鄒潔　許道冉

[提要] 近年來，新疆地區(qū)經(jīng)濟(jì)得到較快發(fā)展，同時就業(yè)水平也在逐步提高。本文以《2017年新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，研究新疆經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長的關(guān)系。通過協(xié)整模型和誤差修正模型判斷經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)之間的長期關(guān)系;通過格蘭特因果檢驗(yàn)判斷經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長的因果關(guān)系;回歸分析了解三次產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對就業(yè)的促進(jìn)作用。結(jié)論：新疆的經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長之間存在協(xié)整關(guān)系，兩者間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系;新疆經(jīng)濟(jì)的增長促進(jìn)就業(yè)水平逐漸增加，第一產(chǎn)業(yè)帶動力就業(yè)最強(qiáng)，但第三產(chǎn)業(yè)在未來促進(jìn)就業(yè)的潛力相比第一產(chǎn)業(yè)更大。

關(guān)鍵詞：新疆;經(jīng)濟(jì)增長;就業(yè)增長

中圖分類號：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

收錄日期：2019年8月28日

一、研究背景

在社會和諧穩(wěn)定的環(huán)境下，中國經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，從持續(xù)高速增長轉(zhuǎn)變成高質(zhì)量發(fā)展。新疆地處祖國西北邊陲，地域遼闊，環(huán)境特殊，人口分布情況較為復(fù)雜。本文從維護(hù)新疆社會穩(wěn)定角度出發(fā)，分析新疆經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長之間關(guān)系，對社會和諧穩(wěn)定有重要意義。

二、經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長變量平穩(wěn)性分析

進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭特因果檢驗(yàn)的前提是變量是同階單整，否則可能出現(xiàn)“謬誤回歸”，所以在對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭特因果檢驗(yàn)前，首先需要檢驗(yàn)GDP和EMP（就業(yè)量）單整階數(shù)。本文通過對變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)來檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，以判斷變量間的單整階數(shù)。具體檢驗(yàn)結(jié)果見表1。（表1）

由表1可知，原時間序列的ADF檢驗(yàn)值均大于5%、1%顯著水平，一階差分后，ADF檢驗(yàn)值仍大于5%、1%顯著水平，二階差分后ADF值均小于5%、1%顯著水平，說明其二階差分變量都是平穩(wěn)的，此時所有變量為二階單整序列，所給變量滿足同階單整條件，能夠利用協(xié)整檢驗(yàn)分析來判斷經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長是否之間存在某種穩(wěn)定的關(guān)系。

三、新疆經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長均衡關(guān)系模型

（一）經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長協(xié)整檢驗(yàn)。本文研究GDP與EMP（就業(yè)量）兩個變量，利用E-G檢驗(yàn)法可以直接說明兩者之間關(guān)系，且較容易理解與接收。E-G兩步檢驗(yàn)法對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，第一步運(yùn)用最小二乘法對變量進(jìn)行回歸分，第二步在回歸分析通過之后，對回歸分析產(chǎn)生的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)若殘差序列為平穩(wěn)，則可說明變量之間具有協(xié)整關(guān)系。具體檢驗(yàn)如下：

第一步，用傳統(tǒng)OLS法對GDP和EMP進(jìn)行回歸估計(jì)。回歸結(jié)果如下：

EMP=8.738418+0.040976GDP+μt （1）

t 2.5635.026

p 0.015 0.000

R2=0.96，ADjustedR2=0.96，F(xiàn)=25.26，P=0.0000，SE=16.59

由上述回歸結(jié)果得知，各參數(shù)的P值均小于0.05，說明其均通過顯著性檢驗(yàn)，極具有顯著性。因?yàn)榛貧w方程的判定系數(shù)R2為0.96，說明該回歸模型擬合度效果較好，且回歸模型的P值小于0.05，通過顯著性檢驗(yàn)，說明整個回歸模型的線性關(guān)系顯著。

方程（1）是否為協(xié)整方程，取決于誤差項(xiàng)μt是否平穩(wěn)，即是否具有單位根。如果誤差項(xiàng)μt有單位根，則不平穩(wěn)，兩者之間沒有經(jīng)濟(jì)意義，其不值得進(jìn)一步分析;反之則有經(jīng)濟(jì)意義，值得對兩者之間關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步分析。所以關(guān)鍵是檢驗(yàn)誤差項(xiàng)μt是否具有單位根。

第二步，對方程（1）的誤差項(xiàng)μt進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。選擇無截距、無趨勢項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。（表2）

由上表2可以看出，ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均小于5%顯著水平、1%顯著水平下的臨界值，說明μt為平穩(wěn)序列。因此得出結(jié)論，新疆的經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長之間存在協(xié)整關(guān)系，兩者間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。根據(jù)協(xié)整方程（1）可以得出新疆就業(yè)EMP和經(jīng)濟(jì)增長存在正相關(guān)關(guān)系，且經(jīng)濟(jì)增加1%，帶動就業(yè)增長0.040976%。

（二）經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長誤差修正模型。通過上述檢驗(yàn)得出新疆的經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但變量短期內(nèi)是否存在均衡關(guān)系及短期失衡情況下能否向長期均衡調(diào)整仍有待檢驗(yàn)。因此本文利用誤差修正模型（ECM模型）進(jìn)行探索其短期關(guān)系。

