流動人口對加工貿易出口轉型升級的影響*

（廈門大學經濟學院 福建廈門 361005）

一、引言與文獻述評

中國四十多年來的改革開放，創造了世界外貿發展史上的一個奇跡。長期以來，加工貿易占據著中國對外貿易的半壁江山，加工貿易的產生和發展不僅促進了中國就業的增長，而且對中國整體經濟的快速增長發揮了十分重要的影響作用。時至今日，國情、世情均發生了巨大的變化。新形勢下，對外貿易發展特別是加工貿易的發展更多的是服務于現階段中國經濟高質量發展的要求。但是，從中國加工貿易目前的發展現狀來看，三大方面的問題依然比較突出：一是附加值低下，缺少自主知識產權，因此常常被視作“低端鎖定”和“比較優勢陷阱”的代名詞；二是加工貿易“兩頭在外”，過于依賴外部需求，抵御外部風險的能力較差；三是隨著人口老齡化的加深，加工貿易賴以生存的人口紅利正消耗殆盡。流動人口作為人口紅利的重要組成部分，其對加工貿易的影響不言而喻。隨著教育事業的發展，流動人口本身的素質也在發生著變化，特別是其受教育年限的增長更是高于全國水平（段成榮等，2008）。因此，如何充分發揮流動人口既有的人口紅利，為加工貿易轉型升級贏得寶貴時間，同時挖掘流動人口的人力資本，促進人口紅利向人才紅利的轉化，對于新歷史條件下，特別是當前中美貿易摩擦不斷加深的背景下，不斷推進加工貿易出口轉型升級，促進中國對外貿易乃至整體經濟的發展都具有十分重要的意義。

加工貿易的轉型升級，可以在加工貿易范疇之內實現，也可以通過轉變為一般貿易實現，本文關注的是從加工貿易出口到一般貿易出口這種轉型升級路徑。之所以關注這種轉型升級方式，是因為以下幾點：第一，這種轉型升級是解決目前中國加工貿易所存在的三大問題的基本思路。第二，由于加工貿易出口門檻較低，加工貿易企業的平均生產率一般會低于一般貿易企業。除此之外，經驗研究表明，一般貿易企業在財務狀況、盈利能力、利潤、附加值、工資水平、研發、技能密集度、技術升級等方面都有更好的表現（李方靜，2014；Dai 等，2016；Manova 和Yu，2016）。第三，這種轉型升級方式從表面上看只是出口企業由加工貿易轉向了一般貿易，但是相對于加工貿易而言，企業要從事一般貿易，需要有可靠的原材料供給來源、成熟的配套產業供應鏈以及高效的國際市場營銷渠道等。換言之，企業成功實現加工貿易出口轉型升級的背后是國內關聯產業的發展和企業國際市場競爭能力的提升。這一點對于解決前文提到的“兩頭在外”所引發的問題即緩解外部環境對本國經濟的沖擊來說具有重要意義。

與本文研究密切相關的文獻可分為兩類：一類是有關出口產品種類數影響因素的研究；另一類是關于人力資本對貿易轉型升級的影響作用。在現有文獻中，有關出口產品種類數影響因素的研究主要聚焦于出口二元邊際的影響因素方面（錢學鋒和熊平，2010：陳勇兵等，2012），本文的出口產品種類數對應于這類文獻中的擴展邊際，但是既有文獻較少將出口產品種類數與流動人口聯系起來進行分析和研究。學術界很早就開始關注人力資本與對外貿易之間的聯系，至今仍不斷有新的研究出現。盡管不同學者對外貿轉型升級的定義仍存在差異，但是他們的研究結論卻較為一致，即人力資本水平的提升有利于對外貿易的轉型升級（周茂等，2019；毛其淋，2019；耿曄強和白力芳，2019）。與這些文獻不同的是，本文進一步討論了人力資本之間的互補對外貿轉型升級的影響。

