程中海，柴永樂

（石河子大學 經(jīng)濟與管理學院，新疆 石河子 832003）

一、引言及文獻綜述

就業(yè)問題長期是學者們研究的焦點之一，也是中國著重關注并需迫切解決的難題，充分就業(yè)是促進經(jīng)濟增長的重要保障（蔡昉，2004）[1]2-9。已有研究表明，對外貿(mào)易與就業(yè)之間存在顯著的正向相關關系，即當對外貿(mào)易快速發(fā)展時，就業(yè)水平顯著增加。中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)顯示，1990—2016 年，我國對外貿(mào)易額由5 560.1 億元增加至243 386.5億元，年均增長率16.99%；就業(yè)人數(shù)由56 740萬人增加到77 603萬人，年均增長率為1.23%。因此，厘清對外貿(mào)易發(fā)展與就業(yè)增長的內(nèi)在關聯(lián)機制，對實現(xiàn)高質(zhì)量貿(mào)易發(fā)展和充分就業(yè)具有重要的現(xiàn)實意義。

隨著“一帶一路”建設的推進，新疆作為絲綢之路經(jīng)濟帶核心區(qū)，其經(jīng)濟社會發(fā)展事關全局。其中，如何提高新疆就業(yè)水平和質(zhì)量，則成為實現(xiàn)新疆社會穩(wěn)定和長治久安總目標的關鍵所在。李克強總理強調(diào)指出，“......就業(yè)是新疆最大的民生問題，以增加就業(yè)為重點，加快改善民生，促進社會穩(wěn)定”。同時，在新時期新疆作為中國向西開放的最前沿，對外貿(mào)易發(fā)展面臨新的重大歷史機遇。據(jù)新疆統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)顯示，新疆1990—2016 年進出口總額由19.62 億元上升到1 193.17 億元，增長近61 倍，年均增長率121.82%。截至2016 年，新疆就業(yè)人數(shù)增加到1 263.11 萬人，同比增長5.6%，城鎮(zhèn)失業(yè)率降低為3.2%。新疆實現(xiàn)充分就業(yè)對促進社會和諧、團結(jié)、繁榮和富裕具有積極的作用。

對外貿(mào)易與就業(yè)的關系長期以來得到眾多學者的關注。學者們研究對外貿(mào)易對就業(yè)的影響效果主要分為促進和抑制。一些學者認為對外貿(mào)易有助于就業(yè)水平的提高。發(fā)展中國家出口導向型的對外貿(mào)易策略能夠促進本國就業(yè)增加（Krueger,1970）[2]377-379。Messerlin（1995）[3]89-124和Jenkins（2003）[4]13-28分 別 研究法國與越南的進出口貿(mào)易，也得到相似的結(jié)論。在中國，出口增加有助于就業(yè)增多，進口增加則對就業(yè)的影響不顯著（俞會新、薛敬孝，2002）[5]10-13。在1995—2009 年，中國總就業(yè)量有很大提高，出口擴張是推動就業(yè)增加的主要因素（衛(wèi)瑞、莊宗明，2015）[6]53-80。但是，有些學者卻提出相反的意見。Scott（2003）[7]80-102和Hoi Van Ha &Tuyen Quang Tran (2017)[8]531-557等從不同國家和角度認為貿(mào)易與就業(yè)呈現(xiàn)反向關系。中國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變革對就業(yè)量產(chǎn)生不利影響（周申、李春梅，2006）[9]3-13+108。中間品的進口不利于就業(yè)總量的增加（羅軍、陳建國，2014）[10]49-58。劉望、鄭明望（2017）[11]57-62發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟開放不利于農(nóng)業(yè)和工業(yè)吸納勞動力。導致學者產(chǎn)生學術觀點分歧的主要原因之一可能是在研究對外貿(mào)易與就業(yè)的關系時未能考察兩者關系的內(nèi)在傳導機制，而已有研究表明在各種生產(chǎn)要素投入水平既定條件下所產(chǎn)生的額外生產(chǎn)效率，即全要素生產(chǎn)率（英文全稱Total Factor Productivity，簡稱TFP）對對外貿(mào)易和就業(yè)均產(chǎn)生較大影響。

