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宏觀經(jīng)濟(jì)政策下的河南省就業(yè)分析
摘要：河南省作為我國(guó)農(nóng)業(yè)和人口大省，就業(yè)存在什么問(wèn)題呢？本文通過(guò)建立模型尋找影響河南省就業(yè)的主要因素并探究這些因素與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，從而嘗試定性分析我省經(jīng)濟(jì)變動(dòng)對(duì)就業(yè)的影響。 關(guān)鍵詞：就業(yè)計(jì)量模型；建議及預(yù)測(cè) 中圖分類號(hào)：F015 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-828X（2013）10-0-01 一、確定影響就業(yè)較為顯著的解釋變量 從河南省年度經(jīng)濟(jì)總量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財(cái)政政策等幾方面找到以下可能對(duì)我省就業(yè)人數(shù)產(chǎn)生影響的11個(gè)變量： Y：就業(yè)人數(shù)（萬(wàn)人）X4：城鎮(zhèn)化水平 （%）X8：第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值（億元） X1：省內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）X5：在崗職工平均工資（元/人）X9：第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值（億元） X2：總?cè)丝跀?shù)（萬(wàn)人）X6：財(cái)政預(yù)算支出（億元）X10：進(jìn)出口總值（萬(wàn)美元） X3：鄉(xiāng)村人口數(shù)（萬(wàn)人）X7：第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值（億元）X11：出口值 （萬(wàn)美元） 分別對(duì)每個(gè)解釋變量Xi與被解釋變量Y做OLS估計(jì)，其中X2的t值為34.623較大，可作為逐步回歸分析法篩選變量的基準(zhǔn)變量。分別將其他10個(gè)變量依次引入模型與X2做回歸，最終保留的解釋變量為X1、X2、X4、X6和X10。 二、多重共線的檢驗(yàn)及處理 為避免多重共線，令X1、X2、X4、X6、X10分別作為被解釋變量，比較R2值大小。由E-views分析可知，X1的被解釋程度最高，達(dá)到了0.998475，所以剔除X1。對(duì)剩余四個(gè)變量做OLS估計(jì)，發(fā)現(xiàn)X10的t檢驗(yàn)值僅為0.8565，不通過(guò)檢驗(yàn)。通過(guò)建立缺少一個(gè)解釋變量的回歸模型，最終保留了X2、X4、X6。為進(jìn)一步驗(yàn)證該模型的準(zhǔn)確性，分別令三變量與Y做關(guān)系散點(diǎn)圖，X2與Y散點(diǎn)圖近似一條直線，但X5 、X6與Y的線性關(guān)系在2001年處都有很明顯的偏折。因此，對(duì)X4、X6引入虛擬變量D1 D1=D1= 0，2001年前 1，2001年后（包含2001年） 經(jīng)過(guò)分析得，只對(duì)X8引入D1效果非常好，得出如下模型： Y=0.687372 X2+26.83327 X4+1.556108X6-1.650286X6*D1+687.8439 D1-2428.708（18.51778）（1.903516）（4.026325）（ -4.905287）（3.819403）（-6.966132） 該模型有效的消除了多重共線，所有變量均通過(guò)t檢驗(yàn)，并且R2值達(dá)到了0.995497 三、異方差、自相關(guān)的檢驗(yàn)與修正 1.G-Q檢驗(yàn)。在把34期樣本數(shù)據(jù)按照從小到大排序，去掉中間的8期數(shù)據(jù)后，分別對(duì)兩個(gè)子樣本進(jìn)行回歸，在5%的檢驗(yàn)水平下在查得F（7，7）=3.5。對(duì)于X2，F(xiàn)=RSS2/RSS1=3.47 ；對(duì)于X4，F(xiàn)=RSS2/RSS1= 1.29；對(duì)于X6，F(xiàn)=RSS2/RSS1= 0.36 2.White檢驗(yàn)。 1）對(duì)原模型做OLS估計(jì)，得到殘差ei； 2）對(duì)ei2=a0+a1X2i+a2X4i+a3X6i+a4（X6i*D1）+D1+a5X2i2+a6X4i2+a7X6i2+a8（X6i*D1）2+vi作回歸，得到R2 求得nR2=34*0.493400=16.7756，臨界值為16.919>16.7756 由于G-Q檢驗(yàn)中X2的F值、White檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值nR2均與各自臨界值接近，因此判斷模型隨機(jī)項(xiàng)存在較弱的異方差。