勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性是否提升了出口技術(shù)復(fù)雜度

張先鋒 闞苗苗 王俊凱

(合肥工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601)

一、引言及文獻(xiàn)評(píng)述

自2001年加入WTO以來(lái)，中國(guó)出口總量迅速增加，出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)也呈現(xiàn)高級(jí)化趨勢(shì)，出口產(chǎn)品質(zhì)量與技術(shù)含量逐步提升。而一個(gè)國(guó)家的出口技術(shù)復(fù)雜度反映了該國(guó)出口產(chǎn)品的技術(shù)水平、出口競(jìng)爭(zhēng)力及國(guó)際分工地位。因此，對(duì)于中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的研究已成為學(xué)術(shù)界近期關(guān)注的熱點(diǎn)。

近些年來(lái)，學(xué)者從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、FDI、金融發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施、勞動(dòng)力成本、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)等方面對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響因素進(jìn)行了深入研究。Coe et al.(1995)研究表明，國(guó)外研發(fā)資本對(duì)本國(guó)的投入水平、外貿(mào)開(kāi)放程度越高，則本國(guó)的生產(chǎn)率水平越高，越能促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度提升。Hausmann et al.(2007)、 Zhang et al.(2016)研究發(fā)現(xiàn)，一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)促進(jìn)技術(shù)含量較高、生產(chǎn)率較高的產(chǎn)品出口，從而提升本國(guó)的出口技術(shù)復(fù)雜度。Xu(2010)研究表明，區(qū)域異質(zhì)性是評(píng)估中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)鍵，不同國(guó)家具體影響因素是不同的。Wang et al.(2008)發(fā)現(xiàn)，人力資本的跨城市差異與出口技術(shù)復(fù)雜程度上的跨城市差異有關(guān)，大學(xué)和研究生入學(xué)率等方面的人力資本水平越高，出口技術(shù)復(fù)雜度水平越高。郭晶(2010)研究表明，F(xiàn)DI對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度的提升具有正向影響。王永進(jìn)等(2010)的研究表明，基礎(chǔ)設(shè)施水平提高能夠提升各國(guó)的出口技術(shù)復(fù)雜度。Chen et al.(2012)認(rèn)為，中國(guó)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用存在顯著的“收斂區(qū)間”，對(duì)東部地區(qū)資本密集型產(chǎn)業(yè)及東中部地區(qū)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度趕超力度可進(jìn)一步加強(qiáng)，而中西部地區(qū)資本密集型產(chǎn)業(yè)并不適合實(shí)施趕超策略。Gereffi et al.(2012)的研究結(jié)論表明，全球分工價(jià)值鏈體系對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升具有正向影響。Fang et al.(2015)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展有助于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。張先鋒等(2014)發(fā)現(xiàn)，勞工成本上升會(huì)引致技術(shù)對(duì)勞動(dòng)的替代，進(jìn)而借助雙重創(chuàng)新效應(yīng)促進(jìn)了中國(guó)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。洪世勤等(2013)研究表明，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)通過(guò)FDI、人力資本以及R&D等方式促進(jìn)了出口技術(shù)復(fù)雜度提高。戴翔等(2014)發(fā)現(xiàn)，制度質(zhì)量的提高以及產(chǎn)品內(nèi)國(guó)際分工程度深化對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度提升具有顯著的促進(jìn)作用。劉維林等(2014)研究表明，中國(guó)制造業(yè)通過(guò)參與全球價(jià)值鏈分工獲取國(guó)外中間投入，進(jìn)而推動(dòng)了出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。鄭展鵬等(2017)研究表明，市場(chǎng)化水平、研發(fā)投入、人力資本均顯著地促進(jìn)了中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力不斷向城市轉(zhuǎn)移，企業(yè)之間、行業(yè)之間、區(qū)域之間勞動(dòng)力流動(dòng)水平大幅度提高，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性不斷增強(qiáng)。中國(guó)城鎮(zhèn)靈活就業(yè)人數(shù)、非正規(guī)就業(yè)人數(shù)數(shù)量以及相應(yīng)在勞動(dòng)力市場(chǎng)中所占的比例均呈持續(xù)快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。中國(guó)非正規(guī)就業(yè)由2000年的3404萬(wàn)人增長(zhǎng)至2015年的18979.6萬(wàn)人，占城鎮(zhèn)就業(yè)人員的比例也由14.7%提升至46.9%*中國(guó)城鎮(zhèn)非正規(guī)就業(yè)人數(shù)包括被《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》統(tǒng)計(jì)在冊(cè)和未被統(tǒng)計(jì)入冊(cè)兩部分，被《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》統(tǒng)計(jì)在冊(cè)的非正規(guī)就業(yè)人員數(shù)為城鎮(zhèn)就業(yè)人員數(shù)中的私營(yíng)企業(yè)和個(gè)體從業(yè)人員數(shù)之和；未被統(tǒng)計(jì)入冊(cè)的非正規(guī)就業(yè)人員數(shù)由城鎮(zhèn)就業(yè)人員總數(shù)與正規(guī)就業(yè)人員數(shù)(除去私營(yíng)企業(yè)和個(gè)體從業(yè)人員數(shù)之外的單位)相減得到。。勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活度對(duì)企業(yè)用工成本、研發(fā)投入、人力資本積累以及人力資源配置效率產(chǎn)生了重要影響，而FDI、勞動(dòng)力成本、人力資本以及R&D等與出口技術(shù)復(fù)雜度提升有關(guān)，因此，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活度可能是促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升的重要影響因素。

目前，鮮有文獻(xiàn)系統(tǒng)研究勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性影響出口技術(shù)復(fù)雜度的內(nèi)在機(jī)制，即勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性增強(qiáng)究竟是不是推動(dòng)了中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升與出口增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)型升級(jí)呢？回答這一問(wèn)題，有助于完善勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性理論與出口技術(shù)復(fù)雜度理論，為中國(guó)出口政策、就業(yè)政策的優(yōu)化提供理論方面支撐。

二、理論分析與研究假說(shuō)

改革開(kāi)放以來(lái)，制造中國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和城鄉(xiāng)分離的戶籍管理制度逐步被打破，城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、市場(chǎng)化步伐加快，中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的靈活性不斷增強(qiáng)，具體表現(xiàn)為兩個(gè)方面。一方面，從企業(yè)外部環(huán)境來(lái)講，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)、大中城市、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)具有更高的工資水平與更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，大量的農(nóng)村勞動(dòng)力向發(fā)達(dá)地區(qū)、城鎮(zhèn)、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，勞動(dòng)力在地區(qū)之間、產(chǎn)業(yè)之間、企業(yè)之間自由流動(dòng)變得更為便捷。與此同時(shí)，中國(guó)還存在體制內(nèi)的管理人員與技術(shù)人員利用空閑時(shí)間到體制外企業(yè)兼職的現(xiàn)象。隨著網(wǎng)絡(luò)技術(shù)的快速發(fā)展以及互聯(lián)網(wǎng)的快速普及，體制內(nèi)技術(shù)人員通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)為體制外企業(yè)提供服務(wù)的數(shù)量迅速增加，也使中國(guó)企業(yè)獲得外部非正規(guī)勞動(dòng)力服務(wù)的能力不斷增強(qiáng)。另一方面，從企業(yè)內(nèi)部環(huán)境來(lái)講，中國(guó)國(guó)有企業(yè)工資的調(diào)整改革，使得國(guó)有企業(yè)逐步擺脫原有工資模式的約束，企業(yè)取消固定工資制度，將員工的工資與企業(yè)績(jī)效掛鉤，貢獻(xiàn)更大的高技能勞動(dòng)者、研發(fā)人員、管理人員獲得更高的工資津貼與資金，國(guó)有企業(yè)工資制度的靈活程度大幅度提高。目前，除了法律法規(guī)對(duì)懷孕婦女等弱勢(shì)群體的勞動(dòng)保護(hù)外，企業(yè)在內(nèi)部調(diào)整員工的工作崗位、工作方式、工作時(shí)間已經(jīng)完全變成了企業(yè)的自主行為，企業(yè)內(nèi)部功能靈活性大幅度增強(qiáng)。勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性影響出口技術(shù)復(fù)雜度的微觀機(jī)制，主要通過(guò)用工成本效應(yīng)、人力資本效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)與勞動(dòng)力資源配置效應(yīng)體現(xiàn)出來(lái)。

