中国劳动力市场需求弹性估算，本文主要内容关键词为：市场需求论文,劳动力论文,中国论文,弹性论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
[中图分类号]F240 [文献标识码]A [文章编号]1004-129X(2015)06-0093-10 doi：10.16405/j.cnki.1004-129X.2015.06.010 劳动需求弹性为工资率变化一个百分比所引起的劳动需求变化的百分比，反映就业市场需求对工资变动的敏感程度。因此，劳动需求弹性是衡量劳动市场波动及就业市场稳定性的有效指标。劳动需求弹性提高(或降低)意味着外生冲击引致工资率变化时能导致就业的剧烈(或较小)变动以及劳动者承担更多(或更少)的非劳动成本，会影响收入分配、就业风险、工作的稳定性与劳动雇佣关系。[1]例如，当前我国就业市场上不熟练劳动力“短工化”作为一种新的现象引起了政策层面和学术层面的广泛关注，“短工化”是劳动需求弹性增大的一种表征，劳动者频繁更换工作将带来一系列的弊端，但是劳动市场波动这个隐蔽但很重要的指标却没有得到足够的重视，该研究极具现实意义。 对劳动需求弹性最早进行实证研究的学者是Slaughter，[2]其对美国1958-1991年制造业行业数据进行了估计，分别计算非生产性和生产性劳动力的需求弹性，考虑了10个贸易变量(运输成本、美国工业增加值占世界工业增加值的份额、美国企业价格变化百分比等)、3个技术变量(全要素生产率的变化百分比、计算机在固定资产中的比例、计算机及其他高科技设备在固定资产中的比例)和1个劳动市场制度变量(生产性劳动力参加工会的比例)对劳动需求弹性的影响，发现1960-1990年美国生产性劳动力更加具有弹性，而非生产性劳动力需求弹性均没有增加且有稍微降低。随后，Krishna、Fajnzylber & Maloney、Haouas & Yagoubi、Bergin等分别对其他国家的贸易开放与劳动需求弹性的关系给予验证，[3-6]但是由于各研究所应用的数据、模型设定、变量设置、计量方法存在不同，且未充分考虑异质性问题，致使实证结论呈现不一致。[7] 在中国劳动需求弹性的检验方面做出开创性工作的是周申以及盛斌和牛蕊。[1][8-10]周申应用产业层面数据检验了我国对外开放与劳动需求弹性的关系，证实中国的贸易开放能够显著提高劳动需求弹性且主要通过替代效应机制发挥作用，并进一步检验了外商直接投资和外包对劳动需求弹性的作用，同样发现两者都能显著地提高中国制造业部门劳动者的压力和风险；盛斌和牛蕊同样利用我国产业层面数据分别实证检验了出口和进口是否使劳动需求更富有弹性，结论为出口贸易降低劳动需求弹性，而进口贸易则使得劳动需求更富有弹性。上述研究的缺陷在于所运用的数据均为宏观和中观层面数据，而应用这些层面数据的检验相对于企业层面来说是次优的，[2]检验全球化对劳动需求弹性的影响，首先需要假设劳动供给完全有弹性，如果用行业数据来估计劳动需求弹性会产生内生性问题。因此基于微观数据的验证更加有效，利用微观数据检验全球化与劳动需求弹性的关系也逐渐成为主流。 本文将利用中国国家统计局维护的大型微观企业层面数据库数据，通过计算我国劳动需求弹性反映我国劳动市场波动程度及其时间变动趋势，进一步对不同所有制类型的企业的劳动需求弹性进行比较。该研究有助于丰富现有的文献体系，同时对于识别我国的劳动市场波动状况、维护就业市场的稳定具有现实意义。政策层面，认识劳动力市场波动以及规律性有助于监测、预警、防范就业波动和风险，进而维护社会安定与和谐；劳动者层面，识别那些容易受到就业波动冲击的劳动群体，可以引起国家层面和企业层面对劳动者就业波动的关注，相应的改善措施将有利于进一步推动社会公平，使劳资关系更加和谐。 二、模型设定、变量设计与数据处理 (一)劳动需求弹性的理论机制与实证模型 作为一种派生需求，劳动力需求在根源上是由消费者对最终产品与服务的需求引致的。依据希克斯—马歇尔派生需求定理，[11]在控制其他条件下，有四种情形将导致劳动需求工资价格弹性的增加：一是最终产品需求的价格弹性增大；二是劳动投入相对于其他生产要素的替代弹性增大；三是劳动力报酬占要素总收益的比重提高；四是其他生产要素的供给弹性增大。 基于希克斯—马歇尔派生需求定理，Hamermesh推导了“要素需求基本法则”，[12]指出劳动在总成本中所占的份额、最终产品的需求价格弹性、要素的不变产出替代弹性是决定企业层面劳动需求弹性的三个主要变量，即：
