中部地区城镇女性就业人数对经济增长的影响研究

2020-09-09王秀媛

福建质量管理 2020年16期

王秀媛

(西北师范大学甘肃兰州 730070)

一、引言

党的十九大报告中提到：“就业是最大的民生。要坚持就业优先战略和积极就业政策，实现更高质量和更充分就业。”根据国家统计局数据测算，我国经济增长的就业弹性呈上升趋势，随着产业转型的发展，女性就业人数也显著增多，女性就业状况成为衡量社会进步的一个重要标志，也是推动社会经济发展的重要力量。本文以中部六省女性就业为例，研究就业与经济增长的关系，为加快推动新一轮中部崛起，促进中部地区经济增长提供现实意义。

二、理论基础

就业的过程是劳动力与生产资料相结合的过程，劳动者通过就业生产出社会所需要的物质财富和精神财富，取得报酬，从而获得生活来源，使社会劳动力能够不断再生产。

西方的就业理论建立在资本主义市场经济规律之上。以萨伊为代表的古典经济学家将劳动力看做市场经济中生产资料的要素组成部分，由市场自发调节，认为劳动力市场上的自由调节必然会实现充分就业。20世纪30年代的经济危机和大批失业打破了古典学说的观念，凯恩斯认为经济周期性波动的原因是由于“有效需求不足”和“工资的刚性”，因此主张国家对经济进行干预，通过扩张性政策扩大内需，解决经济波动所带来的就业问题。凯恩斯虽然认识到了市场规律的不足，但对就业的本质认识没有发生变化，忽视就业的结构性变化。

关于就业和经济增长的关系，经济学对其给出了明确的界定。马克思就业理论认为，随着一个部门生产的扩大，给该部门提供生产原料的部门产能也会增加，相应的劳动力就业量也会增加。凯恩斯就业理论也认为，经济增长与就业增长的变动方向是一致的。本文基于索罗增长理论分析女性就业对经济增长的影响。

三、变量选取与数据说明

本文拟研究中部地区女性就业与经济增长的关系，选用女性就业增长率表示劳动投入，人均实际GDP增长率表示经济增长，分别用和表示。

数据来自历年《中国劳动统计年鉴》和各省统计年鉴，本文样本区间为2010-2017年，中部地区女性就业增长率由中部各省历年女性就业人数计算得出，中部地区人均实际GDP增长率指标以2000年为基期，根据中部各省历年GDP计算得出。由于中国关于农村就业人数和失业人数的统计上还不完善，因此本文仅计算了城镇女性就业人数。

四、实证分析

(一)平稳性检验。在分析中部地区女性就业与经济增长关系前，检验时间序列数据的平稳性进行检验。本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)检验法对数据进行平稳性检验，ADF检验的回归方程为：

ΔXt=μ+αt+(β-1)Xt-1+r1ΔXt-1+…+rp-1ΔXt-p+1+εt

(1)

根据ADF检验结果如表1所示。

表1 单位根检验结果

注：检验形式C、T、P分别代表单位根检验方程中常数项、时间趋势项和滞后阶数。

从表1中可以看出，变量fz和rgz对应的时间序列数据非平稳，一阶差分后变量Δfz和Δrgz在10%的显著性水平下拒绝有单位根的假设，即判定为I(1)为平稳序列。

(二)长期均衡关系估计。Johansen协整检验的基本思想是基于VAR模型，公式如下:

(2)

根据AIC准则确定为4，在此基础上进行Johansen检验，建立迹统计量和最大特征值统计量判别变量间的长期协整关系，结果如表2所示。

表2 Johansen协整检验结果

根据上述检验结果可知，在5%的显著性水平下，迹统计量214.5084>15.41，表明拒绝没有协整关系，接受至少存在一个协整关系。最大特征值检验也表明，可以在5%的显著性水平上拒绝“协整秩为0”的原假设，接受“协整秩为1”的原假设，即在5%的显著性水平下，变量fz(女性就业增长率)和rgz(人均GDP增长率)之间存在一个稳定的长期相互影响的关系。Stata给出的变量间协整方程为：

(3)

式(3)反映了中部地区城镇女性就业对经济影响的长期关系，符合索罗增长核算方程的推导结果。对式(3)进行变形，得到中部地区的经济增长对女性就业影响的协整方程(4)：

(4)

式(4)表明经济增长每提高1%，女性就业增长约4%。从系数比较来看，女性就业对经济增长的正向影响大于经济增长对女性就业的拉动作用，原因在于女性就业人力资本的投入与收益的非均衡性。

(三)格兰杰因果检验。协整关系只能表明变量间是否存在均衡的长期关系，但不意味着变量间存在因果关系。经济学中常需要确定因果关系究竟从a到b，还是从b到a，或者是双向的因果关系。格兰杰在1969年提出格兰杰因果检验法，模型如下:

(5)

本文基于VAR模型的Granger因果关系检验，建立双变量(a，b)的VAR模型进行检验，结果如表3所示。