(一)用工成本效應(yīng)

用工成本效應(yīng)是指，由于勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的增強(qiáng)，降低了出口企業(yè)雇傭普通員工的用工成本，增加了企業(yè)利潤(rùn)，使得企業(yè)能夠?qū)⒏嗟馁Y金用于研發(fā)創(chuàng)新，從而提升出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度。勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性降低中國(guó)出口企業(yè)的用工成本主要有三個(gè)方面。第一，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域差異較大，東部地區(qū)的收入水平遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)，城鎮(zhèn)地區(qū)收入水平遠(yuǎn)高于農(nóng)村地區(qū)，中西部地區(qū)大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力流向東部地區(qū)出口工業(yè)企業(yè)，增加了出口企業(yè)勞動(dòng)力供給，壓低了出口工業(yè)企業(yè)的用工成本。第二，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性增強(qiáng)，企業(yè)更容易雇傭到技能素質(zhì)與其工資福利待遇相匹配的員工。受體制機(jī)制與傳統(tǒng)習(xí)慣的影響，國(guó)有企業(yè)等體制內(nèi)部門員工收入較為穩(wěn)定，福利待遇相對(duì)較好，工作崗位穩(wěn)定性強(qiáng)，勞動(dòng)力市場(chǎng)流動(dòng)性差(崔鈺雪，2013)。同時(shí)，由于國(guó)有企業(yè)激勵(lì)機(jī)制與約束機(jī)制不完善，較低的工資、較穩(wěn)定的工作崗位導(dǎo)致企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)效率低下，容易出現(xiàn)生產(chǎn)率較低的員工匹配較高的工資待遇和醫(yī)療保險(xiǎn)的情況，其實(shí)際雇傭成本反而更高。體制內(nèi)的研發(fā)人員、管理人員向體制外轉(zhuǎn)移，可以提高體制外企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)效率，壓低企業(yè)用工成本。第三，企業(yè)用工自主性增強(qiáng)，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性提升，有利于企業(yè)內(nèi)部員工與崗位、工作任務(wù)之間的匹配，企業(yè)也更容易解雇生產(chǎn)效率較低的員工、雇傭生產(chǎn)效率較高的員工，低生產(chǎn)率員工與高生產(chǎn)率員工之間的有效轉(zhuǎn)換，能夠節(jié)省企業(yè)單位生產(chǎn)效率的用工成本，提高勞動(dòng)力資源的配置效率。

21世紀(jì)以來(lái)，受加入WTO的影響，中國(guó)出口貿(mào)易迅速增長(zhǎng)，帶動(dòng)出口工業(yè)部門的快速增長(zhǎng)，大量中西部地區(qū)的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向東部地區(qū)轉(zhuǎn)移，壓低了出口企業(yè)的用工成本，形成了中國(guó)勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的成本優(yōu)勢(shì)。較低的用工成本優(yōu)勢(shì)，提高了出口企業(yè)利潤(rùn)，有利于企業(yè)增加研發(fā)投入，從而促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。由此，提出本文理論假說(shuō)1。

理論假說(shuō)1：勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的增強(qiáng)通過(guò)用工成本效應(yīng)促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

(二)人力資本效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)

與用工成本效應(yīng)相比較，人力資本效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)主要作用于技術(shù)研發(fā)人員、高素質(zhì)的管理人員與高技能工作人員來(lái)實(shí)現(xiàn)。根據(jù)斯托爾珀-薩繆爾森(Stolper-Samulson)定理，國(guó)際貿(mào)易會(huì)對(duì)出口產(chǎn)品生產(chǎn)中密集使用的生產(chǎn)要素報(bào)酬產(chǎn)生影響，即本國(guó)充裕的生產(chǎn)要素報(bào)酬會(huì)提高，而進(jìn)口產(chǎn)品生產(chǎn)中報(bào)酬會(huì)下降。由于中國(guó)勞動(dòng)力相對(duì)充裕，出口會(huì)提高中國(guó)出口部門勞動(dòng)力的工資水平，并提升出口部門相對(duì)于非出口部門的工資水平。中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性通過(guò)人力資本效應(yīng)影響出口技術(shù)復(fù)雜度，具體通過(guò)三種微觀機(jī)制起作用。第一，由于中國(guó)地區(qū)收入水平存在巨大差距，東部地區(qū)出口企業(yè)通過(guò)高薪等優(yōu)厚待遇及良好的工作環(huán)境，吸引大量中西部地區(qū)企業(yè)的技術(shù)與管理人員。雖然人才“孔雀東南飛”削弱了中西部地區(qū)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，但客觀上有利于東部地區(qū)出口企業(yè)的人力資本積累及出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。第二，更高的工資水平能夠吸引生產(chǎn)效率更高的員工，并能夠提升技術(shù)研發(fā)人員、高技能人員、高素質(zhì)管理人員等企業(yè)核心員工的忠誠(chéng)度(Zhou et al.，2010)，提高員工偷懶的成本，具有激勵(lì)和約束雙重功效。出口部門相對(duì)工資水平的上升，意味著出口企業(yè)能夠雇傭素質(zhì)與技能更高的勞動(dòng)力，從而有助于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升(鄭展鵬 等，2017)。第三，更為靈活的勞動(dòng)力市場(chǎng)，意味著企業(yè)可以更加靈活地調(diào)整員工的工資水平，也更容易解雇員工。勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性提升能夠促進(jìn)研發(fā)人員、高技能勞動(dòng)力之間的相互競(jìng)爭(zhēng)，企業(yè)員工為了避免被雇主解雇，或者為了獲得高工資與升遷機(jī)會(huì)，通常會(huì)花費(fèi)更多的金錢、時(shí)間與精力學(xué)習(xí)，積累更多的知識(shí)與技能，以此獲得更高、更穩(wěn)定的收入，以應(yīng)對(duì)收入下降或者失業(yè)的沖擊。隨著貿(mào)易開(kāi)放度的提高，農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)入城鎮(zhèn)務(wù)工實(shí)際報(bào)酬相對(duì)較高，其進(jìn)行職業(yè)培訓(xùn)并進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的門檻值降低，從而更傾向于進(jìn)行職業(yè)培訓(xùn)(李坤望 等，2014)。而人力資本的積累能促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升(陳維濤 等，2014)。

勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性通過(guò)技術(shù)溢出效應(yīng)影響出口技術(shù)復(fù)雜度，具體主要通過(guò)三種微觀機(jī)制起作用。第一，經(jīng)驗(yàn)與技能、技術(shù)與知識(shí)多附著于勞動(dòng)者個(gè)體本身，就業(yè)靈活性與外部功能的靈活性增強(qiáng)，意味著研發(fā)、管理與高技能員工在企業(yè)內(nèi)部、企業(yè)之間、行業(yè)之間的流動(dòng)性增強(qiáng)，有利于知識(shí)、技術(shù)的傳播與擴(kuò)散，從而產(chǎn)生知識(shí)與技術(shù)的溢出效應(yīng)(Wachsen et al.，2016)，進(jìn)而促進(jìn)行業(yè)技術(shù)水平提高與出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。第二，永久性員工可能不愿意通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新與管理創(chuàng)新來(lái)促進(jìn)企業(yè)技術(shù)水平的提升(Ichniowski et al.，1995)。就業(yè)靈活性增加意味著企業(yè)可以更容易更換低效率、低技能的員工(Adams et al.，2004)，避免出現(xiàn)永久性員工由于惰性習(xí)慣而不愿意改變所產(chǎn)生的鎖定效應(yīng)，從而有助于提升企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度。第三，外部功能靈活性增強(qiáng)可以通過(guò)企業(yè)獲得更好的外部服務(wù)來(lái)提升生產(chǎn)效率與技術(shù)水平。體制內(nèi)企業(yè)與事業(yè)單位的核心技術(shù)人員到體制外出口企業(yè)兼職，這客觀上起到了提高企業(yè)外部功能靈活性的作用。綜上所述，提出本文理論假說(shuō)2。

理論假說(shuō)2：勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的增強(qiáng)通過(guò)人力資本效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生正向促進(jìn)作用。

(三)勞動(dòng)力資源配置效應(yīng)

出口貿(mào)易無(wú)疑會(huì)面臨著諸多的不確定性，而為應(yīng)對(duì)外部沖擊改變資源配置計(jì)劃是要付出成本的。在沒(méi)有受到明顯的外部沖擊時(shí)，出口企業(yè)將按既定計(jì)劃生產(chǎn)。而外部需求減少時(shí)，出口企業(yè)所需的原材料價(jià)格會(huì)發(fā)生明顯變化，或者國(guó)外需求發(fā)生重要變化，出口企業(yè)將面臨著違約或者修訂合同的風(fēng)險(xiǎn)，特別是以國(guó)際代工模式嵌入全球價(jià)值鏈的企業(yè)，多處于全球價(jià)值鏈低端環(huán)節(jié)，一旦市場(chǎng)環(huán)境發(fā)生改變，出口企業(yè)要么按照國(guó)外進(jìn)口廠商的要求重新組織生產(chǎn)，要么拒絕訂單而減產(chǎn)、停產(chǎn)甚至關(guān)閉。出口企業(yè)在面對(duì)外部沖擊時(shí)，需要對(duì)生產(chǎn)要素組合進(jìn)行重新調(diào)整，甚至是對(duì)技術(shù)與管理模式進(jìn)行變革，而生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的調(diào)整無(wú)疑會(huì)存在一定的調(diào)整成本。在生產(chǎn)要素組合的調(diào)整過(guò)程中，機(jī)器設(shè)備等有形資產(chǎn)以及品牌與技術(shù)等無(wú)形資產(chǎn)可以通過(guò)市場(chǎng)買入或賣出，在市場(chǎng)機(jī)制有效的情況下，有形資產(chǎn)和無(wú)形資產(chǎn)價(jià)值并不會(huì)被市場(chǎng)低估。而當(dāng)企業(yè)解雇勞動(dòng)力時(shí)，往往會(huì)受到法律、政策與社會(huì)輿論的約束，需要承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，付出一定的額外成本，而雇傭新勞動(dòng)力又需要付出搜尋成本、培訓(xùn)成本，新勞動(dòng)力也需要較長(zhǎng)的時(shí)間來(lái)適應(yīng)新的崗位，特別是高層次的技術(shù)研發(fā)人員與管理人員，其搜尋、雇傭與解雇成本更高。因此，與機(jī)器設(shè)備等有形資產(chǎn)及品牌、技術(shù)等無(wú)形資產(chǎn)相比，調(diào)整勞動(dòng)力的成本會(huì)更高。

勞動(dòng)力資源的配置效應(yīng)是指勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性提升可以降低生產(chǎn)要素調(diào)整成本，進(jìn)而提升出口技術(shù)復(fù)雜度。如果出口企業(yè)所處行業(yè)的勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性較高，則有利于企業(yè)根據(jù)市場(chǎng)的變化不斷優(yōu)化生產(chǎn)要素配置，以更好地應(yīng)對(duì)外部沖擊。一方面，企業(yè)勞動(dòng)力的調(diào)整成本并不是固定的，而是隨企業(yè)產(chǎn)量變化而變化的。面臨外部沖擊時(shí)，企業(yè)調(diào)整生產(chǎn)要素的收益大于或等于調(diào)整生產(chǎn)要素的成本，企業(yè)才會(huì)調(diào)整生產(chǎn)要素的組合。一旦受外部市場(chǎng)沖擊過(guò)大，企業(yè)調(diào)整生產(chǎn)要素配置獲得的收益小于調(diào)整的成本，則企業(yè)會(huì)選擇放棄訂單停止出口。因此，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性會(huì)影響企業(yè)的出口數(shù)量。另一方面，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性增強(qiáng)，意味著出口企業(yè)受到外部沖擊時(shí)，可以更加靈活調(diào)整企業(yè)員工的工資水平、工作內(nèi)容、工作時(shí)間、工作方式，以較低的成本解雇工人，更容易從市場(chǎng)上搜尋、招聘到高技能員工。當(dāng)企業(yè)面臨負(fù)外部沖擊時(shí)，若企業(yè)降低所有員工的工資及待遇，由于高技能員工比低技能員工更容易找到新的雇主，企業(yè)技術(shù)、營(yíng)銷及管理骨干更容易流失。此時(shí)，企業(yè)可能會(huì)降低普通員工的工資，甚至?xí)夤推胀▎T工，以維持乃至提高關(guān)鍵崗位高技能員工的工資水平。保留高技能員工，有利于維持乃至提升企業(yè)技術(shù)水平，生產(chǎn)更多差異化產(chǎn)品，提升企業(yè)產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度。貿(mào)易增長(zhǎng)的二元邊際理論認(rèn)為，對(duì)外貿(mào)易中集約邊際與擴(kuò)展邊際的變動(dòng)都會(huì)影響出口技術(shù)復(fù)雜度的變化(陳勇兵 等，2012)。

勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性增強(qiáng)產(chǎn)生的資源配置效應(yīng)是顯而易見(jiàn)的，但如何測(cè)量這種資源配置效應(yīng)并非易事。面對(duì)外部沖擊時(shí)，不同行業(yè)資源重新配置的調(diào)整成本是不同的。通過(guò)現(xiàn)實(shí)可以得知，企業(yè)對(duì)生產(chǎn)要素的調(diào)整成本與行業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)性的大小密切相關(guān)。行業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)是指當(dāng)一個(gè)行業(yè)受到價(jià)格、要素成本等方面外部沖擊時(shí)，行業(yè)總產(chǎn)出偏離平均產(chǎn)出的變化情況。Cuat et al.(2012)的研究表明，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性與行業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)的相互作用可能形成行業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)。當(dāng)行業(yè)受到外部沖擊時(shí)，產(chǎn)出波動(dòng)性較小的行業(yè)重新配置勞動(dòng)力資源的成本較低，生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)受到的外在沖擊較小，行業(yè)出口具有比較優(yōu)勢(shì)，而產(chǎn)出波動(dòng)較大的行業(yè)出口則相反。產(chǎn)出波動(dòng)程度提高對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度提升會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響。因此，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性提升可以降低生產(chǎn)要素的調(diào)整成本，從而減輕產(chǎn)出波動(dòng)程度上升對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度所產(chǎn)生的負(fù)面影響。綜上所述，提出本文理論假說(shuō)3。

理論假說(shuō)3：勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的提升能夠減輕產(chǎn)出波動(dòng)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生的負(fù)向影響。

