù)來(lái)表示；資本勞動(dòng)比（k_l）：采用地區(qū)行業(yè)內(nèi)固定資產(chǎn)與就業(yè)人數(shù)比值的均值表示，以及加入行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)量（num）。

綜上所述，表1 報(bào)告了各主要控制變量及被解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

雙重差分模型（1）估計(jì)結(jié)果如表2 所示，為了控制內(nèi)生性問(wèn)題，其中第（1）列僅僅控制了地區(qū)—行業(yè)和時(shí)間的固定效應(yīng)，系數(shù)β顯著大于0，為了控制模型遺漏變量、解釋變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)等內(nèi)生性問(wèn)題，然后逐漸在模型（1）中加入上述控制變量中影響行業(yè)選擇的特征變量、其他政策影響變量與年份的交互項(xiàng)以及其他控制變量，結(jié)果如表2 的第（2）列、第（3）列以及第（4）列所示，交叉項(xiàng)系數(shù)β均顯著大于0，說(shuō)明外資管制放松政策確實(shí)加劇了勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度。

表2 外資管制放松政策對(duì)勞動(dòng)力資源錯(cuò)配的影響

（二）模型的有效性檢驗(yàn)

1.共同性趨勢(shì)檢驗(yàn)。在對(duì)雙重差分模型回歸分析之前，檢驗(yàn)回歸結(jié)果的可靠性及模型在本文的適用性，因此需要檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組在政策實(shí)施之前是否具有相同的發(fā)展趨勢(shì)，如果兩者在政策實(shí)施之前就表現(xiàn)出差異，那么本文模型得出的估計(jì)結(jié)果就不具有解釋能力。構(gòu)建的回歸模型如下：

其中，year為年份的虛擬變量，其余變量與模型（1）中的保持一致，估計(jì)結(jié)果（見(jiàn)表3）。結(jié)果顯示treat_year1999 年、treat_year2000 年、treat_year2001年的系數(shù)均不顯著，說(shuō)明政策實(shí)施之前對(duì)照組和實(shí)驗(yàn)組不存在顯著差異，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組具有平行的時(shí)間趨勢(shì)，因此，該模型通過(guò)了共同性趨勢(shì)檢驗(yàn)。另外考察政策年度效應(yīng)，從模型結(jié)果可以看出，政策實(shí)施具有滯后性，在政策實(shí)施兩年之后才顯現(xiàn)出政策效果，并且隨著年份的推移，外資管制放松政策加劇勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度的影響程度逐漸減弱。

表3 模型的共同性趨勢(shì)檢驗(yàn)及政策年度、預(yù)期效應(yīng)檢驗(yàn)

2.預(yù)期效應(yīng)檢驗(yàn)。雙重差分模型要求政策沖擊之前不存在明顯的內(nèi)生性問(wèn)題，即行業(yè)對(duì)外資管制放松政策發(fā)生之前并不具有預(yù)期效應(yīng)，為了滿足DID模型要求政策沖擊前至少有一年的數(shù)據(jù)，為此，本文在模型（1）中加入了treat_post99、treat_post00、treat_post01 并對(duì)其分別估計(jì)，post99、post00、post01虛擬變量的定義方法同模型（1）中post02 一樣，即1999 年（2000 年、2001 年）之前年份取值為0，之后年份取為1。根據(jù)表3 結(jié)果來(lái)看，政策實(shí)施前的交叉項(xiàng)系數(shù)并不顯著，表明行業(yè)對(duì)外資管制放松政策發(fā)生之前并不具有預(yù)期效應(yīng)，2002 年《指導(dǎo)目錄》的頒布可以看成一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。

（三）模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果是否穩(wěn)健，勞動(dòng)力資源錯(cuò)配的替代性指標(biāo)采取各省份行業(yè)中企業(yè)的90 分位與10 分位的mprl的差，結(jié)果如表4 中第（1）列所示；第（2）列是將政策實(shí)施年份虛擬變量post02 由原來(lái)的0.75 變成1 重新賦值得到的結(jié)果；考慮到不同程度的外資管制放松政策對(duì)實(shí)驗(yàn)組行業(yè)勞動(dòng)力資源錯(cuò)配的影響，第（3）列是根據(jù)外資開放程度不同設(shè)置政策變量，將外資管制程度減少提高1 級(jí)，比如從禁止到限制，處理組treat賦值為1，將外資管制程度減少提高2 級(jí)，比如從禁止到允許，處理組treat賦值為2，將外資管制程度減少提高3級(jí)，比如從禁止到鼓勵(lì)，處理組treat賦值為3。同樣地，還是將外資管制程度不變的行業(yè)treat設(shè)置為0，利用對(duì)模型（1）中treat更進(jìn)一步細(xì)分考察對(duì)勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度的影響；第（4）列是將被解釋變量對(duì)數(shù)化處理；考慮到勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度的動(dòng)態(tài)調(diào)整效應(yīng)對(duì)模型估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生可能的影響，第（5）列加入了勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度的一階滯后項(xiàng)作為解釋變量。表4 中各列模型估計(jì)結(jié)果均顯示，核心解釋變量treat_post02 的系數(shù)顯著，外資管制放松政策確實(shí)顯著加劇了勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度，因此本文估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健并且可靠。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、進(jìn)一步分析與檢驗(yàn)

