贸易自由化对中国工业劳动需求弹性影响的经验研究，本文主要内容关键词为：中国论文,弹性论文,需求论文,经验论文,工业论文，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。
一 相关研究回顾
近20年来，国际贸易迅速发展，与其对应，劳动力市场也保持着一种动态变化，在这一背景下，很多学者就国际贸易对劳动力市场的影响进行了研究。在相关文献中，大量的研究集中于贸易开放度增加对发达国家非技术工人与技术工人之间的相对工资影响，以及贸易政策及其改革对发展中国家就业与工资的影响。20世纪90年代中后期，一些学者开始重视国际贸易对一国劳动需求（自价格）弹性的影响，并从这一全新的角度推进了国际贸易与劳动力市场关系的研究。
（一）国际贸易影响劳动力市场需求弹性的机制
Hamermesh（1993）指出， 一个行业的劳动需求弹性取决于该行业劳动在总收入中所占的份额、劳动与其他投入要素的替代弹性以及该行业最终产品的需求价格弹性三个变量，且劳动需求弹性随着要素替代弹性与最终产品需求弹性的增加而上升。
Rodrik（1997）在此基础上阐述了贸易开放度增加影响劳动力市场需求弹性的两个渠道。第一，贸易开放度的提高将使本国厂商获取进口中间投入品的种类增加、成本降低，从而对国内劳动要素产生更强的替代性。生产要素替代弹性上升将导致行业劳动需求弹性提高。第二，更为自由的国际贸易将会增大国内各行业最终产品的需求弹性，根据希克斯—马歇尔要素需求定律，① 这将进而提高行业劳动的需求弹性。上述第一种影响机制常被称作“替代效应”，第二种机制则被称作“规模效应”或“产出效应”。②
（二）劳动需求弹性变化的重要性
Rodrik（1997）阐释了劳动要素需求弹性增加的三个重要影响。第一，在外生冲击导致劳动需求曲线发生某一幅度的垂直移动时，较高的劳动需求弹性将带来较大的工资和就业波动。③ 第二，劳动需求弹性提高将导致非工资劳动成本（例如工薪税）由雇主向劳方转移，劳动者将承担更大份额的非工资劳动成本。第三，在具有超额利润的行业和厂商中，较高的劳动需求弹性意味着劳动者在分享垄断租金的谈判中地位下降。此外，Rodrik（1997）特别强调，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。④ 即使国际贸易所导致的国内劳动价格变化很小，国际贸易仍可通过改变该国劳动需求弹性造成其劳动市场的压力，这说明国际贸易的工资和就业效应分析无法替代国际贸易对劳动力市场需求弹性影响的研究。
（三）国际贸易对劳动需求弹性影响的经验研究
Slaughter（2001 ）首先对国际贸易与劳动力市场需求弹性关系进行系统经验研究。Slaughter运用美国制造业1961～1991年的数据，首先估计了美国制造业历年生产性劳动和非生产性劳动的需求弹性，然后将估计的弹性值对国际贸易、技术、制度性因素等变量进行回归，考察国际贸易对制造业劳动需求弹性的影响。该项研究并不能全面支持国际贸易提高劳动需求弹性的理论假说：对于生产性劳动，在未将时间变量作为解释变量时，计量分析能够显示贸易变量对劳动需求弹性的理论预期影响，但在计量方程中加入时间变量后，贸易变量对劳动需求弹性的预期影响便不复存在；国际贸易对非生产性劳动需求弹性的影响比生产性劳动显著，但时间变量在计量估计中的作用仍然很强。
Krishna等（2001）运用土耳其10个3分位制造业行业1983～1986年的数据，分析了土耳其1984年贸易自由化对制造业劳动需求弹性的影响。研究结论无法支持贸易开放度增加促使劳动需求弹性提高的假说：在研究所涉及的绝大多数行业中，计量分析无法拒绝贸易自由化与劳动需求弹性变化无关的假设。
