中國制造業(yè)價值鏈長度對就業(yè)彈性影響的實證

郭 沛，秦晉霞

（1.山西大學 經(jīng)濟與管理學院；2.山西省工業(yè)設(shè)備安裝集團有限公司，太原 030006）

0 引言

就業(yè)是民生之本，面對競爭日益激烈的就業(yè)環(huán)境，我國政府積極創(chuàng)造良好的就業(yè)機會以緩解其壓力，但是由于國內(nèi)市場的飽和性，隨著對外開放程度的不斷加深，我國開始將視野放寬至國外市場。全球價值鏈作為經(jīng)濟全球化擴展的產(chǎn)物，它的不斷延伸會對參與國勞動力市場產(chǎn)生顯著的影響[1]。參與全球價值鏈分工對各國的勞動力市場，尤其是對發(fā)展中國家的勞動力市場有著巨大的現(xiàn)實意義。

本文主要研究參與全球價值分工對我國勞動力市場就業(yè)效應(yīng)的影響，現(xiàn)有文獻主要包括兩部分：一是參與全球價值鏈分工對勞動需求總量的影響，學者們肯定了參與全球價值鏈分工會增加我國的勞動需求[2,3]，但是對這一命題的實證研究較少；二是參與全球價值鏈分工對勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響[4,5]，均得出參與全球價值鏈分工對就業(yè)結(jié)構(gòu)具有重要影響[6,7]，但是參與全球價值鏈分工對中國的就業(yè)結(jié)構(gòu)會產(chǎn)生怎樣的影響卻未得出一致的結(jié)論?；诖?，本文選取2000—2014年世界投入產(chǎn)出表中的相關(guān)面板數(shù)據(jù)測算了中國17個制造業(yè)的價值鏈長度，并根據(jù)要素密集度的不同，分組檢驗了價值鏈長度對就業(yè)彈性的影響。對這一命題的研究對我國制造業(yè)更好地參與全球價值鏈分工，制定就業(yè)政策、緩解就業(yè)壓力具有積極的意義。

1 相關(guān)變量的測算

1.1 中國制造業(yè)的價值鏈長度

1.1.1 價值鏈長度的測算方法

關(guān)于價值鏈長度的測算方法，國內(nèi)外學者均采用Fally等(2013)[8]的多國測算模型[9,10]。

其中，Nim、Njn分別表示m國產(chǎn)品i和n國產(chǎn)品j的價值鏈長度指數(shù)，ujnim表示為生產(chǎn)m國1單位價值的i產(chǎn)品n國所需要投入的j產(chǎn)品的價值。矩陣推導后得到的價值鏈長度指數(shù)計算公式如下：

其中，N為價值鏈長度列向量,u為單位列向量，A為投入產(chǎn)出直接消耗系數(shù)矩陣，(I-A)-1為里昂惕夫逆矩陣。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2016年更新后的世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫（WIOD），更新之后的WIOD數(shù)據(jù)庫中包括2000—2014年45個國家56個行業(yè)的數(shù)據(jù)。世界投入產(chǎn)出表有效地解決了中國投入產(chǎn)出表年份不連續(xù)的缺陷，可以更好地顯示出我國制造業(yè)價值鏈長度的年度變化趨勢。

1.1.2 中國制造業(yè)部門的價值鏈長度分析

根據(jù)公式（2）對中國制造業(yè)部門的價值鏈長度進行測算，2000—2014年期間中國制造業(yè)價值鏈的平均長度由2000年的2.6356延伸到2014年的3.0523。價值鏈的延長表明制造業(yè)在參與全球分工的程度不斷加深，其技術(shù)水平也在我國對外開放的過程中有所提升，基于智能制造、轉(zhuǎn)型升級等相關(guān)政策的出臺，我國制造業(yè)部門在整個價值鏈鏈條中逐步實現(xiàn)由底端的加工組裝向設(shè)計等位置的攀升。

