關稅削減對中國就業變動的影響

鄭鑫 薛同銳

摘要：關稅削減降低了國外進口產品的價格，對地區勞動力市場就業造成沖擊。由于國內各省行業結構與就業分布均不相同，經歷的貿易開放程度也不同，因此關稅削減對其就業變動的影響各不相同。通過梳理貿易自由化指標的測算方法，本文計算了中國地區關稅削減程度，從地區層面分別通過理論和實證分析了關稅削減對地區勞動力市場就業變動的影響。總體上看，關稅削減抑制了地區就業增長，但存在地區差異。關稅削減程度越深，對地區就業變動的負面影響越大；而關稅削減程度較低的地區，其就業增加越大或減少越小。

關鍵詞：關稅削減就業分布地區關稅變動

作者簡介：鄭鑫，福建師范大學經濟學院博士研究生；

薛同銳，南開大學經濟學院博士研究生。

本文為國家社科基金項目《貿易與地區收入不平等：基于國內市場扭曲下資源空間再配置的研究》（批準號：17BJL109）、中央高校建設世界一流大學（學科）和特色發展引導專項資金南開大學人文社會科學重點學科骨干人才資助項目《勞動力市場動態演進對我國對外開放效益的影響研究》（項目號：96176702）研究成果。引言

經過30多年的高速發展，中國的經濟增長到了瓶頸期，傳統的依靠人口紅利、環境紅利、政策紅利推動發展，以勞動密集型產品作為具有比較優勢的產品參與國際貿易的方式逐漸不再適用，東南亞地區等具備后發優勢的發展中國家已經部分或較為系統地對中國的勞動密集型產品生產形成了替代。隨著整體技術水平的進步，中國參與國際貿易的商品呈現技術密集化和資本密集化。然而20世紀90年代以來，發達國家在知識產權問題、技術保護和市場準入上對中國設置了很強的限制。如何在開放條件下優化貿易結構？核心在于經濟結構的調整與優化。經濟結構變動的核心是產業結構調整，而產業結構的調整與就業結構的變動是同步的，就業結構變動能夠推動經濟結構轉型。本文就關稅削減對中國地區就業變動的影響展開研究，為地區貿易深化與經濟發展提供相關理論依據。

一、文獻回顧

國外的研究主要著眼于進出口貿易與就業總量之間的關系，然而結論卻迥然不同。Freeman & Katz（1991）、Revenga（1997）、Grossman（1986）的研究表明，貿易自由化條件下進口產品大量流入國內市場所形成的競爭沖擊，對工資收入的影響不大，但是會影響就業的變動，導致經濟體內部勞動力跨部門再配置。規模經濟理論認為貿易自由化促進產業集聚和就業集聚，引起勞動力地區轉移與集聚，形成國家或地區層面的就業調整。Krueger（1970）指出，發展中國家所采取的出口導向型貿易政策推動了本國的產業發展，增加了本國的就業數量。Jenkins（2003）以越南為例進行的研究論證了出口與就業之間存在正相關性。Davis & Haltiwanger（2001）使用就業創造與就業毀滅機制就貿易開放對法國勞動力市場影響的研究表明，匯率波動能夠影響部門間勞動力流動轉移，進而對就業產生影響。然而，Batiz & Romer（1991）發現，貿易自由化只能對一國技術水平、研發能力產生影響，并不能改變該國原有的生產模式與比較優勢，除非隨著生產規模的擴大，經過長期的技能積累，才能部分地改變原有生產方式與生產結構。Wacziary & Wallack（2004）使用25個國家的面板數據進行實證分析，發現貿易自由化與就業調整之間并不存在關聯性。