外資進(jìn)入可以通過(guò)溢出效應(yīng)對(duì)行業(yè)內(nèi)企業(yè)間勞動(dòng)力流動(dòng)產(chǎn)生影響，如果勞動(dòng)力并未發(fā)生有利于市場(chǎng)發(fā)展的方向移動(dòng)，那么整個(gè)行業(yè)勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度不減反而增加。為了驗(yàn)證前文理論假說(shuō)及檢驗(yàn)外資管制放松政策對(duì)勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度的影響機(jī)制。本文從企業(yè)異質(zhì)性的微觀視角，揭示外資管制放松政策如何影響行業(yè)內(nèi)勞動(dòng)力配置效率。

（一）外資管制放松政策與企業(yè)生產(chǎn)率

為了驗(yàn)證假說(shuō)1 是否成立即外資管制放松政策是否會(huì)加大行業(yè)內(nèi)生產(chǎn)率的離散度，進(jìn)而進(jìn)一步擴(kuò)大行業(yè)內(nèi)勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度。為此，本文構(gòu)建了如下模型，分析外資管制放松政策對(duì)不同所有制的企業(yè)的生產(chǎn)率的影響，進(jìn)而揭示對(duì)勞動(dòng)力資源配置效率的影響。

其中，TFPit是根據(jù)LP半?yún)?shù)法計(jì)算得到的企業(yè)生產(chǎn)率，l.tfpit是企業(yè)滯后一期的生產(chǎn)率，di和dt分別表示企業(yè)個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)，Xipt與模型（1）中一樣包含行業(yè)與政策特征變量及控制變量，F(xiàn)it 表示的是在企業(yè)層面的特征控制變量①具體包括企業(yè)規(guī)模（scale）：用企業(yè)的以1998 年為基期的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)平減的銷售收入取對(duì)數(shù)表示、企業(yè)年齡（age）：用年份—企業(yè)成立時(shí)間+1 取對(duì)數(shù)表示、企業(yè)融資成本（fc）：用企業(yè)利息支出與總負(fù)債的比值表示，比值越小說(shuō)明企業(yè)融資成本越小。企業(yè)出口狀態(tài)變量（ex）：用企業(yè)存在出口取值為1，否則為0。企業(yè)所有制形式（state）：用虛擬變量表示，國(guó)有企業(yè)為1，否則為0。，模型（4）回歸結(jié)果如表5 所示，政策的實(shí)施總體上對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的平均凈影響為-0.155+0.171l.tfpit，可以看到政策對(duì)滯后期生產(chǎn)率高的企業(yè)有正向作用，對(duì)滯后期生產(chǎn)率低的企業(yè)有負(fù)向作用。政策使得不同效率企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生“強(qiáng)者越強(qiáng)，弱者越弱”的兩極分化，擴(kuò)大了企業(yè)間生產(chǎn)率離散度，假說(shuō)1 成立。從企業(yè)所有制角度看，該政策對(duì)國(guó)有企業(yè)的生產(chǎn)率影響并不顯著，對(duì)外資企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的生產(chǎn)率負(fù)向影響顯著，這可能會(huì)造成勞動(dòng)力不僅不會(huì)流向生產(chǎn)率高的外資和民營(yíng)企業(yè)，反而會(huì)更多地流向生產(chǎn)率不高的國(guó)有企業(yè)，可能加劇勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度。

表5 外資管制放松政策對(duì)不同所有制企業(yè)的生產(chǎn)率

（二）外資管制放松政策與企業(yè)退出

為了驗(yàn)證假說(shuō)2 和檢驗(yàn)勞動(dòng)力較非國(guó)有企業(yè)是否更多流向國(guó)有企業(yè)，本文從企業(yè)進(jìn)入退出角度考察外資管制放松政策對(duì)國(guó)有企業(yè)及非國(guó)有企業(yè)的影響，分析不同所有制企業(yè)的勞動(dòng)力市場(chǎng)份額在高低效率企業(yè)之間的轉(zhuǎn)移來(lái)側(cè)面反映市場(chǎng)勞動(dòng)力流動(dòng)情況。對(duì)此本文建立以下計(jì)量模型進(jìn)行驗(yàn)證。

其中，exitit表示企業(yè)退出變量，當(dāng)企業(yè)i在t年存在而在t+1 年不存在時(shí)，該變量取值為1，否則取值為0，所以是一個(gè)虛擬變量。對(duì)該模型使用的數(shù)據(jù)樣本期為1998—2006 年，2007 年數(shù)據(jù)主要是用于識(shí)別上一年企業(yè)的進(jìn)入退出狀態(tài)。為企業(yè)生產(chǎn)率，模型中加入treat_post02 和tfpit的交互項(xiàng)。β2刻畫了政策是否傾向于擠出市場(chǎng)中高效率企業(yè)。其余變量與模型（4）一樣。由于因變量exitit是一個(gè)二元變量，因此使用Probit 模型對(duì)模型（5）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表6 所示。

