关税削减对中国就业变动的影响

郑鑫 薛同锐

摘要：关税削减降低了国外进口产品的价格，对地区劳动力市场就业造成冲击。由于国内各省行业结构与就业分布均不相同，经历的贸易开放程度也不同，因此关税削减对其就业变动的影响各不相同。通过梳理贸易自由化指标的测算方法，本文计算了中国地区关税削减程度，从地区层面分别通过理论和实证分析了关税削减对地区劳动力市场就业变动的影响。总体上看，关税削减抑制了地区就业增长，但存在地区差异。关税削减程度越深，对地区就业变动的负面影响越大；而关税削减程度较低的地区，其就业增加越大或减少越小。

关键词：关税削减就业分布地区关税变动

作者简介：郑鑫，福建师范大学经济学院博士研究生；

薛同锐，南开大学经济学院博士研究生。

本文为国家社科基金项目《贸易与地区收入不平等：基于国内市场扭曲下资源空间再配置的研究》（批准号：17BJL109）、中央高校建设世界一流大学（学科）和特色发展引导专项资金南开大学人文社会科学重点学科骨干人才资助项目《劳动力市场动态演进对我国对外开放效益的影响研究》（项目号：96176702）研究成果。引言

经过30多年的高速发展，中国的经济增长到了瓶颈期，传统的依靠人口红利、环境红利、政策红利推动发展，以劳动密集型产品作为具有比较优势的产品参与国际贸易的方式逐渐不再适用，东南亚地区等具备后发优势的發展中国家已经部分或较为系统地对中国的劳动密集型产品生产形成了替代。随着整体技术水平的进步，中国参与国际贸易的商品呈现技术密集化和资本密集化。然而20世纪90年代以来，发达国家在知识产权问题、技术保护和市场准入上对中国设置了很强的限制。如何在开放条件下优化贸易结构？核心在于经济结构的调整与优化。经济结构变动的核心是产业结构调整，而产业结构的调整与就业结构的变动是同步的，就业结构变动能够推动经济结构转型。本文就关税削减对中国地区就业变动的影响展开研究，为地区贸易深化与经济发展提供相关理论依据。

一、文献回顾

国外的研究主要着眼于进出口贸易与就业总量之间的关系，然而结论却迥然不同。Freeman & Katz（1991）、Revenga（1997）、Grossman（1986）的研究表明，贸易自由化条件下进口产品大量流入国内市场所形成的竞争冲击，对工资收入的影响不大，但是会影响就业的变动，导致经济体内部劳动力跨部门再配置。规模经济理论认为贸易自由化促进产业集聚和就业集聚，引起劳动力地区转移与集聚，形成国家或地区层面的就业调整。Krueger（1970）指出，发展中国家所采取的出口导向型贸易政策推动了本国的产业发展，增加了本国的就业数量。Jenkins（2003）以越南为例进行的研究论证了出口与就业之间存在正相关性。Davis & Haltiwanger（2001）使用就业创造与就业毁灭机制就贸易开放对法国劳动力市场影响的研究表明，汇率波动能够影响部门间劳动力流动转移，进而对就业产生影响。然而，Batiz & Romer（1991）发现，贸易自由化只能对一国技术水平、研发能力产生影响，并不能改变该国原有的生产模式与比较优势，除非随着生产规模的扩大，经过长期的技能积累，才能部分地改变原有生产方式与生产结构。Wacziary & Wallack（2004）使用25个国家的面板数据进行实证分析，发现贸易自由化与就业调整之间并不存在关联性。

“入世”以来，国内学者对该领域的研究开始步入快车道，大量文献从产业层面出发，研究贸易开放对就业的影响。相关研究主要基于时间序列或面板数据，计算出口就业弹性或使用科布-道格拉斯（C-D）函数估算劳动需求函数，实证分析贸易开放对国内就业拉动的影响程度。文献指出，贸易开放促进了国内就业，尤其是出口贸易对劳动密集型产业的就业推动作用尤甚（袁富华，2007；胡昭玲、刘旭，2007；盛斌、马涛，2008；喻美辞，2008；盛斌、牛蕊，2009；毛日昇，2009；罗良文，2004；杨玉华，2007）。魏浩（2011）经过计算，发现出口对纺织品行业的就业贡献达到12%。

