孫一平

關(guān)鍵詞：戶籍制度；勞動力市場；雙重差分；出口行為

中圖分類號：F241.2 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1672-626X（2023）06-0005-15

一、引言

中國從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中，勞動力市場改革一直扮演著重要的角色，其中勞動力轉(zhuǎn)移是中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長的關(guān)鍵因素之一[1～2]，其對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)達(dá)到了21%[3]。出口增長是改革開放以來中國經(jīng)濟(jì)高增長的另一關(guān)鍵因素，基于出口導(dǎo)向型戰(zhàn)略，中國以強(qiáng)大的勞動力比較優(yōu)勢參與國際分工，使出口經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了快速增長。相關(guān)研究表明，中國的勞動力市場與出口經(jīng)濟(jì)之間存在著緊密的聯(lián)系：由于戶籍制度對城鄉(xiāng)人口流動的限制，中國的勞動力市場在改革開放初期還處于較為僵化的二元狀態(tài)，農(nóng)村地區(qū)存在著大量的廉價(jià)剩余勞動力，城鄉(xiāng)和地區(qū)間勞動力市場的扭曲影響了要素配置效率和要素市場價(jià)格[4～5]，而要素市場扭曲所產(chǎn)生的低成本優(yōu)勢轉(zhuǎn)化出口優(yōu)勢會激勵企業(yè)成為出口商[6～7]。Oh（2009）認(rèn)為，過去中國經(jīng)濟(jì)在低工資勞動力充裕的背景下保持著出口拉動的高增長，主要依靠大量的外商直接投資以及二元勞動力市場提供的廉價(jià)勞動力[8]。類似地，Chan（2010）認(rèn)為戶籍制度有利于維持中國超低的勞動力成本，從而使得一些城市的出口部門能夠長期吸引大量的廉價(jià)勞動力[9]。在此背景下，勞動力市場靈活性與出口問題逐漸進(jìn)入學(xué)者們的研究視野。

與本文研究密切相關(guān)的一類文獻(xiàn)是關(guān)于勞動力市場對貿(mào)易的影響研究。國家層面上，Tang（2012）發(fā)現(xiàn)勞動法保護(hù)性更強(qiáng)的國家在企業(yè)特定技能密集型部門的出口相對較多，在集約和廣泛邊際上均是如此[10]。行業(yè)層面上，Cunat和Melitz（2012）認(rèn)為勞動力市場更靈活的國家其出口集中在波動性較高的行業(yè)[11]。Sly（2013）研究發(fā)現(xiàn)工人流動比例相對較高的行業(yè)出口占總產(chǎn)量的比例較高，而工作流動率較高的行業(yè)出口較少[12]。企業(yè)層面上，Gwatidzo和Moyo（2014）通過研究非洲企業(yè)樣本發(fā)現(xiàn)，限制性勞動力市場法規(guī)不利于企業(yè)的出口傾向和出口強(qiáng)度[13]。Bastos和Silva（2012）結(jié)合歷史確定的移民存量與葡萄牙企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，某一特定目的地大量移民提高了企業(yè)的出口傾向與出口強(qiáng)度[14]。Seker（2012）利用東歐和中亞地區(qū)26個(gè)國家的企業(yè)層面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，由于嚴(yán)格的勞動法規(guī)而無法創(chuàng)造新的就業(yè)崗位的企業(yè)出口可能性較小[15]。Hatzi?georgiou和Lodefalk（2016）利用瑞典企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，外國移民對企業(yè)出口有積極的影響，但其需要滿足具備特定的技能與新近雇傭的條件[16]。張明昂等（2022）利用2007年《勞動合同法》實(shí)施作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)勞動力市場的雇傭約束會顯著降低企業(yè)出口[17]。

