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(guó)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(dòng)力成本低廉的優(yōu)勢(shì)逐步弱化,需要提高勞動(dòng)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(jì)算方法和郭慶旺等[3]運(yùn)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(jì)年鑒數(shù)據(jù)計(jì)算各年份全要素生產(chǎn)率的沖擊發(fā)現(xiàn),隨著我國(guó)近年來(lái)企業(yè)經(jīng)營(yíng)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(zhǎng),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(lái)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(guó)企業(yè)還面臨著較高的勞動(dòng)力調(diào)整成本。2008 年我國(guó)制定了《中華人民共和國(guó)勞動(dòng)合同法》,規(guī)定用人單位與勞動(dòng)者必須簽訂書(shū)面勞動(dòng)合同,并在1995 年勞動(dòng)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(dòng)力調(diào)整成本的主要來(lái)源。在生產(chǎn)率沖擊與勞動(dòng)力調(diào)整成本的雙重壓力下,企業(yè)勞動(dòng)力資源配置是否受到影響? 不同所有制類型企業(yè)對(duì)哪一種壓力更敏感? 這些問(wèn)題的解答,對(duì)于我國(guó)企業(yè)應(yīng)對(duì)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(lái)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(dòng)力資源配置效率提升能夠推進(jìn)社會(huì)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(yíng)活力。

