貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)工業(yè)就業(yè)與工資波動(dòng)性的影響論文
內(nèi)容提要：本文從貿(mào)易自由化與中國(guó)就業(yè)與工資波動(dòng)性的關(guān)系這一新的視角分析了貿(mào)易自由化對(duì)我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的影響。研究首先在彈性分析框架之下，對(duì)貿(mào)易自由化對(duì)我國(guó)工業(yè)工資和就業(yè)波動(dòng)性的影響進(jìn)行了模擬分析。然后采用我國(guó)細(xì)分工業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)，在估算全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，使用回歸分析方法進(jìn)一步考察了貿(mào)易自由化對(duì)我國(guó)工業(yè)工資和就業(yè)波動(dòng)性的影響。研究的基本結(jié)論是，貿(mào)易自由化很可能增強(qiáng)了給定外生勞動(dòng)需求沖擊之下工業(yè)勞動(dòng)者工資和就業(yè)的波動(dòng)性。
關(guān)鍵詞：貿(mào)易自由化，就業(yè)，工資，波動(dòng)性
隨著我國(guó)加入WTO后貿(mào)易自由化的不斷深入，貿(mào)易自由化對(duì)我國(guó)勞動(dòng)市場(chǎng)的影響日益增強(qiáng)。迄今為止，貿(mào)易自由化與我國(guó)勞動(dòng)市場(chǎng)關(guān)系的已有相關(guān)研究多集中于對(duì)貿(mào)易自由化對(duì)我國(guó)就業(yè)和收入直接影響的分析，例如俞會(huì)新、薛敬孝(2002)，翟銀燕、孫衛(wèi)(2004)，俞會(huì)新，劉杰(2002)，夏先良(2002)等。周申(2006)的分析視角與上述研究有所不同，作者估算了貿(mào)易自由化對(duì)我國(guó)工業(yè)部門(mén)的勞動(dòng)需求彈性的影響，指出貿(mào)易自由化提高了我國(guó)工業(yè)勞動(dòng)市場(chǎng)的需求彈性，且勞動(dòng)需求彈性的上升可能意味著中國(guó)就業(yè)與工資的波動(dòng)性增大，但周申(2006)未對(duì)貿(mào)易自由化對(duì)就業(yè)與工資波動(dòng)的影響進(jìn)行直接的分析和檢驗(yàn)。本文試圖在彈性分析框架和回歸分析框架之下對(duì)貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)工業(yè)部門(mén)就業(yè)與工資波動(dòng)性的影響進(jìn)行較為系統(tǒng)的研究。
一、彈性分析框架之下的研究
定義勞動(dòng)的逆需求函數(shù)和逆供給函數(shù)分別為如下的(1)式和(2)式：
其中ηs(ηs＞0)和ηD(ηD＞0)和分別為勞動(dòng)供給彈性和勞動(dòng)需求彈性(絕對(duì)值)。ω和L分別表示工資和就業(yè)。A為勞動(dòng)逆需求函數(shù)在縱軸上的截距，一般認(rèn)為它的變動(dòng)可以反映生產(chǎn)率變動(dòng)和最終產(chǎn)品需求變動(dòng)等因素所帶來(lái)的對(duì)勞動(dòng)需求的外生沖擊。根據(jù)(1)式和(2)式可以解出均衡的工資和就業(yè)水平：
從(3)式和(4)式可以得到ω、L對(duì)A的彈性：
從(5)式和(6)式可以看出，勞動(dòng)市場(chǎng)工資和就業(yè)對(duì)勞動(dòng)需求的外生沖擊A的彈性均隨著勞動(dòng)需求彈性的增加而增加，即勞動(dòng)需求彈性增加可能會(huì)增加外生沖擊導(dǎo)致的工資和就業(yè)變動(dòng)幅度，勞動(dòng)市場(chǎng)上的工資和就業(yè)的波動(dòng)性將有所上升。
本文在彈性框架下考察貿(mào)易自由化對(duì)工資和就業(yè)波動(dòng)性的影響將使用(5)式和(6)式進(jìn)行模擬分析，賦予勞動(dòng)供給彈性不同的值，根據(jù)周申(2006)得到我國(guó)1993年至2002年間貿(mào)易自由化所引起的勞動(dòng)需求彈性變化，分析在供給彈性的不同取值下，勞動(dòng)需求彈性的變動(dòng)在生產(chǎn)率和產(chǎn)品需求變動(dòng)等外生沖擊給定時(shí)對(duì)工資和就業(yè)波動(dòng)的影響。表1列出了模擬分析的結(jié)果。
