程中海，柴永樂(lè)

（石河子大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 石河子 832003）

一、引言及文獻(xiàn)綜述

就業(yè)問(wèn)題長(zhǎng)期是學(xué)者們研究的焦點(diǎn)之一，也是中國(guó)著重關(guān)注并需迫切解決的難題，充分就業(yè)是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要保障（蔡昉，2004）[1]2-9。已有研究表明，對(duì)外貿(mào)易與就業(yè)之間存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系，即當(dāng)對(duì)外貿(mào)易快速發(fā)展時(shí)，就業(yè)水平顯著增加。中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)顯示，1990—2016 年，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易額由5 560.1 億元增加至243 386.5億元，年均增長(zhǎng)率16.99%；就業(yè)人數(shù)由56 740萬(wàn)人增加到77 603萬(wàn)人，年均增長(zhǎng)率為1.23%。因此，厘清對(duì)外貿(mào)易發(fā)展與就業(yè)增長(zhǎng)的內(nèi)在關(guān)聯(lián)機(jī)制，對(duì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量貿(mào)易發(fā)展和充分就業(yè)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

隨著“一帶一路”建設(shè)的推進(jìn)，新疆作為絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶核心區(qū)，其經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展事關(guān)全局。其中，如何提高新疆就業(yè)水平和質(zhì)量，則成為實(shí)現(xiàn)新疆社會(huì)穩(wěn)定和長(zhǎng)治久安總目標(biāo)的關(guān)鍵所在。李克強(qiáng)總理強(qiáng)調(diào)指出，“......就業(yè)是新疆最大的民生問(wèn)題，以增加就業(yè)為重點(diǎn)，加快改善民生，促進(jìn)社會(huì)穩(wěn)定”。同時(shí)，在新時(shí)期新疆作為中國(guó)向西開(kāi)放的最前沿，對(duì)外貿(mào)易發(fā)展面臨新的重大歷史機(jī)遇。據(jù)新疆統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)顯示，新疆1990—2016 年進(jìn)出口總額由19.62 億元上升到1 193.17 億元，增長(zhǎng)近61 倍，年均增長(zhǎng)率121.82%。截至2016 年，新疆就業(yè)人數(shù)增加到1 263.11 萬(wàn)人，同比增長(zhǎng)5.6%，城鎮(zhèn)失業(yè)率降低為3.2%。新疆實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)對(duì)促進(jìn)社會(huì)和諧、團(tuán)結(jié)、繁榮和富裕具有積極的作用。

對(duì)外貿(mào)易與就業(yè)的關(guān)系長(zhǎng)期以來(lái)得到眾多學(xué)者的關(guān)注。學(xué)者們研究對(duì)外貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響效果主要分為促進(jìn)和抑制。一些學(xué)者認(rèn)為對(duì)外貿(mào)易有助于就業(yè)水平的提高。發(fā)展中國(guó)家出口導(dǎo)向型的對(duì)外貿(mào)易策略能夠促進(jìn)本國(guó)就業(yè)增加（Krueger,1970）[2]377-379。Messerlin（1995）[3]89-124和Jenkins（2003）[4]13-28分 別 研究法國(guó)與越南的進(jìn)出口貿(mào)易，也得到相似的結(jié)論。在中國(guó)，出口增加有助于就業(yè)增多，進(jìn)口增加則對(duì)就業(yè)的影響不顯著（俞會(huì)新、薛敬孝，2002）[5]10-13。在1995—2009 年，中國(guó)總就業(yè)量有很大提高，出口擴(kuò)張是推動(dòng)就業(yè)增加的主要因素（衛(wèi)瑞、莊宗明，2015）[6]53-80。但是，有些學(xué)者卻提出相反的意見(jiàn)。Scott（2003）[7]80-102和Hoi Van Ha &Tuyen Quang Tran (2017)[8]531-557等從不同國(guó)家和角度認(rèn)為貿(mào)易與就業(yè)呈現(xiàn)反向關(guān)系。中國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變革對(duì)就業(yè)量產(chǎn)生不利影響（周申、李春梅，2006）[9]3-13+108。中間品的進(jìn)口不利于就業(yè)總量的增加（羅軍、陳建國(guó)，2014）[10]49-58。劉望、鄭明望（2017）[11]57-62發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放不利于農(nóng)業(yè)和工業(yè)吸納勞動(dòng)力。導(dǎo)致學(xué)者產(chǎn)生學(xué)術(shù)觀點(diǎn)分歧的主要原因之一可能是在研究對(duì)外貿(mào)易與就業(yè)的關(guān)系時(shí)未能考察兩者關(guān)系的內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制，而已有研究表明在各種生產(chǎn)要素投入水平既定條件下所產(chǎn)生的額外生產(chǎn)效率，即全要素生產(chǎn)率（英文全稱Total Factor Productivity，簡(jiǎn)稱TFP）對(duì)對(duì)外貿(mào)易和就業(yè)均產(chǎn)生較大影響。