Hasan等（2003）运用印度制造业1980～1997年的分行业、分省份数据，⑤ 考察了印度始于1991年的贸易自由化对制造业劳动需求弹性的影响。值得注意的是，研究者还依据印度各省劳动法规对厂商雇佣和解雇工人的限制程度，将各省劳动力市场分为“僵化”和“弹性”两个类型，对贸易自由化、劳动力市场制度弹性和劳动需求弹性的关系进行了综合分析。与Slaughter（2001）以及Krishna等（2001）不同，Hasan等（2003）的研究结果强有力地支持了贸易开放度增加将导致劳动需求弹性升高的理论预测：贸易自由化显著地提高了印度制造业劳动需求弹性，而且劳动力市场的较大制度弹性能够使贸易自由化改革促进劳动需求弹性上升的效果得以加强。此外，研究还发现，贸易自由化后，一定幅度的全要素生产率或产出变动会导致印度制造业工资和就业产生更大波动，这支持了劳动需求弹性上升对劳动力市场影响的理论机制。
二 对中国的经验研究
（一）理论框架
假设中国工业生产过程中使用劳动和资本两种生产要素，且行业市场结构具有垄断竞争特征。⑥ 为了分析的简化，采用如下的柯布—道格拉斯生产函数：
Q＝L[α]K[1－α]（1）
生产函数中参数α的取值在0和1之间。行业j中代表性厂商i 所面临的逆需求函数为：
P[,ij]＝θ
Q[－1／η][,ij]
（2）式中θ为参数，为j行业产品的平均价格，Q[,ij]为j行业中i厂商的产量，η为厂商i最终产品的需求弹性。假定厂商面临着给定的要素价格，厂商的利润最大化一阶条件为：
L[,ij]和K[,ij]分别为厂商的劳动与资本使用量，w[,j]为劳动价格，r[,j]为资本价格。利用（1）、（3）、（4）式可得：
对等式（5）进行对数变换，可得：
本文经验研究所使用的计量方程将建立在（6）式的基础之上。从（6）式可以看出，劳动的需求弹性为e[,ι]＝－［η－（1－α）（η－1）］。将劳动需求弹性的绝对值对最终产品需求弹性求导，可以得到：
（7）式表明， 最终产品需求弹性上升将导致生产该产品所使用的劳动要素需求弹性上升。这进而说明，如果贸易自由化带来的进口竞争使国内各行业最终产品需求弹性上升，行业劳动需求弹性将会增加。⑦
（二）计量方程、指标选取和分析思路
在（6）式的基础上进一步将贸易自由化等因素纳入考察，以下面的（8）式作为基本的计量方程：
lnL[,it]＝β[,1]lnω[,it]＋β[,2]TL[,it]＋β[,3]lnω[,it]×TL[,it]＋β[,4]lnRE[,t]＋β[,5]GRY[,t]＋β[,6]TIME＋σ[,i]＋u[,it]
（8）
在计量方程（8）中，L[,i]为行业i的劳动需求量，ω[,i]为行业i的实际工资水平（行业的名义工资除以居民消费价格指数），TL[,i]为行业i的贸易自由化指标，RE为实际有效汇率，GRY为实际国内生产总值增长率，TIME为时间变量，σ[,i]为行业i的固定效应（fixed effects），β为回归系数，u为随机误差项。鉴于研究期内中国资本市场发育程度较低，利率对资源配置的引导效果不明显，计量方程未将利率纳入解释变量之中。
由于中国从1992年加入亚太经合组织之后才开始了显著的进口自由化过程，同时中国的海关统计分类标准、工业行业统计分类标准在1992年到1993年进行了明显的调整，本文将研究期限确定为1993～2002年。在贸易自由化的度量上，鉴于研究期内中国非关税壁垒和其他制度性因素对国际贸易影响很大，关税水平难以准确地体现出各行业所受到的贸易限制，研究将采用进口渗透率（行业进口额与行业产出额之比）作为反映行业贸易自由化程度的指标。附表1列出了中国工业行业在研究期内的年度平均进口渗透率，附表2报告了中国各个细分工业行业在研究期内10年的进口渗透率平均值。从时间趋势看，中国工业行业的年度平均进口渗透率从1993年的16.0％上升至2002年的34.2％，提高了18.2个百分点，增加幅度为113.8％， 反映了样本期内中国在积极地推行贸易自由化政策。⑧ 从行业差异看，在本文所考察的中国34个细分工业行业中，研究期内平均进口渗透率最高的行业是黑色金属矿采选业（95.6％），最低的行业为电力蒸汽及水生产供应业（0.2％），共有8个行业的进口渗透率达到或超过50％，同时有8个行业的进口渗透率小于4％。