(四)勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性影響的行業(yè)異質(zhì)性

勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度影響因行業(yè)的要素密集度差異而不同。一般情況下，勞動(dòng)密集型行業(yè)生產(chǎn)技術(shù)以低端技術(shù)為主，生產(chǎn)工藝與流程相對(duì)簡(jiǎn)單，企業(yè)更多雇傭低技能勞動(dòng)力，生產(chǎn)要素調(diào)整的用工成本效應(yīng)較強(qiáng)，而人力資本效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)較弱，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性增強(qiáng)對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度會(huì)產(chǎn)生正面影響，但影響相對(duì)較小。

資本密集型行業(yè)以資本為主要生產(chǎn)要素，生產(chǎn)要素配置中需要更加密集采用機(jī)械設(shè)備。同時(shí)，資本密集型行業(yè)需要一定數(shù)量的技術(shù)人員及高技能勞動(dòng)力，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性增強(qiáng)會(huì)產(chǎn)生一定的技術(shù)溢出效應(yīng)與人力資本效應(yīng)。但需要注意的是，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性增強(qiáng)，意味著勞動(dòng)力調(diào)整成本降低，會(huì)促使企業(yè)更多用勞動(dòng)力替代機(jī)器設(shè)備，從而降低行業(yè)的平均資本密集度。技術(shù)往往物化于機(jī)械設(shè)備之中，隨著資本密集度下降，從而對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度提升產(chǎn)生負(fù)面影響?？傮w上，人力資本效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)勞動(dòng)資本密集型行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度提升會(huì)產(chǎn)生正面影響，但影響相對(duì)較小。

對(duì)于技術(shù)密集型行業(yè)而言，企業(yè)需要更多研發(fā)人員、研發(fā)投入與高技能、高素質(zhì)的勞動(dòng)力，此時(shí)，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性影響出口技術(shù)復(fù)雜度的微觀機(jī)制與勞動(dòng)、資本與技術(shù)密集型行業(yè)有所不同。雖然人力資本效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)仍然存在，但勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性過(guò)高并不利于技術(shù)研發(fā)與人力資本的積累，從而對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生負(fù)面影響，產(chǎn)生這一現(xiàn)象有兩方面原因。第一，技術(shù)研發(fā)與員工技能提升，需要相對(duì)穩(wěn)定的工作團(tuán)隊(duì)、較高的收入水平、寬松自由的工作環(huán)境以及較長(zhǎng)時(shí)間的積累。弱勢(shì)勞動(dòng)群體的保護(hù)以及穩(wěn)定的工作環(huán)境有利于技術(shù)進(jìn)步，即勞動(dòng)力市場(chǎng)的安全性 (Wilthagen et al.，2004)。勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性降低，促進(jìn)了勞動(dòng)力市場(chǎng)安全性提升，有利于人力資本與技術(shù)的長(zhǎng)期積累，進(jìn)而有助于企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性過(guò)高，特別是高水平研發(fā)人員與高技能員工的頻繁流動(dòng)，不僅會(huì)增加企業(yè)的市場(chǎng)搜尋成本、培訓(xùn)成本、員工的適應(yīng)成本、團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的整合成本，更為重要的是不利于技術(shù)創(chuàng)新，特別是需要長(zhǎng)時(shí)間的人才積累和技術(shù)積累才能靠團(tuán)隊(duì)攻關(guān)實(shí)現(xiàn)的創(chuàng)新。第二，技術(shù)研發(fā)人員與高技能勞動(dòng)力過(guò)于頻繁的流動(dòng)，特別是掌握企業(yè)核心技術(shù)或商業(yè)機(jī)密的研發(fā)人員的流失，會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的核心技術(shù)或商業(yè)機(jī)密泄露，從而影響企業(yè)對(duì)人力資本投入的積極性。而勞動(dòng)合同關(guān)系的長(zhǎng)期化也有利于企業(yè)與專業(yè)技術(shù)人員增加專用人力資本、專用技術(shù)設(shè)備的投資。綜上所述，提出本文理論假說(shuō)4。

理論假說(shuō)4：勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性增強(qiáng)，通過(guò)人力資本效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)勞動(dòng)資本密集型行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生一定的正向促進(jìn)作用。勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性過(guò)高，不利于人力資本與技術(shù)研發(fā)的積累，從而對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升產(chǎn)生不利影響。

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)計(jì)量模型

為考察勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的直接影響，本文構(gòu)建式(1):

LN ETSit=α0+α1FLEXit+γXit+μt+vi+εit

(1)

其中，i代表行業(yè)，t代表年份，ETSit表示行業(yè)i在t年的出口技術(shù)復(fù)雜度，F(xiàn)LEX為勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性。X代表一組控制變量：(1)外商直接投資(FDI)。相對(duì)于國(guó)內(nèi)企業(yè)，F(xiàn)DI往往在技術(shù)水平與管理水平方面具有較大的優(yōu)勢(shì)，且FDI對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)有一定技術(shù)溢出效應(yīng)。FDI數(shù)量的增加可能會(huì)提高本行業(yè)的技術(shù)裝備水平以及從業(yè)人員技術(shù)水平，進(jìn)而提升該行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度，預(yù)期系數(shù)符號(hào)為正。(2)研發(fā)強(qiáng)度(RD)。研發(fā)強(qiáng)度用于衡量企業(yè)提升產(chǎn)品的技術(shù)水平，研發(fā)強(qiáng)度越高企業(yè)產(chǎn)品技術(shù)含量越高，出口技術(shù)復(fù)雜度也也將趨于上升，預(yù)期系數(shù)符號(hào)為正。(3)人力資本(H)。人力資本用于衡量企業(yè)員工的素質(zhì)與技能，人力資本水平提高有助于提升出口技術(shù)復(fù)雜度，預(yù)期系數(shù)符號(hào)為正。μt、vi分別表示時(shí)間固定效應(yīng)與截面固定效應(yīng)，用以控制被忽略的時(shí)間層面與行業(yè)層面因素的影響，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為驗(yàn)證理論假說(shuō)1，本文在式(1)的基礎(chǔ)上，加入用工成本(LC)、用工成本與勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的交互項(xiàng)(FLEX·LC)，用以衡量是否存在用工成本效應(yīng)。由此，構(gòu)建式(2)：

LN ETSit=α0+α1FLEXit+α2LCit+α3FLEXit·LCit+γXit+μt+vi+εit

(2)

為驗(yàn)證理論假說(shuō)2，本文在式(1)的基礎(chǔ)上，加入人力資本(H)、人力資本與勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的交互項(xiàng)(FLEX·H)、技術(shù)溢出(TS)、技術(shù)溢出與勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的交互項(xiàng)(FLEX·TS)，用以衡量是否存在人力資本效應(yīng)以及技術(shù)溢出效應(yīng)。由此，構(gòu)建式(3)：

LN ETSit=α0+α1FLEXit+α2Hit+α3TSit+α4FLEXit·Hit+α5FLEXit·TSit+γXit+μt+vi+εit

(3)

為驗(yàn)證理論假說(shuō)3，在式(1)的基礎(chǔ)上分別逐次加上產(chǎn)出波動(dòng)的一次項(xiàng)(VOL)、產(chǎn)出波動(dòng)與勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的交互項(xiàng)(FLEX·VOL)，用于衡量行業(yè)的產(chǎn)出波動(dòng)對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性和出口技術(shù)復(fù)雜度兩者之間關(guān)系的影響程度。由此，構(gòu)建式(4)：

LN ETSit=α0+α1FLEXit+α2VOLit+α3FLEXit·VOLit+γXit+μt+vi+εit

(4)

