內(nèi)陸地區(qū)對(duì)外貿(mào)易與就業(yè)探析

時(shí)間:2022-01-22 09:51:04

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內(nèi)陸地區(qū)對(duì)外貿(mào)易與就業(yè)探析

摘要:目前,中國(guó)對(duì)外貿(mào)易面臨諸多壓力,經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)亟待改善,而貴州省地處內(nèi)陸發(fā)展開(kāi)放型經(jīng)濟(jì),其對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展能否帶動(dòng)就業(yè)增長(zhǎng)?本文試圖對(duì)貴州省的對(duì)外貿(mào)易與就業(yè)情況進(jìn)行分析。通過(guò)數(shù)理經(jīng)濟(jì)學(xué)方法構(gòu)建模型,再利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的協(xié)整理論來(lái)檢驗(yàn)貴州省對(duì)外貿(mào)易與就業(yè)的協(xié)整關(guān)系,尋求二者之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系,利用格蘭杰因果檢驗(yàn)考察二者之間的因果關(guān)系,最后得出結(jié)論:貴州省出口就業(yè)間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系,就業(yè)增加是出口的格蘭杰原因,但出口增加并沒(méi)有帶動(dòng)就業(yè)增長(zhǎng)。

關(guān)鍵詞:內(nèi)陸地區(qū);對(duì)外貿(mào)易就業(yè)分析

一、引言

隨著新一輪西部大開(kāi)發(fā)的推進(jìn),特別是2012年國(guó)發(fā)2號(hào)文件的頒布,為貴州省實(shí)現(xiàn)后發(fā)趕超,從而與全國(guó)同步實(shí)現(xiàn)小康創(chuàng)造了機(jī)遇,也為貴州省開(kāi)放經(jīng)濟(jì)提供政策支持。貴州省正由內(nèi)陸型經(jīng)濟(jì)向開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變?!?+7”重點(diǎn)開(kāi)放平臺(tái)批準(zhǔn)成立更是加強(qiáng)了貴州省對(duì)外開(kāi)放的廣度和深度。更多的產(chǎn)業(yè)和資本從國(guó)外、沿海等地區(qū)轉(zhuǎn)移到貴州省。2014年,貴州省全年GDP為9266.39億元,比上年增長(zhǎng)10.8%;進(jìn)出口總額為1077133萬(wàn)美元;比上年增長(zhǎng)28.9%;實(shí)際利用外資為213053萬(wàn)美元,比上年增長(zhǎng)35.3%;就業(yè)人員為1909.69萬(wàn)人,比上年增長(zhǎng)2.4%。但是,對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展能否顯著帶動(dòng)勞動(dòng)就業(yè)增長(zhǎng)?本文試圖對(duì)貴州省的對(duì)外貿(mào)易與就業(yè)情況進(jìn)行分析。

二、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)學(xué)者梁平等(2008)對(duì)中國(guó)東部、中部、西部三大區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易所引致的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行研究。研究表明,整體而言出口有力地促進(jìn)了國(guó)內(nèi)就業(yè),進(jìn)口并沒(méi)有對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)有實(shí)質(zhì)性的影響,三個(gè)區(qū)域的就業(yè)效應(yīng)也具有很大不同,與此同時(shí),資本對(duì)就業(yè)產(chǎn)生很強(qiáng)的替代效應(yīng)。高文書(shū)(2009)采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法和省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)研究了對(duì)外貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)。結(jié)果顯示,出口強(qiáng)有力的促進(jìn)中國(guó)的就業(yè),擴(kuò)大出口對(duì)促進(jìn)就業(yè)來(lái)緩解中國(guó)的就業(yè)壓力具有現(xiàn)實(shí)意義;相對(duì)而言,進(jìn)口會(huì)加重就業(yè)壓力,對(duì)國(guó)內(nèi)的就業(yè)和產(chǎn)業(yè)具有一定的沖擊性。資本存量并沒(méi)有對(duì)國(guó)內(nèi)的就業(yè)有實(shí)質(zhì)性的影響。毛其淋(2010)基于固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型,選取省際面板數(shù)據(jù)對(duì)對(duì)外貿(mào)易與就業(yè)之間關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究,結(jié)果表明出口對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)具有顯著的正向影響,出口的就業(yè)彈性東部地區(qū)較西部地區(qū)更大,進(jìn)口就會(huì)加重國(guó)內(nèi)就業(yè)壓力,在東部地區(qū),外資對(duì)就業(yè)具有顯著的正向影響,其他地區(qū)并不明顯。

