呂義軍，李秉強(qiáng)

(1.大連理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)系，遼寧 大連 116023；2.臺(tái)州學(xué)院 經(jīng)貿(mào)管理學(xué)院，浙江 臺(tái)州 318000)

一、引言

我國(guó)目前出口的商品主要為勞動(dòng)資源密集型的商品，這種相對(duì)粗放的外貿(mào)方式有利于吸納勞動(dòng)力就業(yè)。然而，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展的同時(shí)，貿(mào)易結(jié)構(gòu)并沒(méi)有隨著外貿(mào)發(fā)展得到應(yīng)有的改善，而工業(yè)企業(yè)難以有效提升就業(yè)吸納能力使得就業(yè)問(wèn)題日益突出，這在次貸危機(jī)時(shí)表現(xiàn)得尤為明顯，由此向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移就業(yè)就是一條切實(shí)可行的途徑。

就貿(mào)易對(duì)就業(yè)影響的實(shí)證研究而言，國(guó)外主要采用三種方法進(jìn)行測(cè)度：如Krugman[1]的要素含量法；如Martin和Evans[2]的增長(zhǎng)構(gòu)成法；如Greenaway、Hine和Wright[3]的回歸分析法。國(guó)內(nèi)學(xué)者采用上述方法考察了貿(mào)易對(duì)我國(guó)就業(yè)的影響，得出了不同的結(jié)論。夏先良[4]認(rèn)為我國(guó)進(jìn)口每增加10%會(huì)導(dǎo)致就業(yè)下降0.6%，而出口與就業(yè)沒(méi)有顯著的正相關(guān)。俞會(huì)新和薛敬孝[5]發(fā)現(xiàn)出口導(dǎo)向率每增加1%會(huì)增加勞動(dòng)需求0.1%，而進(jìn)口滲透率對(duì)勞動(dòng)需求的影響不顯著，且認(rèn)為貿(mào)易自由化對(duì)就業(yè)沒(méi)有負(fù)面影響。夏明[6]認(rèn)為，出口增長(zhǎng)有利于增加勞動(dòng)力的需求，而進(jìn)口的影響相反。胡昭玲和劉旭[7]研究發(fā)現(xiàn)，出口導(dǎo)向率每增加1%，勞動(dòng)需求會(huì)增加0.19%，但進(jìn)口對(duì)就業(yè)的影響存在不確定性。梁平、梁彭勇和黃金[8]認(rèn)為出口與就業(yè)呈正相關(guān)，進(jìn)口對(duì)就業(yè)的影響存在較為明顯的區(qū)域差異。喻美辭[9]對(duì)工業(yè)品貿(mào)易的研究結(jié)果表明，進(jìn)口會(huì)減少對(duì)相關(guān)行業(yè)勞動(dòng)力的需求，而出口對(duì)就業(yè)有促進(jìn)作用。

上述研究就工業(yè)部門的貿(mào)易與就業(yè)的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行了探討。隨著我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，學(xué)者又對(duì)服務(wù)部門的貿(mào)易與就業(yè)的互動(dòng)影響進(jìn)行了考察。程大中[10]認(rèn)為服務(wù)業(yè)就業(yè)與服務(wù)出口呈正相關(guān)，服務(wù)業(yè)就業(yè)的出口收入效應(yīng)在逐漸減弱，同時(shí)認(rèn)為美國(guó)服務(wù)業(yè)就業(yè)的出口收入效應(yīng)大于我國(guó)。周申和廖偉兵[11]使用投入產(chǎn)出法分析了我國(guó)1997-2004年間服務(wù)貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)服務(wù)出口和服務(wù)進(jìn)口都能夠促進(jìn)就業(yè)，并且服務(wù)貿(mào)易對(duì)就業(yè)的凈影響比較小。楊玉華[12]通過(guò)協(xié)整分析后發(fā)現(xiàn)，服務(wù)進(jìn)口和服務(wù)出口對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)都有顯著的正向影響。