(二)變量與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.被解釋變量：出口技術(shù)復(fù)雜度

借鑒Hausmann et al.(2007)測(cè)度行業(yè)層面出口技術(shù)復(fù)雜度的方法，行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度(ETSik)用行業(yè)所有產(chǎn)品的顯示技術(shù)附加值(RTVj)的加權(quán)平均來(lái)表示；同時(shí)參照樊綱等(2006)提出的顯示技術(shù)附加值指數(shù)。由此構(gòu)建如下公式：

(5)

(6)

(7)

(8)

其中：Xikj為i國(guó)k行業(yè)j產(chǎn)品的出口額；Xik為i國(guó)k行業(yè)總出口額；n為國(guó)家數(shù)量；Yi為i國(guó)的人均GDP；RCAij為i國(guó)在j產(chǎn)品上的顯示比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)；ωij表示j出口產(chǎn)品在i國(guó)總出口中所占的比例；m代表產(chǎn)品數(shù)目。

借鑒洪世勤等(2013)的做法，利用2000—2010年間UNCOMTRADE所提供的47個(gè)國(guó)家的出口數(shù)據(jù)，計(jì)算了2303種產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度水平，將SITC Rev.的3至5位碼分類標(biāo)準(zhǔn)的2303種制成品歸類到各行業(yè)，得到按國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)GB/4757-2002兩位數(shù)行業(yè)(共22個(gè)行業(yè))出口技術(shù)復(fù)雜度的數(shù)據(jù)*由于國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)在樣本期間2000—2010年進(jìn)行了修改(GB/4757-2002標(biāo)準(zhǔn))，其他制造業(yè)的統(tǒng)計(jì)口徑存在前后不一致的問(wèn)題，本文給予剔除。另外，一些無(wú)法歸類到行業(yè)的出口產(chǎn)品S3-88112、S3-77422、S3-74423、S3-72668、S3-73178予以剔除。限于篇幅，2000—2010年中國(guó)制造業(yè)各細(xì)分行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度沒(méi)有列出。。

圖1各制造業(yè)細(xì)分行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度演進(jìn)過(guò)程

整體上，2000—2010年間絕大部分行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度呈上升趨勢(shì)。全部行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度均值從2000年的8.71上升到2010年的9.36，年均增幅為1.34%，與Hausmann et al.(2007)和陳曉華等(2011)的研究結(jié)論相似。為了進(jìn)一步考察樣本期間中國(guó)制成品出口的分布及其變化趨勢(shì)，采用Kernel密度估計(jì)方法對(duì)22個(gè)行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度水平進(jìn)行了估計(jì)(具體見(jiàn)圖1)，以此分析行業(yè)差異的演化過(guò)程。從圖1可以看出，中國(guó)制成品出口技術(shù)復(fù)雜度的動(dòng)態(tài)演進(jìn)表現(xiàn)出如下特征：第一，核密度曲線的波峰不斷向右漂移且密度分布不斷下降，表明樣本期間內(nèi)大多數(shù)行業(yè)的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)由較低水平發(fā)展到較高水平；第二，出口技術(shù)結(jié)構(gòu)分布整體上為“單峰”分布，意味著中國(guó)制造業(yè)行業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)升級(jí)并沒(méi)有出現(xiàn)“兩極分化”；第三，從Kernel密度估計(jì)圖上看，Kernel曲線從2000年“高、尖、窄”逐漸變成了2010年的“矮、扁、寬”，說(shuō)明行業(yè)間的出口復(fù)雜度差異化正在加深，并呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢(shì)；第四，2001年后的Kernel波峰集中在(9，9.5)區(qū)域，均呈現(xiàn)左尾偏態(tài)，表明部分行業(yè)出口技術(shù)水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于行業(yè)平均水平，落入左尾的行業(yè)，其出口技術(shù)水平更低，在沒(méi)有“外力”促使其出現(xiàn)“跳躍”的情況下，成為高技術(shù)水平行業(yè)變得更加困難。由于出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)度是采用47個(gè)國(guó)家的出口數(shù)據(jù)和人均GDP數(shù)據(jù)測(cè)度得到，受到1999年、2008年金融危機(jī)的影響，出口額與GDP發(fā)生了較大變化，故而2000年與2010年峰度存在明顯差異。

為了便于考察不同要素密集型行業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性對(duì)出口技術(shù)雜度作用效果，參照邱斌等(2012)的做法，將本文關(guān)注的22個(gè)行業(yè)歸類為勞動(dòng)資本密集型行業(yè)與技術(shù)密集型行業(yè)兩類，并分別測(cè)算了2000—2010年這兩類行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度。

2.解釋變量：勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性

目前，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性指標(biāo)主要有Rama et al.(2002)提出的勞動(dòng)力市場(chǎng)指標(biāo)、世界銀行提出的勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性指標(biāo)以及OECD國(guó)家構(gòu)建的就業(yè)保護(hù)嚴(yán)格程度(EPL，Employment Protection Legislation)指標(biāo)等。本文借鑒周申等(2012)的做法，在就業(yè)保護(hù)指標(biāo)的基礎(chǔ)上構(gòu)建中國(guó)行業(yè)層面勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性指標(biāo)。就業(yè)保護(hù)指標(biāo)包含保護(hù)正規(guī)就業(yè)人員免于解雇的指標(biāo)、集體解雇特殊要求的指標(biāo)以及正規(guī)的臨時(shí)就業(yè)三個(gè)指標(biāo)*保護(hù)正規(guī)就業(yè)人員免于解雇，主要是避免正式員工被不當(dāng)解雇的規(guī)定；正規(guī)的臨時(shí)就業(yè)，主要是對(duì)固定期限合同以及短期勞務(wù)派遣的有關(guān)規(guī)定；對(duì)集體解雇特殊要求，主要是指其他法律對(duì)集體性裁員的規(guī)定。。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文在北京師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與資源管理研究院(2010)勞動(dòng)力市場(chǎng)相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，參照Alexandre et al.(2010)行業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性指標(biāo)選取方法，構(gòu)建中國(guó)行業(yè)層面的勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性指標(biāo)：

(9)

其中，exp(·)是以e為底的指數(shù)函數(shù)；f1it是i行業(yè)t年農(nóng)民純收入中工資收入的比例REGincome，農(nóng)民工進(jìn)城務(wù)工，多屬于體制外的工作，勞動(dòng)保護(hù)程度較低，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活程度較高，因此，農(nóng)民純收入中工資收入所占比例能夠反映“二元結(jié)構(gòu)”的勞動(dòng)力市場(chǎng)中工資自主決定程度；f2it是i行業(yè)t年鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)人數(shù)占全部就業(yè)人數(shù)的比例REGnonfam，可以參照EPL中的臨時(shí)就業(yè)指標(biāo)，與國(guó)有企業(yè)及國(guó)有控股企業(yè)相比，中國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)所雇傭勞動(dòng)力也屬于體制外就業(yè)，工作的穩(wěn)定性差，市場(chǎng)化程度高，本文采用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)人數(shù)占全部就業(yè)人數(shù)的比例來(lái)衡量臨時(shí)就業(yè)指標(biāo)；f3it是i行業(yè)t年的失業(yè)率指標(biāo)REGrate，參照EPL集體解雇指標(biāo)，本文采用城鎮(zhèn)登記失業(yè)率衡量失業(yè)率指標(biāo)(周申 等，2012)。