估算劳动需求弹性，首先需要推导出劳动需求函数。目前大部分实证文献引用了Krishna等的垄断竞争模型，如Naseem & Amanat、Haouas & Yagoubi等均假设市场为垄断竞争的，[5][13]即产品市场上具有众多的厂商，但每个厂商具有一定的定价能力。垄断竞争的市场结构更能贴近现实情形，在产品差异、竞争程度、边际成本加成定价等方面都比较接近。本文进一步改进了Krishna等垄断竞争模型，放松企业具有同质全要素生产率(Total Factor Productivity，TFP)的假设，同时假设生产函数为柯布-道格拉斯型，需要根据一阶条件推导出劳动需求函数。 假设，产业j中的企业i的逆需求函数为：
假设企业i的柯布—道格拉斯生产函数中有两种生产要素——资本与劳动力，则：
推导企业i的利润函数并求解利润最大化的一阶条件，可推导出均衡时的资本要素和劳动要素的需求方程，可得：
将式(4)转化为计量模型的形式为：
现有文献中一般通过计算索罗残值来估算全要素生产率。本文借鉴Amiti & Konings设定的如下柯布-道格拉斯型生产函数[14]以及Levinsohn-Petrin方法(简称LP估计方法)，应用Levinsohn等提供的STATA12.0软件包进行估算。[15]LP估计方法有两种模型：总产值模型和增加值模型。除了采用LP方法估计外，作为稳健性检验，本文还采用混合最小二乘方法(Pooled OLS)在产业层面对总产值模型(加入中间投入品变量)和增加值模型(未加入中间投入品变量)进行估计，因此，得到四种全要素生产率的估计值：
。 在式(5)基础上，加入企业规模、企业年龄等控制变量，得到基准回归模型为：
(二)数据来源及数据处理 1.数据来源 本文的企业层面数据来源于国家统计局维护的中国工业企业数据库(1998-2009)，目前该数据库可获得的最近年份为2009年。此数据库涵盖中国规模以上工业法人企业，即包括全部国有企业以及年销售额500万元及以上的非国有工业企业，提供了企业层面丰富的变量信息，例如固定资产投资额、劳动力人数、工资额、工业增加值、总产出等。该数据库中的企业样本能解释中国工业经济总量95%左右，企业数量从1998年的165118家增加至2009年的412212家。 2.数据处理 剔除异常值：需要对原始数据库中的异常值进行剔除。根据Li & Yu[16]处理数据的过程，对满足以下条件之一的样本进行剔除：重要变量存在缺失，如总产出、固定资产、从业人数、工资总额等；重复数据(具有相同的法人码和时间变量，尽管其他变量会有不同)需剔除。 此外，依据Cai & Liu以及公认会计准则(General Accepted Accounting Principles，GAAP)的做法，[17]对符合下列条件的样本进行删除：总资产小于总固定资产；总资产小于固定资产净值；总资产小于流动资产；企业的法人码缺失或不是唯一值；企业成立时间应晚于2009年或早于1800年。 通货膨胀因素的控制：其中，企业中间投入、总产出与增加值均依据“工业品出厂价格指数”进行调整；固定资产额和投资额均采用“固定资产投资价格指数”调整；工资支出依据“居民消费价格指数”进行调整。以上三种价格指数均来自1999-2010年《中国统计年鉴》，均是以1997年为基期。理想的价格指数应该是各区域在年份和产业细分层面的数据，但本研究只获得1998-2009年度各省份层面的三种价格指数，其中有的省份在某些年度缺失，则按照当年全国平均的价格指数进行补充。《中国统计年鉴》上提供的价格指数原始数据均以上年为基期，本研究将其换算成以1997年为基期。 三、实证结果与分析 (一)中国工业企业劳动需求弹性的估算 应用中国工业企业数据库提供的1998～2009年大样本微观企业层面面板数据，对模型(6)进行回归检验。面板数据模型包括固定效应模型(Fixed Effect Model)和随机效应模型(Random Effect Model)，本文将依次对每个回归方程进行严谨的豪斯曼检验。[18]豪斯曼检验的结果显示，应该选择固定效应模型。在控制个体固定效应的同时加入年份虚拟变量，用于控制不随企业个体变化的年份固定效应的影响。回归结果报告在表1中。
四列回归结果分别表示四种方法计算的全要素生产率进入回归方程，由表1可知： 第一，
的系数
