貿易開放度的就業效應研究

張紅麗, 賈 楠

(1.石河子大學 經濟與管理學院,新疆 石河子 832000; 2.石河子大學 農業現代化研究中心,新疆 石河子 832000)

1 引言

穩定就業總量，改善就業結構，增強就業質量是提升人民群眾獲得感、幸福感、安全感的重要路徑。據商務部數據顯示，在2018年末國內貿易就業人數達2.08億人，首次突破2億人大關，占全國就業人員比重超過四分之一，占第三產業就業人員比重超過一半，這表明我國貿易就業規模得到有效提升。自加入WTO以來，實際使用外商直接投資和對外直接投資的投資規模平穩增長，一方面，實際使用外商直接投資由2002年的4362億元增長到2019年的9415億元，年均增長率達6.81%。另一方面，對外直接投資由2002年的27億美元增長到2019年的1106億美元，增長了約40倍。這大大促進了我國貿易開放程度的不斷提高，特別是，隨著“一帶一路”倡議的推進，自由貿易試驗區不斷擴容及自由貿易港積極發展，我國外資準入負面清單也不斷縮減，進一步提高了對外開放水平和貿易開放度，推動了我國全面對外開放邁向新格局、新階段。同時，網絡化、數字化和智能化發展使得數字貿易成為新一輪全球化的推動力。服務貿易借力發展，并通過創新國際服務貿易管理模式，不斷擴大我國服務貿易的開放范圍，打造我國服務出口新優勢。數字貿易也不斷促進我國更好地融入全球價值鏈、供應鏈、產業鏈體系，有助于把握國際貿易發展新趨勢，為我國與國際社會共建新一輪國際貿易規則提供重要契機，更為推進我國貿易就業規模、結構、質量不斷改善和提高提供了重要基礎。

為此，本文以此現實為依據，深入探索貿易開放度對就業效應的影響效果與影響機制，并從產業結構轉型升級效應角度出發，分析論證貿易開放度影響就業效應的作用渠道，進而通過優化產業結構轉型升級，充分利用貿易開放的制度紅利，最大限度地促進我國就業規模、結構、質量不斷改善和提高。這對于促進社會公平發展，保持經濟健康高效運行具有重大意義，也是解決城鄉收入差距問題的關鍵，更是關乎解決民生問題的關鍵，對于保障民生生活水平都具有重要意義。

2 理論基礎與研究假設

2.1 貿易開放度影響就業的直接效應

在經濟處于全方位、多層次、寬領域的開放新階段，貿易開放度能夠降低企業出口價格、增加出口規模，從而顯著提升企業的出口參與水平[1]，因此，貿易開放度可促進出口規模顯著擴張，進而增加中國鄉鎮企業的就業率。關于貿易開放度與就業效應之間的關系，諸多學者認為貿易開放度主要通過提高貿易自由化程度和影響勞動要素價格需求彈性直接影響就業效應。一方面，貿易開放度提高了貿易自由化程度。毛其淋和許家云[2]認為中間品貿易自由化顯著促進企業就業凈增長，因為中間品貿易自由化使得企業的進口與交易成本都會下降，增加剩余資金規模，進而可以獲取更大的規模和更多的種類的高質量中間投入品，進而提升企業成長能力。進一步研究指出制度環境的優化有利于強化中間品貿易自由化對制造業就業集約邊際變動與廣延邊際變動的影響。Greenaway等[3]利用來自發達國家制造業的就業市場經驗證據表明，貿易開放度擴大產生競爭加劇，顯著提高了勞動生產率，進而抑制了制造業就業水平。而來自轉型經濟體與其他發展中國家經驗證據表明，貿易開放度的擴大顯著促進了就業水平的增長，原因可能在于貿易開放和外商直接投資滲透，通過競爭和技術外溢提升生產效率，雖然一定程度上在當期對勞動需求產生負面影響，而在滯后期可通過促進制造業產出規模擴大，可抵消當期對就業的負面影響。另一方面，貿易開放度影響勞動要素價格需求彈性。貿易進出口增加和外商直接投資滲透率提升，會帶來產品市場競爭加劇和生產要素的替代性增強，市場競爭加劇帶動勞動市場需求彈性增加，替代性增強帶來勞動要素價格需求彈性增加，從而導致二者影響就業水平。Slaughter[4]通過貿易自由化等指標對制造業生產性和非生產性勞動需求彈性的影響分析發現，貿易自由化總體上會促進非生產勞動需求彈性的增加。Haouas和Yagoubi[5]認為，由于政府對勞動力市場的管制，出口開放度和進口滲透率對勞動需求彈性的作用受限。此外，周申和廖偉兵[6]認為進口滲透率增強產品市場競爭，從而顯著提升中國工業行業勞動需求彈性。基于此，提出假設：