對外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率的關系同樣是國內(nèi)外學者研究的熱點。貿(mào)易自由化帶來了生產(chǎn)率的提高（SOzler、KYilmaz，2002）[12]。Melitz(2003)[13]1695-1725用企業(yè)異質(zhì)性理論解釋生產(chǎn)效率高的企業(yè)憑借技術優(yōu)勢參與國際貿(mào)易，低生產(chǎn)率的企業(yè)則無法進入。M.Haddad（2010）[14]研究認為對外貿(mào)易可以促使企業(yè)引進先進的技術，提高全要素生產(chǎn)率。對外貿(mào)易可以通過“溢出效應”“干中學”等途徑提升一個國家（地區(qū)）的全要素生產(chǎn)率，為經(jīng)濟發(fā)展提供動力支持（朱春蘭、嚴建苗，2006）[15]70-74；曾德智（2009）[16]81-84認為隨著對外貿(mào)易不斷深入，我國對外貿(mào)易企業(yè)的技術與創(chuàng)新能力逐漸增強。技術創(chuàng)新比對外貿(mào)易更有助于提高一個國家（地區(qū)）的全要素生產(chǎn)率（徐艷飛、劉再起，2015）[17]74-82。

在全要素生產(chǎn)率與就業(yè)關系的研究中，學者們存在較多分歧。S.Engelmann（2014）[18]223-246認為不同技能的工人工資受到生產(chǎn)部門的全要素生產(chǎn)率增長驅(qū)動的影響。全要素生產(chǎn)率的提高會降低就業(yè)，但全要素生產(chǎn)率提高能夠進一步強化貿(mào)易自由化對就業(yè)的影響（劉志成、劉斌，2014）[19]101-117。毛其淋（2015）[20]7-23，187認為市場化會導致低全要素生產(chǎn)率企業(yè)就業(yè)的減少，促進高全要素生產(chǎn)率企業(yè)就業(yè)的增加，而且隨著全要素生產(chǎn)率的提高其作用也會逐漸增強。JG.Woods（2017）[21]739-757認為隨著全要素生產(chǎn)率提高，勞動者素質(zhì)要與未來工作的任務結(jié)構(gòu)適應。技術進步對就業(yè)起抑制作用，產(chǎn)業(yè)升級促進就業(yè)，基于技術進步的產(chǎn)業(yè)升級抑制就業(yè)增長（杜傳忠、許冰，2017）[22]55-60。東中西部不同地區(qū)的全要素生產(chǎn)率對就業(yè)損失的影響不同，中西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率較低，就業(yè)損失明顯弱于東部地區(qū)（宮超，2018）[23]176-179。

綜上所述，關于對外貿(mào)易和就業(yè)、對外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率以及全要素生產(chǎn)率和就業(yè)的關系的研究已較為豐富。但這些研究主要側(cè)重兩者之間的關系，鮮有研究貿(mào)易引起全要素生產(chǎn)率的變動繼而影響就業(yè)的變動。新疆作為“一帶一路”倡議西向開放的最前沿，是國家定位的絲綢之路經(jīng)濟帶的核心區(qū)，穩(wěn)定和發(fā)展對外貿(mào)易有利于促進新疆經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，而解決就業(yè)問題則事關新疆社會穩(wěn)定和長治久安工作總目標的實現(xiàn)。

二、新疆全要素生產(chǎn)率估算

（一）估算方法

以索羅為代表的經(jīng)濟學家提出全要素生產(chǎn)率這一概念以來，對全要素生產(chǎn)率的研究不斷增加。本文利用在國際學術界都得到認可的索羅殘差法，估算新疆的全要素生產(chǎn)率。公式為：

其中：Y 代表新疆的實際經(jīng)濟產(chǎn)出水平，L 代表新疆的勞動力投入數(shù)量，K 代表新疆的資本要素投入數(shù)量即資本存量。為消除非平穩(wěn)時間序列的異方差性，對公式兩邊同時取對數(shù)，可以得到：