現(xiàn)有文獻(xiàn)研究了部門(mén)、產(chǎn)業(yè)、行業(yè)間的勞動(dòng)力縱向流動(dòng),以及地區(qū)間、企業(yè)間的勞動(dòng)力橫向流動(dòng)對(duì)勞動(dòng)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(guó)企業(yè)間勞動(dòng)力配置的文獻(xiàn)并不多見(jiàn),但常見(jiàn)于國(guó)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(dòng)對(duì)資本邊際產(chǎn)出變動(dòng)的影響。Gopinath et al.[5]研究了南歐國(guó)家低生產(chǎn)率增長(zhǎng)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(guó)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(duì)資本誤置的影響。楊光等[7]研究發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率波動(dòng)會(huì)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(guó)勞動(dòng)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(dòng)力調(diào)整成本使得企業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)顯著降低勞動(dòng)力配置效率的結(jié)論,但是對(duì)于勞動(dòng)力調(diào)整成本的研究?jī)H止于調(diào)整成本系數(shù)的估計(jì),尚未給出反事實(shí)模擬的證據(jù),也未對(duì)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(dòng)態(tài)的分析方法,對(duì)勞動(dòng)力調(diào)整成本和生產(chǎn)率沖擊雙重壓力下的企業(yè)勞動(dòng)資源配置展開(kāi)討論。本文的主要工作:一是運(yùn)用簡(jiǎn)化式回歸的方法,對(duì)生產(chǎn)率沖擊、勞動(dòng)力調(diào)整成本、勞動(dòng)力資源配置之間的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證,探討雙重壓力對(duì)于企業(yè)勞動(dòng)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(dòng)力調(diào)整的動(dòng)態(tài)估計(jì)框架,運(yùn)用模擬矩估計(jì)的方法,估計(jì)勞動(dòng)力調(diào)整成本函數(shù),對(duì)比分析不同所有制企業(yè)的勞動(dòng)力調(diào)整成本差異。三是通過(guò)政策模擬,構(gòu)建反事實(shí),分析生產(chǎn)率沖擊以及調(diào)整成本的“減負(fù)”,對(duì)不同企業(yè)勞動(dòng)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(dòng)力調(diào)整成本、生產(chǎn)率沖擊與勞動(dòng)力資源配置放到同一框架中,從動(dòng)態(tài)和靜態(tài)的角度闡述勞動(dòng)力調(diào)整成本在生產(chǎn)率沖擊與勞動(dòng)力資源配置間的作用機(jī)制,為勞動(dòng)力資源誤置的來(lái)源分析提供了證據(jù)。二是研究?jī)?nèi)容層面,探討雙重壓力對(duì)我國(guó)整體制造業(yè)企業(yè)勞動(dòng)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(yùn)用反事實(shí)模擬研究了來(lái)自不同方面的“減負(fù)”為我國(guó)制造業(yè)企業(yè)“增效”帶來(lái)的政策效果。三是研究方法層面,將動(dòng)態(tài)和靜態(tài)研究方法結(jié)合,使用簡(jiǎn)化式回歸和結(jié)構(gòu)估計(jì)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(guó)的工資成本迅速上升[9]。降低勞動(dòng)力成本成為企業(yè)降低成本的主要問(wèn)題。但是降勞動(dòng)力成本不能簡(jiǎn)單理解為降工資,工資之外的勞動(dòng)力調(diào)整成本也是其重要組成部分[10]。勞動(dòng)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(fèi)用、解聘費(fèi)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(dòng)力調(diào)整成本研究主要在于調(diào)整成本的結(jié)構(gòu)估計(jì)。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(dòng)力調(diào)整成本的動(dòng)態(tài)優(yōu)化模型,證實(shí)了企業(yè)層面勞動(dòng)力調(diào)整成本對(duì)就業(yè)總量的影響。進(jìn)一步考慮企業(yè)異質(zhì)性特征時(shí),Cooper et al.[14]用中國(guó)數(shù)據(jù)證實(shí)了勞動(dòng)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(guó)國(guó)有企業(yè)數(shù)量大幅下降的背景下,Cooper et al.[15]從勞動(dòng)力調(diào)整成本的一般均衡模型分析中發(fā)現(xiàn)了中國(guó)的勞動(dòng)保護(hù)法規(guī)通過(guò)增加勞動(dòng)力調(diào)整成本對(duì)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(shí)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(diǎn)在于勞動(dòng)力資源錯(cuò)配。勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲是造成勞動(dòng)力資源錯(cuò)配的主要成因。這種勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲不僅存在于日本[19]、印度[20]的農(nóng)業(yè)與非農(nóng)部門(mén),也存在于我國(guó)。表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)與非農(nóng)部門(mén)間的就業(yè)比例失衡,顯著降低了TFP[21]。除了資源錯(cuò)配成因分析以外,要素配置扭曲程度測(cè)量也是資源錯(cuò)配的重要研究方向。柏培文[22]測(cè)算了我國(guó)各產(chǎn)業(yè)以及省際的勞動(dòng)力資源扭曲程度,發(fā)現(xiàn)全國(guó)總體以及城鄉(xiāng)勞動(dòng)力扭曲程度呈下降趨勢(shì)。董直慶等[23]對(duì)我國(guó)分行業(yè)勞動(dòng)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(yùn)用40 個(gè)國(guó)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(dòng)性差異能解釋80%～90%的資本邊際收益變動(dòng)。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(guó)家加入歐元區(qū)后,實(shí)際利率降低導(dǎo)致資本錯(cuò)配程度增加,生產(chǎn)率下降的事實(shí)。David et al.[18]提出了一種分解資本錯(cuò)配不同來(lái)源的方法,測(cè)度了技術(shù)或信息摩擦以及其他企業(yè)異質(zhì)性因素對(duì)資本錯(cuò)配的貢獻(xiàn),發(fā)現(xiàn)對(duì)于中國(guó)制造業(yè)企業(yè)來(lái)說(shuō),調(diào)整成本和不確定性雖然具有重要作用,但對(duì)資本錯(cuò)配的解釋作用有限,錯(cuò)配的主要來(lái)源是與生產(chǎn)率和固定效應(yīng)相關(guān)的因素。國(guó)內(nèi)對(duì)調(diào)整成本與資源錯(cuò)配的關(guān)系研究相對(duì)較少。鄢萍[6]用模擬矩估計(jì)方法估計(jì)了中國(guó)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(duì)次要但仍然不可忽略。楊光[7]利用調(diào)整成本的投資動(dòng)態(tài)分析框架,證實(shí)了由于跨期投資中上漲的調(diào)整成本,使得生產(chǎn)率增長(zhǎng)快的企業(yè)不能進(jìn)行資本擴(kuò)張,從而形成資源錯(cuò)配。劉勇鳳等[8]發(fā)現(xiàn)由于勞動(dòng)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(dòng)的差異會(huì)顯著降低勞動(dòng)力配置效率。劉盛宇等[24]從靜態(tài)和動(dòng)態(tài)角度考察了資本調(diào)整成本在生產(chǎn)率波動(dòng)導(dǎo)致資本錯(cuò)配過(guò)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(jiǎn)化式回歸的靜態(tài)分析與調(diào)整成本的動(dòng)態(tài)模型相結(jié)合,研究調(diào)整成本對(duì)生產(chǎn)率波動(dòng)加劇資源錯(cuò)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(guò)計(jì)算不同生產(chǎn)要素間的市場(chǎng)勢(shì)力差異,估計(jì)出企業(yè)實(shí)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(jì)框架和方法,構(gòu)建企業(yè)動(dòng)態(tài)投資模型,估計(jì)調(diào)整成本函數(shù)。本文的動(dòng)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(jì)方法識(shí)別出不同所有制類型企業(yè)的勞動(dòng)力調(diào)整成本系數(shù),并運(yùn)用反事實(shí)模擬探討了生產(chǎn)率沖擊、勞動(dòng)力調(diào)整成本的變化對(duì)不同企業(yè)勞動(dòng)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(bào)酬不變的生產(chǎn)技術(shù)。企業(yè)i在時(shí)間t的產(chǎn)量為Qit。