根據(jù)表6 的結(jié)果可知，外資管制放松政策對(duì)不同企業(yè)的生存能力有不同影響，β2顯著為正，反映了外資管制放松政策傾向于擠出高效率企業(yè)，假說(shuō)2 得到驗(yàn)證。政策對(duì)企業(yè)退出率的平均影響為-0.0766+0.0295tfp，表明外資管制放松政策使得生產(chǎn)率越高的企業(yè)更可能退出市場(chǎng)，生產(chǎn)率低的企業(yè)反而可能不會(huì)退出市場(chǎng)，這樣并不利于市場(chǎng)資源的有效配置，即會(huì)促使勞動(dòng)力由勞動(dòng)邊際產(chǎn)出價(jià)值高的企業(yè)向勞動(dòng)邊際產(chǎn)出價(jià)值低的企業(yè)流動(dòng)，勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度增大。在分樣本回歸中，可以看到外資管制放松政策對(duì)國(guó)有企業(yè)的影響不顯著，這樣反而會(huì)使得低效率國(guó)有企業(yè)仍然留在市場(chǎng)，進(jìn)一步擴(kuò)大了勞動(dòng)力錯(cuò)配程度。

表6 外資管制放松政策對(duì)不同效率企業(yè)的退出變量的影響

六、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

利用制造業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：（1）外資管制放松政策加劇了制造業(yè)勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度，在進(jìn)行一系列識(shí)別假設(shè)條件和排除其他政策干擾的穩(wěn)健性檢驗(yàn)基礎(chǔ)上，模型結(jié)果依然穩(wěn)健，結(jié)論依然可靠。（2）外資管制放松政策對(duì)不同所有制企業(yè)的生產(chǎn)率影響不同，提高高效率企業(yè)的生產(chǎn)率，降低生產(chǎn)率低的企業(yè)生產(chǎn)率，行業(yè)內(nèi)企業(yè)間生產(chǎn)率離散度擴(kuò)大。（3）外資管制放松政策更可能使生產(chǎn)率高的非國(guó)有企業(yè)退出市場(chǎng)，而對(duì)生產(chǎn)率低的國(guó)有企業(yè)影響不顯著，這就會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)配置過(guò)多的低效率國(guó)有企業(yè)生存能力增強(qiáng)，勞動(dòng)力更可能從勞動(dòng)邊際產(chǎn)出價(jià)值高的非國(guó)有企業(yè)向勞動(dòng)邊際產(chǎn)出價(jià)值低的國(guó)有企業(yè)流動(dòng)，勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度增大。

研究外資管制放松政策對(duì)制造業(yè)行業(yè)企業(yè)間勞動(dòng)力資源配置的影響，不僅能認(rèn)識(shí)到外資進(jìn)入帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效益與政策影響，更能反映對(duì)外開放政策解決市場(chǎng)失靈是否有效。本文將2002 年《外資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》的調(diào)整作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，以行業(yè)內(nèi)企業(yè)勞動(dòng)邊際產(chǎn)出價(jià)值的離散程度衡量勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度，通過(guò)構(gòu)建DID 模型實(shí)證考察了外資管制放松政策對(duì)勞動(dòng)力資源錯(cuò)配的影響，目的在于揭示外資開放政策對(duì)制造業(yè)勞動(dòng)力資源配置效率的影響，以便更好地利用外資提升資源配置效率，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

（二）政策建議

隨著外商投資環(huán)境的不斷寬松，我國(guó)吸引外資深度和廣度不斷加強(qiáng)，外資的大量進(jìn)入降低了企業(yè)的融資成本的同時(shí)加劇了勞動(dòng)力資源錯(cuò)配。對(duì)此本文提出如下建議：首先，由于異質(zhì)性企業(yè)之間存在非對(duì)稱競(jìng)爭(zhēng)性，高效率企業(yè)吸收外資進(jìn)入帶來(lái)的積極的溢出效應(yīng)比低效率企業(yè)更強(qiáng)，外資管制放松政策會(huì)造成企業(yè)之間生產(chǎn)率離散程度更大，加劇資源錯(cuò)配程度。政府應(yīng)該在制定政策時(shí)充分考慮到市場(chǎng)主體企業(yè)之間的異質(zhì)性，分類制定相關(guān)政策，提高效率低的企業(yè)吸收外資帶來(lái)的積極效應(yīng)能力。其次，外資管制放松政策并沒(méi)有使得占有市場(chǎng)主體地位的非國(guó)有企業(yè)生存能力增強(qiáng)，反而可能會(huì)使得生產(chǎn)率高的企業(yè)退出市場(chǎng)，受到政府扶持的國(guó)有企業(yè)生存能力并沒(méi)有受到顯著影響。政府應(yīng)在對(duì)外開放的同時(shí)，堅(jiān)持推進(jìn)國(guó)有企業(yè)改革，以開放促改革推動(dòng)高質(zhì)量的外資進(jìn)入，建立健全的負(fù)面清單機(jī)制促進(jìn)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)，完善市場(chǎng)化機(jī)制營(yíng)造公平的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，提高勞動(dòng)力資源配置效率。