劉軍　楊浩昌　崔維軍

摘 要 本文用2001-2013年我國省級(jí)面板數(shù)據(jù)，研究了出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響及其地區(qū)差異。結(jié)果顯示，在控制了工資水平、資本投入、進(jìn)口開放度和技術(shù)創(chuàng)新等條件下，出口貿(mào)易不僅能顯著促進(jìn)地區(qū)就業(yè)、增加就業(yè)總量，而且也能顯著提升地區(qū)就業(yè)率；分地區(qū)比較分析表明，出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)總量的影響存在明顯的地區(qū)差異：東部地區(qū)最大，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小。結(jié)合當(dāng)前東部地區(qū)出口貿(mào)易和就業(yè)總量明顯高于中西部地區(qū)的事實(shí)，推導(dǎo)出地區(qū)間就業(yè)總量的差異將進(jìn)一步擴(kuò)大。此外，出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)率的影響也存在明顯的地區(qū)差異：中部地區(qū)最大，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小?；谏鲜鼋Y(jié)論，本文提出了相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞 出口貿(mào)易 就業(yè)總量 就業(yè)率 地區(qū)差異 內(nèi)生性檢驗(yàn)

一、 引 言

近年來，失業(yè)問題已經(jīng)成為我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中所需解決的首要問題。與此同時(shí)，隨著我國改革開放的不斷深入，世界經(jīng)濟(jì)一體化和全球化進(jìn)程的不斷加快，我國出口貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大，出口貿(mào)易額由1978年的97.5億美元增長(zhǎng)至2013年的22093.7億美元。我國可否借助出口貿(mào)易來促進(jìn)地區(qū)就業(yè)，以此提升地區(qū)就業(yè)率？出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響作用是否表現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異？研究上述問題，對(duì)于緩解我國現(xiàn)階段的就業(yè)矛盾，促進(jìn)充分就業(yè)，提升就業(yè)率將具有重要的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。

本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述和理論分析，詳細(xì)論述當(dāng)前關(guān)于出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)影響的研究，從理論上對(duì)出口貿(mào)易及其他因素對(duì)就業(yè)的影響機(jī)制進(jìn)行分析；第三部分基于2001-2013年我國省級(jí)面板數(shù)據(jù)，從就業(yè)絕對(duì)量（就業(yè)總量）和就業(yè)相對(duì)量（就業(yè)率）兩個(gè)角度出發(fā)，實(shí)證研究出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響及其地區(qū)差異；第四部分是結(jié)論與政策建議。

二、 文獻(xiàn)綜述與理論分析

（一） 文獻(xiàn)綜述

目前，國內(nèi)外研究者關(guān)于出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)影響的研究，主要有以下三種觀點(diǎn)：

第一種觀點(diǎn)是出口貿(mào)易能夠促進(jìn)就業(yè)。Milner和Wright通過對(duì)中國和其他發(fā)展中國家就業(yè)市場(chǎng)與對(duì)外貿(mào)易的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，出口開放度的增加能夠顯著促進(jìn)就業(yè)的增長(zhǎng)。Bhorat通過對(duì)南非就業(yè)的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)出口能夠促進(jìn)就業(yè)的增加。White通過對(duì)1972-2001年美國制造業(yè)就業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)雖然進(jìn)口的增加會(huì)導(dǎo)致就業(yè)的下降，但是，以出口為導(dǎo)向卻能導(dǎo)致就業(yè)的增加。Feenstra和Hong通過對(duì)中國出口貿(mào)易與就業(yè)的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易的增加提高了中國的就業(yè)水平。胡昭玲和劉旭基于中國32個(gè)工業(yè)行業(yè)1998-2003年的面板數(shù)據(jù)，研究了工業(yè)品貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)，結(jié)果顯示，出口對(duì)就業(yè)有正向的拉動(dòng)作用。喻美辭基于1996-2006年中國工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，研究了工業(yè)品貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響，結(jié)果顯示，工業(yè)品出口能夠顯著促進(jìn)就業(yè)。陸文聰和李元龍基于CGE模型，分析了中國出口變化對(duì)勞動(dòng)就業(yè)的影響效應(yīng)，結(jié)果顯示，出口增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)可以實(shí)現(xiàn)0.088個(gè)百分點(diǎn)的非農(nóng)就業(yè)增長(zhǎng)。劉習(xí)平通過對(duì)中國1978-2010年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易每增加1個(gè)單位，就業(yè)將增加0.23個(gè)單位。楊浩昌等通過對(duì)2001-2012年我國省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)出口對(duì)制造業(yè)就業(yè)有一定的促進(jìn)作用。