⑨ 由于中国1996和1997年经历了两次大幅度的关税减让，同时1998年之前非关税壁垒也有较大的削减，因此1998年的行业贸易限制水平可在相当程度上被视为研究期内中国贸易政策改革成果在各个工业行业上的体现。有鉴于此，本文构造了一个1998年中国贸易限制程度指标，对中国各工业行业的平均进口渗透率与1998年贸易限制程度的关系进行考察。指标使用各工业行业1998年的关税率与配额和许可证限制频数比率⑩ 加权平均得到，关税与配额和许可证限制频数比率的权数各为0.5。(11)
附表1
中国工业行业的年度平均进口渗透度
％
1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002
平均进口渗透率 16.0 20.7 21.6 19.8 19.3 18.9 20.8 25.1 26.2 34.2
说明：本表的进口渗透率是每个年度34个细分工业行业进口渗透率的算术平均值。
附表2
中国工业分行业平均进口渗透率
％
行业名称 1993～2002年
行业名称 1993～2002年
平均进口渗透率
平均进口渗透率
煤炭采选业0.6石油加工及炼焦业 10.9
石油和天然气开采业26.1
化学原料及化学制品业
35.5
黑色金属矿采选业 95.6
医药制造业
2.7
有色金属矿采选业 15.4
化学纤维制造业 59.1
非金属矿采选业
8.3橡胶制品业
4.7
木材及竹材采运业 62.1
塑料制造业
13.2
食品加工和制造业 7.3非金属矿制品业 2.9
饮料制造业0.5黑色金属冶炼及延压业
15.3
烟草加工业0.9有色金属冶炼及延压业
21.0
纺织业
13.7
金属制品业
11.9
服装及其他纤维制品业
3.0普通机械制造业 30.0
皮革毛皮羽绒及其制品
18.8
专用设备制造业 79.1
木材加工 21.1
交通运输设备制造业
13.8
家具制造业3.4电器机械及器材制造业
24.3
造纸及纸制品业
28.7
电子及通信设备制造业
38.9
印刷业记录媒介的复制
4.2仪器仪表及文化办公业
79.4
文教体育用品制造业4.3电力蒸汽及水生产供应业 0.2
说明：本表的进口渗透率是每个细分工业行业研究期内10年进口渗透率的算术平均值。
图1表明，中国34个细分工业行业在研究期内的平均进口渗透率（MEAN_RAIM）与中国1998年的贸易限制程度（RESTRIC98）总体上呈现出负相关关系， 研究期内进口渗透率较高的行业大多是通过贸易政策改革，关税与非关税壁垒（以配额和许可证限制频数比率衡量）的综合限制程度相对较低的行业，而进口渗透率较低的行业总体上贸易壁垒相对较高。上述分析显示，无论从时间趋势上，还是在行业分布上，进口渗透率基本上能够反映中国贸易政策的变动。此外，进口渗透率还具有关税、配额和许可证限制等指标所不具备的优势——除了反映中国贸易政策的变动外，还能够反映其他制度性因素对贸易的影响，(12) 因此选取进口渗透率作为中国行业贸易自由化的度量指标是合理的。
图1 中国工业各行业平均进口渗透率与1998年贸易限制程度
说明：图中虚线表示中国34 个细分工业行业在研究期内的平均进口渗透率（MEAN_RAIM），实线表示中国1998年的贸易限制程度（RESTRIC98）。
但是，在使用进口渗透率指标时，要准确估计贸易自由化的影响还需注意一些问题。进口可受到总需求、汇率等因素变动的影响，只有在控制总需求、汇率变量影响的情况下，进口渗透率才能较好地反映贸易自由化的程度。为此在计量方程的解释变量中，包含了实际有效汇率变量和反映总需求变动的实际国内生产总值增长率。此外，考虑到中国从1996年开始了大幅度的单边关税削减，进口自由化速度加快，在计量分析中还将1996年虚拟变量(13) 作为一个补充性的贸易自由化解释变量。在计量方程（8）中，系数β[,1]为中国工业行业劳动需求弹性的估计值，而贸易自由化对中国工业劳动需求弹性的影响为系数β[,3]和贸易自由化指标TL[,i]的均值的乘积。
