一、引　言

稳就业是民心所向、发展所要。正如习近平总书记所强调的，“就业是最大的民生工程、民心工程、根基工程，是社会稳定的重要保障，必须抓紧抓实抓好”。当前中国就业形势仍严峻复杂，青年群体的就业问题引发了持续关注。因此，在2024年5月的二十届中央政治局第十四次集体学习时，习近平总书记明确指出，“要坚持把高校毕业生等青年群体就业作为重中之重，开发更多有利于发挥所学所长的就业岗位”。

就业问题的解决在很大程度上依赖于市场活力，而市场统一对于激发市场活力至关重要。推进市场统一，通过打破地方保护主义和促进生产要素市场化改革减少市场扭曲，能够为劳动力提供更加多样化和更加灵活的就业机会。同时，区域一体化有助于实现劳动力、资本和技术等要素的自由流动，在增强市场活力的同时，促进劳动力技能与市场需求的匹配，从而提升就业水平和质量（Kovak和Morrow，2023）。在该过程中，城镇青年群体面临的就业困境也将得到有效缓解。

作为全国统一大市场建设不可或缺的组成部分，重点区域的市场统一尤为关键。其中，长三角地区（三省一市）是“十四五”发展新机遇下践行以重大区域战略为引领，发挥中心城市和城市群带动作用，持续推动区域协调发展的重要政策试点，仅2022年该地区就贡献了全国GDP的24%。长三角城市间在市场统一方面有许多切实举措，比如：通过推广银行汇票、商业承兑汇票等金融工具创新推进了金融市场一体化；通过城市间轨道交通、高速公路、内河航运等交通系统的规划与衔接推进了基础设施一体化；通过组建区域性行业协会和上海港与南通港EDI平台等措施推进了信息一体化。区域市场的统一能够通过优化资源配置、激发市场活力和提升产业链水平等，为企业发展创造有利条件，促进企业降低运营成本，提高经营效率，也能通过产业升级和技术创新为劳动力市场创造更高质量的就业岗位。

在此背景下，已有诸多研究探讨了市场统一对经济增长的影响，但鲜有研究给出其影响企业就业的直接证据。本文在现有关注政府行为对就业影响文献的基础上，将视角聚焦于统一市场建设对就业的影响，基于长三角经济协调会扩容这一准自然实验，对市场统一与企业吸纳就业能力间的关联进行了理论分析并在因果层面进行了验证，从而为在建设全国统一大市场过程中实现“稳就业”目标提供了实证证据，研究结论具有鲜明和直接的政策含义。

与本文相关的文献有两支：一是市场统一的相关文献，二是关于就业影响因素的文献。第一支文献主要关注市场统一对地区经济发展影响的研究。市场统一是指两个或多个地理区域在经济、政治、法律或者社会方面的融合过程，其旨在打破地方保护主义，实现生产要素和产品的自由流动。地方政府出于追求地方财政税收和政治晋升机会最大化的目的，往往会加剧市场分割（周黎安，2004）、限制生产要素集聚，使得地区专业化水平低下（Bai等，2004）。统一的区域市场能有效地提高生产效率，保持经济的可持续增长（毛其淋和盛斌，2012）。这种效应不仅局限于区域内部，对于周边城市也存在空间溢出（李郇和徐现祥，2015），地区间产业的合理化分工对市场统一中的经济增长也至关重要（Tsubuku，2018）。与本文联系最紧密的是着眼于长三角地区区域协作和市场统一的研究。长三角经济协调会是地方政府为加强城市合作和打通要素流动壁垒所作出的一次重要的跨区域尝试。徐现祥和李郇（2005）的研究表明，长三角经济协调会的成立使得区域市场分割程度下降了50%。加入长三角城市群，使得地区间创新合作增多（李建成等，2022），且生产率显著提高（张学良等，2017），产业结构也实现了升级（郑军等，2021）。然而，鲜有研究将视角进一步延伸到劳动力市场。创新和产业结构升级在创造新工作岗位的同时，也可能对已有就业岗位造成冲击，因此，在市场统一的过程中，劳动力市场如何变化仍需要严谨的实证分析来进行考察。第二支文献关注就业的影响因素。就业的影响因素包罗万象。有研究指出，企业的禀赋会对就业产生影响，毛其淋和王玥清（2023）基于上市公司数据的研究表明，ESG优势通过提高就业创造和降低就业破坏的方式促进了企业的就业净增长。技术进步也是影响就业的一个重要因素，现有研究发现，技术进步既会对现有劳动力产生替代效应，又会被生产力效应和就业创造效应抵消（许家云和毛其淋，2023）。在聚焦政府行为的研究中，部分研究关注政府政策的直接就业后果，如薪酬抵税、调整社保缴费率和增值税留抵退税等政策可以降低企业税负、激发市场活力，通过缓解融资约束提高企业招工激励，增加了企业的就业水平（潘凌云和董竹，2021；宋弘等，2021；崔小勇等，2023）。亦有不少研究关注在一系列战略目标的实施过程中，就业受到了何种间接影响。例如，碳中和目标要求增加环境规制强度，企业为了达标会缩减生产规模，并采用环保技术，从而可能对劳动力要素进行替代，最终减少企业的就业人数（周亚虹等，2023）；对外开放有利于降低企业的贸易成本，同时政府也会加快铁路网线建设，提高沿线城市土地的边际回报，使得劳动力价格相对降低，促进企业增加雇佣规模（Fajgelbaum和Redding，2022）。这些文献表明，政策制定者在推进一些重大战略时，需审慎评估对就业的直接和间接影响。特别是在就业压力较大背景下，无论是推动区域经济一体化，还是建设全国统一大市场，都需要考虑劳动力市场所受到的影响。