第二種觀點(diǎn)是出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)具有負(fù)向效應(yīng)。Hine和Wright通過對(duì)英國制造業(yè)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，出口貿(mào)易會(huì)導(dǎo)致該國的勞動(dòng)力需求下降。Greenaway等的研究也得出與此相同的結(jié)論。Leichenko和Silva通過對(duì)美國州縣出口貿(mào)易與就業(yè)的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)出口的增加將會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響。魏浩等基于1992-2007年我國33個(gè)工業(yè)部門的面板數(shù)據(jù)，研究了進(jìn)出口貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)，結(jié)果顯示，初級(jí)產(chǎn)品部門和中等技術(shù)制造部門出口的就業(yè)效應(yīng)為負(fù)。陳昊和劉騫文基于2006-2009年中國工業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，研究了出口貿(mào)易與就業(yè)水平之間的關(guān)系，并分析了出口貿(mào)易就業(yè)效應(yīng)的性別差異，結(jié)果顯示，雖然出口貿(mào)易的增加能夠顯著提高整體的就業(yè)水平，但對(duì)女性就業(yè)水平卻呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向作用。

第三種觀點(diǎn)是出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響甚微或者沒有影響。Hashemzadeh通過對(duì)美國制造業(yè)就業(yè)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，就業(yè)水平的下降是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本身特征的一部分，與國際貿(mào)易沒有多大的關(guān)系。Matusz、Davidson和Matusz的研究也得出與此相同的結(jié)論。毛日昇基于1999-2007年329個(gè)制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，研究了出口貿(mào)易和FDI對(duì)中國全部制造業(yè)、不同要素密集型制造業(yè)勞動(dòng)需求當(dāng)期及滯后調(diào)整的影響，結(jié)果顯示，出口貿(mào)易從總體上并沒有通過改變生產(chǎn)效率對(duì)制造業(yè)勞動(dòng)需求產(chǎn)生顯著影響，以及無論在當(dāng)期還是滯后期，出口貿(mào)易也沒有通過生產(chǎn)效率，對(duì)資本密集型制造業(yè)的勞動(dòng)需求產(chǎn)生顯著影響。

關(guān)于出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響的研究，學(xué)者們尚未形成一致的認(rèn)識(shí)，并且已有研究缺乏深入分析出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)影響的地區(qū)差異。梁平等基于1978-2004年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，研究了我國對(duì)外貿(mào)易就業(yè)效應(yīng)的地區(qū)差異，結(jié)果顯示，出口貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)存在顯著的地區(qū)差異：東部地區(qū)出口貿(mào)易的就業(yè)彈性為0.0431；中部地區(qū)出口貿(mào)易的就業(yè)彈性最大，為0.1134；西部地區(qū)出口貿(mào)易的就業(yè)彈性最小，為0.0315。魏浩等基于1992-2007年我國33個(gè)工業(yè)部門的面板數(shù)據(jù)，研究了進(jìn)出口貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)的差異性，結(jié)果顯示，不同類型產(chǎn)業(yè)、不同行業(yè)的出口貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)均具有一定的差異性。但是，已有研究多從就業(yè)絕對(duì)量（就業(yè)總量）角度，分析出口貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)，而從就業(yè)相對(duì)量（就業(yè)率）角度，討論出口貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)相對(duì)較少。因此，本文以2001-2013年我國31個(gè)省級(jí)地區(qū)面板數(shù)據(jù)為研究樣本，從就業(yè)絕對(duì)量（就業(yè)總量）和就業(yè)相對(duì)量（就業(yè)率）兩個(gè)角度出發(fā)，不僅著力于研究出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響，還將進(jìn)一步分析其地區(qū)差異。本文的創(chuàng)新之處主要表現(xiàn)在以下三個(gè)方面：（1）采用地區(qū)虛擬變量方法，探究出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)影響是否存在地區(qū)差異；（2）不僅從就業(yè)絕對(duì)量（就業(yè)總量）角度，分析出口貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)，還從就業(yè)相對(duì)量（就業(yè)率）角度，研究出口貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)；（3）引入就業(yè)總量的一階滯后值，解決了逆向因果導(dǎo)致的變量?jī)?nèi)生性問題。

