就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長研究論文

就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的經(jīng)驗研究摘

要：本文運用協(xié)整理論和格蘭杰因果檢驗從有效就業(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：1985—1990年我國GDP的就業(yè)彈性為0.2992，1990—1995年下降到0.1165，1995—2000年則進(jìn)一步下降到0.1078(據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》各年有關(guān)數(shù)據(jù)計算而來)。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。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)去以后的實際就業(yè)彈性在此期間并沒有急速下降。國家計委課題組(2002)和錢永坤等(2003)通過建立計量模型分析了經(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)增長帶動了就業(yè)增長。龔玉全等(2002)從有效勞動需求，即企業(yè)在利潤最大化約束下以勞動力的邊際產(chǎn)值等于其工資成本時的勞動力使用量出發(fā)，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長通過對剩余勞動力的吸收，帶動了企業(yè)總勞動工時的增加，事實上促進(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，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。實際就業(yè)彈性的計算雖然說明經(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。計量模型的回歸結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長帶動了就業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，但由于時間序列變量多為非平穩(wěn)序列，在沒有檢驗經(jīng)濟(jì)增長變量與就業(yè)變量的平穩(wěn)性之前，“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)上運用處理非平穩(wěn)時間序列的協(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，最后用格蘭杰檢驗驗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)實際上是名義就業(yè)中不存在隱性失業(yè)時的就業(yè)數(shù)量。其計算公式為：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史時期中找出一般農(nóng)業(yè)勞動力比重標(biāo)準(zhǔn)，然后將我國的農(nóng)業(yè)勞動力比重與此標(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)勞動力人數(shù)與土地資源的生產(chǎn)性比例進(jìn)行比較來估計農(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)查歸納的一個計算公式：農(nóng)村隱性失業(yè)人數(shù)＝農(nóng)業(yè)勞動力供給數(shù)一鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)量一個體私營經(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)不合理而使勞動力積存在農(nóng)業(yè)的程度，不能反映農(nóng)村勞動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際情況，在實踐中也得到廣泛應(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，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)。系，具有協(xié)整關(guān)系的變量雖然在短期具有各自的變動規(guī)律，但在長期卻存在著協(xié)調(diào)變化的趨勢。

協(xié)整檢驗的首要任務(wù)就是檢驗時間序列的單整性，即檢驗一個非平穩(wěn)序列經(jīng)過差分后能否變?yōu)橐粋€平穩(wěn)序列。協(xié)整檢驗的目的在于檢驗非平穩(wěn)時間序列之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

根據(jù)協(xié)態(tài)檢驗方法，把GDP和RE取其對數(shù)形式，運用Eviews3.1軟件，進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗和Johansen協(xié)整檢驗，結(jié)果如下：

表2

ADF平穩(wěn)性檢驗

變量ADF檢驗值檢驗類型(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：檢驗類型中的c和t分別指常數(shù)項和時間趨勢項，P為滯后期，LRE為有效就業(yè)RE的對數(shù)形式LGDP為實際GDP的對數(shù)形式，△表示差分。

表3

Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

0.801627.3524.800.28584.7112.971

注：表中臨界值為1顯著水平臨界值，檢驗的滯后期為1。

表2結(jié)果表明樣本期間實際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)時間序列，因此，這兩個序列都是一階單整I(1)。

表3結(jié)果表明當(dāng)r＝1時，出現(xiàn)了第一個不顯著的軌跡統(tǒng)計量(Tracestatistic)，這說明實際GDP和有效就業(yè)兩序列之間存在一個協(xié)整關(guān)系。雖然GDP和RE有各自的變動規(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

協(xié)整檢驗表明我國經(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)增長會不會帶來就業(yè)的增長，有效就業(yè)的增加會不會帶來經(jīng)濟(jì)增長。為解決此問題，本文采用Granger(1969)提出的因果檢驗：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“XcauseY”)，否則稱為非格蘭杰原因(記為“XdoesnotcauseY”)。

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)時間序列，但由于兩者之間存在一個協(xié)整關(guān)系，根據(jù)格蘭杰檢驗原理無需采用它們的差分形式來進(jìn)行格蘭杰檢驗，可以利用式(4)和式(5)對兩個序列直接進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如下：

表4

格蘭杰因果檢驗結(jié)果

零假設(shè)F統(tǒng)計值P值結(jié)論LREdoesnotcauseLGDP5.6430.026LREcauseLGDPLGDPdoesnotcauseLRE4.3970.046LGDPcauseLRE

注：其中為反復(fù)篩選的最優(yōu)值。

檢驗結(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)的增加促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。

四、結(jié)

論

以上實證結(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)增長帶動了企業(yè)有效勞動的需求，這表現(xiàn)為企業(yè)利用富余人員和對農(nóng)村剩余勞動力的吸收，從而推動了有效就業(yè)的增長。格蘭杰檢驗同時表明有效就業(yè)的增加也是經(jīng)濟(jì)增長的原因，有效勞動的投入是我國經(jīng)濟(jì)增長的一個主要源泉?？傊?，在我國，經(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，就業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，有效勞動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》[J]，《管理世界》1997年第3期。(2)周其仁：《機(jī)會與能力一中國農(nóng)村勞動力的就業(yè)與流動》[J]，《管理世界》1997年第5期。(3)張車偉、蔡防：《就業(yè)彈性的變化趨