從各部門價值鏈長度值來看，2000年、2001年和2004年價值鏈最長的部門為金屬制品業(yè)（除機器、設(shè)備），其余年份價值鏈最長的部門均為汽車制造業(yè)；除2000年、2006年以及2007年外，家具制造及其他制造業(yè)的價值鏈長度均為最短，其他年份價值鏈長度最短的部門為石油精煉及核燃料和電子及光學設(shè)備制造業(yè)。就其增長幅度來看，2000—2014年期間中國制造業(yè)整體部門的價值鏈長度平均增加了13.65%，其中，增長幅度最高的部門為印刷業(yè)、記錄媒介的復制業(yè)，其價值鏈長度增幅為19.93%，增長幅度最低的部門為金屬制品業(yè)，其價值鏈長度增長了7.64%?；谝孛芗鹊牟町惗裕?000—2014年間勞動密集型制造業(yè)部門價值鏈長度的增長幅度為15.42%，由2000年的2.5239增長到2014年的2.9841；資本密集型部門的平均價值鏈長度值由2000年的2.6787增長到2014年的2.9968，增長了10.62%。2000—2014年間我國勞動密集型制造業(yè)的價值鏈長度平均值增長率相對較高，通過以上數(shù)據(jù)以及制造業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀均可以表明其技術(shù)水平有了顯著提高。

根據(jù)相關(guān)測算可知，2000—2014年間中國制造業(yè)各部門產(chǎn)品價值鏈長度呈現(xiàn)出以下特征：第一，中國制造業(yè)各部門價值鏈長度總體呈上升趨勢，在18個制造業(yè)中價值鏈長度增長趨勢最明顯的部門為勞動密集型制造業(yè)印刷業(yè)、記錄媒介的復制業(yè)，2000—2014年的增長幅度為19.93%，價值鏈長度增長率最小的部門為金屬冶煉及延壓加工業(yè)（資本密集型部門），其增長率為7.64%。對于勞動密集型制造業(yè)印刷業(yè)、記錄媒介的復制業(yè)，由于其在技術(shù)上的弱勢以及我國勞動力豐裕使得其在參與全球價值鏈分工中具有一定的發(fā)展?jié)摿?。第二，從各部門價值鏈長度的變化趨勢來看，在2001—2003年和2009—2011年分別出現(xiàn)價值鏈長度縮短的現(xiàn)象。在2001—2003年期間，我國剛加入WTO，進一步的對外開放政策在促進我國對外貿(mào)易發(fā)展的同時，會對我國部分傳統(tǒng)行業(yè)造成一定的沖擊，使得其價值鏈長度出現(xiàn)暫時性縮短；之后，國內(nèi)各行業(yè)之間的相互合作關(guān)系將隨著我國對外貿(mào)易的進一步發(fā)展而日益密切，這使得我國國內(nèi)的中間產(chǎn)品貿(mào)易得到迅速發(fā)展，進而使得價值鏈長度出現(xiàn)積極的增長趨勢；2009—2011年制造業(yè)各部門產(chǎn)品價值鏈長度出現(xiàn)縮短的現(xiàn)象，這與馬風濤（2015）[9]得出的結(jié)果一致，這可能源于全球經(jīng)濟衰退導致中間投入品貿(mào)易明顯下滑。

1.2 中國制造業(yè)的就業(yè)彈性

1.2.1 就業(yè)彈性的測算

本文選用點彈性估算方法對中國制造業(yè)2000—2014年間的就業(yè)彈性進行測算。具體計算公式如下：

其中，EL為就業(yè)彈性，L為某行業(yè)的勞動力數(shù)量，Y為該行業(yè)的產(chǎn)值，本文選用制造業(yè)大中型工業(yè)企業(yè)的平均從業(yè)人員數(shù)作為該行業(yè)的就業(yè)人數(shù),大中型工業(yè)企業(yè)的工業(yè)增加值作為其產(chǎn)值。對于部分缺失年份的企業(yè)增加值數(shù)據(jù)的處理方法如下：2004年各細分行業(yè)增加值通過行業(yè)總增加值與行業(yè)總產(chǎn)值的比率再乘以2004年各細分行業(yè)的產(chǎn)值計算得到，而2008年之后的數(shù)值則參照楊振兵和張誠(2015)[11]的研究對其進行推算，即當年行業(yè)增加值等于當年行業(yè)增加值的年末累計增長與上一年的行業(yè)增加值的乘積。