“入世”以來，國內學者對該領域的研究開始步入快車道，大量文獻從產業層面出發，研究貿易開放對就業的影響。相關研究主要基于時間序列或面板數據，計算出口就業彈性或使用科布-道格拉斯（C-D）函數估算勞動需求函數，實證分析貿易開放對國內就業拉動的影響程度。文獻指出，貿易開放促進了國內就業，尤其是出口貿易對勞動密集型產業的就業推動作用尤甚（袁富華，2007；胡昭玲、劉旭，2007；盛斌、馬濤，2008；喻美辭，2008；盛斌、牛蕊，2009；毛日昇，2009；羅良文，2004；楊玉華，2007）。魏浩（2011）經過計算，發現出口對紡織品行業的就業貢獻達到12%。

在現有分歧之外，還有一種觀點認為，貿易自由化對就業的影響程度取決于該國（經濟體）的勞動市場特征，如勞動力跨地區（部門）流動速度，能夠直接決定就業變動的調整時間。一般來說，那些存在嚴格的政策限制或就業思維、文化傳統固化的國家（地區），其勞動力流動要比完全競爭地區的勞動力流動緩慢的多。Topolova（2007）將貿易自由化對印度城鄉地區勞動力市場影響的差異歸結于勞動力流動性的缺乏。Currie & Harrison（1997）使用企業層面數據就摩洛哥貿易自由化對就業的影響展開研究，發現不完全競爭條件下，就業結構由于嚴格的政策法規限制而不能迅速調整，當貿易自由化沖擊到來時，企業受法律限制往往選擇采用減少利潤或提高生產率而不是裁員來應對貿易自由化的不利沖擊，導致勞動力市場就業調整緩慢。同樣的，Feliciano（1994）、Revenga（1997）對墨西哥的研究也得到了較一致的結論。Kambourov（2009）使用動態一般均衡模型研究貿易自由化對勞動力市場就業的影響，他將勞動力市場特征納入這一分析之中。研究結論表明，貿易自由化對一個經濟體就業調整的影響，主要取決于勞動力流動的靈活程度，地區勞動力流動性越強，貿易自由化條件下其就業的調整就越迅速；反之，勞動力流動性越差的地區，貿易自由化對就業變動的影響越小。

二、地區關稅削減程度的測量

大量研究表明，實際關稅稅率比進口限制、出口促進、貿易與投資便利性等指標更能體現一國的貿易保護程度，然而使用實際關稅稅率是很困難的。根據Goldberg and Pavcnik（2007）的發現，隨著有效關稅稅率可得性的提高，名義關稅稅率與有效關稅稅率之間存在高度正相關性，這一發現意味著基于名義關稅稅率的研究結果將與以有效關稅稅率為指標的研究結果一樣具備穩健性。盡管有效關稅稅率指標更加符合實際，但數據的限制使其難以得到準確考量，使用名義關稅稅率可以較好地替代有效關稅稅率指標來進行研究。本文在計算過程中同樣使用名義關稅稅率的變動來衡量地區貿易自由化程度的差異。參考Rafael & Kovak（2014）的做法，我們認為關稅變動會對國內市場商品價格產生影響，商品價格的變化引發勞動力行業間轉移，導致地區（省、市、自治區）勞動力就業分布發生改變。

基于Jones（1975）的模型，筆者將假定條件進行了修改。第一，將研究層面由國家拓展到地區層面，研究以關稅變動來衡量的貿易自由化對一國內部各地區勞動力市場的影響；第二，勞動力市場不再假定為充分就業，而是允許失業存在；第三，放松勞動力分布固定不變的假定，允許地區勞動力分布發生變動；第四，放松原有假定條件，允許勞動與資本兩要素可以相互替代。在對假定條件做了上述改動后，設一個國家存在多個地區r，r=1，2，3…N，擁有多個產業i，i=1，2，3…N。使用兩種生產要素進行生產：L、T，其中L為可用勞動總量。假定L在行業間可自由流動，但在地區間不能自由流動，而特定要素T無論在行業間還是在地區間均不能自由流動，Ti代表r地區i行業的特定要素投入，特定要素一般認為是短期內不能自由流動的要素投入，如礦產資源儲備、土地、資本、地區產業集群等（Rodriguez-Clare，2005）。所有地區技術水平相同，即地區內部不同行業生產函數不同，而不同地區相同行業生產函數相同。另外，假定生產規模報酬不變，商品市場與要素市場完全競爭，所有地區面對相同的價格水平Pi。aLi與aTi分別為生產一單位商品i需要投入的勞動和特定要素數量，設Yi為行業產出，則要素市場出清狀態為：aTiYi=Tii （1）

