出口企业转型对中国劳动力就业与工资的影响——基于倾向评分匹配估计的经验分析，本文主要内容关键词为：劳动力论文,中国论文,出口企业论文,倾向论文,评分论文，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。
截稿：2011-02
一 引言
与传统国际贸易理论不同，新新贸易理论从企业异质性角度重新审视了国际贸易对企业绩效的影响，其核心结论是贸易开放将促使生产资源从低效率企业集中转移到高效率企业，原因在于那些拥有较高生产率的企业将因贸易开放而获得更多的市场进入机会，而低效率企业由于无法有效应对外部市场竞争压力，其规模萎缩甚至是选择退出(Melitz，2003；Bernard et al.，2003；Bernard et al.，2007)。Melitz(2003)强调由于面临进入出口市场的高昂初始固定成本，只有那些拥有高生产率的企业才能克服进入别国市场的固定成本顺利实现出口，而那些生产率较低的企业只能选择内销或是退出出口市场。Melitz(2003)的结论得到了大量经验文献的支持，包括企业出口面临较高的沉没成本(Roberts and Tybout，1997)，出口企业往往拥有更高的全要素生产率等企业特征(Bernard and Jensen，1999、2004)。
值得注意的是，上述文献都是从企业进入出口市场的角度来研究企业出口行为，但对企业出口行为的动态变化却没有给予足够的重视。事实上，在新企业不断加入出口行列的同时，也有大量企业退出出口市场或减少出口份额，即企业出口行为本质上是一个动态过程。一些学者注意到了企业出口行为的这种动态过程，尤其关注出口企业的退出出口行为。Eaton等(2007)对哥伦比亚企业数据的研究表明，与那些持续多年出口的企业相比，新出口企业不仅出口规模较小，而且更有可能在下一年退出出口。Ruhl和Willis(2008)在Melitz模型中加入了企业出口的动态调整行为，其模型的数值模拟结果表明新出口企业在下一年能够继续出口的概率值约为62％。Girma等(2003)更为关注出口企业退出国际市场后所产生的可能影响。作者采用英国制造业企业数据的经验研究表明，与企业退出出口对生产率的短期冲击相比，企业退出国际市场对企业产出与就业规模的影响要更为长远。需要强调的是，尽管上述文献已经开始注意出口企业退出出口这一现象，但是迄今为止此类研究尤其是对出口企业减少出口份额的研究为数不多。
中国对外贸易的发展历程也验证了企业出口行为的动态变化。中国出口贸易经历了长时期的扩张后，近年来越来越多的出口企业出现了产品内销的转型现象。这一现象的出现既是受到全球经济低迷导致的外部需求萎缩的被动影响，也是出口导向型经济增长模式难以持续的主动调整。例如，从外部需求下滑对中国出口贸易的影响来看，根据海关统计数据，2009年中国对外贸易进出口总值为22 072.7亿美元，比2008年下降13.9％；出口为12 016.7亿美元，下降16％。
出于对已经多年保持高速增长的出口贸易可持续发展潜力的担忧，扩大内需、提高国内需求对中国经济增长的贡献已经显得日益重要。针对中国企业出口的贸易争端频繁发生，近年来出口鼓励政策的调整(如出口退税方案的调整)更是强化了这一宏观调整趋势。因此，无论是作为企业对外部需求冲击的被动应对，还是企业为了顺应宏观增长模式的主动调整，出口企业转型已经成为中国对外贸易发展中不可忽略的现象。
基于中国工业企业的持续跟踪数据，本文主要考察出口企业转型所带来的经济影响。具体地，我们尤其注重企业出口转型对劳动力就业与工资水平的影响评估：出口企业的转型行为对员工就业状况和收入水平的影响及其影响机制。Bernard和Jensen(1999)、Greenaway和Kneller(2007)的结论都表明企业能够通过出口中学效应从出口活动中获益，那么企业一旦退出国际市场后是否会产生负面的冲击效果？为了准确回答这一核心问题，我们基本研究思路如下。