1.2.2 中國制造業(yè)就業(yè)彈性的分析

利用公式（3）對2000—2014年中國制造業(yè)各部門就業(yè)彈性進行計算。從制造業(yè)整體情況來看，2000—2014年間我國制造業(yè)部門的就業(yè)彈性總體呈上升態(tài)勢，但期間存在起伏，從2000年的-0.7417增長到2014年的0.1114。從不同要素密集度來看，勞動和資本密集型行業(yè)就業(yè)彈性均呈增加趨勢，2000—2014年期間勞動密集型行業(yè)的平均就業(yè)彈性由-0.0719增加到0.0289，資本密集型行業(yè)的平均就業(yè)彈性由-0.6697增加到0.0083，資本密集型行業(yè)的平均就業(yè)彈性的增長幅度明顯高于勞動密集型行業(yè)，且資本密集型行業(yè)的平均就業(yè)彈性顯著低于勞動密集型行業(yè)，與現(xiàn)實資本密集型行業(yè)需要較少的勞動要素完全相符。

整體制造業(yè)就業(yè)彈性的變化趨勢表現(xiàn)為：第一，2000—2002年期間，中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長率為正值，而在此期間該行業(yè)的就業(yè)彈性出現(xiàn)負值，也就意味著該行業(yè)的經(jīng)濟增長對就業(yè)出現(xiàn)“擠出效應(yīng)”。這可能是因為自2001年中國加入WTO以來，國際交往的頻繁提升了對我國制造業(yè)智能化、專業(yè)化等的相關(guān)需求，這將加速我國制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，從而減少對非熟練勞動力的需求；第二，在2004—2007年、2009年和2012—2014年就業(yè)彈性出現(xiàn)3段較明顯的下降，而在此3個階段內(nèi)，增加值均呈現(xiàn)出上升狀態(tài)，根據(jù)張車偉和蔡昉（2002）[12]的觀點，就業(yè)彈性的下降表征該部門發(fā)生了生產(chǎn)投入要素的結(jié)構(gòu)性變化，即勞動力要素投入減少，而資本和知識要素投入不斷增加。表明在這期間我國制造業(yè)由于受到金融危機或者是產(chǎn)業(yè)升級等的影響，倒逼我國制造業(yè)生產(chǎn)要素的投入發(fā)生變化，雖然就業(yè)出現(xiàn)明顯的下降，但是對我國整個制造業(yè)而言卻是向好發(fā)展的表現(xiàn)。

就我國制造業(yè)各細分行業(yè)的數(shù)據(jù)而言，2000—2014年中國制造業(yè)各部門就業(yè)彈性呈現(xiàn)以下特征：第一，各制造業(yè)部門的就業(yè)彈性這一指標均為正，由此可以看出，制造業(yè)部門目前依然是拉動中國國民就業(yè)的最主要部門。第二，采用點彈性計算得出的就業(yè)彈性數(shù)據(jù)各年份波動性較大，故通過對相關(guān)細分行業(yè)數(shù)據(jù)做線性趨勢線分析，可以得出其大致的波動趨勢；第三，就業(yè)彈性波動下降的部門僅有2個，均為勞動密集型部門?；趶堒噦ズ筒虝P（2002）[12]的觀點，這表明我國勞動密集型的部分行業(yè)在對外開放過程中正在逐步擺脫勞動要素的限制，生產(chǎn)要素的投入逐步轉(zhuǎn)向增加資本和技術(shù)，其技術(shù)水平在逐步提升。