當(dāng)前，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)工業(yè)品貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)的研究相對(duì)成熟，而對(duì)服務(wù)貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)的研究較少，且通常采用全國(guó)的數(shù)據(jù)來(lái)考察服務(wù)貿(mào)易的影響。究其原因，可能與我國(guó)服務(wù)貿(mào)易尤其是服務(wù)業(yè)分行業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)難以獲取有關(guān)，如只能獲得1997年后的服務(wù)貿(mào)易的分行業(yè)數(shù)據(jù)，且我國(guó)相關(guān)部門對(duì)服務(wù)行業(yè)統(tǒng)計(jì)口徑的屢屢變更也造成了研究的困難。為考察我國(guó)服務(wù)貿(mào)易對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)的影響，將服務(wù)行業(yè)歸類并構(gòu)建相應(yīng)的模型進(jìn)行實(shí)證分析，為此采取如下研究思路：首先，分析我國(guó)的貿(mào)易與就業(yè)結(jié)構(gòu)；其次，構(gòu)建相應(yīng)理論模型并進(jìn)行數(shù)據(jù)處理；最后，多視角對(duì)我國(guó)的服務(wù)貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。

二、我國(guó)貿(mào)易與就業(yè)現(xiàn)狀分析

(一)我國(guó)的貿(mào)易發(fā)展格局

我國(guó)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征在改革開(kāi)放后尤為明顯，表現(xiàn)為第三產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重穩(wěn)步上升，圖1表征了1985-2007年間我國(guó)各產(chǎn)業(yè)占GDP的比重。1985年的一產(chǎn)、二產(chǎn)和三產(chǎn)的比重為3∶4∶3，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，第一產(chǎn)業(yè)的份額下降明顯，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的份額呈現(xiàn)增加的趨勢(shì)且第三產(chǎn)業(yè)增加較快，由此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在2007年調(diào)整為1∶5∶4。

圖1 我國(guó)GDP構(gòu)成

在我國(guó)的統(tǒng)計(jì)年鑒中沒(méi)有對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易額進(jìn)行歸類，只是將貨物貿(mào)易額分為初級(jí)品和工業(yè)制成品，故將初級(jí)品貿(mào)易和工業(yè)制成品貿(mào)易分別視為第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易額。此外，從www.unctad.org中獲取我國(guó)歷年服務(wù)貿(mào)易的數(shù)據(jù)，貿(mào)易額均用美元標(biāo)價(jià)，將相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，得到了反映1985-2007年間我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)如圖2(用比重表示)?？芍?，我國(guó)的貿(mào)易構(gòu)成總體變化不大。工業(yè)制成品貿(mào)易的份額呈現(xiàn)增加的趨勢(shì)，在2000年后相對(duì)穩(wěn)定且接近80%。1985-1993年間的初級(jí)品貿(mào)易的份額下降較快，而服務(wù)貿(mào)易的份額有一定幅度的增加。1994-2007年間初級(jí)品貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易的份額變化較少，且服務(wù)貿(mào)易的份額出現(xiàn)了下降的趨勢(shì)。由上述分析可知，工業(yè)制成品貿(mào)易在我國(guó)的貿(mào)易中占據(jù)著絕大部分的份額，且初級(jí)品貿(mào)易的份額總體上比服務(wù)貿(mào)易要大。

圖2 我國(guó)貿(mào)易構(gòu)成

由圖1和圖2可知，我國(guó)的GDP構(gòu)成與貿(mào)易構(gòu)成明顯不協(xié)調(diào)，可認(rèn)為是不同產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易能力存在差異的結(jié)果。為考察不同產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易能力，用相關(guān)產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易份額與GDP構(gòu)成之比用θ表示。如某產(chǎn)業(yè)的θ大于1，則該產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易能力較強(qiáng)，小于1認(rèn)為貿(mào)易能力較弱，等于1認(rèn)為貿(mào)易能力與平均水平持平。由圖3可知，第一產(chǎn)業(yè)的θ在1985-2004間為0.6～1，之后大于1，據(jù)此可認(rèn)為該產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易能力相對(duì)較弱但近年有所加強(qiáng)；第二產(chǎn)業(yè)的θ變化不大且維持在1.5～1.8之間，顯示該產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易能力較強(qiáng)；第三產(chǎn)業(yè)的θ保持在0.2～0.4之間，貿(mào)易能力呈現(xiàn)先增強(qiáng)后弱化的趨勢(shì)，但總體還是較弱?？傊?，第二產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易能力最強(qiáng)，第一產(chǎn)業(yè)其次，第三產(chǎn)業(yè)最弱。