我们采用2000-2006年持续经营的工业企业数据，试图从微观层面考察出口企业转型对就业与工资的影响。我们将“出口企业转型”这一核心样本定义为那些原本出口后来又选择退出出口或提高其内销份额的企业。具体地，我们将样本企业按其出口密集度(export intensity)①高低划分为高度、中度、低度外销型以及完全内销型企业等4种类型，分别代表了由高至低的4个出口密集度梯度，将“企业于某一年开始落入更低级别的出口密集度梯度”视作“出口企业转型”。显然，通过比较企业在转型前、后的就业和员工收入情况，我们可以大致判断这一选择对后者的影响。然而，这一研究思路的困难在于我们很难将企业销售转型与其他影响就业与工资的因素相区分。如果我们发现企业转型后其员工收入得到了明显的提高，我们难以断定这一结果究竟是来自企业出口转型的结果，还是受到宏观经济或企业其他行为的影响。例如，由于劳动力市场供给与需求状况的改变使得员工收入出现了普遍的上升，而这显然与出口企业是否选择转型无关。为了克服这一研究难点，我们采用匹配分析技术(matching)来鉴别出口企业转型与就业和工资的因果关系。
具体而言，我们为每一家转型出口企业挑选可供比较的配对企业，即配对企业是那些在考察期间出口行为未发生转型且与转型出口企业属于同一出口密集度梯度的外销型企业。我们将前者称为处理组企业(treated group)，将后者称为对照组(comparison group)。通过比较配对后处理组企业与对照组企业就业和工资的变化情况，我们得以客观地评价出口企业转型行为对其员工就业与工资收入的实际影响。本研究的可能贡献有下述几点：
首先，本文以“出口企业转型”为研究视角，为客观评估出口贸易对就业与工资的影响提供了一定的微观经验证据。为数众多的出口企业开始选择退出国际市场或是提高其产品内销比重，对这一企业行为的研究无疑有助于我们更好地理解出口贸易对劳动力市场的实际影响。尤其是当前金融危机引发的全球经济下滑不仅对中国出口贸易造成了巨大冲击，而且也严重影响了国内劳动力就业与收入增长，②因而研究企业出口转型与就业、收入的关系就变得尤为重要了。
其次，基于科布-道格拉斯(C-D)生产函数并结合已有经验研究的结论，我们经过简单推导得到了出口企业转型影响劳动力就业与工资的主要途径即改变产出和劳动生产率，并在经验分析过程中对此进行了验证。
最后，本文采用匹配分析方法能够较好地避免一般回归分析所带来的估计偏误，从而客观度量企业出口转型的实际影响。Wagner(2002)、Schank等(2007)采用匹配分析方法考察了企业出口对员工收入的影响，但这些研究都是侧重于考察新出口企业，而鲜有文献对出口企业退出出口或降低出口份额的行为进行研究。为了得到稳健性的估计结果，我们根据企业出口密集度差异区分了高、中、低度外销型等出口企业转型后的影响差异，从而能够更为细致地考察不同类型出口企业不同转型行为的就业效应和工资效应。
本文其余部分的结构安排如下：第二部分为模型构建与统计描述；第三部分为模型估计与经验分析；第四部分是基于不同情况的稳健性分析；最后为结论性评述。
二 模型构建与统计描述
(一)模型构建
我们的研究目的是考察出口企业转型对就业吸纳能力和工资给付能力的作用。为了便于分析，我们将企业按其出口密集度高低划分为4种类型：出口密集度落入区间(0.8，1]的企业为高度外销型企业，出口密集度落入区间(0.3，0.8]的企业为中度外销型企业，出口密集度落入区间(0，0.3]的企业为低度外销型企业，出口密集度为零的企业为完全内销型企业，分别代表了由高至低的4个出口密集度梯度，将“企业于某一年开始落入更低级别的出口密集度梯度”视作“出口企业转型”。不同梯度出口密集度区间的选取主要基于处理组企业数目和对照组企业数目最大化的考虑。
在构建模型之前，我们先了解中国出口企业转型发生的频率。以2001年开始转型的出口企业为例对此进行说明。在我们研究的50 211家在样本期间内持续经营的工业企业中，2000年高度外销型企业数为8059家，至2001年共1144家企业发生转型，一年之内转型频率为14.19％；2000年中度外销型企业数为3820家，至2001年共767家企业发生转型，一年之内转型频率达20.08％；2000年低度外销型企业数为5059家，至2001年共911家企业发生转型，一年之内转型频率达18.01％。由此可知，进入21世纪以后，出口企业转型并非小概率事件。
根据Das等(2007)、Ruhl和Willis(2008)文献的结论，我们的基本假设主要包括以下两点：(1)与企业出口类似，出口企业的转型行为应该是一个自我选择的过程(Ruhl and Willis，2008)，这是本文经验分析的关键假设。正是为了处理出口企业转型行为的内生性问题，本文采用了倾向评分配对方法(propensity score matching，PSM)，从企业生产率、就业规模、财务状况等多类指标对出口企业转型的自选择效应进行控制。(2)企业出口行为的动态性受到外部需求、汇率变化等企业外部因素的影响(Das et al.，2007)。由于这些外部影响因素都是不可观测的，因此我们采用倍差法得以有效地处理这些宏观层面因素对企业出口行为动态过程的影响。因此，本文经验分析所采用的方法为基于倍差法的倾向评分匹配估计。