與本文研究相關(guān)的另一類文獻(xiàn)是關(guān)于勞動力市場改革的研究。在收入水平方面，Xu（2014）研究發(fā)現(xiàn)戶籍制度改革使中國實(shí)際人均收入增加了4.7%左右[18]；Pi和Zhang（2016）的研究認(rèn)為，如果城市技能型部門比城市非技能型部門的資本密集程度更高，則戶籍制度改革力度加大將縮小工資差距[19]。在就業(yè)方面，Song和Li（2014）認(rèn)為中國戶籍制度改革釋放了改革區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)勞動者的就業(yè)分割，但強(qiáng)化了當(dāng)?shù)鼐用衽c外來者之間的分割[20]；Wang等（2021）利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫研究發(fā)現(xiàn)，戶籍制度改革導(dǎo)致勞動力市場靈活性提高會增加企業(yè)的就業(yè)調(diào)整率[21]。在創(chuàng)新方面，Wachsen和Blind（2016）認(rèn)為勞動力市場高靈活性并不利于企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新[22]；Chen等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，勞動力市場中低技能工人的充足供給增加了使用現(xiàn)有低技能技術(shù)的收益，從而降低了企業(yè)創(chuàng)新意愿[23]；Gray等（2020）使用英國企業(yè)數(shù)據(jù)庫研究發(fā)現(xiàn)，2004年歐盟向東歐國家擴(kuò)張所產(chǎn)生低技能勞動力供應(yīng)沖擊增加了企業(yè)的工藝創(chuàng)新，卻減少了產(chǎn)品創(chuàng)新[24]。在生產(chǎn)率方面，Ottaviano等（2018）研究發(fā)現(xiàn)移民提高了服務(wù)-生產(chǎn)企業(yè)的整體生產(chǎn)率[25]。上述文獻(xiàn)研究表明，勞動力市場的變化在直接影響就業(yè)的同時(shí)，也會對企業(yè)就業(yè)調(diào)整、創(chuàng)新以及生產(chǎn)率等方面產(chǎn)生影響。

總體而言，已有研究對勞動力市場與貿(mào)易之間的問題研究主要從勞動力流動性角度出發(fā)，表明勞動力市場流動性變化對國家、行業(yè)以及企業(yè)的貿(mào)易都會產(chǎn)生一定影響。相較于已有文獻(xiàn)，本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)如下：第一，已有研究勞動力市場對企業(yè)影響的文獻(xiàn)多關(guān)注于國外移民導(dǎo)致勞動力市場變化的影響，本文深入考察了中國勞動力市場靈活性變化對企業(yè)出口行為的影響，提供了勞動力市場對企業(yè)行為影響的微觀層面證據(jù)，研究視角具有一定創(chuàng)新性；第二，基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，本文以中國政府在2001年開始新一輪戶籍制度改革政策作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法研究了勞動力市場靈活性變化對企業(yè)出口行為的影響，研究方法具有一定創(chuàng)新性；第三，在實(shí)證分析勞動力市場靈活性提高對企業(yè)出口行為的影響因果效應(yīng)的同時(shí)，本文對創(chuàng)新效應(yīng)和就業(yè)調(diào)整效應(yīng)的兩大機(jī)制進(jìn)行討論，并且對企業(yè)所有制、規(guī)模和所處地區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性分析，研究結(jié)論具有一定創(chuàng)新性。

二、政策背景

中國勞動力市場長期受到戶籍制度的影響，根據(jù)戶籍制度劃分的農(nóng)村人口和城市人口，勞動力市場也被劃分為農(nóng)村和城市兩個(gè)部門，戶籍制度下農(nóng)村向城市的人口流動受到了極大的限制，由此形成了一個(gè)較為僵化的二元勞動力市場。在戶籍制度的影響下，城市地區(qū)的勞動力市場歧視和公共服務(wù)政策歧視降低了農(nóng)村勞動力的流動[26]，進(jìn)而導(dǎo)致大量勞動力分配不當(dāng)[27]。

自2001年起，中國政府在部分城市開啟了新一輪的戶籍制度改革，打破農(nóng)業(yè)戶口和非農(nóng)業(yè)戶口之間的界限，使公民獲得統(tǒng)一的身份以及居住和遷移自由的權(quán)利，真正做到城鄉(xiāng)居民在發(fā)展機(jī)會面前地位平等。

