中间品贸易自由化与制造业就业变动，本文主要内容关键词为：化与论文,变动论文,制造业论文,自由论文,贸易论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
在2001年12月成功加入世界贸易组织（WTO）之后，中国进入了新一轮快速的贸易自由化阶段，期间企业面临的中间品关税率由人世前的16.5%下降至2007年的7.5%，降幅高达54.4%。①与此同时，中国制造业的就业经历了大量的就业创造与就业破坏，就业的变动幅度远远高于中欧、东欧和俄罗斯等转型国家（Dong & Xu，2009；马弘等，2013）。那么由此引发的问题是，这一时期的贸易自由化进程对我国制造业就业究竟产生了怎样的影响？就理论上而言，中间品贸易自由化至少可以通过以下两种方式影响就业：②其一，中间品贸易自由化降低了企业对于中间品的进口成本和交易成本，同时还可使企业从国外获得更多种类的高质量中间投入品，这有利于增强企业的成长能力与产出扩张进而影响就业（Angelini & Generale，2008；Goldberg et al.，2010；盛斌和毛其淋，2015）；其二，根据传统的两部门H-O-S理论，国际贸易会改变一国原有生产过程中要素投入的比例，从而会对劳动要素的需求产生影响（毛日昇，2013），据此，中间品贸易自由化引致的中间品进口变动可能会通过改变要素投入比例进而影响就业。 对于贸易自由化与就业的关系，尽管现有文献已有所涉及，但基本上是在国家层面或行业层面进行探讨，同时大多数文献只是考察了贸易自由化与就业总体变动之间的关系（Krugan，1983；Greenaway et al.，1999；俞会新和薛敬孝，2002；周申，2006），而鲜有分析其对就业结构变动的影响。比这些文献更进一步的是，本文以中国加入WTO为背景，利用2000-2007年中国制造业企业的生产和贸易数据，在微观层面深入研究了中间品贸易自由化对中国制造业就业总体变动以及结构变动的影响。③为了有效地识别中间品贸易自由化对制造业企业就业变动的作用，我们把中国加入WTO的政策冲击视为一次准自然实验，将制造业中从事一般进口贸易的企业作为处理组，将从事加工进口贸易的企业作为对照组，④进而构造倍差法（difference in difference，DID）模型进行实证研究。我们得到的基本结论是，中间品贸易自由化显著促进了制造业企业的就业净增长，并且是通过“提高就业创造”和“降低就业破坏”两个渠道同时起作用的，其中前者的影响程度相对更大。 本文可能在以下几个方面丰富和拓展了已有的研究。第一，在研究方法上，以中国加入WTO作为政策冲击，在一个准自然实验的框架下，通过构造倍差法模型来识别中间品贸易自由化对企业就业变动的微观影响，较好地解决了以往研究中所可能面临的内生性问题。第二，在研究视角上，考察了中间品贸易自由化对就业结构变动的影响，即把企业就业净增长分解为企业就业创造（job creation）与企业就业破坏（job destruction），除此之外，我们还研究了中间品贸易自由化对就业广延边际变动（或企业退出）的影响。第三，不仅关注中间品贸易自由化对企业就业变动的平均影响，而且还研究了中间品贸易自由化对不同生产率企业的异质性影响。第四，考虑到中国各地区制度环境存在显著差异这一事实，在研究中还引入了地区制度环境指数，发现良好的地区制度环境强化了中间品贸易自由化对制造业就业变动的影响，而既有的研究贸易自由化与就业的文献大都忽略了地区内部制度因素的作用。第五，本文还进一步考察了中间品贸易自由化、就业再配置与行业生产率之间的关系，发现就业再配置效率的改善是中间品贸易自由化促进制造业总体生产率增长的重要渠道。 二、文献综述 已有不少文献探讨了贸易自由化对劳动力就业的影响，其中早期的研究大多数是在国家或行业层面展开的。例如，Krugan（1983）以15个发展中国家为样本，实证考察了贸易政策对就业的影响，结果发现贸易自由化在长期对就业起到显著的促进作用。Greenaway et al.（1999）利用英国制造业行业层面数据考察国际贸易与劳动力市场的关系，他们发现，进口贸易和出口贸易都显著降低了制造业部门的劳动力需求。俞会新和薛敬孝（2002）研究了中国贸易自由化对工业就业的影响，但所得的结论与Greenaway et al.（1999）不同，他们发现进口贸易自由化对工业就业的影响不显著，而出口贸易自由化促进了工业就业的增加。