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

1、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毛其淋 吕 越摘要 文章基于 19962007 年的省际面板数据，采用面板协整和面板误差修正模型的计量方法就经济开放对我国国内就业的长期和短期影响效应进行了深入的实证分析，研究结果说明:( 1)出口是就业增长的长期和短期原因，且长期的拉动效应更大; 进口在长期和短期对国内劳动力都具有替代效应，且长期的影响弹性较小; 外资是就业增加的长期原因但其对就业的影响效应很弱; ( 2) 出口、进口和外资对就业 变化的平均奉献度分别为 12. 994% 、 4. 051% 和 0. 392% ，总体的经济开放因素对就业变化的

2、平均奉献度 为 9. 336% ，且奉献度的变化趋势表现为倒 “U 型。关键词 经济开放; 就业; 面板数据; 误差修正模型中图分类号 F752. 6文献标识码 A 文章编号 1674 8298 (2021) 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开展: 就外贸而言，1990 年以来出口 贸易年均增长率为 23. 9% ，进

3、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 ; 进入 1990 年代，我国就成为开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

4、当前我国经 济和社会开展的一个不容无视的问题。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 年那么升高至这一时期的最高点 4. 3% ， 然后趋于平稳，2007

5、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 )在岗的隐性失收稿日期 2021 2 25基金工程 本文为教育部人文社科重点研究基地重大工程“全球化背景下的跨国公司与民族国家( 工程编号: 05JJD790013; 主持 人: 盛斌) 的阶段性成果。作者简介 毛其淋，南开大学国际经济研究所博士研究生，研究方向为国际经济理论与政策、外商直接投资; 吕越，南开大学国际 经济研究所博

6、士研究生，研究方向为国际经济理论与政策。 数据来自 ?国际统计年鉴 2021?，本节中的其它数据均来自 ?中国统计年鉴? ( 2021) 。106业人员，主要包括国有企业充裕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局部，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锋利。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

7、，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: 第二局部对相关文献进行回忆; 第三局部建立计量模型并对变量和数据进行说明; 第四局部报告计量结果并进行分析; 第五局部对我国就业变化进行结构因素分解分析;局部是结论。第六图 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?。二相关文献回忆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开展，落后国家劳动力的就业时机将增加，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它闲置资源投入的增加而得以

8、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，当商品和效劳对外出口时，本国相应部门的就业量就能够增加，由于 关联效应，该部门还能带动其它部门就业的增加。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开展，学者们借助计量工具对贸易和就业的关系进行大量

9、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) 与开展中国家的贸易及其对 6 国国内就业的影响，发现与开展中国家之 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

10、弹性为 0. 032，这说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107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 ( 2021 ) 6那么研究中间产品贸易对我国劳动力

11、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( 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，其中正方面，Christopher M.Coase效应表达为直接效应 ( 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。

12、?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 与熟练劳开工资的关系，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拟分析了美国和瑞典的外资对国内就业的影 响，结果说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

13、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 ( 2021) 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忆，我们不难发现，不管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，

14、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，并在此根底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， 本文在回归结果的根底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 放方式对就业的奉献度。三计量模型、变量

15、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 Green-away et al. ( 1999)的根底上进一步引入外资变量，将计量模型设定为:LnLit = 0 + 1 LnMPit + 2 LnXSit + 3 LnFDIPit + 4 LnYit + 5 Ln ( w / r) it + it( 1)式中，0 为常数项，i( i = 1 5)为待估计的参数，it 为随机误差项。接下来对模型方程式( 1)中的变量进行简要的解释和说明。Lit :为被解释变量，用各地区的职工人数 ( 单位: 万人) 来衡量，代表该地区对劳动力的需求，即各地区的就业量;Yi

16、t :为实际总产出 ( 单位: 亿元) ，用实际国内生产总值( GDP)来衡量，实际 GDP 值是各地区各年份名义 GDP 值按照该地区相应年份的居民消费价格指数 ( CPI) ，以 1996 年为基期进行缩减得到。一般地，一个地区实际总产出越大代表该地区的经济规模越大，因而对劳动力的需求越大，预计 它对就业的影响是正的;108XSit :为出口导向比，用出口值与实际总产出值之比来表示，也称为外贸依存度。衡量贸易开放度的指标主要包括贸易加权平均关税率、Leamer 指标、Sach warner 综合指标、Dollar 指标、Edwards指标、集合关税率、外汇黑市升水、外贸依存度等，但包群等