（二） 出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)影響的理論分析

改革開放以來，隨著我國對(duì)外開放程度的不斷擴(kuò)大，我國出口貿(mào)易規(guī)模不斷增加。我國東部沿海地區(qū)（特別是長(zhǎng)三角、珠三角以及京津冀地區(qū)）的出口貿(mào)易實(shí)踐表明，出口貿(mào)易越大的地方，就業(yè)水平相對(duì)越高。參考已有文獻(xiàn)的研究，出口貿(mào)易主要通過以下兩種方式促進(jìn)就業(yè)：（1）出口貿(mào)易有利于出口國積極參與國際分工，發(fā)揮出口國的比較優(yōu)勢(shì)，從而推動(dòng)出口國國內(nèi)具有比較優(yōu)勢(shì)的生產(chǎn)性行業(yè)擴(kuò)張，增加出口國產(chǎn)品的總需求，提高出口國產(chǎn)品的市場(chǎng)占有量，進(jìn)而擴(kuò)大出口國企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模，增加出口國國內(nèi)的勞動(dòng)力需求，為出口國創(chuàng)造新的就業(yè)機(jī)會(huì)和就業(yè)崗位，最終促進(jìn)出口國國內(nèi)地區(qū)就業(yè)；（2）出口貿(mào)易還有利于發(fā)揮產(chǎn)業(yè)的前向關(guān)聯(lián)效應(yīng)和后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)，從而推進(jìn)出口國國內(nèi)其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，擴(kuò)大出口國國內(nèi)的勞動(dòng)力市場(chǎng)需求，進(jìn)而為出口國提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)和就業(yè)崗位，最終增加出口國就業(yè)。

三、 模型設(shè)定與實(shí)證檢驗(yàn)

（一） 計(jì)量模型設(shè)定

由上一節(jié)的理論分析可知，除出口貿(mào)易會(huì)影響地區(qū)就業(yè)外，工資水平、資本投入、進(jìn)口貿(mào)易和技術(shù)創(chuàng)新等也會(huì)影響地區(qū)就業(yè)。為了能夠較為精確地測(cè)度出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響，有必要引入上述變量作為控制變量。因此，我們把計(jì)量模型設(shè)定為如下形式：

其中， Employment和Employrate為被解釋變量，分別表示就業(yè)絕對(duì)量（就業(yè)總量）和就業(yè)相對(duì)量（就業(yè)率）；Export為解釋變量，表示出口開放度；Wage、K、Import和Innovation為控制變量，分別表示工資水平、資本投入、進(jìn)口開放度和技術(shù)創(chuàng)新；下標(biāo)i和t分別表示地區(qū)和年份；α、β、ε分別表示常數(shù)項(xiàng)、變量的系數(shù)和殘差。這里的地區(qū)為我國的省級(jí)地理單元，由于2001年以前部分變量的數(shù)據(jù)難以獲得，因此，我們選取了2001-2013年的數(shù)據(jù)。

（二） 變量選取與指標(biāo)說明

下面，我們對(duì)變量的指標(biāo)作簡(jiǎn)要說明。

1. 就業(yè)。采用兩種方法度量。第一種是就業(yè)絕對(duì)量（就業(yè)總量），用各省級(jí)地區(qū)年就業(yè)人員數(shù)度量；第二種是就業(yè)相對(duì)量（就業(yè)率），其計(jì)算方法為年就業(yè)人員數(shù)除以年總?cè)丝凇?/p>

2. 出口開放度。用各省級(jí)地區(qū)出口貿(mào)易額占該省級(jí)地區(qū)生產(chǎn)總值的比重度量。

3. 工資水平。凱恩斯提出實(shí)際工資的下降可以解決非自愿失業(yè)問題，即降低工資會(huì)增加就業(yè)。因此，工資水平會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生一定的影響。改革開放以來，隨著我國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，人民生活水平不斷提高，勞動(dòng)力成本不斷增加，企業(yè)所需支付職工的工資水平也隨之不斷上升，逐漸上升的工資水平加重了企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營負(fù)擔(dān)，從而減少了企業(yè)的勞動(dòng)力需求，進(jìn)而導(dǎo)致了就業(yè)水平的下降。本文用各省級(jí)地區(qū)職工年平均工資度量工資水平。預(yù)期工資水平對(duì)就業(yè)有負(fù)的影響。

4. 資本投入。投資是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”之一，從而也會(huì)對(duì)一個(gè)地區(qū)的就業(yè)產(chǎn)生重要影響。投資有利于擴(kuò)大企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模，增加企業(yè)的勞動(dòng)力需求，從而為地區(qū)提供更多新的就業(yè)崗位和就業(yè)機(jī)會(huì)。由于各省級(jí)地區(qū)的實(shí)際投資額數(shù)據(jù)難以獲得，因此，我們選取各省級(jí)地區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資來度量。預(yù)期資本投入對(duì)就業(yè)有正的影響。

