張展 李濤

摘要：通過(guò)對(duì)1991—2017年武漢市的 GDP 與就業(yè)人數(shù)有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用協(xié)整分析和誤差修正模型對(duì)武漢市就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)問(wèn)題進(jìn)行研究。可以得出結(jié)論：武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)之間存在長(zhǎng)期的衡關(guān)系，就業(yè)人數(shù)每增長(zhǎng)1%，經(jīng)濟(jì)總量減少2.125%。在短期內(nèi)，就業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用?？傮w而言，就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間互為因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：協(xié)整檢驗(yàn); 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);就業(yè);武漢市

1前言

保證充分就業(yè)是宏觀經(jīng)濟(jì)政策的目標(biāo)之一，如何實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)，一直是被各個(gè)國(guó)家和地區(qū)研究探討的話題，因?yàn)榫蜆I(yè)是民生之根本，只有實(shí)現(xiàn)了就業(yè)，百姓的生活才能得到保障，人們的生活才能幸福。而就業(yè)又與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有密不可分的關(guān)系，因此研究某地區(qū)的就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系是有現(xiàn)實(shí)意義的。根據(jù)奧肯定律，我們可以了解到，當(dāng)失業(yè)率每高于自然失業(yè)率1個(gè)百分點(diǎn)，實(shí)際GDP將低于潛在GDP2個(gè)百分點(diǎn)。失業(yè)率與國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)高增長(zhǎng)情況必然伴隨著低失業(yè)情況，經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)低增長(zhǎng)情況必然伴隨著高失業(yè)情況。截止2017年，武漢市經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值已達(dá)1.34萬(wàn)億，武漢市全體居民人均可支配收入達(dá)到38642元，就業(yè)總?cè)藬?shù)也已達(dá)到了570萬(wàn)人，超過(guò)了以往就業(yè)總?cè)藬?shù)。從這些數(shù)據(jù)可以看到，經(jīng)濟(jì)的高增長(zhǎng)帶來(lái)了相應(yīng)的高就業(yè)高增長(zhǎng)，但是也應(yīng)該考慮到一個(gè)城市的環(huán)境承載力是有限的，經(jīng)濟(jì)水平也不可能一直保持著高速增長(zhǎng)的狀態(tài)，就業(yè)水平也不會(huì)一直保持高增長(zhǎng)狀態(tài)。本文在分析武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，采用協(xié)整分析，誤差修正模型的計(jì)量方法，研究武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期及短期的動(dòng)態(tài)關(guān)系，為促進(jìn)武漢市經(jīng)濟(jì)與就業(yè)協(xié)調(diào)平穩(wěn)增長(zhǎng)提供理論依據(jù)和建議。

2文獻(xiàn)綜述

研究武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素的文獻(xiàn)有很多，但是研究武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系并不多。比如，肖紅松（2015）[1]研究的是武漢市固定資產(chǎn)對(duì)GDP的影響，得到結(jié)論武漢市固定資產(chǎn)投資對(duì)武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著積極的促進(jìn)作用，但效果是遞減的。胡銳（2011）[2]基于VAR模型的武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素分析，通過(guò)對(duì)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、城市居民人均消費(fèi)支出、教育投入、社會(huì)消費(fèi)品零售總額的增加等因素的分析，得到各因素對(duì)武漢市 GDP 增加的貢獻(xiàn)率的比重大小。楊鳳（2014）[3]1990—2012 年湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素研究，結(jié)合因子分析法和多元線性回歸算法，并引入時(shí)間變量建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，通過(guò)對(duì)人力資本、知識(shí)資本、物質(zhì)資本、外商資本增長(zhǎng)等因素的分析，得到湖北省經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)屬于投資驅(qū)動(dòng)型的結(jié)論。范婧（2016）[4]中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)增長(zhǎng)的關(guān)系研究，通過(guò)對(duì)就業(yè)彈性的分析，得到我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)增長(zhǎng)之間的變化沒(méi)有呈現(xiàn)出趨于一致的趨勢(shì)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)就業(yè)的推動(dòng)效應(yīng)在不斷減弱的結(jié)論。田云（2013）[5]以武漢市為例研究碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互動(dòng)關(guān)系，得到碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的結(jié)論。