研究将首先估计产出约束下贸易自由化对中国工业行业劳动需求弹性的影响，(14) 然后对资本约束下贸易自由化对劳动需求弹性的影响进行估计。(15) 由于产出约束下的贸易自由化影响估计值只反映要素替代弹性变动的作用，贸易自由化只是通过替代效应产生影响，而资本约束下的估计值反映了最终产品需求弹性变动的效果，贸易自由化通过产出效应影响劳动需求弹性，对上述两种约束设置下的分析能够较为充分地考察贸易自由化通过替代效应和产出效应两条途径对劳动需求弹性的影响，并能对不同途径下贸易自由化影响劳动需求弹性的作用方向和程度进行比较分析。
（三）弹性的辨认问题
需要注意的是，使用本文的计量方程估计中国工业劳动需求弹性存在一个潜在的问题：由于劳动需求和劳动供给都可能受到工资水平的影响，因此估计出的弹性值可能会同时包含需求弹性和供给弹性的成分。Slaughter（2001）指出， 如果行业层面的劳动供给可被视为具有完全的弹性，则运用计量方程估计出的弹性系数只包含需求弹性。(16) 考虑到中国劳动力供给非常充分，同时本文经验研究在国际工业分类标准（ISIC）下的34个细分工业行业层面上展开，研究假定中国细分工业行业层次的劳动供给具有完全弹性是合理的。(17) 因此，研究所使用的计量方程能够较为准确地估计中国工业劳动的需求弹性。
（四）数据
本文采用中国34个工业行业1993～2002年的相关数据进行分析。1993年以来，《中国统计年鉴》依据国际工业分类标准（ISIC）将中国工业部门细分为37个行业（不包含其他矿采选业和其他制造业）。在这37个细分行业中，煤气的生产和供应业与自来水的生产和供应业贸易额非常小，可视为不可贸易品生产行业，研究不对这两个行业进行考察。此外，笔者将食品加工业和食品制造业合并为一个行业（食品加工和制造业）加以考察，这样本研究中最终采用了中国34个细分工业行业10年间的面板数据。各工业行业的劳动、工资数据来自相应年份的《中国劳动统计年鉴》，(18) 各行业产出以及各种价格指数的数据来自《中国统计年鉴》，人民币的实际有效汇率数据来自国际货币基金组织出版的2003年《国际金融统计年鉴》（IFS）， 各行业的进口额是通过将《中国海关统计年鉴》上协调编码制（HS）统计体系下的进口商品数据按照工业行业分类标准重新集结加总得到，集结加总的转换过程是按照盛斌（2002）所整理的中国海关统计协调编码货号与中国工业行业的对应关系进行的，详见附表3。
附表3
中国工业行业与协调编码货号对应表
行业名称HS 货品税则号 行业名称HS 货品税则号
煤炭采选业
27.01-03
石油加工及炼焦业27.04 27.06-08
27.10-13 27.15
15.18 15.20 第28 29 31 32
石油和天然气开采业
27.09 27.11 27.14
化学原料及化学制品业
33 34 35 36 37 38章39.01
40.02
黑色金属矿采选业26.01-02 26.10医药制造业
第30章
有色金属矿采选业26.03-09 26.11-17 26.20
化学纤维制造业 第54 55章
非金属矿采选业 第25章(不包括25.01) 橡胶制品业
第40章(不包括40.01-
02)
木材及微处理机地采运业 44.01-03 45.01-02
塑料制造业
39.02
第2章03.03-06(0306.1100-
1990)第4章(不包括04.09-
食品加工和制造业10)07.10-12 08.11-12 08.14
非金属矿制品业 第68 69 70章90.03-04
09.01 10.06 第15 16 17 18 19
20 21 23章22.09
饮料制造业
09.02 第22章(不包括22.09)
黑色金属冶炼及延压业 26.18-19 第72章81.11
74.01-74.10 75.01-75.