為避免多重共線性，本文設定α+β=1，方程進一步變形為：

全要素生產(chǎn)率的計算公式為：

在模型中，以1990—2016 年的經(jīng)濟產(chǎn)出、勞動力投入、資本要素投入的時間序列數(shù)據(jù)估算新疆的全要素生產(chǎn)率。1990—2016 年新疆的GDP 作為衡量經(jīng)濟產(chǎn)出的指標，剔除物價變動的影響，本文將各年的名義GDP 折算成實際GDP。將就業(yè)總數(shù)作為勞動力投入。本文根據(jù)葉宗裕（2010）[24]65-71的永續(xù)盤存法計算資本存量，即Kt=Kt-1(1-δt)+ItKt，Kt代表t 年的資本存量，選取1990 年作為基期的資本存量；It代表t 年的投資額，選取固定資本形成總額作為當年投資額；δ 代表折舊率，并選取δ=5.6%。

（二）估算結(jié)果

首先，Wald（沃爾德）檢驗旨在通過檢驗模型參數(shù)是否存在顯著性差異來檢驗是否滿足規(guī)模收益不變，通過Wald 檢驗的統(tǒng)計值為t=19.52，P 趨近于0 小于0.05，認為在1990—2016 年間新疆經(jīng)濟規(guī)模收益不變。最后利用普通最小二乘法對（3）式進行回歸，結(jié)果如下，并利用公式（4）求得1990—2016 年新疆的全要素生產(chǎn)率。

表1 1990—2016 年全要素生產(chǎn)率

由表1 可知，在1990—2016 年新疆的全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)近似“W”形變動。在1990—1994 年間，全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)下降趨勢，原因可能是由于國有企業(yè)改革導致大量企業(yè)兼并重組，引致生產(chǎn)效率損失。1996—2009 年全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)上升趨勢。2010—2013 年突然快速下滑，原因可能是受到金融危機的影響。2014—2016 年全要素生產(chǎn)率有所上升。在總體上，新疆的全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)比較平穩(wěn)，短期內(nèi)有小幅波動。全要素生產(chǎn)率的主要影響因素有GDP、資本存量和勞動投入量；在1990—2016年間新疆的地區(qū)生產(chǎn)總值有很大幅度的提高，勞動力的投入數(shù)量和資本存量都有很大程度的提高。這些要素的增速與地區(qū)生產(chǎn)總值的增速相差無幾，這都是造成全要素生產(chǎn)率在數(shù)值上變化較小的因素。因此，在1990—2016 年全要素生產(chǎn)率的小幅度變化并不能很有效地說明生產(chǎn)效率沒有提高。從對外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率和就業(yè)的變動趨勢比較，進出口貿(mào)易總額與就業(yè)變化趨勢呈現(xiàn)一致性，與全要素生產(chǎn)率的變化不同。

三、基準模型構(gòu)建與實證檢驗

（一）模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

本文根據(jù)劉志成、劉斌（2014）[19]101-117設立測量對外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率對就業(yè)的影響模型，以及曾國平、劉娟等（2008）[25]94-98關于我國對外貿(mào)易對就業(yè)水平影響的VAR 動態(tài)效應分析設立基準回歸模型，并考慮數(shù)據(jù)的可獲得性設立如下模型：

t=1，2，3…，n，表示年份；L 代表就業(yè)人數(shù)；Trade 代表進出口貿(mào)易總額；W 代表城鎮(zhèn)非私營企業(yè)年平均工資；TFP 代表全要素生產(chǎn)率；IND 代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重表示；FDI 代表實際利用外資；ε 表示隨機擾動項。

本文選取的指標：進出口貿(mào)易總額、全要素生產(chǎn)率、實際利用外資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及城鎮(zhèn)非私營企業(yè)年平均工資。

被解釋變量：就業(yè)人數(shù)（L），選取年末就業(yè)人數(shù)，數(shù)據(jù)來源于《新疆統(tǒng)計年鑒》（1991—2017 年）。

