经济开放对中国就业的长期和短期影响效应——基于跨省面板数据的协整与误差修正模型的再检验，本文主要内容关键词为：误差论文,中国论文,跨省论文,效应论文,面板论文，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]F752.6 [文献标识码]A [文章编号]1674-8298(2011)03-0106-13
一 引言
20世纪90年代以来，我国经济发生了巨大的变化，国内生产总值由1990年的18718.3亿元增加到2007年的251483.2亿元，期间年均增长率为16.8％。我国经济高速增长，对外开放功不可没。随着我国对外开放的深入，国际贸易和外商直接投资也双双飞速发展：就外贸而言，1990年以来出口贸易年均增长率为23.9％，进口贸易年均增长率为22.8％，截至2007年，我国对外贸易总额达166740.2亿元，在世界贸易格局中由1990年的第15位上升到第3位，其中出口贸易额为93455.6亿元，仅次于德国稳居世界第2位①；进入1990年，我国就成为发展中国家中吸收外资最多的国家，并于2003年超越美国成为世界上第一大利用外资国，到2007年，我国累计合同外资金额14794.01亿美元，累计实际利用外资金额7602.19亿美元，外商投资企业年底注册登记数为286232家。
然而，随着我国对外开放的深入和产业结构的调整，国内就业问题日益严重，已成为当前我国经济和社会发展的一个不容忽视的问题。图1为我国1990-2007年失业人数和失业率变化趋势图，从中可以看出，1990年城镇登记失业人口为383万人，而到2007年这一数值上升到830万人。2007年，我国总就业人口为76990万人，比1990年增加20250万人，其中城镇就业人口为29350万人，占总就业人口的38.12％。失业率指标更加直观地刻画了这一时期我国的就业状况：总体而言，我国失业率呈现上升的趋势，1990年我国失业率为2.5％，到2003年则升高至这一时期的最高点4.3％，然后趋于平稳，2007年末我国失业率为4.0％。1990年以来，我国年平均失业率为3.29％，尽管从统计数值上看失业率似乎并不高，但我国的实际失业率要远远大于这一数值，这是因为中国当前存在着三种失业人员：(1)登记失业人员，这是最明显的失业；(2)下岗无业工人；(3)在岗的隐性失业人员，主要包括国有企业富余人员以及滞留在农村的剩余劳动力[1]。我国统计部门公布的数据仅包括登记失业人员这一部分，而实际存在的失业规模是相当庞大的。一场源于美国的全球金融危机已给我国经济的方方面面造成了不利冲击，我国今后的就业矛盾将更加尖锐。不可否认，国内消费和投资的增加能够在一定程度上促进国内就业的增长，但在经济全球化的背景下为了更好地解决我国国内就业问题，还需从经济开放上寻找出路。这正是本文研究的初衷，文章基于面板单位根和面板协整等计量方法，剖析贸易以及外资对我国国内就业的影响效应。
本文的结构安排如下：第二部分对相关文献进行回顾；第三部分建立计量模型并对变量和数据进行说明；第四部分报告计量结果并进行分析；第五部分对我国就业变化进行结构因素分解分析；第六部分是结论。
图1 我国1990年-2007年失业人口和失业率统计图
资料来源：历年《中国统计年鉴》。
二 相关文献回顾
西方学界较早对贸易与就业的关系进行理论研究的学者是古典贸易理论的代表人物Smith，他提出“剩余产品出口”学说，认为随着对外贸易的发展，落后国家劳动力的就业机会将增加，从而其失业问题会减轻，最终落后国家的经济将因劳动力和其他闲置资源投入的增加而得以增长。凯恩斯的追随者Harburger和Metgerler提出对外贸易乘数理论，该理论认为一国的出口就像国内新增投资一样，也能起到增加就业的作用，当商品和服务对外出口时，本国相应部门的就业量就能够增加，由于关联效应，该部门还能带动其他部门就业的增加。随后，建立在要素充分流动假设前提上的H-O-S理论(Samuelson，1948)[1]认为工资可自由调整，劳动力市场总是处于充分就业状态，国家间的贸易会引起进口部门产出减少而出口部门产出增加，国内的劳动力将从进口部门流向出口部门。进入20世纪80年代，计量经济学得到迅速发展，学者们借助计量工具对贸易和就业的关系进行大量的实证研究。如Schumacher和Dieter(1984)[2]研究了20世纪70年代欧共体6国(英国、法国、意大利、联邦德国、比利时、荷兰)与发展中国家的贸易及其对6国国内就业的影响，发现与发展中国家之间的贸易对欧共体国家就业量影响不大，进出口的总体就业效应为正，而且贸易造成各国劳动密集部门就业下降从而改变国内就业结构。