06 76.01-76.07 78.01-
烟草加工业
24.02-03
有色金属冶炼及延压业 78.04 79.01-79.05 80.01
-80.05 第81章(不包括
81.11)
66.01 第73章74.11-19
纺织业 第50 51 52 53 56 57 58 59 60 61
75.07-08 第82 83章76.
63章 金属制品业
08-16 78.05-06 79.06-
07 80.06-07 94.06
服装及其他纤维制品
业
第62 65章
普通机械制造业 84.01-14 84.16 84.18-20
84.52 84.56-84.68 84.80
-85
皮革毛皮羽绒及其制
第41章(不包括41.01-03)第
84.17 84.21-22 84.24-29
品
42 43章(不包括43.01)第 专用设备制造业 84.51 84.53-55 84.74-79
64 67章(不包括67.02)94.04
90.18-22
木材加工第44章(不包括44.01-03)
45.03-04 第46章 交通运输设备制造业
第86 87 88 89章
家具制造业
94.01-94.03
电器机械及器材制造业 84.15 84.50 85.01-16 85.
30-39 85.44-48 94.05
造纸及纸制品业 第47 48章(不包括48.20) 电子及通信设备制造业 84.70-71 85.17-29 85.40
-43
印刷业记录媒介的复
84.23 84.69 84.72-73 90.
制
第49章 仪器仪表及文化办公业 01-02 90.05-17 90.23-
33 第91章
文教体育用品制造业
48.20 第92章95.06
电力蒸汽及水生产供应
业
27.16
资料来源：盛斌（2002）。
（五）计量结果分析
1.产出约束下贸易自由化对劳动需求弹性的影响。如前所述， 由于在产出约束下贸易自由化只能通过影响生产要素之间的替代弹性作用于劳动需求弹性，因此这里的分析目的是检验贸易自由化影响工业劳动需求弹性的替代效应，具体的计量方程形式设定如下：
lnL[,it]＝β[,1]lnω[,it]＋β[,2]RAIM[,it]＋β[,3]lnω[,it]×RAIM[,it]＋β[,4]DUM[,1996]＋β[,5]lnQ[,it]＋β[,6]lnRE[,t]＋β[,7]GRY[,t]＋β[,8]TIME＋σ[,i]＋u[,it] （9）
（9）式中RAIM[,t]为行业i的进口渗透率，DUM[,1996]为1996年虚拟变量，Q[,i]为行业i的实际产出（行业的总产值除以工业品出厂价格指数），其他各变量含义与计量方程（8）相同。由于中国各工业行业的状况各不相同， 现实中贸易自由化对不同行业劳动需求的冲击存在着很大的差异，因此我们需假定不同行业贸易自由化对劳动投入的影响系数β[,2]和β[,4]是各不相同的。表1是计量方程（9）的估计结果。
表1 产出约束下贸易自由化对劳动需求弹性的影响估计
变量 系数标准误
t 值
概率值
LNω -0.691637 0.105192
-6.574969 0.0000
LNω×RAIM
-0.414257 0.135234
-3.063258 0.0025
LNQ
0.521367
0.066327
7.860528 0.0000
GRY
1.646048
1.011465
1.627390 0.1050
LNRE 1.098393
0.205664
5.340721 0.0000
TIME -0.070009 0.013193
-5.306631 0.0000
R[2] 0.994547
因变量的平均值 13.85689
调整后的R[2] 0.991999
因变量的标准差 0.890690
回归标准误
0.079669
F 值 572.1625
D.W.统计量
1.691340
概率值(F 统计量)
0.000000
