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淺談就業與經濟增長研究

時間：2022-06-28 23:41:46 其他我要投稿

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淺談就業與經濟增長研究

　　一、經濟轉型期中國經濟增長與就業關系的實證分析

淺談就業與經濟增長研究

　　1.經濟增長與名義就業的協整分析

　　本文對1992－2006年中國經濟增長(GDP)與名義就業人數(L)進行協整檢驗。為了消除異方差得到較平穩的序列，首先對1992－2006年的國內生產總值GDP和名義就業人口數L進行對數化處理，取對數后的變量用LNGDP和LNL表示，而一階差分后的變量用D(LNGDP)和D(LNL)表示。

　　(1)變量的平穩性檢驗。在檢驗協整關系前，必須用單位根檢驗來判斷兩個變量的平穩性。只有兩變量是一階單整的前提下，它們才有可能存在長期協整關系。ADF平穩性檢驗結果見表1。

　　表1GDP與名義就業ADF檢驗結果

　　從表1可以看出，D(LNGDP)和D(LNL)都是平穩的，而LNGDP和LNL都是不平穩的，即D(LNGDP)和D(LNL)是I(0)，而LNGDP和LNL是I(1)，因此，我們認為兩者間可能存在協整關系。

　　(2)經濟增長與名義就業的協整分析。本文采用Engle和Grange提出的兩步檢驗(AEG檢驗)法對LNGDP和LNL之間的協整關系進行檢驗，相應的得到了LNGDP和LNL之間的回歸方程。

　　LNL＝10.27025＋0.079439LNGDP（1）

　　利用Eviews5.0得到了回歸方程1相應的統計特征，其中D.W=0.410679,由此可以初步判斷回歸模型存在自相關。通過對回歸模型殘差序列的Q統計量、序列相關圖和2階LM檢驗可知，該回歸方程確實存在1、2階自相關，因此需要對模型進行序列的修正。

　　(3)模型的修正。由于公式1的回歸方程存在著1階和2階的自相光，因此我們需要用AR（1）和AR（2）對其進行修正，修正后的回歸方程如下：

　　LNL＝10.18760+0.086568LNGDP＋Ut

　　Ut=1.297247Ut-1-0.696507Ut-2(2)

　　修正后回歸方程的D.W＝2.097864,可能不存在自相關，通過對修正后方程殘差序列Q統計量和序列相關圖的進一步分析可知，修正后的回歸方程不存在自相關。

　　(4)殘差序列的單位根檢驗。在得到對LNL和LNGDP修正的回歸方程后，我們將進行AEG檢驗的第二步，即殘差序列的平穩性檢驗。其檢驗結果表明，ADF值＝-3.747880，5％水平下的臨界值＝-1.974028，ADF值小于5％水平下的臨界值，由此說明修正后的LNL和LNGDP的殘差序列是平穩的，也就說LNL和LNGDP之間存在長期的協整關系，但是由于其回歸方程的彈性系數只有0.086568，所以兩者間的這種協整關系不是很明顯，經濟增長對名義就業的拉動作用不顯著。

　　2.經濟增長與有效就業的協整分析

　　在對經濟增長與名義就業的協整關系進行分析后，本文對中國經濟增長與有效就業的協整關系進行分析。本文選取1992－2006中國國內生產總值GDP和生產要素法測算的有效就業人數RE進行協整分析。同樣，為了消除異方差我們對數據進行對數化處理，取對數后的變量用LNGDP和LNRE表示，而一階差分后的變量用D(LNGDP)和D(LNRE)表示。

　　(1)變量的平穩性檢驗。對變量序列單位根檢驗的結果如下：

　　表2經濟增長與有效就業變量序列的ADF檢驗結果

　　由表2可知，LNGDP和LNRE都是非平穩序列，而他們的一階差分都是平穩的，即LNGDP和LNRE都是I(1)序列。由此可見，兩個變量間可能存在長期的協整關系(2)經濟增長與有效就業的協整分析。運用AEG檢驗對LNGDP和LNRE進行協整分析，得到如下的回歸方程：

　　LNRE=6.868501+0.318509LNGDP(3)

　　運用Eview5.0對回歸方程(3)的統計檢驗可知，其D.W=0.463620,由于其D.W值過大，可能存在自相關的問題。通過對回歸方程(3)殘差序列Q統計量和序列相關圖的進一步分析可知，回歸方程存在1階自相關，因此需要對模型進行序列的修正。

　　(3)模型的修正。本文選取廣義差分最小二乘法中的H-L法對回歸方程（3）進行重新的修正，以便消除序列間存在的自相關。修正后的回歸方程為：

　　LNRE=7.410613+0.203678LNGDP(4)

