詹錦華

廈門工學院，福建 廈門361021

一、引言

一直以來，就業(yè)都是民生之本，我國作為全球人口第一大國，就業(yè)問題始終備受關注。當前，我國面臨的就業(yè)形勢雖有好轉(zhuǎn)但仍不樂觀。根據(jù)國家統(tǒng)計局和財新網(wǎng)最新數(shù)據(jù)，2018年各月全國城鎮(zhèn)失業(yè)率保持在4.8%-5.1%之間。雖然失業(yè)率較以往有所降低，但新增就業(yè)增速放緩，失業(yè)人數(shù)增速觸底回升，意味著中國就業(yè)壓力已在逐漸顯現(xiàn)。而對外貿(mào)易作為拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車之一，對就業(yè)的貢獻不容忽視。自2008年金融危機以來，我國乃至世界貿(mào)易增長放緩，而且我國人口紅利及低勞動力優(yōu)勢已逐漸消失，面臨經(jīng)濟下行的壓力，所以，“一帶一路”倡議的提出可謂適當其時，在我國乃至世界經(jīng)濟低迷之際，推動了世界貿(mào)易的發(fā)展，極大地提高了各國的就業(yè)水平。

二、文獻綜述

在出口貿(mào)易究竟對就業(yè)有何影響的問題上，國內(nèi)外專家學者主要形成了三種意見。第一種意見認為出口貿(mào)易對就業(yè)有顯著正向的影響效應。White（2008）在研究1972-2001年國際貿(mào)易與美國制造業(yè)就業(yè)關系時得出，增加出口貿(mào)易能夠促進就業(yè)。耿嘩強、閆思萌（2016）研究表明，整體制造業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口對就業(yè)有較強的正向?qū)蜃饔茫覍|、中、西部地區(qū)勞動力就業(yè)的影響依次降低。劉軍等（2016）對我國省級面板數(shù)據(jù)進行實證分析，得出出口貿(mào)易有助于提高地區(qū)就業(yè)，包括提高就業(yè)總量和就業(yè)率，并且均呈現(xiàn)出地區(qū)差異性。李小萌等（2016）利用省級面板數(shù)據(jù)對出口貿(mào)易究竟對我國的就業(yè)結(jié)構(gòu)有何影響進行了探究，研究結(jié)果顯示，出口貿(mào)易拉動我國勞動就業(yè)作用明顯，而進口貿(mào)易對我國就業(yè)影響則不顯著。第二種意見認為出口貿(mào)易對就業(yè)有抑制效應。Hine and Wright、Greenaway等（1999）研究了發(fā)達國家出口開放度和制造業(yè)就業(yè)市場的關系，發(fā)現(xiàn)出口開放度的擴大反而對制造業(yè)的就業(yè)有負向效應。Leichenko和Silva（2004）對美國各大州縣的出口貿(mào)易和就業(yè)數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果表明出口貿(mào)易額的增加反而減少了就業(yè)人數(shù)。喻美辭和喻春嬌 （2009）對1997-2006年期間美國制造業(yè)和發(fā)展中國家的進出口貿(mào)易與美國制造業(yè)情況進行實證分析，結(jié)論顯示，出口貿(mào)易對就業(yè)的影響和理論預期并不一樣，擴大出口貿(mào)易并沒有相應增加勞動密集型制造部門的就業(yè)人數(shù)，只對知識密集型制造部門的就業(yè)具有正向效應。陳昊等（2014）通過利用我國工業(yè)企業(yè)2006-2009的數(shù)據(jù)庫進行分析，得出企業(yè)擴大出口貿(mào)易仍能顯著提高整體的就業(yè)水平，但卻明顯抑制了女性就業(yè)。第三種意見是出口貿(mào)易對就業(yè)的影響較小或二者之間沒有相關關系。Hashemzadeh（1997）研究了美國制造業(yè)貿(mào)易與就業(yè)的關系，得出出口貿(mào)易與就業(yè)水平并無多大關系，就業(yè)水平的增加或減少只是經(jīng)濟增長本身的現(xiàn)象。Krishna et al（2001）指出出口開放度對制造業(yè)勞動需求彈性影響極小。毛日昇（2009）通過分析我國1999-2007年制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，得出擴大出口開放度反而顯著降低了國有制造業(yè)的勞動需求彈性。