表1的估计结果显示，1993～2002年中国工业行业剔除贸易自由化影响的劳动需求弹性为－0.69左右，贸易自由化对中国工业劳动需求弹性的影响在统计上是显著的，在程度上是重要的。实际产出水平、实际GDP增长对工业劳动需求有明显的正向影响，时间变量对工业劳动需求具有负向影响。值得注意的是，即使在考虑时间变量影响的情形下，贸易自由化对劳动需求弹性的影响仍然是非常显著的（可在0.01的水平上通过显著性检验），这与Slaughter（2001）的研究结果形成了鲜明的对照。由于产出约束下贸易自由化对劳动需求弹性的影响主要源自其对生产要素之间替代弹性的提升，分析结果表明，研究期内进口自由化有力促进了中国工业生产中要素替代弹性提高，并进而导致工业劳动需求弹性升高，贸易自由化通过替代效应对工业劳动需求弹性的影响是相当明显的。
2.资本约束下贸易自由化对劳动需求弹性的影响。 在资本约束下贸易自由化主要通过影响最终产品的需求弹性进而对劳动需求弹性发生作用，此处的分析目的是检验贸易自由化影响工业劳动需求弹性的产出效应，具体的计量方程形式设定如下：
lnL[,it]＝β[,1]lnω[,it]＋β[,2]RAIM[,it]＋β[,3]lnω[,it]×RAIM[,it]＋β[,4]DUM[,1996]＋β[,5]lnK[,it]＋β[,6]lnRE[,t]＋β[,7]GRY[,t]＋β[,8]TIME＋σ[,i]＋u[,it]
（10）
（10）式中K[,i]为行业i的实际资本投入（i行业固定资产净值年平均余额除以固定资产投资价格指数）。出于前述的原因，我们仍需假定不同行业的β[,2]和β[,4]系数是各不相同的。表2是计量方程（10）的估计结果。
表2的估计结果显示，1993～2002 年中国工业行业剔除贸易自由化影响的劳动需求弹性为－0.53左右，与表1中产出约束下的估计结果接近，而且二者均在统计上非常显著，这说明本文对中国工业劳动需求弹性值的估计是比较准确的。贸易自由化的影响是显著和重要的，基本能在0.1的水平上通过显著性检验，资本约束下贸易自由化的影响系数为产出约束下估计值的50％左右。与产出约束下的估计相同，实际GDP增长对劳动力需求有明显的正向影响，时间变量对工业劳动力需求具有负向影响，而且在考虑时间变量影响的情形下，弹性系数和贸易自由化影响系数在统计上仍是显著的。由于资本约束下贸易自由化对劳动需求弹性的影响主要源自其对最终产品需求弹性的提升，分析结果表明，研究期内贸易自由化提高了中国工业行业最终产品的需求弹性，并进而导致工业劳动需求弹性提高，贸易自由化也通过产出效应对工业劳动需求弹性产生了明显的影响。
表2 资本约束下贸易自由化对劳动需求弹性的影响估计
变量 系数标准误
t 值
概率值
LNω -0.533101 0.109448
-4.870809 0.0000
LNω×RAIM
-0.235679 0.144053
-1.636064 0.1032
LNK
0.247503
0.049418
5.008355 0.0000
GRY
5.631936
0.979692
5.748681 0.0000
LNRE 1.109380
0.222752
4.980330 0.0000
TIME -0.049456 0.013659
-3.620780 0.0004
R[2] 0.993760
因变量的平均值 13.85689
调整后的R[2] 0.990844
因变量的标准差 0.890690
回归标准误
0.085229
F 值 499.5462
DW统计量
1.771105
概率值(F 统计量)
0.000000
3.1996年虚拟变量对劳动需求弹性的影响。 为进一步检验计量分析结果的可靠性和稳定性，我们使用1996年虚拟变量替代计量方程（9）、（10 ）中的进口渗透率指标与工资做交叉项，再次估计了贸易自由化对中国工业劳动需求弹性的影响。计量估计结果见附表4和附表5。从中可以看出，在以1996年虚拟变量与工资做交叉项估计贸易自由化对劳动需求弹性影响的情况下，仍能得到贸易自由化对中国工业劳动需求弹性具有显著提升效果的结论，与计量方程（9）、（10 ）的估计结果类似，产出约束下贸易自由化对劳动需求弹性的影响系数要大于资本约束下的估计值，且其他解释变量系数估计的结果也与方程（9）和（10）相近。这里的分析进一步表明，根据计量方程（9）、（10）得出的经验分析结果是较为可靠和稳定的。(19)
