1996—2005年的资本存量数据来自于吕冰洋(2007)，该数据基年为1978年，其计算方法为永续盘存法。2006年的数据同样根据永续盘存法推算得到。本文使用从业人数作为劳动力数量度量指标。劳均资本存量等于资本存量除以从业人数。用劳动者的人均受教育年限来度量教育水平。平均受教育年数的计算式为EDU=6d，+9d：+12d3+16d4，其中di(i_l，2，3，4)表示在劳动者中文化程度是小学、初中、高中及大专以上人口所占的比重。假设传统部门是农业.现代部门是第二和第三产业，可以用第二和第三产业的从业人数占从业总人数的比重来度量二元经济的发展水平(DUAL)。加入DUAL这个控制变量的目的在于控制二元经济不同的发展阶段。

为了避免遗漏关键变量的可能性，我们增加了三个可能影响劳动分配比例的控制变量。.这三个控制变量分别是政府消费占GDP比例(GOVCOS)、从业人员加入工会的比例(UNION)和市场化程度(MARKET)。为了测试回归结果的可靠性，这三个控制变量会被加入模型(2)。市场化水平的改善能提升劳动生产率.并进而对劳动分配比例产生负面作用。本文以城镇就业人口中非国有单位职工所占比重来度量市场化程度。政府消费度量了政府对经济的干预程度。从业人员加入工会的比例则度量了工会在劳动者权益保护中的作用。在等式(2)的基础上，等式(3)加人控制变量来评估，具体

LSi。=al+blEXPORTi。+b2IMPORTn+b3UNRit+b4LCAPI“+b5EDU。。+b6DUALi。+b7GOVCOSi。+b8UNIONi。+b9MARKETi。+8i。(3)

原始数据来源于1997—2007年的《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》。我们收集了中国29个省级单位1996—2006年期间的数据，由于西藏有部分数据缺失，因而我们的研究不包括西藏;同时我们把重庆的数据放到四川省一起计算。

五、计量结果和解释

对于模型(2)，有多种估计方法。我们首先采用混合最小二乘法(PoolOLS)方法，把各省的数据堆积在一起。用最小二乘法来估计。结果见表l的第一列，表明中国各省的对外出口和对外进口贸易对劳动分配比例的影响都是负的。并且都具有显着性。接下来，分别使用面板数据的标准估计法，即固定效应(FixedEffect)和随机效应(RandomEffeet)模型再估计模型(1)。由表1第2列和第3列的结果可看出，当使用固定效应模型时，对外出口的系数为正，但没有显着性;对外进口的系数也为正，在10%水平上具有显着性。当使用随机效应模型时，对外出口的系数为负，但没有显着性;对外进口的系数为正。在5%水平上具有显着性。这说明三种估计结果不一致，需要验证哪种估计方法更适合。

相对于混合估计模型来说，是否有必要建立个体固定效应模型可以通过F检验来完成。

原假设H0：不同个体的模型截距项相同(建立混合估计模型)。

备择假设H，：不同个体的模型截距项不同。

其中SSE.、SSE。分别表示约束模型(混合估计模型)和非约束模型(个体固定效应模型)的残

差平方和。非约束模型比约束模型多了N一1个被估参数(混合估计模型给出公共截距项)。

因为F=33.92>F0.05(28，289)=1.41，所以，拒绝原假设。结论是应该建立个体固定效应模型。Hausman检验拒绝了随机效应模型所需要的假设，因此我们更信赖固定效应模型给出的结果，即出口贸易对劳动分配比例没有影响;进口贸易对劳动分配比例的影响为正，并在10%水平上具有显着性。控制变量都具有显着性，符号同我们的预期一致。D—W检验说明各变量之间的序列相关并不严重。

为了测试结果的可靠性，我们运用同样的方法，对加入3个新控制变量的模型(3)进行了计量分析。如表1的回归4、5和6所示，固定效应模型仍然是最优的，模型(3)与模型(2)的变量在符号、量值和显着性上类似。3个新控制变量中有2个具有显着性。市场化程度的符号为负数，并具有显着性，这与我们的预期一致。政府消费没有显着性。这说明政府干预对劳动分配比例没有影响。

工会对劳动分配比例的影响为负，并具有显着性。这说明我国的工会难以反映劳动者的意愿。也没有在劳资谈判中发挥应有的作用。

考虑到一些研究(林毅夫、刘培林，2003)认为，由于北京、上海和天津三个直辖市的经济结构与其它省区不同，在经验研究中，应该将其分离出来。因此，我们分别用模型(2)和模型(3)对不包括这三个直辖市的样本再进行估计，结果见表2的回归1和回归2。由表2可以看出.分离了三大直辖市之后，对外进口的回归系数为负数，对外出口的回归系数为正数，并且二者都具有显着性。加入3个新控制变量之后，估计结果没有发生显着变化。政府消费、市场化程度和工会的符号和显着性与全部29个省级单位的估计结果相同。这说明三大直辖市确实具有特殊性，应该把它们分离出去。