三、模型設(shè)定

本文采用現(xiàn)代研究方法中的數(shù)理經(jīng)濟(jì)學(xué)方法,研究貴州對(duì)外貿(mào)易的就業(yè)效應(yīng)。從生產(chǎn)函數(shù)出發(fā),將生產(chǎn)函數(shù)寫(xiě)成Cobb—Douglus函數(shù)形式,即:Qt=AγtKαtLβt(1)其中,下標(biāo)t代表時(shí)期,Q表示實(shí)際產(chǎn)出,K代表資本存量,L表示勞動(dòng)投入,A為技術(shù)系數(shù),α和β分別表示資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性系數(shù),γ表示技術(shù)的增長(zhǎng)。

四、實(shí)證分析

1、選取數(shù)據(jù)本文采用三個(gè)變量的VAR模型,三個(gè)變量依次是貴州省城鄉(xiāng)總就業(yè)人數(shù)表示勞動(dòng)力需求L,X為貴州省年進(jìn)口滲透率,M為貴州省年出口導(dǎo)出率。所選取的數(shù)據(jù)是貴州省1990-2013年24年的相關(guān)數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年貴州統(tǒng)計(jì)年鑒,分析過(guò)程及結(jié)果均借助于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews7.2。2、平穩(wěn)性檢驗(yàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析前,首先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。非平穩(wěn)時(shí)間序列雖然破壞了經(jīng)典回歸的基本假定,有時(shí)甚至嚴(yán)重非平穩(wěn),回歸分析結(jié)果應(yīng)該是無(wú)效的,但是它的t、F、等統(tǒng)計(jì)量指標(biāo)常常是正常的,即模型的顯著性和擬合優(yōu)度看起來(lái)都很好,出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。本文采用單位根檢驗(yàn)來(lái)判斷序列的平穩(wěn)性。ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示變量只有l(wèi)nL、lnX和lnM的一階差分序列是平穩(wěn)的,說(shuō)明lnL、lnX和lnM都是一階單整的。我們?cè)谧兞緼DF檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。3、協(xié)整檢驗(yàn)變量ADF檢驗(yàn)變量dlnl與dlnm和dlnl與dlnx的殘差A(yù)DF檢驗(yàn)結(jié)果顯示,它們的殘差都是平穩(wěn)的,說(shuō)明變量dlnl與dlnx之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程如下:DLNL=-0.060984DLNM+0.035594DLNX+0.007839從協(xié)整方程可以看出,進(jìn)口對(duì)就業(yè)的抑制作用大于出口對(duì)就業(yè)的帶動(dòng)作用。4、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)根據(jù)AIC的準(zhǔn)則確定了合適的滯后階數(shù),對(duì)各變量進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn),結(jié)果見(jiàn)結(jié)果顯示,5%水平上存在一個(gè)單向因果關(guān)系:就業(yè)增加是出口的格蘭杰原因。說(shuō)明貴州省就業(yè)增長(zhǎng)帶動(dòng)出口增加,但是出口并沒(méi)有帶動(dòng)就業(yè)增加。5、建立VAR模型向量自回歸模型簡(jiǎn)稱VAR模型,是一種常用的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型,1980年由克里斯托弗•西姆斯(ChristopherSims)提出。由單位根檢驗(yàn)可以得知變量LNX、LNL與LNM一階差分都是平穩(wěn)的,滿足VAR模型估算的要求,可以進(jìn)行建模,根據(jù)AIC準(zhǔn)則確立滯后階數(shù)為2,由此構(gòu)建VAR(2)模型,估計(jì)結(jié)果如下:DLNEXDLNLDLNL!"M=0.3696612.1806440.106920.0052030.1085460.0141880.0058892.5550060.20377!"4DLNEXDLNLDLNI!"Mt-1+-0.147967-1.73556-0.041434-0.0770980.1389810.031359-0.525656-0.5761140.01893!"8DLNEXDLNLDLNI!"Mt-2+0.1200330.0055740.16322!"9VAR模型的短期關(guān)系看,上期的就業(yè)水平對(duì)本期就業(yè)具有正效應(yīng),彈性系數(shù)為0.108546對(duì)本期就業(yè)產(chǎn)生了一定的促進(jìn)作用。滯后一期內(nèi),貴州省出口和進(jìn)口的增加都促進(jìn)了就業(yè)。6、脈沖響應(yīng)脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)殘差沖擊的反應(yīng)(響應(yīng))。根據(jù)得到的VAR模型,基于脈沖響應(yīng)函數(shù)分析方法,可以得到變量DLNX與DLNL、DLNX與DLNM和DLL與DLNM之間的相互沖擊動(dòng)態(tài)響應(yīng)路徑。由圖1可以看出,在短期內(nèi),勞動(dòng)力L的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)出口EX在第1期產(chǎn)生正效應(yīng),增長(zhǎng)到最大后,快速下降,至第2期時(shí)已降至最低點(diǎn),產(chǎn)生負(fù)效應(yīng),后緩慢回升,但第5期后漸漸不受影響。出口EX對(duì)勞動(dòng)力L的整體影響較小,在第3期產(chǎn)生最大負(fù)效應(yīng)。勞動(dòng)力L對(duì)進(jìn)口IM的影響先增大后減少,從負(fù)效應(yīng)后回升為正效應(yīng),并與第2期時(shí)正效應(yīng)最大,但于第5期后漸漸沒(méi)有影響。進(jìn)口IM對(duì)勞動(dòng)力L的影響整體上很小。這些情況與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)情況相符。7、方差分解方差分解是分析預(yù)測(cè)殘差的標(biāo)準(zhǔn)差由不同新息的沖擊影響的比例,亦即對(duì)應(yīng)內(nèi)生變量對(duì)標(biāo)準(zhǔn)差的貢獻(xiàn)比例。由圖2可知,出口EX第1期的方差全部由自己驅(qū)動(dòng),這意味著出口EX與進(jìn)口IM和勞動(dòng)力L之間不存在當(dāng)期關(guān)系,但第2期后,勞動(dòng)力L的貢獻(xiàn)就開(kāi)始比較大,說(shuō)明出口EX一部分受勞動(dòng)力L的影響;勞動(dòng)力L在第1期主要受自己的方差驅(qū)動(dòng),說(shuō)明勞動(dòng)力L和其他變量間幾乎不存在當(dāng)期關(guān)系。但到第6期后稍微受到出口EX的影響;進(jìn)口IM受其他變量影響較大,當(dāng)期就受到影響。出口EX對(duì)它的影響更甚于勞動(dòng)力L和它自身的影響。

