物流贸易弹性

物流贸易弹性（精选4篇）

物流贸易弹性 篇1

国际贸易与国际物流相辅相成, 国际贸易是国际物流的产生基础, 同时国际物流又对国际贸易的发展有巨大的促进作用。中国加入世界贸易组织的10年, 科技飞速发展, 世界经济融合趋势明显, 现代国际物流在降低国际贸易成本、推动国际贸易发展等方面起着关键的作用, 也是一个国家综合国力的主要标志。

传统的理论在对国际贸易进行分析时, 都假设交易成本为零, 如绝对优势理论、比较优势理论和H-O理论等, 这样会在分析国际贸易实际情况时产生误差。为了消除这个误差, 很多经济学家把交易成本看成是比较优势的重要因素。这样, 国际贸易研究就同时包括交易成本理论和比较优势理论, 随着经济学家研究的深入, 发现交易成本对比较优势的影响越来越大。物流成本在交易成本中的比重较大, 较高的物流成本甚至会成为制约国际贸易发展的瓶颈, 在这样的背景下, 第三方物流得到了快速的发展。第三方物流就是通过整合交通运输、信息和资金等资源, 使物流变成一个独立的产业, 其主要特征是专业化、低成本、高效率。国际物流的健康发展能改善国际贸易环境、促进经济快速增长, 因此分析研究我国物流产业的现状、提出相应的改进措施, 对我国国际贸易的稳步提高至关重要。

1 国际物流与国际贸易之间的关系

所谓国际物流 (International logistics) 是指在两个或两个以上的国家 (或地区) 之间进行的合法化的商品流通活动。其最终目标是为国际贸易和跨国经营服务。

1.1 国际贸易是国际物流产生和发展的前提和基础

从物流的产生和现代国际物流的发展, 我们可以看出国际贸易的发展速度和规模决定着国际物流发展的速度和规模。目前全球跨国的生产和贸易总值约占全球总贸易量的50%, 国际物流作为国际贸易的工具和桥梁, 其发展要求最大限度地打破国界和地域的限制, 来最大限度地降低国际物流的成本。

1.2 国际物流是国际贸易实现和发展的必要条件和支撑

中国目前与物流相关的总支出占GDP的20%左右。现代国际物流的发展, 为国际贸易带来多方面的优势, 即降低国际贸易总体成本、降低贸易活动投资、提高企业在核心业务上的竞争力。

2 变量选取

本文拟选取各期实际的进出口总值E表示国际贸易发展水平, 选取沿海规模以上港口外贸货物吞吐量T作为衡量国际物流的指标。选取后者来表示我国国际物流产业发展水平主要是出于两方面考虑:

(1) 从国际贸易涉及到的物流系统构成来看, 国际物流服务包括运输、仓储、商品检验、报关、商品包装、装卸搬运和信息等服务内容。国际货物的运输子系统和仓储子系统是国际物流的两大支柱, 国际物流通过商品的储存和运输实现其自身的时空利益, 来满足国际贸易的需要。目前, 我国国际物流产业的统计体系不完善, 全面物流数据无法获得, 只能舍弃。并且本文认为, 外贸货物吞吐量不仅能反映国际物流业中运输领域的发展水平, 而且也能反映出仓储、配送等业务范围的经济效果, 因为外贸货物吞吐量的增长是整个国际物流产业中各个系统综合发展的结果。

(2) 从我国国际贸易发展现状来看, 海运是对外贸易最主要的运输方式, 统计数据显示, 海上运输约占我国国际贸易货运方式90%。从我国国际贸易产业的地域分布来看, 由大连港、天津港构成渤海湾出海口, 由青岛港、日照港构成的黄海出海口, 由上海、连云港、宁波-舟山港等构成长三角港群, 由广州、深圳、汕头构成珠三角港群以及海口、湛江、北部湾等沿海区域, 这些形成了我国对外贸易的主要区域。考虑到沿海港群与内河港群在货物吞吐量统计上存在一定的交叉, 因此选取沿海规模以上港口外贸货物吞吐量作为模型变量。

3 国际物流与国际贸易的弹性分析

国际物流的发展对国际贸易额存在着一定的因果关系和显著的相互影响, 为了说明相互影响的幅度和二者的敏感度, 这里运用经济学中的弹性原理, 定量分析国际物流的变化将引起国际贸易额的变化幅度。

3.1 贸易物流弹性

弹性反映了一个变量对另一个变量变化的敏感性。这里我们引入“贸易物流弹性”来衡量国际贸易进出口总额对国际物流产业变化的敏感程度。“贸易物流弹性”可以定义为全国规模以上港口货物吞吐总量每变化 (增长或减少) 1%时, 将引起进出口总额变化的百分比。其计算公式如下:

其中:代表国际贸易物流弹性, x货物进出口总额, y规模以上港口的货物吞吐总量;这里代表进出口总额的变动百分比, 其中代表规模以上港口的货物吞吐量的变动百分比, 其中

根据中国统计年鉴和海关数据统计, 我们可以整理出表1, 从表1我们可以看出, 货物进出口总额到2009年之前呈逐年递增趋势, 2009年由于受到人民币升值及全球金融危机的影响, 中国的国际贸易总额有所下降, 但我们可以看到规模以上港口的货物吞吐总量依然呈逐年递增的态势 (仅上海港在2009年有微小的下降) 。据此我们能够计算出贸易物流弹性表, 见表2。

从表2我们可以看出, 2005~2009年中有四年贸易物流的点弹性大于1, 2009年其值甚至大于2, 当然这其中可能有人民币汇率升值等因素, 但我们依然可以看出其平均弹性为1.28是大于1, 说明国际贸易对国际物流是富有弹性的, 即当全国规模以上港口货物吞吐量每变化1%时, 引起我国进出口总额以1.28%的速度变动。

3.2 物流贸易弹性

接下来, 我们引入“物流贸易弹性”, 来衡量国际物流对国际贸易进出口总额变化的敏感程度。“物流贸易弹性”定义为进出口总额每变化 (增加或减少) 1%时, 将引起全国规模以上港口货物吞吐量变化的百分比。用来表示, 公式为

据此可计算出近年来物流贸易弹性, 见表3。

从表3可以看出, 2005~2009年中仅2008年的物流贸易弹性大于1, 其余几年的值均小于1, 说明国际物流对国际贸易是缺乏弹性的, 即当我国进出口总额每变化1%时, 引起全国规模以上港口货物吞吐量的变动百分比为0.86%。

两项结果表明中国国际物流与国际贸易相互影响, 但是国际物流对国际贸易的影响要大于国际贸易对国际物流的影响, 也就是说, 国际物流在很大程度上推动了中国国际贸易的发展。