根據(jù)以上分析可知，很多學(xué)者是通過(guò)碳排放、教育投入、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、城市居民人均消費(fèi)支出等因素研究武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，關(guān)于武漢市就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系定量研究的文獻(xiàn)很少。本文將采用協(xié)整檢驗(yàn)，分布滯后模型，誤差修正模型和格蘭杰檢驗(yàn)研究武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，并用協(xié)整分析及誤差修正模型的方法研究二者之間長(zhǎng)期與短期的均衡關(guān)系，了解武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)增長(zhǎng)之間的關(guān)系有利于促進(jìn)武漢市經(jīng)濟(jì)與就業(yè)協(xié)調(diào)平穩(wěn)發(fā)展，為武漢市經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供理論指導(dǎo)，具有現(xiàn)實(shí)意義。

3實(shí)證分析

3.1數(shù)據(jù)搜集與變量選取

本文主要研究就業(yè)對(duì)GDP的影響，通過(guò)《武漢統(tǒng)計(jì)年鑒》搜集到相關(guān)數(shù)據(jù)，下面選取武漢市1991-2017 年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（單位：億元）和就業(yè)人數(shù)L（單位：萬(wàn)人）樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。因?yàn)闀r(shí)間序列數(shù)據(jù)易出現(xiàn)異方差的情況，為避免這種情況的發(fā)生對(duì)模型產(chǎn)生影響，本文對(duì)所有變量作對(duì)數(shù)變換，取對(duì)數(shù)后會(huì)消除異方差情況，而且能夠得到平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，不會(huì)改變時(shí)間序列數(shù)據(jù)的原本的性質(zhì)和相互關(guān)系。對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值GDP取自然對(duì)數(shù)后的序列記為 lnGDP，對(duì)就業(yè)人數(shù)L取自然對(duì)數(shù)后的序列記為 lnL。并記ddlnL和 ddlnGDP為上述兩序列的二階差分序列。

3.2模型建立

lnGDPt=C+βlnL+εt

其中 GDP 表示武漢市國(guó)民生產(chǎn)總值，單位為億元;L表示武漢市就業(yè)人數(shù)，單位為萬(wàn)人;C為常數(shù)項(xiàng)，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.3平穩(wěn)性檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列一般都是非平穩(wěn)的?；诜€(wěn)定假設(shè)條件下對(duì)非平穩(wěn)時(shí)間序列建立模型，可能會(huì)出現(xiàn)傳統(tǒng)的t檢驗(yàn)失效以及偽回歸的問(wèn)題，檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性是前提。本文采用ADF檢驗(yàn)方法，其結(jié)果如下表所示

各序列的 ADF 檢驗(yàn)結(jié)果 表1

序列 ADF統(tǒng)計(jì)量 檢驗(yàn)類型 臨界值（5%） 結(jié)論

lnGDP -2.801 （c，t，8） -3.6 不平穩(wěn)

lnL -1.031 （c，t，8） -3.6 不平穩(wěn)

ddlnGDP -5.85 （c，0，0） -3 平穩(wěn)

ddlnL -7.577 （c，0，0） -3 平穩(wěn)

注： （ c，t，k） 分別表示 ADF 檢驗(yàn)中的常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后的階數(shù);

由表1可知，時(shí)間序列l(wèi)nGDP、lnL的t統(tǒng)計(jì)量值大于臨界值，故拒絕原假設(shè)，存在單位根，由此可認(rèn)定是該序列非平穩(wěn)的;經(jīng)過(guò)二次差分后的時(shí)間序列ddlnGDP、ddlnL的t統(tǒng)計(jì)量值小于臨界值，故接受原假設(shè)，不存在單位根，所以lnGDP、lnL均為二階單整序列。