在表1中，不同勞動(dòng)供給彈性和勞動(dòng)需求彈性下工資和就業(yè)對(duì)給定外生沖擊的波動(dòng)值( 和 )通過(guò)(5)式和(6)式計(jì)算得到，括號(hào)中的數(shù)值為貿(mào)易自由化使勞動(dòng)需求彈性提高以后我國(guó)工資和就業(yè)波動(dòng)性的增加幅度。勞動(dòng)供給彈性ηs的取值為筆者主觀賦值，勞動(dòng)需求彈性ηD的值根據(jù)周申(2006)的研究結(jié)果整理和計(jì)算得到，其中ηD1為1993年至2002年間剔除貿(mào)易自由化影響的中國(guó)工業(yè)勞動(dòng)需求彈性(絕對(duì)值)，ηD2為包含貿(mào)易自由化影響的中國(guó)工業(yè)勞動(dòng)需求彈性(絕對(duì)值)，ηD1與ηD2之差為貿(mào)易自由化所導(dǎo)致的工業(yè)勞動(dòng)需求彈性的增加值(絕對(duì)值)。
從表1可以看出，給定的生產(chǎn)率和產(chǎn)品需求變動(dòng)等外生沖擊對(duì)工資和就業(yè)的影響隨著勞動(dòng)供給彈性和需求彈性的不同而有所變動(dòng)。工資對(duì)于給定外生勞動(dòng)需求沖擊的變動(dòng)幅度隨著勞動(dòng)供給彈性的上升而下降，就業(yè)對(duì)于給定外生勞動(dòng)需求沖擊的變動(dòng)幅度則隨著勞動(dòng)供給彈性的上升而上升，即隨著勞動(dòng)供給彈性的上升，某一給定外生勞動(dòng)需求沖擊給勞動(dòng)市場(chǎng)變量帶來(lái)的波動(dòng)將更多地分配于就業(yè)變量。當(dāng)勞動(dòng)的供給彈性為。時(shí)，外生勞動(dòng)需求沖擊只導(dǎo)致相同幅度的工資變動(dòng)，而不會(huì)引起就業(yè)變化；當(dāng)勞動(dòng)的供給具有完全彈性時(shí)，外生勞動(dòng)需求沖擊只導(dǎo)致就業(yè)變動(dòng)，而不會(huì)對(duì)工資水平產(chǎn)生影響。根據(jù)周申(2006)的研究結(jié)果，在1993年至2002年間，如果剔除貿(mào)易自由化的影響，我國(guó)工業(yè)勞動(dòng)的需求彈性約為-0.61，而貿(mào)易自由化使我國(guó)工業(yè)勞動(dòng)需求彈性(絕對(duì)值)在這期間上升了約0.11，即包含貿(mào)易自由化影響的'中國(guó)工業(yè)勞動(dòng)需求彈性同期約為-0.72。表中的計(jì)算結(jié)果表明，除了個(gè)別極端的勞動(dòng)供給彈性值以外，中國(guó)貿(mào)易自由化所導(dǎo)致的勞動(dòng)需求彈性上升使得工資和就業(yè)對(duì)于給定外生勞動(dòng)需求沖擊的變動(dòng)幅度顯著上升。而且總體上講，勞動(dòng)供給彈性越大，勞動(dòng)需求彈性上升所導(dǎo)致的工資和就業(yè)波動(dòng)性增加幅度也就越大。值得注意的是，由于中國(guó)勞動(dòng)供給相對(duì)過(guò)剩，勞動(dòng)供給彈性相當(dāng)大，根據(jù)表1的計(jì)算結(jié)果，當(dāng)勞動(dòng)供給彈性達(dá)到或超過(guò)3時(shí)，貿(mào)易自由化將導(dǎo)致工資和就業(yè)對(duì)外生勞動(dòng)需求沖擊的反應(yīng)增強(qiáng)約14.6%或更多，這表明貿(mào)易自由化顯著增加了中國(guó)工資和就業(yè)的波動(dòng)性。
二、回歸分析框架之下的研究
1.貿(mào)易自由化之下全要素生產(chǎn)率的測(cè)算
以上在彈性框架之下的分析已經(jīng)表明，貿(mào)易自由化增加了我國(guó)工資和就業(yè)在面臨外生勞動(dòng)需求沖擊時(shí)的波動(dòng)性。如前所述，生產(chǎn)率和最終產(chǎn)品需求的變動(dòng)都會(huì)帶來(lái)勞動(dòng)需求的外生沖擊，這里將進(jìn)一步利用回歸分析方法，檢驗(yàn)貿(mào)易自由化是否增大了全要素生產(chǎn)率和產(chǎn)出水平變動(dòng)所引致的工資和就業(yè)波動(dòng)。由于需要全要素生產(chǎn)率的數(shù)值，這里將首先使用與戎剛、聶惠(2005)相類(lèi)似的方法，測(cè)量中國(guó)34個(gè)工業(yè)行業(yè)1993年至2003年的全要素生產(chǎn)率。假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為柯布一道格拉斯形式，進(jìn)行對(duì)數(shù)變換后可得：
為避免不同指標(biāo)由于計(jì)量單位不同而產(chǎn)生的問(wèn)題，本文以1993年為基期對(duì)全部變量進(jìn)行了指數(shù)化處理(即以1993年為基期，用當(dāng)期指標(biāo)除以1993年指標(biāo))，指數(shù)化處理后的生產(chǎn)函數(shù)變?yōu)?8)式：