Greenaway，Hine和Wright(1999)[3]使用1979-1991年英国167个制造业部门的面板数据从动态角度分析了贸易对英国就业的影响，结果发现进口对劳动力需求弹性为-0.045，出口对劳动力需求的弹性为-0.032，这表明进出口贸易会降低英国国内就业量。近年来国内关于贸易与就业的研究文献也逐渐增多，俞会新和薛敬孝(2002)[4]通过对我国34个工业行业1995-2000年的面板数据进行计量分析，得出出口对工业就业增加有带动作用，而进口的增加对工业就业变化的影响不显著的结论。周申和李春梅(2006)[5]采用投入产出分析方法，建立偏差分析模型分析了工业贸易结构变化对我国就业的影响，结果发现1992-2003年我国工业制成品贸易结构变化对就业产生了不利影响。与俞会新、周申等研究全部贸易不同，盛斌和马涛(2008)[6]则研究中间产品贸易对我国劳动力需求变化的影响，这项基于工业部门动态面板数据的分析结果发现中间产品出口增加了劳动力需求，而其进口对劳动力需求变化的影响是负的，还发现中间产品贸易加大了中国制造业就业的风险与不稳定性。
有关外资对就业影响的研究文献也可以从理论分析和实证分析两个方面进行归纳总结。理论分析方面，Christopher M.Coase(1990)[7]认为外资对东道国就业的影响既有正效应又有负效应，其中正效应体现为直接效应(东道国劳动力被外资企业直接雇佣)、间接效应(通过外资企业与内资企业的关联作用、对国内投资的挤出作用等途径增加就业)和乘数效应(外资通过技术外溢等方式对就业量产生影响)三方面。《1994年世界投资报告》认为FDI对东道国的直接就业效应有可能是正的，也可能是负的，这很大程度上取决于FDI进入东道国的方式。因此，在理论上外资究竟是促进还是削弱了就业尚不能确定。实证研究方面的文献主要有：Feenstra和Hanson(1997)[8]基于墨西哥1975-1988年的相关数据，研究FDI与熟练劳动工资的关系，发现外资的投入会增加对熟练劳动力的需求。Magnus Blomstrom等(1997)[9]通过建立多元回归模型比较分析了美国和瑞典的外资对国内就业的影响，结果表明美国的外资对国内就业有负面影响，而瑞典的外资与国内就业却是正相关的。王剑(2005)[10]采用联立方程研究了1983-2002年外资对我国就业的影响，结果显示FDI对中国就业不仅存在着积极的直接拉动效应，而且还通过挤出国内投资和提升生产率水平对国内就业产生负面的间接抑制效应。郑月明和董登新(2008)[11]基于1988-2005年的省市面板数据，建立动态面板数据模型分析发现FDI对我国不同地区的影响有显著差异，其中对东部地区有显著的替代效应，而对中、西部地区效果不明显。
通过对已有研究文献的回顾，我们不难发现，不论是国际贸易还是外资对就业的影响在不同的考察期间、不同的考察对象上存在很大的差异，甚至结论截然相反。在计量方法上，目前绝大多数学者都是直接建立面板数据模型进行回归分析，忽略了对原始数据的平稳性检验和变量之间面板协整性的考察，因此可能产生谬误回归进而导致分析结论失真。与既有的文献相比，本文在以下方面有所拓展：首先，考虑到对非平稳序列直接进行回归可能导致伪回归，本文采用多种方法进行了面板单位根检验和面板协整检验；其次，本文就贸易和外资两种经济开放方式对我国就业的长期和短期影响效应进行深入的实证检验，并在此基础上通过面板格兰杰的计量方法分析了它们之间的因果关系；再次，本文在回归结果的基础上还对样本期内我国就业的变动进行结构因素分解，进一步剖析不同的经济开放方式对就业的贡献度。
三 计量模型、变量和数据
本文主要考察贸易和外资两种不同的经济开放方式对我国就业的影响效应，因此，这里在Greenaway et al.(1999)的基础上进一步引入外资变量，将计量模型设定为：
本文共包括了我国31个省市1996-2007年的样本，其中所涉及的数据来自于《中国统计年鉴》(1997-2008年)、《新中国五十五年统计资料汇编》以及各省市相应年份的统计年鉴、国民经济和社会发展统计公报。为了消除异方差，对上述变量进行对数处理。表1报告了变量的基本统计信息，图2进一步描绘了我国31个省市1996年和2007年不同经济开放方式的核密度图(Kernel Density)，相对于1996年，2007年出口导向比、进口渗透率以及外资进入程度的分布整体向右移动，说明在此期间我国的经济开放水平无论以何种方式衡量都有很大幅度的提高。