∑iaLiYi=L（2）完全競爭假設下，商品價格Pi等于要素報酬，假定工資為w，Ri為特定要素價格，則：aLiw+aTiRi=Pii（3）假定w︿代表工資變動比率，R︿i為特定要素價格變動比率，商品價格變動為P︿i，θi為行業i特定要素成本占總成本的比重，則：1-θiw︿+θiR︿i=P︿ii（4）考慮單位成本最小化情形，根據包絡定理，有：1-θia︿Li+θia︿Ti=0i（5）對式（1）進行全微分，得到：Y︿i=-a︿Tii（6）同樣地，對式（2）進行微分，令λi為行業i所使用的勞動力占地區總勞動力的比重，λi=Li/L，σi為Ti和Li之間的要素替代彈性，可以得到：∑iλia︿Li-a︿Ti=L︿（7）

a︿Ti-a︿Li=σiw︿-R︿ii（8）將式（8）帶入式（7），得到：∑iλiσiw︿-R︿i=L︿（9）式（4）與式（9）可以用矩陣形式表述，改寫后為：ΘθL

λ′-∑iλiσiR︿

w︿=P︿

L︿（10）在克萊默法則下，對分區矩陣進行求解得到：w︿=L︿-λ′Θ-1P︿-∑iλiσi-λ′Θ-1θL（11）需要說明的是，對角矩陣Θ的逆矩陣為對角矩陣1/θi，可以推導出商品價格變動與地區勞動力工資變動之間的關系：w︿=-L︿∑i′λi′νi′θi′+∑iβiP︿i（12）

其中，βi=νiθiλi∑i′λi′νi′θi′（13）這一條件意味著當L︿=0時，特定要素價格的變動可以通過式（14）來進行表示：R︿i=Pi︿-1-θiw︿θi（14）將式（13）代入（14），得到地區收入變動與價格變動之間的關系：w︿r=∑iβriP︿ir，βri=νriθriλri∑i′λri′νri′θri′（15）可以看出，商品價格變化的加權平均決定著貿易自由化對于地區工資的影響程度。為了進一步考察關稅波動與商品價格之間的關聯性，采用進口關稅稅率與基期關稅稅率的差值來表示貿易對價格變化的作用程度，既dln（1+τi），其中，τi為關稅稅率。根據上述條件可知，以1995年為基期的i行業進口關稅稅率變動為dln1+τi=ln1+τti-ln1+τ1995i，計算出地區層級的關稅變化（RTC）為：RTCtr=∑iβridln（1+τti）（i≠N），βri=1θiλri∑j1θjλrj（j=i′≠N）（16）基于上式，采用盛斌（2002）中國工業行業與協調編碼貨號對應表中與HS貨品稅則號 所使用的版本為HS2002版本。相對應的行業名稱，引用中國進出口統計年鑒中的商品進口關稅數據和HS稅則號進行算數平均，并以此測算結果作為行業進口關稅的衡量標準。由于已有數據難以支持勞動需求彈性生產要素替代彈性的精確計算，因此假定地區勞動需求彈性為固定值，并假設所有行業的生產函數是C-D函數，由于行業要素比重的差異，假設λri=r地區i行業就業人數占r地區就業總量的份額，σri=1且θri=θi，行業i的特定要素成本θi=1-行業i增加值中工資總額所占的比重。為了保證數據準確性和全面性，筆者以分地區分行業的勞動工資總額作為行業勞動力成本的依據，同時用行業就業人數代表就業分布，相關數據的來源分別為《中國統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》《中國農業年鑒》《中國工業經濟年鑒》。

