经济学论文：贸易自由化对中国工业就业与工资波动性的影响

　　关键词：贸易自由化，就业，工资，波动性

 

　　随着我国加入WTO后贸易自由化的不断深入，贸易自由化对我国劳动市场的影响日益增强。迄今为止，贸易自由化与我国劳动市场关系的已有相关研究多集中于对贸易自由化对我国就业和收入直接影响的分析，例如俞会新、薛敬孝(2002)，翟银燕、孙卫(2004)，俞会新，刘杰(2002)，夏先良(2002)等。周申(2006)的分析视角与上述研究有所不同，作者估算了贸易自由化对我国工业部门的劳动需求弹性的影响，指出贸易自由化提高了我国工业劳动市场的需求弹性，且劳动需求弹性的上升可能意味着中国就业与工资的波动性增大，但周申(2006)未对贸易自由化对就业与工资波动的影响进行直接的分析和检验。本文试图在弹性分析框架和回归分析框架之下对贸易自由化对中国工业部门就业与工资波动性的影响进行较为系统的研究。

　　一、弹性分析框架之下的研究

 

　　定义劳动的逆需求函数和逆供给函数分别为如下的(1)式和(2)式：

 

 

 

   

 

 

 

　　其中ηs(ηs＞0)和ηD(ηD＞0)和分别为劳动供给弹性和劳动需求弹性(绝对值)。ω和L分别表示工资和就业。A为劳动逆需求函数在纵轴上的截距，一般认为它的变动可以反映生产率变动和最终产品需求变动等因素所带来的对劳动需求的外生冲击。根据(1)式和(2)式可以解出均衡的工资和就业水平：

 

 

 

 

 

　　从(3)式和(4)式可以得到ω、L对A的弹性：

 

 

 

 

 

　　从(5)式和(6)式可以看出，劳动市场工资和就业对劳动需求的外生冲击A的弹性均随着劳动需求弹性的增加而增加，即劳动需求弹性增加可能会增加外生冲击导致的工资和就业变动幅度，劳动市场上的工资和就业的波动性将有所上升。

 

　　本文在弹性框架下考察贸易自由化对工资和就业波动性的影响将使用(5)式和(6)式进行模拟分析，赋予劳动供给弹性不同的值，根据周申(2006)得到我国1993年至2002年间贸易自由化所引起的劳动需求弹性变化，分析在供给弹性的不同取值下，劳动需求弹性的变动在生产率和产品需求变动等外生冲击给定时对工资和就业波动的影响。表1列出了模拟分析的结果。

 

 

 

 

 

　　在表1中，不同劳动供给弹性和劳动需求弹性下工资和就业对给定外生冲击的波动值(　　和　　)通过(5)式和(6)式 计算 得到，括号中的数值为贸易自由化使劳动需求弹性提高以后我国工资和就业波动性的增加幅度。劳动供给弹性ηs的取值为笔者主观赋值，劳动需求弹性ηD的值根据周申(2006)的研究结果整理和计算得到，其中ηD1为1993年至2002年间剔除贸易自由化影响的中国工业劳动需求弹性(绝对值)，ηD2为包含贸易自由化影响的中国工业劳动需求弹性(绝对值)，ηD1与ηD2之差为贸易自由化所导致的工业劳动需求弹性的增加值(绝对值)。

 

　　从表1可以看出，给定的生产率和产品需求变动等外生冲击对工资和就业的影响随着劳动供给弹性和需求弹性的不同而有所变动。工资对于给定外生劳动需求冲击的变动幅度随着劳动供给弹性的上升而下降，就业对于给定外生劳动需求冲击的变动幅度则随着劳动供给弹性的上升而上升，即随着劳动供给弹性的上升，某一给定外生劳动需求冲击给劳动市场变量带来的波动将更多地分配于就业变量。当劳动的供给弹性为。时，外生劳动需求冲击只导致相同幅度的工资变动，而不会引起就业变化；当劳动的供给具有完全弹性时，外生劳动需求冲击只导致就业变动，而不会对工资水平产生影响。根据周申(2006)的研究结果，在1993年至2002年间，如果剔除贸易自由化的影响，我国工业劳动的需求弹性约为-0.61，而贸易自由化使我国工业劳动需求弹性(绝对值)在这期间上升了约0.11，即包含贸易自由化影响的中国工业劳动需求弹性同期约为-0.72。表中的计算结果表明，除了个别极端的劳动供给弹性值以外，中国贸易自由化所导致的劳动需求弹性上升使得工资和就业对于给定外生劳动需求冲击的变动幅度显著上升。而且总体上讲，劳动供给弹性越大，劳动需求弹性上升所导致的工资和就业波动性增加幅度也就越大。值得注意的是，由于中国劳动供给相对过剩，劳动供给弹性相当大，根据表1的计算结果，当劳动供给弹性达到或超过3时，贸易自由化将导致工资和就业对外生劳动需求冲击的反应增强约14.6%或更多，这表明贸易自由化显著增加了中国工资和就业的波动性。

 

　　二、回归分析框架之下的研究

 

　　1.贸易自由化之下全要素生产率的测算

 

　　以上在弹性框架之下的分析已经表明，贸易自由化增加了我国工资和就业在面临外生劳动需求冲击时的波动性。如前所述，生产率和最终产品需求的变动都会带来劳动需求的外生冲击，这里将进一步利用回归分析方法，检验贸易自由化是否增大了全要素生产率和产出水平变动所引致的工资和就业波动。由于需要全要素生产率的数值，这里将首先使用与戎刚、聂惠(2005)相类似的方法，测量中国34个工业行业1993年至2003年的全要素生产率。假设生产函数为柯布一道格拉斯形式，进行对数变换后可得：

 

 

 

 

 

　　为避免不同指标由于计量单位不同而产生的 问题 ，本文以1993年为基期对全部变量进行了指数化处理(即以1993年为基期，用当期指标除以1993年指标)，指数化处理后的生产函数变为(8)式：

 

 

 

 

 

　　其中Kit、Ki0、Lit、Li0分别为i行业第t年和基期的资本和劳动投入。在以(8)式为基础的计量方程的估计结果中，如果规模报酬不变，即α+β=1，可将估计的弹性参数值直接用于全要素生产率的计算。如果α+β≠1，则需要进行如下的归一化处理：

 

 

 

 

 

　　这里α、β是调整后的弹性值，、是计量估计的弹性值。行业i第t年全部要素投入指数Iit为：

 

     

 

 

 

　　产出指数为：

 

            

 

 

 

　　行业i第t年的全要素生产率指数为：

 

 

 

 

 

　　对(8)式进行回归所需的总产出、资产总量和就业人数等数据来自《中国统计年鉴》和《中国劳动统计年鉴》。使用中国34个工业行业1993年至2003年的面板数据对(8)式进行回归分析，可以得到中国工业部门资本与劳动贡献度的估算值和，根据(9)式对和进行归一化处理，可以得到中国工业部门的α和β的数值。将α和β的值及其他相关数据代人(12)式，便可计算出中国34个工业行业1993年至2003年的全要素生产率。由于各个变量以1993年为基期进行了指数化处理，所以测算出的各行业全要素生产率数值在1993年为1。详细的全要素生产率指数值见表2。