为实现研究目的，本文从样本代表性及数据可得性出发，选择长三角经济协调会扩容为一项准自然实验，采用双重差分法考察了市场统一对就业的影响及作用机制。研究发现，加入长三角经济协调会能通过融资约束缓解、交易成本减少、进入壁垒降低以及企业更好地履行社会责任等渠道增加企业雇佣规模。异质性分析表明，加入长三角经济协调会对劳动密集型企业和非重污染行业企业就业水平的提升作用更大。拓展分析发现，加入长三角经济协调会显著提高了青年就业概率、劳动者工资与企业的劳动收入份额。本文的边际贡献体现在以下三个方面：第一，在研究视角上，已有关于市场统一的文献重点集中在城市经济发展维度，鲜有文献从企业雇佣规模角度探讨市场统一对就业的影响，本文弥补了当前“双循环”发展格局与“促进高质量充分就业”并进背景下微观分析视角的不足。第二，在研究内容上，本文除了考察市场统一对企业雇佣规模的影响，还探究了市场统一对青年群体就业、工资水平以及劳动收入份额的影响，这有助于进一步深入理解市场统一如何作用于劳动力市场，为关于市场统一的相关研究补充了来自劳动力市场的新证据。第三，在实践应用上，本文的研究为借鉴和推广长三角一体化经验，在加快建设全国统一大市场进程中更有效地促进高质量充分就业提供了学理依据。

二、制度背景与理论基础

（一）制度背景

长三角地区城市间合作由来已久。1982年上海经济区诞生；1992年建立包含上海市、南京市、杭州市等长三角14个城市协作办（委）主任联席会议；1997年泰州市加入，组织升格为长三角经济协调会；2003年台州市加入，正式形成“15+1”概念，长三角城市间合作进一步加强；2010年3月在浙江嘉兴召开的长三角城市经济协调会第十次市长联席会议决定，将长三角经济协调会成员城市从16个增加到22个，不仅吸收盐城、金华、淮安、衢州4个苏浙城市，还吸收马鞍山和合肥两个安徽省内泛长江三角洲城市，使长三角合作突破了自然地理的界限，逐步成为一个经济区的概念；2013年4月，长三角城市经济协调会第十三次市长联席会议新增芜湖、连云港、徐州、滁州、淮南、丽水、宿迁和温州为成员，至此长三角经济协调会成员城市达30个；2016年5月，《国务院关于长江三角洲城市群发展规划的批复》发布，同意《长江三角洲城市群发展规划》，长三角地区发展正式进入城市群阶段；2018年11月，长三角市场统一上升为国家战略；2019年12月，《长江三角洲区域一体化发展规划纲要》将长三角市场统一范围扩展至上海市、江苏省、浙江省、安徽省全域，规划期至2025年，规划紧扣“一体化”和“高质量”两个关键词，力争发挥各地区比较优势，实现合理分工和高质量发展。

