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貿(mào)易自由化對中國工業(yè)就業(yè)與工資波動性的影響
內(nèi)容提要：本文從貿(mào)易自由化與中國就業(yè)與工資波動性的關(guān)系這一新的視角分析了貿(mào)易自由化對我國勞動力市場的影響。研究首先在彈性分析框架之下，對貿(mào)易自由化對我國工業(yè)工資和就業(yè)波動性的影響進行了模擬分析。然后采用我國細分工業(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一步考察了貿(mào)易自由化對我國工業(yè)工資和就業(yè)波動性的影響。研究的基本結(jié)論是，貿(mào)易自由化很可能增強了給定外生勞動需求沖擊之下工業(yè)勞動者工資和就業(yè)的波動性。關(guān)鍵詞：貿(mào)易自由化，就業(yè)，工資，波動性
隨著我國加入WTO后貿(mào)易自由化的不斷深入，貿(mào)易自由化對我國勞動市場的影響日益增強。迄今為止，貿(mào)易自由化與我國勞動市場關(guān)系的已有相關(guān)研究多集中于對貿(mào)易自由化對我國就業(yè)和收入直接影響的分析，例如俞會新、薛敬孝(2002)，翟銀燕、孫衛(wèi)(2004)，俞會新，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)易自由化對我國工業(yè)部門的勞動需求彈性的影響，指出貿(mào)易自由化提高了我國工業(yè)勞動市場的需求彈性，且勞動需求彈性的上升可能意味著中國就業(yè)與工資的波動性增大，但周申(2006)未對貿(mào)易自由化對就業(yè)與工資波動的影響進行直接的分析和檢驗。本文試圖在彈性分析框架和回歸分析框架之下對貿(mào)易自由化對中國工業(yè)部門就業(yè)與工資波動性的影響進行較為系統(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)和分別為勞動供給彈性和勞動需求彈性(絕對值)。ω和L分別表示工資和就業(yè)。A為勞動逆需求函數(shù)在縱軸上的截距，一般認為它的變動可以反映生產(chǎn)率變動和最終產(chǎn)品需求變動等因素所帶來的對勞動需求的外生沖擊。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A的彈性：
從(5)式和(6)式可以看出，勞動市場工資和就業(yè)對勞動需求的外生沖擊A的彈性均隨著勞動需求彈性的增加而增加，即勞動需求彈性增加可能會增加外生沖擊導(dǎo)致的工資和就業(yè)變動幅度，勞動市場上的工資和就業(yè)的波動性將有所上升。
本文在彈性框架下考察貿(mào)易自由化對工資和就業(yè)波動性的影響將使用(5)式和(6)式進行模擬分析，賦予勞動供給彈性不同的值，根據(jù)周申(2006)得到我國1993年至2002年間貿(mào)易自由化所引起的勞動需求彈性變化，分析在供給彈性的不同取值下，勞動需求彈性的變動在生產(chǎn)率和產(chǎn)品需求變動等外生沖擊給定時對工資和就業(yè)波動的影響。表1列出了模擬分析的結(jié)果。
在表1中，不同勞動供給彈性和勞動需求彈性下工資和就業(yè)對給定外生沖擊的波動值( 和 )通過(5)式和(6)式計算得到，括號中的數(shù)值為貿(mào)易自由化使勞動需求彈性提高以后我國工資和就業(yè)波動性的增加幅度。勞動供給彈性ηs的取值為筆者主觀賦值，勞動需求彈性ηD的值根據(jù)周申(2006)的研究結(jié)果整理和計算得到，其中ηD1為1993年至2002年間剔除貿(mào)易自由化影響的中國工業(yè)勞動需求彈性(絕對值)，ηD2為包含貿(mào)易自由化影響的中國工業(yè)勞動需求彈性(絕對值)，ηD1與ηD2之差為貿(mào)易自由化所導(dǎo)致的工業(yè)勞動需求彈性的增加值(絕對值)。