目前，這三個(gè)指標(biāo)的數(shù)據(jù)只有地區(qū)值，沒(méi)有細(xì)分行業(yè)值。本文先收集地區(qū)數(shù)據(jù)，然后將之轉(zhuǎn)化為行業(yè)數(shù)據(jù)。本文借鑒Cole et al.(2008)構(gòu)造行業(yè)數(shù)據(jù)的方法，在將地區(qū)特征數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為行業(yè)特征數(shù)據(jù)時(shí)，以各行業(yè)地區(qū)產(chǎn)值在各行業(yè)總體產(chǎn)值的比例作為權(quán)重加權(quán)平均：

REGrateit=∑(sirt)·ratert

(10)

其中：下標(biāo)i、r和t分別代表行業(yè)、地區(qū)和年份；REGrateit是i行業(yè)t年失業(yè)率；sirt代表r地區(qū)i行業(yè)t年在整個(gè)行業(yè)總產(chǎn)值的比例；ratert是r地區(qū)t年失業(yè)率，其它地區(qū)特征指標(biāo)均按照同樣的方法轉(zhuǎn)化成行業(yè)特征指標(biāo)；REGincome、REGnonfam分別是地區(qū)農(nóng)民收入中工資收入比例、非正規(guī)就業(yè)人數(shù)的行業(yè)轉(zhuǎn)化值。

3.控制變量：外商直接投資(FDI)

FDI可采用各行業(yè)實(shí)際吸收的外商投資額衡量；人力資本(H)，借鑒劉洪鐘等(2012)的做法，用科技活動(dòng)人員數(shù)占行業(yè)就業(yè)總?cè)藬?shù)的比例來(lái)衡量；研發(fā)強(qiáng)度(RD)，用科研經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入比例衡量；用工成本(LC)，一般采用工資水平來(lái)衡量，本文采用非國(guó)有企業(yè)就業(yè)人員占行業(yè)就業(yè)人員總數(shù)的比例間接衡量，實(shí)際上，中國(guó)國(guó)有企業(yè)從業(yè)人員的工資水平高于非國(guó)有企業(yè)從業(yè)人員平均工資水平，2009年，中國(guó)國(guó)有企業(yè)就業(yè)人員平均工資、私營(yíng)企業(yè)就業(yè)人員平均工資分別為34130元與18199元，差距為15931元；2015年分別為65296元與39589元，差距達(dá)到25707元*數(shù)據(jù)來(lái)源:http://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01。，因此，行業(yè)之中非國(guó)有企業(yè)就業(yè)人員占行業(yè)就業(yè)人員總數(shù)的比例越高，行業(yè)的用工成本越低；技術(shù)溢出(TS)，借鑒李平(2006)的做法，采用各行業(yè)所申請(qǐng)的專利數(shù)衡量，申請(qǐng)專利意味著企業(yè)在享受“獨(dú)占”好處的同時(shí)，必須將技術(shù)向社會(huì)公眾公開(kāi)，這將有效地促進(jìn)了技術(shù)溢出與擴(kuò)散，因此，以各行業(yè)申請(qǐng)專利數(shù)作為技術(shù)溢出的代理變量；行業(yè)波動(dòng)值，借鑒張先鋒等(2014)的方法，采用2000—2010年間行業(yè)人均增加值年均增長(zhǎng)率的方差表示，其中，行業(yè)增加值用分行業(yè)工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，得到2000年不變價(jià)工業(yè)增加值。

在樣本期間2000—2010年內(nèi)，由于國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了修訂(GB/4757-2002標(biāo)準(zhǔn))，其它制造業(yè)的統(tǒng)計(jì)口徑前后不一致，在此給予剔除；另外，如S3-88112、S3-77422、S3-74423、S3-72668、S3-73178等無(wú)法歸類到行業(yè)的出口產(chǎn)品，也予以剔除，從而得到按照GB/4757-2002標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一的2000—2010年中國(guó)制造業(yè)22個(gè)細(xì)分行業(yè)樣本數(shù)據(jù)。

具體數(shù)據(jù)來(lái)源方面：農(nóng)民純收入、農(nóng)民純收入中的工資收入、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》；國(guó)有企業(yè)就業(yè)人員數(shù)、外商直接投資額數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》；科研經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、主營(yíng)業(yè)務(wù)收入、科技活動(dòng)人員數(shù)、就業(yè)人員年末總數(shù)等數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》；失業(yè)率數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

四、實(shí)證結(jié)果分析與討論

(一) 總體估計(jì)

在進(jìn)行結(jié)果估計(jì)時(shí)：一方面，要考慮出口技術(shù)復(fù)雜度與勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性之間可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題；另一方面，也要考慮到技術(shù)進(jìn)步與人力資本具有累積的特征，出口技術(shù)復(fù)雜度具有持續(xù)性。因此，本文在回歸方程中引入出口技術(shù)復(fù)雜度的一階滯后項(xiàng)，采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行估計(jì)，以緩解內(nèi)生性問(wèn)題。表1列出了模型設(shè)定的檢驗(yàn)結(jié)果：AR(2)統(tǒng)計(jì)量不顯著，說(shuō)明模型水平方程誤差項(xiàng)不存在序列相關(guān)問(wèn)題；Sargan檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均顯著，表明工具變量不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，工具變量的選擇在整體上是有效的；系數(shù)聯(lián)合顯著性的Wald檢驗(yàn)都在1%的顯著性水平上拒絕解釋變量系數(shù)為零的原假設(shè)，表明總體層面的估計(jì)結(jié)果是可靠的。

表1中模型(1)系統(tǒng)估計(jì)結(jié)果顯示：勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的估計(jì)系數(shù)為正，且在5%的顯著性水平上顯著，意味著勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度存在顯著正影響，行業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性越大，相應(yīng)出口技術(shù)復(fù)雜度越高，理論假說(shuō)1得到驗(yàn)證；對(duì)于滯后一期出口技術(shù)復(fù)雜度，系數(shù)估計(jì)值為正，且在1%的顯著性水平顯著，表明上一期出口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)下一期出口技術(shù)復(fù)雜度存在正向影響；對(duì)于控制變量，外商直接投資系數(shù)估計(jì)值為正，且在1%的顯著性水平上顯著，符合理論預(yù)期；人力資本系數(shù)估計(jì)值為正，且在5%的顯著性水平上顯著，符合理論預(yù)期；研發(fā)投入的系數(shù)估計(jì)值為正，但沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，與理論預(yù)期不相符，這可能的原因是，中國(guó)制造業(yè)企業(yè)研發(fā)能力較弱，研發(fā)資金使用效率低，研發(fā)強(qiáng)度的增加并沒(méi)有提升出口技術(shù)復(fù)雜度。

(二)用工成本效應(yīng)的檢驗(yàn)

為了考察勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性是否通過(guò)用工成本效應(yīng)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生影響，需要對(duì)式(2)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1中b列所示。在控制了研發(fā)投入、外商直接投資、人力資本等變量后，發(fā)現(xiàn)用工成本系數(shù)估計(jì)值為正，且在1%的顯著性水平上顯著，意味著非國(guó)有企業(yè)就業(yè)人數(shù)的比例越大，企業(yè)用工成本越低，越能夠促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升；用工成本與勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的交互項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值為正，且在1%的顯著性水平上顯著，意味著勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的增強(qiáng)通過(guò)用工成本效應(yīng)促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。這些驗(yàn)證了理論假說(shuō)1。

表1 系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果及靜態(tài)面板估計(jì)結(jié)果

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；()內(nèi)表示t值；Wald、Sargan、AR(2)、F和Hausman分別表示相應(yīng)檢驗(yàn)的概率。下同。

(三)人力資本效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)的檢驗(yàn)

(四)勞動(dòng)力資源配置效應(yīng)的檢驗(yàn)