长三角城市经济协调会通过建立区域间有效的合作协商机制，在推进市场统一过程中进行了一系列专题合作，合作涉及经济、社会、交通和生态保护等多个领域，取得了丰硕的成果：第一，在推进金融一体化方面，长三角经济协调会共同推动了长三角地区商业银行、相关企业开展商业承兑汇票和授信支票等金融业务创新，积极推动小额贷款公司、村镇银行、融资租赁公司等地方中小金融机构的发展，这些举措有助于缓解企业的融资约束。 ¹第二，在交通一体化方面，长三角经济协调会在城市间交通系统上进行合作，交通的规划与衔接减少了企业的运输成本。 ²第三，在信息交流方面，长三角经济协调会设立了上海港与南通港EDI信息系统，建立了长三角“大通关”平台，促进了长三角物流信息一体化。 ³第四，在科技共享方面，长三角城市经济协调会明确了长三角区域科技基础条件平台的“1+8”框架，组织了区域内的大型研发仪器设备共享平台，降低了相关高科技行业的进入壁垒。 ⁴第五，在产权交易方面，长三角经济协调会成立了全国第一个比较完整的区域性产权交易市场，有助于新企业迅速获取所需的资金和资源，也为企业提供了退出机制，降低了行业的进入壁垒。 ⁵第六，在生态保护方面，长三角经济协调会建立完善了跨界水、大气、核与辐射等环境预警和应急机制，加强了跨界河流的综合整治，在太湖流域开展了COD排放指标有偿分配和交易试点，加强了对企业排放的监管力度，引导企业向绿色发展转型。 ⁶

（二）理论基础

从理论角度来看，市场统一对企业就业的影响机制涉及劳动力需求和劳动力吸引能力两个层面。如图1所示，首先，市场统一通过缓解融资约束、减少交易成本和降低进入壁垒三个渠道的共同作用使得企业成本降低，促使企业扩大生产规模和激励新企业进入，从而增加了劳动力需求。其次，市场统一有助于企业承担更多社会责任，向劳动力市场释放正面信号，提高企业对劳动力的吸引能力，增加就业数量。本文将围绕这些渠道展开理论分析。

1. 缓解融资约束

融资约束是影响企业雇佣劳动力的重要因素。当企业面临融资约束时，现金流不足会导致企业减少对人力资本的投入，从而减少劳动力雇佣人数（余明桂和王空，2022）。在分割的市场中，资金自由流动的倾向受到抑制，跨区域的金融服务面临多重约束，导致不少地区投融资工具匮乏，难以为区域经济发展提供多元化资金支持，企业融资渠道单一。市场统一可以通过多种途径缓解企业的融资约束。首先，长三角经济协调会所推广的银行汇票、商业承兑汇票等金融工具有助于促进金融资源流动，降低企业融资成本。其次，根据Hollander和Verriest（2016）的研究，相比于企业财务数据等“硬信息”，企业与银行双方之间的信息交流在银行信贷投放中发挥着更为重要的作用。而长三角经济协调会积极推动面向地方企业的中小金融机构的发展，减少了企业与金融机构的沟通成本，提高了企业获得贷款的可能。融资约束缓解带来了充裕的现金流，可能促使企业扩大生产规模，增加对劳动力的需求。　　　　　　

2. 减少交易成本

交易成本占用企业资源，导致企业利润减少，压缩企业的劳动力需求。交易成本与区域市场分割程度密切相关。市场分割越严重的地区，企业面临的交易成本越高（张婷婷等，2021）。由于交易对象的局限性，上游企业利用市场优势对下游企业“敲竹杠”的概率也会大大提高（Du等，2012）。这阻碍了企业活力的释放与经济增长，减少了企业的劳动力雇佣。市场统一有助于降低企业的交易成本。一是消除区域间的行政壁垒，降低制度性交易成本。长三角经济协调会通过逐步清理妨碍公平竞争的相关规定，有效改善了地区的营商环境，降低了生产要素的空间错配程度。二是降低区域间的交通和物流成本。长三角经济协调会通过组建上海港与南通港EDI平台，推动了长三角物流信息一体化。随着市场统一的推进，科技资源平台等基础设施的共享机制将进一步降低企业的交易成本，促进产业集聚（李培鑫和张学良，2021），增加劳动力需求。

3. 降低进入壁垒

在市场分割的环境下，为了维护在位企业的垄断利润，地方政府可能会设置严格的行业准入门槛，以阻碍新企业进入并提高行业进入壁垒（Stigler，1971），使得行业内企业的平均规模减小，同时也减少了新企业进入数量。市场分割阻碍了要素的自由流动，使得本地企业承担较高的生产要素成本，增加了行业进入成本，减少了市场的总体劳动力需求。市场统一可以有效降低行业的进入壁垒。长三角经济协调会通过设立区域性行业协会和推进区域产权市场建设等举措，促进了生产要素的跨区域流动，帮助相关产业的新企业进入。这些举措有助于促使在位企业增加生产规模；也有助于减少行业的信息差，降低各行业进入门槛，促进新企业进入市场，从而增加劳动力需求（刘志彪，2022）。

上述三个渠道均会降低企业的成本。成本降低又会激励企业扩大生产规模以抢占市场份额，同时提高潜在进入者的进入率，最终通过扩张劳动力市场需求而提高就业水平。因此本文提出如下研究假说：