的估计值(即劳动需求弹性的估计值)四种情况下分别是-0.263、-0.265、-0.194和-0.263，且均在1%的置信水平上显著，显示了该结果具有良好的稳健性。 第二，该估计系数与Fajnzylber & Maloney估计的智利、哥伦比亚和墨西哥三个拉丁美洲国家的劳动需求弹性值比较接近，他们分别估计了蓝领工人和白领工人的劳动需求弹性，对蓝领工人而言，智利、哥伦比亚、墨西哥三个国家的劳动需求弹性分别为-0.2、-0.3、-0.3；白领工人的劳动需求弹性的绝对值稍低，三个国家依次为-0.19、-0.22、-0.28。符合Hamermesh所提出的“劳动需求弹性绝对值应在0.15～0.75之间”的论断，说明应用此模型测算的我国工业企业的劳动需求弹性在合理取值范围内，估计的系数值表明当外生冲击导致工资价格降低(或上升)1%时，企业对劳动力的需求将增加(或减少)0.194%～0.265%。
图1 1998-2009年我国劳动需求弹性的估计 注：为了清晰表现变化趋势，这里标出的是劳动需求弹性的绝对值。 第三，对于其他变量，四种全要素生产率变量均在统计意义上显著为负，说明了当前我国技术进步对劳动力要素产生的替代作用；企业规模与劳动力需求之间呈现显著的正相关关系，符合一般的经济学规律；企业年龄对劳动需求的作用也是显著为正，意味着经营年限长的企业倾向于雇佣更多的劳动力。 第四，总体
均大于0.49，反映了该模型具有较高的解释力。 为了比较1998-2009年区间内我国劳动需求弹性的变化趋势，分别对各年度的企业样本进行回归(合计12个回归方程)，为了控制可能存在的异方差问题，利用经过White异方差调整的最小二乘法对样本数据进行回归；[19]为尽可能减轻遗留变量问题，加入尽可能多的控制变量，如产业虚拟变量、区域虚拟变量、所有制性质虚拟变量等，各年的劳动需求弹性的估计系数如图1所示(为了节约篇幅，没有列出各个方程的回归结果，只给出了劳动需求弹性系数估计值的比较)。我国劳动市场整体波动程度有所减缓，1998年这一系数的绝对值为0.446，除在2004年有小幅增加外，其余年份都呈现逐渐放缓的趋势，2009年劳动需求弹性绝对值下降到0.277。该结果说明，总体而言，我国的劳动市场环境和就业稳定性不断优化，劳动市场法律的健全完善，工会功能的有效发挥，企业人力资源意识的提升等都成为稳定我国劳动市场的积极因素。 (二)所有权性质与劳动需求弹性关系的检验 所有制结构不同的企业因为具有不同的员工管理制度、企业文化、体制架构等，其劳动需求弹性所受到贸易冲击的影响也将不同，陆铭和陈钊认为中国国有企业在劳动力雇佣、工资形成的市场化程度等方面都与非国有企业存在显著差异。[20]基于数据库中的“企业登记注册类型”变量，本文将数据库中的企业分为六类(所有制类型与企业登记注册类型的对照见表2)。
分别对1998～2009年六组企业样本进行异方差稳健的OLS回归，并计算劳动需求弹性(lnwijt)的平均值，回归结果见表3。
比较表3中六种所有制类型企业的劳动需求弹性平均值，可以发现外向型企业(港澳台企业与外商投资企业)比本土企业(国有企业、集体企业、私营企业、国内合资企业)的劳动需求弹性更大。外国企业因融入全球化的生产网络，扩大了其可以使用的要素集合，使得外国公司可以在全球范围内配置最节约的生产要素，增强了劳动的替代性。Scheve & Slaughter[21]也指出FDI主要通过替代效应来增大劳动需求弹性来加剧就业市场波动。另外，外资企业面向竞争更为激烈的全球市场，国际产品市场上的风吹草动将会导致跨国公司最终产品需求弹性上升，进而通过规模效应机制增大劳动需求弹性。但是国内企业没有参与国际化的分工合作，对市场的反应也不如跨国企业灵活，不容易受到国际复杂多变的冲击的影响。另一种解释是社会责任感的差异，Hakkala等[22]认为FDI对东道国的社会责任感及忠诚度都比较低，在制定政策和做行为决策时，经常单纯地基于公司利益出发而不顾其他社会问题。而对中国的本土企业而言，以国有企业为例，除了获得利润，国有企业承担着保证国家经济平稳以及就业市场稳定的社会功能。 另外，比较各年份六种所有制类型企业的劳动需求弹性(绝对值)的时间趋势，如图2所示(共计算了72个方程的劳动需求弹性系数的值，为了节约篇幅，没有列出各个方程的回归结果，只给出了劳动需求弹性系数估计值的比较)，六个系数均在1%的水平上显著为负。通过图2可以看出： 第一，对我国经济贡献度大的集体企业、私营企业、国内合资企业的劳动需求弹性在十年间呈现明显的下降趋势，造成了我国劳动市场整体波动程度减缓的结果。劳动需求弹性绝对值减小说明这三种企业类型的劳动市场波动呈现降低状态，就业市场比较稳定，以集体企业为例，1998年劳动需求弹性为-0.407，2003年其绝对值达到最低，为-0.229，之后呈现增大趋势，2009年集体企业的劳动需求弹性值为-0.269。三种企业占我国工业经济的大部分，导致我国工业企业劳动需求弹性的平均值呈现降低趋势。