H1貿易開放度顯著提高就業水平。

2.2 貿易開放度影響就業的間接效應

貿易開放度通過促進產業結構轉型升級渠道影響就業效應。根據H-O-S理論，進出口等貿易自由化引導產業結構和就業需求變化。貿易自由化可引起一國的商品和要素的相對價格的變化，進而優化該國的資源配置。具體而言，一國通過密集生產自身比較優勢的產品進行出口，以提高國際競爭力，使得該比較優勢生產要素的行業、產業不斷發展，與之對應的是處于劣勢生產要素的行業、產業卻逐漸縮減，產業結構也隨貿易商品結構變化而逐漸轉型，因而帶動了就業結構的變化。Chenery等[7]認為就業結構變化同產業結構變化在發達國家中是一致的，且夏先良[8]指出一國產業結構決定一國就業結構，二者同樣也決定一國的貿易結構。

貿易開放度提高不僅通過進口效應促進了產業集聚、形成企業產品規模優勢，提升企業生產率水平以及產品附加值水平；而且還通過引進技術設備、管理經驗等方式，促進要素資源利用率提高，從而推動產業結構升級。姜茜和李榮林[9]認為我國對外貿易結構與產業結構相關性非常高，且部門之間對外貿易結構和產業結構存在交叉效應，因而提高貿易開放度能促進國內的產業結構升級。付德申和孔令乾[10]認為貿易開放度與產業結構升級兩者之間具有相互促進的關系。周茂等[11]也認為貿易自由化通過進口競爭效應顯著促進了產業結構優化，從而推動了中國產業升級。蔡海亞和徐盈之[12]認為提高貿易開放度可加速促進產業結構整體優化，特別是通過增加物質資本積累、刺激消費需求、提升技術進步、促進制度變革等渠道加速產業結構合理化和高級化。賈妮莎等[13]通過分析中國雙向FDI對產業結構升級的作用，指出IFDI和OFDI分別對產業結構高度化、合理化具有顯著的促進效應。

一方面，貿易開放度提高可促進進出口規模的擴大，擴大的進出口規模可彌補國內技術和資源的不足，推動技術創新，尤其是外資開放與產業政策扶持的政策合力更能促進企業的技術創新[14]。從而發揮二者帶來的技術外溢效應，部門通過充分吸收和利用這類技術促使其快速發展，提高部門生產率，優化部門市場要素資源配置，促進產業結構不斷升級，從而促進就業結構也不斷優化。如Melitz[15]指出，貿易開放度提高形成的貿易自由化，可產生競爭效應，進而促使資源由低效率企業向高效率企業轉移，提升整體企業生產率，實現資源有效配置。進一步，Feenstra和Hanson[16]認為貿易自由化所形成的技術外溢有利于提高發展中國家技術工人就業率。袁冬梅等[17]認為在國際分工深化與全球價值鏈結構性調整戰略框架下，貿易開放深化與產業結構演變聯合發力對就業產生了更深刻的影響。通過研究表明，各地區出口貿易與產業調整協同作用有利于促進就業。而以大學畢業生就業人數度量就業時，出口貿易、產業結構優化獨自或協同作用有利于提升全國整體及東部地區高技術勞動力就業水平，但對中西部地區作用為負。