附表4 产出约束下1996年虚拟变量对劳动需求弹性的影响估计
变量 系数标准误
t 值
概率值
LNω -0.807318 0.092232
-8.753130 0.0000
LNω×DUM[,1996]
-0.010353 0.002425
-4.268656 0.0000
LNQ 0.262531
0.056575
4.640376 0.0000
GRY 2.980719
0.769174
3.875221 0.0001
LNRE 1.023412
0.161216
6.348060 0.0000
R[2] 0.997027
因变量的平均值 13.85689
调整后的R[2] 0.995656
因变量的标准差 0.890690
回归标准误 0.058703
F 值 1071.133
D.W.统计量 2.054133
概率值(F 统计量)
0.000000
附表5 资本约束下1996年虚拟变量对劳动需求弹性的影响估计
变量 系数标准误
t 值
概率值
LNω -0.710560 0.095050
-7.475679 0.0000
LNω×DUM[,1996]
-0.008537 0.002459
-3.471450 0.0006
LNK 0.105209
0.041789
2.517627 0.0125
GRY 4.919779
0.710973
6.919779 0.0000
LNRE 1.041827
0.167549
6.218050 0.0000
R[2] 0.996835
因变量的平均值 13.85689
调整后的R[2] 0.995377
因变量的标准差 0.890690
回归标准误 0.060561
F 值 1006.235
D.W.统计量 2.058816
概率值(F 统计量)
0.000000
根据上述的计量分析结果可以确定，贸易自由化通过替代效应和产出效应两条途径对中国工业劳动需求弹性的提高产生了显著的促进效果。从影响程度上看，中国工业行业的平均进口渗透率每增加10％，贸易自由化的替代效应将会使劳动需求弹性（绝对值）上升0.04左右，而贸易自由化的产出效应会使劳动需求弹性（绝对值）上升0.02左右，两条途径总体上可导致工业劳动需求弹性（绝对值）增加约0.06。中国工业行业的年度平均进口渗透率在研究期内提高了18.2个百分点，根据上述的分析结果推算，研究期内贸易自由化导致中国工业劳动需求弹性（绝对值）上升了约0.11，这说明贸易自由化对中国工业劳动需求弹性具有十分重要的影响。
值得注意的是，贸易自由化通过替代效应对中国工业劳动需求弹性施加的影响明显比产出效应强。这一现象的存在是由于：第一，中国在显著的进口自由化开始之前已经经历了10余年的经济改革，国内最终工业品的市场化程度已经较高，市场竞争比较激烈，需求弹性相对较高，而进口自由化之前要素市场受到政府的限制和干预很多，生产要素之间的替代弹性较低，提升空间较大；第二，更为重要的是，中国贸易自由化提升生产要素之间替代弹性的机制和渠道要比Rodrik（1997）的理论阐述的更为丰富：作为一个转型发展中大国，贸易自由化不仅会使资本品等进口中间投入品对中国国内劳动要素的替代性增强，还会促使中国国内要素市场的市场化进程加快，并促进资本的跨境流动，这些渠道的综合作用使贸易自由化增加中国要素替代弹性的效应进一步强化。因此，贸易自由化对中国最终工业品需求弹性的影响不如对要素替代弹性的提升作用大，这最终导致贸易自由化通过替代效应增加中国工业劳动需求弹性的效果明显地大于产出效应。
三 结论
本文的研究表明，中国工业进口自由化导致了中国工业劳动需求弹性上升，该效应在统计上是显著的，在程度上是重要；贸易自由化同时通过替代效应和产出效应两条途径影响中国工业劳动的需求弹性，但是替代效应作用明显强于产出效应；贸易自由化影响中国工业劳动需求弹性的替代效应发挥作用的机制和渠道要比已有的研究更加丰富。