5. 進(jìn)口開放度。一般來說，進(jìn)口貿(mào)易會(huì)導(dǎo)致本國企業(yè)生產(chǎn)的同種產(chǎn)品需求量減少，從而使得本國企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模和投資規(guī)模相應(yīng)地縮減，進(jìn)而導(dǎo)致本國企業(yè)勞動(dòng)力需求的下降。和已有的文獻(xiàn)一致，我們用各省級(jí)地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易額占該省級(jí)地區(qū)生產(chǎn)總值的比重度量進(jìn)口開放度。預(yù)期進(jìn)口貿(mào)易對(duì)就業(yè)有負(fù)的影響。

6. 技術(shù)創(chuàng)新。技術(shù)創(chuàng)新不僅會(huì)給企業(yè)帶來先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)工具，而且也會(huì)給企業(yè)帶來原有生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)工具的改進(jìn)和完善，從而促進(jìn)企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，進(jìn)而在一定程度上縮減企業(yè)的生產(chǎn)成本，擴(kuò)大企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模，增加企業(yè)的勞動(dòng)力需求。借鑒劉軍等（2010）的研究，我們用各省級(jí)地區(qū)專利授權(quán)數(shù)來度量技術(shù)創(chuàng)新情況。預(yù)期技術(shù)創(chuàng)新對(duì)就業(yè)有正的影響。

本文數(shù)據(jù)來源包括《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（2002-2014）、《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2010-2014）和國研網(wǎng)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。其中，由于2009-2013年職工年平均工資數(shù)據(jù)缺失，本文用當(dāng)年城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員年平均工資來代替；出口貿(mào)易額和進(jìn)口貿(mào)易額，均用當(dāng)年人民幣對(duì)美元的年平均中間價(jià)進(jìn)行折算；個(gè)別年份缺失的數(shù)據(jù)，用相鄰年份的平均值補(bǔ)充。

下面，我們對(duì)各主要變量的數(shù)據(jù)特征作簡(jiǎn)要的描述統(tǒng)計(jì)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

（三） 計(jì)量方法的選擇

面板數(shù)據(jù)的估計(jì)方法包括固定效應(yīng)模型（FE） 、隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）和可行的廣義最小二乘法（FGLS）等多種形式，各種形式都有其特定的假設(shè)前提。可行的廣義最小二乘法（FGLS）可以在一定程度上消除可能存在的異方差性和序列相關(guān)性，能夠得出較為可靠的估計(jì)結(jié)果。我們參照國內(nèi)外學(xué)者的通常做法，分別采用固定效應(yīng)模型（FE）、隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）和可行的廣義最小二乘法（FGLS）進(jìn)行估計(jì)。分析軟件是Stata12.0。

（四） 計(jì)量結(jié)果及分析

1. 出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)影響的總體回歸分析

基于上一節(jié)的計(jì)量方法，首先，我們用2001-2013年我國31個(gè)省級(jí)地區(qū)面板數(shù)據(jù)對(duì)各解釋變量的系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，表2的方程1、方程2和方程3分別報(bào)告了以就業(yè)絕對(duì)量（就業(yè)總量）作為被解釋變量，固定效應(yīng)模型（FE）、隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）和可行的廣義最小二乘法（FGLS）的估計(jì)結(jié)果；方程4、方程5和方程6分別報(bào)告了以就業(yè)相對(duì)量（就業(yè)率）作為被解釋變量，固定效應(yīng)模型（FE）、隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）和可行的廣義最小二乘法（FGLS）的估計(jì)結(jié)果。

（1） 當(dāng)就業(yè)絕對(duì)量（就業(yè)總量）作為被解釋變量時(shí)，首先，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)，chi-值為正數(shù)，因此，我們?cè)诠潭ㄐ?yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型之間選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。也就是說，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)，方程2的估計(jì)結(jié)果優(yōu)于方程1。其次，通過比較方程2和方程3的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，變量系數(shù)的符號(hào)完全一致，由于可行的廣義最小二乘法（FGLS）在一定程度上消除了可能存在的異方差性和序列相關(guān)性，因此，我們認(rèn)為方程3的結(jié)果是穩(wěn)健的。方程3的估計(jì)結(jié)果顯示：在控制了工資水平、資本投入、進(jìn)口開放度和技術(shù)創(chuàng)新等條件下，出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)總量的影響為正，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，這表明出口貿(mào)易能夠顯著促進(jìn)我國各地區(qū)就業(yè)，增加就業(yè)總量；工資水平對(duì)就業(yè)總量的影響為負(fù)，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，印證了凱恩斯的觀點(diǎn)；資本投入對(duì)就業(yè)總量的影響為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)；進(jìn)口對(duì)就業(yè)總量的影響為負(fù)，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)；技術(shù)創(chuàng)新對(duì)就業(yè)總量的影響為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。

（2） 當(dāng)就業(yè)相對(duì)量（就業(yè)率）作為被解釋變量時(shí)，首先，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)，chi-值為正數(shù)