圖3 我國(guó)各產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易能力

(二)我國(guó)的就業(yè)格局

為與后續(xù)分析一致，在分析就業(yè)時(shí)用各產(chǎn)業(yè)的在職人數(shù)表示。將各產(chǎn)業(yè)的在職人數(shù)除以總就業(yè)人數(shù)，得到了衡量我國(guó)1985-2007年間各產(chǎn)業(yè)在職人數(shù)的構(gòu)成，見(jiàn)圖4(用比重表示)?？芍谝划a(chǎn)業(yè)的在職人數(shù)比重呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)；第二產(chǎn)業(yè)的在職人數(shù)比重在1985-1995年間基本不變，在1996-2000年間下降較快，而在2001年后出現(xiàn)了增加趨勢(shì)；第三產(chǎn)業(yè)的在職人數(shù)比重在1985-2000年間穩(wěn)步增加，但在2001-2007年間出現(xiàn)了下降趨勢(shì)。

圖4 我國(guó)在職人數(shù)構(gòu)成

現(xiàn)通過(guò)職工工資總額的構(gòu)成來(lái)衡量就業(yè)，詳見(jiàn)圖5(用比重表示)。各產(chǎn)業(yè)的職工工資總額構(gòu)成與在職人數(shù)構(gòu)成的變化趨勢(shì)相似，但在構(gòu)成比重上與圖4存在一定的差別。當(dāng)其他條件不變時(shí)，如果在職人數(shù)越多，那么職工的工資總額也應(yīng)該相對(duì)較多。然而，不同產(chǎn)業(yè)的職工工資水平可能會(huì)存在相應(yīng)差異，由此工資總額的份額就可能會(huì)與職工人數(shù)份額不一致。采用前述分析貿(mào)易能力的方法來(lái)探究行業(yè)工資水平的不同，即用工資總額比重與在職人數(shù)份額的比用σ來(lái)表示各產(chǎn)業(yè)工資水平的相對(duì)差異，詳見(jiàn)圖6?？梢钥闯?，1985-2007年間第一產(chǎn)業(yè)的σ相對(duì)較低，且呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢(shì)。第二產(chǎn)業(yè)的σ總體上也呈現(xiàn)減少的趨勢(shì)但相對(duì)于第一產(chǎn)業(yè)而言變化較為平緩，在1985-1993年間的σ相對(duì)較高，而在1994-2007年間較低。第三產(chǎn)業(yè)的σ的變化趨勢(shì)與第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的σ相反，且在1985-1993年間相對(duì)較低但之后相對(duì)較高。

圖5 我國(guó)職工工資總額構(gòu)成

圖6 我國(guó)工資水平的相對(duì)差異性

可知，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易份額近年出現(xiàn)了一定程度的下降，且貿(mào)易能力低于第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)。但是，第三產(chǎn)業(yè)是我國(guó)勞動(dòng)力的主要吸納行業(yè)，1998年以來(lái)無(wú)論是職工人數(shù)比重還是職工工資總額都在全部產(chǎn)業(yè)的50%以上，且其工資水平也比第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)要高，因而應(yīng)該通過(guò)服務(wù)貿(mào)易來(lái)帶動(dòng)我國(guó)的就業(yè)。

三、理論模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)理論模型

對(duì)我國(guó)貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)較為系統(tǒng)的研究集中在工業(yè)行業(yè)層面[7，9]，且通常選擇Greenaway、Hine和Wright[3]的模型。在對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)的相關(guān)研究中，由于數(shù)據(jù)難以獲得而采用了相對(duì)簡(jiǎn)單的模型，如協(xié)整分析、多元線性回歸等?？紤]到服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響沒(méi)有本質(zhì)差別，因而我們借鑒Greenaway、Hine和Wright[3]的理論模型來(lái)考察服務(wù)貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)。假設(shè)服務(wù)行業(yè)i的生產(chǎn)函數(shù)為柯布-道格拉斯型(C-D型)，即：

(1)

其中，Q、A、K、N分別表示實(shí)際產(chǎn)出、技術(shù)、資本投入量、勞動(dòng)投入量，α和β表示兩種要素的產(chǎn)出份額(α+β=1)，γ為要素改變生產(chǎn)的效率。

InNit=η0+η1Inxit+η2Inmit+

η3InQit+η4Inwit+εit.

(2)

考慮到我國(guó)的服務(wù)業(yè)統(tǒng)計(jì)口徑在2003年進(jìn)行了調(diào)整，為顯示其影響而將該年視為虛擬變量DU，由此式(2)可以變?yōu)椋?/p>

InNit=η0+η1Inxit+η2Inmit+η3InQit+

η4Inwit+η5DUit+εit.

