朱連芹， 李新民

(1.山東理工大學(xué) 理學(xué)院, 山東 淄博 255091；2.青島大學(xué) 數(shù)學(xué)科學(xué)學(xué)院, 山東 青島 266071)

中國(guó)人口眾多，就業(yè)人員的數(shù)量和增長(zhǎng)問題備受矚目.在實(shí)際生活中，就業(yè)人員的準(zhǔn)確數(shù)量較難統(tǒng)計(jì)，而且隨著時(shí)間的推移，就業(yè)人員的數(shù)量也會(huì)有一定的變化，這也增加了統(tǒng)計(jì)和計(jì)算就業(yè)人員數(shù)量和增長(zhǎng)率問題的難度[1].而國(guó)家關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的數(shù)據(jù)卻是每年、每季度、甚至每月統(tǒng)計(jì)公布的，那么基于實(shí)際的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，能否尋找經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與就業(yè)增長(zhǎng)率之間的關(guān)系，進(jìn)而利用實(shí)際的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率來預(yù)測(cè)就業(yè)增長(zhǎng)率呢？本文針對(duì)此問題進(jìn)行探索，并利用山東省的實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)來預(yù)測(cè)就業(yè)增長(zhǎng)率的趨勢(shì)，為有關(guān)部門和就業(yè)人員提供參考依據(jù).

在眾多關(guān)于就業(yè)增長(zhǎng)率的研究中，由于理論假設(shè)、歷史數(shù)據(jù)和所選模型及方法的不同，對(duì)就業(yè)增長(zhǎng)率的預(yù)測(cè)結(jié)果也不盡相同. 而且大多是定量的對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行簡(jiǎn)單的軟件運(yùn)行，并沒有從理論上深入推導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和就業(yè)增長(zhǎng)率的定性關(guān)系。為了尋找合適的預(yù)測(cè)模型，本文利用Cobb-Dauglas生產(chǎn)函數(shù)和新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和就業(yè)增長(zhǎng)率的關(guān)系，并求得兩者的關(guān)系式，以便利用實(shí)際的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率來預(yù)測(cè)就業(yè)增長(zhǎng)率，并用SPSS軟件[2]進(jìn)行回歸方程的回歸檢驗(yàn).

本文數(shù)據(jù)來源于《山東省統(tǒng)計(jì)年鑒2013》[3]中山東省1999-2012年共計(jì)14年的歷史經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù).

1 預(yù)測(cè)模型的建立

1.1 Cobb-Dauglas生產(chǎn)函數(shù)

20世紀(jì)20年代末，美國(guó)數(shù)學(xué)家Charles Cobb和經(jīng)濟(jì)學(xué)家Paul Dauglas提出生產(chǎn)函數(shù)這一名詞，并用1899-1922年的數(shù)據(jù)，導(dǎo)出了著名的Cobb-Dauglas生產(chǎn)函數(shù)[4].其公式是

Y=AKαLβ

(1)

式中：y表示總產(chǎn)出；A代表經(jīng)濟(jì)的技術(shù)狀況，這里稱為技術(shù)進(jìn)步；K表示投入的資本量；L表示投入的勞動(dòng)量.

根據(jù)投入要素產(chǎn)出彈性的定義：當(dāng)其他投入要素不變時(shí)，該要素增加1%所引起的產(chǎn)出量的變化率，因此產(chǎn)出彈性為

(2)

(3)

因此，α是資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)，β是勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性系數(shù)?？紤]到經(jīng)濟(jì)變量的實(shí)際含義，規(guī)定：0<α<0，0<β<1.

1.2 新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論

新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論[5]假定生產(chǎn)的規(guī)模報(bào)酬不變，即α+β=1，因此將Cobb-Dauglas生產(chǎn)函數(shù)改寫為

Y=AKαL1-α

(4)

技術(shù)進(jìn)步[6]A無法直接觀測(cè)到，而且技術(shù)進(jìn)步有廣義技術(shù)進(jìn)步和狹義技術(shù)進(jìn)步之分，狹義的技術(shù)進(jìn)步僅指要素質(zhì)量的提高，而廣義的技術(shù)進(jìn)步除了要素質(zhì)量的提高外，還包括管理水平的提高等對(duì)產(chǎn)出量有重要影響的因素，這些因素是獨(dú)立于要素之外的.在這里我們使用中性的技術(shù)進(jìn)步，即假設(shè)在生產(chǎn)活動(dòng)中除了技術(shù)以外，只有資本與勞動(dòng)兩種要素，而兩要素的產(chǎn)出彈性之比為相對(duì)資本密集度，用ω表示，即

ω=EL/EK

(5)

如果技術(shù)進(jìn)步前后ω不變，即勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性與資本的產(chǎn)出彈性同步增長(zhǎng)，則稱為中性技術(shù)進(jìn)步.這里認(rèn)為在一定時(shí)期內(nèi)，技術(shù)進(jìn)步A可以認(rèn)為是不變的.那么公式中的A便為一個(gè)常數(shù).

于是，在暫不考慮技術(shù)進(jìn)步的情況下，我們認(rèn)為對(duì)于t期的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，有

(6)

式中:Yt代表t期的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(即GDP);Kt代表t期投入的資本量，Lt代表t期的就業(yè)人數(shù)，Pt代表t期就業(yè)人數(shù)的平均工資.