在现有分歧之外，还有一种观点认为，贸易自由化对就业的影响程度取决于该国（经济体）的劳动市场特征，如劳动力跨地区（部门）流动速度，能够直接决定就业变动的调整时间。一般来说，那些存在严格的政策限制或就业思维、文化传统固化的国家（地区），其劳动力流动要比完全竞争地区的劳动力流动缓慢的多。Topolova（2007）将贸易自由化对印度城乡地区劳动力市场影响的差异归结于劳动力流动性的缺乏。Currie & Harrison（1997）使用企业层面数据就摩洛哥贸易自由化对就业的影响展开研究，发现不完全竞争条件下，就业结构由于严格的政策法规限制而不能迅速调整，当贸易自由化冲击到来时，企业受法律限制往往选择采用减少利润或提高生产率而不是裁员来应对贸易自由化的不利冲击，导致劳动力市场就业调整缓慢。同样的，Feliciano（1994）、Revenga（1997）对墨西哥的研究也得到了较一致的结论。Kambourov（2009）使用动态一般均衡模型研究贸易自由化对劳动力市场就业的影响，他将劳动力市场特征纳入这一分析之中。研究结论表明，贸易自由化对一个经济体就业调整的影响，主要取决于劳动力流动的灵活程度，地区劳动力流动性越强，贸易自由化条件下其就业的调整就越迅速；反之，劳动力流动性越差的地区，贸易自由化对就业变动的影响越小。

二、地区关税削减程度的测量

大量研究表明，实际关税税率比进口限制、出口促进、贸易与投资便利性等指标更能体现一国的贸易保护程度，然而使用实际关税税率是很困难的。根据Goldberg and Pavcnik（2007）的发现，随着有效关税税率可得性的提高，名义关税税率与有效关税税率之间存在高度正相关性，这一发现意味着基于名义关税税率的研究结果将与以有效关税税率为指标的研究结果一样具备稳健性。尽管有效关税税率指标更加符合实际，但数据的限制使其难以得到准确考量，使用名义关税税率可以较好地替代有效关税税率指标来进行研究。本文在计算过程中同样使用名义关税税率的变动来衡量地区贸易自由化程度的差异。参考Rafael & Kovak（2014）的做法，我们认为关税变动会对国内市场商品价格产生影响，商品价格的变化引发劳动力行业间转移，导致地区（省、市、自治区）劳动力就业分布发生改变。

基于Jones（1975）的模型，笔者将假定条件进行了修改。第一，将研究层面由国家拓展到地区层面，研究以关税变动来衡量的贸易自由化对一国内部各地区劳动力市场的影响；第二，劳动力市场不再假定为充分就业，而是允许失业存在；第三，放松劳动力分布固定不变的假定，允许地区劳动力分布发生变动；第四，放松原有假定条件，允许劳动与资本两要素可以相互替代。在对假定条件做了上述改动后，设一个国家存在多个地区r，r=1，2，3…N，拥有多个产业i，i=1，2，3…N。使用两种生产要素进行生产：L、T，其中L为可用劳动总量。假定L在行业间可自由流动，但在地区间不能自由流动，而特定要素T无论在行业间还是在地区间均不能自由流动，Ti代表r地区i行业的特定要素投入，特定要素一般认为是短期内不能自由流动的要素投入，如矿产资源储备、土地、资本、地区产业集群等（Rodriguez-Clare，2005）。所有地区技术水平相同，即地区内部不同行业生产函数不同，而不同地区相同行业生产函数相同。另外，假定生产规模报酬不变，商品市场与要素市场完全竞争，所有地区面对相同的价格水平Pi。aLi与aTi分别为生产一单位商品i需要投入的劳动和特定要素数量，设Yi为行业产出，则要素市场出清状态为：aTiYi=Tii （1）

∑iaLiYi=L（2）完全竞争假设下，商品价格Pi等于要素报酬，假定工资为w，Ri为特定要素价格，则：aLiw+aTiRi=Pii（3）假定w︿代表工资变动比率，R︿i为特定要素价格变动比率，商品價格变动为P︿i，θi为行业i特定要素成本占总成本的比重，则：1-θiw︿+θiR︿i=P︿ii（4）考虑单位成本最小化情形，根据包络定理，有：1-θia︿Li+θia︿Ti=0i（5）对式（1）进行全微分，得到：Y︿i=-a︿Tii（6）同样地，对式（2）进行微分，令λi为行业i所使用的劳动力占地区总劳动力的比重，λi=Li/L，σi为Ti和Li之间的要素替代弹性，可以得到：∑iλia︿Li-a︿Ti=L︿（7）

a︿Ti-a︿Li=σiw︿-R︿ii（8）将式（8）带入式（7），得到：∑iλiσiw︿-R︿i=L︿（9）式（4）与式（9）可以用矩阵形式表述，改写后为：ΘθL