2 模型設(shè)定、變量選取和數(shù)據(jù)來源

2.1 計量模型設(shè)定

本文借鑒Falk等（2007）提出的用于分析行業(yè)勞動需求的標準方程，構(gòu)建如下計量模型：

由于企業(yè)的就業(yè)調(diào)整具有時滯性，需要加入滯后項，因此在式（4）的基礎(chǔ)上進行調(diào)整，修正后的動態(tài)面板模型如下：

其中，ELit表示t年i行業(yè)的就業(yè)彈性；ELit-1表示就業(yè)彈性的滯后項；Gvcit表示t年i行業(yè)的價值鏈長度；作為就業(yè)彈性的控制變量，分別表示技術(shù)進步、勞動力價格、行業(yè)規(guī)模、資本貢獻率和資本產(chǎn)出比。

2.2 變量選取與數(shù)據(jù)來源

（1）主要變量：中國制造業(yè)價值鏈長度（GVG），根據(jù)式（2）計算得到，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫。中國制造業(yè)就業(yè)彈性（EL），根據(jù)式（3）計算所得。平均從業(yè)人員數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》；2008年之前的制造業(yè)企業(yè)增加值數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》，之后的數(shù)據(jù)參照楊振兵和張誠（2015）[11]的方法進行推算。

（2）控制變量：技術(shù)進步（R&D），根據(jù)理論判斷其與就業(yè)彈性可能呈反向變動關(guān)系，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》；勞動力價格（PL），其與就業(yè)彈性可能呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系，本文選取實際工資水平來衡量勞動力價格，并利用1978年為基期的城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)進行了平減，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》；企業(yè)規(guī)模（Scale），由于我國制造業(yè)以加工貿(mào)易為主，其技術(shù)水平有限，故認為企業(yè)規(guī)模越大，所需的勞動力越多，與就業(yè)彈性成正比；資本產(chǎn)出比（K/Y），單位產(chǎn)出所需投入的資本量，資本產(chǎn)出比與生產(chǎn)技術(shù)水平具有一定的對應(yīng)關(guān)系，技術(shù)一般起到了節(jié)約資本的作用，低的資本產(chǎn)出比表明該部門生產(chǎn)技術(shù)較高，則造成就業(yè)彈性下降，故預期資本產(chǎn)出比與就業(yè)彈性成正比；總資產(chǎn)貢獻率（RC），總資產(chǎn)貢獻率可以衡量各行業(yè)的經(jīng)濟利潤及其綜合盈利能力，預期其與就業(yè)彈性呈正向變動關(guān)系。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》。相關(guān)變量說明見表1。

表1 相關(guān)變量說明

3 計量結(jié)果及分析

由于培訓成本、勞動合同等因素的存在，就業(yè)彈性本身具有一定的滯后性，因此本文在計量模型中加入了被解釋變量的滯后一期。動態(tài)面板數(shù)據(jù)一般會存在動態(tài)面板偏差，因此本文運用廣義矩估計(GMM)對式（2）進行估計。表2為廣義矩估計（GMM）的估計結(jié)果。其中，第[1]至[3]列為差分GMM的估計結(jié)果，第[4]至[6]列為系統(tǒng)GMM的計量結(jié)果。第[4]列為價值鏈長度等變量對整體制造業(yè)就業(yè)彈性的影響，第[5]列為各變量對勞動密集型制造業(yè)就業(yè)彈性造成的影響，第[6]列為各變量對資本密集型制造業(yè)就業(yè)彈性產(chǎn)生的影響。根據(jù)表2的計量結(jié)果，估計模型均能通過Arellano and Bond檢驗，即擾動項存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，且在5%的顯著性水平下接受“所有工具變量均有效”的假設(shè)。