(6)式可化為

(7)

兩邊取對(duì)數(shù)，得

(8)

(9)

1.3 基于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率預(yù)測(cè)就業(yè)增長(zhǎng)率模型的建立

而根據(jù)美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家羅伯特·M·索洛(R·M·Solow，1956年)提出的新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，假設(shè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是由資本和勞動(dòng)的增長(zhǎng)共同帶來的，即Y=f(K，L)，有公式：

GY=γGL+(1-γ)GK

(10)

對(duì)γ進(jìn)行如下的討論：

根據(jù)高鴻業(yè)在《西方經(jīng)濟(jì)學(xué)》中對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核算方程的論述，設(shè)經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)函數(shù)為

Y=Af(K，L)

(11)

式中：Y表示總產(chǎn)出；A代表技術(shù)進(jìn)步；K表示投入的資本量;L表示投入的勞動(dòng)量.若總產(chǎn)出變動(dòng)ΔY，勞動(dòng)變動(dòng)ΔL，資本變動(dòng)ΔK，技術(shù)變動(dòng)ΔA，根據(jù)產(chǎn)出增長(zhǎng)核算公式：

則

(12)

在不考慮技術(shù)進(jìn)步的情況下

(13)

而在新古典經(jīng)濟(jì)理論的基本假定中假定生產(chǎn)的規(guī)模報(bào)酬不變，即Φ+φ=1.則(13)式可以寫為

(14)

與(11)式對(duì)比，根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，有

Φ=γ

式中，P為評(píng)價(jià)區(qū)域土壤中重金屬的污染指數(shù)；C為評(píng)價(jià)單元土壤中重金屬的實(shí)測(cè)質(zhì)量分?jǐn)?shù)均值，mg·kg-1；Cs為土壤重金屬的限量值，采用 GB 15618中規(guī)定的土污染風(fēng)險(xiǎn)篩選值，mg·kg-1；

(15)

而根據(jù)(2)、(3)式的定義以及(4)式，則

Φ=α

(16)

劉新衛(wèi)[7]在《就業(yè)增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率關(guān)系的預(yù)測(cè)模型》一文中，推導(dǎo)出了就業(yè)增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的關(guān)系式：

(17)

2 建模步驟

建模步驟如下：

3)用1999-2012年山東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)預(yù)測(cè)2013年、2014年、2015年的就業(yè)增長(zhǎng)率.

3 基于山東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率預(yù)測(cè)就業(yè)增長(zhǎng)率的實(shí)證分析

首先根據(jù)《山東統(tǒng)計(jì)年鑒2013》搜集到山東省1999-2012年共計(jì)14年的歷史經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，見表1.

表1 山東省1999年-2012年的GDP、資本投入量、就業(yè)人數(shù)、就業(yè)人員的平均工資數(shù)據(jù)

根據(jù)表1，得到線性回歸方程式(8)的相關(guān)數(shù)據(jù)，見表2.

表2 線性回歸方程(8)中的相關(guān)數(shù)據(jù)

表3 模型匯總結(jié)果

表回歸模型的方差分析表

由表4可知回歸方程檢驗(yàn)的F值為14.382，p值為0.003，表明在檢驗(yàn)水平0.01下，回歸效果極顯著.

表5 回歸系數(shù)表系數(shù)a

表6 2013-2015年的就業(yè)增長(zhǎng)率的預(yù)測(cè)值

從圖1中可以看出，山東省1999-2015年實(shí)際就業(yè)增長(zhǎng)率和就業(yè)增長(zhǎng)率預(yù)測(cè)值的變化趨勢(shì)在整體上是較為接近的，這表明模型在預(yù)測(cè)未來值上是有效的，模型具有一定的利用價(jià)值.

圖1 1999-2015年實(shí)際就業(yè)增長(zhǎng)率和就業(yè)增長(zhǎng)率預(yù)測(cè)值的折線圖

利用1999-2012年山東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)預(yù)測(cè)2013年、2014年、2015年的就業(yè)增長(zhǎng)率，最后發(fā)現(xiàn)該方法直觀體現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與就業(yè)增長(zhǎng)率的關(guān)系，估算結(jié)果體現(xiàn)出未來3年的就業(yè)形勢(shì)還是比較好的，這也是近年來國(guó)家采取各種措施創(chuàng)造條件和擴(kuò)大就業(yè)機(jī)會(huì)而形成的良好形勢(shì)，同時(shí)可以用來對(duì)不同國(guó)家和地區(qū)的就業(yè)增長(zhǎng)率問題進(jìn)行研究和預(yù)測(cè)分析，為政府制定經(jīng)濟(jì)政策提供依據(jù).

[1]孫立成,李群.大學(xué)生就業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及統(tǒng)計(jì)預(yù)測(cè)分析[J].科技與經(jīng)濟(jì),2011(1):90-93.

[2]薛薇.統(tǒng)計(jì)分析與SPSS的應(yīng)用[M].北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社,2008.

[3]劉興慧. 山東省統(tǒng)計(jì)年鑒[M].北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社,2013.

[4]高鴻業(yè).西方經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社,2007.

[5]李寶瑜.國(guó)民經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)分析[M].北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社,2002.

[6]胡曉群,唐麗桂.重慶市科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的測(cè)算分析[J].西南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào),2010，8(4):34-37.

[7]劉新衛(wèi).就業(yè)增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率關(guān)系的預(yù)測(cè)模型[J].科技創(chuàng)業(yè),2008(12):168.