中部地區對外貿易發展與就業效應的實證分析

馬眸眸

（中國地質大學（武漢）經濟管理學院，武漢430074）

0 引言

就業與民生息息相關，“保就業”作為近年來我國宏觀調控主要目標，被擺在了國家政策的戰略位置。我國就業形勢嚴峻，主要壓力來源于三方面：一是不斷刷新歷史記錄的大學畢業生數量，該數字2013年該數字已經達到699萬人；二是每年約800多萬的城鎮登記失業勞動人口；三是每年約新增500萬進城農村勞動力，其中大部分需要進行就業安置。金融危機后，我國出口萎縮對我國就業形勢帶來了較大沖擊。特別是在我國對外經濟聯系日益緊密的今天，對外貿易深化拉動經濟增長進而帶動的就業效應日益明顯，加快發展進出口貿易可以有效降低失業人口數量和失業率(羅良文，2003)。而我國進口滲透度和出口導向率對就業的作用如何，進出口貿易與解決失業問題關系如何，是公眾和政府決策者所關注的問題，也是、是很多學者探究的熱點。本文采用中部地區1981～2012年的勞動投入、資本投入、經濟總量、進口總額、出口總額的面板數據，從出口導向率、進口滲透度、經濟總量、資本投入等經濟變量影響就業的路徑出發，建立靜態面板固定效應模型及動態面板數據模型來研究中部地區的對外貿易與就業關系的差異,為理解我國中部地區的就業和對外貿易的差異增加一些新的認識。

1 中部地區對外貿易發展和就業情況

1.1 中部地區對外貿易發展情況

1978年我國的對外貿易額只有206.40億美元，2012年已經增加到38667.6億美元，增長了187.34倍。其中，進口額增長了146.52倍，年均增長18.09%；出口額增長了104.05倍，年均增長16.75%，并已成為世界第一貿易大國。我國的對外貿易依存度也達到46.31%，成為一個經濟對外開放度相當高的發展中國家。

與此同時，中部地區對外貿易也實現了較快發展，對外貿易總額屢創新高。2012年中部地區進出口總額為1934.32億美元，其中出口總額1205.5億美元、728.4億美元，進出口總額年均增幅高達20.07%。

從全國整體外貿發展情況來看，中部地區近10余年來外貿總額占全國外貿總額不足5%，與中部地區占全國土地面積10.5%、經濟總量占全國20.2%、人口總數3.6億的現實并不協調。表1和圖1分別是2000年以來，中部地區外貿依存度與全國整體外貿依存度對比情況和中部地區與全國整體外貿總額變化情況。可以看出，相較于全國整體水平而言，中部地區的外貿依存度、外貿總額、外貿增長速度等各方面還非常落后。

表1 中部地區及全國對外貿易依存度 （單位：%）

1.2 中部地區就業人口

2012年中部地區GDP總額116277.75億元，是1978年中部地區GDP的155倍，年均增長率達到16.2%。隨著中部地區經濟規模的不斷擴大，中部地區的就業總人數在不斷增加，如圖2所示。

圖1 中部地區與全國整體外貿總額

圖2 1978～2012年中部地區就業和全國就業人數（萬人）

從20世紀80年代中期開始，中部地區整體失業率呈現上升趨勢。其中，河南省城鎮失業率于1997年達其最低值2%，于2006年達其最高值3.52%，均值為2.88%。湖南城鎮失業率1981～2012年均值為3.33%，極大值為2003年得4.5%，極小值為1984年的1.3%。湖北省城鎮失業率在1.08～4.33%之間，均值為2.98%。安徽省城鎮失業率均值為3.69%，分布在2.9～4.25%之間。山西城鎮失業率在0.6～3.86%之間，均值為2.04%。江西省城鎮失業率在1.45～4.57%之間，均值為2.75%。中部地區1981～2012年失業率均值為2.95%，自2009年金融危機后，各省的城鎮失業率均在3%以上，如圖3所示。

圖3 1981～2012年中部地區城鎮失業率(單位：%)

2 中部地區對外貿易與就業關系的實證分析

2.1 數據與變量選取

本文采用的變量數據時間區間為1981～2012年,數據來源于《新中國60年統計資料匯編》及中部各省統計年鑒。參考Hine&Wrish(1998)的方法，把貿易作為技術進步變量引入包含技術進步的生產函數中，利用出口導向率和進口滲透度來研究各變量之間的關系。

表達式(1)中的Yit、Kit、Lit、Ait分別表示第i個省的第t期的總產值、資本投入、勞動力投入和技術水平，參數α，β分別表示資本份額和勞動份額。

表達式(2)中的IM和EX分別表示各省的進口總額和出口總額分別表示第i個省的第t期的進口滲透度和出口導向率，γ、ρ、σ為變量的參數，將式（1）、式（2）合并得到式（3）。

為消除可能存在的異方差問題，本文對表達式式(3)取自然對數，得出勞動力投入、總產值、進口滲透度、出口導向率和資本投入之間的函數表達式(4)：

為行文方便，本文中分別以JX、HN、AH、EN、SX和HB分別表示江西省、湖南省、安徽省、河南省、山西省及湖北省，用IPR、EPR分別表示進口滲透度和出口導向率。現將取對數后的各變量做描述性統計分析如表2所示。

表2 變量的描述性統計

由表2可知，中部地區的LNL的最大值是8.212568，最小值為7.489971，均值為7.997973，偏度為-0.874520小于0，表明就業量序列自然對數的分布圖是向左偏的，從直方圖來說左翼尾部的分布比正態分布更長，而峰度等于2.288587小于3，說明序列不具有尖峰的特征。

