影响就业的因素分析

1、影响就业的因素分析就业是民生之本，是社会稳定的基础。随着科技的进步和资本有机构成的提 高，经济增长对就业的拉动力逐步减弱，增加就业已成为摆在世界各国政府面前 的一道难题。特别是处于转型期的我国而言，扩大就业更是当前社会关注的热点。 数据表明，我国经济增长创造就业的能力下降，明显的标志是就业弹性下降：二 十世纪八十年代我国GDP年均增长率为 9.3%，就业增长率为3.0%,就业弹性 系数为0.322,在九十年代前期GDP年均增长率为 12%，就业增长率为1.2%, 就业增长弹性系数为0.1,二十世纪末我国GDP年均增长率为 8.3%,就业增长 率为0.9%，就业弹性系数为0.1,经济增长与扩大就

2、业之间的联系被大大削弱。 原因何在？本文将利用经济学的相关原理及数量分析工具对就业的相关促进因素 作一些探讨。通过考察就业形势及相关因素的现状，提出相应的政策建议。一、关于就业的相关理论（一）柯布一道格拉斯产出模型：根据柯布一道格拉斯生产理论，产出的增 长主要取决于投入的增长和技术的进步。 产出函数Y =AK aL '表明产出的增长 必须有总要素生产率的提高，投入资本的增加或劳动力的增加。根据单一要素增 加，边际产品递减的规律，产出函数中任意要素的单独增长都不可能使产出持续 增长。因此就业的增加不仅与资本投入相关，而且还与劳动者的质量，即人们的 生活水平相关。（二） 达尔尼夫的知识经济

3、理论：达尔尼夫认为：“国内的增长不是由于 市场份额的扩大和加强而引起的，而是通过引入创造新市场的全新技术或提供解 决问题的服务而实现的。创造这些技术和服务所需要的知识技能，不论是在个人、 组织还是国家水平上，日益成为经济增长和繁荣的关键”。随着国际经济一体化， 世界经济结构在调整，二十世纪九十年代，一个显著的变化是以物品为基础的增 长明显地转向高技能、高技术和以服务为基础的增长。高技能服务对GNP的贡 献率正在增长。 a8 （三）罗默内生模型：罗默1990年提出的内生模型是Q =H L EX】 ， X1为耐用资本设备，1为设备编号，H是致力于最终产品的人力资本、 L是劳 动力。这里，罗默提出了

4、人力资本变量和固定资本变量。二、模型设定根据以上理论分析，把模型设定为：LnL=C+CiLn (G)+C2Ln(E)+C3Ln(T)+U其中：L代表就业，用就业人数表示；G代表生产规模，用国内生产总值表 示；E代表人力资本，用恩格尔系数表示；T代表经济结构，用社会固定资产投 资规模表示。数据来源：中国统计年鉴2004年选取从1978到2003年中全国的就业人 数、GDP值、恩格尔系数(取城镇和农村的加权值)、社会固定资产投资。数据如下：obs年份LGET1978401523624.162.61980423614517.859.35910.91985498738964.455.552543.21

5、9895532916909.254.654410.419906474918547.956.5451719916549121617.855.75594.519926615226638.155.38080.119936680834634.454.213072.319946745546759.454.4517042.119956806558478.154.3520019.319966895067884.652.5522913.519976982074462.650.8524941.119987063778345.249.0528406.219997139482067.547.3529854.7200

6、07208589468.144.2532917.720017302597314.842.9537213.5200273740105172.341.9543499.9200374432117251.941.3555566.6三、参数估计将模型简化为：Y=C+C 1X1+C2X2+C3X3+U用Eviews估计结果为：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 01/05/06 Time: 21:18Sample(adjusted): 2 17Included observations: 15Excluded observations: 1 af

7、ter adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X10.1767600.0364404.8507400.0005X20.2903720.2998890.9682640.3537X30.0109000.0207420.5254930.6097C7.9773561.4245075.6000840.0002R-squared0.894882Mean dependent var11.07279Adjusted R-squared0.866213S.D.dependent var0.156328S.E. of reg

8、ression0.057180Akaike info criterion-2.662058Sum squared resid0.035965Schwarz criterion-2.473245Log likelihood23.96544F-statistic31.21477Durbin-Watson stat0.759089Prob(F-statistic)0.000011Y=7.977356+ 0.176760X1 +0.29072X2+0.010900X3t=(5.600084)(4.85074。(0.968264) (0.525493 )RA2=0.894882修正的RA2=0.8662

9、13四、检验及修正1 .经济意义检验从上表可以看出，各指标符号符合经济理论和经济实际。说明具有经济意 义。2. 统计推断检验从回归结果看出，模型的拟和优度较好(R&=0.894882), F统计量的值在 显著性水平a =0.05的情况下也较显著。说明从总体上就业与解释变量之间线形 关系显著。3. 计量经济学检验多重共线形检验：X2 X3的t值均小丁 2,说明这两个变量对 Y的影 响不显著，变量之间存在多重共线性。这里采用简单相关系数矩阵对其进行检验：X11.000000X2-0.841638X30.394185X2-0.8416381.000000X30.394185-0.143380

