就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長研究論文

1、就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)研究 摘  要：本文運(yùn)用協(xié)整理論和格蘭杰因果檢驗(yàn)從有效就業(yè)的視角研究了我國就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明：自90年代中期以來，我國經(jīng)濟(jì)增長和有效就業(yè)之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長是就業(yè)增長的格蘭杰原因，有效就業(yè)的增加也是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。 關(guān)鍵詞：有效就業(yè)  經(jīng)濟(jì)增長  協(xié)整  格蘭杰因果 一、引  言 自20世紀(jì)90年代中期以來，我國一直保持著較快的經(jīng)濟(jì)增長，但同期卻沒有出現(xiàn)相應(yīng)的就業(yè)增長，GDP的就業(yè)彈性呈逐年下降趨勢：19851990年我國GD

2、P的就業(yè)彈性為0.2992，19901995年下降到0.1165，19952000年則進(jìn)一步下降到0.1078(據(jù)中國統(tǒng)計(jì)年鑒各年有關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算而來)。一些學(xué)者(胡鞍剛1997，周其仁1997，張車偉等2002)認(rèn)為就業(yè)彈性的下降趨勢說明我國經(jīng)濟(jì)增長的就業(yè)效應(yīng)在下降，經(jīng)濟(jì)的快速增長沒有帶動(dòng)就業(yè)的相應(yīng)增長。對此結(jié)論，另一些學(xué)者持不同觀點(diǎn)。鄧志旺等(2002)認(rèn)為以上所謂的就業(yè)彈性只是名義就業(yè)彈性，把隱性失業(yè)考慮進(jìn)去以后的實(shí)際就業(yè)彈性在此期間并沒有急速下降。國家計(jì)委課題組(2002)和錢永坤等(2003)通過建立計(jì)量模型分析了經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)之間的關(guān)系，回歸結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長帶動(dòng)了就業(yè)增長。龔玉全等(2

3、002)從有效勞動(dòng)需求，即企業(yè)在利潤最大化約束下以勞動(dòng)力的邊際產(chǎn)值等于其工資成本時(shí)的勞動(dòng)力使用量出發(fā)，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長通過對剩余勞動(dòng)力的吸收，帶動(dòng)了企業(yè)總勞動(dòng)工時(shí)的增加，事實(shí)上促進(jìn)了有效就業(yè)的增長。 筆者認(rèn)為用名義就業(yè)彈性的下降趨勢來說明就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，不符合我國存在大量隱性失業(yè)的客觀現(xiàn)實(shí)，分析我國就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系必須考慮隱性失業(yè)問題。實(shí)際就業(yè)彈性的計(jì)算雖然說明經(jīng)濟(jì)增長的就業(yè)彈性在此期間并未下降，但它本身并不能說明經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)之間存在何種關(guān)系。計(jì)量模型的回歸結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長帶動(dòng)了就業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，但由于時(shí)間序列變量多為非平穩(wěn)序列，在沒有檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長變量與就業(yè)變量的平穩(wěn)性

4、之前，“偽回歸”出現(xiàn)的可能使其結(jié)論難以令人信服。龔玉全等雖較好地從理論上論述了就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的一致性關(guān)系，但其結(jié)論缺少經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。 本文正是在以上研究的基礎(chǔ)上，從有效就業(yè)的視角入手來研究我國就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。首先從名義就業(yè)量中減去隱性失業(yè)，估算出相應(yīng)的有效就業(yè)量，在此基礎(chǔ)上運(yùn)用處理非平穩(wěn)時(shí)間序列的協(xié)整理論，考察我國有效就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，最后用格蘭杰檢驗(yàn)驗(yàn)證兩者之間的因果關(guān)系。 二、有效就業(yè)的測算 有效就業(yè)實(shí)際上是名義就業(yè)中不存在隱性失業(yè)時(shí)的就業(yè)數(shù)量。其計(jì)算公式為：有效就業(yè)全國從業(yè)人員數(shù)一城鎮(zhèn)隱性失業(yè)數(shù)一農(nóng)村隱性失業(yè)數(shù)。有效就

5、業(yè)估算的關(guān)鍵是農(nóng)村和城市隱性失業(yè)的測算。 目前，計(jì)算農(nóng)村隱性失業(yè)的代表方法有以下幾種(隗斌賢，1999)：國際標(biāo)準(zhǔn)比較分析法，即在與我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重相當(dāng)?shù)膰一蚱錃v史時(shí)期中找出一般農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重標(biāo)準(zhǔn)，然后將我國的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重與此標(biāo)準(zhǔn)比較，多出來的部分即農(nóng)業(yè)隱性失業(yè)。另一種比較分析法以農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)與土地資源的生產(chǎn)性比例進(jìn)行比較來估計(jì)農(nóng)業(yè)隱性失業(yè)；第三種方法是王城(1996)根據(jù)有關(guān)部門的抽樣調(diào)查歸納的一個(gè)計(jì)算公式：農(nóng)村隱性失業(yè)人數(shù)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力供給數(shù)一鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)量一個(gè)體私營經(jīng)濟(jì)就業(yè)量一進(jìn)城務(wù)工量一農(nóng)業(yè)可容納勞動(dòng)力。其中，第一種方法的國際標(biāo)準(zhǔn)在一定程度上反映的是我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理而使勞