假说1：市场统一有助于提高劳动力就业水平。

假说2：市场统一能通过缓解融资约束、减少交易成本和降低进入壁垒等渠道减少企业成本，进而促进企业扩大生产规模及新企业进入，提高劳动力需求。

4. 企业履行社会责任

市场统一有助于各地方政府更好地规范市场秩序，特别是先进地区的政府治理经验及企业的管理经验可以更快地向其他地区扩散，从而促进企业更好地履行社会责任。长三角经济协调会通过在太湖流域进行COD排放指标有偿分配和交易试点等举措，强化企业排放监管，引导企业绿色转型，规范了企业承担的社会责任。众多文献研究已经发现，企业积极开展社会责任活动有助于增强对劳动力的吸引力（Bhattacharya等，2008）。一方面，企业的社会责任活动展现了企业的价值观和责任感，有助于直接增强企业的形象和声誉（谢红军和吕雪，2022）；另一方面，企业的社会责任活动也有助于创造更积极、更包容的工作环境，促进员工职业发展，从而提升企业在劳动力市场的声誉（Gjergji等，2021）。根据工作搜寻理论，劳动力市场存在信息不对称，劳动者为了获得满意的工作必须进行工作搜寻，而企业良好的声誉相当于向潜在雇员发送正面信号，有助于减少劳动者的工作搜寻成本，提升企业对劳动者的吸引力。因此，本文提出如下研究假说：

假说3：市场统一通过帮助企业更好地履行社会责任，向劳动力市场发送了正面信号，增强了企业对劳动力的吸引力，进而促进了劳动力就业。

三、研究设计和数据说明

（一）数据来源

本文研究样本为2007—2015年度国家税收统计调查数据库，这一数据由财政部和税务总局按照随机抽样方法选取企业填报，每年全国大约有70万家企业接受抽样调查，包括重点企业、大中型企业与中小企业，覆盖了所有的企业类型。本文对原始数据进行了一系列处理：（1）删除企业相关关键变量缺失值和负值；（2）为避免异方差的干扰，对主要变量取对数；（3）为避免极端值对回归结果的影响，本文对关键变量进行上下1%的缩尾处理。城市层面数据来源于《中国城市统计年鉴》，中美汇率数据来源于《中国贸易外经统计年鉴》。

（二）模型设定

为检验市场统一对企业雇佣规模的影响，本文将长三角城市经济协调会的扩容作为一项准自然实验，运用双重差分法（DID）进行估计：第一层差异来自城市层面，第二层差异来自年份层面。由于协调会选择扩容城市并非完全随机，除受地区经济发展水平等宏观经济因素影响外，可能存在其他不可观测因素影响。进一步考虑到长三角经济协调会在2010年和2013年前后进行了两次扩容，而选取加入协调会城市的标准具有一定的连续性，因此本文在基准回归中参考郭峰等（2023）的做法，选择2013年扩容城市作为2010年加入长三角经济协调会城市的对照组，这在一定程度上减弱不可观测因素对本文回归结果的影响，以提高研究结论的可信性。在稳健性检验部分，本文采用更常见的处理方式，将2010年和2013年两次加入长三角经济协调会成员的城市作为处理组，将截至2015年未加入长三角经济协调会的其他城市作为对照组，使用渐进时点DID的方法重新进行回归。为此，本文建立如（1）式所示的DID模型：

其中，$ i、c、t $分别代表企业、城市和年份。被解释变量$ Employ $为企业就业人数。$ {T reat}_{c}\times {Post}_{t} $为DID交互项，$ {T reat}_{c}=1 $代表2010年加入长三角经济协调会的城市，$ {T reat}_{c}=0 $代表2013年加入长三角经济协调会的城市。在稳健性检验部分，本文加入原经济协调会中的城市进入处理组，来进一步验证这一结果对于长三角原位城市是否稳健。$ {Post}_{t} $表示冲击发生前后时间的虚拟变量，当$ t\ge 2010 $时，取值为1；反之，则为0。回归方程控制了企业固定效应$ {\vartheta }_{i} $和城市固定效应$ {\sigma }_{c} $，以排除企业和城市层面不随时间变化因素的干扰。此外还控制了时间固定效应$ {\mu }_{t} $，以排除不随企业个体变化的时间趋势干扰。$ {\mathit{X}}{'}_{ict} $为企业和行业层面控制变量，包括企业年龄、企业规模、生产率、利润率、资产负债率、现金流和赫芬达尔系数。为了进一步控制城市间原有的差异，方程进一步加入初始年份（即2007年）城市层面的特征变量$ {\mathit{W}}{'}_{ct} $，包括城市人均GDP、产业结构、人口密度、对外开放程度、城市道路面积及城市投资变量与时间趋势的交互项。$ {\varepsilon }_{ict} $为随机扰动项，使用聚类在企业层面的稳健标准误。 ⁷

