李惠蓉　趙小克

摘要:經濟增長與就業(yè)增長之間存在著密切的關系。一般而言,經濟增長能夠帶動就業(yè)的增長,同時就業(yè)增長又推動經濟增長。本文利用河南省1983—2007年間GDP和三產業(yè)就業(yè)資料,建立回歸模型,分析了河南經濟增長與就業(yè)二者之間的關系。

關鍵詞:經濟增長;就業(yè);協(xié)整

高經濟增長、高就業(yè)率是政府宏觀經濟管理的兩大目標取向。從理論上講,就業(yè)與經濟增長之間存在著一種互為因果的關系。一方面,就業(yè)是經濟增長的派生需求;另一方面,勞動力又是重要的生產要素,是經濟增長的重要推動力量。把握好就業(yè)與經濟增長的數(shù)量關系,比較準確地判斷經濟增長對就業(yè)的促進作用,對于緩解當前的就業(yè)壓力,促進社會的和諧發(fā)展具有重要意義。為此,筆者根據(jù)河南有關統(tǒng)計數(shù)據(jù),建立回歸模型,就二者之間的關系進行了分析和研究,為解決河南的就業(yè)問題提供參考建議。

一、就業(yè)彈性的變化趨勢及特點分析

就業(yè)彈性是指就業(yè)的增長率與經濟增長率之間的比率,其經濟含義就是經濟每增長百分之一就業(yè)能增長百分之多少。就業(yè)彈性為正值時,彈性高,經濟增長對就業(yè)的拉動效應大;彈性低,經濟增長對就業(yè)的拉動效應小。在就業(yè)彈性為負值時,經濟增長對就業(yè)的作用可以分為兩種:一種為“擠出”效應,這種效應來自于經濟為正增長但就業(yè)減少的情況,此時就業(yè)彈性絕對值越大,對就業(yè)“擠出”效應就越大,就業(yè)彈性絕對值越小,對就業(yè)“擠出”效應就越小;另一種為“吸入”效應,這種效應來自于經濟為負增長但就業(yè)增加的情況,此時就業(yè)彈性絕對值越大,對就業(yè)的“吸入”效應就越大,就業(yè)彈性絕對值越小,對就業(yè)“吸入”效應就越小?！拔搿毙秀Ｓ诮洕l(fā)展的一般規(guī)律,比如典型的農村經濟對勞動力的“蓄水池”作用。

圖1是河南經濟增長與就業(yè)規(guī)模關系的彈性分析。GDP數(shù)值采用可比價格計算,以上年為100。數(shù)據(jù)來源于《2008年河南省統(tǒng)計年鑒》。從圖中可以看出河南的GDP和就業(yè)人數(shù)一直保持增長態(tài)勢。河南GDP增長率、就業(yè)增長率和就業(yè)彈性變化趨勢基本上一致。

總體來看,河南1983—2007年就業(yè)彈性呈上升趨勢。其中,1983年、1990年、1998年、1999年就業(yè)彈性較高。2000年以來就業(yè)增長與經濟增長同步的趨勢更加明顯,使河南經濟增長與就業(yè)增長更趨向一致。就業(yè)彈性不斷增加說明每創(chuàng)造一個增量的價值所需要的勞動增量增加了,經濟增長對就業(yè)的拉動作用加大了。盡管如此,河南就業(yè)增長率遠低于經濟增長率,大多數(shù)年份經濟增長率都保持在10%左右,而就業(yè)增長率大多數(shù)年份都在5%以下。

