陳 波，陳 玥

（華中科技大學經(jīng)濟學院，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)驗證明，無論是市場化的經(jīng)濟改革，還是加速構建的對外開放格局，促進要素自由流動帶來的資源配置，均釋放了巨大的經(jīng)濟增長潛力。不少學者（Hsieh和Klenow，Melitz，聶輝華和賈瑞雪，文東偉）[1-4]也證實提高資源配置效率有利于促進經(jīng)濟發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的提高，而資源錯配則會放緩經(jīng)濟增長速度，導致企業(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、國務院印發(fā)的《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》，突出強調(diào)要促進要素自主有序流動，提高要素配置效率，進一步激發(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]，本文著重關注我國貿(mào)易自由化進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，中間品關稅水平大幅下降，這種下降不僅體現(xiàn)在關稅均值水平上，從1998年的接近12%下降至2007年的6%左右，還體現(xiàn)在關稅標準差上，從2000年到2002年下降了約25%。中間品關稅水平的下降，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技術引進提升企業(yè)的生產(chǎn)技術水平，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年中間品關稅水平趨勢圖

但是具體到實際的經(jīng)濟運行中，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。實證結果發(fā)現(xiàn)，中間品貿(mào)易自由化促進了企業(yè)勞動資源配置效率的提高，這一影響在外資企業(yè)、低技術水平企業(yè)以及東部地區(qū)企業(yè)中尤為明顯。進一步地，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)的預算約束，從而促進了企業(yè)勞動資源的再配置，成本節(jié)約效應得到證實。

相較于既有文獻，本文的邊際貢獻主要體現(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，從微觀層面補充了現(xiàn)有文獻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、技術水平、地區(qū)差異帶來的異質(zhì)性影響，并進一步驗證了中間品貿(mào)易自由化影響企業(yè)勞動資源配置的微觀作用機制。

二、文獻綜述

與本文相關的文獻主要有兩支，一支是與要素資源配置效率相關的文獻，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文獻。關于資源配置效率的文獻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等認為勞動市場摩擦會導致個體在消費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上，拓展到多部門模型并構建了相關的摩擦系數(shù)[10-11]。還有部分文獻認為市場中存在摩擦會導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（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]。關于我國資源錯配的成因，學者們從市場分割（柏培文）、金融市場摩擦（Song等）、最低工資（徐舒等）等方面進行了分析[5-7]。雖然原因多樣，但得到的基本結論是一致的，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認為我國要素資源配置效率如果達到美國同等水平，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，相關研究也更多地關注到中間品貿(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)進口更便宜的中間品，可以通過學習效應、種類效應以及質(zhì)量效應三種渠道提高進口企業(yè)的生產(chǎn)率水平，并且中間品關稅對企業(yè)的影響要比產(chǎn)出品關稅大得多[15]。這三種渠道在其他文獻中也被證實，Goldberg等利用印度企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中間品關稅的降低促使企業(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)易自由化顯著促進了中國制造業(yè)出口企業(yè)的技術升級，尤其是技術密集型的出口企業(yè)[18]。同時，余淼杰利用我國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)也證實了貿(mào)易自由化對我國企業(yè)生產(chǎn)率的促進作用[19]。除此之外，部分學者基于我國數(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這一外生事件作準自然實驗，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還比較少。與本文聯(lián)系最為緊密的文獻是周申等，該文借助我國加入WTO這一外生事件作準自然實驗，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)構建了企業(yè)所面臨的中間品關稅水平，以此來衡量中間品貿(mào)易自由化程度。其次在指標衡量上，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，當企業(yè)注冊類型為其他有限責任公司（159）和股份有限公司（160）時，參考Brandt et al.（2012）做法，利用企業(yè)實收資本比例來進行判斷；其他則直接利用企業(yè)注冊類型進行判斷。，當企業(yè)為國有企業(yè)時，s oe為1，否則為0，當企業(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，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，用于控制宏觀經(jīng)濟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，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注估計模型（1）式中間品關稅IITit的回歸估計系數(shù)β1。若β1為正，則意味著中間品關稅下降（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為隨機沖擊。對（3）式進行估計，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，本文基準回歸中采用的是Levinsohn和Petrin提出的LP估計方法，這是因為LP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，該方法不僅解決了內(nèi)生性問題，在存在序列相關和異方差情況下也能夠得到穩(wěn)健標準誤[24]。

2.中間品關稅

本文利用行業(yè)中間品關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）式構建中間品關稅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稅水平，括號里的權重為行業(yè)j的生產(chǎn)中投入品i所占的成本權重，本文利用2002年的投入產(chǎn)出表計算成本權重，這是因為投入產(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HS6位碼產(chǎn)品，F(xiàn)Tpt代表HS6位碼產(chǎn)品p的進口關稅水平，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稅水平歸結到國民經(jīng)濟行業(yè)四位碼行業(yè)層面水平[14]。