（三）变量定义

本文的核心被解释变量为企业就业人数，用企业年全部从业人员平均数的对数衡量，并利用企业“全年工资薪酬总额与职工人数比值的对数值”获得“平均工资”指标。$ T reat\times Post $为本文的主要解释变量，其含义如上文所解释。表1列示了本文回归中被解释变量、解释变量、企业行业及城市层面控制变量的变量符号和度量方式。

四、实证结果分析

（一）基准回归结果

表2展示了基于模型（1）的回归估计结果。不难发现，加入长三角经济协调会在1%的显著性水平上促进了企业吸纳就业。列（3）的估计系数表明，企业雇佣规模提高了约4.22%。至此，假说1得到了验证。

考虑到长三角经济协调会后续扩容城市的选择可能并不随机，简单进行双重差分估计可能会存在偏误，因此，本文选择倾向得分匹配（PSM）来缓解样本选择偏差。本文将2010年确定的扩容城市中的企业作为处理组，2013年之后扩容进入长三角经济协调会城市的企业作为对照组。选取人均GDP、城市产业结构、人口密度和对外开放程度这4个变量作为匹配变量，按照最近邻1∶2不放回匹配方法对样本进行逐年匹配，将匹配好的数据集进行跨年合并。并在稳健性检验中使用半径匹配以及核匹配进行稳健性检验。表2列（4）报告了匹配后进行回归的结果，加入长三角经济协调会提高了企业雇佣规模的6.13%。不难发现，匹配前后交互项的估计系数均通过了1%的显著性检验。上述结果表明，作为促进区域经济发展的重要组织，长三角经济协调会显著增加了劳动雇佣，提高了就业水平，减少了区域间的劳动力错配，提高了经济效率。

表2列（5）的结果表明，加入长三角经济协调会城市企业的员工平均工资显著提高。结合企业雇佣人数增加的结果表明，在该市场一体化进程中劳动力市场的需求侧因素发挥了主导作用。因此，本文的机制检验将主要集中于探讨劳动力市场需求侧的影响因素。

（二）稳健性检验

上述基准回归未排除诸如趋势差异和内生性等问题对实证结果可能造成的干扰。下文将从平行趋势检验、变换样本范围、更改匹配方法、排除同时期政策影响和改变聚类层级等角度进行稳健性检验。

1. 平行趋势检验

本文使用长三角经济协调会第十次会议前一年（2009年）作为基期，采用事件研究法进行检验。图2报告了事件研究法的估计系数及90%的置信区间。可以发现，冲击发生前年份（2007—2009年）的估计系数不显著异于0（置信区间包含0），冲击发生后年份（2010—2012年）的估计系数显著为正，因此平行趋势假设得到满足。此外，估计系数在冲击发生后的第二年仍然显著，表明加入长三角经济协调会对企业就业的影响具有一定的持久性。

最新的DID理论文献表明，传统的事前平行趋势检验在统计上并不十分有效，且可能会造成估计的偏差（Roth等，2023）。基于这种情况，本文参考Biasi和Sarsons（2021）以及许文立和孙磊（2023）的做法，设定与平行趋势的最大偏离程度为一个标准差，若在最大偏离度下，估计系数的置信区间不包含0值，则表明平行趋势检验即使施加了偏离仍具有较好的稳健性。图3分别展示了在相对偏离程度限制和平滑限制下政策实施年处理效应的平行趋势敏感性检验结果。从图中可以看出，相对偏离程度限制下政策实施年的企业雇佣规模增长十分稳健；平滑限制下，处理前趋势偏差一个标准差时，政策实施年的就业增加效应也是稳健的。

2. 其他稳健性检验

本文采用如下方法进行稳健性检验： ⁸（1）排除同时期重要政策的影响。同时期实施的一项重要政策是小微企业所得税减半征收政策。自2010年起，对年应纳税所得额低于3万元（含3万元）的小型微利企业，其所得税按50％计入应纳税所得额；2012年扩大为应纳税所得额不高于６万元的小微企业。参考王伟同等（2020）的研究，本文剔除了应纳税所得额与各期改革临界值的差距在5%以内的企业进行回归。（2）改变处理组样本范围。将2010年前已是长三角经济协调会成员的城市加入处理组中进行回归，并将对照组变为截至2015年未加入长三角经济协调会的其他城市。（3） 更改匹配方法。本文基于半径匹配和核匹配方法重新对样本进行匹配后再进行回归。（4）更换聚类层面。本文在行业层面对标准误进行聚类处理后重新进行回归。上述稳健性检验的结果均与基准回归结果保持一致，验证了本文的研究结论。

