市场准入、搜寻成本与服务业劳动力配置

孙浦阳 刘佳琪 杨易擎

摘 要  我国服务业市场存在就业难与招工难并存的现象，如何有效地调整和优化就业配置，是服务经济在宏观经济调控中发挥关键作用的核心问题。本文基于中国基础设施电子地图构建了客运市场准入指标，并将其与根据中国劳动力动态追踪数据测算的服务业劳动力配置指标进行匹配，实证结果表明：首先，客运市场准入的扩大有效地调节了服务业的劳动力供需配置不平衡;其次，将市场准入指标按照非高铁引致、高铁引致和临近高铁引致进行细分，发现高铁引致的市场准入，特别是临近高铁市场准入扩大的边际改善效果更加明显;最后，本文从城市经济活跃度以及劳动者在求职中的议价能力等角度进行机制检验，发现在DN值高的城市以及非常规行业中，市场准入对供需配置的边际优化效果更加显著。本文在考虑其他相关检验的情况下，结果保持稳健。

关键词 服务经济 区域市场准入 劳动力配置 搜寻成本

一、引言

随着我国经济结构不断优化，服务业对经济增长贡献率已接近60%[数据来源：2019年《政府工作报告》。，逐步成为经济发展的主动力[2018年李克强总理在《政府工作报告》中提到：近5年来我国经济结构出现重大变革，服务业成为经济发展主动力。。事实上，相较于制造业和农业，虽然服务业对就业的吸纳能力更强劲，但由于服务业对人力资本的依存度更高（江小涓，2011），这也使得服务业内部收入差距更大，从而加剧了服务业就业市场区域或行业间配置的不均衡。故而，实现服务业劳动力供需协调配置是促进服务业发展的关键，也是发挥服务业经济调节作用的关键。

与此同时，截至2018年年底，我国高速等级公路里程达到14.26万千米，高速铁路达到2.9万千米以上[数据来源：交通运输部以及国家统计局网站。，我国交通基础设施建设已完成从“线状运行”到“网络化运行”的跨越。完善的交通基础设施建设一方面通过降低贸易成本加速了区域间的贸易往来（Donaldson，2018），另一方面通过降低交通成本，拓宽了劳动者可流动的市场范围，扩大了城市的市场准入情况（Lin，2017），使得人们在选择生活区域和工作地点时受到的约束相对减小，这在一定程度上通过加速劳动力转移（刘晓光等，2015）大大缓解了我国服务业劳动力市场上“招工难”和“就业难”并存的现象。本文正是基于我国服务业发展的一个阶段性问题——劳动力市场供需配置的不均衡，从交通基础设施引致的客运市场准入的角度出发，结合客运市场准入指标和服务业劳动力错配的微观数据，重点探究市场准入的扩大是否具有通过改善服务业劳动力错配现象，进而促进服务业快速发展的作用。

在已有研究中，与本文研究内容相关的文献主要包括市场准入和劳动力错配两大类。Donaldson & Hornbeck（2016）率先从交通基础设施建设的角度引入市场准入的概念，并基于一般均衡贸易理论的简化形式进行测算，得到美国交通基础设施建设对区域间贸易成本影响的加总效应。Baum-Snow et al.（2017，2020）通过绘制出1999、2005和2010年中国交通基础设施网络的电子地图，测算出中国城市市场准入指标，从而探究交通基础设施的建设对中国城市分散化以及内陆地区经济发展的影响，此外，在计算贸易成本时，除了考虑实际运费之外，還引入了时间成本。Huang & Xiong（2018）通过区分贸易成本变化的两种相互竞争性影响（进口竞争和出口准入），将市场准入指标细分为消费者市场准入（CMA）和企业市场准入（FMA）两类，分别度量了外购和外销市场的便利性。上述文献重点探究了货运贸易成本的变化引致的市场准入的变化对区域经济发展或企业生产的影响，除此之外，还有少部分文献基于客运旅行成本测算出的市场准入指标，旨在探究客运市场准入的变动对区域经济和企业的影响。Lin（2017）使用中国数据得出结论：高铁引致的市场准入的扩大通过降低了人与人之间面对面沟通的成本，有利于促进沟通密集型和非常规认知型行业发展。而Gibbons et al.（2019）则利用微观企业数据，得出了客运引致的市场准入变化有利于提高员工的单位产出、工资水平以及企业对中间品的需求，这是因为完善的交通基础设施建设会吸引运输密集型企业到该地区，从而导致现有企业的生产重组。纵观此类文献，我们可以发现目前对市场准入研究更多关注的是区域或企业层面的发展情况，而忽略了市场准入的变化对劳动力市场配置情况的深层次影响。本文正是基于上述文献，首次计算出“时间—区域—行业”维度的市场准入指标，联系了市场准入与劳动力市场供需配置，探究市场准入的放宽是否会对我国服务业劳动力错配起到缓解作用，弥补了这一领域的空缺。