图2 1998-2009年各所有制类型工业企业的劳动需求弹性 第二，具有外向型经济特征的港澳台投资企业与外商投资企业的劳动需求弹性则呈现出先下降后上升的态势，尤其是2004年以来，这两种类型的企业就业加速波动，原因是2004年以来我国的贸易自由化进程不断深入，全方位的对外开放体系已经形成，比较多的文献证实了贸易开放可以提高劳动需求弹性，加剧就业市场波动。贸易开放通过“替代效应”和“规模效应”影响劳动需求弹性：替代效应体现为开放后企业的中间投入要素可选种类增多，相对廉价的国外中间投入品可部分替代劳动要素的投入，因此会增大劳动需求弹性；另外，贸易开放后消费者的最终产品选择种类增加，因此将会增大企业所生产的最终产品的需求价格弹性，这是规模效应。通过替代效应和规模效应两种机制，贸易开放将会使劳动需求更富有弹性。 四、结论及政策启示 劳动需求弹性可以衡量劳动市场的波动程度和就业市场的稳定性。本文基于加入可变的企业全要素生产率的劳动需求模型，首次运用中国大型微观工业企业层面数据估计了中国的劳动需求弹性，深入到企业层面，使得该领域的研究更贴近现实情形，并进一步对实证结果进行了多种稳健性检验。 实证结果表明，当外生冲击致使工资价格上升(或降低)1%时，企业对劳动的需求将减少(或增加)0.194%～0.265%，我国工业企业的劳动需求弹性在合理取值范围内；比较1998-2009年的劳动需求弹性系数值，发现我国劳动市场整体波动程度有所减缓，劳动市场环境不断优化；我国劳动市场波动的整体放缓很大程度上归因于我国本土企业(国有企业、集体企业、私营企业、国内合资企业)的劳动需求弹性在1998～2009年呈现明显的下降趋势，而外向型企业(港澳台企业与外商投资企业)比本土企业的劳动需求弹性更大。外国企业因融入全球化的生产网络，其可支配的要素集合扩大，这使得外国公司可以在全球范围内配置最节约的生产要素，增强了其他要素对劳动力的替代性。 劳动需求弹性的测算具有丰富的政策含义。依据本实证研究得出的结论，虽然中国整体就业环境趋于稳定，但在外向型企业就业的劳动者更容易遭受波动风险。因此，为了减轻外部冲击带来的就业市场波动，我们可以通过以下措施来防范这一隐蔽的劳动力风险： 第一，应针对易受到劳动波动冲击的群体建立就业预警、救助和帮扶机制，例如公益性地组织开展劳动权益监督、劳动者参加职业技能培训，减少他们在就业过程中面临的经济、精神和生活上的波动。 第二，中国企业工会应实现由政治职能和福利职能向职工利益维护职能和调节职能的转变，成为稳定就业市场的重要推动力量。工会可以提高会员工资以及附加福利，减少收入差距，[23]降低劳动者更换工作的频率和提高技术工人的在职连续性进而提升企业生产率。[24-25]通过工会进行集体谈判、发挥工资协商制度是推动劳资关系和谐发展的途径之一，近来全国总工会也将工资集体协商提上日程。但目前我国《劳动法》仅建立了集体谈判制度的框架，没有对如何进行集体谈判以及相关的惩罚原则进行明确，因此很难为集体谈判权提供法律支持。应加快《集体谈判法》的立法进程，确定其内容、程序、形式和违约责任等条款，使集体谈判机制真正建立并切实发挥作用，成为劳动力市场的稳定器。 第三，推动出口产品质量升级可以起到稳定劳动力市场的作用。Mitra & Shin(2012)[26]的研究发现出口可以降低劳动需求弹性，但需满足两个条件，一是本国出口产品对伙伴国来讲是最终产品需求弹性较小的“必需品”，二是本国产品被替代的风险较小。因此在当前全球产业链背景下实现我国出口产品质量的升级将对劳动力市场的稳定起到积极的作用，例如可以制定升级版的“外商投资产业指导目录”，引导外资企业进入高质量出口产品的行业领域，对进行新产品研发的出口企业给予配套的信贷政策支持。
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