三、關稅削減對地區就業的影響機制

借鑒Head & Ries（1999）的方法，筆者基于Dixit-Stigliz的D-S壟斷競爭模型并對其進行拓展，跳出了原模型的國別思維框架，將其進行變形，納入地區變量，分兩步探索關稅削減對地區就業產生的影響。第一步分析關稅削減對地區產出造成的影響，第二步分析地區產出變動對勞動力需求造成的影響。

假定A國存在多個地區，分別用r表示，r=1，2，3…m，生產多個消費品i，i=1，2，3…m。企業生產規模報酬不變，商品市場與要素市場完全競爭，所有地區面對相同的價格水平Pi。存在B國，其地區劃分為d=a，b，c…r地區代表性消費者效用函數為CES函數：Ur=（∑mi=1q（σ-1）σirσ（σ-1）（17）式（17）中，U為消費者效用，qi代表該地區消費者消費的第i種商品的數量，σ為常數項且σ>1，σ的存在意味著不同種類商品之間的替代彈性值固定。

代表性消費者面臨的消費約束為：∑mi=1piqir=E（18）pi為r地區代表性消費者面臨的第i種商品的價格，qir為能夠消費的第i種商品的數量，E為總預算。進一步地，將（17）與（18）結合，構建拉格朗日函數，得到消費者最優消費量為：qir=E∑jp1-σjp-σi（19）從式（19）可知，A國r地區消費者對商品i的最優消費量與收入E成正比，與商品價格pi成反比。此時，假定r地區已有的出口型企業，除了對B國出口之外，企業所生產的產品也提供給國內市場。為方便分析，假定所有企業生產技術無差異，生產函數相同。此時，可以將A國各地區企業所生產的產品總數用出口數量加內銷數量進行表示：qA=∑m1qir=qAA+qAB（20）此時，qA為A國企業全部商品產量，qAA、qAB分別表示在國內各地區市場和國際市場銷售的數量。結合式（18），得到：∑m1qrr=∑Er∑nArP1-σAA+∑nBrP1-σBAP-σAA，∑ξaqrd=∑Ed∑nArP1-σAB+∑nBrP1-σBBP-σAB（21）式（21）中，nA和PAA分別代表A國企業所生產的不同商品種類及其市場價格，nB和PBA分別為B國企業生產的商品出口到A國之后，在A國r地區市場銷售的種類和價格。∑Er為A國各地區消費者用于消費的預算總和。同樣的，PAB和PBB分別代表A國商品和B國商品在B國市場的銷售價格。∑Ed為B國各地區消費者用于消費的預算總和。

緊接著，對A國r地區的企業e進行相關設定，假定企業邊際成本不變（c），則企業利潤函數為：πre=pq-cq（22）將式（17）與式（22）相結合，得到企業商品價格為：p=cσ/（σ-1）（23）可以看到，r地區的企業定價標準為在邊際成本上進行加成，加成比率為σ/（σ-1）。這時，關稅的沖擊以從價稅形式t表示，國內各個地區r面臨的關稅沖擊程度不同，國內關稅削減導致地區貿易自由化程度用trA表示，國外關稅削減對地區r的沖擊用trB表示，此時A國r地區所生產商品的國內價格（A國）與國外價格（B國）、B國d地區所生產商品的國內價格（B國）及國外價格（A國）之間的關系分別表示如下：σσ-1cAr=PAA=PAB1+trB；σσ-1cBd=PBB=PBA1+trA（24）利用式（22）、式（23）及式（24）的第一個方程，假定企業數量不變，得到A國地區r企業產出qr與A國進口關稅之間的關系：∑m1qir（1+trA）=∑m1qrrPBAPBA（1+trA）