但这种替代存在一个前提，即若不存在转型行为，则处理组企业与对照组企业就业或工资水平的时间变化路径是平行的。但根据Abadie(2005)的研究方法，当处理组企业与对照组企业在影响企业就业和工资水平的一些因素上存在较大差异时(即前文所提及的“自选择效应”)，即当存在着一些因素同时影响企业就业和工资水平的变化及其转型行为时(称为共同影响因素)，上述前提条件将不被满足。为了使上述替代满足这个前提条件，已有文献的通常做法是将共同影响因素作为匹配变量，然后按照这些匹配变量从对照组中挑出与处理组最为接近的观测值(即配对)进行相应的替代。
根据条件独立性条件，在已有理论与经验文献的基础上(Loecker，2004；Hansson and Lundin，2004)，我们将匹配向量
中包括的变量设定如下：劳动生产率变量lprod；就业规模变量llabor；工资水平变量lnw；出口密集度变量expshare；财务状况变量finance；企业在商品上的竞争能力变量margin；企业所在行业(2分位)竞争度变量comp；企业所在省市的经济发展水平变量pgdp。匹配变量的数值时期均为滞后1期，各变量的定义及度量方法见表1。其中，企业所在2分位行业的产品销售收入和企业单位数数据来源于《中国工业经济统计年鉴》，企业所在省市的人均GDP数据来源于《中国统计年鉴》。
由于本文的主要研究目的在于考察出口企业转型对就业吸纳能力和工资给付能力的作用，以及这种作用的时间延续性，因此我们只选择2001年开始转型的出口企业进行分析。2001年开始转型的出口企业转型行为对就业增长与工资增长的影响可以追溯至转型后第5年，这更有利于判断转型影响的时间延续性。后文将对此进行稳健性分析。
(二)统计描述
本研究的数据来源于国家统计局的《工业企业统计年报》(2000-2006年)。2004年《工业企业统计年报》并未统计“出口交货值”数据，从而无法获知2004年各企业的出口状况，而企业出口状况变量为本文分析中的一个关键变量，因此我们将2004年从样本期间中剔除。每一年均存在企业的退出与进入，我们选择那些在2000-2006年持续经营的企业(58 941家)作为分析样本。但其中一些企业在本研究的一些关键变量上存在缺失或异常值，所以我们在选择最终的分析样本时，对58 941家企业进行了如下筛选：首先，我们去掉了任一年份中“出口交货值”存在缺失值或小于零值的企业样本；其次，我们去掉了任一年份中“工业销售产值”、“产品销售收入”、“从业人员年平均人数”、“固定资产净值年平均余额”、“应付工资总额”存在缺失值、零值或小于零值的企业样本。最后，我们共得到50 211家样本企业。
表2列出了2000年高度外销型企业、中度外销型企业、低度外销型企业以及完全内销型企业在如表1所列匹配变量上的均值。由表2各列指标的对比结果可知，不同出口密集度梯度的企业，其经营表现也存在着显著差异。高度外销型企业的平均出口密集度达97.0％，中度外销型企业的平均出口密集度为55.3％，低度外销型企业的平均出口密集度为10.3％，而全部企业的平均出口密集度为20.8％。低度外销型企业的就业规模、平均工资水平和劳动生产率为4种类型企业中最高者，其次为中度和高度外销型企业，而完全内销型企业的就业规模、平均工资水平和劳动生产率为4种类型企业中最低者。低度外销型企业在商品市场上的竞争能力为所有企业类型中最大者，完全内销型企业次之，接着为中度外销型企业，而高度外销型企业为最低者。也就是说，存在出口活动企业的就业规模、平均工资水平和劳动生产率均高于完全内销型企业。这与Melitz(2003)等的结论一致，但存在出口活动企业的竞争能力却普遍低于完全内销型企业；在出口企业内部，出口企业的就业规模、平均工资水平、劳动生产率和竞争能力与其出口密集度呈现出一定的负相关关系。
虽然出口企业的就业规模与工资水平同其出口密集度呈现出一定的负相关关系，但我们也不能由此认为出口企业向更低级别的出口密集度梯度转移的转型行为，会有利于扩大就业规模和提高工资水平。以C-D形式的生产函数为例对此进行说明。