4 发展国际物流, 促进国际贸易

4.1 明确政府职能, 加快制度环境和基础设施建设

国际物流发展所需的制度环境比如融资制度、产权转让制度、人才使用制度、市场准入或退出制度、社会保障等制度还需进一步改革。由于制度改革尚未到位, 必然阻碍各种物流资源在企业内部和企业与市场之间进行重新配置。从而限制物流企业提高自身运营效率。同时加强基础设施投资规模, 加大公路、铁路、航空、水运、管道和城市配送等基础设施的建设力度。

4.2 加强供应链管理, 努力实现全过程服务

现代物流注重的是全程物流, 即供应链的管理, 这就要求物流企业特别是国际物流企业应根据市场需求, 不断强分市场, 实现多样化的物流服务方式。比如提供物流金融、代收货款、以及供应链管理等增值服务;提供以供应链管理和现代通信技术为基础的供应链整合与物流一体化服务, 使服务产品涵盖从采购到制造、仓储、包装、配送、返修及再循环的全过程。并且通过这种全方位服务的模式, 加强与大客户之间的业务联系, 发展战略伙伴关系。同时学习和借鉴国外先进的供应链管理理论与经验, 制定和推广行业标准, 通过举办物流展览会、研讨会等多种形式培养和提高物流人才的综合素质和能力, 这样才能从根本上保证物流服务的质量。

4.3 降低资源消耗, 推广绿色物流

国际物流的发展趋势要求物流企业更新理念, 响应低碳物流管理的号召, 降低资源消耗, 推广绿色物流。这需要控制物流系统污染, 即在在物流活动的规划与决策中考虑环境因素, 如货车车型, 夜间配送 (减小交通堵塞、节约燃料、降低排放) , 同时建立生产和生活中的废物处理的物流系统。

摘要：当今世界经济, 国际贸易与国际物流互相作用, 互为依存, 两者既是国家经济发展的前提条件, 也是重要的经济指标。本文从国际物流与国际贸易的关系入手, 利用传统经济学理论, 分析了近几年我国的物流贸易弹性和贸易物流弹性, 得出了我国现阶段是国际物流推动国际贸易发展的事实, 为国家下一步制定合理的对外经济政策提供了理论依据。

关键词：国际物流,国际贸易,弹性

参考文献

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[6]庞燕, 单圣涤, 吴正心.论建设现代物流促进我国对外贸易的发展[J].生产力研究, 2006 (09) .

基于面板数据的中国贸易弹性估计 篇2

自2001年底中国加入WTO以来,中国的对外贸易总量在其后连续几年以超过20%的速度增长,与此同时,贸易顺差保持着更快的增长幅度。2006年中国的贸易顺差为1 775亿美元,2007年这一数据达到2 622亿美元,增长幅度接近50%。在出口贸易的高速增长下中国外汇收入持续增加,其他国家却不得不承受“中国制造”的巨额贸易逆差。中国的贸易伙伴为了缓解和扭转日益恶劣的贸易环境,除采取“反倾销”措施对中国企业进行制裁外(1),更多地将焦点集中在人民币升值上。人民币汇率在这一段时期也连创新高,冲破1∶7大关。然而与中国的贸易伙伴所预期的相反,在这一时期中国的进出口却没有受到多大影响,出口贸易额继续保持20%的增长速度。进入2008年,肇始于次贷危机的全球金融危机蔓延开来,世界上大多数国家和地区都受到波及,各国和地区经济呈现出不同程度的衰退,受全球需求萎缩的影响,11月份月度进出口总值出现了2001年10月份以来的首次负增长。

中国贸易的发展和近期出现的新变化引起了国际社会的广泛关注,大量学者尝试从不同角度对此进行解读。根据Goldstein和Khan(1985)提出的不完全替代理论,汇率和收入是影响一国贸易的两个重要方面,中国的进出口贸易发展与变化可能与汇率变动所造成的价格波动以及各国收入变动密切相关。基于不完全替代理论,不少学者对中国进出口贸易的价格弹性和收入弹性进行测算。厉以宁(1991)以中国1970-1983年的对外贸易数据进行实证分析后发现,中国的进出口汇率弹性不足,分别只为0.6871和0.0506。陈彪如(1992)、戴祖祥(1997)、张明(2001)等基于不同数据采用不同方法的实证结果也得出了类似的结论。朱真丽(2002)基于不完全替代理论构建实证模型进行测算,结果表明中国的出口需求价格弹性和收入弹性分别为2.03和1.72,进口需求的价格弹性和收入弹性分别为0.68和0.21,认为国民收入因素对于贸易收支的影响是显著的。殷德生(2004)运用单位根和协整检验的方法建立中国的贸易收支方程、进出口需求方程,使用VAR模型对中国贸易收支进行分解的结果发现,人民币汇率的变动对贸易收支影响很小。曹永福(2005)考虑到了进出口之间的影响,认为价格变动和汇率变动存在着不一致性,从而分别考虑贸易的价格弹性和汇率弹性。通过政策模拟,曹永福(2005)对中国进出口的汇率弹性和价格弹性进行了定量测算,结果显示,出口的汇率弹性为-0.14~0.27,进口的汇率弹性为0.042~0.05,这表明中国进出口商品的汇率弹性都是非常小的,与很多学者的判断是一致的。许统生、涂远芬(2006)利用向量自回归模型及其相关检验估计了中国1994-2005年贸易弹性,研究结果表明,进出口贸易需求关于汇率都是缺乏弹性的,且出口需求关于国外收入和世界价格弹性的值较大,进口的国内收入弹性稍小,因此仅靠人民币汇率的升值很难缩小贸易顺差。

国内的研究主要集中在利用时间序列分析上,但由于时间序列的小样本性质给模型的估计带来了困难,而面板数据的出现可以较好地解决这一问题,得出更优良的估计结果。面板数据可以克服变量间多重共线性的困扰,提供更高的自由度和更高的估计效率,更好地识别和度量单纯的时间序列数据或横截面数据所不能发现的影响因素,构造和检验更加复杂的模型。国外近期的研究主要是利用面板数据展开分析。Irandoust等(2006)运用面板数据分析了瑞典和他的主要贸易伙伴的贸易弹性,基于面板协整方法,Irandoust等(2006)把收入和价格作为影响进出口的两个主要因素,分别建立出口和进口模型,计算出了进出口的收入弹性和价格弹性。结果显示,收入弹性普遍显著为正,而价格弹性(汇率弹性)却表现出明显的国别差异,这也在一定程度上验证了马歇尔—勒纳条件存在的真实性,即汇率改善一国的贸易状况需要一定的条件。Kwack等(2007)分析了包括主要工业化国家以及亚洲一些国家在内的30个国家的面板数据,在他们的研究中,进出口模型除了价格和收入两大因素外,还加入了许多其他的因素,例如语言、两国的距离等。利用贸易额加权平均的方法,Kwack等(2007)计算出口的价格弹性。进一步地,Kwack等(2007)还特别考虑了人民币升值效应,分析人民币升值10%对他的主要贸易伙伴的进出口所带来的影响,认为人民币升值对德国以及一些亚洲国家影响较大,而在实现中美贸易平衡上不起太大作用。