，因此，方程5的估計(jì)結(jié)果優(yōu)于方程4。其次，通過比較方程5和方程6的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，變量系數(shù)的符號(hào)完全一致。由于方程6的估計(jì)結(jié)果一定程度上消除了可能存在的異方差性和序列相關(guān)性，因此，我們認(rèn)為方程6的結(jié)果是穩(wěn)健的。方程6的估計(jì)結(jié)果顯示：在控制了工資水平、資本投入、進(jìn)口開放度和技術(shù)創(chuàng)新等條件下，出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)率的影響為正，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)；工資水平對(duì)就業(yè)率的影響為負(fù)，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)；資本投入對(duì)就業(yè)率的影響為負(fù)，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，其背后的機(jī)理還有待進(jìn)一步的挖掘；進(jìn)口對(duì)就業(yè)率的影響為負(fù)，沒有通過顯著性檢驗(yàn)；技術(shù)創(chuàng)新對(duì)就業(yè)率的影響為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。

結(jié)合（1）和（2）可知，出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)量和就業(yè)率的影響均為正，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，這表明我國能夠通過出口貿(mào)易來促進(jìn)地區(qū)就業(yè)，繼而提升地區(qū)就業(yè)率；工資水平對(duì)就業(yè)量和就業(yè)率的影響均為負(fù)，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)；資本投入對(duì)就業(yè)量的影響為正，而對(duì)就業(yè)率的影響為負(fù)，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)；進(jìn)口對(duì)就業(yè)量和就業(yè)率的影響均為負(fù)；技術(shù)創(chuàng)新對(duì)就業(yè)量和就業(yè)率的影響均為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，這表明我國也可以借助技術(shù)創(chuàng)新來增加地區(qū)就業(yè)，緩解就業(yè)矛盾。

2. 出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)影響的分地區(qū)回歸分析

前面的分析證明了出口貿(mào)易有助于促進(jìn)地區(qū)就業(yè)和提升地區(qū)就業(yè)率。而我國各地區(qū)出口開放度在東部、中部、西部三大地區(qū)間存在較大差異，那么我們不禁要思考：這種差異是否會(huì)導(dǎo)致地區(qū)間就業(yè)的差異？

下面，我們分別以東部、中部、西部地區(qū)為考察對(duì)象，研究出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)影響的地區(qū)差異。借鑒劉軍和徐康寧、楊浩昌等的研究，以西部地區(qū)為參照組，引入地區(qū)控制變量East和Central，重新進(jìn)行計(jì)量分析。計(jì)量方法和分析軟件與前文保持一致。其中East為東部地區(qū)的虛擬變量，當(dāng)研究樣本為東部地區(qū)時(shí)，East取值為1，為其他地區(qū)時(shí)，East取值為0；Central為中部地區(qū)的虛擬變量，當(dāng)研究樣本為中部地區(qū)時(shí)，Central取值為1，為其他地區(qū)時(shí)，Central取值為0。表3報(bào)告了分地區(qū)回歸分析的結(jié)果，其中，方程7、方程8和方程9為以就業(yè)絕對(duì)量（就業(yè)總量）作為被解釋變量，固定效應(yīng)模型（FE）、隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）和可行的廣義最小二乘法（FGLS）的估計(jì)結(jié)果；方程10、方程11和方程12為以就業(yè)相對(duì)量（就業(yè)率）作為被解釋變量，固定效應(yīng)模型（FE）、隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）和可行的廣義最小二乘法（FGLS）的估計(jì)結(jié)果。

（3） 當(dāng)就業(yè)絕對(duì)量（就業(yè)總量）作為被解釋變量時(shí)，首先，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)，chi-值為正數(shù)，因此，方程8的估計(jì)結(jié)果優(yōu)于方程7。其次，通過比較方程8和方程9的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，變量系數(shù)的符號(hào)完全一致，由于方程9的估計(jì)結(jié)果一定程度上消除了可能存在的異方差性和序列相關(guān)性，因此，我們認(rèn)為方程9的結(jié)果是穩(wěn)健的。方程9的估計(jì)結(jié)果顯示：出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)總量的影響存在明顯的地區(qū)差異。作為參照組的西部地區(qū)，其出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)總量的影響系數(shù)為0.0841，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)；東部地區(qū)出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)總量的影響系數(shù)為0.1940（該系數(shù)為作為參照組的西部地區(qū)的系數(shù)與東部地區(qū)虛擬變量的系數(shù)之和），且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)；中部地區(qū)出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)總量的影響系數(shù)為0.1139。這表明東部、中部、西部三大地區(qū)出口貿(mào)易均能顯著促進(jìn)地區(qū)就業(yè)，增加就業(yè)總量，但存在明顯的地區(qū)差異：東部地區(qū)出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)總量的促進(jìn)作用最大，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小。結(jié)合當(dāng)前東部地區(qū)出口貿(mào)易和就業(yè)總量明顯高于中西部地區(qū)的事實(shí)，推導(dǎo)出地區(qū)間就業(yè)總量的差異將進(jìn)一步擴(kuò)大。