其中,Kit是資本投入,Lit是勞動(dòng)力投入,Mit為中間材料,由規(guī)模報(bào)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(jià)格彈性相等。

在市場(chǎng)出清的條件下,結(jié)合(1)、(2)式可推導(dǎo)出產(chǎn)品的價(jià)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(jià)格PK和PM購(gòu)買(mǎi)資本和獲得中間材料,在生產(chǎn)率和勞動(dòng)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(dòng)力動(dòng)態(tài)投入,存在離職率的情況下,企業(yè)t時(shí)期的勞動(dòng)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(dòng)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(dú)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(jì)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(jì)的方法得到模擬數(shù)據(jù)的目標(biāo)矩,將其與現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)的實(shí)際矩進(jìn)行比較,最小化模擬矩與現(xiàn)實(shí)矩之間的距離,從而識(shí)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(dòng)雇傭量比例小于5%的企業(yè)比例,勞動(dòng)雇傭量比例超過(guò)20%的企業(yè)比例,勞動(dòng)力變化率的標(biāo)準(zhǔn)差作為目標(biāo)距。之所以選擇這三項(xiàng)指標(biāo)作為目標(biāo)距,是因?yàn)檫@些目標(biāo)距對(duì)待估計(jì)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(guò)程是通過(guò)模擬行業(yè)內(nèi)10 000家企業(yè)1 000 個(gè)月的數(shù)據(jù),求解勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)投入的最優(yōu)化問(wèn)題(本文中的(7)式),基于最后兩年的模擬數(shù)據(jù)集來(lái)計(jì)算目標(biāo)距Ψ(θ),其中表示待估參數(shù)集。同時(shí)使用現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)計(jì)算得到實(shí)際矩根據(jù)最小化距離的判別準(zhǔn)則((8)式)來(lái)識(shí)別出待估參數(shù)集

數(shù)值計(jì)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(guò)程中的持續(xù)性參數(shù)ρ以及波動(dòng)性參數(shù)σ,采用實(shí)際數(shù)據(jù)對(duì)(6)式進(jìn)行回歸得到。同時(shí)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(jiǎn)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(lái)自簡(jiǎn)約式回歸的證據(jù)

