王秀媛

(西北師范大學 甘肅 蘭州 730070)

一、引言

黨的十九大報告中提到：“就業(yè)是最大的民生。要堅持就業(yè)優(yōu)先戰(zhàn)略和積極就業(yè)政策，實現更高質量和更充分就業(yè)?！备鶕医y(tǒng)計局數據測算，我國經濟增長的就業(yè)彈性呈上升趨勢，隨著產業(yè)轉型的發(fā)展，女性就業(yè)人數也顯著增多，女性就業(yè)狀況成為衡量社會進步的一個重要標志，也是推動社會經濟發(fā)展的重要力量。本文以中部六省女性就業(yè)為例，研究就業(yè)與經濟增長的關系，為加快推動新一輪中部崛起，促進中部地區(qū)經濟增長提供現實意義。

二、理論基礎

就業(yè)的過程是勞動力與生產資料相結合的過程，勞動者通過就業(yè)生產出社會所需要的物質財富和精神財富，取得報酬，從而獲得生活來源，使社會勞動力能夠不斷再生產。

西方的就業(yè)理論建立在資本主義市場經濟規(guī)律之上。以薩伊為代表的古典經濟學家將勞動力看做市場經濟中生產資料的要素組成部分，由市場自發(fā)調節(jié)，認為勞動力市場上的自由調節(jié)必然會實現充分就業(yè)。20世紀30年代的經濟危機和大批失業(yè)打破了古典學說的觀念，凱恩斯認為經濟周期性波動的原因是由于“有效需求不足”和“工資的剛性”，因此主張國家對經濟進行干預，通過擴張性政策擴大內需，解決經濟波動所帶來的就業(yè)問題。凱恩斯雖然認識到了市場規(guī)律的不足，但對就業(yè)的本質認識沒有發(fā)生變化，忽視就業(yè)的結構性變化。

關于就業(yè)和經濟增長的關系，經濟學對其給出了明確的界定。馬克思就業(yè)理論認為，隨著一個部門生產的擴大，給該部門提供生產原料的部門產能也會增加，相應的勞動力就業(yè)量也會增加。凱恩斯就業(yè)理論也認為，經濟增長與就業(yè)增長的變動方向是一致的。本文基于索羅增長理論分析女性就業(yè)對經濟增長的影響。

三、變量選取與數據說明

本文擬研究中部地區(qū)女性就業(yè)與經濟增長的關系，選用女性就業(yè)增長率表示勞動投入，人均實際GDP增長率表示經濟增長，分別用和表示。

數據來自歷年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒，本文樣本區(qū)間為2010-2017年，中部地區(qū)女性就業(yè)增長率由中部各省歷年女性就業(yè)人數計算得出，中部地區(qū)人均實際GDP增長率指標以2000年為基期，根據中部各省歷年GDP計算得出。由于中國關于農村就業(yè)人數和失業(yè)人數的統(tǒng)計上還不完善，因此本文僅計算了城鎮(zhèn)女性就業(yè)人數。

四、實證分析

(一)平穩(wěn)性檢驗。在分析中部地區(qū)女性就業(yè)與經濟增長關系前，檢驗時間序列數據的平穩(wěn)性進行檢驗。本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)檢驗法對數據進行平穩(wěn)性檢驗，ADF檢驗的回歸方程為：

ΔXt=μ+αt+(β-1)Xt-1+r1ΔXt-1+…+rp-1ΔXt-p+1+εt

(1)

根據ADF檢驗結果如表1所示。

表1 單位根檢驗結果

注：檢驗形式C、T、P分別代表單位根檢驗方程中常數項、時間趨勢項和滯后階數。

從表1中可以看出，變量fz和rgz對應的時間序列數據非平穩(wěn)，一階差分后變量Δfz和Δrgz在10%的顯著性水平下拒絕有單位根的假設，即判定為I(1)為平穩(wěn)序列。

(二)長期均衡關系估計。Johansen協(xié)整檢驗的基本思想是基于VAR模型，公式如下:

(2)

根據AIC準則確定為4，在此基礎上進行Johansen檢驗，建立跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量判別變量間的長期協(xié)整關系，結果如表2所示。

表2 Johansen協(xié)整檢驗結果

根據上述檢驗結果可知，在5%的顯著性水平下，跡統(tǒng)計量214.5084>15.41，表明拒絕沒有協(xié)整關系，接受至少存在一個協(xié)整關系。最大特征值檢驗也表明，可以在5%的顯著性水平上拒絕“協(xié)整秩為0”的原假設，接受“協(xié)整秩為1”的原假設，即在5%的顯著性水平下，變量fz(女性就業(yè)增長率)和rgz(人均GDP增長率)之間存在一個穩(wěn)定的長期相互影響的關系。Stata給出的變量間協(xié)整方程為：

(3)

式(3)反映了中部地區(qū)城鎮(zhèn)女性就業(yè)對經濟影響的長期關系，符合索羅增長核算方程的推導結果。對式(3)進行變形，得到中部地區(qū)的經濟增長對女性就業(yè)影響的協(xié)整方程(4)：

(4)

式(4)表明經濟增長每提高1%，女性就業(yè)增長約4%。從系數比較來看，女性就業(yè)對經濟增長的正向影響大于經濟增長對女性就業(yè)的拉動作用，原因在于女性就業(yè)人力資本的投入與收益的非均衡性。

(三)格蘭杰因果檢驗。協(xié)整關系只能表明變量間是否存在均衡的長期關系，但不意味著變量間存在因果關系。經濟學中常需要確定因果關系究竟從a到b，還是從b到a，或者是雙向的因果關系。格蘭杰在1969年提出格蘭杰因果檢驗法，模型如下:

(5)

本文基于VAR模型的Granger因果關系檢驗，建立雙變量(a，b)的VAR模型進行檢驗，結果如表3所示。

表3 Granger因果檢驗結果

表3結果顯示，rgz是fz的格蘭杰原因，即中部地區(qū)女性就業(yè)與經濟增長之間存在顯著的因果關系，女性就業(yè)的變動會引起經濟水平的變化。fz也是rgz的格蘭杰原因，即中部地區(qū)經濟水平的變動會引起女性就業(yè)的變化。該結果表明，中部地區(qū)女性就業(yè)與經濟增長二者互為格蘭杰因果關系，符合預期經濟理論。

四、結論

綜上，中部六省經濟增長和女性就業(yè)人數的增加表現為一致性，經濟增長是提高就業(yè)的一條有效途徑，為了緩解現階段中部地區(qū)的就業(yè)壓力，經濟需要保持一定的增長速度。同時，女性就業(yè)規(guī)模的擴大和有效勞動投人的增加也有利于中部經濟持續(xù)、快速、穩(wěn)定增長。