五、机制检验与异质性分析

（一）机制检验

根据前文的理论分析，本文认为，长三角经济协调会可能通过劳动力需求和劳动力吸引能力影响企业的雇佣规模。由于企业雇佣人数在劳动者工资增加的同时仍显著增多，劳动力市场由需求侧占据主导作用，因此本文将机制分析的重点放在需求侧。

1. 市场统一与企业成本降低

（1）缓解融资约束。2009年3月27日，长三角经济协调会第九次会议新设“长三角金融合作”主题，提出“加强金融产品创新，提升金融管理水平”的方针。外部资金的增加放松了企业的融资约束，企业有动力扩大产出进而增加其劳动需求。本文使用银行贷款融资、内部融资和SA指数衡量企业的融资约束情况。银行信贷参考刘晴等（2017）的做法，使用杠杆率（短期借款比总资产）表示，其中短期借款=流动负债–应付账款–应付工资–应付福利费–应交税金，该值越低，银行融资约束就越明显。内部融资参考张杰等（2012）的做法，使用利润加折旧比总资产表示，该值越高表示企业内部现金流状况越好。SA指数则参考Hadlock和Pierce（2010）的做法，表达式为：$ SA=-0.737size+0.043{size}^{2}-0.040age $，其中$ size $代表企业规模，$ age $代表企业年龄。SA 指数越大，代表企业受到的融资约束越大。表3的回归结果表明，扩容加入长三角经济协调会的城市，获得银行贷款融资的能力提高，内部现金流充裕，面临的融资约束得到了缓解。

（2）减少交易成本。长三角经济协调会通过建立覆盖长三角的产权交易信息网络减少企业信息搜索和谈判成本，通过加强市场监管体系建设减少企业的寻租成本，并通过完善各项政策法规减少企业合约执行的监督成本。为检验上述渠道，与夏杰长和刘诚（2017）的做法相似，本文采用企业销售费用、管理费用、财务费用之和占总资产的比例衡量企业面临的交易成本。表3列（4）为加入长三角经济协调会对企业交易成本的影响。相较于未加入城市的企业，加入长三角经济协调会城市的企业交易成本显著降低。

（3）降低进入壁垒。长三角经济协调会通过联合推广商事制度改革、完善长三角的产权交易市场和促进城市间的科技资源共享等举措降低了行业进入成本。本文参考孙浦阳等（2013）的做法，给定行业进入成本为行业中位数规模企业的市场份额与行业平均固定资产净值占总资产之比的乘积。指标的值越大，表明该行业的进入成本越高。表3列（5）的结果表明，扩容加入长三角经济协调会城市的进入成本显著下降。

2. 企业生产规模和新企业进入受到的影响

（1）企业规模扩张。与周亚虹等（2023）的做法相似，本文采用企业生产总值来衡量生产规模，并对生产总值取对数处理。表4列（1）为加入长三角经济协调会对企业生产规模的影响。可以发现，相较于未加入城市的企业，加入长三角经济协调会城市的企业生产规模显著提高。

（2）新企业进入。本文选取2007—2015年工商企业注册数据，以二位码行业新进入企业数量的对数为因变量，检验加入长三角经济协调会是否会影响市场结构。表4列（2）结果显示，长三角扩容使行业平均新进入企业数量显著增加6.34%，以2009年为例，当年长三角经济协调会扩容城市二位码行业新进入企业35600家，据此可计算得到城市层面新企业数量多增加约2257.04家。

至此，假说2得到了验证，市场统一通过缓解融资约束、减少交易成本和降低进入壁垒等渠道减少了企业成本，促使企业扩大生产规模及新企业进入，提高了劳动力需求。

3. 企业履行社会责任的检验

本文使用企业本年已交纳各种行政事业性收费和政府性基金的对数值作为衡量企业社会责任的代理指标。表4列（3）的结果表明，加入长三角城市群显著提高了企业履行社会责任的程度。首先，积极承担社会责任的企业能够向外界传递负责任的信号，打造良好的企业形象，这会吸引更多的员工加入企业（Bhattacharya等，2008）。其次，虽然承担更多社会责任的企业会增加额外的成本，但同时也会向外传递积极信号，提升企业的声誉价值，增加消费者对企业商品和服务的需求，降低与投资者之间的信息不对称，减少企业的融资成本，对企业生产经营带来的正向影响大于成本效应，进而促进企业增加雇佣劳动力（毛其淋和王玥清，2023）。上述研究表明，承担更多社会责任的企业能够向外界传递正面信号，降低劳动力市场因信息不对称造成的摩擦，减少劳动者的工作搜寻成本，并增强企业对劳动力的吸引力，从而增加劳动力就业。本文研究也验证了该结果，至此假说3得到了验证，即市场统一通过帮助企业更好地履行社会责任，向劳动力市场发送了正面信号，增强了对劳动力的吸引力，从而提高了劳动力就业。