主要解釋變量：進出口總額（Trade）、全要素生產(chǎn)率（TFP）。對外貿(mào)易首先影響一個國家的生產(chǎn)率水平及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等，通過生產(chǎn)要素在部門之間的轉(zhuǎn)移調(diào)整就業(yè)結(jié)構(gòu)及就業(yè)人數(shù)。全要素生產(chǎn)率（TFP）通過市場調(diào)節(jié)生產(chǎn)要素的流動，對不同技能勞動力需求產(chǎn)生影響，同時生產(chǎn)效率的提高還可能意味著機器代替人工，增加失業(yè)率。

控制變量：實際利用外商投資（FDI）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IND）、名義工資（W），并利用CPI 消費價格指數(shù)剔除物價變動的影響。實際利用外商投資有助于增加我國的建設投資，推動產(chǎn)出的增長，同時對勞動力的需求增加。工資水平也能夠?qū)趧恿Φ牟块T分配與就業(yè)產(chǎn)生影響。將其作為控制變量來源于對以往文獻的參考，比如陳昊（2011）[26]45-53根據(jù)以往研究將外商直接投資和工資等作為貿(mào)易影響就業(yè)的良好控制變量。選擇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為控制變量的原因在于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可能會對就業(yè)產(chǎn)生影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動會帶動勞動力在不同產(chǎn)業(yè)的流動，為避免遺漏重要解釋變量，造成模型估算偏誤，因此本文選擇實際利用外商投資（FDI）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IND）和名義工資（W）作為控制變量。數(shù)據(jù)來源于《新疆統(tǒng)計年鑒》（1991—2017 年）。TFP 基于新疆宏觀全要素生產(chǎn)的測算結(jié)果（如表1 所示），并對以上數(shù)據(jù)作描述性統(tǒng)計分析，如表2 所示：

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

通過建立VAR 模型（向量自回歸模型）對就業(yè)與進出口貿(mào)易額、全要素生產(chǎn)率、工資、實際利用外資及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關系展開實證研究。

（二）單位根檢驗

VAR 模型建立的前提是數(shù)據(jù)平穩(wěn)，因此，對時間序列數(shù)據(jù)進行ADF 檢驗，確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。（如表3）。

表3 單位根檢驗結(jié)果

經(jīng)檢驗，序列在經(jīng)過二階差分之后，在5%的顯著性水平下，全部通過驗證，序列平穩(wěn)。本節(jié)后續(xù)實證均采用差分后數(shù)據(jù)。為了驗證就業(yè)和貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率是否存在長期均衡關系，采用VAR 模型，其分別為L、Trade、TFP、FDI、W、IND，并確定VAR 模型的滯后階數(shù)，如表4 所示。

根據(jù)四個檢驗指標FPE（最小最終預測誤差）、AIC（赤池信息量）、SC（施瓦茨準則）和HQ（漢南—奎因準則）信息準則確定滯后2 期為最優(yōu)滯后期，并對VAR 模型進行AR 根檢驗。如圖1 所示，VAR 模型是穩(wěn)定的。

表4 向量自回歸模型滯后階數(shù)確定標準

圖1 單位根（AR）檢驗結(jié)果

根據(jù)回歸結(jié)果VAR 模型如下：

（三）協(xié)整檢驗

本文利用基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗，亦即JJ檢驗（極大似然法）檢驗對外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率和就業(yè)之間是否存在協(xié)整關系。

通過表5 Johansen 跡檢驗結(jié)果可以得出，在95%的置信區(qū)間內(nèi)拒絕無協(xié)整關系的原假設，由于Test值大于臨界值，L、Trade、TFP、FDI、W 和IND可能存在四個協(xié)整關系。

表5 特征根跡檢驗結(jié)果

通過表6 特征根特征值檢驗可以看出，在95%的置信區(qū)間L、Trade、TFP、FDI、W 和IND 可能存在四個協(xié)整關系。綜合以上檢驗結(jié)果，在95%的置信區(qū)間認為模型中存在四個協(xié)整關系。

表6 特征根特征值檢驗結(jié)果

（四）脈沖響應

基于建立后的VAR 模型，對全要素生產(chǎn)率和對外貿(mào)易進行脈沖響應分析。如圖2 所示，其中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間的數(shù)（單位：年），設定的滯后區(qū)間為20 年，實線表示脈沖響應函數(shù)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。分別用對外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率對就業(yè)作一個脈沖響應。