另一方面，貿易開放度提高形成的技術進步效應可致使資本和技術替代勞動力，導致一國就業存在收縮效應，但這也會通過促進產業結構轉型升級進而可能創造新的就業崗位。資本和技術的替代效應不僅表現在提高企業生產率，減少對勞動力的需求，還表現在提高生產要素利用率，減少對非技術勞動力的需求，從而出現就業結構調整。如王小潔等[18]認為，貿易開放度改變了當地產業結構，進而就業結構發生改變，提升了對技術勞動力的需求。一國產業結構制約著一國的對外貿易范圍，產業結構是一國對外貿易結構的基礎，一國對外貿易結構層次高低是由該國產業結構層次高低所決定的，因而一國的就業結構也受到產業結構的影響。同時，貿易結構也會反作用產業結構，進而影響就業結構和就業效應。基于此，提出假設：

H2貿易開放度通過促進產業結構轉型升級顯著提升就業水平。

2.3 貿易開放度影響就業的異質性

此外，從企業其他特征異質性層面來看，史青等[19]認為針對高科技企業和資本密集型企業，其出口穩定了勞動力內部不同類型工人的就業，且出口對從事較高技術行業的勞動力內部的穩定作用大于從事較低技術行業的勞動力；與之相反的是，盛斌和牛蕊[20]利用中國工業部門的面板數據檢驗貿易自由化對中國就業的影響，結果表明貿易自由化能夠促進中低技術部門的就業，但同時會減少中高技術部門的就業。從企業是否出口異質性層面來看,周申等[21]認為工業出口的就業效應偏向于熟練勞動力，因而貿易自由化對出口企業就業的影響為正，而對只進行內銷的企業的就業的影響是負向。

雖然主流觀點認為貿易自由化提升了勞動生產率進而導致降低對勞動力數量的需求，但貿易自由化不僅影響了勞動力在行業之間的轉移，而且影響了企業使用投入要素的效率，貿易自由化對制造業就業的凈效應取決于這兩個效應的相互作用，因而貿易自由化也可能并沒有顯著地改變大多數發展中國家的就業狀況。但也存在另一種分歧：一方面，僅僅憑借行業層面的經驗數據不能說明貿易自由化對就業的影響，甚至引起錯誤解讀，可能原因在于，使用的行業總就業數據進行實證檢驗會掩蓋作為個體的或企業的就業人數的變化，貿易自由化的就業效應在行業內因企業出口與否的特征而產生重塑就業分配效應。另一方面，貿易自由化程度的加深不僅會導致高生產率企業與低生產率企業重塑市場份額，從而重新分配市場生產要素；而且會引起技術轉移倒逼企業提高自身生產效率，影響企業投入要素比例。因而，必須重塑貿易開放度影響就業效應的影響機制，以正確認知現階段貿易開放度就業效應的研究變化趨勢。基于此，提出假設：

H3貿易開放度影響就業存在門檻效應。

3 研究設計

3.1 計量模型

為從實證角度分析貿易開放度對就業效應的動態影響，本文構造動態面板模型如下

jobit=α0+β0jobit-1+β1trad_open+χZit+εit

(1)

其中i表示地區，t表示時間。job表示就業指標，trad_open表示貿易開放度指標，Z表示其余控制變量。

根據前文獻所述，貿易開放度可通過影響貿易自由化程度和勞動要素價格需求彈性直接影響就業效應，也可通過促進產業結構轉型升級間接渠道影響就業效應。本文將產業結構轉型升級納入分析框架，通過產業結構合理化和產業結構高度化兩個方面來分析貿易開放度影響就業效應的傳導機理。即本文運用中介效應模型來檢驗貿易開放度影響就業效應的作用機理。采用溫忠麟等[22]提出的遞歸方程檢驗方法，結合方程(1)，構建以下遞歸回歸方程

qit=α0+θ0qit-1+θ1trad_open+χZit+εit

(2)

jobit=α0+β0jobit-1+β1trad_open+

β2qit+χZit+εit

(3)

其中q表示中介變量組，即分別表示產業結構合理化(instru_r)和產業結構高度化(instru_s)兩個指標。

3.2 變量選取、數據說明

(1)被解釋變量

就業效應(job),學術界通常采用年末就業人數來衡量。本文參照韓先鋒等[23]的做法，用各地區歷年的城鎮就業人員年末數表示就業水平，并對該指標進行對數化處理，該指標數值與就業水平、就業效應成正比，數值越大，就業水平越高，說明相應地區吸納就業的效應越好;反之，則相應地區吸納就業的效應越差。