表2 模型估計結(jié)果

由表2可以看出：系統(tǒng)GMM和差分GMM的實證結(jié)果在系數(shù)符號、大小和顯著性方面基本保持一致，驗證了回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)定性，但是相對于差分GMM，系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果更為準確，因此本文主要對系統(tǒng)GMM的計量結(jié)果進行分析。根據(jù)表2可得出以下結(jié)論：

（1）價值鏈長度對就業(yè)彈性的影響

對于總體制造業(yè)而言，中國制造業(yè)價值鏈長度的變化對就業(yè)彈性的影響為負，且在1%的顯著性水平下顯著相關(guān)?？赡艿脑蚴牵菏紫龋S著某部門價值鏈長度的延長，該部門產(chǎn)品生產(chǎn)工序的復雜程度以及產(chǎn)品的科技含量均隨之提高，這會促使其勞動生產(chǎn)率不斷提高，進而減少對勞動力的需求；其次，隨著我國制造業(yè)領(lǐng)域勞動生產(chǎn)率以及產(chǎn)品科技含量的提升，我國目前的人才培養(yǎng)能力并不能滿足其技能改善的需求，在勞動力市場中體現(xiàn)為典型的“就業(yè)難和用工荒”，這在一定程度上限制了我國制造業(yè)對就業(yè)的拉動作用。最后，產(chǎn)業(yè)升級可以從價值鏈角度解釋為價值鏈中低端經(jīng)濟體沿著價值階梯向上攀升的過程，故價值鏈長度的延長會推動我國制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，進而倒逼生產(chǎn)投入要素的轉(zhuǎn)變，促使生產(chǎn)投入要素由勞動轉(zhuǎn)變?yōu)橘Y本、技術(shù)，最終導致就業(yè)彈性的下降。

對于勞動、資本等不同密集型制造業(yè)部門而言，其價值鏈長度對就業(yè)彈性的影響均為負，且都通過了顯著性水平檢驗。通過對兩種細分制造業(yè)部門相關(guān)實證數(shù)據(jù)對比可知，勞動密集型制造業(yè)主要變量間相關(guān)系數(shù)的絕對值更高，即對于勞動密集型部門而言，價值鏈長度變動1%，其就業(yè)彈性的變動值比資本密集型制造業(yè)的變動值更大，可能的原因是由該類型制造業(yè)本身的特質(zhì)決定的，其就業(yè)人數(shù)較多但是勞動力質(zhì)量相對較差，隨著各部門貿(mào)易往來的增加以及對外交往的深入，價值鏈長度不斷延長的同時，生產(chǎn)工序的復雜度以及專業(yè)化程度不斷增加將直接刺激其技術(shù)水平及勞動生產(chǎn)率的提升，這會直接導致就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，大量減少了對低技術(shù)勞動力的需求，再加之勞動密集型部門人力資本的限制，高技術(shù)勞動力供給不足，造成其就業(yè)彈性的大幅下降。而對于資本密集型部門，生產(chǎn)要素投入比例不同于勞動密集型部門，資本、知識和中、高技術(shù)勞動力投入相對于低技術(shù)勞動力較多，隨著價值鏈長度的延長，由于本身勞動力的性質(zhì)和結(jié)構(gòu)不會造成勞動力的大規(guī)模減少，即價值鏈長度對就業(yè)彈性的影響相對較少。