（二）數(shù)據(jù)

本文在實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、燃氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)。該數(shù)據(jù)提供了被統(tǒng)計企業(yè)的詳細信息，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行了預處理。首先，我們參照Brandt等做法對數(shù)據(jù)進行跨年度匹配，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)標準的觀測值，即企業(yè)主營業(yè)務收入小于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+應繳增值稅”對2004年“工業(yè)增加值”變量進行了補充完善，并對工業(yè)增加值、中間投入和資本變量以1998年為基準進行了平減處理。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)級別的關稅數(shù)據(jù)。因為不同年份數(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)濟行業(yè)分類之間的對照表，計算行業(yè)層面的產(chǎn)出品關稅以及中間品關稅。

除此之外，在穩(wěn)健性檢驗中，為確定企業(yè)在國際貿(mào)易中的參與程度，我們也用到海關總署公布的海關數(shù)據(jù)庫。如Feenstra等文章所言，海關貿(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)與關稅數(shù)據(jù)合并后的樣本進行分析，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，標準差超過了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、基準結果分析

（一）基準結果

中間品貿(mào)易自由化對勞動資源配置效率影響的基準回歸結果如表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。在第（1）列中僅加入了中間品關稅變量，中間品關稅的系數(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，可以看出中間品關稅系數(shù)依然為正且顯著。考慮到貿(mào)易自由化水平的提高，不僅有中間品關稅的下降，還有可能受到產(chǎn)出品關稅下降帶來的競爭效應，因此在第（3）列中加入企業(yè)所面臨的行業(yè)層面的產(chǎn)出品關稅水平FT，我們發(fā)現(xiàn)中間品關稅水平依然為正且在1%水平上顯著，產(chǎn)出品關稅的系數(shù)為負且在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的結果來看，我們發(fā)現(xiàn)中間品關稅的削減，降低了企業(yè)勞動資源錯配水平，即中間品貿(mào)易自由化促進了企業(yè)勞動資源配置效率的提高。而最終品關稅的降低對企業(yè)勞動資源配置的效率影響是負向的，并且最終品關稅對勞動資源配置效率的負向影響小于中間品關稅的正向影響，因此總體來看，貿(mào)易自由化促進了企業(yè)勞動資源配置效率的提升。

表2 基準回歸結果

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，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

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，估計結果如表3所示。

表3 穩(wěn)健性檢驗回歸結果

1.市場競爭水平

部分學者（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]，因此我們在基準回歸的基礎上，進一步加入赫芬達爾-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。結果如表3第（1）列所示，H H I系數(shù)為負，且在1%水平上顯著，證實行業(yè)競爭水平確實對企業(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?。髽I(yè)勞動資源錯配水平越高，資源配置效率越低，這有可能是因為過度的壟斷競爭帶來的資源配置無效率。中間品關稅的系數(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，在基準回歸基礎上進一步加入了企業(yè)出口的虛擬二值變量，結果如表3的第（2）列所示，可以看到，出口變量系數(shù)為負且在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)進口或出口活動基本是免稅貿(mào)易，不受關稅削減的影響。為避免加工貿(mào)易型企業(yè)對結果的影響，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]。結果如表3的第（3）列所示，我們發(fā)現(xiàn)中間品關稅的系數(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?；貧w結果如表3的第（4）列所示?？梢钥闯?，與基準回歸結果類似，中間品關稅系數(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論影響不大，即中間品關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)進一步探究

為進一步核準企業(yè)的進口以及加工貿(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，將海關數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行匹配，從而能夠根據(jù)海關貿(mào)易數(shù)據(jù)確認工業(yè)企業(yè)的進口身份、出口身份以及加工貿(mào)易身份，具體的回歸結果如表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)的回歸結果

第（1）列是匹配數(shù)據(jù)的基準回歸結果，與表2第（4）列類似，中間品關稅系數(shù)為正且顯著，表明中間品貿(mào)易自由化促進了企業(yè)勞動資源配置效率的提升。同時側面表明，即使更換樣本區(qū)間，主要結論依然穩(wěn)健。第（2）列加入了出口變量，該變量由海關貿(mào)易數(shù)據(jù)統(tǒng)計而得，企業(yè)當年出口為1，不出口為0。我們發(fā)現(xiàn)與表3第（2）列結果相同，出口變量系數(shù)為負且顯著，表明出口企業(yè)的勞動資源配置效率更高，同時中間品關稅系數(shù)依然為正且顯著。在第（3）列中我們加入了進口變量判斷企業(yè)進口身份的影響，如果企業(yè)當年參與進口貿(mào)易為1，否則為0。發(fā)現(xiàn)進口變量系數(shù)為負且顯著，中間品關稅系數(shù)結果依然為正且顯著。在第（4）列中我們同時加入了企業(yè)出口和進口變量，結果與前兩列相似，出口變量、進口變量系數(shù)均為負且顯著，中間品關稅為正且顯著，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，進口企業(yè)相對于非進口企業(yè)，勞動資源配置效率也要高。在第（5）列中我們進一步加入了企業(yè)出口變量和產(chǎn)出品關稅的交互項以及進口變量與中間品關稅的交互項，發(fā)現(xiàn)兩個交互項系數(shù)均為正且在1%的水平上顯著，中間品關稅系數(shù)依然為正且顯著。表明隨著中間品關稅的降低，進口企業(yè)勞動資源配置效率相對于非進口企業(yè)提升更快；隨著產(chǎn)出品關稅的降低，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]。可以看到中間品關稅系數(shù)依然為正且顯著，表明中間品關稅的削減降低了企業(yè)勞動資源錯配水平，促進了企業(yè)勞動資源配置效率的提升。

