吳國鋒 王躍生

摘要：基于1997—2013年中國海關(guān)與地級城市匹配數(shù)據(jù)研究對外貿(mào)易對制造業(yè)就業(yè)的影響可發(fā)現(xiàn)：貿(mào)易自由化對中國制造業(yè)就業(yè)具有顯著的促進作用，其中，出口和進口貿(mào)易均顯著地促進了中國制造業(yè)就業(yè)。貿(mào)易自由化對中國制造業(yè)就業(yè)的促進作用存在區(qū)域差異。使用系統(tǒng)GMM模型和剔除異常值模型進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易自由化對中國制造業(yè)就業(yè)的促進作用依然成立。由于貿(mào)易自由化顯著地促進了中國制造業(yè)就業(yè)增長，因此繼續(xù)推進和深化貿(mào)易自由化改革對于緩解當(dāng)前的“就業(yè)難”問題至關(guān)重要。同時，應(yīng)繼續(xù)堅持把發(fā)展作為第一要務(wù)，深化供給側(cè)改革，實施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，加快完善社會主義市場經(jīng)濟體制，推動形成全面開放新格局。

關(guān)鍵詞：對外貿(mào)易;制造業(yè)就業(yè);區(qū)域差異;系統(tǒng)GMM

中圖分類號：F752;F424? ?文獻標(biāo)識碼：A? ?文章編號：1007-2101（2018）05-0072-06

一、引言

自2001年加入WTO以來，中國進入了新一輪快速的貿(mào)易自由化階段。對外貿(mào)易總額在1997—2016年從2.7萬億元增長至17.13萬億元（以1997年不變價計算），增長了6.35倍，年均增長率達到了10.22%（《中國統(tǒng)計年鑒2017》，國家統(tǒng)計局）。與此同時，中國制造業(yè)就業(yè)也經(jīng)歷了劇烈的變化，就業(yè)的變動幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中歐、東歐和俄羅斯等轉(zhuǎn)型國家（Dong和Xu， 2009[1];馬弘等，2013[2]）。那么由此引發(fā)的問題是，這一時期的貿(mào)易自由化進程對中國制造業(yè)就業(yè)究竟產(chǎn)生了怎樣的影響？理論上認(rèn)為，貿(mào)易自由化至少可以通過以下兩種方式影響制造業(yè)就業(yè)：一方面，貿(mào)易自由化使得企業(yè)更容易從國外獲得高質(zhì)量的中間投入品，這有利于企業(yè)成長和產(chǎn)出擴張進而影響就業(yè)（Angelini和Generale，2008[3];Goldberg et al.，2010[4];盛斌、毛其淋，2015[5]）;另一方面，根據(jù)H-O-S理論，中國作為勞動稟賦充裕的國家，國際貿(mào)易會增加中國勞動密集型產(chǎn)品的產(chǎn)出，從而增加對勞動要素的需求。

Janiak et al.（2006）[6]在異質(zhì)性企業(yè)模型中引入勞動力市場摩擦，研究指出，貿(mào)易自由化會導(dǎo)致更低的就業(yè)水平。（Egger和Kreickemeier（2009）[7];Ranjan（2012）[8]的研究同樣得出了貿(mào)易自由化不利于就業(yè)的結(jié)論。Felbermayr（2008）[9]將失業(yè)引入異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型，研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易自由化只要能夠提高總體生產(chǎn)率就能降低失業(yè)率。Mouelhi（2003）[10]和Hasan et al.（2009）[11]分別基于突尼斯和印度的實證研究也認(rèn)為貿(mào)易自由化能降低失業(yè)率。Helpman（2007）[12]則進一步指出，如果異質(zhì)品部門的勞動力市場摩擦較低，那么貿(mào)易開放將提高失業(yè)率;如果同質(zhì)品部門的勞動力市場摩擦較低，那么貿(mào)易開放則會降低失業(yè)率。