与此同时，近年来，要素配置领域，特别是劳动力供需配置逐渐受到国内外越来越多学者的青睐。Vollrath（2009）发现许多发展中国家资本和劳动力在各行业间存在的错配现象，可以解释不同国家间收入差异的30%—40%，TFP的80%;袁志刚、解栋栋（2011）通过参数校准的方法发现劳动力在农业部门和非农部门的错配导致中国TFP下降了2%—18%;Vollrath（2014）利用Mincer方程对14个发展中国家的个体工资数据进行回归，发现消除“工资楔子”的影响、实现对劳动力的重新配置可以使得这些发展中国家的产出增长5%。上述文献重点关注劳动力在不同行业间错配对TFP的影响，除此之外，还有一部分文献研究了劳动力空间错配对经济增长的影响，如Hsieh & Moretti（2018）基于1964年和2009年美国220个城市的数据研究发现，由于住房市场规模等限制因素的存在，美国的劳动力配置效率在逐渐下降。此类文献往往或是关注全行业劳动力错配现象，或是重点关注农业和非农业劳动力配置的不平衡，目前对于服务业就业市场还缺乏细致的研究。而事实上，服务业相较其他行业而言，对人力资本的依存度更高，这也使得服务业内部收入差距更大（江小涓，2011），服务业劳动力错配现象更加严重。故而在上述研究的基础上，本文通过计算出“时间—区域—行业”维度的服务业劳动力错配指标，重点关注服务业劳动力错配问题。

相较于已有文献，本文剖析了客运市场准入的扩大对服务业劳动力供需配置的作用机制，并结合微观数据对该作用机制进行验证。具体而言，本文的创新之处主要包括以下几个方面：

首先，从机制分析的角度来看，本文认为：市场准入的扩大降低了信息不对称带来的搜寻成本，抑制了由于搜寻成本过高导致的服务业均衡工资相对潜在工资的上偏或下偏，从而缓解了我国服务业内部收入差距较大而造成的劳动力供需配置的不协调问题，有利于我国经济高质量发展（袁志刚、解栋栋，2011;李世刚、尹恒，2014，2017）。

其次，在指标构建方面，一方面，本文借鉴Lin（2017）的方法，使用Baum-Snow et al.（2017，2020）提供的中国1999、2005和2010年交通基础设施的电子地图以及中国研究数据服务平台（以下简称CNRDS数据库）提供的高铁列车信息，首次测算出“时间—区域—行业”维度涵盖的2000—2016年283个地级市19个二分位行业的客运引致的市场准入指标。与以往研究交通基础设施文献中使用交通基础设施密度或两两城市间交通成本相比较，本文计算的市场准入指标更加准确地捕捉到了交通基础设施的“网络效应”，与此同时，本文的指标在考虑时间成本时使用的是行业单位工资水平，引入了行业维度，使指标更加细化。另一方面，本文借鉴Vollrath（2014）的方法，使用中国劳动力动态调查数据（以下简称为CLDS数据库）首次计算出我国“时间—区域—行业”维度的服务业劳动力供需配置指标，该指标涵盖2012—2016年76个地级市10个二分位服务类行业，对我国服务业劳动力市场结构进行了多维度、较为科学的量化。

另外，在实证研究方面，我们将“时间—区域—行业”维度的客运引致的市场准入指标与服务业劳动力错配指标进行匹配，通过对计量模型的回归我们发现：市场准入的放宽的确有利于缓解我国劳动力供需配置不平衡的现象;并且通过将市场准入指标进一步细分为高铁引致、非高铁引致和临近高铁引致的市场准入，可以得出：较非高铁而言，高铁引致的市场准入的扩大对劳动力错配的改善作用更大，而在高铁引致的市场准入中，临近高铁即高铁5小时可达的市场准入的放宽对劳动力错配的改善作用更加明显。