式(4)考察勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響是否因產(chǎn)出波動(dòng)的差異而不同。由表1的 f列可知，產(chǎn)出波動(dòng)的系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，且在10%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明產(chǎn)出波動(dòng)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度有負(fù)面影響，即產(chǎn)出波動(dòng)水平越高，相應(yīng)的出口技術(shù)復(fù)雜度越低。在模型中加入勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性與產(chǎn)出波動(dòng)的交互項(xiàng)，通過(guò)進(jìn)行方差膨脹因子(VIF)檢驗(yàn)，得出產(chǎn)出波動(dòng)本身、產(chǎn)出波動(dòng)與勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的交互項(xiàng)的VIF值均為87385.63，遠(yuǎn)大于10，表明兩者之間具有多重共線性。經(jīng)過(guò)“對(duì)中”的方法處理之后，產(chǎn)出波動(dòng)本身、產(chǎn)出波動(dòng)與勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的交互項(xiàng)的VIF值均為1.12，小于10，表明消除了交互項(xiàng)與低次項(xiàng)之間的多重共線性關(guān)系，回歸結(jié)果見(jiàn)表1中g(shù)列。從表1中可以看出，產(chǎn)出波動(dòng)本身、產(chǎn)出波動(dòng)與勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的交互項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值均為負(fù)，都沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這表明勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性提升能夠削弱產(chǎn)出波動(dòng)程度上升對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的負(fù)面影響，理論假說(shuō)3得到驗(yàn)證。

(五)行業(yè)異質(zhì)性的檢驗(yàn)

為進(jìn)一步探究勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的人力資本效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)是否因行業(yè)要素密集度不同而不同，本文將樣本行業(yè)分為勞動(dòng)資本密集型行業(yè)與技術(shù)密集型行業(yè)。其中，14個(gè)為勞動(dòng)資本密集型行業(yè)，8個(gè)為技術(shù)密集型行業(yè)*勞動(dòng)資本密集型行業(yè)包括：紡織業(yè)、服裝及其他纖維制品制造業(yè)、皮革毛皮羽絨及其制品業(yè)、木材加工及竹藤棕草制品業(yè)、家具制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、印刷業(yè)記錄媒介的復(fù)印、文教體育用品制造業(yè)、橡膠制品業(yè)、塑料制品業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、黑色金屬冶煉及延壓加工業(yè)、有色金屬冶煉及延壓加工業(yè)、金屬制品業(yè)；技術(shù)密集型行業(yè)包括：化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、普通機(jī)械制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機(jī)械及器材制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機(jī)械。。由于行業(yè)進(jìn)行分類后樣本數(shù)量較少，本文采用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。為了驗(yàn)證理論假說(shuō)4，需要對(duì)式(3)進(jìn)行分行業(yè)回歸。在回歸之前需要進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，勞動(dòng)資本密集型行業(yè)與技術(shù)密集型行業(yè)的P值分別為0.471、0.000，對(duì)勞動(dòng)資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)分別使用隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表1的d列、e列。從勞動(dòng)資本密集型行業(yè)回歸結(jié)果(表1的d列)可以看出，人力資本系數(shù)估計(jì)值為正，但沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。人力資本與勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的交互項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值為正，且在10%的顯著性水平上顯著，表明勞動(dòng)資本密集型行業(yè)存在一定程度的人力資本效應(yīng)。技術(shù)溢出系數(shù)估計(jì)值為正，且在1%顯著性水平上顯著。技術(shù)溢出與勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的交互項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值為正，且在10%的顯著性水平上顯著，表明勞動(dòng)資本密集型行業(yè)存在一定程度的技術(shù)溢出效應(yīng)。上述實(shí)證結(jié)論與理論假說(shuō)4相符合。

從技術(shù)密集型行業(yè)回歸結(jié)果(表1的e列)可以看出，技術(shù)溢出效應(yīng)系數(shù)估計(jì)值為正，但沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，技術(shù)溢出與勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的交互項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，且在1%的顯著性水平上顯著，這表明技術(shù)密集型行業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升產(chǎn)生了不利影響，與理論預(yù)期不相符合?？赡艿脑蚴牵罕疚牟捎脤＠麛?shù)量來(lái)衡量技術(shù)溢出，雖然專利制度有利于核心技術(shù)的公開(kāi)，但其它企業(yè)獲得專利許可需要付出更多的費(fèi)用，從而會(huì)削弱出口企業(yè)采用新技術(shù)的積極性，阻礙技術(shù)溢出對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的正面影響。人力資本、人力資本與勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的交互項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值均為正，但都沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，技術(shù)密集型行業(yè)的人力資本效應(yīng)并不顯著。這表明，技術(shù)密集型行業(yè)中的勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性增強(qiáng)會(huì)導(dǎo)致企業(yè)技術(shù)研發(fā)人員與高技能勞動(dòng)力流動(dòng)過(guò)于頻繁，并不利于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

五、敏感性檢驗(yàn)

對(duì)于本文的解釋變量勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性，對(duì)其指標(biāo)衡量至關(guān)重要。除了周申等(2012)測(cè)度方法之外，還有以下幾種衡量方法：(1)Arulampalam et al.(1998)、Radulescu et al.(2013)、Michie et al.(2005)分別使用兼職員工人數(shù)占員工總數(shù)的百分比、臨時(shí)合同員工人數(shù)占員工總數(shù)的百分比、定期以及休閑或季節(jié)性合同的員工人數(shù)占員工總數(shù)的百分比來(lái)衡量行業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性；(2)Solow(1998)利用工資與失業(yè)率衡量勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性；(3)Kang et al.(2016)、Wachsen et al.(2016)利用工資率的變動(dòng)來(lái)衡量行業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性；(4)張先鋒等(2013)分別利用小型企業(yè)就業(yè)人員占全部就業(yè)人員的比例、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)人員占全部就業(yè)人員的比例、集體企業(yè)就業(yè)人員占全部就業(yè)人員的比例來(lái)衡量行業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性。

前文借鑒周申等(2012)的衡量方法，把勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性分為三個(gè)方面：(1)農(nóng)民純收入中工資所占的比例，可以反映中國(guó)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移方面情況；(2)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比例，反映了農(nóng)民工在農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織或者農(nóng)民投資為主的企業(yè)就業(yè)的情況，屬于體制外就業(yè)的情況；(3)城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，反映的是城鎮(zhèn)失業(yè)的情況。但這種衡量方法對(duì)工資變動(dòng)的情況沒(méi)有給予充分的重視。因此，本文首先借鑒Kang et al.(2016)、Wachsen et al.(2016)的做法，利用工資率的變動(dòng)Δ(LN waget-LN waget-1)來(lái)衡量行業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性，進(jìn)行敏感性檢驗(yàn)。其中，wage為在崗職工平均工資。工資靈活性是勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性的核心，實(shí)際工資率容易變動(dòng)表明工資具有彈性，勞動(dòng)力市場(chǎng)的靈活程度能夠適應(yīng)市場(chǎng)行情的變動(dòng)。根據(jù)式(1)—(4)，利用系統(tǒng)GMM進(jìn)行估計(jì)?；貧w結(jié)果見(jiàn)表2中的a—e列。

表2 敏感性檢驗(yàn)結(jié)果

將表2中a—e列回歸結(jié)果與之前表1中a—g列回歸結(jié)果進(jìn)行對(duì)比發(fā)現(xiàn)，利用工資率的變動(dòng)衡量勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性，可以作為核心解釋變量，其估計(jì)系數(shù)顯著為正，且與用工成本、人力資本、技術(shù)溢出以及波動(dòng)水平的交互項(xiàng)回歸結(jié)果與前文結(jié)果相一致。其它控制變量的回歸結(jié)果與前文回歸結(jié)果也基本一致。