從表1可以看出，給定的生產(chǎn)率和產(chǎn)品需求變動等外生沖擊對工資和就業(yè)的影響隨著勞動供給彈性和需求彈性的不同而有所變動。工資對于給定外生勞動需求沖擊的變動幅度隨著勞動供給彈性的上升而下降，就業(yè)對于給定外生勞動需求沖擊的變動幅度則隨著勞動供給彈性的上升而上升，即隨著勞動供給彈性的上升，某一給定外生勞動需求沖擊給勞動市場變量帶來的波動將更多地分配于就業(yè)變量。當(dāng)勞動的供給彈性為。時，外生勞動需求沖擊只導(dǎo)致相同幅度的工資變動，而不會引起就業(yè)變化；當(dāng)勞動的供給具有完全彈性時，外生勞動需求沖擊只導(dǎo)致就業(yè)變動，而不會對工資水平產(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，我國工業(yè)勞動的需求彈性約為-0.61，而貿(mào)易自由化使我國工業(yè)勞動需求彈性(絕對值)在這期間上升了約0.11，即包含貿(mào)易自由化影響的中國工業(yè)勞動需求彈性同期約為-0.72。表中的計算結(jié)果表明，除了個別極端的勞動供給彈性值以外，中國貿(mào)易自由化所導(dǎo)致的勞動需求彈性上升使得工資和就業(yè)對于給定外生勞動需求沖擊的變動幅度顯著上升。而且總體上講，勞動供給彈性越大，勞動需求彈性上升所導(dǎo)致的工資和就業(yè)波動性增加幅度也就越大。值得注意的是，由于中國勞動供給相對過剩，勞動供給彈性相當(dāng)大，根據(jù)表1的計算結(jié)果，當(dāng)勞動供給彈性達到或超過3時，貿(mào)易自由化將導(dǎo)致工資和就業(yè)對外生勞動需求沖擊的反應(yīng)增強約14.6%或更多，這表明貿(mào)易自由化顯著增加了中國工資和就業(yè)的波動性。
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工資和就業(yè)在面臨外生勞動需求沖擊時的波動性。如前所述，生產(chǎn)率和最終產(chǎn)品需求的變動都會帶來勞動需求的外生沖擊，這里將進一步利用回歸分析方法，檢驗貿(mào)易自由化是否增大了全要素生產(chǎn)率和產(chǎn)出水平變動所引致的工資和就業(yè)波動。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)相類似的方法，測量中國34個工業(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，進行對數(shù)變換后可得：
為避免不同指標(biāo)由于計量單位不同而產(chǎn)生的問題，本文以1993年為基期對全部變量進行了指數(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投入。在以(8)式為基礎(chǔ)的計量方程的估計結(jié)果中，如果規(guī)模報酬不變，即α+β=1，可將估計的彈性參數(shù)值直接用于全要素生產(chǎn)率的計算。如果α+β≠1，則需要進行如下的歸一化處理：
這里α、β是調(diào)整后的彈性值，、是計量估計的彈性值。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(8)式進行回歸所需的總產(chǎn)出、資產(chǎn)總量和就業(yè)人數(shù)等數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。使用中國34個工業(yè)行業(yè)1993年至2003年的面板數(shù)據(jù)對(8)式進行回歸分析，可以得到中國工業(yè)部門資本與勞動貢獻度的估算值和，根據(jù)(9)式對和進行歸一化處理，可以得到中國工業(yè)部門的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，便可計算出中國34個工業(yè)行業(yè)1993年至2003年的全要素生產(chǎn)率。由于各個變量以1993年為基期進行了指數(shù)化處理，所以測算出的各行業(yè)全要素生產(chǎn)率數(shù)值在1993年為1。詳細的全要素生產(chǎn)率指數(shù)值見表2。
從上表可以看出，考察期內(nèi)中國大部分細分工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈緩慢上升趨勢，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)品的開采及加工行業(yè))。
2.貿(mào)易自由化對工資和就業(yè)波動性影響的回歸分析