與已有文獻相比，本文的邊際貢獻主要體現在以下三個方面：首先，就企業加工貿易出口轉型升級而言，有兩條不同路徑可供選擇，一是繼續在加工貿易形式下從事附加值更高、價值鏈地位更高的加工環節，二是跳出加工貿易轉向一般貿易。本文關注的是后者，同時基于流動人口的視角來研究其對流入地企業加工貿易轉型升級路徑選擇的影響。關注點的不同是本文區別于已有研究的重要方面。其次，雖然已經有比較豐富的文獻分別研究了勞動力規模和人力資本對貿易升級的影響，但是基于流動人口這一特殊群體的研究視角仍然是缺失的，尚未發現有文獻從理論上刻畫同時從經驗上驗證流動人口是否會因其特殊身份而產生不同的影響作用。而且，本文在人力資本的基礎上更進一步，通過討論流動人口與戶籍人口之間的技能互補性來研究流動人口對加工貿易出口轉型升級的影響作用，這無疑是對已有相關研究的一大拓展。最后，本文借助已有研究成果，利用各市年降雨量信息，以兩兩城市間距離為權重，構造了流動人口規模的工具變量，為流動人口相關研究中內生性問題的解決提供了一個可供參考的思路。

二、方法與數據

（一）關于加工貿易出口轉型升級的衡量

本文主要關注的是企業由加工貿易出口轉向一般貿易出口這種轉型升級方式，因此，本文首先需要解決的問題是如何衡量這種轉型升級。用于衡量對外貿易轉型升級的指標有很多，常見的有產品附加值、全球價值鏈地位、出口產品質量、出口技術復雜度，也有簡單地用加工貿易占比衡量的（馬光明，2017）。但是，這些指標對于轉型升級的衡量均存在較為明顯的局限性，特別是它們都不能很好地反映轉型升級的演進過程：一方面，對于產品附加值、全球價值鏈地位、出口產品質量和出口技術復雜度等指標而言，企業完全可以停留在加工貿易范疇內實現這些指標的提升，而這些指標的提升是無法用來說明企業由加工貿易出口向一般貿易出口轉型升級的?？尚械淖龇ㄊ窃诓煌Q易方式樣本內分別計算這些指標，然后結合不同貿易方式下產品附加值、全球價值鏈地位、出口產品質量和出口技術復雜度等指標的變動來討論轉型升級。雖然這種方法的思路是正確的，但是采用這些指標的變動來討論本文所要研究的轉型升級方式卻行不通。這是因為這些指標在整個轉型升級過程中的變化并不單調，在加工貿易方式下，這些指標可能會呈現“先上升后下降”的變化趨勢，其變化的“拐點”在于“好”產品由加工貿易轉變為一般貿易的“瞬間”。因此，我們無法利用這些指標的變動來討論企業是否發生了加工貿易向一般貿易的轉型升級。另一方面，排除了上述這些指標之后，加工貿易出口占比成為重要的候選指標之一。但是，由于加工貿易出口占比是一個比值，它的下降可能是加工貿易出口和一般貿易出口同時下降，并且加工貿易出口下降得更多導致的，這種情形就很難說明企業發生了轉型升級，因此利用加工貿易出口占比這一指標會存在誤判的可能，這一點后文會進行更為詳細的對比分析與說明。此外，現實中加工貿易出口占比這一指標的變化帶有明顯的二次函數特征，對于發展程度不同的地區，該指標的數值大小所反映出的含義可能是截然相反的（馬光明，2017）。

