贸易自由化是否加剧了就业市场的波动?基于劳动力需求弹性的实证检验_贸易自由化论文

贸易自由化加剧就业市场波动了吗?——基于劳动需求弹性角度的实证检验,本文主要内容关键词为:实证论文,弹性论文,就业市场论文,角度论文,需求论文,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。

      贸易自由化对国内劳动力市场的冲击和影响是国际经济学领域广泛关注的热点问题,同时也是政策制定者考量的一个重要方面。目前该领域的理论及实证文献主要集中在国际贸易的工资效应(对劳动力价格的影响)和就业水平效应(对劳动需求数量的影响)两个方面,而对劳动市场波动和风险的影响的研究还比较少。近十多年来,全球化和就业市场都发生了显著变化,一方面,全球化进程在世界范围内持续深入(Senses,2010),贸易与对外直接投资规模不断增大;另一方面,就业市场波动在最近的二十多年中呈现不断增大趋势(Hijzen和Swaim,2010),劳动者所面临的风险也在增加(Gottschalk和Moffit,1994;Card,2001;Bertrand,2004;Krishna和Senses,2009)①,劳动者的职业安全感以及社会安定感逐渐降低(OECD,2007),这些现象都迫切地需要学者做出相应的理论解释和实证检验。

      文献中一般使用劳动需求弹性来衡量就业的波动。较早地进行国际贸易与就业市场波动关系研究的是Rodric(1997),他在理论上阐述了研究劳动需求弹性和就业波动的重要意义:国际贸易即使不能显著地改变劳动力价格或劳动需求量,但仍可以通过显著地改变劳动需求弹性对就业市场产生压力,因此“国际贸易对劳动力市场的影响可能会更多地体现为劳动需求弹性的改变而非劳动价格的变动”(周申,2006)。实践中,劳动需求弹性具有丰富的政策含义。劳动需求的价格弹性反映劳动市场结构的敏感度,劳动需求弹性的增加意味着外生冲击将会产生较大的就业波动和就业风险,会影响到收入分配、就业风险、工作的稳定性与劳动雇佣关系,较大的劳动需求弹性会给劳动者带来焦虑和不安定感,从而影响到社会稳定。Rodric(1997)总结了劳动需求弹性上升会带来3个重要的后果:劳动需求弹性提高将导致非工资劳动成本由雇主向劳方转移;较高的劳动需求弹性将导致更大的工资和就业波动;在享有超额利润的企业中,较高的劳动需求弹性将增强资方的地位,削弱劳动者在租金分配谈判中的话语权。因此,在经济全球化背景下,全面评估贸易开放对劳动需求弹性的影响将有助于有针对性地完善就业保障制度以减轻劳动市场波动、化解劳动者就业风险。

      二、国际贸易影响劳动需求弹性的机制

      劳动需求弹性是指劳动力需求对劳动价格即工资的弹性,它反映了企业劳动力的需求对工资率变动的敏感程度。劳动力需求是一种派生需求,即根源上是由消费者对最终产品和服务的需求而引发的。依据希克斯-马歇尔派生需求定理,在保持其他条件不变的情况下,有4种情况将会导致劳动需求弹性的增加:(1)劳动投入与其他生产要素之间的可替代弹性增大;(2)劳动力所生产的最终产品的需求价格弹性增大;(3)其他生产要素的攻击弹性增大;(4)劳动力成本占生产总成本的比重提高。基于希克斯—马歇尔派生需求定理,Hamermesh(1986)总结了“要素需求基本法则”,指出一个企业的劳动需求弹性取决于3个变量即要素的不变产出替代弹性、最终产品的需求弹性和劳动在总成本中所占的份额,该基本法则写作:

      

      

      这一假说目前还没有被充分证明,实证检验没有得到确切的定论。Slaughter(2001)首次实证检验了这一假说,他运用美国1958~1991年制造业行业层面的面板数据进行验证,结论为部分支持“贸易增大劳动需求弹性”这一假设,即实证检验结果呈现混合性。随后Krishna等(2001)假设市场是垄断竞争而非完全竞争,用土耳其的微观企业面板数据进行了检验,详细考察女性劳动力、合同劳动力、加班劳动力的劳动需求弹性,结果不能证实“贸易开放提高劳动需求弹性”的假设。Fajnzylber和Maloney(2005)利用动态面板数据模型和企业面板数据对比分析了拉丁美洲的3个发展中国家智利、哥伦比亚和墨西哥的劳动需求弹性,通过引入贸易变量以及贸易变量与工资的交互项,将劳动力分为白领和蓝领两类,结论也是部分支持“贸易提高劳动需求弹性”的假设。2007年以来,先后又有3篇文献对这一假说进行检验。其中,Naseen和Amanat(2007)应用固定效应模型和随机效应模型对巴基斯坦企业面板数据的研究也不支持“进口贸易提高劳动需求弹性”假设,Haouas和Yagoubi(2008)对突尼斯的检验也同样不支持,只有Hasan等(2007)利用印度各州行业面板数据进行的检验能够支持“贸易开放提高劳动需求弹性”的假设。因此有必要寻找更有力的证据来对这一假说做出检验。