图2 不同经济开放方式的核密度估计图
四 计量结果与分析
(一)面板单位根检验
鉴于近年发展起来的面板单位根检验方法的多样性和各自的独特性，由不同检验方法得到的结论难以做到完全一致。为了增强检验结果的稳健性以提高结论的可信度，本文分别使用LLC方法、IPS方法以及CH方法进行面板单位根检验。检验结果如表2所示。从中可以看出，除了变量LnL的LLC检验和ADF-Fisher检验、变量LnMP、LnFDIP和Ln(w/r)的LLC检验拒绝存在面板单位根的原假设外，其余变量的检验都不能拒绝存在面板单位根的原假设，而各变量的一阶差分均不存在面板单位根。因此，综合三种面板单位根的检验方法，回归模型中的各变量均为一阶单整序列。
(二)面板协整检验及长期均衡分析
前文的面板单位根检验结果表明模型的各变量都是一阶单整序列，满足面板协整性检验的要求，可继续进行面板协整检验。Pedroni(1999)[17]以协整方程的回归残差为基础提出了7个统计量来检验面板数据变量之间的协整关系，其中有4个组内统计量和3个组间统计量。如果在检验中拒绝原假设，则表明变量之间存在协整关系。在小样本中，即对于T<20这类时间较短的计量分析，PanelADF和Group ADF的检验效果较好，而Panel ADF和Group rho的检验效果较差，其他的处于中间。当检验结果出现不一致时，以和检验为准。Pedroni面板协整检验结果如表3所示，从中可以看出，无论是否带有时间趋势，Panel PP、Panel ADF、Group PP和Group ADF4个统计量都在1％的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设，而Panel v、Panel rho和Group rho 3个统计量不能拒绝原假设。考虑到本文实证研究的样本期间只有12年(属于小样本)，我们以Panel ADF和Group ADF检验为准，据此可判断变量之间存在协整关系。
此外，表3也报告了Kao面板协整检验结果，其原假设是不存在面板协整关系，由于ADF统计量的概率值为0.0000，在1％的显著性水平上拒绝原假设，所以Kao检验进一步支持了变量之间存在协整关系的结论。
以上检验表明变量之间存在协整关系，接下来借鉴梁云芳和高铁梅(2007)[18]的方法，采用Engle和Granger两步法估计长期均衡方程(即协整方程)。这里采用截面固定效应进行回归，估计结果报告在表4中。从调整的
和F统计量来判断，模型整体拟合得比较好，DW=2.137244也表明模型的残差项不存在自相关。进一步对模型的残差进行单位根检验，四种检验方法都在1％显著性水平上拒绝“存在面板单位根”的原假设，说明残差的原序列是平稳的(见表4)。因此，两步检验法也表明变量之间存在协整关系，下面以表4的估计结果为基础进行长期均衡分析：
进口贸易对我国就业的长期趋势存在显著的负效应，其对劳动力需求的弹性为-0.0185，表明进口渗透率每增加1％，劳动力需求将减少0.0185％。出口贸易对我国就业的长期影响效应是正向的，具体而言，出口导向比每提高1个百分点，我国劳动力需求将增加0.0699个百分点。从中不难看出，出口贸易对我国就业的长期影响弹性要远远大于进口贸易，因此，从长期来看，对外贸易在总体上促进了我国就业的增长。外资变量的系数仅为0.0013，说明外资在长期内对我国就业只有微弱的正向促进作用，可能的原因是以“绿地投资”方式进入的外资对就业产生的积极作用和以“并购”方式进入的外资对就业产生的消极作用相互抵消所致。此外，尽管实际工资变量的系数符号符合预期，但不具有显著性，而产出变量的系数显著为正，说明以产出为表征的经济规模的扩大对劳动力的长期吸纳能力是显著的。
(三)面板误差修正模型与短期波动分析
通过面板协整分析发现，经济开放等变量与就业之间存在长期均衡关系，为了弥补长期静态模型的不足，我们进一步通过构建短期动态模型反映短期偏离长期均衡的修正机制。在表4的基础上，根据式(1)可以得到残差序列，将其作为误差修正项，令：
运用我国31个省市1996-2007年的面板数据，对误差修正模型(3)进行估计，得到的回归结果如表5所示。