最后，利用產品種類數作為加工貿易轉型升級指標的做法在現有文獻中也能得到支持（黃建忠等，2017；呂越和王曉旭，2017；蘇振東等，2017）。因此，本文認為如果要討論“加工貿易出口轉向一般貿易出口”這種轉型升級方式，那么采用不同貿易方式分別測算產品種類數變化的方法是比較合適的。具體而言，判斷企業加工貿易出口轉型升級的標準是，企業以加工貿易形式出口的產品種類數出現下降，同時以一般貿易形式出口的產品種類數出現上升?；谶@種判斷標準來研究加工貿易出口轉型升級可以較為準確地反映“企業從加工貿易企業演變為一般貿易企業”這一升級路徑。為了說明這一點，本文將其與加工貿易出口占比進行比較，后者判斷轉型升級的標準是加工貿易出口占比的下降。

（二）測算方法及測算結果

1.測算方法

本文的測算方法簡單易行。舉例來說，如果一家企業某年以加工貿易方式出口了兩種產品，以一般貿易方式出口了三種產品，那么該企業加工貿易出口產品種類數為2，一般貿易出口產品種類數為3。需要說明的是，只要某種產品以加工貿易方式出口，該產品就會記入加工貿易出口產品種類數，如果這種產品同時還以一般貿易方式出口，那么該產品也會記入一般貿易出口產品種類數，這種狀態很可能是企業由加工貿易向一般貿易轉型升級的中間狀態。本文涉及的“產品”指的是HS 6 位碼層面的產品，數據來源于2006—2009年海關數據。

2.測算結果

鑒于本文強調的是“企業從加工貿易企業轉變為一般貿易企業”這一升級路徑，因此本文就此做出界定：如果期初是加工貿易企業，期末是一般貿易企業，并且期間出口額保持一定的增長，那么將其定義為成功實現轉型升級的企業，反之則不是。納入出口額增長這一約束是為了排除兩種貿易方式下出口都在大幅下降這種情形。本文選定的期初年份為2006 年。結果如表1 所示。

表1 把加工貿易出口占比低于50%的企業定義為一般貿易企業，反之為加工貿易企業，第3 行出口增長率約束等于“期末全國出口額/期初全國出口額-1”，數據來源為《中國統計年鑒》。第8 行的“取偽”指的是沒有發生轉型升級但是被指標判斷為轉型升級的企業占比。第9 行“棄真”指的是企業發生了轉型升級但是沒有被指標判斷為轉型升級的企業占比。錯誤率等于“取偽”與“棄真”二者之和。

表1 不同指標對企業加工貿易轉型升級的判斷

由表1 可以看出，利用加工貿易出口占比來判斷企業轉型升級，其“棄真”的概率很低。這一點不難理解，因為一般貿易企業和加工貿易企業本身就是用加工貿易出口占比來定義的。但是從“取偽”的概率來看，利用加工貿易出口占比來判斷，其犯“取偽”錯誤的概率要遠高于產品種類數。綜合起來看，用加工貿易出口占比來判斷的錯誤率明顯要高于產品種類數。也就是說，就判斷企業加工貿易出口是否沿著“由加工貿易轉向一般貿易”這條路徑進行轉型升級而言，基于產品種類數的判斷效果要優于基于加工貿易出口占比。為了增強這一結論的可信度，本文對幾種可能影響判斷的情形進行了排除，結果均顯示利用不同貿易方式出口產品數變動這一方法的錯誤率更低。①因篇幅所限，本文省略了這部分分析的具體內容，感興趣的讀者可在《經濟科學》官網論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。其中表A1 變更了一般/加工貿易企業的定義，表A2 變更了出口增長率約束，結論與正文的表1 保持一致。

根據表1 的結果，無論是從實際轉型升級的企業數，還是指標判斷的轉型升級企業數來看，每年轉型成功的企業數都是在增加的，這說明我國的加工貿易轉型升級正處于不斷推進的過程之中。從每年新增的轉型升級成功的企業數來看，2009 年新增的企業數量要少于2008 年，這很可能是因為2008 年經濟危機的影響。

