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服务业类有关论文例文,与国际贸易影响就业的实证相关本科毕业论文
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作者简介：
李永杰(1952-),广东顺德人,华南师范大学经济与管理学院教授、博士生导师.研究方向为劳动经济学；
张华初(1971―),江西彭泽人、华南师范大学经济与管理学院副教授,研究方向为国际经济学和劳动经济学.
摘 要：传统国际贸易理论几乎都把充分就业作为基本前提,这明显与现实不相符合.广东是外贸大省,同时也是一个就业大省.实证分析表明,广东省的进口和出口都是就业的Granger原因.广东出口增加1％,广东城镇就业增加0.76％；进口增加1％,广东城镇就业减少0.77％.就业是民生之本,我们要实行更加有利于促进就业和减少失业的对外贸易政策,将促进国内就业作为制定、调整货物和服务进出口政策以及处理贸易争端的重要依据.
该文来源:http://www.sxsky.net/guanli/00425729.html
关 键 词：国际贸易：就业：协整
中图分类号：F127
文献标识码：A 文章编号：1002-0594(2008)11-0015435 收稿日期：2008-09-16
很多发达国家的媒体将其失业问题归结为来自发展中国家的进口,而学术界对此却很少做出响应.究其原因,主要是两条：其一,微观经济学研究与宏观经济学研究的脱节.长期以来,很多经济学家把国际贸易作为微观经济学研究范围,把就业当作宏观经济学研究的范围,研究国际贸易的学者不去碰“就业”问题,研究“就业”问题的学者至今也没有比较好的建立就业的微观经济学基础.其二,传统的国际贸易理论几乎都把充分就业作为基本前提.在传统的国际贸易理论中,劳动力市场的特征为：完全竞争、充分就业、劳动力同质、劳动力市场完全平滑、劳动力市场调整迅速、不存在调整成本等.显然,这些假设过于理想,与实际不相符合.
尽管如此,仍然有不少学者对国际贸易与就业之间的关系进行了探索.Sakurai(2004)分析了从1980年到1990年国际贸易对日本制造业劳动力市场的影响,得出两条结论：不断增加的进口使日本制造业总体就业的损失相当于1980年就业的4.7％；受国际贸易的影响,非制造业工人(代表熟练劳动力)与制造业工人(代表非熟练劳动力)工资比例只变动了2.4％.总体上,不断增加的贸易对日本制造业劳动力市场的影响并不大.Incite(2004)指出,马达加斯加纺织和服装业出口使该部门就业从1997年的47000人增加到2001年的200000人,该部门工人年收入比其他非正规部门平均年收入高40％.Sugata(2005)改造了Harris-Todaro模型,在城镇和农村两部门的基础上引入了城镇非正规部门,并假定劳动力在农村和城镇非正规部门之间可以自由流动,资本在城镇正规部门和非正规部门之间可以自由流动.他的结论是：贸易自由化对发展中国家的传统农业和正规制造业部门就业有一定损害.但是促进了发展中国家非正规部门的发展.Rana(2001)发现,贸易自由化对就业和工资的影响则与该国劳动力市场规制程度有关,劳动力市场规制越宽松,贸易自由化对就业与工资的正面作用越大,反之负面作用越大.张小雪和陈万明(2006)认为：从长期看,进口每增长1个百分点能够引起我国城镇失业人数下降1.6个百分点；出口每增长1个百分点会导致失业人数增加1.75个百分点.潘士远(2007)构建了一个模型来研究贸易自由化对熟练劳动力与非熟练劳动力工资差异的影响.在贸易自由化之后,发展中国家接触和学习到相对多的与熟练劳动力匹配的技术知识,与熟练劳动力匹配的技术知识的生产力水平上升也相对较快.由于技术知识的生产是熟练劳动力密集型的,所以学习效应会导致对熟练劳动力需求的增加.同时,有偏的学习效应会使技术进步更偏向于技能密集型,从而进一步导致对熟练劳动力需求的增加.
