中國對外貿易就業效應的地區比較

王燕飛

（重慶市委黨校 經濟管理教研部，重慶400041）

1 問題的提出

對外貿易的就業效應一直是經濟學界關注的焦點。但以往研究主要從國家或行業范疇關注了對外貿易與就業的關系，而對貿易的地理分布和在各地區中表現的不同就業效應關注較少。對于中國這樣一個地理和人口大國，各地在地理區位、資源稟賦和產業發展上都有著各自的特征，在此基礎上的對外貿易和就業問題表現也不盡相同。雖然經歷了三十余年的改革開放，中國經濟取得了前所未有的巨大發展，而嚴峻的就業形勢依然是中國經濟進一步發展面臨的一個關鍵性難題。隨著對外開放的擴大化和縱深化，內陸開放為中國經濟的繼續向前推進提供了難得的機遇，由此引發各地資源配置范圍和配置方式的改變，同時國際金融危機后外部市場持續萎縮和匯率對產業影響的加劇，世界范圍內的產業大轉移將加速國內產業的梯度轉移，生產的變動也對中國勞動力資源的重新配置提出了要求。在這樣的新形勢下，更有必要從地區角度分析中國對外貿易的就業效應。就業作為各地社會穩定和經濟又好又快發展的必要條件，如何依據其各自的區位條件、稟賦優勢和產業特征，繼續擴大開放，承接新的產業轉移，優化地區產業結構，提升產業水平，并處理好技術更替和產業結構升級中的就業難題是各地發展都必須面臨的問題。為此，本文擬從中國各地區不同的對外貿易表現入手，分析對外貿易對中國各地區的就業效應，為開放條件下各地產業發展和就業水平提升提供參考。

2 模型設定

我們將計量模型設定為如下動態面板回歸的形式：

上式中，下標i和t分別表示i個省份第t年的相關數據。LPP表示地區產均勞動力人數，以各地區就業總人數除以當年真實GDP（以1992年定基）；INP、EXP分別為以各地區1992年不變價格計算的進、出口總額。αi為不可觀測的地區效應，Dt為時間虛擬變量，μit為隨機擾動項，X為控制變量。樣本區間為1992～2009年中國大陸31個省、市和自治區的數據，西藏的資料不完備，未被選入，重慶的數據并入四川計算，因此截面樣本數為29。為了考察貿易的地區分布，文中以東、中、西部為基礎對貿易區域進行劃分。①東部包括了遼寧、河北、北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南，中部包括黑龍江、吉林、山西、河南、安徽、湖北、江西、湖南，西部包括陜西、甘肅、寧夏、云南、貴州、四川、重慶、青海、新疆、內蒙古、廣西。數據來源為《新中國五十年統計資料匯編》、歷年《中國統計年鑒》、中國經濟信息網數據庫。

實證分析中，本文采用固定效應估計和廣義矩估計（GMM）方法，分析中國東、中、西部對外貿易就業效應的差異。之所以采用個體時間固定效應模型，是因為隨機效應假定未觀測效應與等式右邊的解釋變量不相關，固定效應則不需要這種嚴格假定，它允許未觀測效應與解釋變量可以存在任意的相關關系。隨機效應的這種假定被認為不太合適，如Islam(1995)，Millerand Upadhyay(2002)等都直接運用固定效應進行估計。并且固定效應模型具有估計的優勢，也沒有理由像隨機影響模型那樣假設把個體影響處理為與其他回歸變量不相關。從先驗理論出發，我們直接使用固定效應方法。同樣用HAUSMAN檢驗得到的結果也支持使用固定效應估計。同時，為了避免固定效應估計中的遺漏解釋變量問題和內生性問題，本文采用廣義矩估計（GMM）對模型進行了再檢驗，其基本思想是利用樣本矩估計真實矩，只要模型設定正確，總能找到滿足模型的若干矩條件，且GMM方法允許隨機誤差項存在異方差和序列相關，所得到的參數估計量比其他參數估計方法更合乎實際。

