中国贸易自由化对工业就业的影响

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1、中国贸易自由化对工业就业的影响 一、问题的提出 中国经过15年的艰苦谈判，终于在2001年12月11日成为世界贸易组织(WTO)的正式成员。中国自改革开放以来，不断进行贸易改革。90年代，为了适应国际多边贸易体制的要求，中国曾多次大幅度削减关税，1993年12月，中国的平均关税率从43%下降到36%，1996年4月，又下降到23%，1997年10月，进一步下降到17%。2000年，中国的平均关税率为15.6%，2001年的平均关税率为15.3%，2002年为12.7%。 在对外开放进一步加大、改革步伐进一步加快之时，中国经济和社会出现的一大问题就是严重的失业问题。2000年中国全国总人口为12

2、.66亿人；全国从业人员年末数为7.12亿人；城镇从业人员年末数为2.13亿人，其中单位从业人数为1.16亿人，包括采掘业、制造业和电力煤气水的生产和供应业在内的工业就业人数占单位从业人数的36%；城镇登记失业人数为595万人，城镇登记失业率为3.1%。但实际上，中国存在着三种失业人员，一是登记失业人员，这是最明显的失业；二是下岗无业人员，是转轨时期失业从隐性状态走向显性状态的一种过渡；三是在岗的隐性失业人员，表现为部分国有部门富裕人员过多但仍难于在短期内解决的状态。从统计上看，中国城镇登记失业率不高，但这并不反映真实情况。据1995年国际劳工组织和中国劳动部调查，城镇各类企业的隐性失业率为1

3、8.8%，农村失业率高达31%，总体失业率达27.7%；国内学者胡鞍钢估算，中国1998年城镇失业率为7-9%。由于对失业定义的标准不一致，导致测算结果不同。无论如何，中国的实际失业率比统计年鉴的数字要大得多。 中国的贸易自由化对就业的影响到底多大，贸易开放与失业问题到底有多大关系，这是很多公众和政策研究者关心的问题。有些公众担心中国加入WTO会对中国的就业问题产生巨大冲击。本文试图定量分析中国贸易自由化对工业就业的影响，并将贸易自由化对就业的影响与宏观经济环境变化对就业的影响分离开来，从而说明到底什么是影响中国目前就业和失业的主要原因。 二、贸易自由化对就业影响的理论分析 贸易自由化是一国根

4、据本国条件逐步消除贸易壁垒，减少政府对贸易活动的直接干预，逐步扩大对外开放，从一种保护的贸易体制向自由贸易体制转变的过程。从广义的角度讲，贸易自由化的范围，不仅包括商品贸易市场的开放，而且包括与贸易有关的投资限制的减少，还包括服务领域的开放等；贸易自由化不仅体现在进口限制的减少，而且对于出口也应减少直至取消补贴；政府在贸易中的干预应该越来越小。从狭义的角度讲，贸易自由化主要指进口贸易限制措施的减少。 从国际贸易理论讲，贸易自由化的目标是通过资源的重新配置提高经济活动效率。但是无论是建立在比较优势基础上的传统国际贸易理论，还是建立在规模经济基础上的新国际贸易理论，都是建立在假定充分就业的基础上，

5、这就意味着贸易不影响总就业水平，并且当贸易影响要素流动时，要素的调整是即时的。 这种充分就业假定与要素充分流动的假定与现实是不符的。现实中存在着失业，另外，要素在不同部门间流动时不会立即完成，劳动者在就业之前需要培训和寻找，这使得劳动者在要素流动过程中要遭受一定时期的失业痛苦，从而造成一定的社会问题。 贸易自由化对就业的影响表现在，由于贸易的开放，使得进出口增加，出口的增加会带动有关产业就业的增长；进口的作用表现为综合的结果：一方面进口直接使得有关产业产出减少，从而减少就业，另一方面，进口的中间品会带动产出的增加从而增加就业，进口的资本货物如果用于更新改造，会使生产效率提高，就业减少，如果用于

6、新建企业，则会带动就业的增长，因此进口对就业的影响是不确定的。 三、贸易自由化对就业影响的经验分析 （一）方法论 贸易自由化水平的直接度量为关税的下降，非关税措施和其他贸易限制的减少。但由于发展中国家的名义关税率和实际关税率往往存在着巨大差异，如中国的实际征收关税率在1998年仅为名义算术平均关税率的15%，2000年为26%。另外由于非关税壁垒措施的定量化存在困难，数据难以收集，因此许多经济学者用贸易自由化的结果近似地表示贸易自由化的程度。在本文中，我们用进口渗透率和出口导向率作为贸易自由化的衡量指标，这种方法在国际上也常采用。 在研究贸易自由化对就业的影响时，本文采用Hine和Wright