　　對回歸方程（4）進行統計分析可知，其D.W＝1.479183，其D.W值在合理區間內，修正后的回歸方程可能消除了1階自相關的影響。通過對修正后方程殘差序列Q統計量和序列相關圖的進一步分析可知，修正后的回歸方程已不存在自相關。

　　(4)殘差序列的單位根檢驗。對修正后回歸方程（4）的殘差序列進行單位根檢驗，其檢驗結果表明,ADF值＝－2.830199,5％水平下的臨界值＝-1.974028，ADF值小于5％水平下的臨界值，由此說明表明LNRE與LNGDP兩個序列之間存在協整關系，且由于修正后回歸方程的彈性系數為0.203678，所以我們可以認為LNRE與LNGDP間存在著顯著的協整關系，經濟增長對有效就業有明顯的拉動作用。

　　二、經濟增長對名義就業和有效就業拉動關系的比較分析

　　通過上文的討論可知，中國在經濟轉型期經濟增長對名義就業沒有明顯的拉動作用，似乎奧肯定律在中國失效了�？赏ㄟ^對經濟增長與有效就業的協整分析可知，前者對后者有明顯的拉動作用。這兩種鮮明的比較結果引發了我們的思考，經濟增長對就業率是否有拉動作用？是怎樣的內在作用機制導致了這種鮮明的對比結果？要想解答這些疑惑，我們首先需要弄清名義就業與有效就業的關系。

　　1.名義就業與有效就業的關系

　　根據有效就業理論可知，有效就業是名義就業中不存在隱性失業時的就業數量。從微觀經濟學的角度考慮，有效就業是指勞動力的邊際生產力大于零的就業，它反映了就業的有效性和利用程度，體現了就業的質量標準。據此我們可以清晰的描述名義就業和有效就業間的關系。

　　有效就業＝名義就業－隱性失業（5）

　　2.比較分析的結論

　　通過公式5可以看出，隱性失業是有效就業與名義就業間的關系樞紐。所謂隱性失業，是指生產過程中，生產資料與勞動力的構成失衡，勞動力的數量遠遠超過了由技術條件所決定的生產資料對勞動力的需要量而出現的部分勞動力的閑置現象。隱性失業顯性化是造成中國經濟增長對名義就業和有效就業拉動效應不一致的原因，也是經濟轉型期間中國經濟發展面臨的最大問題。

　　在中國經濟改革的初期，大多數的企業烙有很深的計劃經濟印記，中國的國有企業生產率很低，隨著生產力的不斷提高出現了大批的閑置工人，企業的隱性失業現象十分嚴重。進入到20世紀90年代末，中國國有企業經歷了體制改革，國企紛紛實施減員增效的策略，導致了大量閑置工人的下崗，國有企業的隱性失業開始顯性化了。隱性失業顯性化，一方面使企業消化了多數的閑置人員，提高了勞動生產率，使得企業產出增加，國家經濟呈現上升趨勢；另一方面大量下崗工人的出現使得名義就業人員減少，相反由于企業內部對一部分無效就業人員的消化使其轉化為有效就業人員，導致了有效就業人員的增長。由此可知，經濟轉型期間中國隱性失業的顯性化導致了經濟增長對有效就業和名義就業拉動效應的迥異。

　　三、政策與建議

　　與發達國家相比，中國的名義就業和有效就業差距明顯，隱性失業問題嚴重，隱性失業顯性化成為了中國經濟發展轉型期面臨的嚴重社會問題。如何解決大量的下崗工人就業問題，提高經濟發展的有效就業率，關系到中國經濟的持續發展和社會的穩定。結合中國發展的實際情況，本文提出了以下幾點政策建議：

　　1.健全完善勞動力市場

　　充分發揮勞動力市場合理分配人力資本的特點，對閑置的人力資源進行有效配置。首先，由于摩擦性失業的存在，導致勞動者進入勞動力市場尋找工作直到獲得就業崗位前存在一定的時間滯差，提高人力資本市場的工作效率可以大大減少時間滯差導致的暫時性失業；其次，由于經濟結構調整導致勞動力供求結構上的失衡會出現結構性失業現象，提高勞動力市場的預警機制，迅速調整市場需求結構能較好的緩解結構性失業帶來的就業壓力。

　　2.大力發展第三產業

　　在中國第三產業的發展還很落后，第三產業在整個國民經濟中的分量不是很重。大力發展第三產業不僅有助于經濟的持續增長，同時還能為社會帶來更多的就業機會，轉移大量進城務工人員的就業問題。

　　3.實現經濟發展的持續增長

　　通過本文的協整檢驗可知，經濟增長對有效就業具有明顯的拉動作用。由于一定時期內勞動力的數量基本不變，所以提高有效就業能夠減少無效就業，降低隱性失業率，最終促進就業結構和就業環境的良性循環。從長期的角度看，持續的經濟增長是就業率提升的內在動因。

　　參考文獻：

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