(3)

式(3)即為用于估計(jì)服務(wù)貿(mào)易就業(yè)效應(yīng)的基本方程，表征了服務(wù)行業(yè)的出口導(dǎo)向率、進(jìn)口滲透率、實(shí)際工資和實(shí)際產(chǎn)出對(duì)該行業(yè)就業(yè)的影響。

(二)數(shù)據(jù)說(shuō)明

為考察服務(wù)貿(mào)易對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)的影響，從總體和分經(jīng)濟(jì)類型的就業(yè)效應(yīng)兩方面展開(kāi)，在實(shí)證分析中采用了1997-2007年間分行業(yè)的服務(wù)貿(mào)易額與相關(guān)行業(yè)相關(guān)指標(biāo)的面板數(shù)據(jù)。各行業(yè)服務(wù)貿(mào)易的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際收支平衡表，其他數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于我國(guó)在2003年調(diào)整了服務(wù)行業(yè)的統(tǒng)計(jì)口徑，而服務(wù)貿(mào)易的統(tǒng)計(jì)口徑與上述行業(yè)的分類標(biāo)準(zhǔn)差別較大，因而有必要對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。鑒于在統(tǒng)計(jì)資料中難以獲取分行業(yè)的就業(yè)人數(shù)，故在隨后分析中用在職人數(shù)代替。

在國(guó)際收支平衡表中將服務(wù)貿(mào)易分為十三類，但難以與服務(wù)業(yè)的分類匹配，為保持相對(duì)一致而作出如下調(diào)整。(1)將服務(wù)貿(mào)易中的運(yùn)輸服務(wù)和通訊服務(wù)合并為一個(gè)行業(yè)，1997-2002年的該行業(yè)用交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)及郵電通信業(yè)表示，而2003-2007年用交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)表示。(2)旅游服務(wù)的產(chǎn)出用國(guó)際和國(guó)內(nèi)旅游收入之和表示。由于無(wú)法獲得2003-2007年間的在職人數(shù)，因而采用入境旅游人數(shù)的增長(zhǎng)率表示在職人數(shù)增長(zhǎng)，同時(shí)平均工資增長(zhǎng)用全國(guó)平均工資增長(zhǎng)率表示，且為減少誤差而不將之分為不同經(jīng)濟(jì)類型。(3)為與建筑服務(wù)的貿(mào)易額匹配，用房地產(chǎn)業(yè)與之對(duì)應(yīng)，原因在于房地產(chǎn)業(yè)與建筑的關(guān)聯(lián)性比較大。(4)將服務(wù)貿(mào)易中的金融服務(wù)和保險(xiǎn)服務(wù)合并為金融(保險(xiǎn))服務(wù)，1997-2002年用金融、保險(xiǎn)業(yè)表示，而2003-2007年用金融業(yè)表示。(5)為與其他商業(yè)服務(wù)額匹配，1997-2003年該服務(wù)行業(yè)用批發(fā)和零售貿(mào)易餐飲業(yè)表示，而2004-2007年用批發(fā)和零售業(yè)表示。(6)為與別處未提及的政府服務(wù)額匹配，1997-2002年該服務(wù)業(yè)用社會(huì)服務(wù)業(yè)，衛(wèi)生體育和社會(huì)福利業(yè)，教育、文化藝術(shù)及廣播電影電視業(yè)，國(guó)家機(jī)關(guān)、黨政機(jī)關(guān)和社會(huì)團(tuán)體之和表示(2003年的產(chǎn)出值用上述服務(wù)行業(yè)之和表示)，而2003-2007年用水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)，教育、衛(wèi)生、社會(huì)保障和社會(huì)福利業(yè)，公共管理和社會(huì)組織之和表示(2007年的產(chǎn)出值用該服務(wù)業(yè)的平均工資增長(zhǎng)率計(jì)算得出)。對(duì)于經(jīng)過(guò)上述調(diào)整的服務(wù)行業(yè)，產(chǎn)出與在職人數(shù)用各分行業(yè)之和表示，平均工資水平用各分行業(yè)的人口加權(quán)平均數(shù)表示。

其他六類服務(wù)貿(mào)易中，由于難以按照分類標(biāo)準(zhǔn)匹配而不予以考慮。經(jīng)過(guò)上述處理，得到了六個(gè)行業(yè)的總體數(shù)據(jù)和五個(gè)行業(yè)的分經(jīng)濟(jì)類型的相關(guān)數(shù)據(jù)。由于在國(guó)際收支平衡表中的服務(wù)貿(mào)易額用美元標(biāo)價(jià)，而各行業(yè)的產(chǎn)出為人民幣標(biāo)價(jià)，因此在計(jì)算出口導(dǎo)向率和進(jìn)口滲透率時(shí)，采用人民幣對(duì)美元的年平均價(jià)作為匯率并折算成以人民幣標(biāo)價(jià)的值，同時(shí)將貿(mào)易額和產(chǎn)出額均取億元為單位。為得到各行業(yè)的實(shí)際產(chǎn)出和實(shí)際平均工資水平，采用按照不變價(jià)格以1978年為基準(zhǔn)得到的GDP平滑指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平滑。此外，在職人數(shù)和實(shí)際平均工資水平的單位分別為萬(wàn)人和元。