在探討出口貿(mào)易對就業(yè)的地區(qū)差異性方面，文獻還不是很充分，并且結(jié)論也不盡相同。如樊志霞（2016）在分析中部地區(qū)對外貿(mào)易的就業(yè)效應時，認為中部地區(qū)的就業(yè)效應并沒有預期那么顯著。李金玲和宋世琳（2015）根據(jù)2000-2013年西部地區(qū)出口貿(mào)易和就業(yè)的相關數(shù)據(jù)進行分析，結(jié)果表明西部地區(qū)出口貿(mào)易對就業(yè)有顯著的促進作用，而進口貿(mào)易和就業(yè)則表現(xiàn)出負向效應。饒華（2015）基于我國1986-2012年省級數(shù)據(jù)，對出口貿(mào)易和城鎮(zhèn)就業(yè)進行實證分析，指出出口貿(mào)易仍對我國尤其是東部地區(qū)城鎮(zhèn)區(qū)域的就業(yè)率有明顯的提升功能。

總的來說，在出口貿(mào)易對就業(yè)的影響問題上，很多學者并未形成一致共識，我國東中西部區(qū)域出口貿(mào)易對就業(yè)影響是否表現(xiàn)出明顯的差異性，還有待于繼續(xù)探討。根據(jù)價格因素影響出口貿(mào)易對就業(yè)影響的確切結(jié)論，本文以2001-2017年我國31個省級單位面板數(shù)據(jù)為基礎，對數(shù)據(jù)進行平減處理，從就業(yè)總量與就業(yè)率兩個方面展開探究。

三、計量模型設定和實證分析

（一）計量模型設定

通過參考國內(nèi)外相關文獻，能夠影響地區(qū)就業(yè)的因素有很多，如出口貿(mào)易、工資水平、固定資產(chǎn)投資、進口貿(mào)易、GDP、技術(shù)創(chuàng)新等。文章通過運用STATA13.0初步分析，排除了一些對就業(yè)影響不顯著的變量，最后選定以就業(yè)絕對量（就業(yè)總量）和就業(yè)相對量（就業(yè)率）為被解釋變量，以出口貿(mào)易、工資水平、資本投入和進口貿(mào)易作為解釋變量。文章最終選用的計量模型如 （1）（2）所示：

在以上方程中，LEM和LEMRTE依次代表就業(yè)絕對量（就業(yè)總量）及就業(yè)相對量（就業(yè)率）的自然對數(shù)，分別為兩個模型中的 被 解 釋 變 量 。LEXP、LWAGE、LK 和LIMP分別表示出口開放度、工資水平、固定資產(chǎn)投資和進口開放度的自然對數(shù)，均為兩個模型中的解釋變量。下標i和t分別表示各省市和各年份。μ0和β0均表示常數(shù)項，μi和 βi（i=1…4）均為變量的系數(shù)，ε和γ均表示殘差。文章共收集了全國31個省級單位2001-2017年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，在進行面板數(shù)據(jù)回歸時使用的軟件是STATA13.0，為了使模型的設定更為合理及減少異方差性，對上述變量進行了對數(shù)處理。

（二）變量及數(shù)據(jù)說明

1.就業(yè)。采用就業(yè)絕對量（就業(yè)總量）和就業(yè)相對量（就業(yè)率）兩種方法進行度量。前者采用各省市年就業(yè)人數(shù)計算，后者采用各省市年就業(yè)人數(shù)除以年度總?cè)丝跀?shù)。