（三）流動人口、技能互補與不同貿易方式下出口產品種類數的關系

本小節從直觀上討論流動人口、技能互補與不同貿易方式下出口產品種類數之間的關系。因為本文的流動人口數據是城市層面的，而不同貿易方式下出口產品種類數是企業層面的，這種情形下，我們利用累積分布圖來對比不同城市組企業之間的組間差異。②所謂累積分布圖指的是某個變量X 的累積分布f (x)的函數圖，累積分布f (x)的函數值是所有X≤x 的個體數占總體數的比例，以圖2 虛線為例，橫軸坐標是企業加工貿易出口額的對數，虛線上橫坐標10的點對應的縱坐標大約是0.72，也就是說有72%的企業的加工貿易出口額對數小于10。圖中高流動人口規模地區和低流動人口規模地區的劃分標準為100 萬人口，高技能互補地區和低技能互補地區的互補性強弱劃分標準為流動人口與戶籍人口之間技能互補性（Complement）是否大于樣本中位數，該變量用流動人口與戶籍人口平均受教育年限之差的絕對值衡量。

從圖1 左圖可以看出，高流動人口規模地區的企業加工貿易出口產品種類數累積分布曲線位于低流動人口規模地區的右邊，說明流動人口規模越大的地區，企業加工貿易出口產品種類數越多。從圖1 右圖可以看出，高技能互補地區的企業加工貿易出口產品的種類數更少。但是，由圖2 可以看出，當我們考察的是企業一般貿易出口產品種類數時，按流動人口規模分組的兩條曲線相交，說明流動人口規模對一般貿易出口產品種類數的影響可能不顯著，按技能互補性強弱分組時，高技能互補的地區一般貿易出口產品種類數更多，這與加工貿易的情形正好相反。

圖1 流動人口、技能互補與企業加工貿易出口產品種類數

圖2 流動人口、技能互補與企業一般貿易出口產品種類數

通過圖1 和圖2 中左右兩圖的對比不難發現，忽視對流動人口與戶籍人口技能互補性的考察是不合適的。理論上，技能互補性越高的地區，越有利于企業生產率的提高，而只有企業的生產率足夠高，才能克服其出口所需的額外成本。一般而言，一般貿易的額外成本比加工貿易的額外成本要高，因此技能互補性越強的地區，企業生產率越高，更多的企業選擇了需要更高生產率才能進行的一般貿易，從而導致了加工貿易出口產品種類數偏低而一般貿易出口產品種類數偏高。由此，我們認為流動人口與戶籍人口技能互補性的高低可能是企業出口由加工貿易轉向一般貿易的重要影響因素。當然這一理論猜想還有待于下文作進一步的實證檢驗。

三、理論分析

本文在Melitz（2003）模型的基礎上，納入加工貿易這一因素，即企業可以從事國內貿易，也可以從事國際貿易，但在進行國際貿易時，又有一般貿易和加工貿易可供選擇。由于選擇加工貿易出口的企業沒有定價權，只能接受外商提供的固定的加工費用，因此，假設單位產品加工費用為s。假設企業為多產品企業，企業i的產品集合為Ωi，對于該集合中的產品j，若是選擇一般貿易，則出口qij單位的產品j所需的勞動投入為：

其中，φij是企業i生產產品j時的生產率，f為生產固定投入，fx為一般貿易方式出口所需額外負擔的固定投入，τ是冰山成本。

企業i若是選擇以加工貿易方式出口產品j，則出口qij單位產品j所需的勞動投入為：

其中，fs為加工貿易方式出口所需額外負擔的固定投入。由于加工貿易兩頭在外，外商幾乎包辦了除加工以外的所有環節，因此，加工貿易的出口固定成本小于一般貿易，亦即fs＜fx，已有一些文獻也采取這一設定，如Gereffi（1999）、劉晴和徐蕾（2013）、戴覓等（2014）。在這一設定下，企業通過比較在不同市場的利潤大小來決定其是否出口以及以何種貿易方式出口。