还有很多其他文献探讨了国际贸易对劳动力市场的影响.这方面的研究大多是某个行业或者某个区域的实证分析.正是因为这样,人们得出的结论不尽相同,甚至截然相反.国际贸易对劳动力市场影响,目前还没有一个被人们普遍接受的结论.WTO和ILO认为国际贸易对就业的影响很可能是一个实证问题.广东是外贸大省,同时也是一个就业大省.20多年来广东对外贸易额一直居全国各省市之首,并对广东乃至全国的就业做出了巨大贡献.本文以广东省为例探讨国际贸易对劳动力市场的影响.
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广东省进出口额和就业数据来源于历年《广东统计年鉴》.数据样本期间为1979-2006年.进出口额以亿美元为单位,以EX表示出口额,IM表示进口额.
广东外贸的发展促进了广东省就业的增长.广东对外贸易以加工贸易为主,加工贸易从其ߝ
服务业类有关论文例文
由于数据的自然对数变换不改变变量的长期关系,并使其趋势线性化,消除时间序列中的异方差现象,所以对出口额、进口额和就业人数取自然对数,分别以LEX、LIM和LEM表示.数据用Eviews5.0处理.
二、数据的单位根检验
在对广东对外贸易和就业进行协整分析之前,先用ADF单位根检验方法确定各变量的单整阶数.检验时采用AIC最小准则自动选择滞后阶数.检验顺序如下：从含常数项和时间项模型开始,然后为只含常数项模型,最后为既不含常数项也不含时间项模型.时间序列LEX、LIM和LEM的平稳性检验如表1所示.检验结果表明,LEX、LIM和LEM在1％显著性水平均存在单位根,为非平稳序列.但经过1阶差分之后,三个序列均不存在单位根,都变为平稳序列.所以,LEX、LIM和LEM都是1阶单整序列,即都为I(1).
三、VAR模型最优滞后阶设定
本文使用Johansen多变量系统极大似然估计法对模型进行选择与协整检验.由于协整检验实际上是一种基于向量自回归(VAR)的检验方法,在对广东对外贸易和就业协整检验之前先进行水平VAR模型最优滞后阶设定.设定方法是从一般到特殊,从较大滞后阶数开始,依次降至0阶,通过对应的FPE、AIC、HQ、LOGL、LR和SC统计量来确定最优滞后阶.为了保持合理的自由度使模型参数具有较强的解释力,同时消除误差项的自相关,选择最大滞后阶数为2.
表2显示,依照LR、FPE、AIC、SC和HO统计量VAR模型应该选择滞后2阶.对2阶滞后VAR模型进行稳定性检验.结果如表3所示.
当选择滞后阶数为2时,VAR模型有6个根,对应的模显示所有根都落在单位圆内,这说明滞后2阶VAR模型满足稳定性要求.VAR(2)模型残差的LM检验结果为：LM(1)等于8.722127,P等于0.4633；LM(2)等于8.200756,P等于0.5140；LM(3)等于8.060508,P等于0.5281.残差的LM检验不能拒绝VAR模型的残差不存在自相关的原假设.残差的JB统计量为11.81984,伴随概率为0.0661,不能拒绝VAR模型的残差正态性的原假设.White异方差检验(没有交叉项),x2为77.56567,伴随概率为0.3059,不能拒绝VAR模型的残差不存在异方差的原假设.VAR(2)模型稳定而且不存在设定偏差.
四、广东对外贸易与就业的协整分析
协整检验实际上是对无约束VAR模型进行协整约束后得到的VAR模型,该VAR模型的滞后阶是无约束VAR模型1阶差分变量的滞后期.由于无约束VAR模型最优滞后阶数为2,因此协整检验VAR模型滞后期确定为1.由于时间序列LEX、LIM和LEM呈现上升趋势,做Johansen协整检验时,选择有截距项无趋势项.结果如表4所示.
协整检验从不存在协整关系这一零假设开始,逐步假设存在若干个协整关系.由于一般只关心被似然比检验证实的前r个协整关系,本例r等于1,所以只考虑仅有一个协整关系假定下的经过标准化的协整方程.将协整关系写成数学表达式：
EC等于LEM-0.760030
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