3 實證結果及解釋

3.1 固定效應估計

對上式各變量進行取對數處理后為：

我們首先將（1）式的模型進行固定效應估計，其基本形式為：

表1報告了我們的估計結果，在控制了截面固定效應和時間固定效應以后，對全國而言，進口ln INPit、出口ln EXPit都是影響顯著的變量；與全國相同，東、中部地區，進口ln INPit、出口ln EXPit對產均勞動力ln LPPit的影響也都顯著；西部地區，進口ln INPit對產均勞動力的影響顯著，出口ln EXPit則不能在10%的顯著性水平下通過檢驗。可見對外貿易對勞動就業的影響，主要還在于對全國總體就業水平以及東、中部地區的影響，貿易對西部地區就業的影響仍有待進一步提高，特別是出口對就業的影響極為有限，表明相對東部和中部而言，西部地區的經濟仍較為封閉，經濟體與外部要素的交流不夠充分。

從變量影響的符號及數據的絕對值上看，無論是對全國，還是東、中、西部三個地區，進口ln INPit與產均勞動力ln LPPit均是負向變動關系，而出口ln EXPit則表現為正向的促進作用。可見，進口對中國勞動就業的影響，總體表現還是擠出勞動力，而不是勞動深化效應，另一方面進口增長也推動著中國勞動生產效率的提高，從增加中國中間產品的供給，延長產業鏈和提高產業結構層次方面也起到了積極的促進作用。但從影響的程度而言，進口增長帶動的產均勞動力降低幅度由東自西依次遞減，東部地區進口每增長1%，其產均勞動力將平均減少0.159%；中部次之，進口每增長1%，產均勞動力平均降低0.079%；西部最低，相同百分比的進口量增長僅能帶來0.028%的產均勞動力降低。同樣，出口對東、中部地區及全國的平均表現都是推動了單位增加值就業量的增長，并且對東部地區的推動作為最為明顯，對西部地區的作用則并不顯著。這在一定程度上表明，中國自東向西因貿易變動帶來的勞動就業效應在遞減，東部地區就業水平對貿易變動的敏感性最強，西部地區則受到影響最小。

3.2 廣義矩估計

我們將式（1）中的控制變量 X設定為 LPPi,t-1、GDPit、CAPit。 LPPi,t-1為i省份t年LPP滯后一期的數據，GDP為各地區1992年定基的GDP指數平減的實際GDP；CAP為各地區資本存量，計算方法采用戈登史密斯 (Goldsmith，1951)的永續盤存法，參考張軍、吳桂英等（2004）的做法，計算公式為：Kt=(1-δ)Kt-1+It,t=1992,1986,…,2009，Kt和Kt-1為第t年和上一年的物質資本存量，I為固定資產形成總額，δ為折舊率。對于折舊率的選取，本文參考張軍、吳桂英等（2004）的計算方法，采用經驗折舊方式，平均折舊率為9.6%。對于初始資本存量，本文假定其起始年份為1992年，并以各地區1992年當年固定資本形成總額除以7%作為該地區的初始資本存量，以上述方法獲得的物質資本存量結果與張軍、吳桂英等（2004）獲得的結果基本一致，兩種方法2000年以當年價衡量的資本存量估計結果相關性達到0.99，圖1顯示了二者2000年以當年價衡量的資本存量估計結果。

表1 Panel Data固定效應回歸估計結果

得到取對數后的模型為：

圖1 資本存量估計結果的比較（2000年以當年價衡量）

在對上式的估計中，我們需要注意兩個問題。一是由于解釋變量中含有因變量的滯后值和不可觀測的地區效應。如果在動態面板數據模型中刪除個體效應將會導致最小二乘法(OLS)的估計結果是有偏和非一致的(Hisao，1986)。二是解釋變量的內生性問題。為了解決以上問題，Arellano and Bond(1991)提出了一階差分廣義矩陣法，該方法不僅可以避免因忽略一些必要解釋變量而產生的偏差，而且在某種程度上控制了雙向因果關系引起的內生性。