λ′-∑iλiσiR︿

w︿=P︿

L︿（10）在克莱默法则下，对分区矩阵进行求解得到：w︿=L︿-λ′Θ-1P︿-∑iλiσi-λ′Θ-1θL（11）需要说明的是，对角矩阵Θ的逆矩阵为对角矩阵1/θi，可以推导出商品价格变动与地区劳动力工资变动之间的关系：w︿=-L︿∑i′λi′νi′θi′+∑iβiP︿i（12）

其中，βi=νiθiλi∑i′λi′νi′θi′（13）这一条件意味着当L︿=0时，特定要素价格的变动可以通过式（14）来进行表示：R︿i=Pi︿-1-θiw︿θi（14）将式（13）代入（14），得到地区收入变动与价格变动之间的关系：w︿r=∑iβriP︿ir，βri=νriθriλri∑i′λri′νri′θri′（15）可以看出，商品价格变化的加权平均决定着贸易自由化对于地区工资的影响程度。为了进一步考察关税波动与商品价格之间的关联性，采用进口关税税率与基期关税税率的差值来表示贸易对价格变化的作用程度，既dln（1+τi），其中，τi为关税税率。根据上述条件可知，以1995年为基期的i行业进口关税税率变动为dln1+τi=ln1+τti-ln1+τ1995i，计算出地区层级的关税变化（RTC）为：RTCtr=∑iβridln（1+τti）（i≠N），βri=1θiλri∑j1θjλrj（j=i′≠N）（16）基于上式，采用盛斌（2002）中国工业行业与协调编码货号对应表中与HS货品税则号 所使用的版本为HS2002版本。相对应的行业名称，引用中国进出口统计年鉴中的商品进口关税数据和HS税则号进行算数平均，并以此测算结果作为行业进口关税的衡量标准。由于已有数据难以支持劳动需求弹性生产要素替代弹性的精确计算，因此假定地区劳动需求弹性为固定值，并假设所有行业的生产函数是C-D函数，由于行业要素比重的差异，假设λri=r地区i行业就业人数占r地区就业总量的份额，σri=1且θri=θi，行业i的特定要素成本θi=1-行业i增加值中工资总额所占的比重。为了保证数据准确性和全面性，笔者以分地区分行业的劳动工资总额作为行业劳动力成本的依据，同时用行业就业人数代表就业分布，相关数据的来源分别为《中国统计年鉴》《中国劳动统计年鉴》《中国农业年鉴》《中国工业经济年鉴》。

三、关税削减对地区就业的影响机制

借鉴Head & Ries（1999）的方法，笔者基于Dixit-Stigliz的D-S垄断竞争模型并对其进行拓展，跳出了原模型的国别思维框架，将其进行变形，纳入地区变量，分两步探索关税削减对地区就业产生的影响。第一步分析关税削减对地区产出造成的影响，第二步分析地区产出变动对劳动力需求造成的影响。

假定A国存在多个地区，分别用r表示，r=1，2，3…m，生产多个消费品i，i=1，2，3…m。企业生产规模报酬不变，商品市场与要素市场完全竞争，所有地区面对相同的价格水平Pi。存在B国，其地区划分为d=a，b，c…r地区代表性消费者效用函数为CES函数：Ur=（∑mi=1q（σ-1）σirσ（σ-1）（17）式（17）中，U为消费者效用，qi代表该地区消费者消费的第i种商品的数量，σ为常数项且σ>1，σ的存在意味着不同种类商品之间的替代弹性值固定。