=∑Er∑nArP1-σAA+∑nBrP1-σBA2P-σAAσ-1∑nBrP-σBAPBB>0（25）企業數量不變的情況下，壟斷競爭模型的結果可以用式（25）表示：A國進口關稅提高提升了該國r地區市場的保護力度，導致本國產出增加；反之，A國進口關稅削減將降低r地區市場的保護力度，減少地區產出。利用同樣的方法就A國r地區產量對B國進口關稅變動進行推導得到：qA（1+trB）=∑naqrdPABPAB（1+trB）<0（26）上式表明，B國進口關稅的削減將增加其對A國r地區企業產品的進口，導致A國企業產出增加。

在分析了關稅與地區產出之間的關系之后，進一步分析地區產出變動對勞動力市場就業的影響。假定A國r地區企業生產函數為：qAr=FLAr，企業對勞動力的需求則可以表示為生產函數的反函數形式：LAr=fqAr，z，其中z代表影響勞動力需求的其他因素。將其進行全微分處理得到：dLAr=f1+trAd1+trA+f1+trBd1+trB+fzdz

其中，f1+trA=fFLArFLAr1+ttrA>0；

f1+trB=fFLArFLAr1+trB<0（27）f/FLAr>0意味著地區產量增加能夠帶來就業增加，又FLAr/1+trA>0，因此f/1+trA>0。說明A國進口關稅變動的方向與地區r產出變動的方向及r地區就業變動的方向一致。進口關稅的削減將抑制地區r的就業。

與之相反，f/1+trB<0說明B國的關稅削減提高A國r地區企業對勞動力的需求量。

將式（27）分子部分兩邊同時除以LAr，有：dLArLAr=f1+trALArd1+trA+f1+trBLArd1+trB+fzLArdz

=f1+trA1+trAfd1+trA1+trA+f1+trB1+trBfd1+trB1+trB+fzzfdzz

=θAArd1+trA1+trA+θABrd1+trB1+trB+θzdzz（28）上式中，θAAr、θABr分別表示A國r地區對本國進口關稅變動的勞動需求彈性及A國r地區對B國進口關稅變動的勞動需求彈性，由于f/1+trA>0及f/1+trB<0，因此θAAr>0而θABr<0。將式（27）對數化處理得到：dlnLAr=θAArdln1+trA+θABrdln1+trB+θzdlnz（29）當trA與trB無限趨近于0的時候，（29）可以寫為：dlnLAr=θAArdtrA+θABrdtrB+θzdlnz（30）式（30）說明，A國關稅削減導致進口競爭加劇將對A國r地區勞動力市場就業變動產生負面影響，而B國關稅削減增加了對A國r地區企業所生產產品的需求，促進了r地區就業。由此，本文得到以下推論：國內關稅削減將對國內地區就業產生抑制，國外關稅削減將增加國內地區就業。下面，本文將利用國內各地區農業與制造業行業層面數據來對此進行驗證。

四、關稅削減對地區就業影響的實證分析

（一）方程設定與數據說明

由于各個地區存在的地區特征差異會對結果產生一定的影響，因此需要在計量模型中體現這一差異，例如地區勞動力流動性、地區經濟發展程度等。關于地區勞動力流動性的衡量，余官勝（2010）曾進行了詳細說明。借鑒他的方法，納入以工資剛性來衡量的地區勞動力流動性變量，考察關稅削減對地區就業變動的影響，計量模型設定如下：dlnEit=α+βXit+β1RTCit+β2labit*RTCit+ui+vt+εit（31）式（31）中，dlnEit=lnEit-lnEi1995，為i地區t年與基年相比的就業變動情況，RTCit表示i地區t年關稅削減程度；labit*RTCit為勞動力市場流動性與關稅削減的乘積；Xit為其他解釋變量。除了關稅削減對地區就業產生影響之外，還存在各種其他因素能夠對就業造成影響，一般意義上，上期就業變動、地區投資率水平、人均收入水平、城鎮化水平等都會對地區勞動力市場就業產生影響，因此將式（31）改寫為式（32）：dlnEit=α+β1dlnEit-1+β2RTCit+β3labit+β4lninvit