近年來，研究中國貿(mào)易自由化與就業(yè)的文獻也逐漸涌現(xiàn)。梁平等（2008）[13]基于1978—2004年中國省級面板數(shù)據(jù)研究了對外貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)，結(jié)果表明，出口對國內(nèi)就業(yè)具有顯著的促進作用，而進口對國內(nèi)就業(yè)則無明顯的影響。盛斌、牛蕊（2009）[14]利用1997—2006年中國工業(yè)面板數(shù)據(jù)研究了貿(mào)易開放對勞動力需求彈性的影響及其作用機制，結(jié)果表明貿(mào)易對勞動力需求彈性具有非常顯著的影響。貿(mào)易主要通過改變勞動力與其他生產(chǎn)要素之間的替代效應(yīng)來對勞動力需求彈性產(chǎn)生作用。唐東波（2012）[15]基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)研究指出，一方面，中國從OECD等發(fā)達國家進口中間品有助于制造業(yè)中高技能勞動力需求提升;另一方面，企業(yè)的一般出口有助于提高高技能勞動力的就業(yè)比例。毛其淋、許家云（2016）[16]研究了中間品貿(mào)易自由化對制造業(yè)就業(yè)的影響，結(jié)果顯示，中間品貿(mào)易自由化顯著地促進了企業(yè)的就業(yè)凈增長。

已有文獻關(guān)于貿(mào)易自由化對就業(yè)的影響并沒有得出一致的結(jié)論，因此，本文將就貿(mào)易自由化對制造業(yè)就業(yè)的影響進行進一步地研究。而且，已有的關(guān)于中國的實證研究都是基于省級層面或行業(yè)層面，本文則是基于285個地級城市層面的研究。與省級層面研究相比，本文的樣本量更大，包含了更多的區(qū)域異質(zhì)性;另一方面，本文使用的宏觀數(shù)據(jù)能夠刻畫行業(yè)數(shù)據(jù)所無法刻畫的勞動力需求的總體效應(yīng)（Acemoglu et al. ，2016）[17]。

二、模型設(shè)定、變量與數(shù)據(jù)

為了研究對外貿(mào)易對中國制造業(yè)就業(yè)的影響，本文采用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型，同時控制城市固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。模型的表達式如下：

其中，i表示地級市，t表示年份，Empmanu（Employment in manufacturing industry）表示制造業(yè)就業(yè)人數(shù)，本文的制造業(yè)按照國民經(jīng)濟行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)（GB/T 4754-2011）定義。Trade表示對外貿(mào)易占GDP比重。？姿i為控制了城市固定效應(yīng)，？濁t(yī)為控制了年份固定效應(yīng)，？著it為隨機誤差項。

為了綜合考慮影響制造業(yè)就業(yè)的因素，本文的控制變量包括：（1）FDI。在對外開放不斷推進的過程中，F(xiàn)DI進入中國的方式由新建投資轉(zhuǎn)為兼并收購，對中國就業(yè)的擠出效應(yīng)開始顯現(xiàn)。尤其從20世紀(jì)90年代中期以來，F(xiàn)DI在中國由勞動密集型加工行業(yè)向技術(shù)密集型行業(yè)發(fā)展，F(xiàn)DI對中國勞動力的需求傾向于技術(shù)工人。與此同時，中國勞動力供給仍然以非技術(shù)工人為主，這種勞動力供需之間的結(jié)構(gòu)性失衡使得FDI對制造業(yè)就業(yè)的促進作用開始弱化，甚至出現(xiàn)抑制作用。（2）GDP。一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平與制造業(yè)的發(fā)達程度息息相關(guān)，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)制造業(yè)一般也較為發(fā)達，因而能夠創(chuàng)造大量的工作崗位，吸收勞動力。（3）產(chǎn)業(yè)效率。本文用第二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值份額除以其就業(yè)份額分別求得第二、三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率。生產(chǎn)效率大于1表明用較少份額的勞動力生產(chǎn)出了較大份額的產(chǎn)值，即具有較高的生產(chǎn)效率。在產(chǎn)出相等的前提下，生產(chǎn)效率更高的行業(yè)所需的勞動力較少。因此，第二產(chǎn)業(yè)的高生產(chǎn)效率意味著其對勞動力需求較低，對制造業(yè)就業(yè)具有負(fù)效應(yīng)。相反，第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率較高則能夠釋放更多的閑置勞動力，促使這部分勞動力向第一、第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。由于在第一、第二產(chǎn)業(yè)中，制造業(yè)規(guī)模最大，吸收勞動力的能力最強，因此，第三產(chǎn)業(yè)的高效率對制造業(yè)就業(yè)具有正效應(yīng)。（4）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。本文使用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值份額與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值份額的比值表征產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，這一指標(biāo)越高，意味著第二產(chǎn)業(yè)的規(guī)模相對于第三產(chǎn)業(yè)越大。由于第二產(chǎn)業(yè)中制造業(yè)的規(guī)模最大，勞動力需求最強。因此，第二產(chǎn)業(yè)的擴張意味著制造業(yè)對勞動力的需求提高。（5）人力資本。本文用高等院校在校生比重衡量人力資本水平。高校在校生比重對制造業(yè)就業(yè)的影響包含兩個方面：一方面，高校在校生構(gòu)成了對低端制造業(yè)勞動力供給的擠出;另一方面，高校在校生是高端制造業(yè)勞動力供給的重要儲備。高校在校生對制造業(yè)總體就業(yè)的影響體現(xiàn)為這兩方面效應(yīng)的總和。

