我國對外貿(mào)易對就業(yè)的效應分析

一、前言

近年來，中國的對外貿(mào)易取得了快速的發(fā)展，雖然在2015年和2016年我國進出口貿(mào)易總額有所下降，但總體來看，呈上升趨勢，2017年，我國的進出口貿(mào)易總額達到41071.6億美元。與之相對應的是，雖然我國的就業(yè)總量在上升，但是就業(yè)增長率卻有下降趨勢，2017年，我國就業(yè)增長率僅為0.05%，就業(yè)形勢嚴峻。當前，我國正處于經(jīng)濟結構轉(zhuǎn)型的重要時期，這對于我國的勞動力素質(zhì)提出了更高的要求。此外，在國際化水平日益深入的背景下，我國積極參與國際競爭，也在一定程度上推動我國經(jīng)濟結構轉(zhuǎn)變，從而對就業(yè)產(chǎn)生一定的影響。綜上所述，在國內(nèi)外背景下，研究對外貿(mào)易對本國的就業(yè)的影響則顯得尤為重要，通過實證研究，可以確認進出口對我國就業(yè)的具體影響，為緩解我國就業(yè)壓力，提高我國的就業(yè)率提供參考。

二、文獻綜述

通過梳理國外學者對對外貿(mào)易與就業(yè)的影響的研究可以發(fā)現(xiàn)，一些學者認為貿(mào)易對于就業(yè)持肯定態(tài)度，Greenaway（1999）主要是針對英國的對外貿(mào)易與就業(yè)的關系進行的研究，認為出口增加，國內(nèi)制造業(yè)就業(yè)就會增加，進口則會對國內(nèi)就有人產(chǎn)生負面影響。Bednarzik and Theodos(2006)就服務業(yè)的就業(yè)來研究貿(mào)易對其的影響，結果發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易使美國的勞動力向服務業(yè)部門轉(zhuǎn)移，即發(fā)生轉(zhuǎn)移效應。

國內(nèi)文獻研究表明，進出口對就業(yè)有顯著影響。魏浩等（2013）認為出口的就業(yè)效應為正且顯著，進口的就業(yè)效應為負且不顯著。耿曄，閆思萌（2016）從制造業(yè)角度分析，認為高技術產(chǎn)業(yè)的出口可促進就業(yè)，進口對就業(yè)的影響存在地區(qū)差異，對東部具有顯著負影響，對中西部則有顯著正影響。袁冬梅等（2018）以城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)和大學生就業(yè)人數(shù)分別度量就業(yè)，發(fā)現(xiàn)出口會促進就業(yè)，且出口貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)協(xié)同作用可以提升就業(yè)。

通過梳理相關文獻，可以發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易對就業(yè)影響存在不同結論。本文在國內(nèi)外學者的研究基礎上，對我國的進出口對就業(yè)的影響進行研究，以期分析出進出口貿(mào)易對我國的就業(yè)的影響，從而促進我國的就業(yè)水平。

三、模型構建與數(shù)據(jù)說明

（一）模型構建

根據(jù)Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，以及在開放條件下，技術系數(shù)，生產(chǎn)生產(chǎn)函數(shù)可寫為：

其中，Yt代表一國（地區(qū)）在t時期的產(chǎn)出，Kt代表資本，Lt代表勞動力總量，At代表技術系數(shù)，α為資本的產(chǎn)出彈性，β為勞動的產(chǎn)出彈性。Mt和Xt分別為t時期的進口總額和出口總額。

將上式等號兩邊取對數(shù)，整理得到本文所用模型：

（二）數(shù)據(jù)描述

本文中，勞動力指標L，為我國1992-2017年歷年年末就業(yè)總?cè)藬?shù)，產(chǎn)出指標Y為1992-2017年歷年國內(nèi)生產(chǎn)總值，進口指標M為我國1992-2017年歷年進口總額，出口指標X為我國1992-2017年歷年出口總額。資本存量指標則通過計算得出，計算公式為：

其中，Kt為t時期的資本存量，δ為資本折舊率，It為t時期的投資。本文以1992年為基期，估算我國資本存量。假設我國資本存量在1992年全部完成，令1992年的投資總額除以10%，估算出我國1992年的資本存量。折舊率設定為9.6%，這樣根據(jù)計算公式，依次計算出選取時間范圍的歷年的資本存量。

本文選取的數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，時間范圍為1992年到2017年。資本存量通過計算得到。

四、實證檢驗及分析

（一）數(shù)據(jù)的ADF檢驗

本文采用ADF單位根檢驗對本文中構建的模型進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果如下。

由檢驗結果可知，各變量的原始數(shù)據(jù)均是非平穩(wěn)的，但在進行一階差分后，再進行ADF檢驗，此時ADF檢驗的t統(tǒng)計量小于0.01、0.05、0.1三個顯著性水平下的臨界值，各變量都是一階單整序列，可進行協(xié)整檢驗。

表1.ADF檢驗結果

（二）協(xié)整檢驗

本文采用協(xié)整檢驗，以分析變量之間的長期均衡關系。先對模型進行回歸分析，對各個參數(shù)進行估計，得到如下結果：

表2 回歸結果

由回歸結果可知，模型擬合較好。且各參數(shù)均能通過P檢驗、t檢驗、F檢驗，所以，得到回歸方程：

再對殘差序列進行ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)殘差的t統(tǒng)計值為-3.065687，在0.05顯著性水平下，小于0.01、0.05、0.1三個顯著性水平下的臨界值-2.674290、-1.957204、-1.608175，說明殘差序列是平穩(wěn)的，變量之間具有長期均衡關系，回歸方程是可信的。

（三）Granger因果檢驗

為進一步檢驗進出口與就業(yè)的關系，需進行Granger因果關系檢驗。本文選擇進口、出口和就業(yè)量這三個變量進行檢驗，檢驗結果如下表所示。

表3 Granger因果關系檢驗結果

由檢驗結果可以看出，我國的出口與就業(yè)互為因果，而我國的進口與就業(yè)則不具有因果關系。這說明，出口的增加可以帶動就業(yè)的增加，而進口的增加則不一定導致就業(yè)的增加。

五、結語

本文采用1992-2017年數(shù)據(jù)構建進出口與就業(yè)關系的回歸模型，并通過ADF檢驗、協(xié)整檢驗、Grange因果關系檢驗，對我國的對外貿(mào)易與就業(yè)的關系進行實證研究，研究的結果主要有以下幾點：首先，我國的對外貿(mào)易量與就業(yè)之間存在長期均衡關系，我國的進出口對我國的就業(yè)會產(chǎn)生不同的影響。從長期來看，我國出口就業(yè)彈性為0.0471，說明出口每增長1%，就業(yè)就會相應的增長0.0471%；我國進口就業(yè)彈性為-0.0203，說明進口每增長1%，就業(yè)就會相應的減少0.0203%。即我國出口貿(mào)易對我國的就業(yè)具有正向效應，而進口貿(mào)易對我國的就業(yè)具有負向效應，并且進口貿(mào)易對就業(yè)的影響，小于出口貿(mào)易對就業(yè)的影響，所以我國可以通過鼓勵出口來緩解就業(yè)壓力。其次，對外貿(mào)易出口是引起我國就業(yè)量變化的原因，出口貿(mào)易的增加可以帶動就業(yè)的增加。