最后，为了完成对市场准入的放宽与劳动力配置传导机制的进一步探究，本文首先使用了CNRDS数据库中校正后的DMSP中国地级市灯光数据作为城市经济活跃度的代理变量，从而探究城市经济活跃度是如何影响市场准入对搜寻成本的作用机制的。根据各城市DN值与DN值中位数大小的比较，我们将城市划分为高DN值和低DN值两类，两组分别进行回归后发现，高DN值的城市各类市场准入指标的增加对我国服务业劳动力市场供需配置不平衡现象的改善作用较低DN值的城市而言均更加明显。这是因为经济活跃度更高的地区通常人口更加密集，人类活动更加频繁，故而对于这些地方来说，市场准入的扩大对搜寻成本下降的促进作用更强，从而更有利于改善劳动力错配现象。与此同时，不同于区域经济活跃度的差别会影响市场准入对搜寻成本的作用机制，不同行业之间的差异则会通过改变劳企之间的议价能力，从而影响搜寻成本的变化对劳动力错配的改善作用。故而，本文根据Autor et al.（2003）提出的常规和非常规行业的分类作为行业技术水平的简单刻画，以此探究议价能力是如何影响搜寻成本对劳动力错配的作用机制的。结果发现：非常规任务型行业的劳动者由于具有更高的议价能力，使得市场准入扩大引致的搜寻成本下降对这些行业的再配置的边际效果更加明显，从而对劳动力市场供需不平衡的改善作用也更强。此外，本文还进行了指标参数调整、样本选择以及引入政府管制因素和货运市场准入等稳健性检验，结果均与上述结果保持一致。

本文的结构安排如下：第二部分为数据说明和计量模型设定，主要对指标的构建和统计性说明进行简要的介绍，并且设定了计量模型;第三部分为本文的实证结果，包括基础回归结果、机制分析和稳健性检验;最后一部分为本文的主要结论及政策建议。

二、数据说明和计量模型设定

本章主要包括两部分内容：一方面，对本文使用的两大面板数据进行指标构建说明以及简单的描述性分析;另一方面，参照已有文献并结合数据自身特点，构建计量模型。

（一）数据说明

本文重点关注市场准入对服务业劳动力供需配置的影响，即验证随着交通基础设施网络的不断完善，各城市各行业的市场准入进一步加大是否会对我国服务业劳动力供需错配现象产生改善作用，故而本文主要使用以下两个行业—区域维度的面板数据。

1.市场准入（MA）指标构建

根据Lin（2017），客运引致的市场准入指标的计算公式为：

（1）式中i代表行业， k和m分别代表两个不同的地级市，t代表时间，Y表示m城市的GDP，在这里，各城市不同年份的GDP数据来自城市统计年鉴。该指标使用旅行成本衡量了不同城市、不同行业人员流动的难易程度，该指标越大，说明该城市该行业的劳动者自由流动的市场壁垒越小，可流动的市场范围越广。与已有文献使用地区内基础设施密度衡量交通基础设施建设情况相比，市场准入指标不仅能够反映交通基础设施建设对两两城市的直接影响，更能够准确地捕捉到基础设施的网络效应。

由公式（1）可知，若要计算市场准入（MA）指标，需知道高速公路、普通鐵路和高速铁路的旅行成本，该旅行成本的计算步骤如下。

首先，关于高速公路和普通铁路的相关信息，我们使用Baum-Snow  et al.（2017，2020）提供的1999、2005和2010年的电子地图，该地图由几位作者根据中国地图出版社（SinoMaps Press）统一出版的纸质地图经扫描、投影所得。该电子地图的精度较高，我们使用2010年的电子地图来刻画中国2012—2016年间高速公路和铁路的基础设施的分布情况，没有地图的年份使用之前的电子地图代替（Lin，2017）。

其次，我们根据CNRDS数据库提供的高铁列车信息，对各城市首次开通高铁的时间进行处理。第一步是对样本进行剔除，只保留城际列车、动车和高速铁路三个类型（以下均简称为“高铁”）;第二步，我们将高铁列车信息与高铁列车线路进行手动匹配，从而得知两两城市间高铁的实际开通时间;最终，将2012、2014和2016年已开通高铁的城市的相关数据整理为“年份—地级市”维度的面板数据。

再次，我们根据CNRDS数据库提供的地级市经纬度数据，并依据2012—2016年中国行政区划变动表，在Arcgis中绘制出2012—2016年283个含有经纬度信息的中国地级市驻点图。与此同时，我们将CNRDS数据库提供的行业就业人员年平均工资转换为小时薪酬，以此作为时间成本的一种衡量方式，该数据涵盖了我国31个省市自治区19个二分位行业的就业人员年平均工资水平。根据Lin（2017），为了消除高铁开通对工资的影响造成的内生性，我们使用2007年（大批高铁开通的前一年）的工资水平来计算两两省份行业间平均工资水平，作为两两城市平均工资水平的近似替代。

最后，根据Lin（2017）的脚注部分以及《国家计委关于高等级软座快速列车票价问题的复函》中关于高铁二等座的定价原则，我们将三种交通方式的单位运费做如下处理：（1）高速公路：单位成本=过桥过路费+燃油费，其中过桥过路费约为0.5元/km，假设均为四轮小型轿车，则每车燃油费为0.8元/km，故而每个旅客的单位运费为0.33元/km;（2）普通铁路的单位运费：单位成本=硬座费+空调费+其他费用，并且新空调列车要在此价格上上浮50%。在这里，硬座费为0.06元/km，空调费为0.016元/km，其他费用为0.024元/km，考虑到目前我国绝大多数列车均为新空调列车（除少量绿皮车外），故而我们估算普通铁路每位旅客的单位运费为0.15元/km;（3）高铁的单位运输成本为0.2805×（1+10%）=0.30855元/km。