周申等(2012)的衡量方法包括了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比例。實(shí)際上，中國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在20世紀(jì)80年代末至90年代初中期發(fā)展達(dá)到頂峰，此后大量的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)進(jìn)行了改制，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)漸漸退出歷史的舞臺(tái)。一般而言，相對(duì)于大中型企業(yè)，小企業(yè)用工的靈活性更高。因此，本文借鑒張先鋒等(2013)的做法，用小型企業(yè)就業(yè)人員占全部就業(yè)人員的比例來(lái)衡量勞動(dòng)力市場(chǎng)的靈活性，再次進(jìn)行敏感性檢驗(yàn)。從表3的回歸結(jié)果來(lái)看，本文的主要結(jié)論和前文一致，即勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生正面影響。勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性與用工成本、技術(shù)溢出的交互項(xiàng)系數(shù)為正，與人力資本的交互項(xiàng)系數(shù)并不顯著，說(shuō)明勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性通過(guò)用工成本效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，而人力資本效應(yīng)的影響并不顯著。勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性通過(guò)勞動(dòng)力資源配置效應(yīng)減輕了產(chǎn)出波動(dòng)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的負(fù)向影響。敏感性檢驗(yàn)的結(jié)果表明，本文的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

表3 敏感性檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)于控制變量，當(dāng)把數(shù)據(jù)細(xì)化為地區(qū)-行業(yè)-年份層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸時(shí)，將地區(qū)開(kāi)放經(jīng)濟(jì)變量、地區(qū)人力相關(guān)變量納入控制變量之中，研究結(jié)論并沒(méi)有發(fā)生大的變化。因而，前文的結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。

為檢驗(yàn)上述結(jié)論的穩(wěn)健性，本文將出口技術(shù)復(fù)雜度變量轉(zhuǎn)化為地區(qū)-行業(yè)-時(shí)間層面的數(shù)據(jù)做進(jìn)一步驗(yàn)證。本文在行業(yè)、時(shí)間兩個(gè)維度的基礎(chǔ)上新增加地區(qū)維度，借鑒Cole et al.(2008)構(gòu)造行業(yè)數(shù)據(jù)的方法，在將地區(qū)特征數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為行業(yè)特征數(shù)據(jù)時(shí)，以各行業(yè)地區(qū)產(chǎn)值在各行業(yè)總體產(chǎn)值的比例作為權(quán)重加權(quán)平均。同理，本文在行業(yè)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，把各個(gè)省區(qū)的工業(yè)總產(chǎn)值在所有省區(qū)的總產(chǎn)值中所占的比例作為權(quán)重加權(quán)平均，構(gòu)造省區(qū)-行業(yè)-時(shí)間維度的數(shù)據(jù)：

(11)

LN ETShit=α0+α1FLEXhit+γXhit+μt+vi+εhit

(12)

LN ETShit=α0+α1FLEXhit+α2LChit+α3FLEXhit·LChit+γXhit+μt+vi+εhit

(13)

LN ETShit=α0+α1FLEXhit+α2Hhit+α3TShit+α4FLEXhit·Hhit+α5FLEXhit·TShit+γXhit+μt+vi+εhit

(14)

LN ETShit=α0+α1FLEXhit+α2VOLhit+α3FLEXhit·VOLhit+γXhit+μt+vi+εhit

(15)

其中：h代表省區(qū)，i代表行業(yè)，t代表時(shí)間；控制變量X中新加入外貿(mào)依存度變量(MC)，用來(lái)衡量地區(qū)開(kāi)放經(jīng)濟(jì)變量，用各地區(qū)的進(jìn)出口總額比上各地區(qū)的生產(chǎn)總值衡量外貿(mào)依存度。

表4 多層線性模型估計(jì)結(jié)果

由于新增加地區(qū)維度之后數(shù)據(jù)為層面的數(shù)據(jù)，因此本文借鑒郭熙保等(2016)的辦法，采用多層線性模型對(duì)式(12)、式(13)、式(14)、式(15)進(jìn)行估計(jì)。對(duì)于分層數(shù)據(jù)而言，同一層次的數(shù)據(jù)具有較高的相似性，不同層次的數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)的異質(zhì)性，使用傳統(tǒng)的OLS估計(jì)將會(huì)產(chǎn)生較大的估計(jì)偏誤，原因在于忽視了變量間在不同層次框架下的關(guān)系。多層線性模型同時(shí)兼顧省區(qū)和行業(yè)層面的差異信息，能準(zhǔn)確的反映變量間的這種層次關(guān)系，且允許多種影響效應(yīng)的存在(Raudenbush et al.，2002)，能有效糾正同一層次中樣本潛在關(guān)聯(lián)而可能帶來(lái)的結(jié)果偏誤，進(jìn)而獲得更精確的參數(shù)估計(jì)(楊菊華，2015)。具體結(jié)果如表4所示。

由表4可知，外貿(mào)依存度的系數(shù)估計(jì)值為正，且在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明外貿(mào)依存度對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生促進(jìn)作用；勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生正面影響；勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性與用工成本、技術(shù)溢出的交互項(xiàng)系數(shù)為正，與人力資本的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，說(shuō)明勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性通過(guò)用工成本效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，而人力資本效應(yīng)的影響并不顯著。勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性通過(guò)勞動(dòng)力資源配置效應(yīng)減輕了產(chǎn)出波動(dòng)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的負(fù)向影響。其它控制變量的回歸結(jié)果與前述回歸結(jié)果也基本一致。雖然多層線性模型與系統(tǒng)GMM回歸得出變量的系數(shù)有區(qū)別，但正負(fù)號(hào)沒(méi)有產(chǎn)生變化，顯著性也沒(méi)有發(fā)生變化。因此多層線性模型估計(jì)結(jié)果與系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果一致。

六、結(jié)論與政策含義

本文理論分析了勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性影響出口技術(shù)復(fù)雜度的內(nèi)在機(jī)制，利用2000—2010年中國(guó)制造業(yè)22個(gè)細(xì)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：制造業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性水平提高有助于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升；勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性通過(guò)用工成本效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，而人力資本效應(yīng)的影響并不顯著；勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性通過(guò)勞動(dòng)力資源配置效應(yīng)減輕了產(chǎn)出波動(dòng)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的負(fù)向影響。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力市場(chǎng)靈活性增強(qiáng)通過(guò)人力資本效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)勞動(dòng)資本密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升產(chǎn)生正向影響，對(duì)技術(shù)密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升產(chǎn)生負(fù)向影響。

本文的研究結(jié)論具有重要的政策含義：

(1)要加快清除勞動(dòng)力跨區(qū)域、跨行業(yè)、跨部門的流動(dòng)障礙，建立更為靈活的工資調(diào)整制度，鼓勵(lì)靈活就業(yè)，切實(shí)保障勞動(dòng)者的合法權(quán)益，構(gòu)建更為自由靈活的勞動(dòng)力市場(chǎng)，緩解就業(yè)總量與就業(yè)結(jié)構(gòu)問(wèn)題，提升勞動(dòng)力資源的配置效率，形成新的比較優(yōu)勢(shì)，以此提升出口技術(shù)水平，實(shí)現(xiàn)就業(yè)增加與出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級(jí)的雙贏。

(2)提升研發(fā)人員與高素質(zhì)勞動(dòng)力的收入水平，改善工作生活環(huán)境，減少研發(fā)人員與高素質(zhì)勞動(dòng)力的過(guò)度流動(dòng)，促進(jìn)人力資本與知識(shí)技術(shù)的長(zhǎng)期積累，為企業(yè)出口技術(shù)水平的提升與出口增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)型升級(jí)創(chuàng)造良好條件。

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