與總就業(yè)彈性相比,三次產業(yè)的就業(yè)彈性變動較大,特別是第一產業(yè)。河南農村存在著大量的剩余勞動力,2005年河南農業(yè)人口有6774萬人,占河南人口的絕大多數(shù),且農村人口不斷增加,加上耕地面積的不斷減少,使得農村剩余勞動力不斷增加。這些農村剩余勞動力必然向其他地區(qū)、其他部門轉移,也有大量的流動人口滯留在城鎮(zhèn)中。從第一產業(yè)的就業(yè)彈性變動情況來看,第一產業(yè)就業(yè)彈性實際上很難反映該產業(yè)有效就業(yè)的變化,只作為一種“蓄水池”,其波動更大程度上折射了第二產業(yè)和第三產業(yè)就業(yè)的變化。當?shù)诙a業(yè)和第三產業(yè)吸納就業(yè)能力提高的時候,第一產業(yè)就業(yè)彈性就會下降,當?shù)诙a業(yè)和第三產業(yè)吸納就業(yè)能力下降的時候,第一產業(yè)的就業(yè)彈性就升高。河南第二產業(yè)的就業(yè)彈性一直維持在一個較高的水平,且比較穩(wěn)定。河南第三產業(yè)的就業(yè)彈性一直保持著較高的水平,且各年份比其他產業(yè)就業(yè)彈性相對要高。這說明河南就業(yè)的增加主要是靠第三產業(yè)來拉動的,第三產業(yè)的發(fā)展對就業(yè)增長的貢獻最大。

二、經濟增長與就業(yè)關系的實證分析

(一)數(shù)據(jù)來源及整理

前文只分析了河南就業(yè)彈性的變化趨勢,還沒有定量分析經濟增長與就業(yè)的數(shù)量關系。本節(jié)對河南經濟增長與就業(yè)進行協(xié)整分析。經濟增長用GDP描述,以億元為單位。考慮到數(shù)據(jù)的可比性,本文以1978年為100對其他年份GDP數(shù)據(jù)進行了調整。就業(yè)用從業(yè)人員年末人數(shù)描述,以萬人為單位。數(shù)據(jù)來源于《2008年河南省統(tǒng)計年鑒》。

數(shù)據(jù)樣本期間為1983—2007年。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變變量的長期關系,并使其趨勢線性化,消除時間序列中的異方差現(xiàn)象,所以對GDP和就業(yè)人數(shù)取自然對數(shù),分別以LNGDP和LNEMP表示。數(shù)據(jù)用Eviews3.1處理。

由于大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的,不滿足傳統(tǒng)的多元回歸或其他方法對數(shù)據(jù)平穩(wěn)的要求。在這種情況下,即便變量之間沒有關系,也會由于非平穩(wěn)的序列帶有趨勢而顯現(xiàn)一定的關系,這也是所謂“偽回歸”的問題。針對這一問題,采用協(xié)整分析方法可以有效加以避免。另一方面,以多元回歸方法為代表的實證方法是事前假定,即先假定變量存在因果關系,然后進行驗證;而協(xié)整分析則是事后假定,即先判斷單整階數(shù),只有變量間單整階數(shù)相同,或不同階數(shù)的變量經過組合以后,理論上可能存在長期的均衡關系,才可以假定方程式。

在進行計量分析時,首先要對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗,即單位根檢驗。本文采用ADF(Augment Dickey—Fuller)檢驗。

對時間序列LNEMP和LNGDP進行ADF單位根檢驗表明,原序列均為非序平穩(wěn)序列,但它們的一階差分序列為平穩(wěn)序列,如表1所示。

檢驗結果表明,LNGDP和LNEMP在5%顯著性水平均存在單位根,為非平穩(wěn)序列。但經過1階差分之后,兩個序列均不存在單位根,都變?yōu)槠椒€(wěn)序列。所以,LNGDP和LNEMP都是1階單整序列,即都為I(1)。

由于LNGDP和LNEMP都是一階單整的,他們之間應該存在一個平穩(wěn)的線性組合,即LNGDP、LNEMP之間有長期穩(wěn)定關系。根據(jù)最小二乘法,可以定量確定LNGDP、LNEMP之間的方程。

lnemp_t=7.161938+0.163899lngdp_t

進行協(xié)整檢驗,就是檢驗回歸方程殘差序列的平穩(wěn)性,若殘差序列是平穩(wěn)的,則變量之間的關系是協(xié)整的;反之,則不是協(xié)整的。