3.4協(xié)整檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步確定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)增長(zhǎng)之間是否存在協(xié)整關(guān)系，需要進(jìn)一步做協(xié)整檢驗(yàn)，本文采用E-G兩步法對(duì)序列l(wèi)nGDP 和 lnL進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，來(lái)判斷在長(zhǎng)期內(nèi)兩者是否存在均衡關(guān)系。因變量為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，自變量為就業(yè)人數(shù)的協(xié)整回歸方程為：

lnGDP=-47.288+9.022lnL+εt ??（1）

（2.86） ???????（0.47）

R2=0.9366 ; ?DW=0.13 ; F=369.01

由于DW統(tǒng)計(jì)量比較小，表明殘差序列可能存在自相關(guān)。通過(guò)LM檢驗(yàn)可以檢驗(yàn)回歸方程中殘差序列是否存在自相關(guān)。經(jīng)計(jì)算，回歸方程中殘差序列存在自相關(guān)。

考慮加入適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng)，得到lnGDP和lnL的分布滯后模型：

lnGDP=0.7608+3.132lnL+0.968lnGDP（t-1）-3.2lnL（t-1）+εt ???（2）

（0.553） ??????（0.267） ???????（0.61） ?????（1.369）

R2=0.999 ; DW=1.85;F=7073.52

經(jīng)檢驗(yàn)，加入滯后項(xiàng)殘差序列自相關(guān)的LM檢驗(yàn)結(jié)果為0.695，大于檢驗(yàn)水平0.05，故接受原假設(shè)，因此，可以認(rèn)為估計(jì)方程（2）OLS估計(jì)所得到的殘差序列不存在自相關(guān)。利用上式求出lnGDP和lnL 的長(zhǎng)期關(guān)系：lnGDP=βlnL+εt，其中，β=-2.125，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)就業(yè)的長(zhǎng)期彈性為-2.125。

因此， lnGDP與lnL的長(zhǎng)期關(guān)系為：lnGDP=-2.125lnL+εt ???（3）

對(duì)式（3）殘差項(xiàng)εt 進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表2

表2 殘差序列ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

變量ADF 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 1%臨界值 5%臨界值 10%臨界值

εt -4.466 -3.75 -3 -2.63

3.5構(gòu)建誤差修正模型

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否具有因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。為了考察兩變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，經(jīng)計(jì)算，誤差修正模型為：

ddlnGDP=0.002+5.377ddlnL，該模型殘差項(xiàng)也不存在自相關(guān)。模型表示 ?經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)之間的短期均衡關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增量與就業(yè)增量之間存在正相關(guān)關(guān)系，其效應(yīng)系數(shù)約為5.377。表明L增加一個(gè)單位，本年度GDP同方向增加5.377個(gè)單位，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)就業(yè)的短期彈性為

5.377。

3.6格蘭杰檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果證明了就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系究竟是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起就業(yè)的結(jié)果，還是就業(yè)引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)果，它們之間是否存在因果關(guān)系，仍需進(jìn)一步檢驗(yàn)。為此，采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法對(duì)lnGDP和lnL 進(jìn)行檢驗(yàn)。

零假設(shè) F統(tǒng)計(jì)量值 P值 結(jié)論

ddlnGDP不是ddlnL的格蘭杰原因 1.901 0.387 拒絕

ddlnL不是ddlnGDP的格蘭杰原因 0.531 0.767 拒絕

從檢驗(yàn)結(jié)果可知，就業(yè)人數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間互為因果關(guān)系。

4結(jié)論與建議

4.1主要結(jié)論

本文采用1991-2017年武漢市就業(yè)人數(shù)與GDP的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)武漢市就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了分析，結(jié)果表明： 武漢市就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，在長(zhǎng)期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)就業(yè)的長(zhǎng)期彈性為-2.125。就業(yè)人數(shù)每增長(zhǎng)1個(gè)單位，經(jīng)濟(jì)總量減少2.125個(gè)單位。在短期內(nèi)，就業(yè)增加一個(gè)單位，本年度國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值同方向增加5.377個(gè)單位。說(shuō)明在短期內(nèi)就業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的推動(dòng)作用。我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展要充分利用好短期內(nèi)就業(yè)所帶來(lái)的優(yōu)勢(shì)。另外格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果表明就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在互為因果關(guān)系。

4.2政策建議

基于上述實(shí)證分析結(jié)果，為了有效推動(dòng)武漢經(jīng)濟(jì)與就業(yè)增長(zhǎng)協(xié)調(diào)平穩(wěn)發(fā)展，彼此促進(jìn)，本文給出如下政策建議：