圖2 對外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率對就業(yè)的脈沖響應

由圖2 可以看出，分別給對外貿(mào)易以及全要素生產(chǎn)率一個正向沖擊，就業(yè)的變化情況：當給對外貿(mào)易一個正向沖擊，就業(yè)的變化呈現(xiàn)先下降后上升循環(huán)波動的過程，在第二、三期有最低值，隨后開始上升，到第十期達到最高值且為正，截至第二十期仍有發(fā)散趨勢，且有正向趨勢。這說明對外貿(mào)易對就業(yè)的影響短期表現(xiàn)為負。但中期對就業(yè)的影響為正說明新疆對外貿(mào)易的發(fā)展對就業(yè)的增長是存在促進作用，后期仍有一定程度的上升趨勢表明對就業(yè)的影響仍具有積極作用。

當全要素生產(chǎn)率受到一個正向沖擊，就業(yè)呈現(xiàn)明顯的下降，并在第三期降到最低點，隨后波動上升，在第八期達到最高點。在后期，就業(yè)變動的幅度相對較小，到第二十期逐漸平穩(wěn)。這說明全要素生產(chǎn)率在短期內(nèi)對就業(yè)的影響可能為負，但很快對就業(yè)的影響會逐漸轉(zhuǎn)正，到后期影響趨近于零。

（五）方差分解

基于VAR 模型，分別對就業(yè)、全要素生產(chǎn)率、對外貿(mào)易進行方差分解，各變量方差分解的結(jié)果如下所示。

1.就業(yè)的方差分解。如表7 所示，就業(yè)本身對上一期的解釋程度在前期表現(xiàn)為較高的水平但呈現(xiàn)出下降的趨勢。截至第十期，就業(yè)本身的解釋程度仍然能夠達到50%以上。其次是對外貿(mào)易影響就業(yè)的解釋程度，對外貿(mào)易影響就業(yè)的解釋程度呈現(xiàn)“N”形變動，并在第四期達到最高點。全要素生產(chǎn)率對就業(yè)變動的解釋程度在前期相比較小，后期在10%左右上下波動，無太明顯變動。外商直接投資、工資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對就業(yè)變動的解釋程度較低。

2.貿(mào)易的方差分解。如表8 所示，對外貿(mào)易變動的解釋程度表現(xiàn)：對外貿(mào)易自身解釋的程度在前期較高，但呈現(xiàn)出下降的趨勢，在第十期解釋程度為57.64%，仍處于較高的水平。外商直接投資對對外貿(mào)易的解釋程度相比較高，并在后期呈現(xiàn)出上升的趨勢，并在第十期達到最高值為18.29%。其次是全要素生產(chǎn)率對對外貿(mào)易的影響的解釋程度也呈現(xiàn)上升的趨勢，在第十期為最高點9.58%。工資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)對對外貿(mào)易的影響的解釋程度相對較小。

3.全要素生產(chǎn)率的方差分解。如表9 所示，全要素生產(chǎn)率變動的解釋程度表現(xiàn)：全要素生產(chǎn)率自身的解釋程度在前期相對較高，但在后期對自身解釋程度表現(xiàn)較低，在第十期為最低11.71%。就業(yè)對全要素生產(chǎn)率的解釋程度呈現(xiàn)出倒“U”形分布，在第五期解釋程度最高為52.28%，超過自身的解釋程度。其次是對外貿(mào)易影響就業(yè)的解釋程度整體呈現(xiàn)出上升的趨勢，在第八期達到最高點為24.75%。外商直接投資、工資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對全要素生產(chǎn)率影響的解釋程度較小。

根據(jù)協(xié)整檢驗、脈沖響應和方差分解，對外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率與就業(yè)存在長期的相關關系，并通過脈沖響應發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率在短期內(nèi)對就業(yè)均存在一定的負面影響，但在長期存在影響為正。方差分解表明就業(yè)變動的解釋程度受到上期的影響較大，對外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率對就業(yè)也有一定的解釋程度。同時，為進一步研究對外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率對就業(yè)的影響，以及對外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率的交互作用對就業(yè)的影響，還需要進一步通過回歸以及調(diào)節(jié)效應模型進行分析。