笔者将运用中国与其主要的20个贸易伙伴的面板数据,分别构建进口和出口模型,利用非平稳面板数据的计量方法来分析中国对外贸易的收入弹性和价格弹性。具体框架如下:第一部分为研究背景和文献回顾;第二部分为实证分析,基于不完全替代理论构建了计量模型后,对变量和数据作了界定和说明,并展开实证检验和分析;最后一部分为结论。

二、进出口贸易的弹性估计

(一)计量模型设定

根据国际经济学的理论,按照Goldstein和Khan(1985)提出的不完全替代原理,一国或地区的进出口产品和国内生产的产品不具有完全替代性。一国的出口需求主要与其贸易国的收入,本国出口商品的价格,外国的国内商品价格以及两个国家的汇率有关。一国的进口需求主要与本国的收入,进口国的国内价格以及两个国家的汇率有关系。可以把这些影响变量分成收入因素和价格因素两个方面,采用C-D函数的形式,中国的双边贸易进口需求方程可表示为:

其中Mi为进口额,Yd表示中国的收入,Pd、PXi分别代表中国的国内商品价格和其贸易伙伴i国的出口商品价格,Ei、Ed分别指i国的汇率和中国的汇率。

中国的双边贸易出口需求方程可表示为:

其中Xi为进口额,Yi表示贸易伙伴国i的收入,PXd、Pi分别代表中国的出口商品价格、i国的国内商品价格,Ei、Ed分别指i国的汇率和中国的汇率。

对方程(1),(2)两边分别取对数有:

在这里ε1,η1分别代表中国进出口贸易的收入弹性,ε2,η2分别代表中国进出口贸易的价格弹性。笔者预期ε1、ε2、η1>0,η2<0。

(二)数据来源及处理

本文数据来源于国际货币基金组织(International Monetary Fund)的3个数据库(DOT、IFS、BOP)以及《中国统计年鉴》。分别选取了1990-2005年中国与其贸易额最大的20个国家和地区(日本、美国、香港、韩国、德国、新加坡、马来西亚、英国、澳大利亚、荷兰、法国、意大利、加拿大、泰国、印度尼西亚、菲律宾、巴西、印度、沙特阿拉伯、西班牙)的进出口年度贸易数据构建面板数据集。

进口需求(Mi)、出口需求(Xi)为进出口贸易额,在这里笔者采用GDP平减指数将其转化为2000年为基期的实际值。本国的收入(Yd)和贸易伙伴国的收入(Yi)也是经过GDP平减指数(2000年为基期)冲减中国和外国的实际GDP。关于进出口相对价格,不少学者采用实际有效汇率来表示。与之不同,考虑到价格和汇率影响到进出口的真实途径,笔者采用Kwack(2007)的做法构建了两个相对价格的指标PIM和PEX。本国国内商品的价格(Pd)和外国国内商品价格(Pi)分别用本国和外国的GDP平减指数(2000年为基期)来表示。鉴于数据的可获得性,本国出口商品的价格指数(PXd)在这里笔者采用戴祖祥(1997)的做法,使用商品零售价格指数来代替。外国出口商品的价格(PXi)使用国际货币基金组织(IMF)提供的出口价格指数来表示。本国汇率(Ed)和外国汇率(Ei)使用IMF提供的各国对美元的直接汇率的年度平均值来表示(2)。

(三)实证结果与分析

1. 面板单位根检验。

随着运用跨国数据研究分析购买力平价、经济增长收敛等相关领域深入发展,面板数据分析越来越得到广泛的应用,关于面板的单位根检验方法也在不断发展。Levin和Lin(1992)首先提出了关于同质面板单位根检验的方法,他们构建了6种不同的模型,相对每个模型构建了相应的检验统计量。在此基础上,考虑了误差过程的自相关性和异方差情况,Levin和Lin(1993)又提出了面板数据新的单位根检验方法检验。其后,Levin、Lin和Chu(2002),Breitung(2000),Im、Pesaran和Shin(2003)又对原有方法进行了改进和拓展。

为了增强检验结果的稳健性,笔者同时采用LLC(2002)、Breitung(2000)、IPS(2003)这3种面板单位根检验方法对相关数据及其差分进行单位根检验,具体检验结果见表1、表2。

注:各方法的单位根检验滞后项选择采用Modified Akaike法则,最大滞后项为自动选取。

注:各方法的单位根检验滞后项选择采用Modified Akaike法则,最大滞后项为自动选取。

综合表1、表2的检验结果可以看出,除出口方程的相对价格变量Ln PEX的IPS检验外,其他都不能在10%的显著水平上拒绝进出口方程的水平变量存在单位根。而各变量的一阶差分的单位根检验结果表明,三种检验方法都在10%的显著水平上拒绝有单位根的假设,即所有变量都为一阶单整的非平稳变量。

2. 面板数据的协整检验和模型估计。

面板协整理论自Pedroni(1995)提出以后,主要在两个方向展开:一个方向是原假设为非协整,它们使用类似Engle和Granger(1987)平稳回归方程,从协整回归式中得到残差构造统计量并计算其分布进行假设检验;另一个方向是原假设为变量间存在协整关系,Mc Koskey和Kao(1998)提出了一种基于残差的单方程检验,通过LM方法对原假设协整进行检验。

笔者采用Pedroni(1999)的7个统计量、Kao(1999)的5个统计量和Mc Koskey和Kao(1998)的LM+统计量来检验进出口模型中的协整关系,具体检验结果见表3。

注:表中所报告的是各检验的统计量。

在表3中,Pedroni(1999)和Kao(1999)的检验方法表明,在进口方程的协整检验中,除面板v统计量外,其他检验都能在5%的水平上拒绝不存在协整关系的原假设。在出口模型中除了Pedroni面板t统计量外,其他检验也都能在5%的显著性水平上拒绝原假设。Mc Koskey和Kao(1998)的LM检验在100%的可信度上接受进出口模型存在协整关系的原假设。