因此，出口贸易(转型)影响就业规模的主要途径为改变产出和生产率，⑤影响工资报酬的主要途径为改变商品价格和生产率。⑥基于这两点，若国内需求尚不足以使出口企业转型后维持转型前的产出水平，则出口企业的转型行为将减少就业规模；若出口企业转型后生产率水平得以提高，则一方面会减少就业规模，另一方面却会提高工资报酬。因此，不同类型出口企业的转型行为对就业与工资报酬的影响可能会不同，这有待后文的分析和验证。
三 模型估计与经验分析
高度外销型企业的转型形态包括“转型成中度外销型企业”、“转型成低度外销型企业”和“转型成完全内销型企业”3种类型；中度外销型企业的转型形态包括“转型成低度外销型企业”和“转型成完全内销型企业”两种类型；低度外销型企业的转型形态为“转型成完全内销型企业”。运用形如式(3)的Kernel倾向评分匹配估计对上述各种转型形态进行分析。以高度外销型企业转型成中度外销型企业这一转型形态为例对处理组与对照组的选取进行说明：这种转型形态下处理组“2000年为高度外销型企业，但从2001年开始转型成中度外销型企业”，对照组“2000-2006年均为高度外销型企业”。其余转型形态下处理组与对照组的选取方法与此类似，各转型形态下处理组与对照组企业数目统计情况如表3所示。
(一)高度外销型企业的转型行为分析
1.匹配平衡检验。倾向评分匹配估计的可靠性取决于“条件独立性条件”是否被满足，即要求匹配后处理组企业与对照组企业在匹配变量(转型前1年)上不存在显著差异。如果二者存在显著差异，则表示匹配变量的选取或匹配方法的选择不恰当，Kernel倾向评分匹配估计无效。因此，在报告Kernel倾向评分匹配估计结果之前，需对Kernel配对进行匹配平衡性检验。
依据Smith和Todd(2005b)的研究，我们通过计算配对后处理组企业与对照组企业基于各匹配变量的标准偏差(standardised bias)进行匹配平衡性检验。以匹配变量劳动生产率水平lprod为例对此进行说明。处理组企业与对照组企业基于劳动生产率水平变量的标准偏差为：
标准偏差值越小，说明匹配效果越好。但对于标准差值大到何种程度时可认为匹配效果不好从而导致倾向评分匹配估计无效，目前仍未有统一的标准。因此，我们延用Rosenbaum和Rubin(1985)的观点，认为当匹配变量的标准偏差值的绝对值大于20时可认为匹配效果不好，Kernel倾向评分匹配估计并非可靠估计。
采用式(5)对表1所列匹配变量进行标准偏差计算，同时对处理组企业与对照组企业基于各匹配变量的均值进行均值T检验，以判断二者是否存在显著差异，进一步检验匹配的效果优劣。为了节约篇幅，这里仅列出高度外销型企业转型成中度外销型企业这一转型形态的检验结果(如表4所示)。本文其他转型形态下的倾向评分匹配估计结果均满足匹配平衡检验。
由表4最后一列均值T检验的相伴概率值可知，在配对后，处理组企业与对照组企业在劳动生产率水平、就业规模、工资水平、出口密集度、财务状况、商品市场上的竞争能力、所在行业的竞争度以及所在省市的经济发展水平等方面均不存在显著差异。由各匹配变量的标准偏差计算结果可知，配对后各匹配变量的标准偏差的绝对值均显著小于20，因此可认为本文匹配变量选取合适且匹配方法选择恰当，Kernel配对估计可靠。
2.Kernel倾向评分匹配估计结果分析。为了检验出口企业转型行为对其就业和工资作用的时间延续性，我们将式(3)中的s分别设置为1、2、3、4、5，然后运用Kernel倾向评分匹配估计方法对式(3)分别进行估计，估计时施加了“共同支持”条件，并通过自举获得估计的标准差，估计结果见表5。
2000年高度外销型企业数为8059家，至2001年共14.19％的企业发生转型，其中8.20％的企业转型为中度外销型企业，1.25％的企业转型为低度外销型企业，4.74％的企业转型为完全内销型企业。由表5的估计结果可知，高度外销型企业转型成中度外销型企业对企业就业增长与工资增长的影响在整个样本期间内均不显著。高度外销型企业转型成完全内销型企业对企业的就业吸纳能力产生了显著的负向作用，在转型后的第2年显著降低转型企业的平均就业增长率，降低幅度约为11.5％，且这种负向作用至少会一直持续至转型后第5年，转型对工资增长未产生显著影响。
由表3可知，高度外销型企业转型为低度外销型企业时处理组企业数目仅为5家，不能进行倾向评分匹配估计。因此，我们在估计这一转型行为对企业就业增长与工资增长的影响时，将考察期间缩短为2000-2002年。这样，相应的处理组企业数目为25家，对照组企业数目为6194家。然后再运用倾向评分匹配估计方法对式(3)进行估计，估计结果见表5的最后两列。由估计结果可知，高度外销型企业转型成低度外销型企业会在转型后1年内提高就业增长率，但该作用并不具时间延续性。该转型行为仍然不显著影响其工资增长速度。