對(duì)外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率的關(guān)系同樣是國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn)。貿(mào)易自由化帶來(lái)了生產(chǎn)率的提高（SOzler、KYilmaz，2002）[12]。Melitz(2003)[13]1695-1725用企業(yè)異質(zhì)性理論解釋生產(chǎn)效率高的企業(yè)憑借技術(shù)優(yōu)勢(shì)參與國(guó)際貿(mào)易，低生產(chǎn)率的企業(yè)則無(wú)法進(jìn)入。M.Haddad（2010）[14]研究認(rèn)為對(duì)外貿(mào)易可以促使企業(yè)引進(jìn)先進(jìn)的技術(shù)，提高全要素生產(chǎn)率。對(duì)外貿(mào)易可以通過(guò)“溢出效應(yīng)”“干中學(xué)”等途徑提升一個(gè)國(guó)家（地區(qū)）的全要素生產(chǎn)率，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供動(dòng)力支持（朱春蘭、嚴(yán)建苗，2006）[15]70-74；曾德智（2009）[16]81-84認(rèn)為隨著對(duì)外貿(mào)易不斷深入，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易企業(yè)的技術(shù)與創(chuàng)新能力逐漸增強(qiáng)。技術(shù)創(chuàng)新比對(duì)外貿(mào)易更有助于提高一個(gè)國(guó)家（地區(qū)）的全要素生產(chǎn)率（徐艷飛、劉再起，2015）[17]74-82。

在全要素生產(chǎn)率與就業(yè)關(guān)系的研究中，學(xué)者們存在較多分歧。S.Engelmann（2014）[18]223-246認(rèn)為不同技能的工人工資受到生產(chǎn)部門的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)的影響。全要素生產(chǎn)率的提高會(huì)降低就業(yè)，但全要素生產(chǎn)率提高能夠進(jìn)一步強(qiáng)化貿(mào)易自由化對(duì)就業(yè)的影響（劉志成、劉斌，2014）[19]101-117。毛其淋（2015）[20]7-23，187認(rèn)為市場(chǎng)化會(huì)導(dǎo)致低全要素生產(chǎn)率企業(yè)就業(yè)的減少，促進(jìn)高全要素生產(chǎn)率企業(yè)就業(yè)的增加，而且隨著全要素生產(chǎn)率的提高其作用也會(huì)逐漸增強(qiáng)。JG.Woods（2017）[21]739-757認(rèn)為隨著全要素生產(chǎn)率提高，勞動(dòng)者素質(zhì)要與未來(lái)工作的任務(wù)結(jié)構(gòu)適應(yīng)。技術(shù)進(jìn)步對(duì)就業(yè)起抑制作用，產(chǎn)業(yè)升級(jí)促進(jìn)就業(yè)，基于技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)業(yè)升級(jí)抑制就業(yè)增長(zhǎng)（杜傳忠、許冰，2017）[22]55-60。東中西部不同地區(qū)的全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)損失的影響不同，中西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率較低，就業(yè)損失明顯弱于東部地區(qū)（宮超，2018）[23]176-179。

綜上所述，關(guān)于對(duì)外貿(mào)易和就業(yè)、對(duì)外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率以及全要素生產(chǎn)率和就業(yè)的關(guān)系的研究已較為豐富。但這些研究主要側(cè)重兩者之間的關(guān)系，鮮有研究貿(mào)易引起全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)繼而影響就業(yè)的變動(dòng)。新疆作為“一帶一路”倡議西向開(kāi)放的最前沿，是國(guó)家定位的絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶的核心區(qū)，穩(wěn)定和發(fā)展對(duì)外貿(mào)易有利于促進(jìn)新疆經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，而解決就業(yè)問(wèn)題則事關(guān)新疆社會(huì)穩(wěn)定和長(zhǎng)治久安工作總目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

二、新疆全要素生產(chǎn)率估算

（一）估算方法

以索羅為代表的經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出全要素生產(chǎn)率這一概念以來(lái)，對(duì)全要素生產(chǎn)率的研究不斷增加。本文利用在國(guó)際學(xué)術(shù)界都得到認(rèn)可的索羅殘差法，估算新疆的全要素生產(chǎn)率。公式為：

其中：Y 代表新疆的實(shí)際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平，L 代表新疆的勞動(dòng)力投入數(shù)量，K 代表新疆的資本要素投入數(shù)量即資本存量。為消除非平穩(wěn)時(shí)間序列的異方差性，對(duì)公式兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，可以得到：