（2）技術(shù)進步、總資產(chǎn)貢獻率等控制變量對就業(yè)彈性的影響

技術(shù)進步對整體制造業(yè)就業(yè)彈性的影響為負，但未通過顯著性水平檢驗，這說明技術(shù)進步將會提高行業(yè)的勞動生產(chǎn)率，提升勞動力的利用率，致使其勞動力的吸納能力下降，但由于受到創(chuàng)新環(huán)境、獎勵機制以及科技創(chuàng)新能力等的影響，會使其對就業(yè)彈性的影響能力有限。我國的勞動密集型制造業(yè)以“兩頭在外”的加工貿(mào)易模式為主，我國仍是承接處于價值鏈低端的加工、組裝環(huán)節(jié)，隨著生產(chǎn)技術(shù)水平的提升，會增加對熟練勞動力的需求，但是對低技術(shù)勞動力的需求卻不會出現(xiàn)縮減，因此，技術(shù)進步并不能使我國勞動密集型制造業(yè)的就業(yè)彈性下降。對于資本密集型制造業(yè)而言，技術(shù)進步會導致其就業(yè)彈性上漲，但未通過顯著性檢驗。不論是對于整體制造業(yè)還是不同要素密集度行業(yè)而言，隨著勞動力價格即工資收入的增加，就業(yè)彈性也出現(xiàn)增長。這與最初的預期不符，就業(yè)市場的不成熟將導致價格不能正常地發(fā)揮其調(diào)節(jié)供需狀況的功效。價格的調(diào)節(jié)作用失效會出現(xiàn)供需狀況的不匹配，使市場失衡，同樣勞動力價格的失效也會使勞動力市場存在勞動力數(shù)量以及結(jié)構(gòu)的錯配，當勞動力素質(zhì)以及高校的培養(yǎng)機制并不能與市場需求相對應(yīng)時，勞動力價格對勞動力數(shù)量、結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)功能將完全失效。隨著行業(yè)規(guī)模的逐步擴大，對勞動力數(shù)量的需求會隨之增加，進而其就業(yè)彈性將呈不斷增加態(tài)勢。資本產(chǎn)出比對整體制造業(yè)就業(yè)彈性的影響為負，這與預期相反，則表明在產(chǎn)出一定的條件下，隨著資本投入的增加，勞動力投入相對減少，表明資本對勞動的替代作用兩者投入比例不一致會造成資本浪費嚴重，同時也表明該行業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平低下。而資本產(chǎn)出比對勞動密集型制造業(yè)就業(yè)彈性的影響為正，符合資本投入比與技術(shù)水平的對應(yīng)關(guān)系。總資產(chǎn)貢獻率越高，表明該部門的獲利能力越高，越有能力支付更高的工資，對勞動力的吸引較大，尤其是對于勞動密集型行業(yè)的勞動力高工資的吸引力更大，故總資產(chǎn)貢獻率對就業(yè)彈性具有正的勞動作用。

4 結(jié)論

本文運用投入產(chǎn)出法對中國制造業(yè)面板數(shù)據(jù)中2000—2014年各細分行業(yè)的生產(chǎn)價值鏈長度進行測算，并對制造業(yè)及其不同要素密集度部門價值鏈長度的變化對就業(yè)彈性的影響進行分析。得出以下主要結(jié)論：（1）價值鏈長度對就業(yè)彈性的影響為負，隨著我國制造業(yè)參與全球價值鏈分工程度的加深，會在一定程度上推動我國制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，進而倒逼生產(chǎn)投入要素的轉(zhuǎn)變，促使生產(chǎn)投入要素由勞動轉(zhuǎn)變?yōu)橘Y本、技術(shù)轉(zhuǎn)變。（2）技術(shù)進步、勞動力價格等控制變量對就業(yè)彈性的影響，對于整體制造業(yè)而言：資本產(chǎn)出比對其就業(yè)彈性的影響為負，而總資產(chǎn)貢獻率對就業(yè)彈性的影響為正，其他變量對就業(yè)彈性的影響不顯著。對于勞動密集型制造業(yè)而言，對就業(yè)彈性起正向促進作用的變量為技術(shù)進步、勞動力價格、資本產(chǎn)出比和總資產(chǎn)貢獻率；而對于資本密集型制造業(yè)而言，除勞動力價格對就業(yè)彈性具有正的促進作用之外，其他變量對其影響不顯著。