由此可知，高度外销型企业的转型行为并不显著影响工资增长速度，但高度外销型企业转型为完全内销型企业会对其就业增长产生显著的负向作用。出口企业转型影响就业的主要途径在于改变产出和生产率，影响工资的主要途径在于改变商品价格和生产率，但由于企业层面的商品价格数据不可获得，以下分析过程中我们假定转型企业与具有相同特征(配对后)的未转型企业具有平行的商品价格变化路径，即出口企业的转型行为并不影响其商品价格。基于此，出口企业转型影响工资的主要途径就变为改变生产率。此外，在C-D生产函数形式下，边际生产率
，即生产率与劳动生产率正相关。为了避免企业生产率水平的估计，以下将直接采用劳动生产率进行替代分析。我们运用相同的方法估计这3种出口企业转型行为对产出和劳动生产率的影响，估计结果表明：高度外销型企业的3种转型行为都不会显著影响转型企业的劳动生产率增长，但转型为完全内销型企业会对转型企业的产出增长产生显著的负向影响，⑦其他两种转型行为对转型企业产出增长的影响不显著。因此，高度外销型企业转型为完全内销型企业对就业增长所产生的显著负向作用主要源于该转型行为对产出的显著负向影响，而高度外销型企业的转型行为并不显著影响工资增长主要是因为转型行为并不显著影响劳动生产率增长。
(二)中度外销型企业的转型分析
2000年中度外销型企业数为3820家，至2001年共20.08％的企业发生转型，其中13.22％的企业转型为低度外销型企业，6.86％的企业转型成完全内销型企业。中度外销型企业转型估计结果见表6。
中度外销型企业转型成低度外销型企业对企业就业与工资的影响在整个样本期间内均不显著，而转型成完全内销型企业对企业的就业吸纳能力产生了显著的负向作用。表现为，中度外销型企业转型成完全内销型企业会在转型后的第1年显著降低转型企业的平均就业增长率，降低幅度约为19.4％，至转型后第2年其降低幅度达27.0％，此后这种负向作用至少会持续至转型后第5年。
与前文分析类似，运用相同的方法估计这两种出口企业转型行为对产出和劳动生产率的影响，估计结果表明：中度外销型企业的这两种转型行为都不会显著影响转型企业的劳动生产率增长，但转型为完全内销型企业会对企业的产出增长产生显著的负向影响，⑧转型为低度外销型企业对转型企业产出增长的影响并不显著。因此，根据前文分析，中度外销型企业转型为完全内销型企业对就业增长所产生的显著负向作用也主要源于该转型行为对产出的显著负向影响，而中度外销型企业的转型行为并不显著影响工资增长主要是因为转型行为并不显著影响劳动生产率增长。这与高度外销型企业转型行为的分析结果类似。
(三)低度外销型企业的转型分析
2000年低度外销型企业数为5059家，至2001年共18.01％的企业转型成完全内销型企业。低度外销型企业转型估计结果见表6的最后两列。由该估计结果可知，低度外销型企业转型成完全内销型企业转型行为对企业的就业吸纳能力产生了显著的负向作用。表现为，企业转型行为会在转型后的第1年显著降低转型企业的平均就业增长率，降低幅度约为8.6％，且这种负向作用至少会持续至转型后第5年，该负向作用的绝对值呈现出随着时间的推移而逐年变大的趋势，至转型后第5年其降低幅度达25.4％。
与前述各估计结果不同的是，低度外销型企业转型成完全内销型企业对企业的工资给付能力产生了显著的负向作用。表现为，企业转型行为会在转型后的第1年显著降低企业的平均工资增长率，降低幅度约为13.6％，且这种负向作用至少会持续至转型后第5年，至转型后第5年其降低幅度为13.4％。与前文分析类似，我们仍然运用相同的方法估计低度外销型企业转型行为对产出和劳动生产率的影响，估计结果表明：转型会对产出增长和劳动生产率增长均产生显著的负向影响，但前者作用的绝对值大于后者。例如，在转型后第1年，转型对企业产出增长的影响为-0.137且在1％的显著性水平下显著，对劳动生产率增长的影响为-0.051且在10％的显著性水平下显著；至转型后第5年，其对产出增长的影响为-0.355且在1％的显著性水平下显著，对劳动生产率增长的影响为-0.134且在5％的显著性水平下显著。因此，由于低度外销型企业转型为完全内销型企业会对劳动生产率增长产生显著的负向作用，进而使这一转型行为对工资增长产生了显著的负向作用；由于这一转型行为对转型企业的产出增长也产生了显著的负向作用，且该作用在绝对值上大于劳动生产率增长率降低带来的就业拉动作用，最终使得这一转型行为对其就业增长也产生了显著的负向作用。