分离三大直辖市之后，为了检验模型(2)估计结果对于是否采用被解释变量的滞后变量的敏感性，我们使用解释变量的一阶滞后值，再对模型(2)进行估计。回归结果见表2的回归3，这表明对外出口对劳动分配比例仍具有正面影响，并且在1%水平上显着：对外进口对劳动分配比例有负面影响，并在l%水平上显着。所有控制变量的符号和显着性都同我们的预期一致。

为了考察在不同地区对外贸易对劳动分配比例的影响，我们把不包含三大直辖市的26个省级单位分为东部地区和中西部地区，并分别建立面板数据对模型(2)和模型(3)进行估计。东部地区包括河北、辽宁、浙江、江苏、福建、山东、广东、海南8个省级单位，中西部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆18个省级单位。回归结果见表2的回归4和5。回归4表明，在东部地区。对外出口对劳动分配比例有正面影响.对外进口对劳动分配比例有负面影响。二者均在l%水平具有显着性。大部分控制变量的符号和显着性符合预期。这说明在东部地区，对外出口的就业效应大于劳动生产率效应，对外进口的就业效应小于劳动生产率效应，从而导致了对外出口和进口对劳动分配比例影响的不同。回归5表明，在中西部地区。对外进口和对外出口对劳动分配比例的影响都没有显着性。

控制变量中只有就业压力没有显着性。这可能是因为中西部地区的农业剩余劳动力的数量巨大.采用城镇登记失业率度量其就业压力具有缺陷，不过这并不影响我们的结论。因为我们是把就业压力当作控制变量使用。回归结果表明对外贸易对劳动分配比例的影响在东部地区和中西部是不同的。

为了考察对外出口和对外进口对劳动分配比例的总效应，用贸易开放度(0PENNESS)，即各省级单位进出口总额占GDP比例代替对外出口和对外进口占GI)P比例。回归结果见表3的回归1。贸易开放度的回归系数为正数，并且在l%水平具有显着性，所有控制变量的符号符合预期，这说明对外贸易对劳动分配比例的总效应为正。表3的回归2列出了分离3大直辖市后的回归结果。回归结果表明分离3大直辖市对回归结果没有影响。为检验回归结果的敏感性，表3的回归3列出了使用解释变量的一阶滞后值的回归结果，回归结果仍然表明对外贸易对劳动分配比例的总效应为正。这说明对外贸易的就业效应大于劳动生产率效应，对外出口对劳动分配比例的正面影响大于对外进口的负面影响。六、结论

本文研究了对外贸易对劳动分配比例的影响，并利用1996—2006年间省级面板数据进行了检验。为检验估计结果的稳健性，本文加入新的控制变量，从数据中剔除掉三大直辖市，用所有解释变量的滞后期为变量，把样本分为东部地区和中西部地区。‘总结计量结果，可以得出以下结论：

1.在分离三大直辖市的26个省级单位中，对外出口对劳动分配比例产生了正面影响.对外进口则产生了负面影响。这说明对外出口的就业效应大于劳动生产率效应。这可能是因为：我国出口的商品主要是符合我国要素禀赋结构的劳动密集型产晶，能最快地吸收农业剩余劳动力。缓解就业压力：另一方面出口产品的技术较低，劳动生产率提高较慢。对外进口的就业效应小于劳动生产率效应。这可能是因为：对外进口更能促进技术扩散，导致劳动生产率的提高，而吸收劳动力的能力较弱。

2.在东部地区的8个省级单位中，对外出口对劳动分配比例产生了正面影响，对外进口则产生了负面影响。在中西部地区的18个省级单位中，对外贸易对劳动分配比例没有显着影响。这可能是因为中西部地区距离沿海较远，对外贸易占GDP比例相对较小，对其就业压力和劳动生产率产生的影响也比较小。

3.对外贸易对劳动分配比例的总效应为正，这说明对外贸易的就业效应大于劳动生产率效应，对外出口对劳动分配比例的影响大于对外进口的影响。我国应继续坚持对外开放的政策，通过对外贸易来吸收劳动力就业和提高劳动生产率。随着对外贸易不断吸收劳动力就业，就业压力将不断缓解，刘易斯拐点将会到来，劳动力将由过剩转为短缺，劳动的供给曲线将会上扬，这有利于劳动分配比例的提高。同时，还需要通过对外贸易提高劳动生产率以逐利提高我国产品的竞争力，否则如果劳动生产率没有得到提升.润的资本迫于劳动力成本压力可能会进行产业的跨国转移。本文的不足与以后研究方向：城镇登记失业率不能全面、客观应该把城镇中没有工作的农业劳动力包含在内。

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