根據(jù)朱江麗和李子聯(lián)（2016）的研究，戶籍改革引致農(nóng)村勞動力遷移成本下降[28]。Wang等（2021）的研究顯示，2001年之后改革城市的非農(nóng)業(yè)人口比例明顯高于非改革城市，并且隨著時(shí)間的推移而增加[21]。圖1展示了改革城市和非改革城市之間非農(nóng)業(yè)人口的估計(jì)差異，在2001年第一個(gè)城市實(shí)行戶籍制度改革政策之前，這一差異并不顯著，而此后改革城市的非農(nóng)業(yè)人口明顯多于非改革城市，因此該輪戶籍制度改革政策的實(shí)施可以視為對城市勞動力市場一次積極的勞動力供應(yīng)沖擊，其驅(qū)使農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到城市地區(qū)，提高了勞動力市場的靈活性。由于戶籍制度改革政策在不同城市以及不同時(shí)間實(shí)施，這為本文研究提供了準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)基礎(chǔ)。

三、數(shù)據(jù)說明和計(jì)量模型的建立

（一）數(shù)據(jù)來源和變量說明

本文結(jié)合了微觀企業(yè)數(shù)據(jù)和地級市層面的宏觀數(shù)據(jù)，以更好地控制企業(yè)層面和城市層面影響企業(yè)出口行為的因素。其中，微觀企業(yè)數(shù)據(jù)采用國家統(tǒng)計(jì)局的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，選取1998－2007年的企業(yè)作為主要研究對象①，對數(shù)據(jù)庫的處理參考Yu（2015）[29]和Wang等（2021）[21]的研究②。同時(shí)，搜集了2001－2005年共65個(gè)實(shí)施了戶籍制度改革的城市，為企業(yè)留出至少兩年的反應(yīng)時(shí)間，并根據(jù)四位數(shù)行業(yè)代碼將改革城市與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配。

本文對企業(yè)出口行為的測量參考了Gan等（2016）[30]以及Malikov等（2020）[31]的研究，將企業(yè)出口行為劃分為出口傾向和出口強(qiáng)度。首先，根據(jù)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的出口交貨值判斷企業(yè)在該年是否出口，出口交貨值大于0則表示企業(yè)在該年選擇出口；其次，根據(jù)出口交貨值判斷企業(yè)是否為出口企業(yè)，參考Shi和Xu（2018）[32]以及Feng等（2016）[33]的研究，若企業(yè)在整個(gè)樣本期至少有一年的出口交貨值大于0，則該企業(yè)為出口企業(yè)。在出口企業(yè)樣本中，本文主要關(guān)注出口強(qiáng)度的變化，出口強(qiáng)度是指企業(yè)出口額占總銷售額的比重，出口強(qiáng)度越高說明企業(yè)通過出口途徑獲利依賴性越高。

由于實(shí)行戶籍制度改革的城市并非隨機(jī)選擇，若選擇改革城市的決定因素與企業(yè)出口行為變化具有一定的相關(guān)性，則會產(chǎn)生內(nèi)生性問題。解決政策內(nèi)生性問題的關(guān)鍵是對影響政策選擇城市層面特征的識別，政策制定者通常是根據(jù)一些城市特征選擇改革城市，因此本文進(jìn)一步加入一些時(shí)變的城市特征作為控制變量以解決內(nèi)生性問題，參考Wang等（2021）[21]的研究，本文選擇城市特征變量如下：地區(qū)人均GDP、人均財(cái)政支出、農(nóng)業(yè)人口份額、非國有企業(yè)就業(yè)份額以及工業(yè)就業(yè)份額。

（二）計(jì)量模型

企業(yè)出口傾向是一個(gè)二元變量，參考Gan等（2016）[30]的研究，本文采用線性概率模型估計(jì)戶籍制度改革對企業(yè)出口傾向的影響，具體的計(jì)量模型構(gòu)建如下：