表7 L 變量方差分解

表8 Trade 變量方差分解

表9 TFP 變量方差分解

四、擴展分析

（一）模型選擇

調(diào)節(jié)效應是在研究因變量和自變量之間的關系時受到第三個變量的影響，第三個變量在自變量和因變量之間起調(diào)節(jié)作用，第三個變量就被稱為“調(diào)節(jié)變量”（溫忠麟，2015）[27]715-720。本文選取全要素生產(chǎn)率作為調(diào)節(jié)變量，原因在于對外貿(mào)易受到全要素生產(chǎn)率的影響會對就業(yè)產(chǎn)生影響，將全要素生產(chǎn)率與對外貿(mào)易的交互項的顯著性作為判斷調(diào)節(jié)效應是否存在的主要依據(jù)。其公式如下：

根據(jù)上述回歸方程，選取1990—2016 年的數(shù)據(jù)，其中L 代表就業(yè)人數(shù)；Trade 代表進出口總額；Export 代表出口總額；Import 代表進口總額；TFP 代表全要素生產(chǎn)率；G 代表工資；FDI 代表實際利用外資；IND 表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的比重表示①數(shù)據(jù)來源于《新疆統(tǒng)計年鑒》（1991—2017）。。

（二）結(jié)果分析

本文通過選點法對簡單斜率a2+ρTFP 是否顯著進行檢驗。常用如下t 檢驗：

選擇調(diào)節(jié)變量TFP 的某個特定取值，即選點，計算t 值，然后和t1-a/2(N-K-1)表示在95%的顯著性水平下進行比較，其中t 分布的自由度為（N-K-1），N 為樣本容量，K 為方程（10）自變量個數(shù)（K=3）。如果t 的絕對值大于t1-a/2(N-K-1)則表示在0.05 的水平上，簡單斜率a2+ρTFP 顯著。如表10 所示，簡單系數(shù)a2+ρTFP 所有取值均大于1.319，全部顯著。

表10 a2+ρTFP 簡單系數(shù)檢驗

通過回歸的方法研究全要素生產(chǎn)率、對外貿(mào)易與就業(yè)的關系。

如表11 結(jié)果所示，模型（1）表示不加入其他變量時對外貿(mào)易總額與就業(yè)之間的關系，對外貿(mào)易系數(shù)符號為正且顯著。模型（2）表示對外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率與就業(yè)的關系，對外貿(mào)易系數(shù)符號為正，全要素生產(chǎn)率系數(shù)符號為負，且都顯著。模型（3）表示對外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率及其交互項對就業(yè)的影響，對外貿(mào)易系數(shù)符號為正，全要素生產(chǎn)率系數(shù)符號為負，交互項系數(shù)為負，且都顯著。模型（4）表示在加入控制變量后對就業(yè)的影響，對外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率及其交互項系數(shù)均為負，且除全要素生產(chǎn)率符號不顯著外，對外貿(mào)易和交互項均顯著，另外工資的系數(shù)為正且比較顯著。為進一步研究貿(mào)易通過哪種途徑對就業(yè)產(chǎn)生影響的差別，特通過模型（5）分析貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率、工資、實際利用外資以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項對就業(yè)產(chǎn)生的影響，結(jié)果顯示所有交互項均不顯著。為區(qū)分出口和進口對新疆就業(yè)的影響的差異，分進口和出口分析對就業(yè)的影響。