2.出口開放度。出口開放度用各省市出口貿(mào)易額與該省市GDP之比計算，預計出口開放度與就業(yè)呈正向影響。

3.工資水平。由于工資是企業(yè)一項很重要的成本，理論上工資上升會提高企業(yè)生產(chǎn)成本，從而減少雇傭人數(shù)，降低就業(yè)人數(shù)。由于各省市職工年平均工資數(shù)據(jù)不夠完整，故采用當年城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員年平均工資進行計算，預計工資水平對就業(yè)有負向效應。

4.固定資產(chǎn)投資。由于固定資產(chǎn)投資是生產(chǎn)性資本的主要來源，增加大量投資會擴大企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模，從而增加勞動需求，推動就業(yè)的增長。預計固定資產(chǎn)投資與就業(yè)存在正相關關系。

5.進口開放度。一般而言，進口貿(mào)易會導致我國消費者群體降低對我國企業(yè)同類商品的需要，導致本國有關企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的降低，同時，對勞動力的需求相應下降。進口開放度用各省市進口貿(mào)易額與該省市GDP的比值來度量。預計進口貿(mào)易會對就業(yè)有負向影響。

文中數(shù)據(jù)來源于 《中國統(tǒng)計年鑒》（2002-2018）及各省市統(tǒng)計年鑒 （2002-2018）等。對于進口和出口貿(mào)易額，皆采用當年美元兌人民幣匯率中間價計算?？紤]到數(shù)據(jù)的可比性，排除價格因素影響，除了就業(yè)人數(shù)、出口開放度及進口開放度外，各變量均進行了平減處理。如工資水平，以2000年為基期，采用居民消費價格對其進行了價格平減；固定資產(chǎn)投資，以2000年為基期，使用固定資產(chǎn)投資指數(shù)對固定資產(chǎn)投資額采用平減處理。

運用STATA13.0軟件對上述各變量進行描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計分析表

（三）實證結(jié)果與分析

1.單體根檢驗

為防止“偽回歸”現(xiàn)象，文中對所選變量進行平穩(wěn)性檢驗，主要采用LLC和Fisher-ADF兩種檢驗方法，兩種方法的原假設均是序列存在單位根，即數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的。為減弱異方差，對模型中各變量進行取自然對數(shù)處理。檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

由檢驗結(jié)果可知，除了變量LEM和LEMRATE在LLC檢驗方法下通過了5%的顯著性水平外，其余各變量在LLC和Fisher-ADF兩種檢驗方式下，均通過了1%的顯著性檢驗，故拒絕面板包含單位根的原假設，這表明各變量都是平穩(wěn)的，可以直接回歸，不會造成“偽回歸”現(xiàn)象。

2.計量方法的選擇

通過軟件分析可知，樣本存在異方差性和自相關，限于篇幅，未具體列出。本文選擇GLS即廣義最小二乘法，以降低異方差與序列相關性存在的可能性。

3.出口貿(mào)易對就業(yè)影響的總體回歸分析

如表3所示，當就業(yè)絕對量（就業(yè)總量）作為被解釋變量時，式（1）的計量結(jié)果表明出口貿(mào)易對就業(yè)總量產(chǎn)生顯著正向影響，說明出口貿(mào)易能夠顯著地推動就業(yè)人數(shù)的增長，且出口開放度每提高1%，就業(yè)人數(shù)就會增加0.2899%；工資的回歸系數(shù)為負數(shù)，且通過1%水平的統(tǒng)計檢驗，說明提高工資會顯著減少就業(yè)人數(shù)；固定資產(chǎn)在1%的水平下顯著為正，說明固定資產(chǎn)的提高對就業(yè)具有一定的促進作用；進口開放度在1%的水平下顯著為負，這表明進口開放度與就業(yè)存在負效應，進口貿(mào)易會減少對勞動力的需求。綜上所述，這些結(jié)論均與預期一致。