本文貿(mào)易數(shù)據(jù)來自《中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫》。海關(guān)數(shù)據(jù)庫收錄了HS-8位產(chǎn)品代碼的貿(mào)易數(shù)據(jù)，作者根據(jù)企業(yè)代碼與相應(yīng)的城市進行匹配并加總到地級市層面。本文實證部分其他變量均來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》。貿(mào)易和FDI的原始數(shù)據(jù)均以美元表示，本文將其轉(zhuǎn)換為以人民幣計價，然后計算其與GDP的比值帶入回歸方程，其中匯率數(shù)據(jù)來自WTO數(shù)據(jù)庫。GDP以1997年北京市價格水平作為基準(zhǔn)采用CPI進行平減。由于西藏自治區(qū)拉薩數(shù)據(jù)殘缺嚴(yán)重，本文樣本不包含拉薩數(shù)據(jù)。最終，本文實證部分的數(shù)據(jù)樣本為1997—2013年285個地級城市。表1給出了變量的描述性統(tǒng)計。

三、實證結(jié)果分析及穩(wěn)健性檢驗

（一）基本結(jié)果分析

表2結(jié)果顯示，貿(mào)易自由化對中國制造業(yè)就業(yè)具有顯著的促進作用。對外貿(mào)易的系數(shù)估計值為0.057，結(jié)果在1%的顯著性水平下顯著。隨后，本文將對外貿(mào)易細(xì)分為出口和進口貿(mào)易分別進行研究發(fā)現(xiàn)，出口和進口貿(mào)易對中國制造業(yè)就業(yè)均起到了顯著的促進作用。其中，出口的系數(shù)估計值為0.131，結(jié)果在1%的顯著性水平下顯著;進口的系數(shù)估計值為0.07，結(jié)果在10%的顯著性水平下顯著。就出口而言，中國勞動力資源稟賦充裕，出口貿(mào)易有利于中國國內(nèi)勞動密集型行業(yè)擴張，對勞動力需求顯著提高。同時，通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，出口貿(mào)易導(dǎo)致勞動密集型行業(yè)擴張的同時也能夠促使其上下游行業(yè)的發(fā)展，從而對勞動力的需求進一步增強。就進口而言，本文的研究結(jié)果與喻美辭（2010）[18]、唐東波（2012）[15]和魏浩等（2013）[19]不謀而合。中國進口的高質(zhì)量中間投入品促進了企業(yè)成長和產(chǎn)出擴張，進而創(chuàng)造了更多的就業(yè)崗位（Angelini和Generale，2008[3];Goldberg et al.，2010[4];盛斌、毛其淋，2015[5]）;同時，中國的進口中間品中包含大量的勞動密集型產(chǎn)品，極大地提高了對非技術(shù)工人，尤其是農(nóng)村剩余勞動力的需求，對制造業(yè)就業(yè)具有顯著的促進作用。