代表性消费者面临的消费约束为：∑mi=1piqir=E（18）pi为r地区代表性消费者面临的第i种商品的价格，qir为能够消费的第i种商品的数量，E为总预算。进一步地，将（17）与（18）结合，构建拉格朗日函数，得到消费者最优消费量为：qir=E∑jp1-σjp-σi（19）从式（19）可知，A国r地区消费者对商品i的最优消费量与收入E成正比，与商品价格pi成反比。此时，假定r地区已有的出口型企业，除了对B国出口之外，企业所生产的产品也提供给国内市场。为方便分析，假定所有企业生产技术无差异，生产函数相同。此时，可以将A国各地区企业所生产的产品总数用出口数量加内销数量进行表示：qA=∑m1qir=qAA+qAB（20）此时，qA为A国企业全部商品产量，qAA、qAB分别表示在国内各地区市场和国际市场销售的数量。结合式（18），得到：∑m1qrr=∑Er∑nArP1-σAA+∑nBrP1-σBAP-σAA，∑ξaqrd=∑Ed∑nArP1-σAB+∑nBrP1-σBBP-σAB（21）式（21）中，nA和PAA分别代表A国企业所生产的不同商品种类及其市场价格，nB和PBA分别为B国企业生产的商品出口到A国之后，在A国r地区市场销售的种类和价格。∑Er为A国各地区消费者用于消费的预算总和。同样的，PAB和PBB分别代表A国商品和B国商品在B国市场的销售价格。∑Ed为B国各地区消费者用于消费的预算总和。

紧接着，对A国r地区的企业e进行相关设定，假定企业边际成本不变（c），则企业利润函数为：πre=pq-cq（22）将式（17）与式（22）相结合，得到企业商品价格为：p=cσ/（σ-1）（23）可以看到，r地区的企业定价标准为在边际成本上进行加成，加成比率为σ/（σ-1）。这时，关税的冲击以从价税形式t表示，国内各个地区r面临的关税冲击程度不同，国内关税削减导致地区贸易自由化程度用trA表示，国外关税削减对地区r的冲击用trB表示，此时A国r地区所生产商品的国内价格（A国）与国外价格（B国）、B国d地区所生产商品的国内价格（B国）及国外价格（A国）之间的关系分别表示如下：σσ-1cAr=PAA=PAB1+trB；σσ-1cBd=PBB=PBA1+trA（24）利用式（22）、式（23）及式（24）的第一个方程，假定企业数量不变，得到A国地区r企业产出qr与A国进口关税之间的关系：∑m1qir（1+trA）=∑m1qrrPBAPBA（1+trA）

=∑Er∑nArP1-σAA+∑nBrP1-σBA2P-σAAσ-1∑nBrP-σBAPBB>0（25）企业数量不变的情况下，垄断竞争模型的结果可以用式（25）表示：A国进口关税提高提升了该国r地区市场的保护力度，导致本国产出增加；反之，A国进口关税削减将降低r地区市场的保护力度，减少地区产出。利用同样的方法就A国r地区产量对B国进口关税变动进行推导得到：qA（1+trB）=∑naqrdPABPAB（1+trB）<0（26）上式表明，B国进口关税的削减将增加其对A国r地区企业产品的进口，导致A国企业产出增加。

在分析了关税与地区产出之间的关系之后，进一步分析地区产出变动对劳动力市场就业的影响。假定A国r地区企业生产函数为：qAr=FLAr，企业对劳动力的需求则可以表示为生产函数的反函数形式：LAr=fqAr，z，其中z代表影响劳动力需求的其他因素。将其进行全微分处理得到：dLAr=f1+trAd1+trA+f1+trBd1+trB+fzdz

其中，f1+trA=fFLArFLAr1+ttrA>0；

f1+trB=fFLArFLAr1+trB<0（27）f/FLAr>0意味着地区产量增加能够带来就业增加，又FLAr/1+trA>0，因此f/1+trA>0。說明A国进口关税变动的方向与地区r产出变动的方向及r地区就业变动的方向一致。进口关税的削减将抑制地区r的就业。