同时，由于有些地级市并未与任何基础设施直接相连，故在使用Arcgis进行最佳路径求解时会出现无法识别的现象。针对这一情况，我们根据Lin（2017）的做法，将地级市周围半径30km内包含基础设施的情况判定为该地级市与基础设施直接相连，并删去三亚市、海口市的驻点，理由是陆地基础设施的改变不会对这两个城市的旅行成本产生影响。在此基础上，我们对于仍然无法识别的城市（主要为西部偏远地区）驻点信息使用OpenStreetMap地图进行计算。

最终，基于上述信息，我们一方面使用Arcgis的OD成本矩阵模块以及Stata中的Osrmtime命令计算出283个地级市两两之间的高速公路和普通铁路的最短运输距离和时间，另一方面，我们使用高铁列车信息，并结合Lin（2017）市场准入指标的计算公式（1）测算出2012—2016年283个地级市19个二分位行业的客运市场准入（MA）[参照Lin（2017）和

Donaldson & Hornbeck（2016）

中的做法，本文令θ=3.6。指标。

下页图1为2012、2014和2016年10个二分位服务行业的市场准入情况。从图中我们可以看出，各行业的市场准入情况呈逐年递增态势，这与我国服务业市场化程度逐渐增强的事实相符;与此同时，我们还注意到不同行业市场准入情况仍存在较大的差别，以批发零售业为代表的技术门槛相对较低的行业的市场准入指标相对较高，而以金融业为代表的技术门槛相对较高的行业的市场准入情况相对较低。

2.服务业劳动力错配指标的构建

参照Vollrath （2014），本文基于2012、2014和2016年的CLDS数据库，首次计算出我国涵盖5年76个地级市10个二分位服务行业的“时间—区域—行业”维度的劳动力错配指标。

首先，根据Vollrath（2014），我们对劳动力错配进行如下定义：假设经济中存在N个行业，其中行业j（j=1，…，N）中代表性企业的生产函数为：

Yj=AjKαjH1-αj

在这里，Yj表示j行业产出，Aj表示j行业全要素生产率，Kj表示j行业物质资本投入，Hj表示j行业的劳动力投入数量，α为物质资本的要素投入份额。

假设j行業的企业面临的劳动力价格为（1+τwj）w，其中w表示不存在劳动力错配时企业所面临的劳动力价格（即劳动力的边际报酬），

τwj

表示由于某些体制、政策或者某些行业存在一定的准入门槛导致的劳动力的错配，正是由于这些原因的存在，使得部分行业劳动力的价格高于或低于全行业劳动力价格，进而造成一些行业出现劳动力供给过剩，同时另一些行业出现劳动力供给不足，而在本文中将供给过剩和供给不足两种情况均归为劳动力的错配。

存在劳动力错配的企业的利润最大化行为可以表示为：

maxHjpjYj-w（1+τwj）Hj-rKj（2）

在这里，pj表示j行业最终产品的价格，r表示j行业物质资本的价格。进而，我们可以写出j行业代表性企业利润最大化的一阶必要条件：

（1+α）pjAjKαjH-αj=（1+τwj）w（3）

上式中，左边是j行业代表性企业的劳动力边际产品，右边是存在劳动力扭曲时的实际工资价格。当劳动力错配因子τwj>0时，表示j行业代表性企业面临的劳动力价格高于均衡时的要素价格w，说明该行业实际劳动力投入量小于均衡时最优配置的劳动力数量。当劳动力错配因子τwj<0

时，表示j行业代表性企业面临的劳动力价格低于均衡时的要素价格w，此时，企业在该行业的劳动力投入数量高于经济均衡时最优配置状态的数量。为了使下文的分析更加方便，此处我们将劳动力错配度界定为（1+τwj），该值与1的差距的大小（即τwj

的绝对值）表明j行业代表性企业的劳动力错配度大小。

为了具体分析劳动力错配与劳动力配置之间的关系，本文用j行业劳动力实际数量Hobs，j与j行业最优配置状态的劳动力数量Hopt，j之间的比值来度量j行业劳动力的错配程度。两者的比值为：