17、( 2003 ) 12证明，在上述这些指标中， 外贸依存度是一种简单且较准确反映贸易开放度的指标。因此，本文采用外贸依存度 ( 出口导向比) 来表征贸易开放程度。由于出口数据是以万美元表示的，为了单位统一，需将它按照相应年度人民币 对美元的年平均汇率转化为以亿元人民币为单位。由于出口可以扩大生产部门的就业规模，预计出口 导向比这项对就业的影响是正的;13MPit :为进口渗透率，用进口值与实际总产出值之比来度量。周申( 2006 )认为我国非关税壁垒和其他制度性因素对国际贸易影响很大，关税水平难以准确表达出贸易自由化程度，而进口渗透率能够较好地反映贸易自由化程度。本文借鉴周申的做法，使用进口渗

18、透率作为代表贸易自由化的指 标。进口数据的处理方法同上。相较于出口，进口贸易对就业的影响较复杂，促进就业还是削弱就业 主要取决于进口商品的用途和属性，因而对就业的影响是不确定的，需要通过实证研究来检验。FDIPit : 表示外资进入程度。综合已有的文献，衡量外资进入程度的指标构造方法主要有如下几 种: 实际利用外资额与 GDP 的比重，如 Avalos and Savvides ( 2006 ) 14等; 外资单位就业人员所占的 比重，如 Liu et al. ( 2000) 15等; 外资单位产出所占的比重，如 Buckley et al. ( 2002) 16等。鉴于数 据的可获得性和我国

19、区域经济开展的特点，本文采用 Avalos and Savvides ( 2006 ) 14的方法，用实际( FDI)与实际总产出之比来衡量外资进入程度，反映一个地区吸收外资相对于该地区经利用外资额济规模的大小。FDI 数据的处理方法与上面相同。如果外资以绿地投资的方式进入东道国，它将会增加东道国的就业; 相反地如果以并购( MA)的方式进入，东道国的就业那么会受到不利的影响，因为兼并和收购过程中必然会涉及公司人员精简、提高经营效率，同时外资的进入会引起一局部资本替代劳动力，这些因素都会减少东道国就业，所以在进行计量分析前尚不能确定外资对就业的净 影响。表 1 变量的描述性统计( w / t)

20、 it : 为工资相对于资本品本钱 ( 利率) 的大小。其中 w 为年鉴上全部职工平均货币工资经以 1996 年为基期的居民消费价格指数平减后所得，r 为银行一年期贷款利率。一般而言，一个地区实际工资水平越高，生产部门对劳动力的需求越少，因此预计该变量对就业的影响是负的。 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，那么会带来就业的增加; 如果进口资本品用于新建企业那么会促进就业，而用 于生产过程更新改造以提高劳动效率那么会减少对劳动的需求。 绿地投资，又称创立投资，指跨国公司等投资主体在东道国境内依照东

21、道国的法律设置的局部或全部资产所有权 归外国投资者所有的企业，早期跨国公司的海外拓展业务根本上采用这种方式。109变量 样本观测数均值标准差中位数最小值最大值 预计符号LnL 372LnY 372Lnxs372LnMP 372LnFDIP372Ln ( w / r)3725. 6997467. 857833 2. 313051 2. 703528 3. 7548497. 4495610. 87093931. 1047720. 95066521. 2108181. 1292750. 67242925. 8365718. 022497 2. 664894 2. 952237 3. 6513727.

22、 594382. 6727684. 170688 3. 913552 5. 55569 11. 114915. 2411596. 90921710. 25759 +0. 039271 +0. 3618256 ? 1. 754229 ?8. 870023 本文共包括了我国 31 个省市 19962007 年的样本，其中所涉及的数据来自于 ?中国统计年鉴?( 1997 2021 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 社会开展统计公报。为了消除异方差，对上述变量进行对数处理。表 1 报告了变量的根本统计信息，图 2 进一步描绘了我国 31 个省市 1996

23、 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开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

24、 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。表 2面板单位根检验CH 检验变量LLC 检验IPS 检验ADF FisherPP Fisher 12. 734( 0. 000)78. 704*( 0. 075)1. 343( 0. 910)6. 336( 1. 000)LnL 17. 608( 0. 000) 7. 154( 0. 000)2

25、06. 628( 0. 000)334. 824( 0. 000)LnL110( 续上表)CH 检验变量LLC 检验IPS 检验ADF FisherPP Fisher1. 034( 0. 850)4. 134( 1. 000)30. 367( 0. 9998)27. 062( 1. 000)LnXS 18. 672( 0. 000) 10. 394( 0. 000)205. 170( 0. 000)197. 809( 0. 000)LnXS 1. 374*( 0. 085)1. 723( 0. 958)46. 429( 0. 930)46. 414( 0. 930)LnMP 17. 300(