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文首先以完整的企業(yè)樣本估計(jì)計(jì)量模型（1），回歸結(jié)果如表2所示。第（1）列中為僅包括企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。在第（2）列中本文加入了企業(yè)層面控制變量，而根據(jù)Brandt等（2014）[34]的研究，有一部分企業(yè)在樣本期間經(jīng)歷了所有制和四位數(shù)行業(yè)代碼的變化，因此本文在模型中加入了所有制固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)。第（3）列為進(jìn)一步加入城市層面控制變量的回歸結(jié)果，將城市層面的赫芬達(dá)爾指數(shù)作為控制變量加入回歸，以控制同一城市內(nèi)企業(yè)間競爭的影響[21]。根據(jù)表2結(jié)果，政策變量系數(shù)均顯著為負(fù)，說明戶籍制度改革政策實(shí)施降低了企業(yè)出口傾向。其次，本文以出口企業(yè)樣本估計(jì)計(jì)量模型（2），表3中的結(jié)果顯示，政策變量系數(shù)均顯著為負(fù)，表明戶籍制度改革政策實(shí)施降低了出口企業(yè)的出口強(qiáng)度。

（二）有效性檢驗(yàn)

1. 平行趨勢檢驗(yàn)

基于雙重差分法研究的關(guān)鍵是在政策發(fā)生之前處理組和控制組需要具有相同趨勢的變化。為了檢驗(yàn)戶籍制度改革政策之前的平行趨勢，參考Beck等（2010）[35]，本文選取了政策發(fā)生前四年和后四年作為觀察區(qū)間，并以政策發(fā)生前一年作為基準(zhǔn)年份，構(gòu)造了以下時(shí)間趨勢估計(jì)模型：

2. 安慰劑檢驗(yàn)

本文進(jìn)一步通過安慰劑檢驗(yàn)來驗(yàn)證估計(jì)結(jié)果的無偏性。具體做法：在1998－2007年之間生成一個(gè)與每個(gè)改革城市實(shí)際政策實(shí)施年份不同的隨機(jī)改革年份，并且根據(jù)該隨機(jī)改革年份構(gòu)造安慰劑政策變量，將計(jì)量模型（1）和（2）中的政策變量替換為安慰劑政策變量并分別進(jìn)行500次回歸估計(jì)。模擬系數(shù)分布如圖4和圖5所示，其分布均以0為中心，而本文估計(jì)有效系數(shù)在500次模擬政策估計(jì)結(jié)果中均位于主要分布區(qū)間之外，表明本文主要估計(jì)結(jié)果滿足統(tǒng)計(jì)意義上的無偏性。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表4和表5。第一，由于戶籍制度改革政策并非涉及所有城市，位于改革城市的企業(yè)與非改革城市的企業(yè)之間可能存在較大的差別，因此本文排除了非改革城市的企業(yè)。第（1）列的結(jié)果顯示，政策變量的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)。第二，進(jìn)一步使用了傾向得分匹配（PSM）方法解決可能的樣本選擇問題，中國政府可能根據(jù)城市特征選擇改革的實(shí)施地點(diǎn)，因此根據(jù)前文所述的城市特征將改革城市與非改革城市逐年匹配，以此建立處理組和控制組。第（2）列顯示使用PSM頻數(shù)加權(quán)樣本的估計(jì)結(jié)果，政策變量的估計(jì)系數(shù)仍顯著為負(fù)。第三，考慮到同一行業(yè)內(nèi)企業(yè)之間可能存在相關(guān)性，對標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了城市和行業(yè)層面的雙重聚類，第（3）列結(jié)果顯示政策變量的估計(jì)系數(shù)依然顯著為負(fù)。第四，由于本文使用非平衡面板數(shù)據(jù)，部分企業(yè)進(jìn)入或退出樣本可能會導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏，因此進(jìn)一步使用平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，根據(jù)第（4）列的結(jié)果，政策變量的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)。第五，考慮到樣本期間發(fā)生的其他改革政策也可能會對企業(yè)出口行為產(chǎn)生影響，如2004年實(shí)施的最低工資改革政策，根據(jù)Gan等（2016）[30]的研究，最低工資提高會降低企業(yè)的出口傾向和出口額。為了排除最低工資政策影響，加入了最低工資④作為控制變量，根據(jù)第（5）列的結(jié)果，戶籍制度改革仍對企業(yè)出口行為產(chǎn)生了消極影響。第六，考慮到中國在2001年加入世界貿(mào)易組織后貿(mào)易自由化程度的提高以及貿(mào)易政策不確定性下降都會影響到企業(yè)的出口行為，進(jìn)一步加入進(jìn)口中間產(chǎn)品的投入關(guān)稅、最終產(chǎn)品的產(chǎn)出關(guān)稅⑤作為控制變量，并且參考Pierce和Schott（2016）的研究[36]，使用1999年的NTR gap⑥與表示2001年之后虛擬變量的交互項(xiàng)來捕捉貿(mào)易政策不確定性降低的影響。第（6）列結(jié)果顯示，在控制了貿(mào)易自由化和貿(mào)易政策不確定性下降影響后，戶籍制度改革仍顯著降低了企業(yè)的出口傾向和出口強(qiáng)度。