      目前对中国贸易开放与劳动需求弹性的研究非常少,在该领域作出较大贡献的是南开大学的周申等(2006,2007,2010)以及盛斌和牛蕊(2009)。他们的实证分析都有充分的证据证实该假设。例如,周申(2006)首次对中国的对外开放与劳动需求弹性进行了检验,考察了1993~2002年中国34个工业部门的面板数据,研究结论证实了Rodric(1997)提出的假设,即中国的贸易自由化能够在统计意义上和经济意义上显著地提高劳动需求弹性,且主要通过替代效应机制发挥作用;周申(2010)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劳动需求弹性,给中国制造业部门劳动者带来较大的压力和风险。但不足之处在于所运用的数据均为中国行业面板数据,行业数据相对于企业层面数据只是次优的(Slaughter,2001),另外,模型中潜在的内生性问题和异质性问题没有得到充分关注,也缺乏必要的稳健性检验。本文将运用丰富的企业层面数据进行多维度的实证检验。

      三、模型、数据与方法

      1.计量模型

      (1)劳动需求函数的推导

      为了检验贸易自由化如何影响劳动需求弹性,本研究借鉴Krishna等(2001)建立的垄断竞争模型,并做出进一步改进:即假设每个企业具有不同的全要素生产率(total factor productivity,TFP)。假设市场是垄断竞争的④,市场上有多个生产厂商,出售相近但不同质的商品,厂商之间不存在战略互动,但每个厂商对自己的产品有一定的定价权。要素市场是完全竞争的,且要素供给为充分弹性。因此,产业j中企业i的逆需求函数为:

      

      假设企业i的生产函数为柯布—道格拉斯形式,有两种生产要素资本和劳动力,则:

      

      将式(5)和式(6)代入生产函数式(3)中求解

,并代入(6)式中得:

      

      对式(7)取自然对数,得:

      

      因此,劳动需求对工资的弹性为:

      

      可见,产品需求弹性决定劳动需求弹性,两者关系可通过求解劳动需求弹性对产品需求弹性的导数获得:

      

      由(10)式可知,产品需求弹性增大,将会提高劳动需求弹性。

      将式(8)转化为计量模型的形式为:

      

      (2)回归模型的设定

      为了检验贸易开放对劳动需求弹性的影响,在式(11)基础上加入贸易开放变量、贸易开放与工资价格的交互项以及其他的控制变量,基准回归模型为:

      

      (1)贸易开放变量(

      本研究选用行业进口渗透率(import penetration)衡量贸易自由化程度。进口渗透率是一个较为理想的度量贸易开放的指标,它是关税壁垒以及非关税壁垒共同作用的结果,其变化不但会应影响出口企业,也会通过行业的溢出效应等机制影响非出口企业的行为。计算公式为行业层面的进口额除以该行业的总产出(分别剔除通货膨胀因素)。

      (2)企业所用资本要素的价格(

      借鉴Slaughter(2001)计算资本价格的公式,等于工业增加值(用各地区工业品出厂价格指数平减)除以固定资产净值年平均余额,再用各省份层面的固定资产投资价格指数进行平减。

      (3)TFP的计算

      

      3.数据来源及描述性统计

      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,数据区间为1998~2007年,这一区间能够涵盖中国贸易开放的标志性事件——2001年加入世界贸易组织,“加入WTO”前后进口渗透率与关税都有大幅度的变动和调整,为检验该过程中劳动需求弹性的变化是否来源于贸易开放提供了证据。该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和年主营业务收入500万元及以上的非国有工业企业,提供企业劳动力人数、工资、总产值、工业增加值等关键变量信息。该数据库中的企业数量在1998年为165118家,至2007年增加到336767家。占到中国工业总产值的95%左右。本文对原始数据库进行如下处理:(1)涵盖所有重要变量,如总产出、固定资产、从业人数、工资总额;(2)剔除重复数据,这里的重复记录是指具有相同的法人码和时间变量,尽管其他变量会有不同。另外,依据公认会计准则以及Cai和Liu(2009)的做法,对不符合以下条件的观察值进行删除:(1)总资产大于流动资产;(2)总资产大于总固定资产;(3)总资产大于固定资产净值;(4)企业的法人码不缺失且为唯一值;(5)企业成立时间应早于2007年并晚于1800年。经过以上处理后,得到2021231个样本观测值。