26、0. 000) 10. 893( 0. 000)217. 536( 0. 000)258. 805( 0. 000)LnMP 6. 829( 0. 000)0. 151( 0. 560)63. 731( 0. 415)46. 996( 0. 921)LnFDIP 11. 354( 0. 000) 6. 752( 0. 000)154. 535( 0. 000)173. 221( 0. 000)LnFDIP15. 545( 1. 000)20. 614( 1. 000)0. 898( 1. 000)4. 349( 1. 000)LnL 7. 549( 0. 000) 1. 636*( 0. 05

27、1)85. 973( 0. 024)148. 776( 0. 000)LnY 1. 983( 0. 024)7. 601( 1. 000)5. 268( 1. 000)4. 910( 1. 000)Ln ( w / r) 28. 996( 0. 000) 8. 829( 0. 000)267. 936( 0. 000)298. 185( 0. 000)Ln ( w / r)注: 表示一阶差分，各变量依据其图形确定是否有常数项和时间趋势，并根据 Schwarz 准那么自动确定滞后期数，括号内为 P 值，、* 分别表示在 1% 、5% 、10% 的显著性水平上拒绝存在面板单位根的原假设。( 二)

28、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说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根底提出了 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，那么说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，Panel ADF 和 Group ADF 的检验效果较好，而 Panel ADF 和 Group rho 的检验效果较差，其它的处于中间。 当检验结果出现不一致时，以和检验为准。Pedron

29、i 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 Panelv、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

30、，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。111表 3面板协整检验结果( 0. 9273)( 1. 0000)( 1. 0000) 4. 271070注: 表示在 1% 的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设，方括号内的数值表示统计量的概率值。以上检验说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 En-gle 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 R2 和 F 统计量来判断，模型整体拟合得比拟好，DW

31、= 2. 137244 也说明模 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 说明变量之间存在协整关系，下面以表 4 的估计结果为根底进行长期均衡分析: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，说明进 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

32、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。112Pedroni 检验统计量带有时间趋势不带时间趋势Panel v Statistic 2. 405360( 0

33、. 9919) 1. 455832Panel vho Statistic6. 238853( 1. 0000)4. 999904Panel PP Statistic 20. 20830( 0. 0000) 15. 43154( 0. 0000)Panel ADF Statistic 2. 684667( 0. 0036) 5. 765809( 0. 0000)Group rho Statistic8. 131832( 1. 0000)7. 043035Group PP Statistic 36. 47310( 0. 0000) 28. 43827( 0. 0000)Group ADF Stat

34、istic 4. 196786( 0. 0000) 6. 595994( 0. 0000)Kao 检验ADF Statistic( 0. 0000)表 4 各变量对就业长期变化的影响效应及残差序列的单位根检验结果估计的模型形式:LnLit + 0 + 1 LnMPit + 2 LnXSit + 3 LnFDIPit + 4 LnYit + 5 Ln ( w / r) it + it残差序列的单位根检验回归系数 0. 01850. 06990. 00130. 1810 0. 03550. 82994. 4555t 检验 1. 79294. 38960. 21634. 9529 1. 609631

35、. 52111. 834置信概率0. 07400. 00000. 82890. 00000. 10850. 00000. 0000检验方法LLC 检验IPS 检验统计量 19. 1051* 13. 7971*置信概率0. 00000. 00000. 00000. 0000LnMPitLnXSit LnFDIPit LnYitLn ( wit / rt )AR ( 1)常数项ADF Fisher 检验 262. 782*PP Fisher 检验 284. 791*调整的 R20. 996695D. W. 值F 统计量 观察值2. 1372442849. 270341注: * 表示拒绝 “存在面板

36、单位根 的原假设( 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缺乏，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 的根底上，根据式( 1)可以得到残差序列，将其作为误差修正项，令:( w / r) it( 2)uit = ecmit = LnLit 0 1 LnMPit 2 LnXSit 3 LnFDIPit 4 LnYit 5 Ln因此，可以建立以下面板误差修正模型:LnLit = Lnli，t 1 + 1 LnMPit + 2 LnXSit + 3 LnFDIPit + 4 LnYit

37、 + 5 Ln ( w / r) it + ecmi，t 1 +( 3)it其中，it 为随机误差，式( 3)说明就业的短期波动不仅取决于各因素的短期变化，而且还受就( ecmi，t 1 )的影响。此外，差分序列反映各变量的波动，如 LnLit 表示就业的波业偏离均衡趋势程度动，LnMPit 表示进口渗透率的波动等等，差分序列的系数表示短期弹性。运用我国 31 个省市 1996 2007 年的面板数据，对误差修正模型果如表 5 所示。( 3)进行估计，得到的回归结表 5 各变量对就业短期波动的影响 (被解释变量为 LnLit)113解释变量第 1 组第 2 组系数t 统计量系数t 统计量LnL