第七，考慮到出口企業(yè)劃分存在不同的標(biāo)準(zhǔn)，可能會導(dǎo)致使用出口企業(yè)樣本估計(jì)結(jié)果的差異，本文參考Muuls（2015）[37]和Gan等（2016）[30]的做法，若企業(yè)在當(dāng)年出口交貨值大于0，則將該企業(yè)在當(dāng)年設(shè)為出口企業(yè)。采用該劃分標(biāo)準(zhǔn)的出口強(qiáng)度估計(jì)結(jié)果如表6所示，第（1）列回歸結(jié)果顯示，政策變量的估計(jì)系數(shù)仍顯著為負(fù)。最后，考慮到中國海關(guān)進(jìn)出口交易數(shù)據(jù)庫中提供了更詳細(xì)的關(guān)于中國企業(yè)貿(mào)易交易的信息，進(jìn)一步使用了2000－2007年的海關(guān)數(shù)據(jù)庫，根據(jù)Feenstra等（2014）[38]的做法將該海關(guān)數(shù)據(jù)庫匹配至中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，并使用海關(guān)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)出口額計(jì)算出口強(qiáng)度。根據(jù)表6的結(jié)果，在第（2）列中對出口企業(yè)的劃分采用了基準(zhǔn)回歸中的標(biāo)準(zhǔn)，第（3）列則采用了新的劃分標(biāo)準(zhǔn)，政策變量的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)。

五、進(jìn)一步分析

（一）機(jī)制分析

1. 創(chuàng)新效應(yīng)

企業(yè)的創(chuàng)新行為包含工藝創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新，工藝創(chuàng)新主要是指企業(yè)在生產(chǎn)過程中的創(chuàng)新以降低生產(chǎn)成本，而產(chǎn)品創(chuàng)新意味著企業(yè)可以更好地滿足消費(fèi)者不同的需求偏好，促使企業(yè)進(jìn)入國際市場。Wu等（2020）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的創(chuàng)新活動促進(jìn)了其出口傾向[39]，并且Cassiman等（2010）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新行為會導(dǎo)致小型非出口企業(yè)進(jìn)入出口市場[40]。戶籍制度改革政策的實(shí)施吸引了農(nóng)村勞動力向城市地區(qū)移動，這一過程使得城市勞動力市場中低技能工人大量增加，這可能會對企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新行為產(chǎn)生消極影響[41～42]，進(jìn)而影響企業(yè)出口行為。基于此，本文構(gòu)建如下回歸模型以探究企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的機(jī)制作用：