进出口模型的协整检验支持进出口模型中变量之间存在长期、稳定均衡关系的结论。为了进一步了解进出口模型中各变量直接的协整关系,笔者需要对模型进行参数估计。由于一般的面板数据OLS估计无法消除由于变量的内生性和序列相关带来的偏误,为解决这一问题,Pedroni(2000)提出了面板数据的FMOLS估计量。FMOLS统计量通过对因变量的变形,实现了对内生性的修正,在这里采用Pedroni(2000)的FMOLS方法对进出口模型系数进行估计,具体结果见表4。

注:*﹑**﹑***分别表示10%﹑5%﹑1%的显著水平。

三、简要结论

笔者基于不完全替代理论构建进出口模型,采用1990-2005年中国与其主要的20个贸易伙伴之间的面板数据,运用面板数据的FMOLS方法对中国进出口贸易的收入和价格弹性进行了估计。结果发现:(1)进出口需求方程的价格弹性和收入弹性都和预期值一致,并且都在1%的水平上显著,证明收入和价格(汇率)确实是影响进出口需求的因素。(2)进口需求方程中的价格弹性为0.03,出口需求方程中的价格弹性为-0.65,说明价格(汇率)变化对进出口的影响不大,这一方面与中国的人民币汇率形成机制不够完善、汇率变动不能有效地调节进出口有关,另一方面也和进出口企业对价格的反应不够敏感有关系。(3)进口需求方程的收入弹性为1.40,出口需求方程的收入弹性为4.93。收入弹性明显大于价格弹性,且出口收入弹性大于进口收入弹性。这说明收入相对于价格对进出口影响更为明显,中国的贸易顺差与世界经济发展、各国收入增长所带来的需求扩张是分不开的,是全球经济发展的内生结果,那种认为汇率变动可以轻松解决贸易不平衡的观点是值得商榷的。

摘要：利用1990-2005年中国与其20个主要贸易国家和地区的面板数据,基于不完全替代理论构建实证模型,运用面板数据单位根和协整技术对中国对外贸易的价格和收入弹性进行估计。结果表明:进出口贸易关于价格都是缺乏弹性的,从收入弹性来看,进口需求的收入弹性小于2,出口的收入弹性接近于5,出口相对于进口有着更大的收入弹性,这是造成在世界金融危机背景下中国贸易形势发生逆转的主要原因。

物流贸易弹性 篇3

随着“互联网+”时代的到来,制造业物流体系管理创新进入了新的历史阶段,我们认为,弹性和柔性是“互联网+”时代制造业物流体系管理创新的方向。

如何理解弹性和柔性是“互联网+”时代制造业物流体系管理创新的方向?什么是制造业物流的弹性和柔性?如何实现制造业物流的弹性和柔性?本文将试图回答这些问题,希望能对制造业物流从业人员开展本企业的物流管理工作起到有益的帮助。

三个因素影响制造业物流管理创新

制造业物流一方面要服务制造业,一方面要服务消费者,制造业物流管理的创新受三个因素的影响。

因素一:制造业制造技术和组织方式的改变。

制造业和物流业是休戚与共的关系,制造业制造技术和组织方式的改变,必然会影响到物流管理方式。制造业目前处于什么状态?制造业在发生哪些变化?特别是跟大部分普通消费者相关的工业品制造的发展变化更值得物流企业关注。

经过工业革命以来200多年的持续发展,在亚当斯密分工理论、亨利福特流水线理论、朱兰和戴明全面质量控制、大野耐一拉式生产、高德拉特TOC等理论的指引下,人类的制造技术和制造组织方式已经发展到一个很高的阶段,目前的制造技术和制造组织方式已经使得大部分的普通工业品生产能做到:大批量、低成本、高品质!我们稍微用心观察一下周围,基本上可以认同这个结论,从衣服、手机、家电、电脑、汽车等工业用品,都可以实现单一公司数千万甚至数亿件的生产,而且产品成本很低、品质很高。

长期以来,制造技术的发展进步都是围绕如何大批量、低成本、高品质地制造出产品推向市场这个目标深入挖掘研究。制造技术发展到今天,人类第一次面临一个问题:对大部分工业品,制造不再是问题,有效地根据客户需求组织制造成了一个大问题。

家电领域海尔的张瑞敏、美的的方洪波都意识到传统的大批量囤货的制造组织方式已经走到尽头,制造业必须思考如何用客户的需求来拉动整个制造组织过程。在这一探索过程中,青岛红领制衣走在了前列。青岛红领制衣用近20年的时间,实现了整个制衣过程的数字化,根据每个客户的具体身材数据生产服装,实现了个性化的大规模定制服装。

在一些具体的制造技术领域也得到革命性的进步,特别是3D打印的蓬勃发展,会对整个制造原材料供应、零部件供应产生颠覆性的影响。我们可以简单展望一下,将来机械制造领域,很多原材料形态将以更适合3D打印的粉状、线材状出现。零部件运输需求大幅度降低,因为很多时候已经不需要那么多零部件,直接打印出成品。

无论是根据客户需求组织生产还是3D打印,最终都会影响到物流运输的组织方式。

因素二:消费者消费方式的改变。

总体上,消费者消费方式从长期短缺经济导致的饥不择食地购买向物质极其丰富环境下的按需购买转变。消费者主权觉醒,维权意识强烈。大部分工业品消费,厂商会尽一切手段吸引讨好消费者。

导致消费者消费方式发生改变有两个因素,首先是人类具备了大批量、低成本、高品质工业生产的能力,基本上各种物质都是极其丰富到过剩。其次是,新一代的消费群体在成长过程中没有经历过物资短缺,生来就是按需购买!这一点我们观察一下周围70岁到20岁人的消费习惯基本上可以得出这个结论。

制造为王,大规模制造出产品,再一层层压到渠道,供应链管理很关键。消费者主导,消费需求拉动制造过程,需求链管理很关键!这背后是不同的物流组织。

因素三:物流装备的进步。

三大类物流装备,包括运载工具、装卸工具、仓储设施发展进步的方向,一言以蔽之:物联网化和智能化!在这个过程中依赖于传感器等数据采集设备的进步(种类多、精度高、高可靠、低价格),依赖于移动通信的发展(带宽宽、资费低、覆盖广)。物流装备的物联网化和智能化会深刻影响到物流组织管理方式的进步。

为什么要提高制造业物流的弹性和柔性?