五、結(jié)論

一是協(xié)整結(jié)果顯示,貴州省進(jìn)出口與就業(yè)間存在協(xié)整關(guān)系,說(shuō)明對(duì)外貿(mào)易與就業(yè)間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。貴州省的出口對(duì)省內(nèi)就業(yè)具有顯著的正向影響,而進(jìn)口對(duì)省內(nèi)就業(yè)具有一定的抑制性,并且進(jìn)口對(duì)就業(yè)的抑制大于出口對(duì)就業(yè)的刺激;二是從VAR模型的短期關(guān)系看,上期的就業(yè)水平對(duì)本期就業(yè)具有正效應(yīng),彈性系數(shù)為0.108546對(duì)本期就業(yè)產(chǎn)生了一定的促進(jìn)作用。滯后一期時(shí),貴州省出口和進(jìn)口的增加都促進(jìn)了就業(yè);三是貴州省出口就業(yè)間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。就業(yè)增加是出口的格蘭杰原因,但出口增長(zhǎng)并沒(méi)有帶動(dòng)就業(yè)增加。

參考文獻(xiàn)

[1]梁平、梁彭勇、黃金:我國(guó)對(duì)外貿(mào)易就業(yè)效應(yīng)的區(qū)域差異分析———基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2008(1).

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[3]毛其淋:我國(guó)貿(mào)易發(fā)展、外資引進(jìn)與國(guó)內(nèi)就業(yè)———基于省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].山東經(jīng)濟(jì),2010(5).

作者:韓草 陳紅 單位:貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)