根據上述分析，我們不難發現其中存在兩個生產率臨界值①嚴格說來還應包括企業存活的生產率臨界值，因其非本文重點，故將其省略。：一是企業是否出口的生產率臨界值φs；二是出口貿易方式轉變的產品生產率臨界值φx?，F在我們需要對產品生產率的分布進行詳細論述。本文將事前分布函數進一步劃分為不考慮地區條件的無條件事前分布函數與考慮地區條件的事前分布函數。不考慮地區條件的無條件事前分布函數對于所有企業（產品）而言都是一樣的，但是考慮了地區條件的事前分布函數會因為企業所在地不同而不同，例如在“條件好”的地區的企業更容易“抽”到高生產率。具體到本文的研究，假設有A 和B 兩個地區，A 地區流動人口與戶籍人口技能互補性更高，那么A 地區企業“抽”到高生產率的概率也就更高，表現為A 地區的條件事前分布函數位于B 地區條件事前分布函數的右邊，如圖3 所示。

圖3 不同地區有條件產品生產率事前分布函數圖

假設流入的是技能互補性強的流動人口，由于技能互補，地區“條件”變好，這意味著生產率條件事前分布函數向右移動，例如由A 移至B，如圖3 所示。根據Melitz（2003），兩個生產率臨界值只由無條件生產率分布函數決定，因此兩個生產率臨界值不變。技能互補性流動人口流入之前，生產率在φa和φx之間的產品以加工貿易方式出口，技能互補性流動人口流入之后，生產率在φa和φx之間的產品就移動到φx和φb之間，也就是說這部分產品變為以一般貿易方式出口，我們將這種由技能互補導致的效應稱為“質量效應”。另一方面，根據Melitz（2003）單純的人口數量增加會導致不同貿易方式的出口產品種類數增加，我們將其稱為“數量效應”。①因篇幅所限，本文省略了詳細的推導過程。除此之外，文中的生產率指的是產品的生產率，與下文實證中的企業生產率存在一定程度的脫節，有關這部分的分析請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。綜合兩個效應，本文提出命題1。

命題1：流動人口對不同貿易方式下出口產品種類數的影響作用需要視流動人口與戶籍人口之間技能互補程度的強弱而定，當二者技能互補性強時，流動人口的流入促進了流入地企業一般貿易出口產品種類數的增加；當二者技能互補性弱時，流動人口的流入促進了流入地企業加工貿易出口產品種類數的增加。

基于本文對于企業加工貿易出口轉型升級的定義，不難看出，要使得企業加工貿易出口產品種類數下降，同時一般貿易出口產品種類數上升，只有g（φ）向右移動。為了實現這一點，技能互補性必須是較強的。據此，本文提出命題2。

命題2：技能互補性強的流動人口會促進企業選擇由加工貿易出口轉向一般貿易出口的轉型升級路徑。

進一步觀察圖3 不難發現，實際發生轉型升級的產品是區間（φa,φx）的產品。注意對于能夠發生加工貿易出口轉向一般貿易出口的產品即（0,φx）內的產品，（φa,φx）內的產品生產率更高，因此本文提出命題3。

命題3：技能互補性強的流動人口通過影響企業的生產率進而促進企業加工貿易出口轉型升級，并且對生產率較高的加工貿易企業的促進作用更大。

四、實證研究

（一）基準模型設定

本文基準實證模型設定為：

其中，下標i表示企業，c表示城市，t表示年份。本文的被解釋變量Y包括企業i以加工貿易方式出口的產品種類數（lnProcess）和企業i以一般貿易方式出口的產品種類數（lnGeneral）。lnFloatingPop表示流動人口規模，為本文的核心解釋變量。其他控制變量包括：企業生產率、企業規模、企業要素投入結構、企業年齡、企業融資能力、企業利潤率、地區生產總值、交通基礎設施水平、通信基礎設施水平、城市環境和人力資本存量。為了與下文機制分析保持一致，計量方程中加入了流動人口平均受教育年限和年份虛擬變量的交互項和戶籍人口平均受教育年限和年份虛擬變量的交互項，這一做法還能夠進一步控制那些與流動人口與戶籍人口之間的技能互補性（Complement）相關的城市層面的變量。變量標識前面的“ln”表示以對數的形式進入方程。θi表示企業固定效應，由于各企業的企業碼是惟一的，同時每一企業所屬的城市由其企業碼判斷，故控制了企業固定效應也就控制了城市固定效應，θt表示年份固定效應，εict是隨機擾動項。