在測算出各個細分工業(yè)行業(yè)各年份的全要素生產(chǎn)率后，我們進入貿(mào)易自由化對工資和就業(yè)波動性影響的回歸分析，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，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，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)出水平波動變量的交叉項的回歸系數(shù)能夠反映貿(mào)易自由化對全要素生產(chǎn)率或產(chǎn)出水平波動導(dǎo)致的就業(yè)或工資波動的影響。在各個變量波動值的選取上，我們采用R.Hasan、D.Mitra和K.V.Ramaswamy(2003)的方法，以變量在某一時期內(nèi)對數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)差作為被解釋變量，該變量在該時期的平均增長率為解釋變量進行回歸，對回歸后的殘差取絕對值后即為這一變量的波動值。在波動值的具體測量上，我們計算了各細分工業(yè)行業(yè)相關(guān)變量1993年至2003年間的對數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)差，以及該行業(yè)該變量同期的平均增長率，之后按照R.Hasan、D.Mitra和K.V.Ra-maswamy(2003)的方法求出34個細分工業(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值，這樣我們在對(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，使用進口滲透率作為代表貿(mào)易自由化的指標(biāo)，進口滲透率的數(shù)值使用了周申(2006)的計算結(jié)果。(13)式至(16)式的回歸估計結(jié)果見表3。
表3中(1)、(2)兩列反映了全要素生產(chǎn)率波動與工資和就業(yè)波動的關(guān)系以及貿(mào)易自由化的影響，(3)、(4)反映了產(chǎn)出波動與工資和就業(yè)波動的關(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)計顯著性的前提下，就業(yè)和工資的波動與全要素生產(chǎn)率和產(chǎn)出的波動呈現(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)率增長較快的部門，其工資和就業(yè)波動的主導(dǎo)因素可能是全要素生產(chǎn)率的變動，貿(mào)易自由化的作用在回歸分析中難以反映出來，剔除全要素生產(chǎn)率增長過快的部門可以部分地解決這些問題。因此，本文進一步選取表2中全要素生產(chǎn)率的平均增長率不足4%的行業(yè)(總共有17個)進行相同的回歸分析，結(jié)果見表4。
從表4可以看出，我國17個全要素生產(chǎn)率平均增長幅度較低的細分工業(yè)行業(yè)的工資波動明顯受到了貿(mào)易自由化的影響，且貿(mào)易自由化通過全要素生產(chǎn)率和產(chǎn)出兩條渠道增強工資波動性的效果基本相同，而貿(mào)易自由化對就業(yè)波動的影響則不顯著。
三、結(jié)論
本文在彈性分析框架和回歸分析框架之下對貿(mào)易自由化對中國工業(yè)部門就業(yè)與工資波動性的影響進行了研究。彈性分析框架下的研究表明，貿(mào)易自由化通過提升中國工業(yè)的勞動需求彈性，進而增強了給定外生勞動需求沖擊之下工業(yè)勞動者工資和就業(yè)的波動性。在回歸分析框架下，使用我國工業(yè)部門的估算數(shù)據(jù)和實際數(shù)據(jù)進行回歸估計的結(jié)果，只能部分支持貿(mào)易自由化導(dǎo)致我國工業(yè)工資和就業(yè)波動性增強的結(jié)論。在剔除全要素生產(chǎn)率增長過快的部門，只使用全要素生產(chǎn)率的平均增長率不足4%的17個細分行業(yè)的數(shù)據(jù)進行回歸分析的情況下，可以度量到貿(mào)易自由化對工資波動的顯著正向影響，但貿(mào)易自由化對就業(yè)波動的影響不顯著。總體上講，本文的研究顯示，由于貿(mào)易自由化會增強我國勞動市場均衡變量的波動性，進而導(dǎo)致勞動者面臨的不確定性增加，即使貿(mào)易自由化對我國工業(yè)工資和就業(yè)的直接影響不明顯，其仍會對我國工業(yè)部門勞動者產(chǎn)生較大的壓力。在這種形勢下，我國必須進一步完善社會保障體系，并積極為正向勞動需求沖擊的產(chǎn)生創(chuàng)造條件。
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