四、實(shí)證結(jié)果分析

從總體和分經(jīng)濟(jì)類型兩方面來(lái)考察就業(yè)效應(yīng)。鑒于能夠獲取的數(shù)據(jù)相對(duì)較少而無(wú)法采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析，且通常認(rèn)為固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合估計(jì)模型，故在實(shí)證分析時(shí)選擇了固定效應(yīng)模型。

先采用行業(yè)整體數(shù)據(jù)來(lái)考察服務(wù)貿(mào)易對(duì)服務(wù)業(yè)的總體就業(yè)效應(yīng)，詳見(jiàn)表1。模型1的自變量基本上沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)(實(shí)際產(chǎn)出除外)，模型2和模型3的自變量都通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，且三個(gè)模型的擬合效果都比較好，表現(xiàn)為調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)均為0.5以上。故此，在隨后對(duì)不同經(jīng)濟(jì)類型的服務(wù)貿(mào)易就業(yè)效應(yīng)的實(shí)證分析中，以模型2和模型3為基本模型進(jìn)行處理。在模型2中，出口導(dǎo)向率和實(shí)際工資水平與就業(yè)人數(shù)呈負(fù)相關(guān)，進(jìn)口滲透率和實(shí)際產(chǎn)出與就業(yè)人數(shù)呈正相關(guān)，這與工業(yè)品貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)相反[9]。與模型2相比，考慮了統(tǒng)計(jì)口徑改變后的服務(wù)出口導(dǎo)向率、實(shí)際產(chǎn)出和實(shí)際工資水平對(duì)就業(yè)增長(zhǎng)的彈性有所減小，而服務(wù)進(jìn)口滲透率對(duì)就業(yè)增長(zhǎng)的彈性有所增加。可見(jiàn)，統(tǒng)計(jì)口徑的改變對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)的影響明顯。

表1 服務(wù)貿(mào)易的總體就業(yè)效應(yīng)

注：括號(hào)內(nèi)為P值。

現(xiàn)轉(zhuǎn)向分析服務(wù)貿(mào)易對(duì)不同類型服務(wù)業(yè)就業(yè)的影響。按照中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒的口徑，在職人數(shù)和實(shí)際工資水平按經(jīng)濟(jì)類型可分為國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位、城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟(jì)單位和其他經(jīng)濟(jì)單位?？紤]到無(wú)法獲得分行業(yè)分經(jīng)濟(jì)類型的服務(wù)貿(mào)易額和實(shí)際產(chǎn)出，計(jì)量時(shí)采用了行業(yè)的總體數(shù)據(jù)，計(jì)量結(jié)果詳見(jiàn)表2。為考察是否采用虛擬變量，使用如下判斷標(biāo)準(zhǔn)：如采用虛擬變量后的各變量都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)且方程的總體效果差別不大，則保留虛擬變量；如虛擬變量沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，則將之剔除。由上述標(biāo)準(zhǔn)可知，就服務(wù)貿(mào)易對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位、城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟(jì)單位和其他經(jīng)濟(jì)單位的就業(yè)效應(yīng)而言，可分別采用模型5、模型6和模型8來(lái)分析經(jīng)濟(jì)含義，這些方程調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)都較大，表明統(tǒng)計(jì)口徑的改變對(duì)城鎮(zhèn)集體單位和其他經(jīng)濟(jì)單位的服務(wù)貿(mào)易就業(yè)效應(yīng)的影響不顯著。從模型5和模型6可知，各變量對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位和城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟(jì)單位的就業(yè)影響基本相似，均為出口導(dǎo)向率和實(shí)際工資水平與就業(yè)呈負(fù)相關(guān)而進(jìn)口滲透率和實(shí)際產(chǎn)出與就業(yè)呈正相關(guān)，但模型8的各自變量均與就業(yè)呈負(fù)相關(guān)(實(shí)際產(chǎn)出除外)。進(jìn)一步分析可知，城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟(jì)單位的各自變量的彈性都比國(guó)有集體經(jīng)濟(jì)單位的要大，尤其是實(shí)際產(chǎn)出和實(shí)際工資水平的影響差別比較大。對(duì)其他經(jīng)濟(jì)單位而言，進(jìn)口滲透率對(duì)就業(yè)的影響較小，而出口導(dǎo)向率、實(shí)際產(chǎn)出和實(shí)際工資水平的增加對(duì)就業(yè)的影響相差不大。