      计算进口渗透率需要的产业二位码层面的进口数据来源于COMTRADE数据库,产业二位码层面的产值数据来源于各年《中国统计年鉴》。各行业年度进口额由联合国维护的COMTRADE数据库提供的HS四位码水平上的进口额加总而来,需要将HS四位码产品上的进口额对应加总至工业行业二位码⑤,处理方法参考盛斌(2002)整理的对应表,并对照余淼杰(2010)的成果对某些行业进行调整,共计35个工业部门。美元与人民币的汇率换算根据国家统计局提供的人民币汇率年平均价进行。同时,应用各地区工业品出厂价格指数、各地区固定资产投资价格指数、居民消费价格指数对通货膨胀因素进行控制。各主要变量的含义及基本描述性统计见表1。

      四、计量结果分析

      1.基本计量结果分析

      考虑产出可变(不包含产出约束项)和产出不变(加入产出约束项)两种情形,分别用来估计替代效应和总效应。本文对每一个回归方程应用豪斯曼检验(Hausman,1978)方法进行严谨的检验,结果显示应选择固定效应模型⑥,同时控制个体和时间固定效应,结果报告在表2中。第(1)、(2)、(3)列为产出可变的回归结果,第(4)、(5)、(6)列为产出不变的结果;第(1)和第(4)列为不包含贸易开放指标时基准情形下的估计结果;第(2)和第(5)列加入了进口渗透率;第(3)和第(6)列同时加入了进口渗透率以及进口渗透率与实际工资的交互项。

      第(1)和第(4)列显示了

的系数为中国工业企业劳动需求弹性的估计值,该值在合理取值范围内。根据Hamermesh所提出的劳动需求弹性应在-0.75~-0.15之间⑦,本文估计的系数为-0.241(产出可变)和-0.263(产出不变),且在1%的水平上显著,该值与Fajnzylber和Maloney(2005)估计的智利、哥伦比亚和墨西哥3个拉丁美洲国家的劳动需求弹性的值比较接近。

      实际工资

与进口渗透率

的交互项系数均为负,与预期的相同,且在1%的水平上显著。统计上的含义为行业进口渗透率增大10%,将使劳动需求弹性显著地提高0.008~0.010⑧,说明贸易开放程度越高,劳动需求弹性越大,贸易自由化的不断深入将会带来就业市场的剧烈波动,增大就业风险。总体

介于0.3688和0.5085之间,反映了该模型具有较高的解释力。

      

      

      比较无产出约束(产出可变)和有产出约束(产出不变)两种情形可以发现,产出约束下的贸易开放对劳动需求弹性的影响系数均大于无产出约束情形所估计的结果,即产出不变条件下贸易开放带来的要素替代效应大于贸易开放对劳动需求的总效应,规模效应能够减缓贸易自由化对就业市场的波动冲击,贸易开放主要通过其他生产要素替代劳动力的机制来增大劳动需求弹性。

      2.稳健性检验

      (1)不同方法计算TFP

      除了用LP方法的增加值模型计算TFP以外,本文还采用其他3种方法计算每个企业的TFP,用作稳健性检验。应用固定效应模型进行回归,结果如表3所示。可以发现,

的系数仍然显著为负,且在-0.75~-0.15区间内具有稳健性。交互项

×

的系数为负且在大多数情形下具有显著性(例如当采用总产出模型并用LP方法计算TFP时,产出可变情形下估计系数为-0.0068,产出不变情形下为-0.0092),证实了贸易开放将增大我国工业企业劳动需求弹性的理论假设,贸易开放后带来显著的就业风险和劳动力市场波动。

      (2)贸易开放对不同产业部门劳动力需求弹性的影响

      

      高技术产业部门与低技术产业部门的生产函数、劳动需求增长速度、劳动—资本投入比、劳动需求结构等存在明显的差异,因此受到外部冲击时对劳动市场的影响也不相同,有必要考察高技术产业与低技术产业在贸易开放中受到的不同影响。根据《中国高技术产业统计年鉴》的分类目录,本文对高技术产业与低技术产业进行划分⑨,将原来的样本分为两组分别进行固定效应回归,同时考察产出可变与产出不变两种情形,得到贸易开放对劳动需求弹性的影响系数(如表4所示)。可以发现:(1)