对方程式(3)进行估计得到的回归结果为第1组，其中出口导向比、实际总产出以及实际工资变量的系数符号均符合预期。与长期均衡不同的是，外资对就业的短期弹性为负(仅为-0.0029)，但不具有显著性(原因解释同长期)。产出变量对就业的影响效应为正，但没有通过显著性检验，而且与长期相比，其短期弹性有很大幅度的下降(从0.1809降至0.0084)，这表明经济规模的扩大对就业的拉动效应主要体现在长期，而短期内其对劳动力的吸纳能力是十分有限的，所以，短期内为了根本上解决我国的就业问题还应当从其他方面着手。
剔除不显著的变量
后，得到第2组回归结果。劳动力需求滞后变量的系数显著为正(为0.4003，通过1％显著性水平检验)，说明我国国内就业在短期内存在明显的需求惯性和就业趋势。与第1组的回归结果相似，进口渗透率和出口导向比变量的符号与预期一致，并分别通过10％和1％的显著性水平检验。具体而言，进口和出口对劳动力需求的短期弹性分别为-0.0228和0.067，可见在短期内进口贸易对我国的就业产生了负面影响，而出口贸易却对我国就业产生正面影响，而且在绝对值意义上后者对就业的影响效应大于前者，这一点与长期均衡分析的结论是一样的。此外，劳动力需求与实际工资呈现负相关关系，这与工资越高、利率越低而劳动力需求越少的基本经济学原理是一致的。
最后，面板误差修正项系数为-0.31，且在1％水平上显著，符合反向修正机制。具体地说，误差修正项反映了贸易、外资等因素与就业在短期波动中偏离它们长期均衡关系的程度，其系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，在本文中，调整力度为0.31。DW统计量为1.94，说明误差项不存在自相关，从一定意义上说明这是一个较为可取的模型。
(四)面板因果关系检验
接下来，对经济开放等变量与国内就业之间的长期和短期因果关系进行考察。如何在面板数据中进行因果关系检验是应用计量经济研究的一个前沿问题，目前主要有两种分析方法：一种是采用VAR(向量自回归)方法；另一种是基于误差修正模型，采用Granger因果检验的思想，并在检验步骤上考虑了面板数据的特点。由于前一种方法在对个体效应及组间异方差的处理上存在很大争议，在应用上尚不成熟，因此，本文将采用后者的建模思路进行面板因果关系分析。为了得到需要的动态误差项，首先估计各变量与就业之间的长期模型形式，然后把由相应估计式得到的残差作为估计方程式(4)和(5)的误差修正项，用
表示，这里X分别表示MP、XS、FDIP、Y和w/r，由于模型(4)和(5)中的各变量都是平稳的(见表2)，可以用标准的F检验来判断系数的显著性，从而检验变量之间的因果关系(Engle，1987)。
从表6可以看出，不管是在短期还是在长期，进口贸易都是就业变动的原因，同时就业也在长期和短期内引致了进口贸易的变化，即进口贸易与国内就业之间互为长期和短期因果关系。在短期因果检验中，出口贸易在10％的显著性水平上拒绝原假设，表明出口贸易是国内就业变化的短期因素；同时，出口贸易与就业之间的长期因果关系也得到证实，结合前面的长期均衡分析，可以得出出口贸易是我国就业增长的原因，我们注意到在长期检验中的显著性水平明显提高了(在1％水平上拒绝原假设)，这与前文分析得到的出口贸易对就业的长期影响弹性大于短期(长期和短期弹性分别为0.0746和0.0670)的结论相符；此外，也存在就业到出口贸易变化的长期和短期因果关系。接下来考察外资与就业的因果关系，由于在短期“ΔLnFDIP≠ΔLnL”检验中得到的p值大于0.1，接受原假设，这意味着外资不是就业变化的短期原因，但在长期检验中却在1％的显著性水平上拒绝原假设，说明在长期内外资是就业增加的格兰杰原因，尽管外资对就业的长期影响弹性很小(仅为0.0013)。与前面分析得到的结论相一致，产出不是就业增加的短期原因，但长期内却是国内就业增加的格兰杰原因；最后，检验结果还表明实际工资与就业之间存在长期和短期双向因果关系。
(五)实证分析小结
1.出口贸易无论是在短期还是在长期，都对我国国内就业产生了显著的促进作用，这一点在面板因果关系检验中也得到了进一步的证实，而且其对劳动力需求影响的长期弹性略高于短期弹性。可能的解释是，因为出口贸易的发展扩大了生产部门的规模，为社会提供了更多的就业机会，在短期内劳动力不能有效地在相关部门之间进行转移(由于信息不对称或缺乏相关岗位的工作技能等)，而在长期，随着劳动者对新增岗位信息的了解，劳动力会在相关部门之间进行充分的调整，结构性失业会逐步消失，所以出口贸易对就业的长期影响更大。