此外，周申（2006）还在行业层面研究了贸易自由化对劳动力需求弹性的影响，结果认为进口贸易自由化有利于提高劳动力需求弹性。 随着微观数据可获得性的提高，学者们逐步开始在企业层面研究贸易自由化与就业之间的关系。其中，Mouelhi（2003）利用突尼斯1983-1994年企业数据，在微观层面考察了贸易自由化对企业就业的影响，结果发现，关税以及非关税壁垒减让在总体上提高了企业的劳动力需求，作者进一步按劳动力技能进行分组回归，发现非技能劳动力受到贸易自由化的影响程度大于技能劳动力。与Mouelhi（2003）的研究结论不同，Kim & Sun（2009）以北美自由贸易协定（NAFTA）的签订为背景，实证考察了贸易自由化对美国企业就业变动的影响，结果却发现，贸易自由化降低了企业的就业增长。 以上文献主要研究了就业的总体变动，除此之外，还有部分学者从就业创造与就业破坏的角度来探讨就业结构变动，该研究视角的优势在于，可以反映出就业变动的成分与方向（马弘等，2013）。这类分析方法的开山之作是Davis & Haltiwanger（1992），他们利用美国制造业部门1972-1986年的企业数据，首次将就业变动分解为就业创造率与就业破坏率，在此基础上系统考察了美国制造业就业再配置问题。此后这一分析框架在诸多研究劳动力市场动态变化的文献中得到了广泛运用，如Andersson et al.（2000）对瑞典、Haltiwanger et al.（2003）对转型国家、马弘等（2013）对中国的研究等等。比上述文献通过定量测算来判断就业变动模式更进一步的是，一些学者更感兴趣于考察就业结构变动的影响因素。例如，Klein et al.（2003）对美国以及Colantone（2012）对比利时的研究考察了汇率对就业结构变动的影响，这两篇文献均发现，汇率升值主要是通过提高就业破坏率的途径进而抑制了就业净增长，而对就业创造率并无明显影响。Kaplan（2009）考察了劳动力市场管制改革对14个拉丁美洲国家就业创造的影响；Boeri & Macis（2010）还利用跨国面板数据专门考察了失业救济金对就业变动的影响。 除此之外，学者们在近年来也开始关注贸易自由化对就业结构变动的影响（Biscourp & Kramarz，2007；Bottini & Gasiorek，2009；Groizard et al.，2015）。其中Biscourp & Kramarz（2007）利用法国1986-1992年企业数据进行实证研究，结果表明，进口贸易自由化在总体上促进了企业的就业破坏，并且对大型企业的影响程度较大。随后，Bottini & Gasiorek（2009）对摩洛哥企业的研究发现，摩洛哥劳动力市场在1994-2002年期间经历了大规模的就业创造与就业破坏过程，他们在此基础上进一步考察了企业就业变动的影响因素，发现贸易自由化更多地是促进了就业创造，对就业破坏的影响较弱，这可能与摩洛哥劳动力市场具有刚性特征有关。与本文联系最为紧密的是Groizard et al.（2015），他们利用美国加州1992-2004年企业层面数据考察了贸易成本下降与就业变动之间的关系，该文特别关注了企业生产率的异质性，实证研究发现，贸易成本下降会导致低生产率企业的就业破坏，同时会促进高生产率企业的就业创造，并且中间品贸易成本下降对企业就业变动的影响程度大于最终品贸易成本。但本文与Groizard et al.（2015）相比有显著的不同：首先体现在研究方法上，我们是基于2001年中国加入WTO的准自然实验，通过构造倍差法模型来识别中间品贸易自由化对企业就业变动的微观影响，这可以更好地解决实证研究所可能面临的内生性问题；其次，本文在考察贸易自由化与企业就业变动的关系时首次引入了地区制度环境因素，并且证实了地区制度环境能够强化中间品贸易自由化对制造业就业变动的影响；再次，本文还从就业再配置的视角进一步分析了中间品贸易自由化促进行业生产率增长的机制，这相对于Groizard et al.（2015）的研究也有所推进。 三、数据与核心指标的测度 （一）数据 本文主要采用了两套大型微观数据。第一套数据是企业层面的生产数据，它来自国家统计局的中国工业企业数据库，其统计调查的对象涵盖了全部国有工业企业以及“规模以上”（主营业务收入大于500万元）非国有企业，⑤时间跨度为2000-2007年。第二套数据是产品层面的海关贸易数据，它来自中国海关总署，该套数据记录了各个月度通关企业的每一笔产品层面（HS8位码）的交易信息。