（四）內(nèi)生性檢驗

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)易自由化的進程來看，工業(yè)行業(yè)的關稅削減并非等量齊觀地整體下調(diào)，行業(yè)之間關稅水平仍然存在較大差別[30]，因此政府在關稅減免時可能存在政策的偏向性，導致企業(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期中間品關稅（L.I IT）作為中間品關稅差分項ΔI IT的工具變量。第（1）列是第一階段的結果，根據(jù)中間品關稅的一階滯后項的系數(shù)值可以看出，其與中間品關稅的差分項是顯著負相關的，同時，Anderson-canoncorrelatedLM統(tǒng)計量遠大于臨界值，Cragg-DonaldaldF統(tǒng)計量也拒絕了弱工具變量的原假設。第（2）列是第二階段的結果，我們發(fā)現(xiàn)中間品關稅系數(shù)依然為正且顯著，證實我們的結論是穩(wěn)健的。表5的后兩列采用1998年中間品關稅（IIT_1998）作為中間品關稅差分項的工具變量，第（3）列是第一階段的估計結果，1998年中間品關稅與中間品關稅差分項之間是正向顯著相關，Anderson-canoncorrelatedLM統(tǒng)計量遠大于臨界值，Cragg-DonaldaldF統(tǒng)計量也拒絕了弱工具變量的原假設。第（4）列是第二階段的估計結果，中間品關稅系數(shù)依然為正且在1%的水平上顯著，表明在控制中間品關稅潛在的內(nèi)生性問題后，主要結論依然穩(wěn)健。

表5 內(nèi)生性檢驗

（五）異質(zhì)性檢驗

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，具體結果如表6所示?？梢钥闯?，中間品貿(mào)易自由化對于國有企業(yè)影響是負向的，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

2.企業(yè)生產(chǎn)技術水平

不同生產(chǎn)技術水平企業(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)技術的代理變量進行分組[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，具體的估計結果如表7所示。從中可以看出，中間品關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水平企業(yè)，低技術以及高技術水平企業(yè)受到的影響更大。

表7 企業(yè)生產(chǎn)技術水平異質(zhì)性檢驗

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)劃分標準，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)的影響是負向的，且不顯著。這意味著中間品貿(mào)易自由化確實對不同地區(qū)的影響是不一致的，促進了東部地區(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

五、進一步探究

中間品關稅的下降使得企業(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。一方面是因為我國中間品關稅的下降是一個漸進的過程，當中間品價格的變動較小時，企業(yè)的調(diào)整成本相對較高，對于中間品關稅下降的反應不敏感，隨著關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，實現(xiàn)調(diào)整可能存在時滯效應。因此我們采用滯后一期以及滯后二期的中間品關稅作為核心解釋變量重新對國有企業(yè)樣本進行估計，結果如表9前兩列結果所示，我們發(fā)現(xiàn)中間品關稅一階滯后項系數(shù)為正但不顯著，中間品關稅二階滯后項系數(shù)為正且顯著，表示中間品貿(mào)易自由化對國有企業(yè)的影響確實存在滯后效應。

表9 進一步分析

前文提到理論上中間品關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)約效應促進企業(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)和海關數(shù)據(jù)的匹配數(shù)據(jù)來估計，因為可以判別企業(yè)的進口身份。具體的估計結果如表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）列分別是非進口企業(yè)、進口企業(yè)的估計結果?？梢钥吹剑虚g品關稅的系數(shù)均為正且顯著，并且第（5）列中間品關稅系數(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，尤其是對于進口企業(yè)而言，下降的幅度更大。

六、結 論

我國自2001年加入世界貿(mào)易組織以來，中間品關稅大幅下降，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)濟促進作用顯得尤為重要。

本文利用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，通過構建企業(yè)層面的勞動資源配置效率指標，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，我們的主要結論依然穩(wěn)健。進一步研究，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的。同時，我們發(fā)現(xiàn)中間品關稅的下降通過降低企業(yè)中間品的單位投入成本，促進了企業(yè)勞動資源的再配置，驗證了成本節(jié)約機制的存在。