综合前述，只要不退出出口市场，外销型企业转型行为基本不显著影响其就业增长和工资增长；而外销型企业退出出口市场的转型行为对劳动力市场的影响主要体现于降低就业规模方面，且作用途径主要为产出渠道。具体而言，高度或中度外销型企业转型为完全内销型企业会对企业的产出增长产生显著的负向作用，同时并不显著影响其劳动生产率增长，这两种转型行为显著地降低了转型企业的就业规模，但员工工资报酬并不受影响；低度外销型企业转型为完全内销型企业会对产出增长和劳动生产率增长均产生显著的负向作用，且前者作用的绝对值大于后者，由此导致该转型行为对企业的就业规模和员工报酬都产生了显著的负向作用。
我们将不同形态转型行为的第一阶段probit模型即
的估计结果列于表7，可以发现，与转型为完全内销型企业的转型行为相比，其他类型转型行为的自选择效应要弱很多。具体表现为，劳动生产率越低、就业规模越小、平均工资水平越低、财务状况越差的外销型企业越倾向于转型成完全内销型企业。⑨换言之，经营表现越差的外销型企业越倾向于转型成完全内销型企业，但这种自选择效应基本不存在于其他形态的转型行为。因此，转型成完全内销型企业的外销型企业竞争力要低于转型成其他类型的外销型企业，这类外销型企业在退出出口市场后更可能由于国内需求不足或内贸风险加大而缩减产出进而降低就业吸纳能力。在我们所研究的3类分属于不同出口贸易密集度梯度且发生转型行为的外销型企业中，共有5％～18％的企业转型为完全内销型企业。
四 基于不同情况的稳健性分析
本部分内容主要基于不同情况对前文分析得出的主要结论进行稳健性分析。我们共考虑了3种情形：首先是处理组与对照组考察期间的变化，即将原来的2000-2006年考察期间缩短为2000-2003年；其次是不同年份开始转型的差异，即将原来的2001年开始转型行为分析进一步拓展为2002、2003和2005年开始转型的转型行为分析；最后是考虑转型企业在商品市场上竞争能力高低的差异。为了节约篇幅，若无特殊情况，本部分内容不再对出口企业转型影响劳动力就业和工资的机制进行分析。
(一)处理组与对照组考察期间的变化
我们首先分析考察期间的变化对估计结果的影响。上文分析中处理组与对照组的选取均基于2000-2006年的整个样本期间，即处理组为“2001年开始转型后转型行为一直持续至2006年的企业”，相应的对照组为“2000、2006年均未转型的企业”。这里我们将处理组与对照组的考察期间缩短为2000-2003年，即处理组“于2001年开始转型后转型行为一直持续至2003年的企业”，对照组为“2000-2003年均未转型的企业”。各转型形态下处理组与对照组企业数目统计情况如表8所示。由于表5所示的估计结果中，高度外销型企业转型为低度外销型企业这一转型行为估计的考察期间为2000-2002年，因此这里不对这一转型行为的估计结果进行分析。
同前方法，我们对各种出口企业转型行为与企业就业增长与工资增长间的因果效应进行估计，估计结果见表9。由表9可知，将处理组与对照组的考察期间缩短为2000-2003年后，高度外销型企业的转型行为未对就业增长和工资增长产生显著影响，即使高度外销型企业转型为完全内销型企业，也不会显著降低其就业增长速度和工资增长速度。这与表5所示的估计结果存在着一定差异。这种差异留待后文进一步检验。中度外销型企业和低度外销型企业转型行为的估计结果与表5一致，这里就不再做具体分析。
(二)不同年份开始转型的差异
前文分析均只考虑了2001年开始转型的情况，为了检验上述主要结论是否与特定的转型年份有关，我们以高度外销型企业的转型分析为例，对2002-2003和2005年开始转型的情况进行分析。2002年之前一直为高度外销型企业的数目为6915家，2002年发生转型的企业数为721家，占比约为10.42％；2003年之前一直为高度外销型企业的数目为6194家，2003年发生转型的企业数为554家，占比约为8.94％；2005年之前一直为高度外销型企业的数目为5640家，2005年发生转型的企业数为703家，占比约为12.46％。
采取与前文相同的方法选取处理组和对照组，各转型形态下对照组企业数目均为4471家，相应的处理组企业数目统计情况如表10所示。由表10可知，高度外销型企业转型为低度外销型企业的转型行为下，处理组企业数目过少，这里我们只对第1种和第3种转型形态进行稳健性分析。