为了研究的需要，我们将月度数据加总为年度数据。由于生产数据与海关贸易数据中所载的企业代码的编码体系完全不同，⑥因此无法直接根据企业代码将两套数据库进行合并。这里我们借鉴Yu（2015）的方法对这两套数据库进行合并。 与现有的国内外文献保持一致，我们选取制造业进行研究。由于中国在2002年颁布了新的《国民经济行业分类》并于2003年开始正式实施，这里我们根据Brandt et al.（2012）对中国工业行业分类（CIC）四位码进行了调整。另外，贸易中间商是专门从事进出口业务的，因此其就业人数变动受中间品贸易自由化的影响可能与其他生产型企业不同，因此有必要在样本中剔除贸易中间商。这里我们借鉴Ahn et al.（2011）的做法，将海关贸易数据库中的企业名称中包含“进出口”、“经贸”、“贸易”、“科贸”、“外经”等字样的企业归属为贸易中间商，并将其从本文的样本中剔除。最后，本文还进一步参照Feenstra et al.（2014）、Yu（2015）的做法，对异常样本进行了删除。 （二）核心指标测度 1.制造业就业变动
2.中间品贸易自由化 本文利用丰富的生产与贸易数据信息，构造如下企业层面的中间品关税指标：
本文感兴趣的问题是，中间品贸易自由化与制造业就业变动之间存在怎样的关系？为了初步回答这一问题，我们利用上述测算结果在图1中绘制了企业平均中间品关税率与企业就业变动之间的散点图。从中可以看到，中间品关税率与企业就业净增长、企业就业创造之间存在负相关关系，而与企业就业破坏之间存在正相关关系，这反映了中间品贸易自由化有利于提高企业的就业创造与就业净增长，以及降低企业的就业破坏。我们还采用斯皮尔曼（Spearman）等级相关系数检验中间品关税与企业就业净增长、就业创造及就业破坏之间的相关性，得到相关系数分别为-0.212、-0.125和0.171，伴随概率均为0.00，这再次有力地支持了以上判断。 四、中间品贸易自由化与就业变动：基本估计结果 （一）基准模型设定及估计结果⑨ 为了有效地识别中间品贸易自由化对制造业企业就业变动的影响效应，我们拟引入一个新颖的准自然实验进行研究。根据中国的贸易政策，海关对加工进口企业所进口的原材料、零部件等中间品实行免关税，而对一般进口企业征收关税。中国加入WTO之后引发了大幅度的关税减免，因此，一般进口企业面临的进口中间品关税率在2001年之后出现迅速下降；但加工进口企业由于长期享受免关税优惠政策，其面临的进口中间品关税率也就基本不变。据此，我们可把中国加入WTO的政策冲击视为一次准自然实验，把制造业中从事进口贸易的企业划分为一般进口企业和加工进口企业两种类型，其中将一般进口企业作为处理组，将加工进口企业作为对照组，进而构造如下基准倍差法模型：
其中，下标i表示企业，j表示行业，k表示地区，t表示年份。分组虚拟变量treatment取1时表示一般进口企业，即处理组；取0时表示加工进口企业，即对照组。wtopost为时间虚拟变量，其中2001之后的年份取值为1，2001年及其之前的年份取值为0。根据考察对象的不同，因变量FJ可分别用企业就业创造（FJCreation）、企业就业破坏（FJDestruction）和企业就业净增长（FJNet）来表示。为了更有效地识别中间品贸易自由化对企业就业变动的影响，我们在控制变量集合
中考虑了以下因素：企业工资增长率（wagegr），用来控制工资因素对就业变动的影响；企业进口（impint），采用企业进口额与企业销售额的比值来衡量，用于控制进口竞争对就业变动的影响；企业出口（expint），采用企业出口额与企业销售额的比值来衡量，加入该变量可用来控制出口开放因素对就业变动的影响；⑩企业销售额增长率（salesgr），在计算销售额增长率之前采用以1999年为基期的工业品出厂价格指数进行平减，加入该变量主要是为了控制地区—行业的需求因素对就业变动的影响；地区实际GDP增长率（gdpgr），首先采用以1999年为基期的GDP缩减指数对各地区名义国内生产总值进行折算，然后在此基础上计算1999-2007年各地区实际GDP增长率；地区—行业层面的赫芬达尔指数（hhi），用来衡量企业市场集中度，如果该指数越大则表明企业市场集中程度越大，即垄断性越高。此外，我们还控制了非观测的行业特征
和非观测的地区特征