(一)數(shù)據(jù)描述

本文使用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局1998—2007 年“全部國(guó)有和規(guī)模以上非國(guó)有工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)”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(duì)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(yùn)用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)、投資價(jià)格指數(shù)、產(chǎn)出價(jià)格指數(shù)、投入價(jià)格指數(shù)、消費(fèi)者價(jià)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(jì)中四個(gè)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(dòng)力錯(cuò)配

首先從行業(yè)層面驗(yàn)證生產(chǎn)率沖擊與勞動(dòng)力錯(cuò)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(dòng)力錯(cuò)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(dòng)邊際產(chǎn)出(MRPL)離散程度反映勞動(dòng)力錯(cuò)配程度。由于在要素配置最優(yōu)時(shí),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(lái)反映要素偏離最優(yōu)配置時(shí)的程度,離散度越大,錯(cuò)配程度越高。檢驗(yàn)TFPR變動(dòng)程度對(duì)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(shí)間,Xrit為控制變量,γr+γi+γt+γri分別為控制地區(qū)、行業(yè)、時(shí)間,地區(qū)與行業(yè)組合的固定效應(yīng),νrit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。SDrit(MRPL)用同一時(shí)間、地區(qū)的同一行業(yè)(以下簡(jiǎn)稱:同一范圍)內(nèi)勞動(dòng)邊際產(chǎn)出標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)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(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)反映生產(chǎn)率沖擊,用相鄰兩期生產(chǎn)率變動(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)差(SD_VOL)來(lái)表示。另外現(xiàn)有研究(Asker et al.[4];吳曉芳等[29];簡(jiǎn)澤[30];李春吉[31])一般認(rèn)為生產(chǎn)率的對(duì)數(shù)遵循一階自回歸過(guò)程,并用殘差來(lái)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(xiàng)(SD_AR),帶固定效應(yīng)以及GMM(廣義矩估計(jì))的一階自回歸殘差項(xiàng)(分別以SD_AR_FE,SD_AR_GMM表示)作穩(wěn)健性檢驗(yàn)。涉及到勞動(dòng)產(chǎn)出彈性及生產(chǎn)率的估計(jì),本文采用OLS 方法來(lái)估計(jì)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(chǎng)勢(shì)力的標(biāo)準(zhǔn)差,反映市場(chǎng)壟斷程度。市場(chǎng)勢(shì)力的估計(jì),見(jiàn)De Loecker et al.[32]。其中,產(chǎn)出彈性估計(jì)采用Ackerberg et al.[33]方法估計(jì)超越對(duì)數(shù)形式的生產(chǎn)函數(shù)。(2)勞動(dòng)力密集度,用同一范圍內(nèi)企業(yè)勞動(dòng)收入份額與資本收入份額占比的均值來(lái)表示。(3)參考吳化斌等[10],使用企業(yè)進(jìn)入、退出比例來(lái)反映資源配置效率的變化。(4)出口密度,通過(guò)計(jì)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(lái)得出。(5)凈資產(chǎn)規(guī)模,反映企業(yè)面臨生產(chǎn)率沖擊時(shí)的抗風(fēng)險(xiǎn)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(duì)數(shù)值后求均值得到。(6)國(guó)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(dòng)力調(diào)整成本[14]。因此,我們使用國(guó)家資本和集體資本在實(shí)收資本中所占比重來(lái)衡量企業(yè)的國(guó)有資本比重,并對(duì)同一范圍內(nèi)的企業(yè)求均值?；貧w結(jié)果如表1 所示。

表1 中(1)、(2)列為未加入控制變量時(shí),對(duì)(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(méi)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(dòng)力錯(cuò)配的程度越嚴(yán)重。