（二）异质性分析

1. 企业要素密集度

劳动密集型企业相对资本密集型企业对于生产设备的依赖较小，对劳动力数量的依赖较大。借鉴Fan等（2018）的做法，本文使用劳动报酬占企业固定资产的比例来衡量企业的劳动密集度。根据该比例的中位数将企业分为劳动密集型企业和资本密集型企业。表5列（1）和列（2）回归结果显示，加入长三角经济协调会使得劳动密集型企业雇佣规模扩大了3.11%，而资本密集型企业雇佣规模未发生明显变化，且两组回归结果差异在1%的水平上显著，即加入长三角经济协调会对劳动密集型企业的就业规模影响更大。

2. 重污染企业和非重污染企业

前文分析肯定了长三角一体化对于就业的促进作用，那么这种促进是否会以牺牲环境为代价呢？鉴于污染转移问题引发的浓厚的研究兴趣（沈坤荣等，2017），本文在此尝试对该问题进行回答。参考苏丹妮和盛斌（2021）的研究，本文将企业分为重污染企业和非重污染企业。 ⁹表5列（3）和列（4）的结果显示，非重污染企业样本回归系数显著为正，而重污染企业中就业人数的估计系数不显著。这一结果表明，加入长三角经济协调会显著提高了非重污染企业的就业水平，但对重污染企业的就业水平没有明显的影响。其可能的原因是：重污染企业受到了更严格的环境规制，导致高污染行业规模萎缩（王锋和葛星，2022），进而减少劳动力雇佣。事实上，经济的可持续发展一直是长三角经济协调会的发展目标。长三角经济协调会内的城市携手制定了各流域、海域的环保合作规划与相关法规，建立了环保监测防范网络及生态补偿机制，因此，加入长三角经济协调会城市的重污染企业面临着更为严格的环境规制，使得就业人数没有明显变化。

六、进一步分析

（一）青年群体就业

鉴于青年群体就业在“稳就业”工作全局中具有特殊的重要性，本文进一步选取2011—2015年中国流动人口动态监测（CMDS）数据，分析市场统一对青年群体就业的影响。本文将16至24岁的劳动者作为青年群体，这一口径与国内外统计青年失业率的年龄区间一致。本文构建如下回归方程：

其中，$ i、c、t $分别代表个体、城市和年份。劳动力就业状况为被解释变量，当前处于就业状态则取值为1，其余为0。$ {Treat}_{c}\times {Post}_{t} $为核心解释变量，$ {Treat}_{c}=1 $代表2013年加入长三角经济协调会的城市；$ {Post}_{t} $表示冲击发生前后时间的虚拟变量，当$ t\ge 2013 $时，取值为1，反之，则为0。控制变量集$ {\mathit{X}}_{\mathit{i}\mathit{c}\mathit{t}} $包括性别、民族、年龄、受教育年限、是否为城镇户口和来本地居住年份等。与式（1）相同，回归进一步加入初始年份（即2011年）城市层面的特征变量$ {\mathit{W}}_{ct} $，包括城市人均GDP、产业结构、人口密度、对外开放程度、城市道路面积及固定资产投资与时间趋势的交互项。模型还控制了城市固定效应$ {\phi }_{c} $、行业固定效应$ {\vartheta }_{s} $和时间固定效应$ {\omega }_{t} $。

表6列（1）的估计结果表明，加入长三角经济协调会使得常住人口中16至24岁青年的就业概率明显增加。其背后的原因可能是：长三角经济协调会促进了扩容地区的经济增长，企业对劳动力的需求增加；同时，扩容城市在进入经济协调会后营商环境改善，企业通过承担更多社会责任、树立良好的商誉吸引了更多的就业，并带来劳动力迁移。但需要说明的是，青年就业概率仅增加0.07%，在经济意义上似乎并不算可观。其原因可能在于：本文在政策冲击后选择的样本期较短，从而可能未能完全捕捉青年就业的增加；从政策的长期效果来看，整个区域的市场活力会逐步释放，就业岗位的创造会逐步扩大，但我们目前的研究未能捕捉到这种长期效应。