表1报告了中间品贸易自由化与企业就业变动的基准估计结果。(11)先分析中间品贸易自由化对企业就业创造的影响（表1前两列），其中第（1）列没有加入控制变量，第（2）列在此基础上加入了各个控制变量，结果发现，倍差法估计量treatment×wtopost的回归系数为正且在1%水平上显著。这表明，与加工进口企业相比，一般进口企业的就业创造在WTO之后显著提高了0.019个单位，即中间品贸易自由化显著促进了企业就业创造。对其可能的解释是，一方面，中间品贸易自由化可以直接降低企业对于中间投入品的进口成本和交易成本，企业的利润水平随之提高，进而使得企业具有更强的成长能力（Angelini & Generale，2008），盛斌和毛其淋（2015）对中国的研究也发现，中间品关税减让显著地促进了企业成长，而企业规模的扩张显然会提供更多的就业机会；另一方面，中间品贸易自由化还会促进部分非出口企业进入出口市场以及已出口企业提高其出口密集度（Bas，2012；田巍和余淼杰，2013），随着企业海外销售市场的扩张以及销售量的增加，企业对就业的需求也会增加。表1第（3）和第（4）列以企业就业破坏为因变量，从第（4）列完整的回归结果可以看到，中间品贸易自由化显著降低了企业的就业破坏，具体而言，与加工进口企业相比，一般进口企业的就业破坏在WTO之后显著降低了0.006个单位。中间品贸易自由化降低企业就业破坏的可能原因在于，正如前文分析所指出的，中间品贸易自由化提高了企业的成长性，同时有利于企业扩张海外出口市场和增加销售量，因此在总体上降低了企业对就业的削减。最后，我们把中间品贸易自由化对企业就业净增长的影响报告在表1最后两列。我们发现，倍差法估计量的回归系数显著为正，表明中间品贸易自由化显著促进了企业的就业净增长，即在控制了其他影响因素之后，与加工进口企业相比，一般进口企业的就业净增长在WTO之后提高了0.025个单位。进一步通过比较表1第（2）、第（4）和第（6）列的回归结果可以看到，中间品贸易自由化对企业就业净增长的促进作用是通过“提高就业创造”和“降低就业破坏”两个渠道同时起作用的，其中“提高就业创造”这一渠道的影响程度相对更大。 （二）异质效应模型估计结果
上文研究显示，中间品贸易自由化对企业就业变动具有显著的影响。但这一分析只是平均意义上的，而掩盖了同一个地区和行业内部不同企业的异质性，特别是忽略了不同生产率企业的就业在面临中间品贸易自由化时可能具有不同的反应。为了更深入地考察中间品贸易自由化与企业就业变动之间的关系，我们在基准模型的基础上引入企业相对生产率(12)（reltfp）、两两交叉项(13)（treatment×reltfp、wtopost×reltfp）以及三重交叉项（treatment×wtopost×reltfp）。表2报告了中间品贸易自由化对企业就业变动的异质效应。其中第（1）列以企业就业创造（FJCreation）为因变量，结果显示，三重交叉项的估计系数显著为正，表明相对生产率越高的企业，中间品贸易自由化对其就业创造的促进作用越大，即中间品贸易自由化对企业就业创造的影响存在异质性。此外我们还发现，在引入三重交叉项之后，倍差法估计量的估计系数为正但未能通过10%水平的显著性检验，这意味着中间品贸易自由化并非对所有企业的就业创造均具有显著正向的影响，尤其是对于相对生产率较低的企业，其影响程度甚微。表2第（2）列报告了中间品贸易自由化对不同生产率企业就业破坏（FJDestruction）的异质性影响。从中可以看到，三重交叉项的估计系数在1%水平上显著为负，说明中间品贸易自由化对企业就业破坏的抑制作用将随着企业相对生产率的提高而增强；与表1第（4）列回归结果不同的是，在加入三重交叉项之后，倍差法估计量的回归系数显著为正，这表明中间品贸易自由化倾向于促进低生产率的就业破坏。表2第（3）列还报告了中间品贸易自由化对企业就业净增长（FJNet）的异质性影响。回归结果也表明，中间品贸易自由化对不同生产率企业就业净增长的影响具有显著异质性。具体而言，对于相对生产率较低的企业，中间品贸易自由化对其就业净增长会产生显著的抑制作用，而随着企业生产率的提高，中间品贸易自由化则倾向于促进企业的就业净增长。 综合上述分析，中间品贸易自由化对不同生产率企业的就业变动具有异质性影响，即它促进了低生产率企业的就业破坏，但会促进高生产率企业的就业创造。我们认为导致这一结果的可能原因是，不同生产率企业在受到中间品贸易自由化冲击时所做出的反应不一致。例如在中间品关税下降之后，企业可以以更低的成本获得进口的中间投入品，进口企业的生产成本下降，其生产的产品价格将随之下降，这意味着国内市场竞争加剧，那么市场中生产率较低的企业为了生存，可能会通过削减就业人员的方式来降低可变生产成本。