(2)核心解釋變量

借鑒李佳和湯毅[24]的做法，用外貿依存度來衡量貿易開放度(trad_open)，貿易依存度表示為出口總額和進口總額之和占GDP的比重。本文在測算過程中，進出口貿易額采用當年的人民幣匯率中間價來換算，且以2005年為基期的GDP平減指數進行平減。

(3)中介變量

產業結構轉型升級效應的中介變量分別用產業結構合理化(instru_r)和產業結構高度化(instru_s)兩個指標表示。一方面，以資源配置為依據的產業結構合理化主要側重各產業間資源配置的協調程度；另一方面，以生產效率為依據的產業結構高度化主要側重各產業間要素生產效率提升程度。因而，本文關于產業結構合理化(instru_r)和產業結構高度化(instru_s)兩個指標具體設計如下：

產業結構合理化(instru_r)。衡量產業結構合理化的指標，通常的做法是以要素投入與產出結構耦合程度的方式構建產業結構偏離度指標，但該方法的缺點是忽視了各產業在經濟體中的相對重要性。本文借鑒干春暉等[25]通過引入泰爾指數來修正各產業間的偏離差距的做法，同時借鑒韓永輝等[26],王德春和羅章[27]通過構建資本和勞動兩個維度投入和產出結構耦合程度改進產業結構合理化指標的方法，以彌補缺乏資本要素等多生產要素的配置考慮的缺陷。具體表達式如下

(4)

其中instru_r表示產業結構合理化指標；Y表示產值；L和K分別表示勞動和資本；i為第i產業；n為產業總數。Yit/Yt表示第i產業在t時刻的產出比重；Lit/Lt和Kit/Kt表示第i產業在t時刻的勞動和資本的比重。instru_r指標值越大，說明生產要素配置偏離程度越小，產業結構越合理；反之，instru_r指標值越小，說明生產要素配置偏離程度越大，產業結構越不合理。產業結構合理化指標不僅僅體現了產業結構的偏離度和各產業占比的重要性，而且較為全面地度量了不同要素投入間的協調配置程度。

產業結構高度化(instru_s)。衡量產業結構高度化的指標，通常的做法是以第二、第三產業之間的比例關系作為代理變量。本文通過構建勞動和資本生產效率的產業結構高度化指標，充分考慮產業結構高度化的生產效率的本質，以彌補僅僅是從數量份額的角度度量產業結構的高度化的缺陷。具體表達式如下

(5)

(4)控制變量

本文選取如下控制變量:

經濟發展水平(gdp)，選取人均GDP的對數表示地區經濟發展水平。一般地，地區的經濟發展越好意味著該地的就業效應越好。

人力資本(hum)，以地區平均受教育年限表示，具體表達式為：擁有初中學歷人數占總人口數比重×9+擁有普通高中學歷人數占總人口數比重×12+擁有中職學歷人數占總人口數比重×12+擁有普通高等學校學歷人數占總人口數比重×16。人力資本水平的提高，意味著勞動力人口的職業技能和素養提高，從而有利于提高就業機會。一方面，在我國勞動密集型產業主導外資利用的模式下，勞動人口受初級中級教育的比例增加有助于提高外商直接投資質量；而受高等教育程度的勞動人口的比例增加降低了外商直接投資質量，但是高層次人力資本有利于高質量的外商直接投資的流入。另一方面，外商直接投資能夠對人力資本產生積累、收益和制度效應，有利于人力資本提升；人力資本存量也能夠增加對外商直接投資的吸引能力。且制造業、服務業FDI空間集聚對人力資本總量增加和人力資本結構優化具有重要的促進作用，同時也顯著促進創新[30]。

市場化程度(mar)，以非國有企業固定資產投資與總固定資產投資的比重表示。隨著經濟的發展，市場化程度不斷加深，提升了地區資源配置效率，有利于推動產業結構轉型升級，從而促進就業結構的不斷調整。