按照Bondetal(2001)等的做法，我們把（4）式中的變量全部去除了時間均值，從而無需時間虛擬變量，差分得到：

其中，Δ表示一階差分。如果Δln LPPit與Δμit相關，則OLS估計將不能得到β1的一致無偏估計量。因此，我們需要為Δln LPPit找到有效的工具變量。Arellano and Bond(1991)建議，當殘差μit不存在序列相關和初期的ln LPPit為前定變量時，ln LPPit的兩期或兩期以上滯后值均是Δln LPPi,t-1的有效工具變量。其它解釋變量一階差分的工具變量的選取有如下三種情況：當解釋變量是嚴格外生時，其所有的水平變量均是其一階差分的有效工具變量；當其是前定變量時，其水平一期及以上滯后值均是有效的工具變量；當其是內生變量時，其水平兩期及以上滯后值均是有效的工具變量②嚴格外生的解釋變量是假設其與過去、現在和將來的殘差項都不相關；前定解釋變量是假設其只與過去的殘差項相關，但與現在和未來的殘差項不相關；內生解釋變量是假設其與過去和現在的殘差項相關，但與將來的殘差不相關。。本文遵循Arellano and Bond(1991)的建議，采用一階差分GMM方法估計模型，并以Sargan/Hansen檢驗來判別工具變量的選擇是否滿足過渡識別的約束條件，同時，對差分后的殘差之間的二階序列相關也進行了檢驗，以考察工具變量的選擇是否合理。表2匯報了全國、東、中、西部模型的估計結果，各模型估計結果中的Sargan/Hansen檢驗P值并沒有拒絕工具變量選擇滿足過渡識別約束條件，同時，殘差也不存在二階自相關。

表2 一階差分GMM(Two-Step)估計結果

從GMM的估計結果來看，對全國而言，產均勞動力人數Δln LPPit變動受經濟增長Δln GDPit、資本積累Δln CAPit、進、出口規模Δln INPit、Δln EXPit影響顯著。東部、中部地區估計結果相同，產均勞動力人數Δln LPPit受地區經濟增長Δln GDPit和資本存量Δln CAPit影響顯著，進、出口規模Δln INPit、Δln EXPit均不能在10%的顯著性水平下通過檢驗。西部地區，經濟增長Δln GDPit、資本積累Δln CAPit、出口規模Δln EXPit均為顯著變量，進口Δln INPit影響不顯著。

可見，經濟增長Δln GDPit、資本積累Δln CAPit不管是對全國的產均勞動力變動還是各個地區的產均勞動力變動都存在顯著的影響。并且經濟增長都表現為負向作用，表明經濟增長的作用主要在于推動勞動生產效率，即勞均產出的增長。資本積累Δln CAPit對全國及各地區產均勞動力變動的影響為正向作用，表明我國各地區間資本對勞動就業存在著明顯的促進效應，隨著資本存量的增長，單位產出所需要的勞動力在增加。資本對勞動力的表現不是替代效應，而是創造和帶動效應，這也反映了我國在樣本期內的發展很大程度依賴于要素投入增加帶來的生產規模擴大，而非要素節約型的集約式增長。