其中Kit、Ki0、Lit、Li0分別為i行業(yè)第t年和基期的資本和勞動(dòng)投入。在以(8)式為基礎(chǔ)的計(jì)量方程的估計(jì)結(jié)果中，如果規(guī)模報(bào)酬不變，即α+β=1，可將估計(jì)的彈性參數(shù)值直接用于全要素生產(chǎn)率的計(jì)算。如果α+β≠1，則需要進(jìn)行如下的歸一化處理：
這里α、β是調(diào)整后的彈性值，、是計(jì)量估計(jì)的彈性值。行業(yè)i第t年全部要素投入指數(shù)Iit為：
產(chǎn)出指數(shù)為：
行業(yè)i第t年的全要素生產(chǎn)率指數(shù)為：
對(duì)(8)式進(jìn)行回歸所需的總產(chǎn)出、資產(chǎn)總量和就業(yè)人數(shù)等數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。使用中國(guó)34個(gè)工業(yè)行業(yè)1993年至2003年的面板數(shù)據(jù)對(duì)(8)式進(jìn)行回歸分析，可以得到中國(guó)工業(yè)部門(mén)資本與勞動(dòng)貢獻(xiàn)度的估算值和，根據(jù)(9)式對(duì)和進(jìn)行歸一化處理，可以得到中國(guó)工業(yè)部門(mén)的α和β的數(shù)值。將α和β的值及其他相關(guān)數(shù)據(jù)代人(12)式，便可計(jì)算出中國(guó)34個(gè)工業(yè)行業(yè)1993年至2003年的全要素生產(chǎn)率。由于各個(gè)變量以1993年為基期進(jìn)行了指數(shù)化處理，所以測(cè)算出的各行業(yè)全要素生產(chǎn)率數(shù)值在1993年為1。詳細(xì)的全要素生產(chǎn)率指數(shù)值見(jiàn)表2。
從上表可以看出，考察期內(nèi)中國(guó)大部分細(xì)分工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈緩慢上升趨勢(shì)，少數(shù)行業(yè)出現(xiàn)了下降的現(xiàn)象(主要集中在資源性產(chǎn)品的開(kāi)采及加工行業(yè))。
2.貿(mào)易自由化對(duì)工資和就業(yè)波動(dòng)性影響的回歸分析
在測(cè)算出各個(gè)細(xì)分工業(yè)行業(yè)各年份的全要素生產(chǎn)率后，我們進(jìn)入貿(mào)易自由化對(duì)工資和就業(yè)波動(dòng)性影響的回歸分析，基本的回歸方程如下：
其中Vol(L)和Vol(ω)分別表示就業(yè)和工資的波動(dòng)，TFP代表全要素生產(chǎn)率、Q代表產(chǎn)出水平，Vol(TFP)和Vol(Q)表示全要素生產(chǎn)率和產(chǎn)出水平的波動(dòng)，TL為貿(mào)易自由化變量。需要指出的是，貿(mào)易自由化變量與全要素生產(chǎn)率或產(chǎn)出水平波動(dòng)變量的交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)能夠反映貿(mào)易自由化對(duì)全要素生產(chǎn)率或產(chǎn)出水平波動(dòng)導(dǎo)致的就業(yè)或工資波動(dòng)的影響。在各個(gè)變量波動(dòng)值的選取上，我們采用R.Hasan、D.Mitra和K.V.Ramaswamy(2003)的方法，以變量在某一時(shí)期內(nèi)對(duì)數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)差作為被解釋變量，該變量在該時(shí)期的平均增長(zhǎng)率為解釋變量進(jìn)行回歸，對(duì)回歸后的殘差取絕對(duì)值后即為這一變量的波動(dòng)值。在波動(dòng)值的具體測(cè)量上，我們計(jì)算了各細(xì)分工業(yè)行業(yè)相關(guān)變量1993年至2003年間的對(duì)數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)差，以及該行業(yè)該變量同期的平均增長(zhǎng)率，之后按照R.Hasan、D.Mitra和K.V.Ra-maswamy(2003)的方法求出34個(gè)細(xì)分工業(yè)行業(yè)就業(yè)、工資、全要素生產(chǎn)率、產(chǎn)出水平等變量的波動(dòng)值，這樣我們?cè)趯?duì)(13)式至(16)式的回歸分析中總共得到了34組樣本。在貿(mào)易自由化變量選擇上，本文采用了周申(2006)的做法，使用進(jìn)口滲透率作為代表貿(mào)易自由化的指標(biāo)，進(jìn)口滲透率的數(shù)值使用了周申(2006)的計(jì)算結(jié)果。(13)式至(16)式的回歸估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。