政府規模(gov)，以政府支出占GDP的比重表示。

地區金融發展水平(financial)，用金融機構年末存款余額占GDP的比重表示。

(5)數據說明

本文利用2006—2019年我國30個地區的省級面板數據作為研究樣本，以實證檢驗貿易開放度、產業結構合理化及高度化發展與就業效應之間的關系。本文數據來源于歷年《中國固定資產投資統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國金融年鑒》《中國勞動統計年鑒》《中國財政年鑒》《新中國六十年統計資料匯編》和歷年地方統計年鑒。由于西藏自治區的數據缺失嚴重，故本文將其排除。最后得到本文的研究樣本數據為30個地區420個樣本的面板數據。

4 實證分析及結果探討

4.1 描述性統計

各變量描述性統計的結果顯示，就業指數(job)的均值為8.3888，標準差為1.5401；貿易開放度(trad_open)的均值與標準差分別為0.3565和0.3511。產業結構合理化(instru_r)和產業結構高度化指標(instru_s)的最小值分別為-1.1789和0.0562，最大值分別為-0.1201和0.6062，樣本均值分別為-0.5535和0.2426，標準差分別為0.2805和0.1101。同時，其他控制變量的均值、標準差、最大值、最小值大部分處于合理區間。因此，本文將進一步進行回歸分析。

4.2 基準模型估計結果及分析

表1報告了貿易開放度對就業效應的基準估計結果。列(1)、(2)反映的是基于系統GMM動態面板數據的估計方法，列(3)、列(4)反映的是基于OLS的估計方法。列(1)、(2)中貿易開放度的估計系數分別為0.0313、0.0198，且均在1%水平下顯著，說明貿易開放度與就業效應之間存在顯著正向關系；列(3)、(4)中貿易開放度的估計系數分別為0.3365、0.5209，且均在1%水平下顯著，也說明了貿易開放度與就業效應之間存在顯著正向關系。貿易開放度這種正向促進作用，與其帶來的貿易自由化程度的提高和勞動要素價格需求彈性的改善密切相關。樣本期內，貿易開放度提高帶來的貿易自由化程度的提升，產生的企業和產品規模效應遠遠高于產生的企業生產率提升而形成的勞動需求抑制效應，進而促進了就業效應。另外，貿易開放度提升還可以實現資源轉移，促進地區勞動、資本要素的合理配置，特別是推動科技、數據資源市場化配置，從而帶動就業水平不斷提升。同理，貿易開放度提高也增加了勞動市場需求彈性，影響了就業效應。

表1 貿易開放度對就業效應的影響基準估計結果

從控制變量來看，地區的經濟發展水平與就業效應緊密正向相關，經濟越發達的地區一般都擁有較多的企業等優勢資源，有利于提供更多的就業機會和就業崗位。政府規模也與就業效應緊密正向相關，地方政府通過擴大基礎設施建設、增加公共產品支出等方式提供更多的就業崗位，促進就業水平的提高。同時，政府還會通過降低稅率及調整稅收結構等方式降低企業成本，減少企業經營壓力，促進企業就業。人力資本與就業效應之間為顯著正向關系，這說明人力資本的積累可以有效促進就業效應的提高，人力資本水平代表著市場對勞動力的認可和需求能力，一定程度有利于促進就業。市場化水平對就業效應的作用表現為正向促進作用，市場化程度越高，勞動力要素流動程度也就越快，就業效應表現越好。金融發展對就業效應有著重要正向影響，金融資本的流動與政策鼓勵對產業轉型升級提供極大的便利條件，會促進其就業水平的提高。

4.3 穩健性檢驗

考慮到貿易開放度與就業效應之間可能出現的內生性問題所帶來的偏誤，本文通過采用工具變量的方法進行再估計。基于相關性和外生性條件，本文采用滯后一期的貿易開放度作為工具變量進行內生性估計。結果表明，在OLS和固定效應下，貿易開放度估計的系數方向和顯著水平與基準回歸保持一致，說明了貿易開放度對就業效應具有正向作用，表明了模型設計的合理性與穩健性。進一步基于替換變量進行穩健性檢驗，即用實際利用外資和對外直接投資總額與GDP的比值作為貿易開放度的替換變量，其估計結果表明，貿易開放度的系數顯著為正；再次利用貿易行業就業人數作為就業效應的替換變量，其估計結果表明，核心解釋變量估計系數顯著為正，說明了貿易開放度對就業效應的正向促進作用的穩健性。