為使模型擬合得更好，本文選取1/|ei|作為權(quán)數(shù)，使用WLS法再次進(jìn)行估計(jì)，最后各變量均通過(guò)t檢驗(yàn)，R2為0.999977。DW值僅有1.05，說(shuō)明存在正自相關(guān)。 3）用廣義差分法對(duì)隨機(jī)項(xiàng)自相關(guān)進(jìn)行處理 令Y*=Y-ρYt-1X2*=X2-ρXt-1X4*=X4-ρXt-1X6*=X6-ρXt-1 將X2*、X4*、X6*以X21、X41、X61帶入E-views軟件進(jìn)行廣義差分計(jì)算（ρ=0.474343），在WLS法下使用廣義差分消除異方差和自相關(guān)后，模型的回歸參數(shù)都通過(guò)了t檢驗(yàn)，并且D-W值為1.816，說(shuō)明自相關(guān)已消除。 四、最終方程與絕對(duì)相對(duì)誤差 最終方程為： Y*= 0.643847X2*+24.56147X4*+1.886102X6*-1099.004（2001年前） 0.643847X2*+24.56147X4*-0.030576X6*-703.6885 �。�2001年后，包含2001） 擬合值的絕對(duì)相對(duì)誤差除1987及2010年外均小于5%，說(shuō)明擬合誤差極小，模型準(zhǔn)確度高。 五、建議及預(yù)測(cè) 通過(guò)對(duì)1978-2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)建模，得出以下影響河南省就業(yè)的主要因素： �。�1）全省總?cè)丝凇：幽鲜?011年農(nóng)村勞動(dòng)適齡人口約為3846.4萬(wàn)，從事第一產(chǎn)業(yè)的僅有2655.29萬(wàn)人，說(shuō)明農(nóng)村剩余勞動(dòng)力大量存在，他們?nèi)狈ζ渌寄�，是就業(yè)市場(chǎng)的弱勢(shì)群體。一方面應(yīng)繼續(xù)落實(shí)農(nóng)村計(jì)劃生育政策；另一方面應(yīng)加強(qiáng)鄉(xiāng)村教育水平，繼續(xù)開(kāi)展“河南省全民技能振興工程”專項(xiàng)工作，以解決就業(yè)結(jié)構(gòu)性失調(diào)的矛盾。 �。�2）城鎮(zhèn)化水平。河南省城鎮(zhèn)化率已由1957年的9.3%提升到了2011年的40.6%。一方面應(yīng)大力扶植二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以促進(jìn)城市化進(jìn)程；同時(shí)，繼續(xù)加大基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)村新型社區(qū)建設(shè)投資，推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化。 �。�3）財(cái)政預(yù)算支出。根據(jù)模型可得，2002年后X6的系數(shù)變?yōu)樨?fù)值，河南省財(cái)政預(yù)算支出看似對(duì)就業(yè)產(chǎn)生了負(fù)影響，實(shí)則說(shuō)明了支出額仍不足以刺激就業(yè)的問(wèn)題。河南省財(cái)政廳應(yīng)進(jìn)一步加大投入，對(duì)畢業(yè)生的就業(yè)和下崗職工的“就業(yè)再就業(yè)”進(jìn)行指導(dǎo)。 顯然，政府財(cái)政支出在就業(yè)增長(zhǎng)中起著舉足輕重的作用，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩必定會(huì)減少財(cái)政收入，從而影響政府支出行為，進(jìn)而對(duì)就業(yè)產(chǎn)生負(fù)面的影響。同時(shí)，有效就業(yè)理論認(rèn)為，中國(guó)的“奧肯悖論”是企業(yè)有效就業(yè)率過(guò)低造成的。那么作為提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的一項(xiàng)措施，“減員增效”必將對(duì)就業(yè)產(chǎn)生更大的負(fù)面影響。 參考文獻(xiàn)： [1]《河南省統(tǒng)計(jì)年鑒》. [2]《有效就業(yè)理論與宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)悖論》.
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