Hobs，j/Hopt，j=（1+τwj）-1α（4）

由于0<α<1，当行业劳动力错配度（1+τwj）>1时，则j行业劳动力实际使用数量Hobs，j小于j行業最优配置状态的劳动力数量Hopt，j，表明j行业劳动力供给不足;当劳动力错配度（1+τwj）<1时，j行业劳动力实际使用数量Hobs，j大于j行业最优配置状态的劳动力数量Hopt，j，这意味着j行业劳动力供给过剩。总之，无论是在劳动力供给不足还是劳动力供给过剩的情况下，行业劳动力错配度（1+τwj）与1之间的差距越大，都表明行业劳动力错配程度的上升。鉴于上述关系，本文以公式（4）为依据，用劳动力实际配置与最优配置的比值来衡量行业劳动力错配程度。

其次，我们利用Mincer（1974）提出的收入方程，并使用CLDS的相关数据来度量我国服务业劳动力的错配程度，具体方法为构建计量模型：

lnIijcy=lnw+ln（1+τwj）+ln（1+τwc）+ln（1+τwy）+X′iβX+εijcy（5）

其中，Iijcy表示第y年c城市j行业i个体的实际收入，τwj、τwc和τwy分别表示由于体制、政策等因素导致的行业、省份和年份层面的劳动力错配因子。根据Mincer收入方程，X′i表示个体特征，如性别、年龄、受教育年限等。本文使用（5）式对数据进行回归，需选取基准行业J、基准城市C和基准年份Y，在本文中我们选取的基准行业为交通运输、仓储和邮政业，基准城市为北京市，基准年份为2012[本文已证明选择哪个行业作为基准行业，哪个城市作为基准城市，哪一年度作为基准年份，均不会影响行业劳动力错配数值结果。。并且我们为了简化模型，兹定义：

β0=lnw+ln（1+τwJ）+ln（1+τwC）+ln（1+τwY）

δj=ln（1+τwj）-ln（1+τwJ）

δc=ln（1+τwc）-ln（1+τwC）

δy=ln（1+τwy）-ln（1+τwY）

从而，我们可以将（5）式简化为：

lnIijcy=β0+δj+δc+δy+X′iβX+εijpy（6）

以行业固定效应的估计值

δ^j

为依据，使用行业就业人数份额sj来表示j行业在经济中的权重，这样就可以算出j行业相对的劳动力错配度：

μj=δ^j-∑Jj=1δ^jsj （7）

根据前文，我们可以将其转化为前文理论中的劳动力错配度写为：

（1+τ^wj）=exp（μj）

（8）

同理我们还可以计算出c城市和y年份的相对劳动力错配度，进而将三者相乘即可得到“年份—城市—行业”维度的劳动力错配指标。

从下页图2中我们可以看出，不同行业间劳动力供需情况大有不同：以批发和零售业为代表的低技术行业由于准入门槛相对较低，出现劳动力供过于求的情况;而以金融保险业和科学研究等行业为代表的高技术行业则出现了劳动力供给不足的情况。此外，根据图3，不难看出我国劳动力供需配置的区域差别也十分明显，如浙江省地处东南沿海，经济相对较发达，相对甘肃等内陆地区而言，其各行各业的劳动力需求均较大，故而整体呈现劳动力供给不足的情况;但即使是在同一省份的不同城市间，劳动力供需配置情况也会因城市经济就业的差异而略有不同。

（二）计量模型设定

本文重点探究市场准入的扩大对服务业劳动力供需配置的影响，故而设定计量模型如下：

ycit=α0+α1MAcit+γXct+λt+μi+δp+εcit（9）

在（9）式中，c代表地级市，t代表年份，i代表行业，ycit=（τ-1）2表示服务业劳动力错配指标，该指标基于CLDS数据库计算而来。MA衡量了“时间—区域—行业”维度的客运引致的市场准入的对数值，是基于电子地图和高铁列车信息以及城市GDP算出，该值越大说明c城市i行业的劳动者的流动约束越小，可流动市场范围越大。Xct表示城市层面的控制变量，均来自2013、 2015和2017年的《中国统计年鉴》，包括：城市教育投入水平（Education），用教育支出占公共财政支出的比重表示;城市储蓄水平（Saving），用年末居民储蓄存款余额占金融机构存款余额的比重表示;城市年末总人口（Population），用各城市年末常住人口的对数值表示;互联网覆盖度（Internet），用年末互联网宽带接入用户数占总人口的比重表示;金融发展水平（Finance），用年末金融机构存款额占GDP比重加1的对数值表示。与此同时，为了避免遗漏重要的解释变量，本文分别加入了年份、行业、省份层面的固定效应λt、μi、δp，其中，年份固定效应是为了避免不同年份的特定事件的影响，行业固定效应是为了消除由于不同行业的自身特点不同而对回归结果产生的影响，省份固定效应是为了吸收不同省份的差异对回归的影响。此外，为了避免序列相关、异方差以及统计量聚类特征造成的影响，本文的回归结果均考虑了行业层面的聚类稳健标准误。