表11 貿(mào)易總額對就業(yè)調(diào)節(jié)效應的回歸結(jié)果

如表12 結(jié)果所示，模型（1）至（4）代表出口、全要素生產(chǎn)率及加入相關變量對就業(yè)的影響。模型（5）至（8）代表進口、全要素生產(chǎn)率及加入相關變量對就業(yè)的影響。模型（1）和模型（5）表示單獨進口或者出口對就業(yè)的回歸，其系數(shù)均為正且顯著。模型（2）和模型（6）表示加入全要素生產(chǎn)率后進口或者出口對就業(yè)的回歸，進口與出口系數(shù)均為正，全要素生產(chǎn)率系數(shù)為負，所有變量均顯著。模型（3）和模型（7）表示加入貿(mào)易（進口或出口）和全要素生產(chǎn)率交互項后對就業(yè)的回歸，結(jié)果與模型（3）、模型（7）系數(shù)符號一致，且交互項符號顯著為負。模型（4）與模型（8）表示加入控制變量及貿(mào)易與其交互項后對就業(yè)的回歸，結(jié)果顯示：在模型（4）中，出口系數(shù)為正表現(xiàn)為不顯著，全要素生產(chǎn)率系數(shù)為負表現(xiàn)為不顯著，出口與全要素生產(chǎn)率交互為正不顯著，出口與工資交互為正且顯著，工資顯著為正。在模型（8），進口、全要素生產(chǎn)率及其交互項均顯著為負，工資顯著為正，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)顯著為負，其余三個交互項均不顯著。

表12 出口總額和進口總額對就業(yè)調(diào)節(jié)效應的回歸結(jié)果

根據(jù)上述回歸結(jié)果，第一，對外貿(mào)易總額、全要素生產(chǎn)率及其交互項與就業(yè)進行回歸，結(jié)果表明貿(mào)易總額對就業(yè)的影響是正向的；全要素生產(chǎn)率對就業(yè)影響為負；貿(mào)易總額與全要素生產(chǎn)率交互項對就業(yè)影響為負，加入控制變量后其系數(shù)符號及顯著性發(fā)生改變，隨后與控制變量做交互項并同就業(yè)回歸，其結(jié)果也呈現(xiàn)不顯著，表明貿(mào)易總額對就業(yè)的影響途徑并不明確和肯定。但僅從表11 中模型（3）來看，根據(jù)偏導數(shù)含義，在全要素生產(chǎn)率水平不變的條件下，即等式兩邊對全要素生產(chǎn)率求偏導，可得結(jié)果：當對外貿(mào)易彈性的均值提升一個單位，就業(yè)的變化率（彈性）平均減少0.542單位，即調(diào)節(jié)效應大小為-0.542。這說明在全要素生產(chǎn)率影響下對外貿(mào)易和就業(yè)的關系為負向。第二，分出口與進口與全要素生產(chǎn)率及加入相關變量后與就業(yè)進行回歸分析。從出口的角度分析，在不加入控制變量時，出口、全要素生產(chǎn)率及其交互項均顯著，且出口對就業(yè)呈現(xiàn)正面影響，全要素生產(chǎn)率對就業(yè)呈現(xiàn)負面影響，交互項效應為負。在加入控制變量及其交互項后，除工資外所有變量均不顯著。從進口的角度分析，在加入控制變量前，進口對就業(yè)的影響顯著為正，全要素生產(chǎn)率對就業(yè)影響顯著為負，其交互項影響效應為負。加入控制變量之后，進口對就業(yè)影響顯著為負，全要素生產(chǎn)率對就業(yè)影響顯著為負，進口與全要素生產(chǎn)率交互項影響顯著為負。工資影響顯著為正，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)顯著為負，其余變量均不顯著。

綜合以上結(jié)果分析認為：對外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率對就業(yè)的調(diào)節(jié)效應，其影響主要來自于進口對全要素生產(chǎn)率的影響繼而對就業(yè)產(chǎn)生影響，同時也應考慮到工資對就業(yè)的正面顯著影響，亦即新疆的進口通過全要素生產(chǎn)率對就業(yè)產(chǎn)生負面影響。進口相比較出口更能有效地提高一個國家或地區(qū)的全要素生產(chǎn)率，而全要素生產(chǎn)率提高在短期內(nèi)對就業(yè)有不利影響。

五、結(jié)論及啟示

（一）結(jié)論

本文首先利用索羅殘差法測算1990—2016 年新疆的全要素生產(chǎn)率，并通過VAR 模型和調(diào)節(jié)效應模型檢驗新疆的全要素生產(chǎn)率與對外貿(mào)易對就業(yè)的影響，研究表明：