為避免多重共線性，本文設(shè)定α+β=1，方程進(jìn)一步變形為：

全要素生產(chǎn)率的計(jì)算公式為：

在模型中，以1990—2016 年的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、勞動(dòng)力投入、資本要素投入的時(shí)間序列數(shù)據(jù)估算新疆的全要素生產(chǎn)率。1990—2016 年新疆的GDP 作為衡量經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的指標(biāo)，剔除物價(jià)變動(dòng)的影響，本文將各年的名義GDP 折算成實(shí)際GDP。將就業(yè)總數(shù)作為勞動(dòng)力投入。本文根據(jù)葉宗裕（2010）[24]65-71的永續(xù)盤存法計(jì)算資本存量，即Kt=Kt-1(1-δt)+ItKt，Kt代表t 年的資本存量，選取1990 年作為基期的資本存量；It代表t 年的投資額，選取固定資本形成總額作為當(dāng)年投資額；δ 代表折舊率，并選取δ=5.6%。

（二）估算結(jié)果

首先，Wald（沃爾德）檢驗(yàn)旨在通過(guò)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛥?shù)是否存在顯著性差異來(lái)檢驗(yàn)是否滿足規(guī)模收益不變，通過(guò)Wald 檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值為t=19.52，P 趨近于0 小于0.05，認(rèn)為在1990—2016 年間新疆經(jīng)濟(jì)規(guī)模收益不變。最后利用普通最小二乘法對(duì)（3）式進(jìn)行回歸，結(jié)果如下，并利用公式（4）求得1990—2016 年新疆的全要素生產(chǎn)率。

表1 1990—2016 年全要素生產(chǎn)率

由表1 可知，在1990—2016 年新疆的全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)近似“W”形變動(dòng)。在1990—1994 年間，全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，原因可能是由于國(guó)有企業(yè)改革導(dǎo)致大量企業(yè)兼并重組，引致生產(chǎn)效率損失。1996—2009 年全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。2010—2013 年突然快速下滑，原因可能是受到金融危機(jī)的影響。2014—2016 年全要素生產(chǎn)率有所上升。在總體上，新疆的全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)比較平穩(wěn)，短期內(nèi)有小幅波動(dòng)。全要素生產(chǎn)率的主要影響因素有GDP、資本存量和勞動(dòng)投入量；在1990—2016年間新疆的地區(qū)生產(chǎn)總值有很大幅度的提高，勞動(dòng)力的投入數(shù)量和資本存量都有很大程度的提高。這些要素的增速與地區(qū)生產(chǎn)總值的增速相差無(wú)幾，這都是造成全要素生產(chǎn)率在數(shù)值上變化較小的因素。因此，在1990—2016 年全要素生產(chǎn)率的小幅度變化并不能很有效地說(shuō)明生產(chǎn)效率沒(méi)有提高。從對(duì)外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率和就業(yè)的變動(dòng)趨勢(shì)比較，進(jìn)出口貿(mào)易總額與就業(yè)變化趨勢(shì)呈現(xiàn)一致性，與全要素生產(chǎn)率的變化不同。

三、基準(zhǔn)模型構(gòu)建與實(shí)證檢驗(yàn)

（一）模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文根據(jù)劉志成、劉斌（2014）[19]101-117設(shè)立測(cè)量對(duì)外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)的影響模型，以及曾國(guó)平、劉娟等（2008）[25]94-98關(guān)于我國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)就業(yè)水平影響的VAR 動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析設(shè)立基準(zhǔn)回歸模型，并考慮數(shù)據(jù)的可獲得性設(shè)立如下模型：

t=1，2，3…，n，表示年份；L 代表就業(yè)人數(shù)；Trade 代表進(jìn)出口貿(mào)易總額；W 代表城鎮(zhèn)非私營(yíng)企業(yè)年平均工資；TFP 代表全要素生產(chǎn)率；IND 代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重表示；FDI 代表實(shí)際利用外資；ε 表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

本文選取的指標(biāo)：進(jìn)出口貿(mào)易總額、全要素生產(chǎn)率、實(shí)際利用外資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及城鎮(zhèn)非私營(yíng)企業(yè)年平均工資。

被解釋變量：就業(yè)人數(shù)（L），選取年末就業(yè)人數(shù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》（1991—2017 年）。