表1 行業(yè)層面生產(chǎn)率沖擊與勞動(dòng)力錯(cuò)配關(guān)系

(三)企業(yè)層面分析

本文模型的核心在于說(shuō)明在企業(yè)多期動(dòng)態(tài)投資過(guò)程中因?yàn)閯趧?dòng)力調(diào)整成本的存在,生產(chǎn)率沖擊會(huì)導(dǎo)致企業(yè)之間勞動(dòng)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(shí),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(dòng)力投入,這將使得廠商間勞動(dòng)邊際產(chǎn)出均等,此時(shí)生產(chǎn)率沖擊不會(huì)對(duì)勞動(dòng)邊際產(chǎn)出的變化產(chǎn)生影響。為了檢驗(yàn)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(shí)間受到的生產(chǎn)率沖擊,分別用普通ols 對(duì)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(jì))對(duì)生產(chǎn)率作一階自回歸(AR_GMM)所得殘差來(lái)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(duì)不同生產(chǎn)率沖擊時(shí),是否會(huì)造成不同勞動(dòng)邊際產(chǎn)出,對(duì)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(shí)期的勞動(dòng)投入量(取對(duì)數(shù)),企業(yè)年齡,企業(yè)在中間材料市場(chǎng)的壟斷程度,企業(yè)的國(guó)有資本比重,企業(yè)出口產(chǎn)值比重,勞動(dòng)密集程度。對(duì)企業(yè)個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)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(shuō)明企業(yè)勞動(dòng)邊際產(chǎn)出會(huì)隨著生產(chǎn)率沖擊而變化,從而拒絕了生產(chǎn)率沖擊不會(huì)對(duì)企業(yè)勞動(dòng)邊際產(chǎn)出變動(dòng)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(duì)資源配置的影響是一種持續(xù)的過(guò)程。

表2 企業(yè)層面生產(chǎn)率沖擊與資源配置

(四)勞動(dòng)投入量變動(dòng)與生產(chǎn)率沖擊的非線性關(guān)系

為進(jìn)一步驗(yàn)證生產(chǎn)率沖擊是因?yàn)榇嬖趧趧?dòng)力調(diào)整成本,來(lái)影響勞動(dòng)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(dòng)投入量(取對(duì)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(dòng)程度來(lái)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(shí),Irit=1,否則為0。交互項(xiàng)是為了檢驗(yàn)勞動(dòng)力投入量的變動(dòng)是否會(huì)隨著生產(chǎn)率沖擊的增大而線性增大。回歸中同時(shí)對(duì)地區(qū)固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)、時(shí)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(xiàng),從面板固定效應(yīng)模型估計(jì)的結(jié)果中,可以看出生產(chǎn)率沖擊能夠顯著促進(jìn)勞動(dòng)力投入變動(dòng)程度。(5)～(8)列加入各自交互項(xiàng)后,我們采用極大似然估計(jì)方法來(lái)估計(jì)系數(shù),可見(jiàn)交互項(xiàng)系數(shù)至少在10%顯著水平上為負(fù),說(shuō)明隨著生產(chǎn)率沖擊逐漸增大,其對(duì)勞動(dòng)力投入量變動(dòng)程度的影響逐漸減弱,兩者呈現(xiàn)非線性關(guān)系。

表3 勞動(dòng)投入變動(dòng)與生產(chǎn)率沖擊關(guān)系

五、來(lái)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(guó)有企業(yè)、集體企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)、外資企業(yè)、中國(guó)港澳臺(tái)外資企業(yè)、混合所有制企業(yè)六種類型。采用動(dòng)態(tài)分析模型及估計(jì)方法來(lái)估計(jì)出每種類型企業(yè)的調(diào)整成本參數(shù)。具體來(lái)說(shuō),使用離散狀態(tài)空間方法來(lái)解出公式(7),其中:設(shè)置l(勞動(dòng)力投入量的對(duì)數(shù))的格點(diǎn)范圍[3,10],每個(gè)單元格點(diǎn)為0.1;生產(chǎn)率格點(diǎn)數(shù)為30,并使用Tauchen[34]的方法計(jì)算轉(zhuǎn)換矩陣;以最后一年的模擬數(shù)據(jù)計(jì)算勞動(dòng)雇傭量比例超過(guò)20%的企業(yè)比例,并對(duì)所有年份勞動(dòng)力變動(dòng)及勞動(dòng)邊際產(chǎn)出數(shù)據(jù)求標(biāo)準(zhǔn)差。從而得到三個(gè)模擬目標(biāo)矩的值,然后運(yùn)用格點(diǎn)搜索法找到使得(8)式中Q(θ)最小時(shí),所對(duì)應(yīng)的待估計(jì)調(diào)整成本參數(shù)。