4.4 影響機制估計結果及分析

接下來基于中介效應模型實證分析貿易開放度影響就業效應的傳導機制，具體估計結果如表2所示。列(1)、(2)表示貿易開放度是否存在通過影響產業結構合理化的中介效應進而影響就業效應的估計結果，列(1)估計結果說明貿易開放度對產業結構合理化的影響顯著為正，列(2)納入產業結構合理化這一中介變量后，貿易開放度和產業結構合理化對就業效應的影響均顯著為正，說明貿易開放度通過促進產業結構合理化這一部分中介效應提高了就業效應。列(3)、(4)表示貿易開放度是否存在通過影響產業結構高度化的中介效應進而影響就業效應的估計結果，列(3)估計結果說明貿易開放度對產業結構高度化的影響顯著為正，列(4)納入產業結構高度化這一中介變量后，貿易開放度和產業結構高度化對就業的影響均顯著為正，說明貿易開放度通過促進產業結構高度化這一部分中介效應提高了就業效應。

表2 影響機制估計結果

5 進一步討論：貿易開放度影響就業效應的門檻效應分析

為進一步反映貿易開放度影響就業效應的非線性關系，即分析貿易開放度影響就業效應的單門檻、雙重和多重門檻效應，以刻畫貿易開放度影響就業效應的非線性關系。表達式如公式(6)所示。

jobit=α0+γ1trad_open·I(trad_open≤g1)+

γ2trad_open·I(g1

γ3trad_open·I(trad_open>g2)

(6)

表3報告了貿易開放度門檻效應模型的實證檢驗形式與門檻個數。貿易開放度影響就業效應的單一門檻、雙重門檻效應均在1%水平下顯著，但三重門檻效應不顯著。因此，本文以雙重門檻模型作為貿易開放度影響就業效應的的非線性實證分析模型，且貿易開放度的雙重門檻值分別為0.422和0.855。

表3 貿易開放度影響就業效應門檻有效性檢驗及門檻估計值

表4報告了貿易開放度影響就業效應的雙重門檻效應估計結果。當貿易開放度低于0.422時，貿易開放度的估計系數為0.0203，但不顯著，表明貿易開放度在此門檻值下具有促進就業效應，但并不顯著；當貿易開放度高于0.422且低于0.855時，貿易開放度的估計系數為0.3052，且通過1%顯著性水平檢驗，表明貿易開放度顯著促進就業效應；當貿易開放度大于0.855時，貿易開放度的系數估計值為0.0189，但不顯著,表明貿易開放度在此門檻值下具有促進就業效應，但并不顯著。這說明僅僅依靠追逐貿易開放的規模，而忽視貿易開放的質量，則難以實現可持續的穩定的就業效應。

表4 貿易開放度影響就業效應的雙重門檻效應估計結果

6 結論與啟示

貿易開放是推動就業的重要出路，也是穩定就業的重要方式。本文基于作用效果、作用機制、作用非線性等維度，對于貿易開放度對就業效應的影響進行了實證檢驗，并著重分析了這種影響所存在的影響路徑和影響門檻性。通過研究得到如下主要結論：第一，貿易開放度通過提高貿易自由化程度和改善勞動力需求彈性從而顯著提高了就業水平。第二，貿易開放度通過促進產業結構合理化和高度化轉型升級顯著提升了就業。第三，貿易開放度影響就業效應存在顯著的雙重門檻效應，當貿易開放度在0.422至0.855之間時，顯著促進就業。

為此，為提高貿易開放度促進就業規模、數量及質量，考慮以下幾個方面的政策建議：其一，進一步提升貿易開放度質量，推動制造業基本實現對外資開放以及加大服務業高水平開放的力度，提升國內服務業競爭力；同時不斷提高外資企業本地化服務程度和服務效率，增強外資企業技術含量，進而提高利用外商直接投資的質量和效率。其二，繼續發揮貿易開放度促進產業結構合理化和高度化轉型升級的重要作用，更加注重“走出去”與“引進來”質量，引導企業向現代服務業、技術密集型產業的方向轉型。其三，改善地區經濟環境，增加對人力資本投入力度，通過教育、培訓等多種手段和方式加強職工的職業技能和技術方面的學習，不斷提高其業務技能和技巧，增強其職業素養，努力提高就業原始稟賦水平。