主要解釋變量：進(jìn)出口總額（Trade）、全要素生產(chǎn)率（TFP）。對(duì)外貿(mào)易首先影響一個(gè)國(guó)家的生產(chǎn)率水平及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等，通過(guò)生產(chǎn)要素在部門之間的轉(zhuǎn)移調(diào)整就業(yè)結(jié)構(gòu)及就業(yè)人數(shù)。全要素生產(chǎn)率（TFP）通過(guò)市場(chǎng)調(diào)節(jié)生產(chǎn)要素的流動(dòng)，對(duì)不同技能勞動(dòng)力需求產(chǎn)生影響，同時(shí)生產(chǎn)效率的提高還可能意味著機(jī)器代替人工，增加失業(yè)率。

控制變量：實(shí)際利用外商投資（FDI）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IND）、名義工資（W），并利用CPI 消費(fèi)價(jià)格指數(shù)剔除物價(jià)變動(dòng)的影響。實(shí)際利用外商投資有助于增加我國(guó)的建設(shè)投資，推動(dòng)產(chǎn)出的增長(zhǎng)，同時(shí)對(duì)勞動(dòng)力的需求增加。工資水平也能夠?qū)趧?dòng)力的部門分配與就業(yè)產(chǎn)生影響。將其作為控制變量來(lái)源于對(duì)以往文獻(xiàn)的參考，比如陳昊（2011）[26]45-53根據(jù)以往研究將外商直接投資和工資等作為貿(mào)易影響就業(yè)的良好控制變量。選擇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為控制變量的原因在于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可能會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)會(huì)帶動(dòng)勞動(dòng)力在不同產(chǎn)業(yè)的流動(dòng)，為避免遺漏重要解釋變量，造成模型估算偏誤，因此本文選擇實(shí)際利用外商投資（FDI）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IND）和名義工資（W）作為控制變量。數(shù)據(jù)來(lái)源于《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》（1991—2017 年）。TFP 基于新疆宏觀全要素生產(chǎn)的測(cè)算結(jié)果（如表1 所示），并對(duì)以上數(shù)據(jù)作描述性統(tǒng)計(jì)分析，如表2 所示：

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

通過(guò)建立VAR 模型（向量自回歸模型）對(duì)就業(yè)與進(jìn)出口貿(mào)易額、全要素生產(chǎn)率、工資、實(shí)際利用外資及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系展開(kāi)實(shí)證研究。

（二）單位根檢驗(yàn)

VAR 模型建立的前提是數(shù)據(jù)平穩(wěn)，因此，對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)，確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。（如表3）。

表3 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

經(jīng)檢驗(yàn)，序列在經(jīng)過(guò)二階差分之后，在5%的顯著性水平下，全部通過(guò)驗(yàn)證，序列平穩(wěn)。本節(jié)后續(xù)實(shí)證均采用差分后數(shù)據(jù)。為了驗(yàn)證就業(yè)和貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，采用VAR 模型，其分別為L(zhǎng)、Trade、TFP、FDI、W、IND，并確定VAR 模型的滯后階數(shù)，如表4 所示。

根據(jù)四個(gè)檢驗(yàn)指標(biāo)FPE（最小最終預(yù)測(cè)誤差）、AIC（赤池信息量）、SC（施瓦茨準(zhǔn)則）和HQ（漢南—奎因準(zhǔn)則）信息準(zhǔn)則確定滯后2 期為最優(yōu)滯后期，并對(duì)VAR 模型進(jìn)行AR 根檢驗(yàn)。如圖1 所示，VAR 模型是穩(wěn)定的。

表4 向量自回歸模型滯后階數(shù)確定標(biāo)準(zhǔn)

圖1 單位根（AR）檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)回歸結(jié)果VAR 模型如下：

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

本文利用基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，亦即JJ檢驗(yàn)（極大似然法）檢驗(yàn)對(duì)外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率和就業(yè)之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

通過(guò)表5 Johansen 跡檢驗(yàn)結(jié)果可以得出，在95%的置信區(qū)間內(nèi)拒絕無(wú)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，由于Test值大于臨界值，L、Trade、TFP、FDI、W 和IND可能存在四個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表5 特征根跡檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)表6 特征根特征值檢驗(yàn)可以看出，在95%的置信區(qū)間L、Trade、TFP、FDI、W 和IND 可能存在四個(gè)協(xié)整關(guān)系。綜合以上檢驗(yàn)結(jié)果，在95%的置信區(qū)間認(rèn)為模型中存在四個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表6 特征根特征值檢驗(yàn)結(jié)果

（四）脈沖響應(yīng)

基于建立后的VAR 模型，對(duì)全要素生產(chǎn)率和對(duì)外貿(mào)易進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。如圖2 所示，其中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間的數(shù)（單位：年），設(shè)定的滯后區(qū)間為20 年，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。分別用對(duì)外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)作一個(gè)脈沖響應(yīng)。

圖2 對(duì)外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)的脈沖響應(yīng)