+β5lnurbit+β6lnproit+β7labit*RTCit+ui+vt+εit（32）式（32）中，ΔlnEit-1為i地區t-1年與基年相比就業的變動情況；RTCit表示i地區t年關稅削減程度；labit為i地區t年勞動力市場剛性指標，用來衡量勞動力流動自由度；invit代表i地區t年總投資占國內生產總值（GDP）的比重，urbit代表i地區t年城鎮化水平，proit代表i地區t年經濟發展程度，用地區人均GDP來衡量；labit*RTCit為勞動力市場流動性與關稅削減的乘積；ui為地區控制變量，vt代表時間變量，εit為其他解釋變量和誤差項。計量模型所使用數據來自于《中國工業經濟統計年鑒》《中國農業年鑒》《中國統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》。（二）面板數據單位根檢驗

依據上面的方法和所采用的指標，筆者計算整理了中國31個地區（含西藏）的省級面板數據，在進行面板模型估計之前，首先對面板數據進行單位根檢驗。分別對關稅削減程度（RTCit）、勞動力流動性（labit）、就業變動（lnEit）、地區經濟發展情況（proit）、地區城鎮化水平（urbit）進行單位根檢驗。檢驗結果說明，通過利用LLC方法、Breitung 方法、IPS方法、Fisher ADF 和Fisher PP 共5種方法對相關數據進行單位根檢驗，證明實證模型中所采用的變量均不能拒絕存在面板單位根的原假設，但相應的一階差分后的數據序列為平穩過程。（三）回歸結果分析

由于回歸方程（32）的解釋變量中包含被解釋變量的滯后一期項，因此，該計量方程式是個動態面板數據回歸方程。因為ElnEitεit-1≠0，所以不適合直接對計量方程進行回歸。筆者試圖嘗試使用廣義差分矩方法對其進行估計，首先對式（32）兩邊進行一階差分得到：ΔdlnEit=ΔdlnEit-1+β1ΔRTCit+β2Δlabit+β3Δlninvit+β4Δlnurbit

+β5Δlnproit+β6Δlabit*RTCit+εit-εit-1（33）對其進行差分的目的，在于創造相信的矩條件，廣義差分矩方法根據以下條件來確定工具變量的集合：ElnEit-sεit-εit-1=0，s2；t=3，…，T；

EXit-sεit-εit-1=0，s2；t=3，…，T；

Eεit-sεit-εit-1=0，s2；t=3，…，T（34）式（34）中的Xit-s代表解釋變量的集合，由于解釋變量中的投資水平等變量受個體理性選擇的影響，因此一定程度上可能對其他變量具有依賴性，從而導致內生性。為了消除內生性所帶來的的回歸誤差，考慮采用各變量的滯后一期項作為工具變量對方程進行回歸。