与之相反，f/1+trB<0说明B国的关税削减提高A国r地区企业对劳动力的需求量。

将式（27）分子部分两边同时除以LAr，有：dLArLAr=f1+trALArd1+trA+f1+trBLArd1+trB+fzLArdz

=f1+trA1+trAfd1+trA1+trA+f1+trB1+trBfd1+trB1+trB+fzzfdzz

=θAArd1+trA1+trA+θABrd1+trB1+trB+θzdzz（28）上式中，θAAr、θABr分别表示A国r地区对本国进口关税变动的劳动需求弹性及A国r地区对B国进口关税变动的劳动需求弹性，由于f/1+trA>0及f/1+trB<0，因此θAAr>0而θABr<0。将式（27）对数化处理得到：dlnLAr=θAArdln1+trA+θABrdln1+trB+θzdlnz（29）当trA与trB无限趋近于0的时候，（29）可以写为：dlnLAr=θAArdtrA+θABrdtrB+θzdlnz（30）式（30）说明，A国关税削减导致进口竞争加剧将对A国r地区劳动力市场就业变动产生负面影响，而B国关税削减增加了对A国r地区企业所生产产品的需求，促进了r地区就业。由此，本文得到以下推论：国内关税削减将对国内地区就业产生抑制，国外关税削减将增加国内地区就业。下面，本文将利用国内各地区农业与制造业行业层面数据来对此进行验证。

四、关税削减对地区就业影响的实证分析

（一）方程设定与数据说明

由于各个地区存在的地区特征差异会对结果产生一定的影响，因此需要在计量模型中体现这一差异，例如地区劳动力流动性、地区经济发展程度等。关于地区劳动力流动性的衡量，余官胜（2010）曾进行了详细说明。借鉴他的方法，纳入以工资刚性来衡量的地区劳动力流动性变量，考察关税削减对地区就业变动的影响，计量模型设定如下：dlnEit=α+βXit+β1RTCit+β2labit*RTCit+ui+vt+εit（31）式（31）中，dlnEit=lnEit-lnEi1995，为i地区t年与基年相比的就业变动情况，RTCit表示i地区t年关税削减程度；labit*RTCit为劳动力市场流动性与关税削减的乘积；Xit为其他解释变量。除了关税削减对地区就业产生影响之外，还存在各种其他因素能够对就业造成影响，一般意义上，上期就业变动、地区投资率水平、人均收入水平、城镇化水平等都会对地区劳动力市场就业产生影响，因此将式（31）改写为式（32）：dlnEit=α+β1dlnEit-1+β2RTCit+β3labit+β4lninvit

+β5lnurbit+β6lnproit+β7labit*RTCit+ui+vt+εit（32）式（32）中，ΔlnEit-1为i地区t-1年与基年相比就业的变动情况；RTCit表示i地区t年关税削减程度；labit为i地区t年劳动力市场刚性指标，用来衡量劳动力流动自由度；invit代表i地区t年总投资占国内生产总值（GDP）的比重，urbit代表i地区t年城镇化水平，proit代表i地区t年经济发展程度，用地区人均GDP来衡量；labit*RTCit为劳动力市场流动性与关税削减的乘积；ui为地区控制变量，vt代表时间变量，εit为其他解释变量和误差项。计量模型所使用数据来自于《中国工业经济统计年鉴》《中国农业年鉴》《中国统计年鉴》《中国劳动统计年鉴》。（二）面板数据单位根检验

依据上面的方法和所采用的指标，笔者计算整理了中国31个地区（含西藏）的省级面板数据，在进行面板模型估计之前，首先对面板数据进行单位根检验。分别对关税削减程度（RTCit）、劳动力流动性（labit）、就业变动（lnEit）、地区经济发展情况（proit）、地区城镇化水平（urbit）进行单位根检验。检验结果说明，通过利用LLC方法、Breitung 方法、IPS方法、Fisher ADF 和Fisher PP 共5种方法对相关数据进行单位根检验，证明实证模型中所采用的变量均不能拒绝存在面板单位根的原假设，但相应的一阶差分后的数据序列为平稳过程。（三）回归结果分析

由于回归方程（32）的解释变量中包含被解释变量的滞后一期项，因此，该计量方程式是个动态面板数据回归方程。因为ElnEitεit-1≠0，所以不适合直接对计量方程进行回归。笔者试图尝试使用广义差分矩方法对其进行估计，首先对式（32）两边进行一阶差分得到：ΔdlnEit=ΔdlnEit-1+β1ΔRTCit+β2Δlabit+β3Δlninvit+β4Δlnurbit

+β5Δlnproit+β6Δlabit*RTCit+εit-εit-1（33）对其进行差分的目的，在于创造相信的矩条件，广义差分矩方法根据以下条件来确定工具变量的集合：ElnEit-sεit-εit-1=0，s2；t=3，…，T；