7、(1998)创建的模型，他们从工业行业出发，假定生产函数是Cobb-Douglas函数，即： 附图 式中，Q,it为第i个行业t期的产出，K,it为第i个行业t期的资本存货，N,it为第i个行业t期使用的劳动。参数A为随时间变化的量： 附图 式中T为时间趋势，M为进口渗透率，X为出口导向率。 我们将(2)式带入(1)式，并用对数表示，推出对劳动的需求依赖于产出、进口渗透率、出口导向率、时间趋势等，据此建立回归方程为： 附图 （二）数据来源和处理 本文采用的数据为中国34个工业行业从1995年至2000年的数据。数据来源为中国统计年鉴和中国海关统计年鉴相应的年份。关于数据的问题，主要是各个工业行

8、业的进出口贸易数据不能直接获得。在中国统计年鉴中对于工业行业的分类目前采用的是国际工业分类标准(ISIC)，而在中国海关统计年鉴中海关统计的进出口商品分类是采用国际上通用的协调编码制度(HS)，两种方法不同。本文将进出口商品按照工业行业分类标准，从商品的属性出发重新进行集结，从中国统计年鉴中的37个工业细分行业里选取35个行业进行分析，另外两个行业即煤气的生产与供应业，自来水的生产与供应业属于垄断行业，进出口额很小，数据样本中没有加以考虑。再有，由于食品加工业和食品制造业在就业的统计数据上是一个行业，所以将这两个行业的样本值进行了合并，成为食品加工制造业。因此总共有34个工业行业的样本数据。

9、中国1994年进行的外汇管理体制改革，将汇率变为单一的、有管理的浮动汇率制度。此后，从1995年开始，中国人民币对美元的汇率基本保持平稳，因此我们选取的样本数据从1995年到2000年，剔除了汇率变动的影响。 在1995-2000年期间，世界经济和国内经济环境都发生了重大变化，1997年亚洲发生了金融危机，泰国、马来西亚、韩国等东亚一些国家的货币相继大幅度贬值，使得中国出口商品的国际竞争力下降，从而较大地影响了1998年中国商品的出口，1999年以后，中国商品的出口开始回升，这种国际经济环境的变化是通过对中国进出口的影响引起中国就业变化的。从国内经济环境看，经济体制改革进入攻坚阶段，同时伴随着

10、医疗改革和住房制度改革等，国有企业长期以来 形成的隐性失业显性化。同时，国内需求的不足伴随着结构性供给过剩以及竞争加剧使得原本效率低下的国有企业出现大量的倒闭或停产现象，从而造成大量的工人下岗和失业。对这种国内宏观经济环境变化对就业造成的影响，本文通过建立年度虚拟变量，将宏观经济环境变化和贸易自由化对就业造成的影响分离开来，为此，将计量经济模型重新表示为： LnL=C(1)+C(2)LnY/P+C(3)LnX/Y+C(4)LnM/Y+C(5)LnK/Y+C(6)D96+C(7)D97+C(8)D98+C(9)D99+C(10)D2000 (4) 式中L为劳动需求；Y/P为去除物价变动的产出；X

11、/Y为出口导向比，等于出口值与产值之比；M/Y为进口渗透率，等于进口值与产值比率；K/Y为资本产出比，为每一单位产出所需资本。为克服数据中存在的异方差，各个变量取对数值Ln。另外设置年度虚拟变量，以1995年为基础，D96,D97,D98,D99,D2000分别为1996、1997、1998、1999、2000年的虚拟变量，它们可以反映不同年度宏观经济变量对就业的影响，回归变量的系数和常数项用C(N)，N=1,2,10表示。 （三）回归结果 本文通过对中国1995-2000年34个工业行业，每个指标为144个样本数据进行回归，结果见表1。 由表1可看出，产出对就业起很大作用，产出增加带动需求增