其中，對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為的測量參考了Gashi等（2014）[43]的研究，Innovationict 為虛擬變量，表示企業(yè)是否進(jìn)行產(chǎn)品創(chuàng)新，若企業(yè)i在t年的新產(chǎn)品產(chǎn)值大于0，則Innovationict 等于1。根據(jù)表7第（1）列的結(jié)果，低技能勞動力的供給沖擊減少了企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新，這與Wachsen和Blind（2016）[22]以及Gray等（2020）[24]的結(jié)論相似。該結(jié)果表明，隨著戶籍制度改革政策的實(shí)施，勞動力市場靈活性得以提升，實(shí)施政策的城市受到勞動力供給沖擊，一定程度上抑制了位于改革城市的企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為。而根據(jù)Rodil等（2016）的研究[44]，產(chǎn)品創(chuàng)新行為通常是促進(jìn)企業(yè)出口傾向和出口強(qiáng)度的重要因素，因此戶籍制度改革政策的實(shí)施通過抑制企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新行為對其出口傾向和出口強(qiáng)度產(chǎn)生了消極影響。

2. 就業(yè)調(diào)整效應(yīng)

企業(yè)在出口市場上通常面臨著諸多不確定因素，因此保持企業(yè)內(nèi)部一定的穩(wěn)定性會更有利于企業(yè)的出口。Dosi等（2017）研究認(rèn)為，在更靈活和更具流動性的勞動力市場上，企業(yè)間更快地重新分配勞動力的同時(shí)，也可能使整個(gè)經(jīng)濟(jì)體系變得不穩(wěn)定[45]。Baldwin和Brown（2004）研究認(rèn)為在就業(yè)波動越小的地區(qū)企業(yè)具有更高的出口強(qiáng)度[46]。并且Kurz和Senses（2016）研究發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)的就業(yè)波動性低于非貿(mào)易商，其貿(mào)易頻率與就業(yè)波動性呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[47]。因此，本文進(jìn)一步探究戶籍制度改革是否通過就業(yè)調(diào)整影響企業(yè)出口行為，參考Autor等（2007）的研究[48]，企業(yè)層面就業(yè)調(diào)整率的測算公式為：

其中E 為企業(yè)i在t年的員工人數(shù)，E為企業(yè)在t-1年的員工人數(shù)，根據(jù)Wang等（2021）[21]的做法，將新成立的企業(yè)⑦在樣本第一年的就業(yè)調(diào)整率設(shè)為2，其余企業(yè)在樣本第一年的就業(yè)調(diào)整率設(shè)為0，該變量同時(shí)反映了企業(yè)雇傭和解雇員工的就業(yè)調(diào)整，在一定程度上反映了企業(yè)的就業(yè)波動程度[49]。本文使用該就業(yè)調(diào)整變量對政策變量進(jìn)行回歸以探究其機(jī)制作用。根據(jù)表7第（2）列的結(jié)果，政策變量估計(jì)系數(shù)顯著為正，即戶籍制度改革降低了勞動力流動障礙，位于改革城市的企業(yè)相應(yīng)地會進(jìn)行更多的就業(yè)調(diào)整[21]。而通常情況下，就業(yè)調(diào)整率越高意味著較高的就業(yè)波動，其對于企業(yè)的出口行為通常具有消極的影響[46～47]。因此，上述結(jié)果表明，戶籍制度改革的實(shí)施促進(jìn)了改革城市勞動力市場靈活性的提高，并進(jìn)一步提升了企業(yè)的就業(yè)調(diào)整率，而企業(yè)內(nèi)部就業(yè)波動程度的提高不利于企業(yè)的出口傾向和出口強(qiáng)度。通過上述結(jié)論，政府在進(jìn)行戶籍制度改革時(shí)應(yīng)考慮到戶籍制度改革對本地區(qū)企業(yè)帶來的內(nèi)部不穩(wěn)定性從而影響企業(yè)的出口。同時(shí)，企業(yè)也應(yīng)該考慮到戶籍制度改革對自身的影響，提前做好應(yīng)對措施。