（4） 當(dāng)就業(yè)相對(duì)量（就業(yè)率）作為被解釋變量時(shí)，首先，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)，chi-值為正數(shù)，因此，方程11的估計(jì)結(jié)果優(yōu)于方程10。其次，通過比較方程11和方程12的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，變量系數(shù)的符號(hào)完全一致，由于方程12的估計(jì)結(jié)果一定程度上消除了可能存在的異方差性和序列相關(guān)性，因此，我們認(rèn)為方程12的結(jié)果是穩(wěn)健的。方程12的估計(jì)結(jié)果顯示：出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)率的影響存在明顯的地區(qū)差異。作為參照組的西部地區(qū)，其出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)率的影響系數(shù)為0.0409，且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)；東部地區(qū)出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)率的影響系數(shù)為0.0639，沒有通過顯著性檢驗(yàn)；中部地區(qū)出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)率的影響系數(shù)為0.0749，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。這表明東部、中部、西部三大地區(qū)出口貿(mào)易均能提升地區(qū)就業(yè)率，但存在明顯的地區(qū)差異：中部地區(qū)出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)率的促進(jìn)作用最大，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小。

結(jié)合（3）和（4）可知，東部、中部、西部三大地區(qū)出口貿(mào)易均能顯著促進(jìn)地區(qū)就業(yè)，增加就業(yè)總量，但存在明顯的地區(qū)差異：東部地區(qū)出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)總量的促進(jìn)作用最大，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小。同時(shí)，東部、中部、西部三大地區(qū)出口貿(mào)易能提升地區(qū)就業(yè)率，但存在明顯的地區(qū)差異：中部地區(qū)出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)率的促進(jìn)作用最大，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小。

3. 內(nèi)生性檢驗(yàn)

考慮到一個(gè)地區(qū)的就業(yè)總量可能依賴于其過去的水平，即存在內(nèi)生性問題。本文借鑒楊浩昌等的研究，引入就業(yè)總量的一階滯后值，將計(jì)量模型（1）擴(kuò)展為一個(gè)動(dòng)態(tài)模型來克服模型中被解釋變量的內(nèi)生性問題。表4中方程13和方程14分別報(bào)告了總體回歸分析和分地區(qū)回歸分析的內(nèi)生性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果。

表4中AR（1）和AR（2）檢驗(yàn)表明，估計(jì)方程的殘差確實(shí)存在一階序列相關(guān)，但不存在二階序列相關(guān)，這表明設(shè)立的模型是合理的；Sargan過度識(shí)別檢驗(yàn)表明，回歸中使用的工具變量是合適的（p值均大于0.1）。通過觀察方程13，可以發(fā)現(xiàn)，各解釋變量系數(shù)符號(hào)與方程3中的估計(jì)結(jié)果均一致，這進(jìn)一步表明上述以就業(yè)絕對(duì)量（就業(yè)總量）作為被解釋變量的總體回歸分析結(jié)果是穩(wěn)健的；通過觀察方程14，可以發(fā)現(xiàn)，各解釋變量系數(shù)符號(hào)與方程9的估計(jì)結(jié)果均一致，這也進(jìn)一步表明上述以就業(yè)絕對(duì)量（就業(yè)總量）作為被解釋變量的分地區(qū)回歸分析結(jié)果是穩(wěn)健的。

綜上所述，我們可以進(jìn)一步得出：在控制了工資水平、資本投入、進(jìn)口開放度和技術(shù)創(chuàng)新等條件下，出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)總量的影響均為正；此外，東部、中部、西部三大地區(qū)出口貿(mào)易均能顯著促進(jìn)地區(qū)就業(yè)，增加就業(yè)量，但存在明顯的地區(qū)差異：東部地區(qū)出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)總量的促進(jìn)作用最大，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小。

四、 結(jié)論與政策建議

本文用2001-2013年我國省級(jí)面板數(shù)據(jù)，研究了出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響，并分析了這種影響是否存在地區(qū)差異，從中得出以下結(jié)論：