由圖2 可以看出，分別給對(duì)外貿(mào)易以及全要素生產(chǎn)率一個(gè)正向沖擊，就業(yè)的變化情況：當(dāng)給對(duì)外貿(mào)易一個(gè)正向沖擊，就業(yè)的變化呈現(xiàn)先下降后上升循環(huán)波動(dòng)的過(guò)程，在第二、三期有最低值，隨后開(kāi)始上升，到第十期達(dá)到最高值且為正，截至第二十期仍有發(fā)散趨勢(shì)，且有正向趨勢(shì)。這說(shuō)明對(duì)外貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響短期表現(xiàn)為負(fù)。但中期對(duì)就業(yè)的影響為正說(shuō)明新疆對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展對(duì)就業(yè)的增長(zhǎng)是存在促進(jìn)作用，后期仍有一定程度的上升趨勢(shì)表明對(duì)就業(yè)的影響仍具有積極作用。

當(dāng)全要素生產(chǎn)率受到一個(gè)正向沖擊，就業(yè)呈現(xiàn)明顯的下降，并在第三期降到最低點(diǎn)，隨后波動(dòng)上升，在第八期達(dá)到最高點(diǎn)。在后期，就業(yè)變動(dòng)的幅度相對(duì)較小，到第二十期逐漸平穩(wěn)。這說(shuō)明全要素生產(chǎn)率在短期內(nèi)對(duì)就業(yè)的影響可能為負(fù)，但很快對(duì)就業(yè)的影響會(huì)逐漸轉(zhuǎn)正，到后期影響趨近于零。

（五）方差分解

基于VAR 模型，分別對(duì)就業(yè)、全要素生產(chǎn)率、對(duì)外貿(mào)易進(jìn)行方差分解，各變量方差分解的結(jié)果如下所示。

1.就業(yè)的方差分解。如表7 所示，就業(yè)本身對(duì)上一期的解釋程度在前期表現(xiàn)為較高的水平但呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)。截至第十期，就業(yè)本身的解釋程度仍然能夠達(dá)到50%以上。其次是對(duì)外貿(mào)易影響就業(yè)的解釋程度，對(duì)外貿(mào)易影響就業(yè)的解釋程度呈現(xiàn)“N”形變動(dòng)，并在第四期達(dá)到最高點(diǎn)。全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)變動(dòng)的解釋程度在前期相比較小，后期在10%左右上下波動(dòng)，無(wú)太明顯變動(dòng)。外商直接投資、工資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)就業(yè)變動(dòng)的解釋程度較低。

2.貿(mào)易的方差分解。如表8 所示，對(duì)外貿(mào)易變動(dòng)的解釋程度表現(xiàn)：對(duì)外貿(mào)易自身解釋的程度在前期較高，但呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，在第十期解釋程度為57.64%，仍處于較高的水平。外商直接投資對(duì)對(duì)外貿(mào)易的解釋程度相比較高，并在后期呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)，并在第十期達(dá)到最高值為18.29%。其次是全要素生產(chǎn)率對(duì)對(duì)外貿(mào)易的影響的解釋程度也呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，在第十期為最高點(diǎn)9.58%。工資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)對(duì)對(duì)外貿(mào)易的影響的解釋程度相對(duì)較小。

3.全要素生產(chǎn)率的方差分解。如表9 所示，全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的解釋程度表現(xiàn)：全要素生產(chǎn)率自身的解釋程度在前期相對(duì)較高，但在后期對(duì)自身解釋程度表現(xiàn)較低，在第十期為最低11.71%。就業(yè)對(duì)全要素生產(chǎn)率的解釋程度呈現(xiàn)出倒“U”形分布，在第五期解釋程度最高為52.28%，超過(guò)自身的解釋程度。其次是對(duì)外貿(mào)易影響就業(yè)的解釋程度整體呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)，在第八期達(dá)到最高點(diǎn)為24.75%。外商直接投資、工資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的解釋程度較小。

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)和方差分解，對(duì)外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率與就業(yè)存在長(zhǎng)期的相關(guān)關(guān)系，并通過(guò)脈沖響應(yīng)發(fā)現(xiàn)對(duì)外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率在短期內(nèi)對(duì)就業(yè)均存在一定的負(fù)面影響，但在長(zhǎng)期存在影響為正。方差分解表明就業(yè)變動(dòng)的解釋程度受到上期的影響較大，對(duì)外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)也有一定的解釋程度。同時(shí)，為進(jìn)一步研究對(duì)外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)的影響，以及對(duì)外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率的交互作用對(duì)就業(yè)的影響，還需要進(jìn)一步通過(guò)回歸以及調(diào)節(jié)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