（二）異質(zhì)性檢驗(yàn)

1. 企業(yè)所有制

戶籍制度改革政策對企業(yè)出口行為的影響可能會因所有制而異，根據(jù)表8中回歸結(jié)果：戶籍制度改革政策對私營企業(yè)出口行為影響顯著為負(fù)，這可能是因?yàn)樗綘I企業(yè)是農(nóng)村勞動力的主要接收者[21]，其對于勞動力市場變動會有較大的反應(yīng)；戶籍制度改革政策對國有企業(yè)出口行為沒有明顯影響，這可能是因?yàn)檗r(nóng)村移民勞動力進(jìn)入國有企業(yè)工作有較大的障礙，因此戶籍制度改革對國有企業(yè)的影響較小；戶籍制度改革對外資企業(yè)的出口行為具有消極影響，而由于外資企業(yè)通常以出口業(yè)務(wù)為主[39]，因此其出口傾向?qū)τ趧趧恿κ袌龈母锏姆磻?yīng)并不如私營企業(yè)明顯。

2. 企業(yè)所處地區(qū)

考慮到在樣本期間實(shí)施戶籍制度改革政策的城市廣泛覆蓋了東部、中部和西部地區(qū)，位于不同地區(qū)的企業(yè)對于戶籍制度改革政策的反應(yīng)可能會不同，因此本文根據(jù)企業(yè)所處地區(qū)進(jìn)行了異質(zhì)性分析。表9結(jié)果顯示，戶籍制度改革政策對東部和中部地區(qū)企業(yè)出口傾向影響顯著為負(fù)，對西部地區(qū)企業(yè)出口傾向的影響顯著為正，這可能是由于西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)較東部和中部地區(qū)稍欠發(fā)達(dá)，并在戶籍制度改革前后中國發(fā)生了大規(guī)模由西向東的移民，因此位于西部地區(qū)的企業(yè)面臨著勞動力短缺的困擾，此次勞動力供應(yīng)沖擊在一定程度上促進(jìn)了其出口傾向。而對于出口強(qiáng)度而言，戶籍制度改革政策主要影響了東部地區(qū)企業(yè)。

3. 企業(yè)規(guī)模

考慮到戶籍制度改革政策對不同規(guī)模企業(yè)可能會產(chǎn)生不同的影響，本文參考了Hau等（2020）[50]的研究，根據(jù)企業(yè)員工人數(shù)劃分企業(yè)規(guī)模，對企業(yè)的規(guī)模異質(zhì)性分析，結(jié)果如表10所示?；貧w結(jié)果表明，戶籍制度改革政策主要影響了中小型企業(yè)出口行為，對大型企業(yè)幾乎沒有影響，這可能是由于中小型企業(yè)的出口行為變化更容易受到改革的影響[43]。

（三）擴(kuò)展分析

前文機(jī)制分析表明戶籍制度改革會對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新行為產(chǎn)生消極的影響，因此本文分別計(jì)算了企業(yè)出口HS6和HS8層面的產(chǎn)品種類以進(jìn)一步探究戶籍制度改革政策的實(shí)施對企業(yè)出口產(chǎn)品種類的影響。表11第（1）列和第（2）列結(jié)果顯示，戶籍制度改革政策的實(shí)施減少了企業(yè)在HS6和HS8層面出口產(chǎn)品種類。此外，本文還探究了戶籍制度改革政策對企業(yè)國內(nèi)銷售額的影響。根據(jù)Wang等（2021）[21]的研究，隨著勞動力市場靈活性的提高，企業(yè)會更積極地進(jìn)行就業(yè)調(diào)整，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)更高的產(chǎn)出水平。而當(dāng)戶籍制度改革降低了企業(yè)對出口的依賴程度時(shí)，企業(yè)的產(chǎn)出可能會更多地流向國內(nèi)市場。參考Vannoorenberghe（2012）的研究[51]，本文將企業(yè)國內(nèi)銷售額測算為總銷售額與出口額之差，表11第（3）列的結(jié)果顯示，戶籍制度改革政策的實(shí)施增加了企業(yè)國內(nèi)銷售額。對此可能的一種解釋是，戶籍制度改革政策的實(shí)施會提高中國人均實(shí)際收入[18]，同時(shí)農(nóng)村家庭的消費(fèi)水平也會相應(yīng)地上升[52]，收入增長的一部分會轉(zhuǎn)化為更高的國內(nèi)消費(fèi)[53]，從而國內(nèi)市場有所擴(kuò)大，企業(yè)的國內(nèi)銷售額也會相應(yīng)地增加。讓農(nóng)村戶籍人口在中國日益增長的經(jīng)濟(jì)蛋糕中占有一定的份額，提高其消費(fèi)能力，將有助于中國通過增加家庭消費(fèi)建立更加可持續(xù)的國內(nèi)消費(fèi)主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)[54]。