制造技术和制造组织方式的改变、消费者消费方式的改变、物流装备的进步三大因素都会直接影响到制造业物流体系管理创新,但是任何管理创新不能以创新为目的。物流是传统服务业,不管时代如何进步,物流搬运、仓储的基本功能不会变!物流组织过程的基本逻辑就是实物和业务信息的分与合、集与散!技术的引入,组织方式的进步,是为更好地配合制造和消费,更好地提高物流效率以压缩整个物流过程的时间。客户需求多样化,以客户个性化需求来拉动制造过程,已经成为制造业发展的趋势,配合这个趋势,物流组织管理该何去何从是每个物流企业必须面对的问题。

物流作为连接制造和消费者的中间环节,要适应消费和制造的个性化发展趋势,在运营组织方式上要彻底从过去适应大规模制造和大规模供应的模式转变为适应小批量制造,小批量、多频次供应。当然这个转变会很艰难,短期内转不转也不至于影响到企业经营,但从长远看,这个是个必然趋势,因为物流的源头在消费和制造,消费和制造模式发生变化,必然会要求物流组织适应这种变化。

努力提高物流组织的弹性和柔性是适应这种变化趋势的方向。所谓物流管理的弹性是指物流企业对外部环境的适应能力;物流管理的柔性是物流企业内部对业务变动的快速响应能力。

弹性和柔性从本质上就是提高物流企业自身应对变化的适应能力,能够在多变的市场竞争中立于不败之地。国内物流行业的现实是,大部分的物流企业是依赖客情关系生存,很多物流企业的经营者还没有真正意识到企业自身运营能力的重要性!在这里我特别提醒有长远眼光的物流企业家,创业可以从客情关系起步,企业走过创业生死关,从长远发展看一定要靠夯实企业运营系统的运营能力,通过构建能够迅速适应环境、业务变化的企业运营系统赢得竞争。

如何实现制造业物流的弹性和柔性?

要实现物流组织运营的弹性和柔性,全面的信息化是基础,中国物流行业的现状是信息化水平参差不齐,先进和落后并存,个别好的有外资背景或大型国资背景的物流企业,信息化水平相对比较高,在信息化支撑下适应外部环境和调整业务的能力也比较强。但相当多的物流企业,信息化还处在很初级的电子表格层次,业务的获得更多的是靠老板关系而不是企业运作的竞争力,这类企业在实现物流组织运营的弹性和柔性上要付出更多的努力。

物流信息化已经不是个新概念,但是在当今时代,要赋予物流信息化更多的新内涵。要通过信息化实现物流组织的弹性和柔性,必须建立以全物流要素透明连接为基础的物流信息化。这突破了以往物流信息化各个模块、系统(TMS、WMS、ERP等)割裂,类似车辆、货物这些要素没有进入信息系统的痼疾。

建立全物流要素透明连接的信息系统,进而实现物流组织运营的弹性和柔性是个非常艰苦的过程,不可能一蹴而就,以下几种思维倾向是错误的,有百害无一益:速成,希望一个月上系统,两个月见效果的速成思维是走不通的;碎片,仅仅从某个业务部门或单个业务出发,碎片化地看待信息化过程,而不是从整个系统产出的角度看信息化也是走不通的;样子货,建个网站,用几台电脑上网,有个电子表格,这最多算个电算化,离物流全要素透明为基础的信息化差得很远。

构建全物流要素透明连接为基础的信息化,进而实现物流组织运营的弹性和柔性,要学一学青岛红领制衣和华为的信息化道路,无论是青岛红领的老板张代理还是华为的老板任正非,都深刻认识到企业信息化是企业自我改造的一个艰苦过程,他们愿意为这个过程持续、长期投入资源。当然,当他们构建出一个灵活的、富有弹性和柔性的企业运营系统时,他们也表现出更强的适应客户需求的能力和更强的竞争优势。

构建全物流要素透明连接为基础的信息化,进而实现物流组织运营的弹性和柔性,是个长期的过程。在这个过程中,物流企业要摒弃一次性把系统规划好、分步骤实施的理想化路径,应回归到客户需求,回归到技术基础,用最小化可行产品思路来指导信息化建设,不断根据实际情况快速迭代系统,在大方向牵引下不断调整并找到适合本企业的道路。

构建全物流要素透明连接为基础的信息化,进而实现物流组织运营的弹性和柔性,大部分的物流企业还要在管理基本功上补课,只有管理基础夯实,才能把全物流要素数据化透明起来。夯实管理基础,一定程度上要从泰勒科学管理开始,从各个业务环节的动作分解,作业过程的标准化开始,切实引入制造业长期积累起来的一些基本管理理论和办法,比如全面质量控制、5S等等。夯实物流企业管理基础是个长期的基础工作,在本篇文章不做赘述。

物流贸易弹性 篇4

Dani Rodrik (2000) 指出跨国界的低熟练程度劳动力替代性的增强会影响就业关系中的三个关键因素:非工资费用的负担由雇主转向工人、工人收入和工作时间的不稳定性、工作场所工人讨价还价的能力降低。劳动力需求弹性反映劳动力价格, 也就是工资的变动导致的劳动力需求量的变动。弹性越大, 表明劳动力价格, 也就是劳动者工资的微小变动会导致劳动需求量的巨大变动。

贸易自由化使得一国产品市场竞争更加激烈, 通过两个渠道来完成的。一是国内贸易政策自由化使得国内企业面临来自国外更加激烈的竞争;二是向国外发展, 如要素集聚和贸易自由化, 使得紧张的国外竞争传给了国内生产者。

从而, 贸易自由化一方面从替代效应上, 影响劳动力的需求弹性;一方面从规模效应 (也称为产出效应) 上影响劳动力的需求弹性。替代效应表现在产出不变的情况下, 其他生产要素的变动, 对劳动力的替代带来就业的变动。其他生产要素在生产函数中份额的增加, 是对劳动力需求的一种减缩。规模效应表现在当劳动力在生产函数中的份额不变时, 由于工资水平的变动导致产品成本的变动。产品成本的变动, 会导致产品价格的变动;产品价格的变动会使产品的销售量发生变动;销售量变动会使厂商调整产量, 最终导致劳动力需求量的变动。

由于一般情况下, 劳动力市场不是完全竞争的, 存在一定的僵化性, 就业变动具有摩擦性, 使得企业实际劳动力需求与理想状态不同, 劳动力需求函数会发生改变, 从而也影响劳动力需求弹性。所以在劳动力需求函数中引入劳动力市场的摩擦。用lA表示实际劳动力需求lnLA, 用l表示理想劳动力需求lnL, 用lundefined表示滞后一期的实际就业量, λ表示调整成本, 也就是劳动力市场的摩擦系数, 即雇佣和解雇劳动力的障碍, 且0<λ<1。这样实际劳动力需求就是理想劳动力需求同滞后一期的实际就业量的加权平均:

lA=λlundefined+ (1-λ) l ⇔ lA=lundefined+ (1-λ) (l-lundefined)

