陕西省对外贸易与城镇居民就业关系的实证分析.doc

1、1陕西省对外贸易与城镇居民就业关系的实证分析1 陕西省对外贸易和就业状况 1.1 陕西省对外贸易基本情况及特点 1.1.1 陕西省对外贸易现状 随着经济全球化进程加快，对外贸易在经济社会发展中的作用日益突出。陕西省在国家西部大开发战略的积极引导下，对外贸易取得了长足发展并呈现高速增长态势，由 1985 年的 1.5712 亿美元进出口总值到2012 年的 147.99 亿美元进出口总值，成为拉动陕西经济增长的又一动力。陕西省作为经济欠发达地区， “十一五”时期，对外开放工作取得了显著成效，有力地促进了全省经济社会的快速发展，全省外贸总体上保持了高速增长态势，对外开放向全方位、多层次、宽领域进一

2、步延伸，全省对外贸易迈上新台阶。 2011 年，在陕西省委、省政府的坚强领导下，全省商务系统积极应对世界经济增长放缓，全球贸易增速回落等不利形势和国家宏观经济政策收缩的压力、国内物价过快上涨，及时加强经济形势研究判断分析，创新工作思路，加强应对措施，实现了陕西省“十二五”外贸工作的良好开局。陕西省全年外贸进出口总值 146.23 亿美元。 2012 年，国际经济不确定因素加多，国内经济发展速度放缓，对外贸易和利用外资双双呈现下滑走势。面对持续低迷的外需市场，陕西省委、省政府主动作为，积极深化对外开放，全年外贸进出口总值同比由2降转升，其中出口继续保持稳步增长，进口则下降较多。陕西省全年外贸进出

3、口总值 147.99 亿美元，比上年增长 1.0%。其中，出口 86.52 亿美元，增长 23%；进口 61.47 亿美元，下降 19.3%。累计实现贸易顺差25.05 亿美元，比上年增加 31.07 亿美元。 1.1.2 陕西省对外贸易的特点 （1）对外贸易快速增长。2012 年，陕西省对外贸易保持稳定增长，进出口总值达到 147.99 亿美元，再创历史新高。2000 年，陕西省进出口总值只有 21.4 亿美元，2010 年一举突破 100 亿美元，达到 120.81 亿美元。 “十一五”以来，全省外贸进出口累计达到 400 多亿美元，重型汽车、输变电设备、飞机和苹果汁四个产品出口量居全国第

4、一，推动了技术升级和产品创新，增强了我省企业在国际市场的竞争力。 （2）对外贸易总量偏小，加工贸易比重小。总体上看，陕西省开放型经济规模小，2012 年陕西进出口排名位列全国第 24 位，进出口总值仅占全国的 0.38%，全国的进出口、进口、出口总值平均增速分别为6.2%，%，7.9%，陕西为 1.0%、-19.3%、23.0%，远远低于全国的平均水平。加工贸易为陕西省主要贸易方式之一，2012 年，加工贸易进出口总值 43.89 亿美元，占全省进出口总值的 29.7%，全国加工贸易平均占全国进出口总值的比为 34.8%，陕西低于全国平均水平 5.1 个百分点。陕西省对外经济的发展程度依旧在较

5、低水平，但同时也表明陕西省对外经济发展潜力较大。 （3）外资企业和私营企业对外贸易主体地位不断增强，国有企业主体地位逐渐弱化。2012 年 12 月份私营企业一举超过国有企业成为第二进3出口主体，国有企业退居为第三位，这是自 2010 年 4 月以来，外资企业一跃成为陕西省第一进出口主体以来，全省对外贸易主体发生的又一个大变化，外资企业和私营企业对外贸易地位不断增强。 （4）贸易方式结构逐渐优化。 “十五”时期，陕西省进出口主要贸易方式是一般贸易， “十一五”时期这种结构正悄悄发生变化，加工贸易快速发展，比重逐年上升，现在一般贸易和加工贸易一起成为进出口主要贸易方式。 （5）区域全面开放格局已