為了避免偽回歸現象的出現、確保估計結果的有效性，我們必須對各面板序列的平穩性進行單位根檢驗。首先作出各變量自然對數后的時序圖，如圖4所示。

圖4 各變量自然對數后的時序圖

由圖4的各變量自然對數后的時序圖可知，單位根檢驗應選擇包括常數項和時間趨勢項模式即c+t，最優滯后階數選取根據由SIC和AC準則來確定。我們分別采用LLC和Fisher-ADF法進行面板數據單位根檢驗，結果如表3所示。

由表3可知，一階差分后的各序列在5%顯著性水平下均為一階單整序列，記為I(1)。為考察變量間長期均衡關系，進一步對各序列進行建立在基于Engle-Granger兩步檢驗基礎上的kao協整檢驗。檢驗結果如表4所示，由于ADF檢驗的P值小于顯著性水平0.05，故各序列存在長期的穩定的關系，即協整檢驗通過。

表3 面板數據的單位根檢驗

表4 kao(Engle-Granger based)檢驗

2.2 計量模型選擇

（1）混合回歸模型和個體固定效應回歸模型的選擇。

對于面板數據來說，應該選擇混合回歸模型還是個體固定效應回歸模型，需要以F檢驗結果為依據，主要檢驗過程如下：

原假設H0：對于不同橫截面，不同序列，模型截距項都相同（建立無約束模型）。

備擇假設H1：不同橫截面，相同序列，模型截距項各不相同（建立變截距模型）。

首先，混合估計模型的計量結果如下：

其次，建個體固定效應模型的計量結果如下：

由于F值大于Fα(T-1,NT-T-k)統計量的值，故拒絕原假設，建立個體固定效應回歸模型更合理。

（2）固定效應與隨機效應模型的選擇。

在確定了應建立個題固定效應回歸模型后，進一步地還需通過Hausman檢驗來選擇固定效應或隨機效應模型，具體檢驗結果如表5所示。

表5 Hausman檢驗

由表5的Hausman檢驗結果可知，由于Cross-section random的p值為0.0000，故強烈拒絕原假設，應選擇使用固定效應模型。

對中部地區的面板數據建立固定效應回歸模型，結果如表6所示。

首先，中部地區的個體固定效應模型中Prob(F-statistic)為0，該模型的調整后R2為0.94，模型系數在5%的顯著性水平下顯著，資本投入和經濟總量系數的p值均大于0.05，未通過參數的顯著性檢驗；出口導向率和進口滲透度的系數的均小于于0.05，參數通過了顯著性顯著性檢驗。其次，對該固定效應回歸模型進行Redundant Fixed Effects檢驗，得到的Cross-section的 t統計量值為25.62687，P值為0.000，證明模型設定正確，由此得到各個省份的固定效應結果如表7所示。

表6 固定效應模型檢驗

表7 中部地區變截距固定效應

由此得出，中部地區總體的就業固定效應模型為:

LNL=6.683696-0.045430LNY+0.084479LNEPR-0.005 012LNIPR+0.153033LNK，此式為各個省份的就業量能夠被經濟總量、出口導向率、進口滲透度、資本投入等共同解釋的部分，各解釋變量的系數值在各截面單位具有同一性，故可以說明出口導向率與就業具有負向作用，進口滲透度與就業具有正向作用。具體的說，出口導向率每上升一個單位，就業人數上升0.084479個單位，而進口滲透度每上升一個單位，就業人數就下降0.005012個單位。表7表示采用1981～2012年中部地區面板數據進行回歸的取對數后彈性模型變截距值，為了更好的分析中部地區的就業效應，將截距數值代入柯布-道格拉斯生產函數的變形模型中，則各省分的乘數級差效應如表8所示。

表8 中部地區級差效應

從表8的中部各省的乘數形式的級差效應的結果可知，河南省的乘數級差效應在1.5以上，湖南省、安徽省和湖北省的乘數級差效應在1和1.5之間，江西省和山西省的乘數級差效應在0.5和1之間，表明河南、湖南省、安徽省和湖北省進口滲透度、出口導向率帶來的就業沖擊大于江西和山西兩省，江西和山西進出口貿易的就業效應在中部地區中發展較為滯后。

3 結論

本文通過對中部地區1981～2012年勞動力投入、總產值、進口滲透度、出口導向率和資本投入的樣本數據進行實證分析，發現各序列之間存在協整關系，中部地區的相關樣本數據適用于個體固定效應，資本和產出的彈性系數的P值檢驗并未通過，故重點考察就業和出口導向率和進口滲透度之間的關系，得出結論為出口導向率每增長1%，出口對就業的效應值上升0.08%；進口滲透度每增長1%，進口對就業的效應值下降0.01%。這可能是由于目前中部地區的產品的低技術含量和低附加值，使部分行業的部分產品的國外需求量遠大于國內需求量，從而擠占了部分行業的經濟效益和就業效應。

[1]楊小玲,楊建榮.金融發展、對外貿易與中國就業增長——基于省際面板數據的實證分析[J].區域金融研究,2011,（3）.

[2]繆飛飛,曹永峰.浙江省對外貿易與就業水平關系的實證分析[J].對外經貿,2012，（4）.

[3]曲洋,支大林,李季.東北地區對外貿易就業效應的實證分析[J].東北師大學報(哲學社會科學版),2013，（2）.

[4]趙婷.國際貿易與就業關系的實證研究(1978—2009)[J].重慶理工大學學報(社會科學),2011,（2）.

[5]劉國暉.中國中小企業出口貿易與就業增長關系研究[J].對外經貿,2012,（6）.