1.1990—2016 年新疆的全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)“W”形變動。在1990—1994 年間，全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)下降趨勢；1996—2009 年全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)上升趨勢；2010—2013 年突然快速下滑；在2014—2016 年有所上升。

2.對外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率與就業(yè)存在長期的協(xié)整關系。就業(yè)存在明顯的自相關，當期的就業(yè)對下一期的就業(yè)影響顯著。對外貿(mào)易和全要素生產(chǎn)率在短期內(nèi)對就業(yè)的影響是負，在長期則有可能對就業(yè)呈現(xiàn)正面影響。

3.對外貿(mào)易受到全要素生產(chǎn)率調(diào)節(jié)作用對就業(yè)的影響為負。從模型中看，對外貿(mào)易的增加有助于提高就業(yè)，全要素生產(chǎn)率的提高則會抑制就業(yè)增加，從進出口角度分析，單獨的進口和出口回歸表明對就業(yè)的影響是積極的，再加入控制變量后，進口與全要素生產(chǎn)率交互效應對就業(yè)顯著為負，出口則不顯著。

4.從脈沖響應和回歸分析的結(jié)果比較，兩者均表明對外貿(mào)易、全要素生產(chǎn)率與就業(yè)存在相關關系，脈沖響應表現(xiàn)出對外貿(mào)易與全要素生產(chǎn)率對就業(yè)在短期內(nèi)影響為負，長期則存在正面影響；回歸結(jié)果表明對外貿(mào)易對就業(yè)影響為正，全要素生產(chǎn)率對就業(yè)影響為負，對外貿(mào)易中的進口與全要素生產(chǎn)率的交互作用對就業(yè)產(chǎn)生負面影響。

（二）啟示

對外貿(mào)易發(fā)展促進新疆全要素生產(chǎn)率提高。新疆全要素生產(chǎn)率在過去提升較小，并且新疆的全要素生產(chǎn)率受到外部環(huán)境的影響較大，而且具有一定的時滯性。同時值得關注的是，對外貿(mào)易有助于提升全要素生產(chǎn)率，新疆對外貿(mào)易發(fā)展不斷提高，也在一定程度上促進全要素生產(chǎn)率的提高，而且從金融危機的影響來看，可能的傳導機制是由金融危機減少對外貿(mào)易進而降低全要素生產(chǎn)率。因此，積極利用有利條件發(fā)展對外貿(mào)易，將有助于提高全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟發(fā)展水平。

對外貿(mào)易對就業(yè)的積極促進作用需加強。根據(jù)脈沖響應結(jié)果來看，對外貿(mào)易可能在短期內(nèi)對就業(yè)存在負面影響，但在長期對就業(yè)的影響可能為正。而且從回歸結(jié)果來看，對外貿(mào)易對就業(yè)的影響是積極的。因此，本文認為從長期來看，對外貿(mào)易對就業(yè)存在積極影響。作為絲綢之路經(jīng)濟帶核心區(qū)以及向西開放的最前沿，新疆發(fā)展對外貿(mào)易一方面帶動新疆區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展，另一方面對于增加就業(yè)，促進社會穩(wěn)定和長治久安也是積極有益的。

提高全要素生產(chǎn)率需要與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和勞動力素質(zhì)相匹配。全要素生產(chǎn)率在一定程度上影響對外貿(mào)易的發(fā)展，并在此影響下，對外貿(mào)易對就業(yè)存在一定的負面效應，過于追求全要素生產(chǎn)率提高而忽視相應的經(jīng)濟發(fā)展水平以及生產(chǎn)要素的跟進會導致負面的效應。因此，在提高全要素生產(chǎn)率的同時，需注意到與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及勞動力素質(zhì)的高低是否適應。推動新疆經(jīng)濟發(fā)展與全要素生產(chǎn)率的提高需注意對就業(yè)的影響，在保障就業(yè)與增加就業(yè)的大環(huán)境下，需要發(fā)展對外貿(mào)易，使全要素生產(chǎn)率提高與經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及勞動力素質(zhì)相匹配，推動經(jīng)濟發(fā)展與就業(yè)增加，促進新疆社會穩(wěn)定與長治久安。