李玉葉，王麗紅

（赤峰學院 數(shù)學與統(tǒng)計學院，內(nèi)蒙古 赤峰 024000）

1 引言

內(nèi)蒙古自治區(qū)位于我國的北部邊疆地區(qū)，它作為農(nóng)牧業(yè)大省和礦業(yè)大省，一直都在穩(wěn)固發(fā)展第一、二產(chǎn)業(yè)，加快發(fā)展第三產(chǎn)業(yè).近年來隨著就業(yè)壓力的增大，如何解決更多的人口的就業(yè)問題，增加更多的就業(yè)崗位成為了國民經(jīng)濟發(fā)展中的一大難題.據(jù)2013年內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)統(tǒng)計，截止2012年，內(nèi)蒙古城鎮(zhèn)需安置就業(yè)人員達52.56萬人，成功安置就業(yè)人口29.43萬人，但城鎮(zhèn)失業(yè)人口卻仍達到23.13萬人，成為自1984年起歷史最高數(shù)據(jù).雖然以上僅是城鎮(zhèn)人口就業(yè)相關數(shù)據(jù)，但可以從中看出，就業(yè)壓力在內(nèi)蒙古自治區(qū)的經(jīng)濟建設中仍然巨大.而且，農(nóng)民務工熱潮不斷高漲，城市新增流動人口帶來的就業(yè)壓力也不容忽視.所以緩解就業(yè)壓力也成為了產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化過程中的一大工作重點，而第三產(chǎn)業(yè)對于就業(yè)機會的貢獻度如何?因此本文就采用內(nèi)蒙古1995-2012年的數(shù)據(jù)為樣本，采用回歸分析方法，來研究加快第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對于內(nèi)蒙古就業(yè)的影響.

2 第三產(chǎn)業(yè)對就業(yè)貢獻的分析

內(nèi)蒙古的產(chǎn)業(yè)結構在不斷地優(yōu)化調(diào)整下，第三產(chǎn)業(yè)的在GDP與就業(yè)中的比重逐漸上升，而其吸納的就業(yè)人數(shù)所占比重也越來越大，詳見表1，對應的圖如圖1和圖2所示.

如表1中數(shù)據(jù)所示，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重從1995年的30.4%下降到2012年的9.1%，比重每年在下降；第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重從1995年36%上升至2012年的55.4%，從圖1中可以看到，其整體上升趨勢十分明顯.而相較于第一、二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)的GDP比重雖然有升有降（如圖1所示），其整體趨勢仍是維持平穩(wěn)上升的，單就2012年同比2011年上升0.6%來看，上升空間仍然很大.

表1 1995年-2012年GDP構成與就業(yè)構成（來源：2013年內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒）

圖1 1995年-2012年內(nèi)蒙古GDP構成

圖2 1995年-2012年就業(yè)人數(shù)在三大產(chǎn)業(yè)中的分布情況

而第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)占總的就業(yè)人數(shù)的比重從1995年的26%上升到2012年的37.2%，年平均增長率明顯高于第一、二產(chǎn)業(yè).從圖2中，我們可以看到，第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)比重正在逐年下降，而第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)比重增長趨勢不明顯，就業(yè)吸納力接近飽和，而第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重逐年上升，并且增長趨勢明顯.

綜上所述，可見GDP增長對于帶動就業(yè)是有一定作用的，而第三產(chǎn)業(yè)在GDP中所占比重也正在逐漸增長，其就業(yè)人數(shù)比重也增長迅速，其就業(yè)貢獻也是巨大的.因此，在現(xiàn)有基礎上更好的發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)對于我省就業(yè)壓力的緩解有著重要的作用.

3 建立回歸模型并進行檢驗

為了探究我省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度與就業(yè)率增長之間的關系，將建立第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟總值與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口數(shù)量之間的線性回歸模型，用以驗證第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展有利于就業(yè)機會的增加的假設.

3.1 建立回歸模型

首先，通過經(jīng)濟理論我們可以知道，影響就業(yè)增長的因素有很多種，但這里我們將影響就業(yè)機會的其他因素歸為總體回歸模型的隨機擾動項ui中，例如人口數(shù)量等.其次，若第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟總值趨勢是增加，說明第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展勢頭良好，那么其帶來的就業(yè)機會也會越多，因此，我們設第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)為Yi，即被因變量，將第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值設為Xi，即自變量，由于是抽取部分年份數(shù)據(jù)，因此抽樣取得X,Y的樣本觀測值，從而建立兩個變量之間的樣本回歸模型：

表2 1995年-2012年第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟總值與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口數(shù)據(jù)（來源：2013年內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒）

根據(jù)表2我們可以作XY散點圖，并添加趨勢線，得到回歸方程和樣本可決系數(shù)R2，如圖3所示：

圖3 第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值X與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)Y之間的散點圖

由圖3可以看出，隨著第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值X的增加，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)Y也增加，大部分點在趨勢線附近，因此這些散點的變化趨勢是線性的.由圖我們得出回歸方程為：

Yi=281.75+0.0316Xi

由此回歸模型，我們可以看出如下意義，即第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值每增加一億元，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)平均增加0.0316萬個人.

3.2 檢驗

為了驗證這一模型，證明第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值增加可以帶動就業(yè)，我們將選用樣本決定系數(shù)R2和F檢驗來進行模型檢驗.由圖4可知，R2=0.845，由于樣本可決系數(shù)越接近1，回歸線對樣本值的擬合優(yōu)度越好，因此我們可以說第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)有著高度相關關系，自變量第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值對因變量第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)解釋能力很強.

F檢驗中,我們選用顯著水平α=0.05.由樣本數(shù)量我們得到自由度為（1，n-2,）即（1,16），查表F分布表得F0.05(1.16)=4.49.

由于F>F0.05(1.16)，拒絕原假設，得到模型顯著地結論，即表明第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值X對于第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)Y有顯著影響.

4 結論

綜上所述，第三產(chǎn)業(yè)是解決內(nèi)蒙古就業(yè)的主要產(chǎn)業(yè)，并且對于就業(yè)的貢獻也在逐年加大.并且通過兩種檢驗可以得出建立的回歸模型成立，并且驗證了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對帶動就業(yè)有著非常重要的影響和作用.因此，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，重視起第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，才能更好的推動就業(yè)，緩解社會就業(yè)壓力.

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