朱亞榮

（西藏民族大學(xué)，陜西 咸陽(yáng) 712082）

在中央第七次西藏工作座談會(huì)中，習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)，要積極培育扶持吸納就業(yè)的能力，為勞動(dòng)力市場(chǎng)提供更多就業(yè)機(jī)會(huì)[2]。但由于西藏獨(dú)特的自然地理環(huán)境，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)仍處于欠發(fā)展?fàn)顟B(tài)，在吸納農(nóng)村剩余勞動(dòng)力方面存在一定的阻力。因此，刺激農(nóng)村經(jīng)濟(jì)有效推動(dòng)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)，才能增加農(nóng)民增收渠道。

推進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)對(duì)減少農(nóng)村貧困、提高農(nóng)民生活水平有著顯著意義。王暉，田亮（2014）認(rèn)為解決“三農(nóng)”問題的根本在于成功轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力， 幫助他們實(shí)現(xiàn)收入的增加[3]；劉一偉，刁力（2018）認(rèn)為社會(huì)資本的增長(zhǎng)可以提高農(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平，從而提高農(nóng)民生活水平[4]。

西藏作為一個(gè)農(nóng)村人口大省，其農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)和非農(nóng)就業(yè)水平仍處于較為落后的階段。徐伍達(dá)，楊亞波等（2013）指出西藏農(nóng)村“三農(nóng)”基礎(chǔ)仍然薄弱，與生產(chǎn)力存在不協(xié)調(diào)現(xiàn)象[5]；袁蘊(yùn)（2016）認(rèn)為西藏農(nóng)牧民的整體非農(nóng)就業(yè)水平仍需要進(jìn)一步提升[6]；白建華，劉天平等（2018）發(fā)現(xiàn)西藏農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移意愿較強(qiáng)，但非農(nóng)就業(yè)水平較低[7]。

農(nóng)村居民人力資本的顯著提升和農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的顯著優(yōu)化，都是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展的表現(xiàn)，都能直接推動(dòng)非農(nóng)就業(yè)進(jìn)程。于大川，趙小仕（2016）認(rèn)為人力資本的增加會(huì)增加非農(nóng)就業(yè)的參與率[8]；蔣江林（2019）認(rèn)為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展與農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)存在一定的聯(lián)系[9]；徐鳳江，李海紅（2019）認(rèn)為西藏在人力資本存量對(duì)非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生影響[10]。

本文主要基于2001～2018年西藏農(nóng)村從業(yè)人員現(xiàn)狀及農(nóng)村社會(huì)生產(chǎn)總值，運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型，分析西藏農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與西藏農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)的關(guān)系，從中找出變化規(guī)律，以實(shí)現(xiàn)西藏農(nóng)民的收入增加。

1 變量選取及模型構(gòu)建

1.1 變量選擇與處理

本文研究數(shù)據(jù)的起始年份為2001-2018年。文中西藏農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)情況借助農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)占比（Percentage of nonfarm employment，簡(jiǎn)稱PNFE）表示，由西藏歷年統(tǒng)計(jì)年鑒農(nóng)村從事工業(yè)、建筑業(yè)、交通運(yùn)輸業(yè)、批發(fā)零售業(yè)以及其他非農(nóng)行業(yè)總?cè)藬?shù)占總從業(yè)人數(shù)的比例計(jì)算得出。西藏農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況由農(nóng)村社會(huì)生產(chǎn)總值（Total rural social output，簡(jiǎn)稱TRSO）表示。為了便于數(shù)據(jù)分析，對(duì)農(nóng)村社會(huì)生產(chǎn)總值和農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)占比取對(duì)數(shù)進(jìn)行研究，以盡量消除變量數(shù)量級(jí)的不同和數(shù)據(jù)異方差的影響。對(duì)這兩個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)數(shù)化處理并不影響變量之間的相互關(guān)系，對(duì)TRSO對(duì)數(shù)化處理，記為L(zhǎng)TRSO；對(duì)PNFE對(duì)數(shù)化處理，記為L(zhǎng)PNFE。

1.2 模型構(gòu)建

根據(jù)以上理論分析，建立以下線性方程模型：

模型中，LPNFE表示西藏非農(nóng)就業(yè)占比對(duì)數(shù)值，LTRSO為西藏農(nóng)村社會(huì)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)值。

2 實(shí)證分析及結(jié)果

本文對(duì)LTRSO與LPNFE經(jīng)濟(jì)變量的協(xié)整檢驗(yàn)主要包括以下三部分：第一，對(duì)LTRSO與LPNFE及其差分序列分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)；第二，進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，同時(shí)構(gòu)建協(xié)整方程，揭示變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系；第三，構(gòu)建誤差修正模型，揭示變量之間的短期關(guān)系。