则1-λ为调整速度, 同劳动力市场的摩擦呈反向关系, λ变大, 1-λ变小。上式表明:当λ=0时, 即劳动力市场完全灵活, 不存在摩擦时, 实际就业和理想的劳动力需求相等lA=l。这样理想的劳动力需求函数中会加入一有关劳动力市场的摩擦系数。

二、模型的建立、变量的选取和计量结果分析

(一) 前提假设和基本模型

假设中国工业行业的市场类型为垄断竞争市场, 生产过程中只使用两种生产要素:劳动和资本。生产函数为柯布——道格拉斯函数。劳动力充足且供给弹性非常大。这种假设是中国工业行业特征的一个很好的近似。首先, 建立测量劳动力需求弹性的基本模型。由厂商利润最大化推导出垄断竞争市场劳动力需求函数为基础, 用undefined作基本模型。其中, L表示劳动力的需求, r表示资本的报酬利率, w表示劳动力的报酬工资, m表示原材料的报酬, 即原材料的价格 (δw为劳动力需求的实际工资弹性。) 。由于假设中只使用两种生产要素, 且中国资本市场的利率不是由市场来决定的, 所以具体的模型设定取消了利率和原材料价格m, 只保留工资w。要分别研究贸易的替代效应和规模效应, 就要分别设定产出和资本不变情况下的模型方程。另外, 由于劳动力市场制度对劳动力需求弹性的影响是不可忽视的, 使劳动力需求产生滞后性。在模型中加入劳动力需求的滞后变量。劳动力需求函数就变为与公式lA=λlundefined+ (1-λ) (δ0+δwlnw+δrlnr+δmlnm) 类似的式子。其中lA=LnL。最后, 再单独加入贸易自由化变量来考察, 贸易对劳动力需求弹性的影响。综上所述, 分别建立产出约束下的劳动力需求函数模型和资本约束下劳动力需求函数模型, 来分别测量两种劳动力需求弹性的大小;加入劳动力市场滞后变量, 考察劳动力市场制度对劳动力需求弹性的影响;最后加入贸易自由化变量, 考察贸易自由化对劳动力需求弹性的影响。共六个方程。

需要提及一点的是, 劳动力需求和供给都可能受到工资水平的影响, 因此估计出来的弹性可能会同时包含需求弹性和供给弹性的成分。但考虑到中国劳动力供给非常充分, 同时假定中国劳动力供给具有完全的价格弹性是合理的, 所以, 本文所使用的模型估计出来的弹性可以认为只反映劳动力的需求弹性的。

(二) 数据、变量选取及计量方法

数据本文所采用的数据时间跨度为从1993年至2002年, 10年间《中国统计年鉴》工业部门的38个行业的统计数据, 由于其它制造业和自来水的生产供应业数据不全, 所以去掉这两个行业, 共36个行业。各工业行业的劳动力需求数量和工资报酬数据来自相应的《中国劳动力统计年鉴》, 其它数据来自《中国统计年鉴》。其中, 各行业劳动力需求量采用工业分行业职工人数年底数, 用L表示;各行业工人工资采用工业细分行业职工平均劳动报酬, 用w表示, 这里要说明没有采用工资来表示, 主要考虑到劳动报酬更能反映工人全面的收入;各行业产量和资本的数据采用全部国有及规模以上非国有工业企业主要指标统计的工业总产值和固定资产净值年平均余额, 但1997年以前不是这种统计方法, 则选取独立核算工业企业指标统计的工业总产值和固定资产净值年平均余额, 分别用Q和K来表示。 工资、产量和资本在具体的计算中需要剔除通货膨胀的影响, 这里分别用以上原始数据除以消费者价格指数、工业品出厂价格指数和固定资产投资价格指数, 得出实际的工资、产量和资本数据。

本文采用了单方程回归模型, 采用普通最小二乘估计方法, 对各工业细分行业做单独回归。这样做的结果是不考虑时间变量对回归参数的影响, 直接得到变量间的长期关系, 可以和很清楚地分析具体行业的具体情况。

(三) 计量结果及分析

1.产出约束下的劳动力需求弹性模型和估计结果。

(1) 劳动力市场摩擦对产出约束下劳动力需求弹性的影响。

首先用两个方程研究产出约束下, 劳动力市场摩擦对劳动力需求弹性的影响。

lnLit=b0+b1lnwit+b2lnQit+εit (1)

lnLit=b0+λlnLit-1+b1lnwit+b2lnQit+εit (2)

用这两个方程分别估计产出不变的劳动力需求弹性。第二个方程加入劳动力市场调整成本的变量λ, 表示劳动力需求弹性受上期劳动力需求的影响, 即摩擦系数。λ越大, 表示劳动力需求受上期劳动力需求的影响越大, 也就是劳动力市场制度对劳动力需求弹性的影响越大。一般来说, 摩擦系数越大, 滞后性越大, 劳动力需求弹性会越小。

其中, Li代表第i个行业的就业人数, t代表年份, w代表实际工资水平 (行业名义工资除以居民消费价格指数) , Qi代表第i个行业的实际产出 (行业总产值除以工业品出厂价格指数) , λ为劳动力市场调整成本, b1即为产出约束的劳动力需求弹性。估计结果如表1 (略表) 。

从表1中, 我们可以看出32个行业的b1小于0。说明其它因素不变的情况下, 大部分工业行业的劳动需求工资弹性为负值, 工资上升会导致厂商对劳动力需求的减少, 符合劳动力需求规律。这32个行业中, 有13个行业的b1值在0.01水平上显著, 7个行业的b1值在0, 05的水平上显著, 7个在0.1的水平上显著, 5个在0.1及以上水平不显著。这些通过检验的27个行业中, 15个行业的劳动力需求弹性绝对值大于1, 表明这些行业的劳动力需求富有弹性, 劳动力需求对工资比较敏感, 工资较小变动会导致劳动力需求的较大变动;11个行业的劳动力需求弹性绝对值小于1, 表明这些行业的劳动力需求缺乏弹性, 劳动力需求对工资变动不敏感。说明工业不同行业的劳动力需求弹性不相同。

注1:表中上角标1表示为方程 (1) 的估计结果, 上角标2表示为方程 (2) 的估计结果。数字后的*号表示显著水平, ***表示在α=0.01的水平上显著, **表示在α=0.05的水平上显著, *表示在α=0.1的水平显著, 没有标*号的数字表示不显著。弹性变动一列为|b12-b11|/|b11|, 表示两个方程估计出来劳动力需求弹性变动百分比的绝对值。最后一列表示两个方程估计结果的可决系数R2值, R12表示该行业方程 (1) 估计得可决系数, R22表示该行业方程 (2) 估计的可决系数。第二列至第六列数字下括号中的数字表示每个系数的t统计量。