1. 在控制了工資水平、資本投入、進(jìn)口開放度和技術(shù)創(chuàng)新等條件下，出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)總量和就業(yè)率的影響均為正；工資水平對(duì)就業(yè)總量和就業(yè)率的影響均為負(fù)；資本投入對(duì)就業(yè)總量的影響為正，而對(duì)就業(yè)率的影響為負(fù)；進(jìn)口對(duì)就業(yè)總量和就業(yè)率的影響均為負(fù)；技術(shù)創(chuàng)新對(duì)就業(yè)總量和就業(yè)率的影響均為正。

2. 東部、中部、西部三大地區(qū)出口貿(mào)易均能顯著促進(jìn)地區(qū)就業(yè)，增加就業(yè)總量，但存在明顯的地區(qū)差異：東部地區(qū)出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)總量的促進(jìn)作用最大，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小。此外，東部、中部、西部三大地區(qū)出口貿(mào)易也均能提升地區(qū)就業(yè)率，但存在明顯的地區(qū)差異：中部地區(qū)出口貿(mào)易對(duì)就業(yè)率的促進(jìn)作用最大，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小。

基于上述結(jié)論，本文提出以下政策建議：

（1） 大力發(fā)展出口貿(mào)易，提高出口開放度。由前面的分析可知，出口貿(mào)易不僅能顯著促進(jìn)地區(qū)就業(yè)，增加地區(qū)就業(yè)總量，而且也能顯著提升地區(qū)就業(yè)率。我國改革開放以來發(fā)展的實(shí)踐也證明，出口貿(mào)易有利于刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，促進(jìn)就業(yè)。因此，我國各地區(qū)應(yīng)大力發(fā)展出口貿(mào)易，提高出口開放度。特別是在出口開放度相對(duì)較低的中西部地區(qū)，更應(yīng)進(jìn)一步融入全國乃至世界市場(chǎng)中去，積極參與國際分工，加強(qiáng)國際經(jīng)濟(jì)技術(shù)合作，變被動(dòng)開放為主動(dòng)開放，充分利用地緣優(yōu)勢(shì)，加大沿邊、沿江地區(qū)的開放力度，從而逐步帶動(dòng)整個(gè)中西部地區(qū)開放，提高地區(qū)出口開放度。

（2） 制定合理的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策，促進(jìn)地區(qū)間就業(yè)適度均等化。由前面的分析可知，東部、中部、西部地區(qū)出口貿(mào)易均能顯著促進(jìn)地區(qū)就業(yè)，但存在明顯的地區(qū)差異。因此，國家產(chǎn)業(yè)規(guī)劃部門和相關(guān)政府部門應(yīng)制定合理的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移政策，因勢(shì)利導(dǎo)，以長(zhǎng)三角、珠三角以及京津冀等相對(duì)發(fā)達(dá)的東部沿海等地的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)為契機(jī)，積極引導(dǎo)上述地區(qū)的邊際產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，從而為中西部地區(qū)提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)和就業(yè)崗位，進(jìn)而逐步縮小東、中、西部地區(qū)就業(yè)差距，促進(jìn)東部、中部、西部地區(qū)就業(yè)適度均等化。

（3） 鼓勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新，促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。由前面的分析可知，技術(shù)創(chuàng)新也能顯著促進(jìn)地區(qū)就業(yè)，增加地區(qū)就業(yè)總量，提升地區(qū)就業(yè)率。李廉水等（2014）、楊浩昌等（2014）提出技術(shù)創(chuàng)新在制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)中發(fā)揮著重要作用，只有充分利用現(xiàn)代科學(xué)技術(shù)，依靠技術(shù)創(chuàng)新，才能實(shí)現(xiàn)“中國制造”向“中國創(chuàng)造”的轉(zhuǎn)變?！爸袊鴦?chuàng)造”不僅有利于提高地區(qū)企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，擴(kuò)大地區(qū)企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模，增加地區(qū)企業(yè)的勞動(dòng)力需求，從而為地區(qū)提供更多新的就業(yè)機(jī)會(huì)和就業(yè)崗位，促進(jìn)地區(qū)就業(yè)的增加；而且，也有利于發(fā)揮企業(yè)家的創(chuàng)新精神，培育新興產(chǎn)業(yè)，創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位。因此，我國各地區(qū)應(yīng)進(jìn)一步鼓勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新，促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，從而促進(jìn)地區(qū)充分就業(yè)，緩解就業(yè)矛盾。

參考文獻(xiàn)：

[1] 喬晶，劉星.中國加工貿(mào)易就業(yè)效應(yīng)的實(shí)證研究[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2011（2）：102-108.

[2] 胡昭玲，劉旭.中國工業(yè)品貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)—基于32個(gè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2007（8）：88-94.

[3] 喻美辭.工業(yè)品貿(mào)易對(duì)中國工業(yè)行業(yè)人口就業(yè)的影響—基于34個(gè)工業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].中國人口科學(xué)，2008（4）：22-29.