控制變量的參數(shù)估計結(jié)果顯示：（1）FDI對制造業(yè)就業(yè)具有抑制作用：FDI的系數(shù)估計值為-1.05，結(jié)果在1%的顯著性水平下顯著，這與黃華民（2000）[20]、邱曉明（2004）[21]和鐘輝（2005）[22]等人的分析不謀而合。在對外開放不斷推進的過程中，F(xiàn)DI進入中國的方式由新建投資轉(zhuǎn)為兼并收購，對中國就業(yè)的擠出效應(yīng)開始顯現(xiàn)。尤其是FDI在中國由勞動密集型行業(yè)轉(zhuǎn)向技術(shù)密集型行業(yè)后，對中國勞動力的需求傾向于技術(shù)工人;而由于中國勞動力市場中非技術(shù)工人的比重仍然很高，使得FDI對制造業(yè)就業(yè)的促進作用開始弱化，甚至出現(xiàn)抑制作用。（2）經(jīng)濟發(fā)展水平與制造業(yè)就業(yè)正相關(guān)，這與預(yù)期相符。GDP的系數(shù)為0.492，結(jié)果在1%的顯著性水平下顯著。（3）產(chǎn)業(yè)效率對制造業(yè)就業(yè)的影響與預(yù)期相符。第二產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率對制造業(yè)就業(yè)具有顯著的抑制作用：第二產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率提高1個單位，制造業(yè)就業(yè)下降0.26;第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率對制造業(yè)就業(yè)具有顯著的促進作用：第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率提高1個單位，制造業(yè)就業(yè)提高1.07。兩者均在1%的顯著性水平下顯著。（4）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對制造業(yè)就業(yè)的影響與預(yù)期相符：當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)相對于第三產(chǎn)業(yè)的規(guī)模出現(xiàn)擴張時，制造業(yè)就業(yè)水平越高。第二產(chǎn)業(yè)相對于第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值份額每提高1個單位，制造業(yè)就業(yè)提高0.12，結(jié)果在5%的顯著性水平下顯著。（5）人力資本對制造業(yè)就業(yè)沒有明顯的影響：人力資本的系數(shù)幾乎為零，并且沒有通過顯著性檢驗。根據(jù)前文的分析，高校在校生比重對制造業(yè)就業(yè)的影響表現(xiàn)為對高端制造業(yè)的促進作用和對低端制造業(yè)的抑制作用的總和。本文的估計結(jié)果顯示，這一正一負(fù)的效應(yīng)相互抵消。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. 區(qū)域差異。中國東、中、西部地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展水平存在差異，對外開放程度也不盡相同。如表3所示，除GDP增長率之外，東部地區(qū)的各項指標(biāo)均明顯優(yōu)于中西部地區(qū)。東部地區(qū)制造業(yè)起步早，發(fā)展程度較高。樣本期內(nèi)，東部地區(qū)的制造業(yè)平均就業(yè)人數(shù)為2.46萬人（對數(shù)值，下同），而中西部地區(qū)則分別僅有2.08萬人和1.47萬人。東部地區(qū)由于擁有靠近海岸線的先天優(yōu)勢，在對外開放的過程中也拔得頭籌。樣本期內(nèi)，東部地區(qū)對外貿(mào)易占GDP比重達到了0.41，而中西部地區(qū)則分別僅有0.06和0.09。三大區(qū)域之間的發(fā)展失衡尤其顯著地體現(xiàn)在GDP和人均GDP上。樣本期內(nèi)，東部地區(qū)GDP平均值為1 228.89億元（以1997年不變價人民幣計算，下同），分別是中西部地區(qū)的1.99倍和2.51倍;東部地區(qū)人均GDP平均值為27 889.46元，分別是中西部地區(qū)的2.07倍和1.70倍。值得欣慰的是，中西部地區(qū)的經(jīng)濟增速表現(xiàn)良好，這對縮小區(qū)域發(fā)展差距起到了重要的作用。尤其是西部地區(qū)，在西部大開發(fā)戰(zhàn)略的推動下，樣本期內(nèi)GDP增長率的平均值為12.95%，超過東部地區(qū)兩個百分點。東、中、西部地區(qū)之間存在的巨大差異是否會影響貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)？鑒于此，本文對貿(mào)易就業(yè)效應(yīng)的區(qū)域差異進行實證檢驗。