表3 總體回歸分析結(jié)果

同時，當就業(yè)相對量（就業(yè)率）作為被解釋變量時，根據(jù)式（2）的結(jié)果可知，出口開放度在1%水平上顯著為正，說明增加出口貿(mào)易能有效提高就業(yè)率，且出口開放度每提高1%，就業(yè)率就會增加0.0185%；其它變量，如工資、固定資產(chǎn)和進口開放度的系數(shù)也都通過了1%水平的統(tǒng)計檢驗，其中，工資的系數(shù)為正，表明工資的增加有助于就業(yè)率的提高，其原因在于，隨著工資的提高，會吸引更多的人去工作，從而導致就業(yè)率的提升；固定資產(chǎn)的回歸系數(shù)為正，說明固定資產(chǎn)的提高對就業(yè)率具有一定的促進作用；而進口開放度系數(shù)為負，表明增加進口會顯著降低就業(yè)率。

綜合以上分析可知，提高出口開放度，就業(yè)人數(shù)及就業(yè)率都會得到顯著提升，這意味著我國能夠依靠增加出口貿(mào)易來提高和改善區(qū)域的就業(yè)狀況；工資的提高雖降低了企業(yè)雇傭的需求，但卻對就業(yè)率產(chǎn)生促進作用，這說明提高工資具有雙向效應；固定資本投資對就業(yè)量及就業(yè)率都產(chǎn)生顯著正面的影響，這說明我國的就業(yè)能夠通過擴大固定資產(chǎn)投資總額來改善；而進口貿(mào)易對就業(yè)量和就業(yè)率均產(chǎn)生負向效應，說明提高進口開放度對我國的就業(yè)量和就業(yè)率均產(chǎn)生抑制作用。

4.總體回歸分析的內(nèi)生性檢驗

考慮到當期的就業(yè)會受到過去就業(yè)的影響，本文引入就業(yè)人數(shù)的滯后一期值，將上述模型擴展為動態(tài)的面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)廣義矩（SYS-GMM）對模型進行估計。檢驗結(jié)果如表4所示。

根據(jù)表 4 中 AR（1）和 AR（2）研究結(jié)果，由于二者的P值均大于10%，故可推知，攏動項差分不具有一階和二階自相關性。因此，接受“擾動項無自相關”的原假設。Sargan過度識別檢驗的P值為0.98，無法拒絕“所有工具均有效”的原假設，說明了所選的工具變量是有效的。就業(yè)的滯后一期 （L.LEM）的回歸系數(shù)為0.942，在5%的水平下顯著為正，說明了上期的就業(yè)量對當期就業(yè)量產(chǎn)生顯著的正向影響。其余變量回歸系數(shù)的符號與前文的分析結(jié)果是一致的，除了工資的顯著性有所改變外，其余差別不大，這表明回歸分析結(jié)果是可靠的。

表4 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

5.出口貿(mào)易對就業(yè)影響的區(qū)域回歸

以上的研究說明出口貿(mào)易總體上可以增加區(qū)域就業(yè)人數(shù)，而從我國經(jīng)濟發(fā)展軌跡來看，東、中、西部發(fā)展差異顯著，區(qū)際對外貿(mào)易對就業(yè)水平的影響是否存在明顯的差異，需要進一步檢驗。

文章參照相關文獻的一般分法，將我國分為東部、中部和西部三個區(qū)域，由于廣義最小二乘法可以修正變量的異方差和序列相關問題，本節(jié)直接采用廣義最小二乘法（GLS）進行計量，仍以就業(yè)絕對量（就業(yè)總量）和就業(yè)相對量（就業(yè)率）作為被解釋變量，出口開放度、工資水平、固定資產(chǎn)投資和進口開放度作為控制變量。