2.进口贸易对国内就业的短期弹性为-0.0228，而在长期其弹性系数在绝对量上有所下降。原因可能为通过进口贸易可以从国外引进先进的生产技术、设备以及管理经验等，这些在长期内都有助于国内产业升级以及生产分工的细化和深化，从而在一定程度上抵消进口贸易在短期对就业的负面影响。
3.外资对就业影响的短期效应和长期效应也存在明显的差别，就短期而言，外资对就业具有微弱的负向的影响效应，而在长期，外资对就业却具有微弱的正向促进作用。可能的原因是以“绿地投资”方式进入的外资对就业产生的积极作用和以“并购”方式进入的外资对就业产生的消极作用相互抵消，从而导致外资对就业的净影响效应不显著。此外，我们认为长期内劳动力的充分转移是外资对就业的影响效应由“负”转“正”的主要原因之一。
五 对就业变化的分解分析
在表4回归结果的基础上，还可以对1996-2007年我国就业变化进行分解分析，即测算各解释变量对就业影响的结构因素分解效应，结果报告在表7中，其中经济开放的贡献度是由进口变量、出口变量和外资变量加总得到。表7的结构因素分解表明，在样本考察期内，产出变量对就业变化的贡献度最高(为103.063％)，其次是工资变量(为-29.099％)，在经济开放因素中，出口变量所占的影响最大(为12.994％)，进口变量次之(为-4.051％)，而外资变量所占的影响比重仅为0.392％。结果充分说明产出、工资水平和出口贸易对我国就业的变化具有重要的影响，此外，整体经济开放水平对就业变化的平均贡献度为9.336％。
最后，利用同样的方法还可以按照年份就经济开放因素对就业变化的影响进行模拟分解，结果描绘在图3中。从中可以清楚地看出，进口因素对就业的负向影响程度呈“U”型关系，贡献度在2001年最大(为4.479％)；出口因素对就业的正向影响程度呈现先上升后下降的倒“U”型趋势，其中在2002年达到最高点(为14.842％)；外资因素对就业的正向影响程度也呈现倒“U”型，但总体水平较低，在0.4％上下浮动；从整体上来看，经济开放因素对就业影响程度的变化趋势表现为倒“U”型，其中在2001年达到最高点(为10.809％)，而在2007年下降为7.943％。
图3 经济开放对就业影响程度的变化趋势(1996-2007年)
注：外资因素所代表的趋势线的坐标轴为右轴，其余的为左轴，经济开放因素对就业的影响程度由进口因素、出口因素和外资因素三者加总得到。
六 结论
本文在对Greenaway et al.(1999)模型进行扩展的基础上，采用我国1996-2007年31个省市的面板数据，使用面板单位根、面板协整检验的计量方法以及通过建立面板误差修正模型就经济开放对我国国内就业的影响效应进行了深入的实证研究，并得到以下主要结论：
1.从面板单位根检验的角度看，各变量均为一阶单整序列；面板协整检验均表明进口渗透率、出口导向比、外资等变量与劳动力需求之间存在长期均衡关系。
2.出口贸易是我国就业增长的长期原因和短期原因，出口贸易对就业的长期拉动效应大于短期；进口贸易不管是在短期还是在长期，其对劳动力需求的影响效应都是负向的，表明其对国内劳动力具有替代效应，且长期的影响弹性较小；外资不是国内就业变动的短期原因，却是国内就业增加的长期原因，但其对就业的影响效应十分微弱，弹性仅为0.0013。此外，产出对就业的影响效应是正向的，而工资水平对就业具有负向影响。
3.通过对就业变化作进一步的结构因素分解发现，产出对就业变化的贡献度最高，其次是工资水平；在经济开放因素中，出口、进口、外资对就业变化的平均贡献度分别为12.994％、-4.051％和0.392％；总体而言，经济开放因素对就业变化的平均贡献度为9.336％，且贡献度的变化趋势表现为倒“U”型，在2001年达到最高点。
注释：
①数据来自《国际统计年鉴2009》，本节中的其他数据均来自《中国统计年鉴》(2008)。
②如果进口的是最终需求品，在国内需求一定的情况下，国内同类部门的就业就会受到不利的影响；如果进口的是那些用于生产投入的设备、中间品等，则会带来就业的增加；如果进口资本品用于新建企业则会促进就业，而用于生产过程更新改造以提高劳动效率则会减少对劳动的需求。
③绿地投资，又称创建投资，指跨国公司等投资主体在东道国境内依照东道国的法律设置的部分或全部资产所有权归外国投资者所有的企业，早期跨国公司的海外拓展业务基本上采用这种方式。
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