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文借助Eviews8.0軟件分別對(duì)LTRSO、LPNFE進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示LTRSO為非平穩(wěn)的。為了不破壞隨機(jī)抽樣的假定，同時(shí)避免偽回歸的發(fā)生，需要用ADF單位跟檢驗(yàn)進(jìn)一步判斷其差分序列的平穩(wěn)性。若序列{Yt}為非平穩(wěn)，但經(jīng)過d次差分后序列變成平穩(wěn)序列，并確定d-1次差分后非平穩(wěn)，則稱該序列為d階單整序列[13]，記為：{Yt}～I(xiàn)(d)。利用Eviews8.0分別對(duì)LTRSO的一階差分形式△LTRSO進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，在5%的顯著性水平下，△LTRSO、△LPNFE是平穩(wěn)的。因此，LTRSO、LPNFE均為一階單整序列I(1)，滿足了協(xié)整分析的假設(shè)前提。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是基于VAR方法上進(jìn)行的，且該檢驗(yàn)方法對(duì)于小樣本容量（n＜30）的協(xié)整估計(jì)較為準(zhǔn)確。故對(duì)一階單整序列△LTRSO、△LPNFE進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，依據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則確定最佳階數(shù)，通過軟件運(yùn)行，得出最佳滯后階數(shù)為1，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行Johansen Cointegration Test，Eviews8.0的輸出結(jié)果如下：

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明，LPNFE、LTRSO這兩個(gè)時(shí)間序列在5%的顯著性水平上存在一個(gè)協(xié)整向量，標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整向量為（-0.393158，6.947924），則協(xié)整方程表示為：

式中，ecmt-1為均衡誤差，進(jìn)一步對(duì)ecmt-1進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，其結(jié)果表明它是一個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間序列，說明協(xié)整方程（1）顯示的LPNFE、LTRSO之間的協(xié)整關(guān)系是顯著的，協(xié)整方程（1）給出了2001～2018年之間西藏農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)生產(chǎn)總值、農(nóng)村人口非農(nóng)就業(yè)的占比之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的表達(dá)式，模型中對(duì)PNFE、TRSO進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，故模型斜率系數(shù)表示的含義為農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)占比對(duì)農(nóng)村社會(huì)總產(chǎn)量的彈性系數(shù)，具體來說就是，在其他條件保持不變的情況下，農(nóng)村社會(huì)總產(chǎn)值每增加1%，農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)占比的變化率就在增加0.3916%，說明在樣本區(qū)間內(nèi)，農(nóng)村社會(huì)總產(chǎn)值的增長(zhǎng)增加了西藏農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)占比，對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移帶來好處。

2.3 誤差修正模型

從上述協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來看，西藏農(nóng)村社會(huì)生產(chǎn)總值與農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)比例之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是在短期內(nèi)這兩個(gè)變量可能存在不平衡關(guān)系，這種短期的不平衡關(guān)系可以用誤差修正模型反映，即把協(xié)整方程中的均衡誤差項(xiàng)ecmt-1視為一個(gè)解釋變量，與其他體現(xiàn)短期波動(dòng)的變量△LPNFE、△LTRSO一起建立短期模型，用以彌補(bǔ)長(zhǎng)期靜態(tài)模型的不足。

利用Eviews8.0確定誤差修正模型為：

由誤差修正模型可以看出，西藏農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)的短期變動(dòng)可以分解為上一年的農(nóng)村就業(yè)水平的變動(dòng)和上一年的農(nóng)村社會(huì)總產(chǎn)值的變動(dòng)。在5%的顯著性水平下，上一年的農(nóng)村社會(huì)總產(chǎn)值的變動(dòng)對(duì)這一年農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)占比的影響顯著。誤差修正項(xiàng)ecmt-1的系數(shù)為負(fù)（-0.7901）且顯著，說明在系統(tǒng)自身修正偏離均衡誤差的作用機(jī)制下，誤差修正速度達(dá)到了79.01%，誤差修正能力極強(qiáng)。根據(jù)模型檢驗(yàn)結(jié)果得出，可決系數(shù)R2的值為79.50%，可見，模型的擬合優(yōu)度效果較好。

3 結(jié)論及對(duì)策

基于上述實(shí)證分析，得出以下結(jié)論：首先，西藏農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)比重增加，但整體水平仍偏低。其次，西藏農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力不足，增長(zhǎng)速度波幅較小，從而影響人力資本的提升與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，進(jìn)一步阻礙了非農(nóng)就業(yè)進(jìn)程；最后，從實(shí)證分析結(jié)論來看，西藏自治區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。在短期內(nèi)，當(dāng)年農(nóng)村社會(huì)生產(chǎn)總值和非農(nóng)就業(yè)變化會(huì)影響下一年的農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)水平。

要實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收，西藏需要注重在以下幾方面發(fā)力：首先，提供堅(jiān)實(shí)的政策支持，全力推動(dòng)西藏農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)。政府在制定非農(nóng)就業(yè)政策時(shí)，需要加強(qiáng)關(guān)注西藏農(nóng)牧民的非農(nóng)就業(yè)現(xiàn)狀，建立健全農(nóng)村就業(yè)服務(wù)體系，完善市場(chǎng)監(jiān)督機(jī)制，擴(kuò)大幫扶對(duì)象；其次，推動(dòng)西藏農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提升人均資本，增強(qiáng)農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)意識(shí)。只有較高的人力資本才會(huì)吸引農(nóng)民進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)。此外，教育是人力資本發(fā)展的根本性因素；最后，促進(jìn)西藏農(nóng)村產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，為剩余勞動(dòng)力提供更多非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)。尤其是第三產(chǎn)業(yè)，會(huì)為無特色技能、無專業(yè)技術(shù)且外出務(wù)工意識(shí)淡薄的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力提供更多的就業(yè)崗位。