六、結(jié)論與政策啟示

勞動力市場與出口之間存在著緊密的聯(lián)系，勞動力市場靈活性的提高會對企業(yè)出口行為產(chǎn)生消極影響。本文以戶籍制度改革政策為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)基礎(chǔ)，基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，通過構(gòu)造雙重差分模型探究勞動力市場靈活性對企業(yè)出口行為的影響。研究結(jié)果表明，戶籍制度改革的實(shí)施會促進(jìn)勞動力市場靈活性提高，進(jìn)而會降低企業(yè)的出口傾向和出口企業(yè)的出口強(qiáng)度，在通過多種穩(wěn)健性分析后結(jié)果依然顯著。機(jī)制分析表明，一方面低技能工人流動降低了企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新，進(jìn)而降低了企業(yè)出口傾向和出口強(qiáng)度；另一方面，由于企業(yè)進(jìn)行了更多的就業(yè)調(diào)整，由此對企業(yè)出口行為產(chǎn)生了消極影響。進(jìn)一步的異質(zhì)性分析結(jié)果表明，戶籍制度改革政策主要影響私營企業(yè)、中小型企業(yè)的出口行為，并主要降低了東部和中部地區(qū)企業(yè)的出口傾向和出口強(qiáng)度，而對西部地區(qū)的企業(yè)出口行為產(chǎn)生了積極影響。拓展分析結(jié)果顯示，戶籍制度改革政策實(shí)施一定程度上減少了企業(yè)在出口市場上的產(chǎn)品種類；隨著勞動力市場靈活性的提高，企業(yè)更多的產(chǎn)出會流向國內(nèi)市場，從而降低對出口市場的依賴程度。

本文研究的政策啟示是：首先，戶籍制度改革對企業(yè)出口行為的消極影響意味著，在全球經(jīng)濟(jì)不景氣的背景下，適當(dāng)放寬城鄉(xiāng)勞動力流動的限制，適當(dāng)為農(nóng)村勞動力進(jìn)城工作提供便利并制定引進(jìn)政策，可以一定程度上降低對出口市場的依賴；其次，根據(jù)地區(qū)異質(zhì)性分析的結(jié)果，戶籍制度改革對西部地區(qū)企業(yè)的出口行為具有一定促進(jìn)作用。考慮到中國地區(qū)發(fā)展不平衡以及西部地區(qū)勞動力短缺現(xiàn)狀，政府可以適當(dāng)采取一系列措施促進(jìn)西部地區(qū)的農(nóng)村勞動力向城市遷移，為西部地區(qū)的發(fā)展提供充足的勞動力供應(yīng)以促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)增長；最后，在以國內(nèi)大循環(huán)為主體的背景下，適當(dāng)提升勞動力市場靈活性，引導(dǎo)企業(yè)將更多的產(chǎn)出流向國內(nèi)市場，可以促進(jìn)中國實(shí)現(xiàn)可持續(xù)性更強(qiáng)的國內(nèi)消費(fèi)主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長。