（二）數據處理及變量描述

本文的數據處理涉及各數據庫之間的數據匹配，具體匹配過程如下：根據企業名進行海關數據和中國工業企業數據之間的匹配。海關數據中企業編碼的前4 位是企業所在地區代碼，依此可以確定企業所在城市，中國工業企業數據庫匯報了各企業所在地，根據這些信息，可以進行城市層面的數據匹配。①相關變量的測算細節、變量標識、含義及測度、數據來源的說明與描述性請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。

（三）基準結果

表2 第（1）列和第（2）列給出了方程（3）的基準估計結果?；谇懊娴姆治隹芍?，由此估計的lnFloatingPop的系數值既不是質量效應也不是數量效應，而是二者“合力”的結果。表2 第（1）列lnFloatingPop的系數顯著為正，說明流動人口的流入顯著促進了流入地企業加工貿易出口產品種類數的增加，而第（2）列lnFloatingPop的系數顯著為負，說明流動人口的流入抑制了流入地企業一般貿易出口產品種類數的上升，但是不顯著。產生這一結果的可能原因是平均而言流動人口與戶籍人口之間的技能互補性不強。如果放寬用于判斷企業轉型升級的兩個不等式條件，即其中一個不等式可以取等號，那么就可以得到流動人口流入抑制企業加工貿易轉型升級的結論。實際上，不用放松判斷標準也能得到這一結論，因為不顯著的原因很可能是存在內生性問題，因此，本文進一步采用工具變量法對此進行處理。

表2 基準結果

（四）內生性問題

影響流動人口流動的因素有很多，其中非常重要的一個影響因素是流入地的收入水平，而對外貿易發達的地區往往也是收入水平較高的地區，因此，基準結果可能存在由于反向因果關系導致的內生性問題。除此之外，遺漏變量等其他原因也會導致內生性問題的產生。為了提高實證研究結論的可信度，本文進一步采用工具變量法考察內生性問題。

本文采用降雨量作為流動人口規模的工具變量。②工具變量的構造細節參見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。方程（3）基于工具變量的估計結果列于表3。由表3 可知，第（1）列中lnFloatingPop的系數顯著為正，第（2）列中lnFloatingPop的系數顯著為負，與基準結果保持一致。為了增強工具變量的外生性，在構造工具變量時，本文排除了來源地為樣本所涉及的城市，結果列于第（3）、（4）列，其結論與基準結果保持一致。對于四川這樣的勞務輸出大省而言，與輸入地之間較大的務農和打工之間的勞動收入差異是其人口流動的核心原因，這一問題的存在可能導致本文的工具變量估計存在弱工具變量問題。是否存在弱工具變量問題，可以通過Kleibergen-Paap rk Wald F statistic 來判斷，從這一統計量上來看，本文所采用的工具變量不存在弱工具變量問題。為增強可信度，本文在構造工具變量時，排除了來源地屬于勞務輸出大省即四川和安徽的城市，這樣一來，工具變量所識別出的依工具變量行動者就不會來源于四川和安徽，減弱了這種流動的核心原因是較大收入差異的流動人口對本文結論的干擾，估計結果列于第（5）、（6）列，其結論與基準結果保持一致。除此之外，通過對比基于工具變量的估計結果和基準結果，我們發現對內生性問題進行處理后，核心解釋變量系數估計值的絕對值變得更大，說明即使內生性問題存在，對內生性問題的處理也不會削弱反而會加強本文的實證研究結論。至此，本文命題1 得證。這一結論說明，單純基于流動人口規模的考察，流動人口是不利于企業由加工貿易出口向一般貿易出口轉型升級的。