但另一方面，根据新新贸易理论，生产率是决定企业是否出口的重要因素，只有当企业的生产率水平高于某个临界点时，企业才能克服出口固定成本进而选择进入出口市场（Melitz，2003）。尽管中间品贸易自由化降低了出口进入的临界点生产率水平，但只有生产率较高的那部分国内企业才能跨越出口生产率门槛，进而选择出口。由此可见，只有生产率越高的企业，才能充分利用中间品贸易自由化的机遇进入海外市场和扩大销售量，最终创造更多的就业机会；生产率越低的企业因难以跨越出口生产率门槛而继续停留在国内市场，而加剧的国内市场竞争会迫使这部分企业通过裁员来降低可变生产成本，进而导致较大幅度的就业破坏。 （三）中间品贸易自由化与就业的广延边际变动 以上分析从企业就业创造、就业破坏以及就业净增长等三个角度考察了中间品贸易自由化对制造业就业变动的影响，而这三个视角均是对存续企业而言的，因此可视为企业就业的集约边际变动。除此之外，中间品贸易自由化还可能会影响企业的市场退出行为，而企业退出表现为就业从有到无的过程，因此可视为企业就业的广延边际（extensive margin）变动。根据这一思路，我们可通过构企业退出（
）的影响因素模型来检验中间品贸易自由化对就业广延边际变动的影响。若企业i在t与t+1期之间退出，则
取1，否则取0。
表2第（4）和第（5）列检验中间品贸易自由化对就业广延边际变动的平均影响效应，其中表2第（4）列采用probit方法进行估计，我们发现倍差法估计量的回归系数为负但未能通过10%水平显著性检验，这表明在平均意义上，中间品贸易自由化对企业退出概率具有微弱的抑制作用。为了稳健起见，表2第（5）列采用logit方法进行估计。回归结果显示，倍差法估计量为负且在10%水平上显著，这再次表明，中间品贸易自由化在平均意义上降低了企业的退出概率。表2第（6）列采用probit方法估计了中间品贸易自由化对就业广延边际变动的异质性影响。从中可以看到，在引入企业相对生产率、两两交叉项以及三重交叉项变量之后，倍差法估计量的回归系数变为显著为正，这表明中间品贸易自由化显著促进了低生产率企业的退出；而三重交叉项的估计系数显著为负，这就意味着，随着企业相对生产率的提高，中间品贸易自由化对企业退出的促进作用逐渐减弱，即中间品贸易自由化倾向于降低高生产率企业的退出概率。由此可见，中间品贸易自由化对就业的广延边际变动也具有显著的异质性影响效应。这也较好地解释了表2第（4）列中倍差法估计量的显著性较低的原因，因为中间品贸易自由化一方面提高了低生产率企业的退出概率，但与此同时降低了高生产率企业的退出概率，故而从样本总体上来看，中间品贸易自由化对企业退出的平均影响效应较为微弱。最后，表2第（7）列的logit回归结果也进一步证实中间品贸易自由化对就业广延边际变动的确具有显著的异质性影响。实际上也不难理解中间品贸易自由化对就业广延边际变动的异质性影响，如同前文分析所提及的，中间品贸易自由化降低了进口企业的生产投入成本，这又会进一步降低其所生产产品的市场价格，国内市场的竞争会因此而加剧，生产率较低的企业可能因无法抵御激烈的市场竞争而被迫缩小规模，甚至完全退出市场（Groizard et al.，2015）；而相反，生产率较高的企业则可以利用中间品贸易自由化的机遇进入海外市场，这不仅抵消了一部分国内市场竞争加剧带来的负面冲击，同时也有可能因海外市场扩张和销售量增加进而大大降低了其退出市场的可能性。 （四）稳健性检验(14) 本文微观层面研究所得的主要结论是，中间品贸易自由化对企业就业变动（包括集约边际与广延边际）具有显著的异质性影响，为了保证这一结果的可靠性和稳定性，下面我们从多个方面进行稳健性检验：第一，在回归模型中加入行业最终品关税（
），以进一步控制最终品关税减让的可竞争效应；第二，借鉴Bas & Strauss-Kahn（2012）的做法，将标准倍差法模型中时间虚拟变量wtopost替换为企业中间品关税率
