導語：內陸地區(qū)對外貿易與就業(yè)探析一文來源于網友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要：目前，中國對外貿易面臨諸多壓力，經濟結構亟待改善，而貴州省地處內陸發(fā)展開放型經濟，其對外貿易的發(fā)展能否帶動就業(yè)增長？本文試圖對貴州省的對外貿易與就業(yè)情況進行分析。通過數(shù)理經濟學方法構建模型，再利用計量經濟學的協(xié)整理論來檢驗貴州省對外貿易與就業(yè)的協(xié)整關系，尋求二者之間長期均衡關系，利用格蘭杰因果檢驗考察二者之間的因果關系，最后得出結論：貴州省出口就業(yè)間存在單向的格蘭杰因果關系，就業(yè)增加是出口的格蘭杰原因，但出口增加并沒有帶動就業(yè)增長。

關鍵詞：內陸地區(qū)；對外貿易；就業(yè)分析

一、引言

隨著新一輪西部大開發(fā)的推進，特別是2012年國發(fā)2號文件的頒布，為貴州省實現(xiàn)后發(fā)趕超，從而與全國同步實現(xiàn)小康創(chuàng)造了機遇，也為貴州省開放經濟提供政策支持。貴州省正由內陸型經濟向開放型經濟轉變?！?+7”重點開放平臺批準成立更是加強了貴州省對外開放的廣度和深度。更多的產業(yè)和資本從國外、沿海等地區(qū)轉移到貴州省。2014年，貴州省全年GDP為9266.39億元，比上年增長10.8%；進出口總額為1077133萬美元；比上年增長28.9%；實際利用外資為213053萬美元，比上年增長35.3%；就業(yè)人員為1909.69萬人，比上年增長2.4%。但是，對外貿易的發(fā)展能否顯著帶動勞動就業(yè)增長？本文試圖對貴州省的對外貿易與就業(yè)情況進行分析。

二、文獻綜述

國內學者梁平等（2008）對中國東部、中部、西部三大區(qū)域對外貿易所引致的就業(yè)效應進行研究。研究表明，整體而言出口有力地促進了國內就業(yè)，進口并沒有對國內就業(yè)有實質性的影響，三個區(qū)域的就業(yè)效應也具有很大不同，與此同時，資本對就業(yè)產生很強的替代效應。高文書（2009）采用系統(tǒng)廣義矩估計方法和省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)研究了對外貿易的就業(yè)效應。結果顯示，出口強有力的促進中國的就業(yè)，擴大出口對促進就業(yè)來緩解中國的就業(yè)壓力具有現(xiàn)實意義；相對而言，進口會加重就業(yè)壓力，對國內的就業(yè)和產業(yè)具有一定的沖擊性。資本存量并沒有對國內的就業(yè)有實質性的影響。毛其淋（2010）基于固定效應和隨機效應模型，選取省際面板數(shù)據(jù)對對外貿易與就業(yè)之間關系進行實證研究，結果表明出口對國內就業(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，進口就會加重國內就業(yè)壓力，在東部地區(qū)，外資對就業(yè)具有顯著的正向影響，其他地區(qū)并不明顯。

三、模型設定

本文采用現(xiàn)代研究方法中的數(shù)理經濟學方法，研究貴州對外貿易的就業(yè)效應。從生產函數(shù)出發(fā)，將生產函數(shù)寫成Cobb—Douglus函數(shù)形式，即：Qt=AγtKαtLβt（1）其中，下標t代表時期，Q表示實際產出，K代表資本存量，L表示勞動投入，A為技術系數(shù)，α和β分別表示資本和勞動的產出彈性系數(shù)，γ表示技術的增長。