表4的估計結(jié)果顯示，貿(mào)易自由化對制造業(yè)就業(yè)的影響存在明顯的區(qū)域差異：對外貿(mào)易對東部和中部地區(qū)的制造業(yè)就業(yè)具有顯著的促進作用，對西部地區(qū)則無明顯的效應(yīng)。其中，對外貿(mào)易對中部地區(qū)制造業(yè)就業(yè)的促進作用最大，對外貿(mào)易的系數(shù)估計值為0.663，結(jié)果在10%的顯著性水平下顯著。對外貿(mào)易盡管對東部地區(qū)的制造業(yè)就業(yè)存在促進作用，但作用大小有限，對外貿(mào)易的系數(shù)估計值為0.045，結(jié)果在5%的顯著性水平下顯著。本文的結(jié)果與梁平等（2008）[13]、馮其云、朱彤（2012）[23]和劉軍等（2016）[24]的研究結(jié)論大致相同。本文分析認(rèn)為，造成這種區(qū)域差異的原因主要是：東部地區(qū)對外開放起步早，樣本期內(nèi)，貿(mào)易對制造業(yè)就業(yè)的促進作用已經(jīng)減弱。尤其是隨著東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷轉(zhuǎn)型升級，原先通過加工貿(mào)易對制造業(yè)就業(yè)的帶動效應(yīng)開始減弱。與此同時，按照中國區(qū)域間發(fā)展的先后順序，中部地區(qū)承接了東部地區(qū)原先技術(shù)復(fù)雜度較低的產(chǎn)業(yè)。因此，對外貿(mào)易對中部地區(qū)制造業(yè)就業(yè)的促進作用開始增強。西部地區(qū)自然資源豐裕，參加對外貿(mào)易的商品主要是資源密集型產(chǎn)品或農(nóng)產(chǎn)品。因此，對外貿(mào)易對西部地區(qū)制造業(yè)的就業(yè)并沒有明顯的促進作用。

2. 內(nèi)生性。考慮到對外貿(mào)易與制造業(yè)就業(yè)可能存在雙向因果關(guān)系，并且，制造業(yè)就業(yè)在時間維度上也必然存在連續(xù)性，本文在解釋變量中加入制造業(yè)就業(yè)的滯后一期值以構(gòu)造動態(tài)面板模型，并采用系統(tǒng)GMM方法對模型進行參數(shù)估計。系統(tǒng)GMM模型是一個由水平方程和一階差分方程構(gòu)成的兩方程系統(tǒng)，本文中由于只有時間虛擬變量是絕對外生的，因此，只把時間虛擬變量同時作為水平方程和差分方程的工具變量，而其他解釋變量的滯后項則只作為差分方程的工具變量。

系統(tǒng)GMM結(jié)果有效的前提是工具變量有效和誤差項不存在序列相關(guān)。本文首先利用Hansen檢驗對模型進行過度識別檢驗，Hansen檢驗的原假設(shè)是模型不存在過度識別問題，即，工具變量有效。表4第（4）列的結(jié)果顯示，Hansen檢驗的p值為0.999，不能拒絕原假設(shè)。其次，對模型進行自相關(guān)檢驗發(fā)現(xiàn)，表4第（4）列中AR（2）檢驗的P值為0.311，說明殘差不存在二階序列相關(guān)。因此，本文動態(tài)面板模型的系統(tǒng)GMM估計結(jié)果是有效的。表4第（4）列的結(jié)果顯示，貿(mào)易自由化對制造業(yè)就業(yè)仍然具有顯著的促進作用。對外貿(mào)易的系數(shù)估計值為0.034，結(jié)果在1%的顯著性水平下顯著。在調(diào)整了可能存在的內(nèi)生性問題后，對外貿(mào)易的系數(shù)估計值變小，但是對中國制造業(yè)就業(yè)的促進作用仍然成立。因此，本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健可信。

3. 剔除異常值。通過對數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，對外貿(mào)易占GDP比重在95%分位點的值為0.85，最大值是28.29。顯然，這一指標(biāo)存在著若干異常值。制造業(yè)就業(yè)盡管在模型中取了對數(shù)，但是最大值（5.81）也仍然比95%分位點的值（3.99）大了近50%。因此，為了檢驗基準(zhǔn)回歸結(jié)果是否受到異常觀測值的影響，本文剔除了模型中所有變量最低和最高5%區(qū)間內(nèi)的值，修改后樣本的平均值與原始樣本并無顯著差異，但最大值（即原始樣本95%分位點的值）則比原始樣本小很多，這意味著原始樣本中各個變量均存在異常大的觀測值。