三、实证结果分析

（一）基准回归

在本章中，我们首先使用（9）式设定的计量模型对前文基于电子地图和高铁列车信息计算的“时间—区域—行业”维度的市场准入指标（MA）和基于CLDS数据计算的“时间—区域—行业”维度的服务业劳动力错配指标进行回归，回归结果如下页表1所示。

表中第（1）—（2）列和（3）—（4）列分别为调整固定效应后的结果，其中，MAall表示包含高速公路、普通铁路和高铁三种情况的总体市场准入指标。可以看出，无论是添加控制变量还是替换各类固定效应后，MAall的系数均显著为负，说明随着市场准入的扩大，劳动者和企业的搜寻成本大大降低，从而有效地缓解了我国服务业劳动力错配的现象。此外，从城市层面的控制变量的回归结果来看，教育投入水平（Education）的系数显著为负，说明随着城市的教育投入水平逐渐上升，该城市劳动者的整體素质相对较高，故而在求职中获取信息的途径相对更多，有利于缓解劳动力市场错配现象;城市储蓄水平（Saving）的系数显著为负，说明当城市居民储蓄水平相对较高时，其在求职过程中更倾向于获得与自身能力相匹配的工作，进而避免了为满足最低生活保障而导致的“职位”与“能力”不相匹配而造成的劳动力错配现象;城市年末总人口（Population）的系数显著为正，这是由于人口越多的地区，其劳动力供给越容易出现过剩的情况，从而加剧了劳动力的错配情况;互联网覆盖度（Internet）的系数不显著;金融发展水平（Finance）的系数显著为负，说明金融发展水平越高的地区人力资本错配现象越不明显，这是由于金融发展水平较高的地区通常经济发展迅速，市场中存在的劳动者和企业的数量相对较多，故而导致劳动力供需相对平衡，劳动力错配的情况得到了一定的改善。

（二）区分不同类型市场准入指标

根据前文的机制分析，我们可以知道，市场准入的扩大通过降低了劳动者和企业的搜寻成本，有效地缓解了劳动力错配的现象。为了进一步探明该作用机制，我们将市场准入（MA）指标进行更加详细的区分，首先，将市场准入指标分为非高铁引致的市场准入指标（MArh）和高铁引致的市场准入指标（MAHSR）。之所以将市场准入指标进行上述区分，是因为相较于高速公路和普通铁路而言，高铁的“时空压缩”效应使其成为人们出行时优先选择的交通工具之一，故而高铁引致的市场准入指标（MAHSR）的扩大对搜寻成本的降低起到的影响更大，从而大大缓解了劳动力供需配置不相适应的情况。进一步地，我们又将高铁引致市场准入指标细分出临近高铁，即高铁5小时可达的市场准入指标（MAHSRless5），这是因为从运行时间的角度来看，5小时之内乘坐高铁可以到达的任意两城市可以看作是一种短途旅行，而劳动者在同等条件下往往更倾向于在距离相对更近的城市寻找工作，同理，企业在一定程度上也倾向于招收临近城市的员工，故而高铁引致的市场准入对劳企搜寻成本的影响应当在高铁5小时可达地区发挥得更加明显。

下页表2的第（1）—（2）列、（3）—（4）列、（5）—（6）列和（7）—（8）列分别对应总体市场准入指标（MAall）、非高铁引致的市场准入指标（MArh）、高铁引致的市场准入指标（MAHSR）以及高铁5小时可达的市场准入指标（MAHSRless5）。首先，我们来比较表2 的第（3）—（4）列和第（5）—（6）列，可以看出市场准入的相关指标均显著为负，但相较于非高铁引致的市场准入指标（MArh）而言，高铁引致的市场准入指标（MAHSR）的系数的绝对值更大，说明高铁引致的市场准入的扩大对搜寻成本下降的促进作用更强，从而更加有效地缓解了劳动力错配的现象;其次，我们将第（5）—（6）列与第（7）—（8）列进行对比，可以看出：高铁5小时可达的市场准入指标（MAHSRless5）的系数绝对值大大高于高铁非5小时可达市场准入指标（MAHSR），进一步验证了距离相对较近的城市的市场准入扩大对搜寻成本的影响作用更强，从而更加有利于实现劳动力市场的优化配置;此外，将第（1）—（2）列与其他列相对比，不难发现高铁引致的市场准入指标，特别是高铁5小时可达的市场准入指标的扩大对我国服务业劳动力错配现象的改善作用更大。