重新进行估计；第三，采用Tobit方法估计中间品贸易自由化对企业就业创造与企业就业破坏的影响；第四，在回归中进一步控制国有企业改革和外资进入管制放宽这两个政策的影响。(15)通过上述检验后发现，本文的核心结论依然成立。除此之外，为了保持研究的完整性以及出于稳健性的考虑，我们还考察了中间品贸易自由化与行业层面就业变动之间的关系。结果发现，中间品贸易自由化一方面显著提高了行业的就业创造率，另一方面抑制了行业的就业破坏率，并显著促进了行业层面就业净增长率的提高。 五、中间品贸易自由化与就业变动：地区制度环境重要吗？ 这一部分在基准模型的基础上引入制度环境指数变量（inst）以考察地区制度环境在中间品贸易自由化影响就业变动时所发挥的作用。本文借鉴张杰等（2010）的做法，采用inst=market·（1-diseg）进行刻画，其中market为市场化指数，数据来自樊纲等（2010）编制的中国市场化指数报告，diseg为市场分割指数，与陆铭和陈钊（2009）类似，这里也采用价格指数法来衡量地区的市场分割程度。 为了直观起见，我们利用回归结果和样本实际数据模拟了中间品贸易自由化对处于不同制度环境地区的企业就业变动的边际效应，(16)如图2所示。其中图2A为中间品贸易自由化对企业就业创造的边际影响，可以发现，当地区的制度环境指数较低时，中间品贸易自由化的边际效应趋近于0轴，即中间品贸易自由化对处于制度较差地区中的企业就业创造的影响较为微弱。随着地区制度环境指数的逐步提高，中间品贸易自由化的边际效应越来越大，说明中间品贸易自由化对企业就业创造的提升效应确实与地区的制度环境有关。图2B展示了中间品贸易自由化对处于不同制度环境地区的企业就业破坏的影响效应，不难发现，地区制度环境强化了中间品贸易自由化对企业就业破坏的抑制作用。中间品贸易自由化对处于不同制度环境地区的企业就业净增长的影响展示在图2C中，结果显示，当地区的制度环境指数较低时，中间品贸易自由化未能促进企业的就业净增长，但在制度环境较好的地区，中间品贸易自由化显著促进了企业的就业净增长，而且这种促进作用随着地区制度环境指数的提高而增强。图2D进一步模拟了中间品贸易自由化对就业广延边际变动的边际影响，可以直观地看到，只有在制度环境较好的地区，中间品贸易自由化才能显著地降低企业的退出概率。 综合上述分析可知，良好的地区制度环境有利于强化中间品贸易自由化对制造业就业集约边际变动与广延边际变动的影响。对此可能的解释是，尽管从理论上而言，中间品关税减让能够增加国内企业可获得的进口中间品种类（Grossman & Helpman，1991）以及降低进口中间品的进口成本，进而有利于提高企业的成长能力，但实际上，一些中间品的生产会涉及专用性投资，合约的不完全性则会导致这部分专用性投资无法写入合约或向等第三方（如法庭）证实，国外供应商就有可能在事后的再谈判过程中面临被“敲竹杠”的风险（Hart & Moore，1990），其结果是国外供应商对中间品生产的投资不足。一个可行的解决方法是让国外中间品供应商与国内进口商（即买方）签订合约（Ahsan，2013）。不过合约能否得到有效的执行则往往取决于一个地区的制度环境，即与那些位于制度环境较差地区的企业相比，在制度环境越完善的地区，买方企业相对更容易与国外中间品供应商之间达成合约关系。(17)于是，在中间品贸易自由化发生之后，位于制度环境越好的地区的企业能够从中获得更广范围的进口中间品种类、中间品的进口成本也会更低。除此之外，在进口的中间品进入国内市场之后，企业能否顺畅地获得这些中间品还可能与地区制度环境有关。通常而言，在制度环境越好的地区，其市场分割程度往往较低，这有利于生产要素与产品的自由流动，进而降低了运输成本和企业获得中间品的时间成本。显然，这些都有利于提升企业的成长能力，进而有助于促进自身的就业净增长以及降低退出市场的可能性。
六、进一步分析：中间品贸易自由化、就业再配置与行业生产率 上述分析表明，中间品贸易自由化会显著促进低生产率企业的就业破坏和提升高生产率企业的就业创造，同时还会促进低生产率企业的市场退出。受此启发，这一部分进一步分析中间品贸易自由化、就业再配置与行业生产率的关系。首先我们采用Melitz & Polanec（2015）的分解框架对行业生产率增长进行动态分解，具体构建如下动态分解恒等式：(18)
其中，
表示行业总体生产率，权重
用企业i的就业人数占行业j总就业人数的比重来衡量。在上式中，第①项为存活企业自身生产率水平变动效应；我们将第②项称为第一类资源再配置效应（记为reallo1），表示在存活企业内部实现的资源再配置；将第③项与第④项之和称为第二类资源再配置效应（记为reallo2），表示因企业进入退出（或企业更替）行为导致的资源再配置。我们利用（4）式对2000-2007年中国工业企业数据在三位码行业上进行动态分解，在此基础上构建以下计量模型进行分析：
表3第（1）列报告了中间品贸易自由化对行业总体生产率增长（