表3中(1)、(2)兩列反映了全要素生產(chǎn)率波動(dòng)與工資和就業(yè)波動(dòng)的關(guān)系以及貿(mào)易自由化的影響，(3)、(4)反映了產(chǎn)出波動(dòng)與工資和就業(yè)波動(dòng)的關(guān)系以及貿(mào)易自由化的影響。從中可擬看出，在回歸結(jié)果具有統(tǒng)計(jì)顯著性的前提下，就業(yè)和工資的波動(dòng)與全要素生產(chǎn)率和產(chǎn)出的波動(dòng)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，而貿(mào)易自由化的影響總體上不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。由于全要素生產(chǎn)率本身可能受到貿(mào)易自由化的較大影響，表3的估計(jì)結(jié)果可能受到多重共線性的影響，且全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)較快的部門(mén)，其工資和就業(yè)波動(dòng)的主導(dǎo)因素可能是全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)，貿(mào)易自由化的作用在回歸分析中難以反映出來(lái)，剔除全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)過(guò)快的部門(mén)可以部分地解決這些問(wèn)題。因此，本文進(jìn)一步選取表2中全要素生產(chǎn)率的平均增長(zhǎng)率不足4%的行業(yè)(總共有17個(gè))進(jìn)行相同的回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表4。
從表4可以看出，我國(guó)17個(gè)全要素生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)幅度較低的細(xì)分工業(yè)行業(yè)的工資波動(dòng)明顯受到了貿(mào)易自由化的影響，且貿(mào)易自由化通過(guò)全要素生產(chǎn)率和產(chǎn)出兩條渠道增強(qiáng)工資波動(dòng)性的效果基本相同，而貿(mào)易自由化對(duì)就業(yè)波動(dòng)的影響則不顯著。
三、結(jié)論
本文在彈性分析框架和回歸分析框架之下對(duì)貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)工業(yè)部門(mén)就業(yè)與工資波動(dòng)性的影響進(jìn)行了研究。彈性分析框架下的研究表明，貿(mào)易自由化通過(guò)提升中國(guó)工業(yè)的勞動(dòng)需求彈性，進(jìn)而增強(qiáng)了給定外生勞動(dòng)需求沖擊之下工業(yè)勞動(dòng)者工資和就業(yè)的波動(dòng)性。在回歸分析框架下，使用我國(guó)工業(yè)部門(mén)的估算數(shù)據(jù)和實(shí)際數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸估計(jì)的結(jié)果，只能部分支持貿(mào)易自由化導(dǎo)致我國(guó)工業(yè)工資和就業(yè)波動(dòng)性增強(qiáng)的結(jié)論。在剔除全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)過(guò)快的部門(mén)，只使用全要素生產(chǎn)率的平均增長(zhǎng)率不足4%的17個(gè)細(xì)分行業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析的情況下，可以度量到貿(mào)易自由化對(duì)工資波動(dòng)的顯著正向影響，但貿(mào)易自由化對(duì)就業(yè)波動(dòng)的影響不顯著�？傮w上講，本文的研究顯示，由于貿(mào)易自由化會(huì)增強(qiáng)我國(guó)勞動(dòng)市場(chǎng)均衡變量的波動(dòng)性，進(jìn)而導(dǎo)致勞動(dòng)者面臨的不確定性增加，即使貿(mào)易自由化對(duì)我國(guó)工業(yè)工資和就業(yè)的直接影響不明顯，其仍會(huì)對(duì)我國(guó)工業(yè)部門(mén)勞動(dòng)者產(chǎn)生較大的壓力。在這種形勢(shì)下，我國(guó)必須進(jìn)一步完善社會(huì)保障體系，并積極為正向勞動(dòng)需求沖擊的產(chǎn)生創(chuàng)造條件。
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