(一)基本估計(jì)結(jié)果

按照以上估計(jì)方法,得到調(diào)整成本參數(shù)估計(jì)及目標(biāo)矩對(duì)比結(jié)果如表4 所示。根據(jù)表中對(duì)于實(shí)際矩的統(tǒng)計(jì)結(jié)果,可以看出勞動(dòng)投入變化在各種類型企業(yè)間的差異。在國(guó)有企業(yè)和集體企業(yè)中,勞動(dòng)雇傭量小規(guī)模變動(dòng)(小于5%)的企業(yè)占比較多,但該比例在中國(guó)港澳臺(tái)獨(dú)資企業(yè)及外商獨(dú)資企業(yè)中相對(duì)較小。而在中國(guó)港澳臺(tái)獨(dú)資企業(yè)、外商獨(dú)資企業(yè)及民營(yíng)企業(yè)中,勞動(dòng)投入變動(dòng)幅度較大(大于20%)的企業(yè)占比相對(duì)較多。一種可能的解釋是,在我國(guó),國(guó)有企業(yè)、集體企業(yè)承擔(dān)著保就業(yè)的社會(huì)目標(biāo),維持就業(yè)量相對(duì)穩(wěn)定是國(guó)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(dòng)投入呈現(xiàn)小規(guī)模變動(dòng)的企業(yè)較多。對(duì)于追求利潤(rùn)最大化的外商獨(dú)資企業(yè)(包括中國(guó)港澳臺(tái)獨(dú)資企業(yè))、民營(yíng)企業(yè)來(lái)說(shuō),根據(jù)生產(chǎn)率變動(dòng)適時(shí)調(diào)整勞動(dòng)投入才能使其達(dá)成目標(biāo)。

表4 參數(shù)估計(jì)結(jié)果

另一方面,從調(diào)整成本系數(shù)估計(jì)的總體特征來(lái)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?、?。這與本文的調(diào)整成本結(jié)構(gòu)設(shè)計(jì)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(rùn)占比),在這樣的情況下,只有固定成本系數(shù)較小時(shí)才符合實(shí)際情況。從不同企業(yè)類型對(duì)比的結(jié)果看,外商獨(dú)資企業(yè)及中國(guó)港澳臺(tái)獨(dú)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(yíng)企業(yè)該系數(shù)值較低。對(duì)于固定成本系數(shù)來(lái)說(shuō),外商獨(dú)資企業(yè)該系數(shù)值較大,國(guó)有企業(yè)次之,集體企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)該系數(shù)值小于0.000 2。

(二)反事實(shí)模擬結(jié)果

為了考察不同反事實(shí)情況下,生產(chǎn)率沖擊在調(diào)整成本作用下對(duì)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(lái)衡量模型的擬合效果。