在對面板數據進行單位根檢驗后，將樣本分為全國樣本和地區樣本，分別對其進行估計，表1顯示了面板回歸估計結果。

回歸結果發現，無論是全國樣本還是地區樣本，dlnEit-1 的系數值始終為正，且解釋度很強，這說明了就業變動的持續性，工作崗位短期內不會劇烈變動。就全國樣本而言，分析期內，貿易開放（RTCit）對地區就業變動（dlnEit）的影響顯著為正，地區關稅削減程度越大，對地區就業變動的負面影響越大。說明關稅削減對中國地區就業起抑制作用。這也與關稅削減程度較高的地區存在大量的勞動密集型企業有關，而關稅下降程度最高的就是這些原本受到保護的傳統意義上具有比較優勢的行業，因此這些部門受到的沖擊最大，大量聚集的農民工和內地打工者將遭到關稅削減帶來的負面沖擊。此外，（labit）對就業的影響顯著為負，勞動力流動性越缺乏，對地區就業變動的抑制作用越明顯。這可能是由于勞動力流動性較強的地區本身經濟活力較強，工人的就業機會和轉換工作的可能遠遠大于其他地區，結論與已有的國內外文獻結論相一致。lninvit對勞動市場就業變動的影響為正，但并不顯著，說明各地區的投資比重相差不大，對勞動力就業市場的影響也不明顯。地區城鎮化水平（urbit）對就業變動的影響同樣顯著為正，說明城鎮化水平越高的地區，就業受關稅削減的沖擊越大。城鎮化水平越高，意味著農村勞動力不斷向城市轉移，此外新農村建設等城鎮化措施催生更多的鄉鎮企業與家庭企業，吸收了部分工人就業。而關稅削減程度越大的地區往往城鎮化水平越高，對地區就業的負面沖擊也更明顯。地區經濟發展情況（proit）對就業的影響，總體上存在負向效應，分區域結果顯示，關稅削減程度越大的地區，地區經濟水平對勞動市場就業變動的抑制作用越小，這也反映了一個國家經濟增長對就業的促進作用，但各地區之間的差異并不明顯且結果也不顯著。勞動流動剛性與關稅削減的乘積項（labit*RTCit）系數為正，說明地區勞動力市場剛性程度越高，關稅削減對就業的負面影響越大；勞動力市場剛性越低，對就業的負面影響越小。對于這一現象，筆者認為可能與國企改革及職工下崗的歷史背景有關。由于國內主要出口勞動密集型產品，當一個地區勞動力市場剛性越弱，則越容易促使工人由受沖擊部門向其他部門轉移。

通過對結果進行穩健性檢驗，將中等關稅削減地區樣本剔除，只考察關稅削減對貿易自由化程度較高和貿易自由化程度較低地區就業變動的影響情況，并將考察期一分為二，因為2005年之后關稅缺乏變異性，以2005年作為時間分割點。穩健性檢驗的結果為上文結論提供了較強的支撐。結論發現，從實行關稅削減到加入世界貿易組織（WTO）這段時期，國內加工貿易發展迅速，盡管面臨國外的產品沖擊，但由于低廉的勞動力使用成本，關稅削減程度較大的地區在勞動密集型產品的生產上依然具有比較優勢。在這一過程中，東部沿海省份由于其加工貿易產業的集聚性，吸引了大量的中西部勞動者前往就業，關稅削減對各區域就業變動的影響差異不大。隨著勞動力用工成本的上升和原本落后的其他發展中國家參與國際市場競爭，原來的成本優勢不復存在，加上金融危機的沖擊，沿海地區勞動密集型企業紛紛倒閉或停產，造成大面積的失業。而關稅削減程度較低的地區，在關稅削減開始時段，勞動力大量流向沿海地區勞動密集型企業，地區就業增長被抑制，在2005年之后，這些地區所受的沖擊要小于關稅削減程度更高的地區。因此，關于關稅削減對地區勞動力市場就業的影響，既需要考察其總體效應，也需要根據國情，對不同時期的勞動市場就業變動分開討論。

六、結論與政策建議

本文探討了關稅削減對地區就業變動的影響。研究結論表明：首先，關稅削減抑制了地區就業增長，但存在地區和行業差異。關稅削減程度越深，對地區就業變動的負面影響越大，勞動越密集的行業受到沖擊越大。其次，關稅削減條件下，勞動力流動性對地區就業的變動存在重要影響，一個地區的勞動力流動性越強，對就業變動的負面影響就越小，而勞動力流動性越弱，對地區就業變動的抑制越大。最后，將中國的貿易自由化進程分為兩個時段，1996—2005年為加工貿易發展期，2005—2011年為產業結構調整期（因2005年后中國關稅趨于穩定，2011年后差異不大，同時考慮兩個階段的對比更有參照性，故未取用2011年后數據）。在第一個時段中，貿易自由化對關稅削減較高地區的就業抑制與關稅削減較低的地區相比差別不大；在第二個時段中，當勞動力成本優勢逐漸喪失之后，關稅削減對就業的抑制開始顯現。