根據(jù)格蘭特定理，當(dāng)一組變量具有協(xié)整關(guān)系，則其一定存在誤差協(xié)整模型。根據(jù)前部分協(xié)整檢驗(yàn)證明變量間存在協(xié)整關(guān)系，所以新疆經(jīng)濟(jì)總量與就業(yè)量之間一定存在誤差修正模型。估計(jì)向量誤差糾正模型，其中把沒有通過顯著性檢驗(yàn)的變量從方程（2）中剔除，根據(jù)相應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量，變量的誤差修正模型為：

D（emp）=9.742897+0.04094D（GDP）–0.147074ECMt-1 （2）

t 4.824233 -2.151804

p 0.0000 0.0384

R2=0.45，ADjusted R2=0.42，F(xiàn)=14.25，P=0.00003，SE=17.26

由上述的誤差修正模型（2）可知，短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增加1%，帶動就業(yè)增長0.04094%，與長期均衡結(jié)果保持一致。從誤差修正系數(shù)-0.147074來看，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項(xiàng)將以-0.147074的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

四、新疆經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過協(xié)整檢驗(yàn)得出新疆經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長之間存在著長期的均衡關(guān)系，但從中我們無法判斷兩者之間的因果關(guān)系。因此利用格蘭特因果關(guān)系檢驗(yàn)方法就新疆就業(yè)增長與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系進(jìn)行單向檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。（表3）

檢驗(yàn)顯示，就業(yè)水平與經(jīng)濟(jì)增長存在兩種格蘭特因果關(guān)系：EMP不是GDP變化的原因，即新疆就業(yè)水平的變化未促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長;GDP是EMP變化的原因，即新疆經(jīng)濟(jì)的增長促進(jìn)就業(yè)水平逐漸增加。

五、新疆各產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對就業(yè)貢獻(xiàn)分析

本節(jié)在前面分析結(jié)果的基礎(chǔ)上，通過回歸分析研究新疆三次產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對對就業(yè)增長的貢獻(xiàn)作用，了解三次產(chǎn)業(yè)中哪個產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)最大，在此基礎(chǔ)上對新疆經(jīng)濟(jì)與就業(yè)發(fā)展提出合理化建議。本節(jié)使用1978～2016年新疆各產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展量（單位：億元）與對應(yīng)的產(chǎn)業(yè)就業(yè)量（單位：萬人）為分析數(shù)據(jù)，分析各個產(chǎn)業(yè)的就業(yè)吸納能力。（表4）

根據(jù)表4可知，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與就業(yè)人員的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.981，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與就業(yè)人員的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.897，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與就業(yè)人員的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.968，三次產(chǎn)業(yè)的相關(guān)系數(shù)均較高，兩個變量之間具有較強(qiáng)正相關(guān)，可以做線性回歸分析。

將第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值設(shè)為解釋變量，用x1、x2、x3表示，被解釋變量為第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人員數(shù)，用y1、y2、y3表示，對其進(jìn)行線性回歸分析，通過分析結(jié)果了解經(jīng)濟(jì)增長對就業(yè)增長的具體貢獻(xiàn)作用。通過表5可知，三次產(chǎn)業(yè)的判定系數(shù)R2分別為0.962、0.805、0.932，三次產(chǎn)業(yè)判定系數(shù)均接近1，認(rèn)為三次產(chǎn)業(yè)的模擬擬合優(yōu)度均較好，被解釋變量可以被模型解釋的部分較多，不能被解釋的部分較少。（表5）

通過表6模型系數(shù)表可得，第一產(chǎn)業(yè)P值接近于0，都小于α模型=0.05，因此第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與被解釋變量就業(yè)人員數(shù)間的線性關(guān)系顯著。得模型：y1=360.69+0.1x1，可得出結(jié)論，新疆第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增加1億元，可吸納0.1萬人就業(yè)。第二產(chǎn)業(yè)P值接近于0，都小于α模型=0.05，因此第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與被解釋變量其就業(yè)人員數(shù)之間的線性關(guān)系顯著。得模型：y2=92.037+0.021x2，可得出結(jié)論，新疆第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增加1億元，可吸納0.021萬人就業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)P值接近于0，都小于α模型=0.05，因此第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與被解釋變量其就業(yè)人員數(shù)間的線性關(guān)系顯著。得模型：y3=127.687+0.095x3，可得出結(jié)論，新疆第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值每增加1億元，可吸納0.095萬人就業(yè)。（表6）

六、結(jié)論及建議

新疆經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長之間存在一種真實(shí)、長期的均衡關(guān)系;同時，通過對經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長的因果關(guān)系檢驗(yàn)，得出新疆的經(jīng)濟(jì)增長對就業(yè)發(fā)展起促進(jìn)作用。通過1978～2016年數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，三次產(chǎn)業(yè)中，第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對就業(yè)的帶動力最強(qiáng)，其次是第三產(chǎn)業(yè)，然后是第二產(chǎn)業(yè)。

目前，中國三次產(chǎn)業(yè)對就業(yè)的帶動能力是第三產(chǎn)業(yè)、第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)，也就是“三、一、二”格局，目前新疆的是“一、三、二”格局，雖然第三產(chǎn)業(yè)相比第一產(chǎn)業(yè)帶動就業(yè)能力稍弱，但以服務(wù)業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶動就業(yè)發(fā)展的能力潛力相比第一產(chǎn)業(yè)更大。針對新疆經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長之間的影響關(guān)系，應(yīng)加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐，不斷促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的快速增長，使經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有競爭力，在經(jīng)濟(jì)增長的同時保持相應(yīng)的就業(yè)密度，促進(jìn)就業(yè)更好更快地發(fā)展。

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