的系数在6种情形下均为负,且在1%的水平上显著,验证了我国工业企业劳动需求弹性在合理范围内呈现稳健性;(2)交互项

×

的系数是我们重点关注的,高技术产业组的该系数均显著为负,而低技术产业组的该系数比较小,符号为正(产出可变时)或在统计上不显著(产出不变时),这说明贸易开放对高技术产业的劳动需求弹性影响较大。因此,贸易自由化对高技术产业中的企业劳动需求弹性负向冲击比较显著,而对低技术企业的作用不显著。其原因可能是:第一,中国的高技术产业在国际市场中不具备竞争优势,当低廉的国外高技术最终产品或者中间产品进口到中国,国内高技术产业部门的生产规模会受到影响,中间产品也将对劳动力产生替代,因此高技术产业部门劳动力的就业波动和风险更大;第二,低技术部门产品具有国际竞争优势,如饮料制造业,就中国现状而言,以雇用不熟练劳动力为主的劳动密集型产业在受到贸易开放冲击后,原先低廉的劳动力相比进口的中间品来说仍具有成本优势,不会被国外的中间投入要素替代,因此这些部门劳动者的就业风险受到贸易开放冲击的影响会较小。

      五、结论与政策启示

      中国贸易自由化进程不断加快为研究贸易开放与劳动需求弹性的关系提供了有效的自然实验。本文应用丰富的工业企业微观层面的数据估计了我国的劳动需求弹性,并检验了贸易开放对劳动需求弹性的影响。本文的主要发现有:

      第一,中国工业企业的劳动需求弹性约为-0.263~-0.241,意味着当外生冲击致使工资上升(或降低)1%时,企业劳动需求将减少(或增加)0.241%~0.263%,符合文献中提出的劳动需求弹性应在-0.75~-0.15区间内的判断。

      第二,中国工业企业全样本回归结果表明,贸易开放将使中国劳动需求更富有弹性,从而加剧就业波动。该结论在接下来的各种回归中呈现稳健性。

      第三,贸易自由化对高技术产业中的企业劳动需求弹性冲击比较显著,而对低技术企业的作用不显著,且该结论具有稳健性;在高技术企业就业的劳动者面临更大的就业风险。

      第四,贸易提高劳动需求弹性主要通过增强其他生产要素与劳动力之间的替代效应机制发生作用。替代效应来源于开放后企业可以获得国外成本相对低廉的中间投入品,以此替代劳动力要素。

      以上结论带来的政策性启示包括:在经济开放过程中,应高度警惕贸易自由化带来的就业市场波动风险,具有不同特征的企业和劳动者所受到的冲击是不均衡的,尤其应重点关注那些在劳动需求富有弹性的产业及企业就业的劳动者,应给予其就业指导和保护措施。例如,应针对以上劳动群体建立就业预警、救助和帮扶机制,熨平他们就业过程中面临的经济、精神和生活上的波动,维护社会的和谐安定;大力倡导企业建立工会及壮大工会规模,保障职工权益,减小就业波动等。

      

      ①Gottschalk和Moffitt(1994)、Card(2001)、Bertrand(2004)、Krishna和Senses(2009)分别基于近年来劳动者工作条件的变动、工会的衰落、劳方与资方共担风险安排的范畴缩小、收入波动增加等角度证实了劳动风险的增加。

      ②增大产品需求弹性指的是

的绝对值变大。

      ③劳动所占总成本份额s也会影响劳动需求弹性,但是国际贸易如何影响s的机制还没有定论。本文中假设s在贸易自由化进程中没有发生变化。大部分文献在进行实证分析时均采用了这一假设。

      ④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。

      ⑤数据统计区间内,国民经济产业分类与代码标准在2003年进行了修订,二位码产业分类也发生了变化。本文进行了以下处理:2003年前的“普通机械制造业(35)”对应于2003年后的“通用设备制造业(35)”;2003年前《中国统计年鉴》中没有报告“工艺品及其他制造业(42)”和“废旧资源和废旧材料回收加工业(43)”的产出值(即工业总产值),因此这两个行业无法计算进口渗透率,因此将这两个行业删除;“水的生产和供应业(46)”没有对应的贸易品进口额,因此也删除。

      ⑥因篇幅所限,文中没有给出Hausman检验的结果,读者如有需要,可向笔者索取。

      ⑦但与Slaughter(2001)提出的劳动需求弹性值介于-0.8~-0.5相比,本文估计的系数偏大(弹性系数的绝对值偏小)。原因可能在于中国具有严格限制劳动力流动的制度,大大降低了劳动者选择就业的范围,导致就业波动较小。

      ⑧此处考虑的为劳动需求弹性的绝对值。

      ⑨高技术产业包括核燃料加工、医药制造业、医疗仪器设备及器械制造、航空航天器制造、通信设备、计算机及其他电子设备制造业、仪器仪表制造、公共软件服务等部门,其他为低技术产业。

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