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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展開放型經濟，其對外貿易的發展能否帶動就業增長？本文試圖對貴州省的對外貿易與就業情況進行分析。通過數理經濟學方法構建模型，再利用計量經濟學的協整理論來檢驗貴州省對外貿易與就業的協整關系，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：貴州省出口就業間存在單向的格蘭杰因果關系，就業增加是出口的格蘭杰原因，但出口增加并沒有帶動就業增長。

關鍵詞：內陸地區；對外貿易；就業分析

一、引言

隨著新一輪西部大開發的推進，特別是2012年國發2號文件的頒布，為貴州省實現后發趕超，從而與全國同步實現小康創造了機遇，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。“1+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。更多的產業和資本從國外、沿海等地區轉移到貴州省。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%；就業人員為1909.69萬人，比上年增長2.4%。但是，對外貿易的發展能否顯著帶動勞動就業增長？本文試圖對貴州省的對外貿易與就業情況進行分析。

二、文獻綜述

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

三、模型設定

本文采用現代研究方法中的數理經濟學方法，研究貴州對外貿易的就業效應。從生產函數出發，將生產函數寫成Cobb—Douglus函數形式，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，α和β分別表示資本和勞動的產出彈性系數，γ表示技術的增長。

四、實證分析

1、選取數據本文采用三個變量的VAR模型，三個變量依次是貴州省城鄉總就業人數表示勞動力需求L，X為貴州省年進口滲透率，M為貴州省年出口導出率。所選取的數據是貴州省1990-2013年24年的相關數據，數據來源于歷年貴州統計年鑒，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性檢驗。非平穩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，回歸分析結果應該是無效的，但是它的t、F、等統計量指標常常是正常的，即模型的顯著性和擬合優度看起來都很好，出現“偽回歸”現象。本文采用單位根檢驗來判斷序列的平穩性。ADF檢驗結果顯示變量只有lnL、lnX和lnM的一階差分序列是平穩的，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整檢驗。3、協整檢驗變量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的，說明變量dlnl與dlnx之間存在協整關系。協整方程如下：DLNL=-0.060984DLNM+0.035594DLNX+0.007839從協整方程可以看出，進口對就業的抑制作用大于出口對就業的帶動作用。4、格蘭杰因果關系檢驗根據AIC的準則確定了合適的滯后階數，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：就業增加是出口的格蘭杰原因。說明貴州省就業增長帶動出口增加，但是出口并沒有帶動就業增加。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一階差分都是平穩的，滿足VAR模型估算的要求，可以進行建模，根據AIC準則確立滯后階數為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，上期的就業水平對本期就業具有正效應，彈性系數為0.108546對本期就業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。6、脈沖響應脈沖響應函數描述的是一個內生變量對殘差沖擊的反應（響應）。根據得到的VAR模型，基于脈沖響應函數分析方法，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

一是協整結果顯示，貴州省進出口與就業間存在協整關系，說明對外貿易與就業間存在長期均衡關系。貴州省的出口對省內就業具有顯著的正向影響，而進口對省內就業具有一定的抑制性，并且進口對就業的抑制大于出口對就業的刺激；二是從VAR模型的短期關系看，上期的就業水平對本期就業具有正效應，彈性系數為0.108546對本期就業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；三是貴州省出口就業間存在單向的格蘭杰因果關系。就業增加是出口的格蘭杰原因，但出口增長并沒有帶動就業增加。

參考文獻

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

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

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

作者:韓草 陳紅 單位:貴州財經大學