注2:表格第一列工业行业依次为煤炭采选业、石油和天然气开采业、黑色金属矿采选业、有色金属矿采选业、非金属矿采选业、木材及竹材采运业、食品加工业、食品制造业、饮料制造业、烟草加工业、纺织业、服装及其他纤维制品、皮革毛皮羽绒及其制品、木材加工业、家具制造业、造纸及纸制品业、印刷业、文教体育用品制造业、石油加工及炼焦业、化学原料及化学制品业、医药制造业、化学纤维制造业、橡胶制品业、塑料制造业、非金属矿制品业、黑色金属冶炼及延压业、有色金属冶炼及延压业、金属制品业、普通机械制造业、专用设备制造业、交通运输设备制造业、电器机械及器材制造业、电子及通信设备制造业、仪器仪表及文化办公业、电力蒸汽及水生产供应、煤气的生产供应业。 (资料来源:本文经计算整理)

还可以看出, 劳动力市场的滞后性对劳动力需求弹性的影响。32个行业的劳动力需求弹性均有不同程度的变小, 10个行业的λ在0.01水平上通过检验, 10个行业的λ在0.1的水平上通过检验 (占5/9) , 剩下12个行业的不显著。所以, 劳动力市场的滞后性对中国工业行业的影响是不同的。有的影响可以认为是显著, 劳动力市场的摩擦变大, 可以导致劳动力需求弹性变小, 劳动力需求对工资的敏感性下降, 大约占2/3。有的则不显著, 占1/3, 也就是这些行业的劳动力市场的摩擦系数变化和劳动力需求弹性变化不能通过该模型加以分析。

(2) 加入贸易变量后产出约束下劳动力需求弹性的变动。

关于模型的假设与前相同。在这里我们加入贸易自由化的变量。采用进口渗透率可以基本反映中国贸易自由化政策的变动, 同时也可以反映其它制度因素对贸易的影响, 这是比单纯用关税、配额和许可证限制等指标所具有的优势。也就是说进口渗透率越高, 贸易自由化程度越高。本文具体的进口渗透率RAIM采用中国1993年至2002年工业制成品的进口量与相应年份工业总产值的比, 作为所有行业的贸易自由化变量。中国工业行业的各年平均进口渗透率 (用RAIM表示) 见表2。

资料来源:周申 (2006) 《贸易自由化对中国工业劳动力需求弹性影响的经验研究》

可以看出, 进口渗透率总体上有波动, 但从1998年处于最低值, 然后开始为明显的变大趋势。可以认为1998年后中国的贸易自由化程度总体上是变大的。因此, 这一阶段估计的计量方程为:

lnLt=b0+λlnLt-1+b1lnwt+b2lnQ+b3lnwt*RAIM+b4RAIM+εt (3)

由于计量方程是建立在产出约束条件下的, 贸易自由化只能通过影响要素之间的替代弹性作用于劳动需求弹性。所以这一阶段的分析是检验贸易自由化影响各行业劳动力需求弹性的替代效应。3即为加入贸易变量后产出约束的劳动力需求弹性。估计结果如表3 (略表) 。

注1:表中上角标1表示为方程 (1) 的估计结果, 上角标3表示为方程 (3) 的估计结果。数字后的*号表示显著水平, 与表1含义相同。最后一列R32表示该行业按方程 (3) 估计的可决系数。第二列至第七列数字下括号中的数字表示每个系数的t统计量。

注2:同表1。

表3中b33即为加入贸易自由化变量后产量约束下的劳动力需求弹性, 可以同表1的b11做一个对比。25个行业的b13值至少在0.1水平上通过检验。其中8个行业的弹性系数在0.01水平上显著, 11个在0.05水平上显著, 5个在0.1的水平上显著。这些行业的弹性在加入贸易变量后, 都有所变大。说明贸易自由化对中国工业的2/3的行业的劳动力需求弹性有重大的影响, 贸易自由化程度越高, 劳动力需求弹性变大, 从而就业和工资所受到的冲击越大 (虽然不能直接显现出来) 。而另外1/3的行业则不能通过该模型加以说明贸易自由化与这些行业的劳动力需求弹性的关系。

表3中b33一列表示进口渗透率的系数, 可以看出15个行业的系数至少在0.05水平上通过显著性检验, 6个行业在0.1水平上显著, 且均为相当大负值。说明进口渗透率同劳动力需求成负相关关系, 随着进口渗透率的增大, 劳动力需求下降。说明这些行业贸易自由化使得劳动力的替代性增强, 从而使得劳动力需求弹性b1变大。剩下15个没有通过检验的行业, 则不能通过该模型分析。

表3中b3一列表示工资与进口渗透率交叉项的系数, 显示了工资和贸易自由化程度综合变动对劳动力需求的影响。15个行业的b3没有通过显著性检验。13个行业在0.05水平上通过检验, 占1/3多。8个行业在0.1水平上通过检验, 占2/9。这些行业的全部为正, 说明工资和贸易自由化对劳动力需求的综合影响为正。但模型本身并不能判定这种正相关的原因。只是加入交叉项会使得回归结果更具有显著性。

2.资本约束下的劳动力需求弹性模型和估计结果。

(1) 劳动力市场摩擦对资本约束下劳动力需求弹性的影响。

这一阶段的方程就是将方程 (1) 和 (2) 中的实际产量Q换成实际资本K (行业固定资产年平均净值除以固定资产投资价格指数) 。即有方程:

lnLit=b0+b1lnwit+b2lnKit+εit (4)

lnLit=b0+λlnLit-1+b1lnwit+b2lnKit+εit (5)

来分别估计资本约束下劳动力需求弹性和劳动力市场摩擦对劳动力需求弹性的影响。其中b1表示劳动力需求弹性, b2表示资本对劳动力需求的影响, λ含义同方程 (2) 。估计结果见表4 (略表) 。

注1:表中上角标4表示为方程 (4) 的估计结果, 上角标5表示为方程 (5) 的估计结果。数字后的*号表示显著水平, 与表1含义相同。弹性变动一列为|b15-b14|/|b14|, 表示两个方程估计出来劳动力需求弹性变动百分比的绝对值。最后一列表示两个方程估计结果的可决系数R2值, R42表示该行业方程 (4) 估计得可决系数, R52表示该行业方程 (5) 估计的可决系数。第二列至第六列数字下括号中的数字表示每个系数的t统计量。注2:同表1。