10、X1-0.1433801.000000从结果可知：X1与X2存在相关。修正：采用逐步回归法对其进行补救。根据以上分析，由丁 X1的t值最 大，线形关系强，因此把 X1的为基本变量，然后将其余解释变量逐一代入 X1 的回归方程。分析可得：加X2入，拟和优度略有改变，但X2的t值不显著。故X2应删去；加入X3 进行回归的情况和X2相同，其t值也不显著。因此应舍去 X3。模型修改为:Y=C+C1 X+U新模型估计结果如下:VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X10.1641250.01346912.185540.0000C9.3386990.14

11、188665.818350.0000R-squared0.902728Mean dependent var11.05909Adjusted R-squared0.896649S.D.dependent var0.186201S.E. of regression0.059861Akaike info criterion-2.689157Sum squared resid0.057333Schwarz criterion-2.590227Log likelihood26.20241F-statistic148.4875Durbin-Watson stat0.480305Prob(F-statist

12、ic)0.000000一阶自相关检验：从模型设定来看，没有违背 D-W检验的假设条件。 因此可以用D-W检验来检验模型是否存在一阶自相关。根据上表中估计的结果， 由 DW=0.480305，给定显著水平 也=0.05，查 D-W 表，得 di =0.902, du=1.118 因 为D-W统计量为0.480305< di =0.902,根据判定域可知，随机误差项存在正的一 阶自相关，需要修正。修正：采用Cochrane-Orcutt迭代法，得到如下结果:VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C10.374700.64661916.044

13、540.0000X0.0724320.0561661.2896060.2181AR(1)0.7283140.0977557.4504270.0000R-squared0.953821Mean dependent var11.08607Adjusted R-squared0.947224S.D.dependent var0.151382S.E. of regression0.034777Akaike info criterion-3.720937Sum squared resid0.016932Schwarz criterion-3.573899Log likelihood34.62796F-s

14、tatistic144.5845Durbin-Watson stat1.887656Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots.73DW=1.887655大丁临界上限，落在接受H0区域，表明模型中没有自相关异方差检验检验：利用ARCH检验法检验模型是否存在异方差结果如下：ARCH Test:F-statisticObs*R-squared2.2359895.682161ProbabilityProbability0.1412100.128140Test Equation:Dependent Variable: RESIDA2Method: Least

15、SquaresDate: 01/05/06Time: 11:08Sample(adjusted): 4 18Included observations: 15 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.0017600.0015851.1101840.2906RESIDA2(-1)0.7346410.2971662.4721570.0310RESIDA2(-2)-0.3417380.352101-0.9705680.3526RESIDA2(-3)0.0561490.2954190.190064

16、0.8527R-squared0.378811Mean dependent var0.003054Adjusted R-squared0.209395S.D.dependent var0.005027S.E. of regression0.004470Akaike info criterion-7.759623Sum squared resid0.000220Schwarz criterion-7.570810Log likelihood62.19717F-statistic2.235989Durbin-Watson stat2.023931Prob(F-statistic)0.141210计

17、算(n-P)RA2=18*0.3788=6.8184 <x23 (0.05) =7.81 ,说明该模型不存在异 方差。(4)确定模型Y = 10.37470 + 0.072432 X由丁该模型的回归结果、t值以及F统计值均显著，且不存在计量经济学 问题，因此最后定型为此。五、对模型的经济解释及存在的问题分析1. 经济解释中国是一个转型发展中国家，其影响就业的因素既有自身客观实际乂具有市 场经济发展的共性特点。从模型可以看出：经济增长是影响就业的最显著的因素， 二者之间成正向关系。事实上，长 期以来，我国保持比较高的经济增长速度，就是依靠经济扩张带动就业。但是， 近几年的资料显示，我国的就

18、业增长弹性系数已经持续下降。就业弹性降低的原 因，一方面在于企业为提高效率既要增加资本密集程度乂要不断精简大量冗员， 二者的综合作用造成企业吸收新增劳动力的空间十分有限；另一方面在于经济结 构的调整，过去的劳动密集型产业不断萎缩，新的劳动密集型产业尚没有建立和 形成，从而造成总体经济增长吸收就业能力的下降。 因此，虽然就业机会的扩大 依赖于经济的增长，如果缺乏相应的政策，经济增长也不会自动转化为就业机会 的扩大。根据先验信息，恩格尔系数与就业有正向关系。因为恩格尔系数的降低， 表明生活水平的提高，教育支出增加，即人力资本投入增加。而我们从模型得到 的结果看，人力资本投入对就业的影响不是特别显著

19、。这就表明目前我国政府对 教育培训投入不足或现有投入效益不明显，大学生就业难现象正说明这个问题。从模型还可以看出经济结构对就业的影响并不显著， 说明我国的经济结构 调整取得的成效并不大。结构调整的实质是创造性摧毁，而创造就业并不简单地 等于就业增长，这与就业的结构类型与结构调整的阶段有关。 目前中国正处在结 构调整的初期，出现“无就业增长”符合经济规律。2. 存在原因以上分析均是就模型本身而得出的结论， 但事实上我们的模型解释变量的 t值比较大，因此有可能是伪回归。产生伪回归的原因是时间序列数据不连续或 者数据不稳定。根据先验信息，教育投入对就业的影响应该是显著的， 按理说这个解释变 量被删除可能是不正确的。但是，如果不删除该变量，多重共线性乂无法消除。对于“经济结构”变量的指数化问题，笔者采用社会