）的影响，从中可以看到，中间品关税减让显著促进了行业总体生产率的增长。不过我们更为感兴趣的问题是，中间品贸易自由化促进行业生产率增长的作用机制是什么？根据本文第四部分的实证研究，我们可以推测，由加入WTO政策冲击所引致的就业再配置（包括就业创造与就业破坏）可能是中间品贸易自由化提高行业总体生产率的影响渠道。为了检验这一推测，我们在表3第（1）列的基础上进一步纳入行业就业创造率、就业破坏率以及它们与中间品关税的交叉项，估计结果报告在表3第（2）列。结果显示，交叉项
的估计系数显著为负，这表明中间品贸易自由化确实会通过就业再配置（包括就业创造与就业破坏）的途径作用于行业生产率。此外我们也注意到，在加入两个交叉项之后，行业中间品关税的估计系数绝对值和显著性水平与第（1）列相比出现明显下降，这也就进一步表明就业再配置是中间品贸易自由化促进行业生产率增长的一个重要渠道。表3第（3）列以存活企业自身生产率水平变动（
）为因变量，从中可以看出，中间品贸易自由化通过就业创造渠道显著提高了存活企业自身生产率水平；但相比之下，就业破坏渠道对存活企业自身生产率水平变动的影响较弱。表3第（4）列以第一类资源再配置效应（reallo1）为因变量，从回归结果可以看出，中间品贸易自由化通过影响就业破坏率的途径显著提高了第一类资源再配置效率。另外，交叉项
的回归系数为负但不显著，这意味着，中间品贸易自由化也在一定程度上通过就业破坏率渠道提升第一类资源再配置效率。最后，我们还在表3第（5）列考察了中间品贸易自由化对第二类资源再配置效应（reallo2）的影响。两个交叉项的估计系数均显著为负，这表明中间品贸易自由化通过影响就业再配置的途径显著提高了第二类资源再配置效率。 七、结论与政策启示 本文利用2000-2007年中国制造业企业的生产和贸易数据，采用倍差法研究了中间品贸易自由化对中国制造业就业变动的影响。结果表明，中间品贸易自由化显著促进了制造业企业的就业净增长，并且是通过“提高就业创造”和“降低就业破坏”两个渠道同时起作用的。我们还发现，中间品贸易自由化促进了高生产率企业的就业净增长，但会促进低生产率企业的就业破坏。此外，本文还考察了中间品贸易自由化对就业广延边际变动的影响，发现中间品贸易自由化降低了高生产率企业的退出概率，但同时促进了低生产率企业的市场退出，进而导致这部分企业的就业出现“彻底性”破坏。本文研究的一个新颖之处在于特别强调了地区制度环境的重要性，发现良好的地区制度环境有利于强化中间品贸易自由化对制造业就业集约边际变动与广延边际变动的影响。最后，我们进行了拓展研究，发现就业再配置效率的改善是中间品贸易自由化促进制造业生产率增长的重要渠道。
本文研究具有重要的政策含义。由于中间品贸易自由化在总体上显著促进了制造业企业的就业增长，因此继续推进和深化贸易自由化改革对于缓解乃至解决现存的“就业难”问题是一项重要的政策举措。在近期，中央政府相继在上海、广东、天津、福建设立自由贸易试验区，大力推动了贸易自由化改革，将有利于带动制造业的就业创造。本文研究还显示，只有生产率高的企业才能充分利用贸易自由化的机遇来实现规模壮大和就业扩张。因此，在贸易自由化的大环境下，企业自身还需要不断地进行自主创新以提升生产效率和市场竞争力，进而更好地融入经济全球化浪潮以获取经济利益的“蛋糕”。本文的另一个重要发现是，中间品贸易自由化对制造业就业的提升效应与所在地区的制度环境有着紧密关联，因此，在继续深化外部贸易自由化改革的同时，还应该特别注意进一步推进内部市场化改革、不断完善国内制度环境，以使贸易自由化的就业创造效应得到更有效的发挥。 特别感谢两位匿名审稿人提出的建设性修改意见和评论，当然文责自负。 ①由作者根据WTO的进口关税数据和中国海关数据测算得到，测算方法详见本文第三部分。 ②与既有文献（Amiti & Konings，2007，Bas & Strauss-Kahn，2015）类似，我们用中间品贸易自由化来刻画贸易自由化的成本节约以及多样化优质要素获得效应，而非竞争效应，主要是基于如下考虑：一方面，企业进口的原材料、零部件等中间品大部分是为自身生产所用，因此也就不会对国内其他企业产生竞争效应；另一方面，如果企业为下游行业提供中间品，当这些企业因中间品贸易自由化以低成本进口更多种类的中间品时，可以预见，这些企业会相应地向下游行业提供更多种类的中间品并收取较低的价格，据此也是最终体现为成本节约以及多样化优质要素获得效应，而不是竞争效应。 ③当然，中国加入WTO除了会导致关税减免（即加快进口贸易自由化进程）之外，还可能会影响内部市场的自由化，但内部市场自由化在多大程度上是由加入WTO带来的则难以量化，与既有绝大多数文献类似，本文主要探讨贸易自由化对制造业就业的影响。此外需要说明的是，贸易自由化会涵盖了最终品贸易自由化与中间品贸易自由化，而本文重点讨论中间品贸易自由化，这主要是基于以下考虑：第一，中国加入WTO以来的贸易自由化进程基本上是由中间品贸易自由化推动的（Fan et al.，2015），根据海关贸易数据以及结合BEA分类计算发现，在样本期内，中间品进口占总进口额的比重最高（为74%），其次是资本品进口（占比为19%），而最终品进口所占比重仅有4%。第二，已有的相关文献基本上是研究最终品贸易自由化对就业的影响（Gaston & Trefler，1997；Mouelhi，2003：Kim & Sun，2009；Bottini & Gasiorek，2009；周申，2006），而本文重点考察中间品贸易自由化与就业之间的关系，是对已有研究的一个有益的补充。感谢审稿人建议我们对此进行阐述。 ④本文将在第四部分详细介绍该研究方法。 ⑤需要说明的是，由于工业企业数据库只采录大中型非国有企业和全部国有企业，若直接根据法人代码信息识别企业状态则会产生虚假的进入退出。为了更准确地识别企业的进入退出，本文借鉴毛其淋和盛斌（2013）、马弘等（2013）的方法进行如下处理：第一，使用企业的成立年份、营业状态和出现在样本中的初始年份来进一步识别企业究竟是进入、退出还是存活；第二，对于企业在某年份消失而后又出现的情形，统一将其视为存活企业，因为这很有可能是由于企业规模变动导致的，否则将会高估企业的更替程度。 ⑥其中，生产数据中的企业代码是9位数，而海关贸易数据中的企业代码则是10位数。 ⑦根据企业就业创造与企业就业破坏变量的定义，对于它们的测算是针对存续企业而言的，因此这里的就业变动可视为集约边际（intensive margin）的变化。 ⑧鉴于数据的可获得性，这里的投入权重根据2002年中国投入产出表计算得到。此外，考虑到投入权重可能随时间变化，在计算2000-2004年和2005-2007年时间段的投入权重时分别使用了2002年和2007年的中国投入产出表，计算结果非常相似。 ⑨为了检验合并样本的磨损是否会影响回归结果，本文还进行了如下检验：我们用行业层面的中间品关税率衡量中间品贸易自由化，然后分别利用工业企业全样本、两套数据合并后样本进行估计。结果表明，行业中间品关税的影响在合并样本中的作用与全样本中的是一致的，即具有相同的方向与统计显著性。据此可认为，本文合并的样本数据在回归结果上是可以代表全样本的结果的。感谢匿名审稿人的建议。 ⑩需要说明的是，本文主要研究中间品贸易自由化对企业就业变动的影响，而中间品贸易自由化刻画的是进口贸易自由化的成本节约以及多样化优质要素获得效应，因此在模型中控制impint与expint可以更好地识别出中间品贸易自由化对企业就业变动的作用；另外，已有研究（如Bottini & Gasiorek，2009：Colantone，2012；毛日昇，2013）均发现进口竞争与出口开放因素对就业变动有重要的影响，因此加入这两个变量可以降低遗漏变量偏差。 (11)需要说明的是，倍差法估计的有效性还取决于同趋势性假设是否成立，即要求在没有外来政策干预的情况下，处理组与对照组的结果变量应沿着相同的轨迹变动。据此，本文利用2000-2001年的样本对同趋势性假设进行了检验，结果发现，一般进口企业与加工进口企业的就业变动满足同趋势性假设。感谢审稿人的建议。
(13)感谢匿名审稿人建议加入两两交叉项以降低遗漏变量偏差。 (14)限于篇幅，这里没有给出稳健性检验结果，感兴趣的读者可以向作者索取。 (15)与白重恩等（2006）类似，我们采用非国有资本占总资本的比例来表示国有企业改革；此外，借鉴Lu & Yu（2015）的做法，用行业层面外资企业数的对数值来衡量外商直接投资。 (16)限于篇幅，这里没有报告考虑制度环境指数之后的回归结果，感兴趣的读者可向作者索取。 (17)这主要是因为，法律争端的解决通常需要消耗一定的时间和物力成本，如果制度环境越好，那么为其所支付的成本也就越低，因此，国外中间品供应商也就更愿意与制度环境较好地区的企业签订合约。 (18)限于篇幅，这里没有给出动态分解恒等式的具体推导过程，感兴趣的读者可向作者索取。
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