6、经形成，区域开放水平极不平衡。陕西省随着改革开放、西部大开的脚步逐渐形成了全面对外开放格局，但是区域发展不协调，且有一定程度拉大。陕西省进出口贸易主要体现在关中地区，尤其是西安，陕南、陕北产业外向度极低，边缘化趋势加剧。 1.2 陕西省就业情况 1.2.1 持续稳定扩大的就业规模 多年来，陕西省委、省政府和有关部门启动多项促就业工程，努力开发新的就业岗位，多渠道，多形式安置失业人员和新成长劳动力，有效控制了失业率，增加了就业率。2011 年陕西省就业人员为 2059 万人，与 2000 年的 1813 万人相比，增加 246 万人。 1.2.2 就业结构逐步优化 改革开放以来，随着产业结构的调

7、整，就业人员的就业结构也进一步优化，2011 年陕西一、二、三产业的就业结构为 40%、28%、32%，形成了“一、三、二”格局，从业结构更加合理。 1.2.3 行业用工变化明显 4从国民经济 19 个大行业来看，有 16 个行业从业人员呈增加趋势。其中，从业人员增加比较多的行业依然是建筑业、采矿业、制造业、批发零售业，分别增加 9.82 万人、3.42 万人、3.22 万人和 2.58 万人。科学研究、技术服务和地质勘查业，水利、环境和公共设施管理业，教育，卫生、社会保障和社会福利业，公共管理和社会组织业从业人员增量均在万人以上。 1.3 陕西省对外贸易的就业影响 第一，陕西省对外贸易总量持

8、续稳步增长，对全省经济增长的贡献明显，通过提高有效需求，使得总产出增加，从而增加就业总量。第二，对外贸易作为陕西省逐渐壮大的行业，其发展需要不同类型的行业人才及不同层次的劳动力，对推动行业内部就业起到积极作用。第三，外商投资企业进出口规模和民营企业对外贸易的持续扩大，对吸纳新劳动力或缓解再就业起到积极了作用。第四，陕西省进出口结构的不断调整以及产业结构升级，对现有就业结构的调整、新增就业机会、各地就业情况的改善等都将产生影响。第五，对外贸易的发展也带动了一系列相关产业的发展。例如，金融、交通运输业、商业、服务等行业。 2 实证分析 2.1 数据选择 本文的实证分析部分采用年度时间序列数据，样本

9、区间从 1984 年到2011 年，共 28 个样本 ，数据主要来源于2012 年陕西统计年鉴及以前各年度统计年鉴。主要选用 3 个变量，变量 ex 表示陕西省年出口总额，变量 im 表示年进口额，变量 job 表示城镇居民年就业人员人数。 52.2 数据的平稳性检验 为避免时间序列模型伪回归现象的发生，首先要利用 ADF 检验法或PP 检验法，检验变量的平稳性，对非平稳性的变量进行处理使其成为平稳时间序列数据。同时数据的平稳性也是检验变量之间因果关系的重要前提。为了保证时间序列的平稳性，分别对变量 job、ex、im 取对数，这样并不改变变量之间的关系，然后对时间序列数据 LN job、LN

10、 ex、LN im 进行 ADF 检验和 PP 检验，检验结果见表 1。 对时间序列 LN job、LN ex、LN im 进行 ADF 检验和 PP 检验都表明，原时间序列均为非平稳序列，不能直接对其进行回归分析，需对它们进行一阶差分检验，如表 2 所示，原时间序列的一阶差分序列都是平稳的，可以对数据进行协整分析。 2.3 变量间的因果关系检验 在保证时间序列的平稳性基础上，为了进一步弄清楚进出口额和城镇居民就业之间存在的关系， Granger（1988）指出：如果变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的 Granger 原因。在此基础上，我们对出口、进口、城镇居民就业三个变量之间进行多变

11、量 Granger 因果关系检验。检验结果如表 2 所示。 对 LN job、LN ex、LN im 三个变量之间进行格兰杰检验表明，出口额和进口额都是城镇居民就业人员人数的格兰杰原因；出口额和进口额之间没有因果关系。检验数据如表 2 所示。亦即意味着，陕西省的城镇居民就业人员人数与贸易进、出口之间只存在单向的因果关系。所以选取出口额 LN ex、进口额 LN im 为解释变量，城镇就业人数 LN job 为被6解释变量建立模型是合理的。但是，要想了解变量之间中长期具体的影响过程和程度，我们还需对上述变量进行协整检验分析。 2.4 变量的协整关系分析 20 世纪 80 年代初，诺贝尔经济学奖获