采用前文方法对式(3)进行估计，且通过自举获得估计的标准差，估计结果见表11。综观表中各列估计结果发现，对于不同的转型年份，高度外销型企业转型为中度外销型企业的转型行为均不会对就业增长与工资增长产生显著影响；并且，对于2002和2003年开始转型的高度外销型企业，其转型成完全内销型企业的转型行为对就业增长与工资增长没有产生显著影响，仅2005年开始转型的高度外销型企业，转型为完全内销型企业的转型行为对其就业增长产生了显著的负向作用，⑩但未能显著影响其工资增长。
中度外销型企业转型行为与低度外销型企业转型行为的估计结果与表5相应结果类似，基于篇幅考虑，这里未列出不同转型年份这两种外销型企业转型行为的倾向评分匹配估计结果。综合表9与表11的估计结果可知，将处理组与对照组考察期间缩短后以及考虑不同的转型年份时，高度外销型企业转型为完全内销型企业的转型行为均未能对就业增长和工资增长产生显著的影响。而处理组与对照组的考察期间为2000-2006年时，高度外销型企业于2001年转型为完全内销型企业的转型行为对其就业增长产生了显著的负向影响。将不同情况下处理组企业转型前基于匹配变量的均值列出发现，考察期间为2000-2006年时，高度外销型企业于2001年转型为完全内销型企业处理组企业存在一个显著的特点，即转型企业商品市场竞争能力低于考察期间为2000-2003年时的转型者。因此，外销型企业退出出口市场对劳动力就业和工资的影响可能与转型企业商品市场竞争能力相关，后文将对此进行检验。
(三)转型企业在商品市场上的竞争能力高低差异
我们对处理组与对照组的考察期间为2000-2006年时于2001年开始转型的转型行为进行分析，这里也仅考虑外销型企业退出出口市场这一转型行为。以企业商品市场竞争能力变量margin的中值作为划分标准，将样本企业划分为两类：商品市场竞争能力较高者，即竞争能力变量margin值大于中值的企业；商品市场竞争能力较低者，即竞争能力变量margin值小于或等于中值的企业。
按上述标准将样本企业划分为商品市场竞争能力高低的两类企业后，再对每类企业中各类外销型企业的退出出口市场转型行为进行分析，分析结果见表12和表13。其中表12为每类样本企业下各转型形态处理组与对照组企业数目统计情况，表13为每类样本企业下各转型形态倾向评分估计结果。由于低度外销型企业退出出口市场转型行为的估计结果不受转型企业竞争能力高低的影响，因而这里并不将其估计结果列出。
高度和中度外销型企业转型为完全内销型企业并不显著影响其工资增长，这一结论不受转型企业竞争能力高低的影响；转型会显著降低企业的就业吸纳能力，这一结论只存在于竞争能力较低企业的转型行为中。这主要是因为这类企业转型会显著降低其产出增长，同时不显著影响其劳动生产率增长(估计结果略)，而竞争能力较高的高度或中度外销型企业转型为完全内销型企业，不显著影响其产出增长和劳动生产率增长。
五 结论与政策含义
本文采用2000-2006年持续经营的工业企业微观数据，运用基于倍差法的Kernel倾向评分匹配估计方法从微观层面分析出口企业转型行为对就业吸纳能力与工资给付能力的作用。我们将企业按出口密集度高低划分为高度、中度、低度外销型企业3种类型，分别代表了由高至低的3个出口密集度梯度，将“企业于某一年开始落入更低级别的出口密集度梯度”视作“出口企业转型”。基于C-D生产函数并结合已有经验研究的结论，我们经过简单推导得到了出口企业转型影响劳动力就业与工资的主要途径即改变产出和劳动生产率，并在经验分析过程中对此进行了验证。我们发现，只要不退出出口市场，外销型企业转型行为基本不显著影响就业增长和工资增长；而外销型企业退出出口市场的转型行为对劳动力市场的影响主要体现于减少就业规模方面，且作用途径主要为产出渠道。具体而言，竞争能力较低的高度或中度外销型企业转型为完全内销型企业会对企业的产出增长产生显著的负向作用同时并不显著影响其劳动生产率增长，使得这两种转型行为显著地降低了转型企业的就业规模但员工工资并不受影响；竞争能力较高的高度或中度外销型企业转型为完全内销型企业不显著影响其就业和工资增长；低度外销型企业转型为完全内销型企业会对产出增长和劳动生产率增长均产生显著的负向作用，且前者作用的绝对值大于后者，由此导致该转型行为对企业的就业规模和员工报酬都产生了显著的负向作用，这一结论不受转型企业竞争能力高低的影响。