四、實證分析

1、選取數(shù)據(jù)本文采用三個變量的VAR模型，三個變量依次是貴州省城鄉(xiāng)總就業(yè)人數(shù)表示勞動力需求L，X為貴州省年進口滲透率，M為貴州省年出口導出率。所選取的數(shù)據(jù)是貴州省1990-2013年24年的相關數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于歷年貴州統(tǒng)計年鑒，分析過程及結果均借助于計量經濟學軟件Eviews7.2。2、平穩(wěn)性檢驗對經濟變量的時間序列進行回歸分析前，首先對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。非平穩(wěn)時間序列雖然破壞了經典回歸的基本假定，有時甚至嚴重非平穩(wěn)，回歸分析結果應該是無效的，但是它的t、F、等統(tǒng)計量指標常常是正常的，即模型的顯著性和擬合優(yōu)度看起來都很好，出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。本文采用單位根檢驗來判斷序列的平穩(wěn)性。ADF檢驗結果顯示變量只有l(wèi)nL、lnX和lnM的一階差分序列是平穩(wěn)的，說明lnL、lnX和lnM都是一階單整的。我們在變量ADF檢驗的基礎上進行協(xié)整檢驗。3、協(xié)整檢驗變量ADF檢驗變量dlnl與dlnm和dlnl與dlnx的殘差ADF檢驗結果顯示，它們的殘差都是平穩(wěn)的，說明變量dlnl與dlnx之間存在協(xié)整關系。協(xié)整方程如下：DLNL=-0.060984DLNM+0.035594DLNX+0.007839從協(xié)整方程可以看出，進口對就業(yè)的抑制作用大于出口對就業(yè)的帶動作用。4、格蘭杰因果關系檢驗根據(jù)AIC的準則確定了合適的滯后階數(shù)，對各變量進行格蘭杰檢驗，結果見結果顯示，5%水平上存在一個單向因果關系：就業(yè)增加是出口的格蘭杰原因。說明貴州省就業(yè)增長帶動出口增加，但是出口并沒有帶動就業(yè)增加。5、建立VAR模型向量自回歸模型簡稱VAR模型，是一種常用的計量經濟模型，1980年由克里斯托弗•西姆斯（ChristopherSims）提出。由單位根檢驗可以得知變量LNX、LNL與LNM一階差分都是平穩(wěn)的，滿足VAR模型估算的要求，可以進行建模，根據(jù)AIC準則確立滯后階數(shù)為2，由此構建VAR（2）模型，估計結果如下：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模型的短期關系看，上期的就業(yè)水平對本期就業(yè)具有正效應，彈性系數(shù)為0.108546對本期就業(yè)產生了一定的促進作用。滯后一期內，貴州省出口和進口的增加都促進了就業(yè)。6、脈沖響應脈沖響應函數(shù)描述的是一個內生變量對殘差沖擊的反應（響應）。根據(jù)得到的VAR模型，基于脈沖響應函數(shù)分析方法，可以得到變量DLNX與DLNL、DLNX與DLNM和DLL與DLNM之間的相互沖擊動態(tài)響應路徑。由圖1可以看出，在短期內，勞動力L的一個標準差的沖擊對出口EX在第1期產生正效應，增長到最大后，快速下降，至第2期時已降至最低點，產生負效應，后緩慢回升，但第5期后漸漸不受影響。出口EX對勞動力L的整體影響較小，在第3期產生最大負效應。勞動力L對進口IM的影響先增大后減少，從負效應后回升為正效應，并與第2期時正效應最大，但于第5期后漸漸沒有影響。進口IM對勞動力L的影響整體上很小。這些情況與格蘭杰因果關系檢驗情況相符。7、方差分解方差分解是分析預測殘差的標準差由不同新息的沖擊影響的比例，亦即對應內生變量對標準差的貢獻比例。由圖2可知，出口EX第1期的方差全部由自己驅動，這意味著出口EX與進口IM和勞動力L之間不存在當期關系，但第2期后，勞動力L的貢獻就開始比較大，說明出口EX一部分受勞動力L的影響；勞動力L在第1期主要受自己的方差驅動，說明勞動力L和其他變量間幾乎不存在當期關系。但到第6期后稍微受到出口EX的影響；進口IM受其他變量影響較大，當期就受到影響。出口EX對它的影響更甚于勞動力L和它自身的影響。

五、結論

一是協(xié)整結果顯示，貴州省進出口與就業(yè)間存在協(xié)整關系，說明對外貿易與就業(yè)間存在長期均衡關系。貴州省的出口對省內就業(yè)具有顯著的正向影響，而進口對省內就業(yè)具有一定的抑制性，并且進口對就業(yè)的抑制大于出口對就業(yè)的刺激；二是從VAR模型的短期關系看，上期的就業(yè)水平對本期就業(yè)具有正效應，彈性系數(shù)為0.108546對本期就業(yè)產生了一定的促進作用。滯后一期時，貴州省出口和進口的增加都促進了就業(yè)；三是貴州省出口就業(yè)間存在單向的格蘭杰因果關系。就業(yè)增加是出口的格蘭杰原因，但出口增長并沒有帶動就業(yè)增加。

參考文獻

[1]梁平、梁彭勇、黃金：我國對外貿易就業(yè)效應的區(qū)域差異分析———基于省級面板數(shù)據(jù)的檢驗[J].世界經濟研究，2008（1）.

[2]高文書：中國對外貿易就業(yè)效應的系統(tǒng)廣義矩估計———基于省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].云南財經大學學報，2009（6）.

[3]毛其淋：我國貿易發(fā)展、外資引進與國內就業(yè)———基于省際面板數(shù)據(jù)的經驗分析[J].山東經濟，2010（5）.

作者:韓草 陳紅 單位:貴州財經大學