表7 L 變量方差分解

表8 Trade 變量方差分解

表9 TFP 變量方差分解

四、擴(kuò)展分析

（一）模型選擇

調(diào)節(jié)效應(yīng)是在研究因變量和自變量之間的關(guān)系時(shí)受到第三個(gè)變量的影響，第三個(gè)變量在自變量和因變量之間起調(diào)節(jié)作用，第三個(gè)變量就被稱為“調(diào)節(jié)變量”（溫忠麟，2015）[27]715-720。本文選取全要素生產(chǎn)率作為調(diào)節(jié)變量，原因在于對(duì)外貿(mào)易受到全要素生產(chǎn)率的影響會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生影響，將全要素生產(chǎn)率與對(duì)外貿(mào)易的交互項(xiàng)的顯著性作為判斷調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在的主要依據(jù)。其公式如下：

根據(jù)上述回歸方程，選取1990—2016 年的數(shù)據(jù)，其中L 代表就業(yè)人數(shù)；Trade 代表進(jìn)出口總額；Export 代表出口總額；Import 代表進(jìn)口總額；TFP 代表全要素生產(chǎn)率；G 代表工資；FDI 代表實(shí)際利用外資；IND 表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的比重表示①數(shù)據(jù)來(lái)源于《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》（1991—2017）。。

（二）結(jié)果分析

本文通過(guò)選點(diǎn)法對(duì)簡(jiǎn)單斜率a2+ρTFP 是否顯著進(jìn)行檢驗(yàn)。常用如下t 檢驗(yàn)：

選擇調(diào)節(jié)變量TFP 的某個(gè)特定取值，即選點(diǎn)，計(jì)算t 值，然后和t1-a/2(N-K-1)表示在95%的顯著性水平下進(jìn)行比較，其中t 分布的自由度為（N-K-1），N 為樣本容量，K 為方程（10）自變量個(gè)數(shù)（K=3）。如果t 的絕對(duì)值大于t1-a/2(N-K-1)則表示在0.05 的水平上，簡(jiǎn)單斜率a2+ρTFP 顯著。如表10 所示，簡(jiǎn)單系數(shù)a2+ρTFP 所有取值均大于1.319，全部顯著。

表10 a2+ρTFP 簡(jiǎn)單系數(shù)檢驗(yàn)

通過(guò)回歸的方法研究全要素生產(chǎn)率、對(duì)外貿(mào)易與就業(yè)的關(guān)系。

如表11 結(jié)果所示，模型（1）表示不加入其他變量時(shí)對(duì)外貿(mào)易總額與就業(yè)之間的關(guān)系，對(duì)外貿(mào)易系數(shù)符號(hào)為正且顯著。模型（2）表示對(duì)外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率與就業(yè)的關(guān)系，對(duì)外貿(mào)易系數(shù)符號(hào)為正，全要素生產(chǎn)率系數(shù)符號(hào)為負(fù)，且都顯著。模型（3）表示對(duì)外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率及其交互項(xiàng)對(duì)就業(yè)的影響，對(duì)外貿(mào)易系數(shù)符號(hào)為正，全要素生產(chǎn)率系數(shù)符號(hào)為負(fù)，交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，且都顯著。模型（4）表示在加入控制變量后對(duì)就業(yè)的影響，對(duì)外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率及其交互項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，且除全要素生產(chǎn)率符號(hào)不顯著外，對(duì)外貿(mào)易和交互項(xiàng)均顯著，另外工資的系數(shù)為正且比較顯著。為進(jìn)一步研究貿(mào)易通過(guò)哪種途徑對(duì)就業(yè)產(chǎn)生影響的差別，特通過(guò)模型（5）分析貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率、工資、實(shí)際利用外資以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生的影響，結(jié)果顯示所有交互項(xiàng)均不顯著。為區(qū)分出口和進(jìn)口對(duì)新疆就業(yè)的影響的差異，分進(jìn)口和出口分析對(duì)就業(yè)的影響。