6、動(dòng)力積存在農(nóng)業(yè)的程度，不能反映農(nóng)村勞動(dòng)力有效利用程度的高低。第二種方法僅以農(nóng)作物的播種面積為標(biāo)準(zhǔn)測算農(nóng)業(yè)的隱性失業(yè)，反映的僅是由耕地資源短缺所形成的農(nóng)村隱性失業(yè)，因而比較粗略。王城的方法比較符合我國實(shí)際情況，在實(shí)踐中也得到廣泛應(yīng)用，故本文用它來測算我國農(nóng)村隱性失業(yè)。 關(guān)于城鎮(zhèn)隱性失業(yè)的測算，本文以國際勞工組織和中國勞動(dòng)部的調(diào)查結(jié)果(城鎮(zhèn)各類企業(yè)綜合隱性失業(yè)率為18.8)來測算樣本期間城鎮(zhèn)隱性失業(yè)人數(shù)。其理論根據(jù)是城鎮(zhèn)隱性失業(yè)主要存在于國有經(jīng)濟(jì)部門，在這些部門的隱性失業(yè)存量沒有明顯變化之前，假定城鎮(zhèn)隱性失業(yè)率保持不變。此假定的依據(jù)是近年來我國國有部門的就業(yè)機(jī)制雖然發(fā)生了一些市場化變化，

7、但政府在相當(dāng)程度上用行政控制國有部門隱性失業(yè)顯性化的做法使國有部門隱性失業(yè)率基本保持不變(夏業(yè)長，2000)。樣本選取1984年10月城市改革以后，即19852000的年度數(shù)據(jù)。本文之所以沒有包括2000年以后的數(shù)據(jù)，主要的考慮是2000年以后隨著國企改革的深化，城鎮(zhèn)隱性失業(yè)率較以往有了較大變化，若再以上述方法估算城鎮(zhèn)隱性失業(yè)，結(jié)果可能會(huì)有較大誤差，另外這也是為了便于和前文所提的研究結(jié)果相比較。表1是根據(jù)以上方法得到的估算結(jié)果，其中RE為有效就業(yè)數(shù)量。實(shí)際GDP是以1978年為基期的數(shù)據(jù)。圖1是根據(jù)表l數(shù)據(jù)繪制的有效就業(yè)增長和經(jīng)濟(jì)增長的時(shí)間趨勢圖，從圖中可看出，樣本期間，經(jīng)濟(jì)增長和有效就業(yè)表現(xiàn)

8、出同步上升的趨勢，并且變動(dòng)的方向和步調(diào)較為一致，說明在此其間兩者存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。 表1  實(shí)際GDP和有效就業(yè)RE數(shù)據(jù) 年份實(shí)際GDP(億元)總就業(yè)人數(shù)(萬人)總隱蔽失業(yè)人數(shù)(萬人)有效就業(yè)人數(shù)(萬人)RE19856990.8849873267322314119867610.6l512822651324769198784912752783262332655019889448.0254334258082852619899832.18553292628129048199010209.09639092824835661199111147.73647992689137

9、908199212735.01655542274742807199314452.91663732137245001199416283.08671991861448585199517993.66679471610351844199619718.73688501349555355199721461.92696001000159599199823139.8869957951860439199924792.4770586900861578200026763.9871150591265238  注：資料來源為1990年、2001年中國統(tǒng)計(jì)年鑒和隗斌賢(1999)相關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)際GDP以

10、1978年為基年。 三、就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系檢驗(yàn) 1.協(xié)態(tài)關(guān)系檢驗(yàn) 協(xié)整理論被認(rèn)為是20世紀(jì)80年代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)建模理論的一個(gè)重大發(fā)現(xiàn)，因?yàn)樗蚱屏艘越?jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)的傳統(tǒng)建模做法，開辟了從經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)所顯示的關(guān)系出發(fā)，來確定變量之間關(guān)系的新方法。協(xié)整的經(jīng)濟(jì)意義在于它揭示了時(shí)間序列變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系，具有協(xié)整關(guān)系的變量雖然在短期具有各自的變動(dòng)規(guī)律，但在長期卻存在著協(xié)調(diào)變化的趨勢。 協(xié)整檢驗(yàn)的首要任務(wù)就是檢驗(yàn)時(shí)間序列的單整性，即檢驗(yàn)一個(gè)非平穩(wěn)序列經(jīng)過差分后能否變?yōu)橐粋€(gè)平穩(wěn)序列。協(xié)整檢驗(yàn)的目的在于檢驗(yàn)非平穩(wěn)時(shí)間序列之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。 根據(jù)協(xié)