估計結果顯示，一階差分GMM回歸結果與固定效應回歸結果存在一定的出入。對于全國數據，固定效應回歸結果與GMM的估計結果一致，進、出口都是影響顯著的變量，且進口都表現為負向作用、出口都表現正向作用，表明從全國層面而言，對外貿易中出口在推動我國就業總體規模的擴大上起到了積極的作用，進口在一定程度上與國內產業的競爭效應，對就業產生了擠出作用。對東、中部地區，固定效應估計結果進、出口都是影響顯著的變量，且進口為負向作用、出口為正向作用，但加入經濟增長和資本積累因素后，GMM的估計結果進、出口對產均勞動力的影響都變得不再顯著，表明對經濟較為發達的東、中部地區，經濟增長和資本積累使得對外貿易的就業效應弱化，就業規模的擴大除了受外部經濟的影響，更多地還是來自于國內需求變動的影響。西部地區，固定效應估計中進口顯著、出口不顯著的結果變動為GMM估計中進口不顯著、出口顯著的結果，說明了在經濟發展水平和對外開放程度都偏低的西部地區，經濟增長、資本積累對推動出口就業效應的顯性化有著不可或缺的作用，進口增加對就業的擠出效應在經濟增長和資本積累的條件下變得不再顯著，西部地區貿易對就業的帶動作用還處在規模效應階段，即通過經濟增長和投資增加促進生產規模的擴大從而帶動就業人數的增加，這與西部地區簡單勞動力相對充裕的要素稟賦是相符合的，并且貿易對西部地區就業的綜合效應表現也更加突出。

4 結論及政策含義

（1）積極推進西部地區的貿易開放，有利于化解中國目前的就業難題及地區就業差距問題

在實證分析中我們得到，在保證經濟增長和資本積累的前提下，貿易對西部地區表現為積極的促進作用，而中國的就業問題又集中體現為西部地區就業難的問題，特別是城市化過程中從農村轉移到城市的部分簡單勞動力穩定就業的問題，因此促進西部的對外貿易將有利于推動西部地區勞動就業，協調地區經濟發展。值得注意的是，西部地區對外貿易就業效應的發揮需要在一定的經濟增長水平和資本積累的條件下，因此在擴大西部內陸開放的同時，還需要不斷推動西部經濟發展和投資的適度增加。

（2）東、中部地區就業更多地表現為結構問題，需要進一步通過刺激國內需求，調整產業結構予以解決

在不考慮經濟增長與資本積累的前提下，東、中部地區就業對貿易影響較為敏感，而一旦加入經濟增長和資本因素，對外貿易對其就業影響就不再顯著，表明東、中部地區的就業問題不能僅僅置于外向型經濟的視角下予以考慮，不能因為國際金融危機引發的國內出口降低短期內對就業造成沖擊就過于放大外部經濟對中國東、中部地區就業的影響，東、中部地區就業問題解決的根本出路還應著眼于國內，通過刺激國內需求增加對勞動力的需求，通過產業結構的調整適應中國要素稟賦變動的趨勢，通過增加對教育培訓的支持力度提高勞動力素質適應產業結構高級化的要求，緩解就業壓力。

本文的政策含義是有必要大力促進西部內陸地區的貿易開放，積極穩步推進東、中部地區城市化進程和加快產業結構調整步伐。一是我國西部地區可以充分利用勞動力資源的比較優勢，積極承接東部勞動密集型產業，發展勞動密集型產品，同時發展勞動對資本替代彈性較大的產業，比如小型機電產品、運輸工具和小型機用電器等，并充分利用比較優勢在高新技術產業的勞動密集型生產環節中起作用，如電子產品加工業。二是東、中部地區的經濟已經發展到一個相對較高的水平，城市化是當前以至較長時期內需要面對的一個重要問題，必須積極穩步推進，另一方面城市化在推動國內需求增加上有著不可替代的作用，反映到就業上也是就業人口的非農化和就業結構改善。再者，東、中部地區，對外貿易發展水平較高，資本、知識要素較為充裕，通過調整產業結構，提升對外貿易的產品結構，改善就業的行業結構以及各地區間的就業失衡問題。可以大力推進技術創新，培育新的資本技術密集型產業，從高新技術產業中資本技術密集型的制造環節逐步向設計、開發環節過渡。尤其在承接國外產業轉移的同時，加速東部地區技術貿易發展，通過技術貿易，提升我國高新技術產品的進出口比重，在提升對外貿易產品結構的同時，帶動西部地區產業結構優化升級，逐步推動我國就業行業結構的升級及地區結構的改善。

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