EXit-sεit-εit-1=0，s2；t=3，…，T；

Eεit-sεit-εit-1=0，s2；t=3，…，T（34）式（34）中的Xit-s代表解释变量的集合，由于解释变量中的投资水平等变量受个体理性选择的影响，因此一定程度上可能对其他变量具有依赖性，从而导致内生性。为了消除内生性所带来的的回归误差，考虑采用各变量的滞后一期项作为工具变量对方程进行回归。

在对面板数据进行单位根检验后，将样本分为全国样本和地区样本，分别对其进行估计，表1显示了面板回归估计结果。

回归结果发现，无论是全国样本还是地区样本，dlnEit-1 的系数值始终为正，且解释度很强，这说明了就业变动的持续性，工作岗位短期内不会剧烈变动。就全国样本而言，分析期内，贸易开放（RTCit）对地区就业变动（dlnEit）的影响显著为正，地区关税削减程度越大，对地区就业变动的负面影响越大。说明关税削减对中国地区就业起抑制作用。這也与关税削减程度较高的地区存在大量的劳动密集型企业有关，而关税下降程度最高的就是这些原本受到保护的传统意义上具有比较优势的行业，因此这些部门受到的冲击最大，大量聚集的农民工和内地打工者将遭到关税削减带来的负面冲击。此外，（labit）对就业的影响显著为负，劳动力流动性越缺乏，对地区就业变动的抑制作用越明显。这可能是由于劳动力流动性较强的地区本身经济活力较强，工人的就业机会和转换工作的可能远远大于其他地区，结论与已有的国内外文献结论相一致。lninvit对劳动市场就业变动的影响为正，但并不显著，说明各地区的投资比重相差不大，对劳动力就业市场的影响也不明显。地区城镇化水平（urbit）对就业变动的影响同样显著为正，说明城镇化水平越高的地区，就业受关税削减的冲击越大。城镇化水平越高，意味着农村劳动力不断向城市转移，此外新农村建设等城镇化措施催生更多的乡镇企业与家庭企业，吸收了部分工人就业。而关税削减程度越大的地区往往城镇化水平越高，对地区就业的负面冲击也更明显。地区经济发展情况（proit）对就业的影响，总体上存在负向效应，分区域结果显示，关税削减程度越大的地区，地区经济水平对劳动市场就业变动的抑制作用越小，这也反映了一个国家经济增长对就业的促进作用，但各地区之间的差异并不明显且结果也不显著。劳动流动刚性与关税削减的乘积项（labit*RTCit）系数为正，说明地区劳动力市场刚性程度越高，关税削减对就业的负面影响越大；劳动力市场刚性越低，对就业的负面影响越小。对于这一现象，笔者认为可能与国企改革及职工下岗的历史背景有关。由于国内主要出口劳动密集型产品，当一个地区劳动力市场刚性越弱，则越容易促使工人由受冲击部门向其他部门转移。

通过对结果进行稳健性检验，将中等关税削减地区样本剔除，只考察关税削减对贸易自由化程度较高和贸易自由化程度较低地区就业变动的影响情况，并将考察期一分为二，因为2005年之后关税缺乏变异性，以2005年作为时间分割点。稳健性检验的结果为上文结论提供了较强的支撑。结论发现，从实行关税削减到加入世界贸易组织（WTO）这段时期，国内加工贸易发展迅速，尽管面临国外的产品冲击，但由于低廉的劳动力使用成本，关税削减程度较大的地区在劳动密集型产品的生产上依然具有比较优势。在这一过程中，东部沿海省份由于其加工贸易产业的集聚性，吸引了大量的中西部劳动者前往就业，关税削减对各区域就业变动的影响差异不大。随着劳动力用工成本的上升和原本落后的其他发展中国家参与国际市场竞争，原来的成本优势不复存在，加上金融危机的冲击，沿海地区劳动密集型企业纷纷倒闭或停产，造成大面积的失业。而关税削减程度较低的地区，在关税削减开始时段，劳动力大量流向沿海地区劳动密集型企业，地区就业增长被抑制，在2005年之后，这些地区所受的冲击要小于关税削减程度更高的地区。因此，关于关税削减对地区劳动力市场就业的影响，既需要考察其总体效应，也需要根据国情，对不同时期的劳动市场就业变动分开讨论。