（三）机制再探究

在上一小节中，我们通过对市场准入指标进行更加细致的划分，验证了不同交通方式引致的客运市场准入指标通过差异化地影响搜寻成本，从而对我国服务业人力资本错配的改善效果也不尽相同。进一步地，在本小结中，我们将从区域和行业的角度出发，探究市场准入对搜寻成本的影响还受到哪些因素的限制，最终又会对我国服务业劳动力供需配置产生怎样的差异化影响。

1.区域差别对机制的影响

不同城市的经济活动的活跃度受到自身地理位置和发展水平等诸多因素的限制会出现较大的差别，一方面会影响城市交通网络的建设，从而造成不同城市市场准入指标的巨大差异，如我国东部沿海地区较西部内陆地区而言，交通基础设施网络更加密集，市场准入指标也相对更大。另一方面，经济活动的活跃度也会影响搜寻成本的变化，经济活动活跃度高的地区，人类活动相对更加频繁，市场准入的扩大有利于大大降低搜寻成本，进而对劳动力错配的改善作用也会更加明显。

Mellander  et al.（2013）和徐康宁等（2015）认为夜间灯光数据是对区域经济活动和经济发展的良好度量，特别是对于像我国这样的发展中国家而言，夜间灯光数据能够很好地避免以GDP代表经济发展情况带来的估计误差。同时，Long et al.（2018）认为，夜间灯光数据很好地反映了人类活动的空间分布情况， DN值越高的地区，反映了该地区人口更加密集，人类活动更加频繁，故而对于这些地方来说，市场准入的扩大对搜寻成本下降的促进作用更强，从而更有利于改善劳动力错配现象。因此，本文采用CNRDS数据库中校正后的DMSP中国地级市灯光数据作为城市经济活动活跃度的代理变量，将不同地级市的DN值按照相较于中位数的大小进行分组，从而分为高DN值和低DN值两组分别进行回归，结果如表3所示。

表3的第（1）—（4）列为低DN值城市的回归结果，第（5）—（8）列为高DN值城市的回归结果。对比两组同一市场准入指标的系数发现，不论是系数的显著性水平还是绝对值的大小，高DN值城市均大于低DN值的城市，从而验证了经济活动活跃度的差异会改变市场准入对搜寻成本的影响，进而会削弱或增强其对劳动力错配的改善作用。

2.不同行业对机制的影响

不同于区域经济活跃度的差别会影响市场准入对搜寻成本的作用机制，不同行业之间的差异则会通过改变劳企之间的议价能力，从而影响搜寻成本的变化对劳动力错配的改善作用。具体而言，当某个行业的技术门槛相对较高时，往往会出现劳动者相对稀缺的情况，并且在该类行业中，能力与职位相匹配的劳动者由于自身难以替代的技术水平，

会使得其在寻求工作时相对企业而言更具议价能力。根据前文的机制分析，该情况有利于改善均衡工资的下偏情况，进而放大市场准入扩大引起的搜寻成本下降对劳动力错配的改善作用。接下来我们将以Autor et al.（2003）常规和非常规行业的分类作为行业技术水平的简单刻画，以此探究议价能力如何影响搜寻成本对劳动力错配的作用机制。

Autor et al.（2003）将非常规任务行业定义为需要抽象思维和相对复杂的沟通，并以解决各类复杂问题为导向的行业，如科学研究和综合技术服务业;与之相对，常规任务行业是指根据明确指令和规则即可完成，不需要复杂思考的行业，如批发零售业等。根据该定义，我们将10个二分位行业区分为常规任务和非常规任务行业两类，并进行分组回归，结果如下页表4所示。其中，第（1）—（4）列为常规任务型行业的回归结果，第（5）—（8）列为非常规任务型行业的回归结果。将两组结果进行对比，不难发现，非常规型行业的各类市场准入指标的系数的显著性和绝对值大小均大于常规任务型行业，从而验证了技术复杂度相对更高的劳动者通过更强的议价能力，促进了市场准入对劳动力错配的改善作用。

（四）稳健性检验

基础回归以及机制探究已经验证了本文的作用机制，但回归中可能仍存在一些问题，对结果产生一定的影响。针对这些问题，我们通过采用指标参数调整、样本重新选择以及考虑政府管制和货运市场准入的方法进行稳健性检验。

1.市场准入指标计算参数调整

在基础回归结果中，我们使用θ=3.6（Donaldson & Hornbeck，2016）计算市场准入指标。而在本小结中，我们采用Eaton & Kortum（2002）测算的θ=8.28和θ=12.86分别代入（1）式，对市场准入指标进行重新计算，分别得到指标MA1和MA2，与劳动力错配指标匹配后的回归结果如表5所示。从表5中我们可以看出，在1%的显著性水平下，MA1和MA2的系数均显著为负，进一步验证了市场准入的扩大有利于缓解我国服务业劳动力供需配置不平衡的问题。