表3 基于工具變量法的估計結果

（五）穩健性檢驗

為保證基準結論的可靠性，本文還考察了企業進入和退出對實證結論的影響。除此之外，本文還作了以下穩健性檢驗：一是變更加工貿易轉型升級指標；二是利用子樣本進行分析；三是將戶籍人口納入考量；四是考察2008 年經濟危機的影響。①穩健性檢驗部分的內容請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。

五、進一步的分析

（一）流動人口技能互補對企業加工貿易出口轉型升級的影響

既然平均而言，流動人口的流入不利于企業加工貿易出口轉型升級，那么為了促進加工貿易出口轉型升級，是否應該抑制流動人口的流入呢？答案顯然是否定的。因為我們還應考慮到流動人口與戶籍人口二者之間技能互補的影響作用。本文通過在計量模型中納入交互項來考察流動人口與戶籍人口二者之間技能互補程度的影響，以便驗證命題2。計量模型設定如下：

其中，Complement表示流動人口與戶籍人口之間的技能互補性，Control中除了基準模型中的控制變量外，還控制了流動人口與平均受教育年限的交互項lnFloatingPop*AverEdu，以此捕捉了城市整體人力資本水平的影響。表4 報告了方程（4）的估計結果。由表4 的第（1）列和第（2）列lnFloatingPop*Complement的系數可以看出，流動人口與戶籍人口技能互補程度越高，流動人口的流入越會促進企業由加工貿易轉向一般貿易。這與前文圖1 和圖2 中右圖所描述的特征事實相吻合。換言之，基于本文提出的企業加工貿易出口轉型升級的衡量標準，技能互補性更強的流動人口的流入會顯著促進企業實現由加工貿易出口轉向一般貿易出口的轉型升級。結合命題1 的結論，我們不難發現，為了實現加工貿易轉型升級，流入地政府在技能互補性人才引進方面仍然可大有作為。

表4 流動人口與戶籍人口技能互補強弱的影響作用

（二）對流動人口技能互補性影響企業加工貿易出口轉型升級的進一步解釋

由于本文的被解釋變量為企業層面變量，核心解釋變量為城市層面變量，因此流動人口只能解釋不同城市之間企業加工貿易出口轉型升級之不同，無法解釋同一城市內不同企業加工貿易出口轉型升級的差異。命題3 的提出正好對此進行了有益補充，即給定流動人口與戶籍人口的技能互補程度，存在上文所說的生產率區間（φ a,φx），表現為當企業生產率高于φa時，流動人口對這部分企業加工貿易出口產品種類數的抑制作用更強。因此，我們需要證明φa的存在，相應的計量方程設定如下：

其中，HighTFP為表示企業生產率高低的虛擬變量，其余變量與基準模型一致，Control中還包含了三重交互項的單獨項以及兩兩交互項。由于我們并不清楚上文所說的φa具體是多少，因此本文采取枚舉的形式進行探索。本文從10%開始，以10%為步長，當企業生產率高于樣本企業生產率z%分位點時取1，反之取0。估計結果如表5 所示。由表5 可知，20%和30%分位點的結果中，技能互補性強的流動人口對企業加工貿易出口產品種類數的抑制作用更強，90%分位點的結果可能是由于分位點過于極端所致，因此φa極有可能處于20%和30%分位點之間。

同理，我們也可以通過證明φx的存在來佐證命題3，相應的計量模型設定如下：

表5 對流動人口技能互補性影響作用的進一步解釋之一

各變量定義如前所述，估計結果列于表6。由表6 可知，80%分位點的結果中，三重交互項的估計系數的確符合預期。因此，φb極有可能處于80%分位點附近。除此之外，我們看到這一分位點高于加工貿易出口所確定的分位點，符合理論對于φa和φb大小關系的預期，更加強了這一結論的可信度。