鑒于上述研究結論，筆者認為在當前著力推進貿易自由化的同時應該密切關注其對地區勞動就業結構的沖擊，對于貿易程度較高、勞動密集程度較高以及勞動流動性較弱的地區和行業給予高度的重視。（一）消除勞動力流動壁壘，完善勞動力流動機制

關稅削減對地區勞動力市場的影響，受到地區勞動力市場剛性的制約。當一個地區勞動力市場剛性越大、勞動力流動性越差時，貿易自由化對地區就業增長的影響越消極。因此需要采用法律和經濟措施，盡可能完善勞動力流動機制，削除阻礙勞動力自由流動的壁壘。目前國企改革已進入深水區，國有企業、政府等單位在用人制度方面都比較程序化和規范化。而民營企業等單位在用人裁人方面都比較隨意，雖然政府也出臺了一系列保護勞動者利益的法律法規，要求規范用人單位的用人行為。但是國內勞動力市場的“界限”仍比較明顯，主要體現在國企和政府的工作人員由于“鐵飯碗”的存在而不易失業，而勞動者又很難從民營單位轉移到政府或國企等單位，導致勞動力市場就業缺乏彈性。貿易自由化的沖擊，首先受波動的往往是民營的勞動密集型產業，大量的失業人員無處可去，只能選擇自主擇業或失業，從而造成統計數據中失業率增加。勞動力流動靈活性的缺失導致地區就業在貿易自由化進程中調整緩慢，對地區經濟發展不利。（二）完善勞動者失業保障，積極推動大眾創業

關稅削減程度越高的地區，對技能勞動力就業結構的負面效應越大。這需要政府予以關注并采取措施，可以考慮給相關失業人員提供臨時失業救助，保障其基本生存和再次就業前的過渡期生活。具體而言，應從以下幾個方面入手：首先，可以成立中小企業發展基金，建立規范的互聯網創業基金和其他創投基金，讓中小企業更多地享受政府創業基金的支持，并努力提供全方位服務，促進地區產業結構優化調整，培育新的經濟增長點。其次，應為創業提供法制保障、規范監管、搭建公平競爭的平臺、減少政策性阻礙，用互聯網思維去修訂已不適用于創業創新的法律法規，促進創業創新。其他手段包括降低創業企業準入成本、保障就業人員流動和強化企業專利保護，制定規范的產權定價機制和轉移退出機制，最大限度地支持中小企業、個人創業。最后，需要建立小微企業融資增信體系，為中小企業創新發展“保駕護航”。（三）加大創新研發投入，提高人力資本存量

目前，中國地區差距、城鄉差距持續擴大，其中一個重要原因在于地區所擁有的勞動力技能豐裕程度不同及人力資本地區分布不均。盡管關稅削減在一定程度上抑制技能就業結構的改善，但并不意味著對技能工人需求的減少。貿易自由化帶來的技術進步與進口競爭最終必然增加對技能熟練工人的需求。因此，要想通過貿易自由化實現地區差距縮小、促進貿易福利增長，必須考慮提高勞動力中的技能勞動比重，提高人力資本存量。政府層面可以采取的具體方式有：加大農村地區教育投入，完善農村基礎設施建設，減少地區教育差距；加強員工職業技能培訓，實行勞動力的供給側改革，積極保障企業對技能工人的需求；宣傳創新理念，強化創新思維，加強創新研發資金投入力度，考核創新效果；以引領潮流的大數據、互聯網思維，推動創新成果企業化、市場化，從國家層面、地區層面、企業層面、勞動者個體層面全方位提高人力資本存量。

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責任編輯：李蕊