11、態(tài)檢驗(yàn)方法，把GDP和RE取其對數(shù)形式，運(yùn)用Eviews3.1軟件，進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如下： 表2  ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn) 變量ADF檢驗(yàn)值檢驗(yàn)類型(ctp)5臨界值結(jié)論LRE-1.67(c01)-3.10非平穩(wěn)LRE-4.33(c00)-3.12平穩(wěn)LGDP-3.27(ct1)-3.79非平穩(wěn)LGDP-3.53(c01)-3.12平穩(wěn) 注：檢驗(yàn)類型中的c和t分別指常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢項(xiàng)，P為滯后期，LRE為有效就業(yè)RE的對數(shù)形式 LGDP為實(shí)際GDP的對數(shù)形式，表示差分。 表3  Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)

12、果 0.801627.3524.800.28584.7112.971 注：表中臨界值為1顯著水平臨界值，檢驗(yàn)的滯后期為1。 表2結(jié)果表明樣本期間實(shí)際GDP和有效就業(yè)RE都是非平穩(wěn)序列，經(jīng)過一階差分后，變?yōu)槠椒€(wěn)時(shí)間序列，因此，這兩個(gè)序列都是一階單整I(1)。 表3結(jié)果表明當(dāng)r1時(shí)，出現(xiàn)了第一個(gè)不顯著的軌跡統(tǒng)計(jì)量(Trace statistic)，這說明實(shí)際GDP和有效就業(yè)兩序列之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。雖然GDP和RE有各自的變動(dòng)規(guī)律，短期內(nèi)就業(yè)增長與經(jīng)濟(jì)增長可能表現(xiàn)出非一致性，但在長期兩者卻表現(xiàn)為一致性，形成穩(wěn)定的均衡關(guān)系。 2.格蘭杰因果檢驗(yàn)&#

13、160;協(xié)整檢驗(yàn)表明我國經(jīng)濟(jì)增長和有效就業(yè)之間存在著長期的均衡關(guān)系，但從中我們不能得知經(jīng)濟(jì)增長和有效就業(yè)之間是否存在因果關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長會(huì)不會(huì)帶來就業(yè)的增長，有效就業(yè)的增加會(huì)不會(huì)帶來經(jīng)濟(jì)增長。為解決此問題，本文采用Granger(1969)提出的因果檢驗(yàn)：若在包含了變量X和Y的過去信息的條件下，對Y的預(yù)測效果要好于只單獨(dú)由Y的過去信息對Y的預(yù)測，則稱X是Y的格蘭杰原因(記為“X cause Y”)，否則稱為非格蘭杰原因(記為“X does not cause Y”)。 雖然經(jīng)濟(jì)增長序列GDP和有效就業(yè)序列RE為非平穩(wěn)時(shí)間序列，但由于兩者之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，根據(jù)格蘭杰檢驗(yàn)原理無需采用

14、它們的差分形式來進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，可以利用式(4)和式(5)對兩個(gè)序列直接進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果如下： 表4  格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果 零假設(shè)F統(tǒng)計(jì)值P值結(jié)論LRE does not cause LGDP5.6430.026LRE cause LGDPLGDP does not cause LRE4.3970.046LGDP cause LRE 注：其中為反復(fù)篩選的最優(yōu)值。 檢驗(yàn)結(jié)果表明我國經(jīng)濟(jì)增長和有效就業(yè)之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系：經(jīng)濟(jì)增長是引起有效就業(yè)增加的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長帶來了就業(yè)的增長；有效就業(yè)增長也是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，有效就業(yè)的

15、增加促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。 四、結(jié)  論 以上實(shí)證結(jié)果表明我國的有效就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長在樣本期間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，盡管各自是非穩(wěn)定的，在短期可能表現(xiàn)為非一致性，但就長期而言，經(jīng)濟(jì)增長和有效就業(yè)卻構(gòu)成了穩(wěn)定的均衡關(guān)系，表現(xiàn)出協(xié)同變化的一致趨勢。格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果表明我國的經(jīng)濟(jì)增長是有效就業(yè)的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長帶動(dòng)了企業(yè)有效勞動(dòng)的需求，這表現(xiàn)為企業(yè)利用富余人員和對農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的吸收，從而推動(dòng)了有效就業(yè)的增長。格蘭杰檢驗(yàn)同時(shí)表明有效就業(yè)的增加也是經(jīng)濟(jì)增長的原因，有效勞動(dòng)的投入是我國經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)主要源泉?？傊谖覈?jīng)濟(jì)增長、有效就業(yè)的增加表現(xiàn)為一致性，經(jīng)濟(jì)增長是提高就業(yè)的一條根本途徑，為了緩解我國現(xiàn)階段的就業(yè)壓力，需要保持一定的經(jīng)濟(jì)增長速度。同時(shí)，就業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，有效勞動(dòng)投入的增加也有利于國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速、穩(wěn)定增長。參考文獻(xiàn)： (1)胡鞍剛：中國就業(yè)狀況分析