表6 對流動人口技能互補性影響作用的進一步解釋之二

為了進一步增強命題3 的可信度，本文考察了流動人口對生產率的影響，結果如表7所示。第（1）列是基于OLS 的估計結果，第（2）列是基于工具變量的估計結果。如果本文提出的理論命題是成立的，那么技能互補性更強的流動人口的流入將導致企業生產率分布的整體右移，從而交互項lnFloatingPop*Complement的系數就應該顯著為正，結果正如本文理論分析所預期，即命題3 得到了進一步的驗證。

表7 流動人口及其技能互補性對生產率的影響

上述結論也說明了在企業加工貿易出口轉型升級過程中，技能互補性更強的流動人口對于那些正處在“臨門一腳”位置的企業而言意義更為重大。所以，無論是從企業還是從政府的角度來看，重視二者之間的技能互補性對企業加工貿易出口轉型升級的影響作用無疑是重要的。

六、結論與啟示

理論上，本文在Melitz（2003）的基礎上，基于多產品企業的假設前提，利用不同貿易方式下出口產品種類數的變動情況來判斷企業加工貿易出口是否實現了轉型升級，考察了流動人口及其與戶籍人口技能互補性強弱對流入地企業加工貿易出口轉向一般貿易出口的影響作用。實證上，本文利用2006—2009 年海關數據、中國工業企業數據和2005 年1%人口抽樣調查數據對前述理論分析結論進行了實證檢驗。實證研究結果表明：（1）流動人口顯著促進了流入地企業加工貿易出口產品種類數的增加，顯著抑制了企業一般貿易出口產品種類數的上升，即流動人口不利于流入地企業加工貿易出口轉型升級；（2）技能互補性更強的流動人口顯著促進了流入地企業由加工貿易出口轉向一般貿易出口的轉型升級；（3）技能互補性更強的流動人口對于生產率更高的企業的加工貿易出口轉型升級的促進作用更大。

基于上述研究結論，本文獲得的啟示是：（1）從流動人口不利于流入地企業加工貿易出口轉型升級這一研究結論來看，流動人口為流入地提供了一種輸入性的人口紅利，從而在一定程度上放緩了流入地企業加工貿易出口轉型升級的步伐。換言之，隨著中國人口紅利的衰減，流動人口從中西部地區流向東部沿海地區的力度若是呈現持續下降的態勢，那么客觀上將倒逼東部沿海地區企業加快加工貿易出口轉型升級的步伐，同時隨著近些年來國內交通基礎設施的大幅改善和共建“一帶一路”的順利推進，中西部地區的企業加工貿易發展有可能迎來一個相對有利的發展時機。（2）技能互補性更強的流動人口通過促進流入地企業加工貿易出口向一般貿易出口的轉型升級，可以在一定程度上使當地企業更好地應對國際市場波動，增強抗風險的能力。這一結論同時也解釋了近些年來各地為何輪番出臺“搶人”的政策。（3）流動人口有利于企業加工貿易出口轉型升級來源于流動人口與戶籍人口之間的技能互補性，因此對于地方政府而言，加大職業教育投入，加強職業培訓，努力提高職工技能水平，特別是滿足當地急缺的工種需求，不失為一種促進本地加工貿易轉型升級的有效途徑。（4）從加工貿易出口轉向一般貿易出口不僅對轉型企業提出要求，而且也需要當地政府相關政策的調整予以配合，比如，在轉型過程中，地方政府應做好相關產業協同發展的促進工作，為相關產業工人的職業培訓提供指導和幫助，以適應產業和貿易轉型升級的要求，防止因轉型升級而造成大量工人失業等，這些方面的工作不僅很有必要，而且意義重大。