本文基于修改后的樣本采用與基準(zhǔn)回歸完全一致的模型進行實證分析得到的結(jié)果列于表4第（5）列中。結(jié)果顯示，剔除異常值之后，貿(mào)易自由化對制造業(yè)就業(yè)仍然存在顯著的促進作用。而且，通過與基準(zhǔn)回歸結(jié)果的對比發(fā)現(xiàn)，這種促進作用明顯的增強了。對外貿(mào)易的系數(shù)由0.057提高到0.257，結(jié)果仍在1%的顯著性水平下顯著。值得注意的是，剔除異常值后，人力資本對制造業(yè)就業(yè)開始出現(xiàn)顯著的正效應(yīng)，其余控制變量的估計結(jié)果均與基準(zhǔn)模型相符。因此，本文基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果并沒有受到異常觀測值的影響，模型結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

四、結(jié)論及政策建議

本文利用1997—2013年中國海關(guān)與地級城市匹配數(shù)據(jù)研究了貿(mào)易自由化對制造業(yè)就業(yè)的影響，研究發(fā)現(xiàn)：首先，對外貿(mào)易整體以及進出口貿(mào)易對制造業(yè)就業(yè)均起到了顯著的促進作用;其次，對外貿(mào)易對制造業(yè)就業(yè)的促進作用存在區(qū)域差異：對外貿(mào)易顯著地促進了東部和中部地區(qū)的制造業(yè)就業(yè)，但對西部地區(qū)的制造業(yè)就業(yè)則無明顯的影響。其中，對外貿(mào)易對中部地區(qū)制造業(yè)就業(yè)的促進作用大于東部地區(qū)。為了處理模型可能存在的內(nèi)生性問題，文章構(gòu)建了動態(tài)面板模型使用系統(tǒng)GMM方法對基本模型進行了穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易對制造業(yè)就業(yè)的促進作用依然成立。同時，為了研究異常觀測值對實證結(jié)果可能存在的影響，文章選取了各個變量5%和95%分位點之間的觀測值得到新的樣本進行實證回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對外貿(mào)易對制造業(yè)就業(yè)的促進作用仍然存在，并且作用規(guī)模大大增強。

本文的研究結(jié)果具有重要的政策意義。由于貿(mào)易自由化顯著地促進了制造業(yè)就業(yè)增長，因此繼續(xù)推進和深化貿(mào)易自由化改革對于緩解當(dāng)前的“就業(yè)難”問題是一項重要的政策舉措。中央政府相繼在上海、廣東、天津、福建設(shè)立自由貿(mào)易試驗區(qū)，大力推動了貿(mào)易自由化改革，將有利于帶動制造業(yè)就業(yè)增長。同時研究還發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長是保證制造業(yè)就業(yè)的必備前提。當(dāng)前，中國經(jīng)濟已由高速增長階段跨入高質(zhì)量發(fā)展的階段，正處于轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力的攻堅期?；诖?，應(yīng)繼續(xù)堅持把發(fā)展作為第一要務(wù)，深化供給側(cè)改革，實施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，加快完善社會主義市場經(jīng)濟體制，推動形成全面開放新格局。

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Trade Liberalization and China's Manufacturing Employment

Wu Guofeng， Wang Yuesheng

（School of Economics， Peking University， Beijing 100871， China）

Abstract： Based on China's Custom-City match data between 1997 and 2013， we study the impact of trade liberalization on China's manufacturing employment. The results show trade liberalization has a significant positive impact on China's manufacturing employment. Both export and import promote China's manufacturing employment significantly. Besides， the promotion effect varies across different regions. We use system GMM model and models removing outliers as robustness checks， which confirm the promotion effect of trade on China's manufacturing employment. As trade liberalization promotes China's manufacturing employment significantly， the promotion of trade liberalization will definitely help resolve the "Difficult to be employed" issue. At the meantime， we should insist on taking development as priority， deepening the supply-side reform， implementing the strategy of regional harmonious development， perfecting the socialist market economic system， and promoting to generate a new structure of fully opening-up.

Key words： foreign trade， manufacturing employment， region difference， system GMM