劳动需求弹性上升意味着劳动供给方的地位相对削弱，同时劳动需求冲击将带来更大的工资和就业波动，这意味着即使贸易自由化对中国工业工资和就业的直接影响不明显，其仍会对中国工业部门劳动力产生较大的压力。在当前中国就业压力巨大、收入分配不均严重的形势下，采取适当的政策应对贸易自由化带来的劳动需求弹性增加尤为重要。首先，政府应在贸易自由化和深化劳动要素市场改革的过程中，避免企业将其所应承担的各种非工资劳动成本向工人转嫁，保证劳动在收入分配中的合理份额，建立健全失业和低收入救济制度，完善社会保障体系。其次，政府需要积极为正向劳动需求冲击的产生创造条件。在贸易自由化导致劳动需求弹性上升的情况下，劳动需求冲击将带来更大的工资和就业波动，这一方面会使劳动者面临更大的压力和不确定性，但同时也意味着正向劳动需求冲击将产生更高的工资与就业增长效果。政府促进宏观经济持续稳健增长、为提高生产效率提供激励以及给予劳动需求大的行业适度支持，对贸易自由化背景下持续正向劳动需求冲击的产生和由此导致的较高就业、工资增长是必要和有益的。(20)
注释：
① 希克斯—马歇尔要素需求定律的内容为：对使用某种要素生产出的产品需求弹性越大，该要素的需求弹性很可能就越大（Hicks,1963）。
② 第二种机制之所以被称作“规模效应”或“产出效应”，原因在于，在最终产品需求弹性影响到劳动要素需求弹性的传递机制中，产出水平或生产规模的变化占据核心的地位：如果最终产品需求弹性较大，当一定幅度的工资变动导致最终产品价格变化时，最终产品的需求将会产生较大变化，这会导致产出水平或生产规模的较大变化，进而对劳动要素需求产生较大影响。
③ 波动在工资和就业之间的分配将取决于劳动供给弹性。
④ 根据要素禀赋理论的分析框架，只有一国与相对要素禀赋不同的国家进行贸易才会产生要素价格的变动，而同任何类型国家的贸易都可导致要素需求弹性的变化，国际贸易可以在不改变劳动价格的情况下使劳动需求弹性发生变化。
⑤ 研究者所使用的数据涵盖了印度18个制造业行业和15个主要省份。
⑥ 本文经验研究将在国际工业分类标准（ISIC）下的34个细分工业行业层面上展开，在这一细分行业层面上，垄断竞争是对中国大多数工业行业市场结构的一个很好近似。
⑦ 由于柯布—道格拉斯生产函数的要素替代弹性为1，因此这里的分析没有反映出要素替代弹性的影响。
⑧ 1996～1998年进口渗透率指标出现了反常的下降趋势，1996和1997年的下降主要是由于人民币汇率1994年的大幅贬值在经历了两年左右的时滞后，抑制进口的作用充分体现了出来，而1998年主要是由于亚洲金融危机的影响，需求出现紧缩。本文对汇率和需求变动的干扰进行了较为充分的考虑和处理。具体的对应行业详见附表2。
⑨ 具体的对应行业详见附表2。
⑩ 各行业受配额和许可证两种措施限制的商品税目数与该行业所包含的总税目数之比。
(11) 1998年的细分工业行业的关税税率与配额和许可证限制频数比率数据来自刘杰（2002）。
(12) 研究期内中国经济正处于转型期，贸易政策以外的制度性因素对贸易具有相当重要的影响，因而在考察中国真实贸易自由化程度时不可忽视。
(13) 该变量1996年之前值为0，1996年及其后值为1。
(14) 产出约束下的计量分析中将行业产出作为一个控制变量，在这种情形下，贸易自由化对劳动需求弹性的影响是通过提高生产要素之间的替代弹性实现的。
(15) 进行资本约束下的回归估计时，计量方程中不再包含行业产出控制变量，而是将行业资本投入作为一个控制变量，此时贸易自由化对劳动需求弹性的影响主要是通过提高最终产品的需求弹性实现的。
(16) Slaughter（2001）在研究中假定美国行业层次的劳动供给具有完全的弹性。
(17) 在这种情形下，工资的外生变动伴随着水平劳动供给曲线的垂直移动，并对劳动需求产生影响。
(18) 《中国劳动统计年鉴》上木材及竹材采运业1995～1997年的劳动、工资统计数据缺失，因此本研究所使用的劳动、工资数据样本容量为337个。
(19) 笔者在研究中还运用中国1998年贸易限制程度变量（RESTRIC[,98]）与工资做交叉项进行截面回归分析，同样得出了贸易自由化能够显著提升中国工业劳动需求弹性的结论。相关的计量分析结果可向作者索要。
(20) 由于中国劳动供给弹性很大，正向劳动需求冲击将更多地带来就业的增长。