第一，經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長(zhǎng)是促進(jìn)充分就業(yè)的首要前提，經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后必然會(huì)導(dǎo)致大量失業(yè)，解決失業(yè)問(wèn)題關(guān)鍵在于發(fā)展經(jīng)濟(jì)。只有不斷轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入新鮮的活力，才能使就業(yè)人數(shù)不斷增加，才能使人們的收入水平提高，才能使人們過(guò)上幸福美滿的生活。武漢市作為一座投資型城市，有大量外資企業(yè)，小型企業(yè)也有很多，勞動(dòng)力資源豐富。另外，武漢市作為省會(huì)城市，高校眾多，有大量的人才落戶武漢市有非常大的人才優(yōu)勢(shì)。這就要求武漢市在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，應(yīng)該充分認(rèn)識(shí)到自身存在的勞動(dòng)力和人才優(yōu)勢(shì)，協(xié)調(diào)好發(fā)展技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)與勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，幫助大多數(shù)人實(shí)現(xiàn)就業(yè)，充分發(fā)揮短期內(nèi)，就業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的優(yōu)勢(shì)作用，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)協(xié)同發(fā)展。

第二，轉(zhuǎn)變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化升級(jí)，目前，武漢市的第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)所占比重較大，第三產(chǎn)業(yè)所占比重較小。武漢市可以利用先天的歷史文化資源和自然資源優(yōu)勢(shì)，鼓勵(lì)發(fā)展旅游業(yè)，促進(jìn)就業(yè)。另外要完善勞動(dòng)力市場(chǎng)，要取消掉抵制農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)入城市工作的一些政策規(guī)定，對(duì)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力應(yīng)該一視同仁，讓城市勞動(dòng)力與農(nóng)村勞動(dòng)力享受同樣的待遇，打破城鄉(xiāng)兩級(jí)勞動(dòng)力市場(chǎng)分割的局面，推動(dòng)城鄉(xiāng)之間勞動(dòng)力的流動(dòng)，從而實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力資源的最優(yōu)化配置。

第三，要加強(qiáng)信息化建設(shè)，讓勞動(dòng)者們能夠準(zhǔn)確知道市場(chǎng)招聘信息，避免出現(xiàn)非自愿失業(yè)的狀況，減少摩擦性失業(yè)和結(jié)構(gòu)性失業(yè)。同時(shí)，擴(kuò)大對(duì)人力資源的培養(yǎng)投資力度，全面提高勞動(dòng)者的自身就業(yè)素質(zhì)，從而達(dá)到緩解結(jié)構(gòu)性失業(yè)的目的。政府應(yīng)該鼓勵(lì)勞動(dòng)者提高自己的實(shí)踐技能，實(shí)現(xiàn)靈活就業(yè)，另外，要鼓勵(lì)創(chuàng)業(yè)，對(duì)一些想要?jiǎng)?chuàng)業(yè)的創(chuàng)業(yè)者給予一定的政策扶持以及政策優(yōu)惠，用創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)，能夠有效推動(dòng)武漢市經(jīng)濟(jì)與就業(yè)增長(zhǎng)協(xié)調(diào)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)

[1]肖紅松.固定資產(chǎn)投資對(duì) GDP 影響的實(shí)證研究——以武漢市為例[J].湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào)，2015（11）.

[2]胡銳.基于 VAR 模型的武漢市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素分析[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)研究生學(xué)報(bào)，2011（5）.

[3]楊鳳.1990—2012 年湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素研究[J].湖北文理學(xué)院學(xué)報(bào)，2014（2）.

[4]范 婧.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)增長(zhǎng)的關(guān)系研究[J].管理現(xiàn)代化，2016（4）：38-41.

[5]田云.碳排放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互動(dòng)關(guān)系的實(shí)證研究——以武漢市為例[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2013（1）：118-121.

[作者簡(jiǎn)介]通訊作者：張展（1995—），男，漢族，湖北黃岡人，就讀于湖北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì);李濤（1972—），男，漢族，湖北黃石人，湖北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授，研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)。