表11 貿(mào)易總額對(duì)就業(yè)調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果

如表12 結(jié)果所示，模型（1）至（4）代表出口、全要素生產(chǎn)率及加入相關(guān)變量對(duì)就業(yè)的影響。模型（5）至（8）代表進(jìn)口、全要素生產(chǎn)率及加入相關(guān)變量對(duì)就業(yè)的影響。模型（1）和模型（5）表示單獨(dú)進(jìn)口或者出口對(duì)就業(yè)的回歸，其系數(shù)均為正且顯著。模型（2）和模型（6）表示加入全要素生產(chǎn)率后進(jìn)口或者出口對(duì)就業(yè)的回歸，進(jìn)口與出口系數(shù)均為正，全要素生產(chǎn)率系數(shù)為負(fù)，所有變量均顯著。模型（3）和模型（7）表示加入貿(mào)易（進(jìn)口或出口）和全要素生產(chǎn)率交互項(xiàng)后對(duì)就業(yè)的回歸，結(jié)果與模型（3）、模型（7）系數(shù)符號(hào)一致，且交互項(xiàng)符號(hào)顯著為負(fù)。模型（4）與模型（8）表示加入控制變量及貿(mào)易與其交互項(xiàng)后對(duì)就業(yè)的回歸，結(jié)果顯示：在模型（4）中，出口系數(shù)為正表現(xiàn)為不顯著，全要素生產(chǎn)率系數(shù)為負(fù)表現(xiàn)為不顯著，出口與全要素生產(chǎn)率交互為正不顯著，出口與工資交互為正且顯著，工資顯著為正。在模型（8），進(jìn)口、全要素生產(chǎn)率及其交互項(xiàng)均顯著為負(fù)，工資顯著為正，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)顯著為負(fù)，其余三個(gè)交互項(xiàng)均不顯著。

表12 出口總額和進(jìn)口總額對(duì)就業(yè)調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果

根據(jù)上述回歸結(jié)果，第一，對(duì)外貿(mào)易總額、全要素生產(chǎn)率及其交互項(xiàng)與就業(yè)進(jìn)行回歸，結(jié)果表明貿(mào)易總額對(duì)就業(yè)的影響是正向的；全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)影響為負(fù)；貿(mào)易總額與全要素生產(chǎn)率交互項(xiàng)對(duì)就業(yè)影響為負(fù)，加入控制變量后其系數(shù)符號(hào)及顯著性發(fā)生改變，隨后與控制變量做交互項(xiàng)并同就業(yè)回歸，其結(jié)果也呈現(xiàn)不顯著，表明貿(mào)易總額對(duì)就業(yè)的影響途徑并不明確和肯定。但僅從表11 中模型（3）來(lái)看，根據(jù)偏導(dǎo)數(shù)含義，在全要素生產(chǎn)率水平不變的條件下，即等式兩邊對(duì)全要素生產(chǎn)率求偏導(dǎo)，可得結(jié)果：當(dāng)對(duì)外貿(mào)易彈性的均值提升一個(gè)單位，就業(yè)的變化率（彈性）平均減少0.542單位，即調(diào)節(jié)效應(yīng)大小為-0.542。這說(shuō)明在全要素生產(chǎn)率影響下對(duì)外貿(mào)易和就業(yè)的關(guān)系為負(fù)向。第二，分出口與進(jìn)口與全要素生產(chǎn)率及加入相關(guān)變量后與就業(yè)進(jìn)行回歸分析。從出口的角度分析，在不加入控制變量時(shí)，出口、全要素生產(chǎn)率及其交互項(xiàng)均顯著，且出口對(duì)就業(yè)呈現(xiàn)正面影響，全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)呈現(xiàn)負(fù)面影響，交互項(xiàng)效應(yīng)為負(fù)。在加入控制變量及其交互項(xiàng)后，除工資外所有變量均不顯著。從進(jìn)口的角度分析，在加入控制變量前，進(jìn)口對(duì)就業(yè)的影響顯著為正，全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)影響顯著為負(fù)，其交互項(xiàng)影響效應(yīng)為負(fù)。加入控制變量之后，進(jìn)口對(duì)就業(yè)影響顯著為負(fù)，全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)影響顯著為負(fù)，進(jìn)口與全要素生產(chǎn)率交互項(xiàng)影響顯著為負(fù)。工資影響顯著為正，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)顯著為負(fù)，其余變量均不顯著。

綜合以上結(jié)果分析認(rèn)為：對(duì)外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，其影響主要來(lái)自于進(jìn)口對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響繼而對(duì)就業(yè)產(chǎn)生影響，同時(shí)也應(yīng)考慮到工資對(duì)就業(yè)的正面顯著影響，亦即新疆的進(jìn)口通過(guò)全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響。進(jìn)口相比較出口更能有效地提高一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的全要素生產(chǎn)率，而全要素生產(chǎn)率提高在短期內(nèi)對(duì)就業(yè)有不利影響。

五、結(jié)論及啟示

（一）結(jié)論

本文首先利用索羅殘差法測(cè)算1990—2016 年新疆的全要素生產(chǎn)率，并通過(guò)VAR 模型和調(diào)節(jié)效應(yīng)模型檢驗(yàn)新疆的全要素生產(chǎn)率與對(duì)外貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響，研究表明：