表2 分經(jīng)濟(jì)類型的服務(wù)貿(mào)易就業(yè)效應(yīng)

注：括號(hào)內(nèi)為P值。

將表1和表2進(jìn)行對(duì)比分析。各變量對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位和城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟(jì)單位的影響與總體就業(yè)效應(yīng)差別較小，但出口導(dǎo)向率增加對(duì)就業(yè)增加的負(fù)面績(jī)效相對(duì)較小，而進(jìn)口滲透率的影響相反，實(shí)際產(chǎn)出和實(shí)際工資水平的影響的總體效應(yīng)在兩者之間。反觀各自變量對(duì)其他經(jīng)濟(jì)單位就業(yè)的影響，在出口導(dǎo)向率和實(shí)際工資水平上與總體就業(yè)效應(yīng)存在明顯的不協(xié)調(diào)，且實(shí)際產(chǎn)出的影響也遠(yuǎn)小于采用總體數(shù)據(jù)得出的計(jì)量結(jié)果。

五、結(jié)論

首先采用1985-2007年的數(shù)據(jù)分析了我國(guó)的貿(mào)易與就業(yè)現(xiàn)狀，隨后采用面板數(shù)據(jù)模型從多視角考察了服務(wù)貿(mào)易對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)的影響。從貿(mào)易份額和貿(mào)易能力兩方面考察了貿(mào)易格局，從就業(yè)人數(shù)、職工工資總額和工資水平的相對(duì)差異性等方面分析了就業(yè)，結(jié)果表明我國(guó)服務(wù)貿(mào)易與服務(wù)業(yè)就業(yè)存在著較為明顯的不協(xié)調(diào)，集中表現(xiàn)為服務(wù)貿(mào)易的份額相對(duì)較低且貿(mào)易能力相對(duì)低下，而服務(wù)業(yè)的就業(yè)人數(shù)和職工工資總額的份額較大且工資水平相對(duì)較高。為分析服務(wù)貿(mào)易對(duì)我國(guó)服務(wù)行業(yè)就業(yè)的影響，通過(guò)構(gòu)建相應(yīng)的理論模型，選擇了出口導(dǎo)向率、進(jìn)口滲透率、實(shí)際產(chǎn)出和實(shí)際工資水平作為自變量，以在職人數(shù)作為因變量，同時(shí)從總體和分經(jīng)濟(jì)類型的就業(yè)效應(yīng)兩方面進(jìn)行了實(shí)證分析。在總體就業(yè)效應(yīng)中考慮了經(jīng)過(guò)處理后得到的六大行業(yè)，而在分經(jīng)濟(jì)類型的就業(yè)效應(yīng)研究中則包括了五大行業(yè)。對(duì)總體就業(yè)效應(yīng)的實(shí)證研究表明，出口導(dǎo)向率和實(shí)際工資水平與服務(wù)業(yè)的就業(yè)人數(shù)呈負(fù)相關(guān)，而進(jìn)口滲透率和實(shí)際產(chǎn)出與服務(wù)業(yè)的就業(yè)人數(shù)呈正相關(guān)，并且2003年統(tǒng)計(jì)口徑的改變對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)的影響明顯。從國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位、城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟(jì)單位和其他經(jīng)濟(jì)單位三方面考察了服務(wù)貿(mào)易對(duì)不同經(jīng)濟(jì)類型的就業(yè)效應(yīng)，表明各自變量對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位和城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟(jì)單位的就業(yè)影響均為出口導(dǎo)向率和實(shí)際工資水平與就業(yè)呈負(fù)相關(guān)，而進(jìn)口滲透率和實(shí)際產(chǎn)出則與就業(yè)呈正相關(guān)，并且城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟(jì)單位的各自變量的彈性都比國(guó)有集體經(jīng)濟(jì)單位的要大。就其他經(jīng)濟(jì)單位就業(yè)效應(yīng)而言，進(jìn)口滲透率的影響比較小且出口導(dǎo)向率、實(shí)際產(chǎn)出和實(shí)際工資水平的影響績(jī)效相差不大。

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