進而說明LNGDP與LNEMP之間存在協(xié)整關系,即國內生產總值與進口之間存在穩(wěn)定的均衡關系。

協(xié)整檢驗表明河南經濟增長和就業(yè)之間存在著長期的均衡關系,但從中我們不能得知經濟增長和就業(yè)之間是否存在因果關系,即經濟增長會不會帶來就業(yè)的增長,就業(yè)的增加會不會帶來經濟增長。為解決此問題,本文采用Granger因果檢驗:若在包含了變量X和Y的過去信息的條件下,對Y的預測效果要好于只單獨由Y的過去信息對Y的預測,則稱X是Y的格蘭杰原因(記為“X cause Y”),否則稱為非格蘭杰原因(記為“X does not cause Y”)。雖然經濟增長序列LNGDP和就業(yè)序列LNEMP為非平穩(wěn)時間序列,但由于兩者之問存在一個協(xié)整關系,根據(jù)格蘭杰檢驗原理無需采用它們的差分形式來進行格蘭杰檢驗,可以利用兩個序列直接進行格蘭杰因果檢驗。滯后階數(shù)選擇3,檢驗結果見表3。

檢驗結果表明,經濟增長是引起就業(yè)增加的格蘭杰原因,經濟增長帶來了就業(yè)的增長;但我們不能否定就業(yè)增長不是經濟增長的格蘭杰原因。

誤差修正模型(Error Correction Model,簡記為ECM)是一種具有特定形式的計量經濟學模型,是由Engle和Granger于1987年提出的。ECM的基本思想是,大多數(shù)經濟時間序列具有一種長期的均衡關系是因為有一種調節(jié)機制——誤差修正機制在起作用,防止了長期均衡關系出現(xiàn)較大誤差。通過以上分析可知,河南省貿易的進口與經濟增長之間存在協(xié)整關系,至此我們可以建立DLNGDP、ECM(協(xié)整方程誤差)和DLNIM以及滯后項的誤差修正模型。修正模型如下

Dlnemp=0.033215+0.089112Dlngdp+0.292183Dlnemp(-1)-0.183971Dlndp(-1)-0.383588ECM(-1)

三、結論與建議

通過對河南省經濟增長與就業(yè)之間的實證分析,以及根據(jù)GDP、EMP因果關系分析,并在此基礎上建立協(xié)整誤差修正模型,可得出如下結論:

1.1983—2007年,河南GDP增長率、就業(yè)增長率和就業(yè)彈性變化趨勢基本上一致。三者之中就業(yè)增長率波動的幅度較小,GDP增長率和就業(yè)彈性波動的幅度較大。河南經濟增長對就業(yè)的拉動作用逐步加大,兩者不存在“非一致性”現(xiàn)象。

2.河南經濟增長與就業(yè)之間存在長期穩(wěn)定關系,河南經濟每增長1%,就業(yè)增長0.16%。Granger因果分析表明河南經濟增長和就業(yè)之間并不存在雙向因果關系,經濟增長帶來了就業(yè)的增長,就業(yè)的增加卻沒有促進了經濟增長。這有可能是在GDP的統(tǒng)計中各省企業(yè)在外省的分支機構所創(chuàng)造的利潤計入了本省的GDP中,而這部分GDP的增長卻不能帶來本省的就業(yè)增長。

3.河南三次產業(yè)吸納就業(yè)的能力不同。2000年以來,第一產業(yè)的平均就業(yè)彈性為-0.2,第二產業(yè)為0.286,第三產業(yè)為0.307。第一產業(yè)勞動力隨著經濟增長逐步轉移到第二產業(yè)和第三產業(yè)。

在上述結論的基礎上,本文提出以下政策建議:

1.河南應該大力發(fā)展第二產業(yè)和第三產業(yè),提高經濟增長的就業(yè)彈性。根據(jù)庫茲涅茨法則,隨著經濟發(fā)展,農業(yè)部門實現(xiàn)的國民收入在整個國民收入中的比重和農業(yè)勞動力在全部勞動力中的比重都有不斷下降的趨勢。工業(yè)部門在國民收入中的比重一般呈上升趨勢,工業(yè)部門中的勞動力比重大體不變或略有上升,而服務部門的勞動力相對比重幾乎在所有國家都是上升的。此外,從勞動力就業(yè)轉移變動的速度和進程來看,經濟的發(fā)展與勞動力就業(yè)轉移變動的速度和進程密切相關:勞動力就業(yè)轉移變動速度較慢,則經濟以“工業(yè)化”轉移為主階段,經濟發(fā)展也相對較慢;在勞動力就業(yè)轉移變動速度較快,則以“服務化”轉移為主階段,經濟發(fā)展就明顯加快。按照上述理論,此時應當順應產業(yè)發(fā)展規(guī)律,促進第二、三產業(yè)內部結構的調整升級。

2.大力發(fā)展勞務經濟,多途徑擴大就業(yè)渠道。城鄉(xiāng)勞動力資源豐富是河南的一個特點,積極做好勞務輸出工作,既能緩解省內就業(yè)壓力,還有利于農村富余勞動力與資本、技術等要素相結合,將進一步推動工業(yè)化進程。發(fā)展勞務經濟,能夠增加農民收入,逐漸縮小城鄉(xiāng)收入差距。富余勞動力轉移就業(yè)獲得的收益一部分重新投入到農業(yè)生產,能直接或間接地提高勞動生產率;富余勞動力轉移還促進了農村經濟結構的調整,大量農民外出勞務,能極大地緩解人地矛盾,有利于土地流轉機制的形成,解決土地規(guī)模經營和耕地撂荒問題,使得一部分土地能集中到種養(yǎng)能手手中。這樣不僅為農業(yè)集約經營、規(guī)模經營,推動農業(yè)產業(yè)化創(chuàng)造了條件,而且還有利于促進農業(yè)機械的應用和先進實用技術的推廣,不斷增強農業(yè)整體競爭力。

3.隨著產業(yè)結構的調整,郊區(qū)城市化和農民市民化進程的不斷推進,河南的第一產業(yè)就業(yè)人數(shù)將會逐漸減少,越來越多的農村剩余勞動力需要轉移到第二、第三產業(yè)。這是加快郊區(qū)發(fā)展,改變城鄉(xiāng)二元經濟結構,增強城市綜合競爭力的客觀

要求。但是,在農村勞動力的轉移過程中,存在著就業(yè)功能開發(fā)滯后于居住功能開發(fā)的問題,離土農民難以及時實現(xiàn)非農就業(yè)的矛盾比較突出。因此,應當加強郊區(qū)城市化進程中的就業(yè)功能開發(fā)。首先,在制訂郊區(qū)城鎮(zhèn)發(fā)展規(guī)劃時.不僅要考慮居住容量,更要重視就業(yè)容量,做好就業(yè)發(fā)展規(guī)劃。其次,在實施“人口向城鎮(zhèn)集中、耕地向規(guī)模經營集中、工業(yè)向園區(qū)集中”的戰(zhàn)略中,要著力于擴大工業(yè)園區(qū)的就業(yè)容量,發(fā)展勞動密集型產業(yè),開發(fā)適合離土農民就業(yè)的項目和崗位。第三,大力發(fā)展郊區(qū)服務業(yè),除了開發(fā)居民生活服務類項目以外,還應當適應都市型農業(yè)產業(yè)化發(fā)展的要求。開發(fā)各種配套服務項目,既有利于促進郊區(qū)農業(yè)的產業(yè)化經營,也為離土農民增加非農就業(yè)的崗位。

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(作者單位:武漢大學經濟與管理學院 蘭州大學審計處)