[4] 陸文聰，李元龍.中國出口增長(zhǎng)的就業(yè)效應(yīng)：基于CGE模型的分析[J].國際貿(mào)易問題，2011（9）：14-24.

[5] 劉習(xí)平.中國出口貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)關(guān)系的實(shí)證研究—基于中國1978-2010年數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].國際貿(mào)易問題，2012（11）：32-41.

[6] 楊浩昌，劉軍，張芊芊.中國制造業(yè)就業(yè)的影響因素研究——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2014（12）：55-61.

[7] 魏浩，王浙鑫，恵巧玲.中國工業(yè)部門進(jìn)出口貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)及其差異性研究[J].國際商務(wù)—對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)，2013（2）：5-14.

[8] 陳昊，劉騫文.中國出口貿(mào)易的女性就業(yè)效應(yīng)：基于篩選—匹配模型的再檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2014（1）：94-106.

[9] 毛日昇.出口、外商直接投資與中國制造業(yè)就業(yè)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009（11）：105-117.

[10] 梁平，梁彭勇，黃金.我國對(duì)外貿(mào)易就業(yè)效應(yīng)的區(qū)域差異分析—基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2008（1）：48-52.

[11] 凱恩斯.就業(yè)、利息與貨幣通論[M].北京：商務(wù)印書館，1983.

[12] 郭昕煒，陳豐龍.駐外使領(lǐng)館是否促進(jìn)了中國出口貿(mào)易的增長(zhǎng)[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治論壇，2014（4）：128-139.

[13] 劉軍，李廉水，王忠.產(chǎn)業(yè)聚集對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響及其行業(yè)差異[J].科研管理，2010，31（6）：191-198.

[14] 張卉.產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：來自中國制造業(yè)的證據(jù)[D].上海：復(fù)旦大學(xué)，2007.

[15] 劉軍，徐康寧.產(chǎn)業(yè)聚集、工業(yè)化水平與區(qū)域差異——基于中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2010（10）：65-72.

[16] 楊浩昌，李廉水，劉軍.本土市場(chǎng)規(guī)模對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響及其地區(qū)差異——基于中國制造業(yè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].中國科技論壇，2015（1）：27-32.

[17] 李廉水，楊浩昌，劉軍.我國區(qū)域制造業(yè)綜合發(fā)展能力評(píng)價(jià)研究——基于東、中、西部制造業(yè)的實(shí)證分析[J].中國軟科學(xué)，2014（2）：121-129.

[18] 楊浩昌，李廉水，劉軍.中國制造業(yè)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及其行業(yè)差異—基于熵權(quán)的灰色關(guān)聯(lián)投影法綜合評(píng)價(jià)研究[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治論壇，2014（2）：147-162.

[19] Hine R， Wright P. Trade with low wage economies， employment and productivity in UK manufacturing[J]. The Economic Journal， 1998 （450）： 1500-1510.

[20] Greenaway D， Hine R C， Wright P. An empirical assessment of the impact of trade on employment in the United Kingdom[J]. European journal of political economy， 1999 （3）： 485-500.

[21] Leichenko R， Silva J. International trade， employment and earnings： Evidence from US rural counties[J]. Regional Studies， 2004 （4）： 355-374.

[22] Milner C， Wright P. Modeling labor market adjustment to trade liberalization in an industrializing economy[J]. The Economic Journal， 1998 （447）： 509-528.

[23] Bhorat H. The impact of trade and structural changes on sector employment in South Africa[J]. Development Southern Africa， 2000 （3）： 437-466.

[24] White R. Import source reallocation and US manufacturing employment， 1972–2001[J]. Open Economies Review， 2008 （3）： 403-410.

[25] Feenstra R C， Hong C. China's exports and employment[M]//China's Growing Role in World Trade. Chicago：University of Chicago Press， 2010： 167-199.

[26] Hashemzadeh N. The impact of NAFTA on US employment： a preliminary assessment of job gains and losses from expanded trade with Mexico[J]. International Journal of Social Economics， 1997（10）： 1080-1093.

[27] Matusz S J. Calibrating the employment effects of trade[J]. Review of International Economics， 1998 （4）： 592-603.

[28] Davidson C， Matusz S J. Globalization and labor-market adjustment： how fast and at what cost？[J]. Oxford Review of Economic Policy， 2000 （3）： 42-56.

[29] Jeffrey W. Econometric analysis of cross section and panel data[J]. Cambridge， MA： MIT Press. Lower sec. or less， 2002（24）： 21.0-23.5.

（責(zé)任編輯：沈 璐）