（二）劳动收入份额

本文参考崔小勇等（2023）的研究将企业劳动收入份额定义为全年计提工资和奖金与本年企业增加值比值的对数，并构建支付给职工以及为职工支付的现金与营业总收入比值的对数衡量劳动收入份额进行稳健性检验。表6列（2）和列（3）的估计结果显示，加入长三角经济协调会使得企业的劳动收入份额提高。扩容进入长三角经济协调会扩大了企业规模，增加了企业的劳动要素需求，在劳动力市场供给相对稳定的情况下，推动了雇佣人数和平均工资的提高，劳动收入份额也随之增加。

七、结论与启示

本文基于具有代表性的2007—2015年全国税收调查数据，以长三角经济协调会扩容作为市场统一的准自然实验，采用双重差分法考察市场统一对企业吸纳就业的影响及作用机制。研究发现，加入长三角经济协调会显著增加了企业雇佣规模，并且该影响在劳动密集型企业、非重污染行业企业中更大；机制分析表明，融资约束缓解、交易成本减少、进入壁垒降低以及企业更好地履行社会责任带来的劳动力吸引效应是市场统一政策增加就业的主要渠道；拓展性分析发现，加入长三角经济协调会显著提高了青年就业概率与企业的劳动收入份额，对国民收入分配格局具有优化作用。总体而言，市场统一不仅对于稳就业具有显著效果，还能有效提升资源配置效率，改善居民收入分配，有助于实现让劳动者共享经济发展成果的目标。

本文的研究结论对于推广长三角一体化经验，在加快建设全国统一大市场进程中更充分地促进高质量就业具有启发意义。最核心的经验启示为，在市场统一过程中若能有效降低企业的运营成本，则有助于激励企业提供更多的就业岗位。具体来看，本文研究结论的启示包括以下三个方面：

第一，在推动全国统一大市场建设中，打破区域行政界限，促进区域金融一体化协调发展。长三角一体化通过地区间的金融合作，给予了企业更加宽松的融资环境，在一定程度上缓解了企业融资难问题。这一经验的启发是，在全国统一大市场建设中应着眼于优化金融资源配置，可以通过发挥政府性融资担保机构的作用、建立企业贷款风险分担补偿机制、实施贷款贴息等优惠政策，降低企业融资成本。从实现稳就业的角度来看，可以着重增加对劳动密集型企业的金融扶持力度。

第二，在统一大市场建设中，逐步清理妨碍公平竞争的相关规定，减少地区的制度性交易成本。长三角一体化通过完善产权交易网络和市场监管体系，减少了城市间的无序竞争和地方保护，切实降低了限制要素流动的制度性交易成本。因此，在全国统一大市场建设中应将政策着力点放在减少企业的制度性交易成本上。一方面，敦促地方政府加强营商环境建设，简化行政审批流程，提高政府公共服务能力；另一方面，应推动建立有效的政府间沟通合作机制，建设跨区域的行业信息共享平台，使各地区企业能够方便地获取和分享行业信息。

第三，在市场统一进程中有效降低行业的进入壁垒。长三角一体化通过联合推广商事制度改革、建立行业协会等举措，切实降低了企业的市场进入壁垒。在全国统一大市场建设中应该着力推广该项经验，清除地方政府各自制定的影响市场统一的行业限制性规定，放开地方保护行业的市场准入限制，努力打破市场中的显性或隐性门槛。

1参见https://www.gov.cn/gzdt/2008-04/20/content_949756.htm。

2参见https://www.gov.cn/ztzl/2005-12/12/content_124761.htm。

3参见http://www.gov.cn/jrzg/2007-11/12/content_803127.htm。

4参见https://www.gov.cn/jrzg/2005-12/05/content_118282_2.htm。

5参见https://www.gov.cn/ztzl/2005-10/24/content_82246.htm。

6参见https://www.gov.cn/jrzg/2009-04/10/content_1282337.htm。

7由于本文处理组只有6个城市，而对照组也仅有8个城市，在城市数量较少的情况下，城市层面的聚类可能会大幅度增加标准误，降低统计检验的可信性。为保证估计结果的可靠性，本文在稳健性检验中将回归聚类到行业层面，结果无明显差异。

8限于篇幅本文省略稳健性检验结果，读者若是感兴趣可向作者索取。

9依据国务院在2006年发布的《关于开展第一次全国污染源普查的通知》，将造纸及纸制品业、农副食品加工业、化学原料及化学制品制造业、纺织业、黑色金属冶炼及压延加工业、食品制造业、皮革毛皮羽毛（绒）及其制品业、石油加工炼焦及核燃料加工业、非金属矿物制品业、有色金属冶炼及压延加工业归为重污染行业；将纺织服装鞋帽制造业、印刷业和记录媒介的复制、塑料制品业、金属制品业、电气机械及器材制造业、通信设备、计算机及其他电子设备制造业、仪器仪表及文化办公用机械制造业归为非重污染行业。