从表4中第二列可以看出, 在资本约束下劳动力需求弹性的估计结果同产出约束下的估计结果不同。弹性为负的33个行业中有17个行业在0.01水平上显著;7个行业在0.05水平上显著;4个行业在0.1的水平上显著。通过检验的28个行业中, 有18个行业的劳动力需求弹性绝对值大于1, 包括产出约束下那些弹性绝对值大于1的行业。这说明这些行业的劳动力需求弹性不受到方程形式的影响, 具有一定的稳定性;10个行业的劳动力需求弹性绝对值小于1, 基本上和产出不变的行业估计出的结果相似, 也在小于1的位置上保持稳定。

还可以观察出, 资本约束下劳动力市场的滞后性对劳动力需求弹性的影响。可以反映劳动力市场的摩擦使得中国工业行业的劳动力需求弹性变大。

(2) 加入贸易变量后资本约束下劳动力需求弹性的变动。

这一阶段的估计, 同产出约束下的估计方法相同, 采用的模型就是把方程 (3) 中的Q变为K即可。

lnLt=b0+λlnLt-1+b1lnwt+b2lnK+b3lnwt*RAIM+b4RAIM+εt (6)

估计结果见表5 (略表) :

注1:表中上角标4表示为方程 (4) 的估计结果, 上角标6表示为方程 (6) 的估计结果。数字后的*号表示显著水平, 与表1含义相同。最后一列R62表示该行业按方程 (6) 估计的可决系数。第二列至第七列数字下括号中的数字表示每个系数的t统计量。注2:同表1。

表5中b16即为加入贸易自由化变量后资本约束下劳动力的需求弹性, 可以同前一列b14做一个对比。16个行业没有通过显著性检验, 比在产出不变条件下多了另外5个行业, 占总行业的4/9。 剩下的20个行业的b16值至少在0.1水平上通过检验。其中9个行业的弹性系数在0.01水平上显著, 7个行业在0.05水平上显著, 4个在0.1的水平上显著。这些行业的弹性在加入贸易变量后, 都有所变大。也说明贸易自由化对中国工业的5/9的行业的劳动力需求弹性有重大的影响, 贸易自由化程度越高, 劳动力需求弹性变大, 从而就业和工资所受到的冲击越大 (虽然不能直接显现出来) 。而另外3/4的行业则不能通过该模型加以说明贸易自由化与这些行业的劳动力需求弹性的关系。

表5中b46列表示进口渗透率的系数, 可以看出11个行业的系数至少在0.05水平上通过显著性检验, 三个行业在0.1水平上显著, 且均为相当大负值。再次说明这些行业的进口渗透率同劳动力需求成负相关关系, 随着进口渗透率的增大, 劳动力需求下降。说明在这些这些行业贸易自由化使得劳动力的替代性增强, 从而使得劳动力需求弹性变大。剩下21个没有通过检验的行业, 则不能通过该模型分析。 表5中b36一列表示工资与进口渗透率交叉项的系数, 显示了工资和贸易自由化程度综合变动对劳动力需求的影响。19个行业的b3没有通过显著性检验。12个行业在0.05水平上通过检验, 占1/3。5个行业在0.1水平上通过检验, 约占1/9。这些行业的b3全部为正, 说明工资和贸易自由化对劳动力需求的综合影响为正。

三、经验研究的总结

在中国劳动力市场制度发生变动和贸易自由化改革不断深入的背景下本章将劳动经济学和国际经济学结合的理论框架, 使用计量经济的方法分别测定了中国工业分行业劳动力需求弹性, 分为产量约束下的劳动力需求弹性和资本约束下的劳动力需求弹性, 即替代效应和规模效应。并且测定了劳动力市场制度和贸易自由化变量对中国工业分行业劳动力需求弹性的影响。弹性的变动总结在表6中。

从表6 (略表) 中可以主要得出以下结论:

1.经两种 (产出约束和资本约束) 方程估计, 中国工业行业中大部分行业的劳动力需求工资弹性为负值, 符合随工资的增长劳动力需求下降的理论上的规律。不同行业劳动力需求弹性也不同, 有的行业富有弹性 (绝对值大于1) , 有的行业缺乏弹性 (绝对值小于1) 。

2.劳动力市场制度使得劳动力就业存在摩擦性或滞后性, 对劳动力需求产生显著的影响。产出约束下回归的结果是中国工业大部分 (34个) 行业的劳动力需求受到上期需求的正的影响, 摩擦系数为正。且替代效应使得约2/3行业的劳动力需求弹性变小, 劳动力需求对工资的敏感性下降。资本约束下回归的结果则不同, 36个行业中25个行业的劳动力需求受到上期需求正的影响, 且产出效应使得8个行业的劳动力需求弹性变小, 占很小一部分。存在劳动力市场的滞后性时, 用本文的测算方法可以看出替代效应比产出效应更加显著。

注1:表中b11、b12、b13、b14、b15、b16表示为方程 (1) (2) (3) (4) ( 5) ( 6) 估计出的劳动力需求的工资弹性。弹性数值与各行业对应。第二列至第七列数字下括号中的数字表示每个系数的t统计量。注2:同表1。 (资料来源:本文经计算整理)

3.加入贸易自由化变量后, 测算出贸易自由化对中国工业行业劳动力需求弹性的影响。产出约束下, 25个行业的劳动力需求弹性变大, 约占2/3, 贸易自由化程度越高, 劳动力的替代性增强, 这些行业的就业和工资越容易受到冲击。资本约束下, 20个行业的劳动力需求弹性变大, 占5/9。

这些结论说明, 本文的研究方法只是证明了工业一部分行业符合理论上的描述, 即劳动力市场的滞后性使这些行业的劳动力需求弹性变小, 贸易自由化使这些行业的劳动力需求弹性变大。弹性变小, 行业的劳动力就业和收入不容易受到外来冲击;弹性变大, 则容易受到冲击。两者总的影响是贸易自由化的冲击较大, 最终使劳动力需求弹性变大, 但替代效应要表现强烈一些, 而规模效应表现稍弱。

摘要：国际贸易可以使劳动力需求弹性发生改变。劳动力需求弹性变大, 就业和收入受到的冲击就大;劳动力需求弹性变小, 就业和收入就不容易受到冲击。文章利用中国工业行业的相关统计数据, 通过建立各行业劳动力需求弹性的函数模型, 考察在加入贸易自由化变量后, 模型中反映劳动力需求弹性的变量值发生变化, 从而在数据上说明贸易自由化对中国工业行业劳动力需求弹性的影响。