由此可知，出口企业转型是一个动态调整的过程，在这一过程中，出口企业的转型行为并不会显著影响就业吸纳能力和工资给付能力，直至其退出出口市场，这种转型行为才开始对企业的就业增长和工资增长产生负面影响。因此，在金融危机爆发后外部需求萎靡的情况下，一方面可以鼓励出口企业以不退出出口市场为前提进行转型，另一方面也要注重提高出口企业在国际市场竞争中的存活率。我们的企业数据表明，每年新增出口企业中出口后第一年就退出出口市场的企业数占比平均达20％，从而中国出口企业退出出口市场并非小概率事件，这无疑会降低中国劳动力的就业规模或工资报酬。根据本文分析，出口企业退出出口市场行为存在明显的“自选择”效应，即经营表现越差的外销型企业越倾向于退出出口市场。我们的数据显示出，这些企业所获得的补贴收入(单位产品销售收入所获得的补贴额)显著高于其他未退出出口市场的外销型企业。结合唐清泉和罗党论(2007)的结论，(11)我们认为，中国目前针对出口企业的补贴政策并没有有效地提高出口企业在国际市场竞争中的存活率，因此政府可以在这方面进行一些尝试。
本文另一个比较重要的发现是，外销型企业退出出口市场的转型行为对劳动力市场的影响主要体现于减少就业规模方面，且作用途径主要为产出渠道。外销型企业退出出口市场后，产出规模的主要决定因素即国内需求。因此，要弱化外销型企业退出出口市场对国内就业的负面影响，主要途径在于努力扩大国内需求。
最后需要强调的是，出口企业转型往往来自两方面的动因，包括全球经济走势低迷与外部需求下滑的被动选择，或者是中国宏观经济增长模式日益重视国内市场与内部需求的主动调整。显然，这两类不同转型动因将导致出口企业转型后的绩效出现较大的差异。遗憾的是，尽管我们经验分析中已经对影响企业转型行为的生产率等企业特征进行了控制，但由于难以对企业转型动因(motivation)进行准确度量，使得我们无法准确鉴定不同转型动机下企业表现具有的差异，这也可以视为一个有待深入研究的问题。
作者感谢匿名评审人的有益建议，当然文责自负。
注释：
①即出口交货值占工业销售产值的比重。
②统计资料表明,2008年末城镇登记失业率为4.2％，比上年末提高了0.2个百分点，一反过去几年不断改善的常态。此外，新增就业压力也逐步增大，数据显示,2008年大学生就业率约为65％，比2005年下降了近8个百分点。
③Abadie和Imbens(2005)对使用bootstrap获得配对估计的标准差提出了批评，作者发现通过bootstrap获得NN配对因果效应估计的标准差可能会产生无效的估计。但Kernel配对估计方法没有这个问题(Gilligan and Hoddinott,2006)，这也是本文选择Kernel配对的原因之一。
④Stata提供了5种Kernel函数形式，但结果差异不大(Dinardo and Tobias，2001)。因此我们只选择Gaussian函数进行分析。
⑤综合已有研究出口贸易对就业影响的经验文献也可以得到类似结论。根据毛日昇(2009)的总结,出口贸易影响一国就业总量的主要途径包括产出扩张和生产效率的提升，其中前者有利于扩大就业规模而后者会减少就业规模，与本文通过C-D生产函数的简单分析所得出的结论一致。
⑥综合研究出口贸易对工资报酬影响的文献也可以得到类似结论。出口贸易通过商品价格进而影响工资报酬的经典理论为Stolper-Samuelson定理，而工资报酬与生产率水平正相关的结论也被大量经验文献所证实。
⑦高度外销型企业转型为完全内销型企业的转型行为影响产出增长的估计结果为：转型后第1年的因果效应为：-0.109**(0.060)；至第5年该因果效应为-0.087*(0.053)。高度外销型企业转型为完全内销型企业转型行为影响劳动生产率增长的估计结果为：转型后第1年的因果效应为-0.017(0.067)；至第5年该因果效应为0.114(0.072)。括号内为相应估计系数的标准差。受篇幅限制，这里不列出高度外销型企业其他转型行为对产出增长和劳动生产率增长的估计结果。
⑧中度外销型企业转型为完全内销型企业的转型行为影响产出增长的估计结果为：转型后第1年的因果效应为：-0.277***(0.068)；至第5年该因果效应为-0.354***(0.119)。括号内为相应估计系数的标准差。
⑨这种自选择效应的存在也验证了基于劳动生产率、就业规模、平均工资水平等变量对处理组企业与对照组企业进行配对后再进行估计的必要性，因为通过配对可以达到控制这种自选择效应的目的。
⑩由于数据限制，未能对这种负向作用的时间延续性进行检验。
(11)唐清泉和罗党论(2007)以2002至2004年上市公司为样本，考察了政府补贴的动机与效果，发现政府补贴没有增加上市公司的经济效益。