12、得 Granger 提出了协整（ Co integ ration）概念。对那些本身非平稳的时间序列变量，如果它们的某种线性组合是平稳的，则这种线性组合反映了变量之间长期均衡关系，即协整关系。本文采用多变量的 Johansen 协整检验， Johansen 协整检验是一种基于 VAR 模型的检验方法，检验结果见表 3。由 Johansen 协整检验可知，在 5%的显著水平下，变量 LN job、LN ex、LN im 之间存在唯一的协整关系（见表 3） ，表明 LN job、LN ex、LN im 之间具有长期的稳定均衡关系。进一步借助 Ev iew s6.0，对 LN job、LN ex、LN

13、 im 进行回归后，得到协整方程式如下： 当变量之间存在着协整关系时，它们之间就一定可以用误差修正模型表示。误差修正项 ecm 的值即是回归模型的残差序列 e。因此由统计软件 Eview 6. 0 计算的误差修正模型如下： 从协整检验结果可以得出以下结论：陕西省的城镇居民就业总人数与进、出口总额之间存在一种长期稳定的均衡关系。就长期来看，陕西省城镇就业人数与进出口额之间存在同向变动关系，即进、出口越多，就业就会越多。然而从协整方程我们可以看出，进、出口与就业之间的关系是比较弱的：即出口增加 1 个百分点，能引起就业增加 0.009835 个百分点；进口增加 1 个百分点，引起的就业增加 0.1

14、56844 个百分点。 从误差修正模型可以得出以下结论：短期中对外贸易进口对就业的7作用与长期相反，上期进口对本期就业有负向作用，而两者弹性减为0.04146，可以看出影响还是不显著的。进口的增加将导致失业增加，这可能是因为从短期来看，一国进口的增加在短期内还不能形成生产能力，可能会形成替代，从而导致失业增加。对外贸易出口在短期中对城镇人口的就业的作用与长期相同，上期出口对本期就业有正向作用，而两者弹性为 0.52520，出口增加将使就业增加。 3 研究结论与政策建议 本文通过实证研究了陕西省对外贸易与城镇居民就业之间内在关系，具体考察进出口分别产生的就业效应。应用陕西省 1984 年到 20

15、11 年的年度时间序列数据，主要通过 ADF 检验、PP 检验、协整分析、格兰杰因果检验、向量自回归模型等对陕西省进、出口贸易与城镇居民就业之间的关系进行了实证研究。结果表明，陕西省的出口、进口与城镇居民就业之间存在长期稳定的均衡关系。从历史数据分析表明：第一，计算期内，陕西省对外贸易出口促进了城镇居民就业人员人数的增加；年出口额增长 1 个百分点，城镇年就业人数增加 0.009835 个百分点。第二，计算期内，陕西省对外贸易进口也促进了城镇就业人数的增加：年进口额增长 1 个百分点，城镇居民就业人员人数增长 0.156844 个百分点。所以在这种情况下，我们可以得出结论，进、出口能拉动就业增

16、长，陕西省对外贸易能够产生积极的就业效应，进口在短期中会对就业有一定的冲击作用，但是这种冲击不是很强烈，说明陕西省就业还受其他各种因素的影响。在格兰杰因果检验中发现进、出口都是城镇居民就业的格兰杰原因，所以针对任何一个变量的政策或措施的实行，都要考虑对另外两8个紧密相关变量的冲击和影响。陕西省经济持续快速的增长，是就业增长的重要保证，而对外贸易的发展又是全省经济增长的重要组成部分，从而进一步对就业增长产生效应。 参考文献： 1曾国平， 刘娟， 曹跃群. 我国对外贸易对就业水平影响的 VAR动态效应分析 基于 1980 年至 2006 年相关数据再检验 J. 当代财经， 2008， （12）. 2赵利，姜均武.山东省对外贸易与就业水平关系的实证分析J.濮阳职业技术学院学报，2010，23（1）. 3李璐.广东省对外贸易与就业关系研究D. 2009. 4缪飞飞，曹永峰.浙江省对外贸易与就业水平关系的实证分析J.对外经贸，2012， （4）.