2.样本重新选择

本文在计算市场准入指标时，未考虑开通飞机航线的影响，这是因为一方面，相较于公路和铁路出行而言，飞机出行的普及率略低;另一方面，由于机票价格随着时间而波动，故而难以获得准确的票价信息。但是当我们忽略掉该影响时，可能会高估高铁引致的市场准入对劳动力配置的影响，特別是对于那些将高铁和飞机看作是替代性出行工具的劳动者而言。故而在这里，我们通过剔除包含机场的城市，对样本进行重新选择后再回归，结果如表6所示。与基础回归相比，虽然各类市场准入指标的系数均显著为负，但其绝对值均变小。

3.考虑政府管制和货运市场准入的影响

最后，为了消除政府管制以及货运市场准入对结果的影响，本文在实证分析中加入了户口性质和货运市场准入指标作为上述两个影响因素的代理变量。受到户籍制度等政府管制的影响，户口属性的不同会直接影响劳动者的福利，进而可能会对劳动力在不同行业和不同区域的供需配置产生差异化影响，故而本文首先在基准回归的基础上引入了“时间—行业—城市”维度的劳动者户口性质，结果如表7的第（1）列和第（4）列所示。该指标的回归系数不显著，在一定程度上说明了以户籍制度为代理变量的政府管制对本文研究的劳动力供需配置不平衡无显著影响。另一方面，本文前文分析中主要考虑客运市场准入对劳动力供需配置不均的影响，主要是因为该指标降低会直接影响劳动者流动的便利性，但在一定程度上货运市场准入也会对本文的研究产生间接影响，故而本小节在基准回归的基础上引入了两个货运市场准入指标MA3[MA3指标计算方法参照Allen & Atkin（2014）。和MA4[MA4指标计算方法参照Baum-Snow et al.（2020）。，结果如表7的第（2）—（3）列和第（5）—（6）列所示，无论如何调整固定效应，MA3和MA4的系数均不显著，说明货运市场准入对劳动力供需配置无显著性影响。

四、研究结论及政策建议

本文将基于Buam-Snow et al.（2017，2020）提供中国交通基础设施网络的电子地图与CNRDS数据库中的高铁列车信息共同计算的“时间—区域—行业”维度的市场准入指标与基于CLDS数据计算“时间—区域—行业”维度的服务业劳动力错配指标进行匹配，使用面板固定效应模型验证了市场准入的扩大对劳动力供需配置的影响机制。

本文通过实证检验的方法，首先得出客运市场准入的扩大通过降低搜寻成本从而对服务业劳动力供需配置具有明显的改善作用;其次，本文通过对市场准入指标进一步细分，发现由于高铁引致的市场准入，特别是高铁5小时可达的市场准入指标对劳动力错配的改善作用更加明显，这是因为高铁的“时空压缩”效应加速了劳动者的跨区域转移，从而更有利于降低搜寻成本;最后，本文通过“区域”和“行业”分组的方式对影响机制进行再探究，发现在“DN值”高的城市以及“非常规任务型”行业中，市场准入的扩大对服务业劳动力供需配置不平衡的改善效果更加明显，这是因为经济活动活跃度以及劳企双方的议价能力的差异会改变市场准入对搜寻成本的影响，进而会削弱或增强其对劳动力错配的改善作用。此外，本文还通过改变指标的计算参数、样本重新选择以及考虑政府管制和货运市场准入的影响的方法进行了稳健性检验，进一步论证了本文的结论。

本文的研究结论具有一定的政策意义和现实意义：一方面，我国应该进一步完善交通基础设施建设，加快建设公路、铁路网状建设。因为该举措不仅能够降低劳动力迁移成本，而且能够扩大人们对生活领域和工作地点的选择面，从而缓解“招工难”与“就业难”同时并存的现象。另一方面，由于不同行业之间的差异会通过改变劳企之间的议价能力，从而影响搜寻成本的变化对劳动力错配的改善作用，故而应该通过加强各类职业技术培训等方式提升劳动者的整体文化素质和技术水平，使得劳动者的能力与职位相匹配，最终缓解劳动力供需配置不均衡的现象。

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（責任编辑：彭琳）

南开大学经济学院。通信作者及地址：孙浦阳，天津市南开区卫津路94号;邮编：300071;E-mail：puyangsun@nankai.edu.cn.本文感谢教育部人文社会科学研究项目“全球价值链分工下制造业服务化对产业升级的影响研究”（ 20YJA790026），南开大学百名青年学科带头人（团队）培养支持计划项目“国际需求冲击、外资政策调整与市场福利”的支持。感谢国家社会科学基金重大项目“建设更高水平开放型经济新体制研究”（21ZDA092）的支持。