12、长，产出每增长1%，就业增长0.7%；出口导向对劳动需求有着较小的正向拉动作用，出口导向每增加1%，劳动需求增加0.1%；进口渗透对劳动需求的影响不具显著性，因此，进口渗透对劳动需求的综合影响不大；资本产出比对劳动需求有着较大的正向影响，这意味着中国的各行业，在资本产出比较大的部门，劳动需求较大。从上述结果还可看出，除各个变量对劳动需求的影响外，各个年度宏观经济环境变化对劳动需求的影响较大，相对于1995年，除1996年度宏观经济环境变化对就业的影响不显著外；从1997年到2000年，宏观经济环境变化对就业的负面影响越来越大，这也说明，随着中国经济体制改革的深入，失业和下岗问题越来越严重。 表

13、1中国工业就业变化的计量经济模型回归结果 被回归变量名称系数 t统计值 P值 常数项 3.18* * * 26.36 0.00 产出 0.70* * * 21.41 0.00 出口导向比 0.10* * * 3.57 0.00 进口渗透比 0.01 0.79 0.43 资本产出比 1.10* * * 9.20 0.00 D96 -0.05 -0.45 0.65 D97 -0.20* -1.86 0.06 D98 -0.52* * * -4.97 0.00 D99 -0.65* * * -5.96 0.00 D2000 -0.72* * * -6.66 0.00 R2=0.76D.W.=1.92

14、F统计值=67.13 说明：* * *代表可信度为99%以上，*代表可信度为90%以上。 为了检验贸易和宏观经济环境是否相互作用共同对就业造成影响，在方程(4)中加入了年度虚拟变量和各回归变量的乘积，回归的结果见表2。 表2中国工业就业的计量经济模型回归结果 被回归变量名称 系数 t统计值P值 常数项 3.20* * * 17.56 0.00 产出 0.70* * * 20.86 0.00 出口导向比 0.12* * 2.02 0.04 进口渗透比 0.00 0.02 0.99 资本产出比 1.10* * * 8.95 0.00 D96 -0.05 -0.20 0.84 D97 -0.21*

15、-0.93 0.36 D98 -0.53* * -2.38 0.02 D99 -0.68* * * -2.97 0.00 D2000 -0.77* * * -3.44 0.00 D96*出口导向比 -0.02 -0.19 0.84 D96*进口渗透比 0.01 0.20 0.83 D97*出口导向比 -0.03 -0.40 0.69 D97*进口渗透比 0.02 0.35 0.72 D98*出口导向比 -0.02 -0.21 0.83 D98*进口渗透比 0.01 0.16 0.87 D99*出口导向比 -0.03 -0.38 0.70 D99*进口渗透比 0.01 0.16 0.88 D20

16、00*出口导向比 -0.05 -0.58 0.56 D2000*进口渗透比 0.02 0.31 0.76 R2=0.76D.W.=1.93F统计值=30.27 说明：* * *代表可信度为99%以上，* *代表可信度为90%以上，*代表可信度为90%以上。 由表2看出，年度虚拟变量即宏观经济环境变化和贸易自由化变量的乘积对劳动需求的影响不显著。因此，在中国渐进式改革中，宏观经济环境变化与出口导向率或进口渗透率没有明显地相互发生作用而对就业产生影响。 四、结论 中国当前经济中出现了较多的下岗和失业问题，从上述计量经济结果来看，出口导向率的增加对就业有一定的带动作用，进口渗透率的增加对就业的影响不

17、显著，也就是说中国的贸易自由化对就业的综合影响没有负面作用；而国内宏观经济环境的变化对就业有着显著的负面影响。因此中国目前出现的下岗和失业问题主要是由于经济体制转轨造成的，我们不能把出现的失业问题归结为对外开放的结果。中国经济体制从计划经济向市场经济的转变，是中国发展经济、提高人民生活水平的必走之路，在计划经济体制下的低效率以及大量的隐性失业阻碍了经济发展，在经济体制改革以后，只不过是隐性失业显性化了，而这种失业的成本主要落在某些特定的地区、行业和社会群体上，如东三省等老工业基地，一些传统的工业行业，低技术、低知识的老工人等，这使得改革似乎不公平，但却是合理的。 中国加入WTO是改革开放的必然结果，是政府做出的重大战略决策，对经济及就业的影响是深远的。从短期来说，中国加入WTO会引起进口竞争部门的劳动力向出口部门转移，在此过程中，出现一些失业是不可避免的。关键的问题是，为保证社会和经济稳定，中国政府需要并且正在建立较健全的社会保障机制，以避免在改革中出现社会动荡。 【参考文献】 1Hine,R.and Wright P.(1998):Trade with Low Economies,Employment and Productivity in U K Manufacturing, The Economic Journal 108,September.第 14 页 共 14 页