1.1990—2016 年新疆的全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)“W”形變動(dòng)。在1990—1994 年間，全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)下降趨勢(shì)；1996—2009 年全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)上升趨勢(shì)；2010—2013 年突然快速下滑；在2014—2016 年有所上升。

2.對(duì)外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率與就業(yè)存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。就業(yè)存在明顯的自相關(guān)，當(dāng)期的就業(yè)對(duì)下一期的就業(yè)影響顯著。對(duì)外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率在短期內(nèi)對(duì)就業(yè)的影響是負(fù)，在長(zhǎng)期則有可能對(duì)就業(yè)呈現(xiàn)正面影響。

3.對(duì)外貿(mào)易受到全要素生產(chǎn)率調(diào)節(jié)作用對(duì)就業(yè)的影響為負(fù)。從模型中看，對(duì)外貿(mào)易的增加有助于提高就業(yè)，全要素生產(chǎn)率的提高則會(huì)抑制就業(yè)增加，從進(jìn)出口角度分析，單獨(dú)的進(jìn)口和出口回歸表明對(duì)就業(yè)的影響是積極的，再加入控制變量后，進(jìn)口與全要素生產(chǎn)率交互效應(yīng)對(duì)就業(yè)顯著為負(fù)，出口則不顯著。

4.從脈沖響應(yīng)和回歸分析的結(jié)果比較，兩者均表明對(duì)外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率與就業(yè)存在相關(guān)關(guān)系，脈沖響應(yīng)表現(xiàn)出對(duì)外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)在短期內(nèi)影響為負(fù)，長(zhǎng)期則存在正面影響；回歸結(jié)果表明對(duì)外貿(mào)易對(duì)就業(yè)影響為正，全要素生產(chǎn)率對(duì)就業(yè)影響為負(fù)，對(duì)外貿(mào)易中的進(jìn)口與全要素生產(chǎn)率的交互作用對(duì)就業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響。

（二）啟示

對(duì)外貿(mào)易發(fā)展促進(jìn)新疆全要素生產(chǎn)率提高。新疆全要素生產(chǎn)率在過(guò)去提升較小，并且新疆的全要素生產(chǎn)率受到外部環(huán)境的影響較大，而且具有一定的時(shí)滯性。同時(shí)值得關(guān)注的是，對(duì)外貿(mào)易有助于提升全要素生產(chǎn)率，新疆對(duì)外貿(mào)易發(fā)展不斷提高，也在一定程度上促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高，而且從金融危機(jī)的影響來(lái)看，可能的傳導(dǎo)機(jī)制是由金融危機(jī)減少對(duì)外貿(mào)易進(jìn)而降低全要素生產(chǎn)率。因此，積極利用有利條件發(fā)展對(duì)外貿(mào)易，將有助于提高全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

對(duì)外貿(mào)易對(duì)就業(yè)的積極促進(jìn)作用需加強(qiáng)。根據(jù)脈沖響應(yīng)結(jié)果來(lái)看，對(duì)外貿(mào)易可能在短期內(nèi)對(duì)就業(yè)存在負(fù)面影響，但在長(zhǎng)期對(duì)就業(yè)的影響可能為正。而且從回歸結(jié)果來(lái)看，對(duì)外貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響是積極的。因此，本文認(rèn)為從長(zhǎng)期來(lái)看，對(duì)外貿(mào)易對(duì)就業(yè)存在積極影響。作為絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶核心區(qū)以及向西開(kāi)放的最前沿，新疆發(fā)展對(duì)外貿(mào)易一方面帶動(dòng)新疆區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，另一方面對(duì)于增加就業(yè)，促進(jìn)社會(huì)穩(wěn)定和長(zhǎng)治久安也是積極有益的。

提高全要素生產(chǎn)率需要與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和勞動(dòng)力素質(zhì)相匹配。全要素生產(chǎn)率在一定程度上影響對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展，并在此影響下，對(duì)外貿(mào)易對(duì)就業(yè)存在一定的負(fù)面效應(yīng)，過(guò)于追求全要素生產(chǎn)率提高而忽視相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及生產(chǎn)要素的跟進(jìn)會(huì)導(dǎo)致負(fù)面的效應(yīng)。因此，在提高全要素生產(chǎn)率的同時(shí)，需注意到與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及勞動(dòng)力素質(zhì)的高低是否適應(yīng)。推動(dòng)新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的提高需注意對(duì)就業(yè)的影響，在保障就業(yè)與增加就業(yè)的大環(huán)境下，需要發(fā)展對(duì)外貿(mào)易，使全要素生產(chǎn)率提高與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及勞動(dòng)力素質(zhì)相匹配，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與就業(yè)增加，促進(jìn)新疆社會(huì)穩(wěn)定與長(zhǎng)治久安。