表5 反事實(shí)模擬結(jié)果

表5 第2 列給出了不同模型對(duì)總體經(jīng)濟(jì)的擬合程度,第3～8 列計(jì)算了相對(duì)于現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)模型而言,在各種反事實(shí)模擬情景下,各類型企業(yè)人均產(chǎn)出的變動(dòng)值。模型1 以現(xiàn)有各類型企業(yè)的實(shí)際參數(shù)(包括反映生產(chǎn)率沖擊、生產(chǎn)技術(shù)、勞動(dòng)邊際產(chǎn)出、調(diào)整成本等參數(shù))來(lái)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(shí),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(shí)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(guó)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(shí)經(jīng)濟(jì)模型有所提升,所有企業(yè)人均產(chǎn)出比現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)均有所提升,其中中國(guó)港澳臺(tái)、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(shí)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(duì)靈活地調(diào)整要素投入,使得模型模擬值與實(shí)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(duì)于現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)均有所提升,提升效果較明顯的仍然是中國(guó)港澳臺(tái)獨(dú)資企業(yè)和外商獨(dú)資企業(yè),并且受益程度大于模型3。從模型3、4 的對(duì)比結(jié)果也可以看出,當(dāng)調(diào)整成本下降1 倍時(shí),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(shí)模型出現(xiàn)了過(guò)度擬合,但人均產(chǎn)出比現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)大幅增加,說(shuō)明消除不同企業(yè)間生產(chǎn)技術(shù)的差異對(duì)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(dòng)性參數(shù)均下調(diào)為最小值②,此時(shí)模型擬合優(yōu)度較現(xiàn)實(shí)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(duì)穩(wěn)定,模型擬合值與現(xiàn)實(shí)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(duì)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(duì)于中國(guó)港澳臺(tái)和外商獨(dú)資企業(yè)來(lái)說(shuō),降低調(diào)整成本能夠帶來(lái)較顯著的政策效果,而減弱生產(chǎn)率沖擊能使國(guó)有、集體、民營(yíng)及混合制企業(yè)較多受益。

六、結(jié)論及啟示

本文結(jié)合動(dòng)靜態(tài)分析方法,驗(yàn)證了生產(chǎn)率沖擊、勞動(dòng)力調(diào)整成本與勞動(dòng)力資源配置的關(guān)系,考察了雙重壓力對(duì)我國(guó)企業(yè)勞動(dòng)力資源配置造成的影響,并通過(guò)構(gòu)建反事實(shí),模擬了勞動(dòng)力調(diào)整成本、生產(chǎn)率沖擊等變動(dòng)對(duì)不同類型企業(yè)勞動(dòng)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(dòng)力調(diào)整成本,使得企業(yè)在進(jìn)行動(dòng)態(tài)勞動(dòng)力配置時(shí),不能根據(jù)生產(chǎn)率沖擊來(lái)靈活調(diào)整勞動(dòng)力投入,進(jìn)而造成行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的勞動(dòng)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(dòng)力資源儲(chǔ)配。另一方面,結(jié)構(gòu)估計(jì)的動(dòng)態(tài)分析結(jié)果進(jìn)一步從企業(yè)異質(zhì)性角度說(shuō)明了勞動(dòng)力調(diào)整成本在勞動(dòng)力資源配置中的作用。具體來(lái)說(shuō),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(shí)模擬結(jié)果,可以看出中國(guó)港澳臺(tái)和外商獨(dú)資企業(yè)對(duì)勞動(dòng)力調(diào)整成本較為敏感,而我國(guó)國(guó)內(nèi)企業(yè)包括國(guó)有、集體、民營(yíng)企業(yè)對(duì)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(dòng)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(guó)企業(yè)遭受雙重壓力的情況下,通過(guò)為企業(yè)提供穩(wěn)定的經(jīng)營(yíng)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(dòng)力調(diào)整成本的方式來(lái)為企業(yè)減負(fù),能夠弱化勞動(dòng)力資源錯(cuò)配帶來(lái)的不利影響。對(duì)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(duì)于外商獨(dú)資企業(yè)(包括中國(guó)港澳臺(tái)獨(dú)資)應(yīng)更加注重降低其在勞動(dòng)力雇傭或解聘時(shí)所發(fā)生的制度成本,使其能夠靈活調(diào)整勞動(dòng)力投入,提升勞動(dòng)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(diǎn)的最小單位為0.000 2。

②根據(jù)實(shí)際數(shù)據(jù)計(jì)算所得,持續(xù)性參數(shù)最小值為0.107 4,波動(dòng)性參數(shù)最小值為0.038 4。