六、结论与政策建议

本文探讨了关税削减对地区就业变动的影响。研究结论表明：首先，关税削减抑制了地区就业增长，但存在地区和行业差异。关税削减程度越深，对地区就业变动的负面影响越大，劳动越密集的行业受到冲击越大。其次，关税削减条件下，劳动力流动性对地区就业的变动存在重要影响，一个地区的劳动力流动性越强，对就业变动的负面影响就越小，而劳动力流动性越弱，对地区就业变动的抑制越大。最后，将中国的贸易自由化进程分为两个时段，1996—2005年为加工贸易发展期，2005—2011年为产业结构调整期（因2005年后中国关税趋于稳定，2011年后差异不大，同时考虑两个阶段的对比更有参照性，故未取用2011年后数据）。在第一个时段中，贸易自由化对关税削减较高地区的就业抑制与关税削减较低的地区相比差别不大；在第二个时段中，当劳动力成本优势逐渐丧失之后，关税削减对就业的抑制开始显现。

鉴于上述研究结论，笔者认为在当前着力推进贸易自由化的同时应该密切关注其对地区劳动就业结构的冲击，对于贸易程度較高、劳动密集程度较高以及劳动流动性较弱的地区和行业给予高度的重视。（一）消除劳动力流动壁垒，完善劳动力流动机制

关税削减对地区劳动力市场的影响，受到地区劳动力市场刚性的制约。当一个地区劳动力市场刚性越大、劳动力流动性越差时，贸易自由化对地区就业增长的影响越消极。因此需要采用法律和经济措施，尽可能完善劳动力流动机制，削除阻碍劳动力自由流动的壁垒。目前国企改革已进入深水区，国有企业、政府等单位在用人制度方面都比较程序化和规范化。而民营企业等单位在用人裁人方面都比较随意，虽然政府也出台了一系列保护劳动者利益的法律法规，要求规范用人单位的用人行为。但是国内劳动力市场的“界限”仍比较明显，主要体现在国企和政府的工作人员由于“铁饭碗”的存在而不易失业，而劳动者又很难从民营单位转移到政府或国企等单位，导致劳动力市场就业缺乏弹性。贸易自由化的冲击，首先受波动的往往是民营的劳动密集型产业，大量的失业人员无处可去，只能选择自主择业或失业，从而造成统计数据中失业率增加。劳动力流动灵活性的缺失导致地区就业在贸易自由化进程中调整缓慢，对地区经济发展不利。（二）完善劳动者失业保障，积极推动大众创业

关税削减程度越高的地区，对技能劳动力就业结构的负面效应越大。这需要政府予以关注并采取措施，可以考虑给相关失业人员提供临时失业救助，保障其基本生存和再次就业前的过渡期生活。具体而言，应从以下几个方面入手：首先，可以成立中小企业发展基金，建立规范的互联网创业基金和其他创投基金，让中小企业更多地享受政府创业基金的支持，并努力提供全方位服务，促进地区产业结构优化调整，培育新的经济增长点。其次，应为创业提供法制保障、规范监管、搭建公平竞争的平台、减少政策性阻碍，用互联网思维去修订已不适用于创业创新的法律法规，促进创业创新。其他手段包括降低创业企业准入成本、保障就业人员流动和强化企业专利保护，制定规范的产权定价机制和转移退出机制，最大限度地支持中小企业、个人创业。最后，需要建立小微企业融资增信体系，为中小企业创新发展“保驾护航”。（三）加大创新研发投入，提高人力资本存量

目前，中国地区差距、城乡差距持续扩大，其中一个重要原因在于地区所拥有的劳动力技能丰裕程度不同及人力资本地区分布不均。尽管关税削减在一定程度上抑制技能就业结构的改善，但并不意味着对技能工人需求的减少。贸易自由化带来的技术进步与进口竞争最终必然增加对技能熟练工人的需求。因此，要想通过贸易自由化实现地区差距缩小、促进贸易福利增长，必须考虑提高劳动力中的技能劳动比重，提高人力资本存量。政府层面可以采取的具体方式有：加大农村地区教育投入，完善农村基础设施建设，减少地区教育差距；加强员工职业技能培训，实行劳动力的供给侧改革，积极保障企业对技能工人的需求；宣传创新理念，强化创新思维，加强创新研发资金投入力度，考核创新效果；以引领潮流的大数据、互联网思维，推动创新成果企业化、市场化，从国家层面、地区层面、企业层面、劳动者个体层面全方位提高人力资本存量。

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责任编辑：李蕊