根據(jù)表5的回歸結(jié)果，當就業(yè)絕對量（就業(yè)總量）作為被解釋變量時，比較式（4）、式（5）和式（6），可以看出出口貿(mào)易對不同區(qū)域就業(yè)總量的影響有很大的不同，在東部地區(qū)，出口開放度對其影響的系數(shù)是0.217，同時也通過了1%的顯著性水平檢驗，這表明東部地區(qū)出口貿(mào)易顯著拉動了就業(yè)總量的增長，且出口開放度每增加1%，就業(yè)總量就會隨之增加0.217%；而中西部的出口開放度回歸系數(shù)分別是0.0647、0.0477，但均未通過統(tǒng)計意義上的檢驗。與此同時，當就業(yè)相對量（就業(yè)率）作為被解釋變量時，比較式（7）、式（8）和式（9）可知，出口貿(mào)易對就業(yè)率的影響也存在明顯的區(qū)域差異性。東部地區(qū)出口開放度對就業(yè)率的影響系數(shù)為0.0263，且通過1%的顯著性檢驗，表明東部地區(qū)增加出口貿(mào)易能明顯提高就業(yè)率；而中西部出口開放度對就業(yè)率的回歸系數(shù)雖然均為正值，但結(jié)果均不顯著。

綜合以上分析可以發(fā)現(xiàn)，東、中、西三個區(qū)域的出口貿(mào)易對就業(yè)總量和就業(yè)率的影響差異較大：東部區(qū)域出口貿(mào)易對就業(yè)總量和就業(yè)率影響顯著，而中西部影響均不顯著。

表5 區(qū)域回歸結(jié)果

四、建議

通過上述分析可知，出口貿(mào)易對我國就業(yè)總量和就業(yè)率有一定的促進作用，但由于東中西部經(jīng)濟發(fā)展速度和出口開放程度不同，出口貿(mào)易對就業(yè)總量和就業(yè)率的影響也存在一定的差異，東部地區(qū)要明顯好于中西部地區(qū)，因此，為提高我國總體就業(yè)量和就業(yè)率，促進各地區(qū)均衡發(fā)展，本文提出以下建議。

第一，加強同世界各國的經(jīng)貿(mào)合作，進一步提高我國出口開放度。從全國層面看，出口貿(mào)易對勞動力就業(yè)的正向帶動作用很顯著，因此，中國要在“一帶一路”背景下，加強同世界各國的經(jīng)貿(mào)合作，除了鞏固美日歐等傳統(tǒng)市場的出口貿(mào)易，還要大力發(fā)展巴西、印度等“金磚國家”和“一帶一路”沿線國家的出口貿(mào)易，進一步提高出口開放度，促進我國就業(yè)穩(wěn)定增長。

第二，大力發(fā)展中西部經(jīng)濟的出口貿(mào)易，增強其就業(yè)效應。從區(qū)域經(jīng)濟看，東部區(qū)域出口貿(mào)易對就業(yè)總量及就業(yè)率的促進效應明顯高于中西部區(qū)域，這說明在“一帶一路”背景下，要深入和切實推動中西部經(jīng)濟的出口開放度，大力發(fā)展中西部地區(qū)的出口貿(mào)易，以增強中西部出口貿(mào)易對勞動力就業(yè)的促進效應。

第三，制定產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移鼓勵政策，縮小地區(qū)間貿(mào)易和就業(yè)的差距。由前文分析可知，東中西部出口貿(mào)易對就業(yè)率的影響存在著較大的差異。對我國有關部門來說，要制定合理的中西部承接東部區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策，同時西部區(qū)域要緊緊抓住“新絲綢之路經(jīng)濟帶”和“海上絲綢之路”建設的機遇，進一步擴大對外開放度。另外，還要優(yōu)化東部區(qū)域的出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，一方面促進東部區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，另一方面解決東部區(qū)域勞動力、土地等生產(chǎn)要素成本攀升問題，同時促進中西部區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易發(fā)展，增加更多的勞動力需求，縮小東中西三個區(qū)域貿(mào)易和就業(yè)的差距。