38、it 10. 40418. 400. 40038. 45LnMPit 0. 0220* 1. 83 0. 0228* 1. 95LnXSit0. 06573. 410. 06703. 62LnFDIPit 0. 0029 0. 44LnYit0. 00840. 26( 续上表)注: 表示显著性水平在 1% 以上，* 表示显著性水平在 10% 以上。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

39、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 ) ，这说明经济规模的扩大对 就业的拉动效应主要表达在长期，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它方面着手。剔除不显著的变量 LFDIPit 和 LnYit 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

40、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根本经 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

41、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( 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VAR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

42、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)( 4)( 5)( 5)的误差修正项，用 ecmX 表示，这里 X 分别表示 MP、XS、FDIP、Y 和 w / r，由于模型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，从而检和和验变量之间的因果关系( Engle，1987) 。mmX( 4)( 5)LnLit = + j LnLi，t j + j LnXi，t j + ecmi，t 1 + itj = 1j = 1mmXLnXit = + j LnXi，t j + j LnLi，t j

43、 + ecmi，t 1 + itj = 1j = 1114解释变量第 1 组第 2 组系数t 统计量系数t 统计量Ln ( wit / rt )ecmit 1 0. 0868 0. 3107 5. 68 8. 72 0. 0848 0. 3102 6. 40 8. 74调整的 R20. 340. 35DW1. 951. 94样本数310具体判别法那么为: 如果 H0 j = 0 被拒绝，说明短期因果关系成立，反之那么不存在短期因果关系;如果 H0 j = 0，j 被拒绝，说明误差修正机制产生，存在长期因果关系。为了满足误差项经典假设 的要求，本文选择滞后期，检验结果报告在表 6 中。表 6 面

44、板因果关系检验结果注: “xy 表示 x 不是 y 的格兰杰原因; 、* 分别表示在 1% 、10% 的显著性水平上拒绝原假设。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，说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

45、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 “LnFDIPLnL 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

46、，检验结果还说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1.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，因为出口贸易的开展扩大了生产部门的规模，为社会提供了更多的就业时机，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

47、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。115因果方向短期长期F 检验值P 值结论F 检验值P 值结论LnMPLnLLnLLnMP LnXS LnL LnL LnXS LnFDIP LnL LnL LnFDIP LnY LnL LnL LnYLn ( w / r) LnLLnL Ln ( w / r)5. 3924936. 7681303. 118940*24. 648151. 2

48、043990. 6853451. 4622320. 7569392. 700631*7. 0297790. 00510. 00140. 07850. 00000. 30170. 50480. 23380. 47020. 06920. 0011拒绝拒绝 拒绝 拒绝 接受 接受 接受 接受 拒绝 拒绝38. 9705250. 6209923. 3312031. 5173464. 6990333. 8517111. 6298819. 0392021. 6830065. 594700. 00000. 00000. 00000. 00000. 00000. 00000. 00080. 00000. 00

49、000. 0000拒绝拒绝 拒绝 拒绝 拒绝 拒绝 拒绝 拒绝 拒绝 拒绝外资对就业影响的短期效应和长期效应也存在明显的差异，就短期而言，外资对就业具有微3.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 回归结果的根底上，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

50、变量对就业影响的结构因素分解效应，结果报告在表 7 中，其中经济开放的奉献度是由进口变量、出 口变量和外资变量加总得到。表 7 的结构因素分解说明，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奉献度为 9. 336

51、% 。表 7 解释变量对就业变化影响的结构因素分解资料来源: 作者根据回归方程的模拟值测算得到。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，奉献度在 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 年到达最高点 ( 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

52、现为倒 “U 型，其中在 2001 年到达最高点 ( 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。116进口变量出口变量外资变量产出变量工资变量其他因素经济开放奉献度 ( % ) 4. 05112. 9940. 392103. 063 29. 09916. 7009. 336六结论( 1999)模型进行扩展的根底上，采用我国 1996 2007 年 31 个省市的本文在对

53、 Greenaway et al.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:从面板单位根检验的角度看，各变量均为一阶单整序列; 面板协整检验均说明进口渗透率、1.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。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;2.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，说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，

54、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。通过对就业变化作进一步的结构因素分解发现，产出对就业变化的奉献度最高，其次是工资3.水平; 在经济开放因素中，出口、进口、外资对就业变化的平均奉献度分别为 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奉献度为 9. 336% ，且奉献度的变化趋势表 现为倒 “U 型，在 2001 年到达最高点。参考文献1 Samuelson P. A. . International Trade and the Equalizatio

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