導語：城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比較論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要:我國城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與城鎮(zhèn)就業(yè)之間互為格蘭杰因果關系。城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資每增長一個百分點,就能拉動城鎮(zhèn)就業(yè)提高0.1862個百分點,原因在于近幾年城鎮(zhèn)吸納農(nóng)村勞動力數(shù)量不斷增長。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村就業(yè)之間沒有表現(xiàn)出顯著的因果關系論文,原因在于農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平過低、農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)轉移以及農(nóng)村居民勞動時間彈性較大。

關鍵詞:固定資產(chǎn)投資;就業(yè);差異

1我國城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資對就業(yè)影響的實證分析

1.1數(shù)據(jù)說明

我們采用的基礎數(shù)據(jù)有:1980-2005年歷年城鎮(zhèn)、農(nóng)村

固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù),分別記為CZTZ和NCTZ,取對數(shù)后分

別記為LCZTZ和LNCTZ;1980-2005年歷年城鎮(zhèn)、農(nóng)村就

業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù),分別記為CZJY和NCJY,取對數(shù)后分別記為

LCZJY和LNCJY。數(shù)據(jù)來自《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯

編(1949-2004)》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒(2005)》、《中國統(tǒng)計

年鑒(2006)》(限于篇幅,省略原始數(shù)據(jù))。

1.2格蘭杰(Granger)因果檢驗

經(jīng)過簡單的計量檢驗發(fā)現(xiàn),四個指標序列都存在單位

根,是非平穩(wěn)時間序列。且不難驗證,序列LNCTZ和

LNCJY、LCZTZ和LCZJY之間均存在協(xié)整關系,因此可以

利用格蘭杰因果關系檢驗分析投資和就業(yè)之間的關系。根

據(jù)格蘭杰因果關系檢驗原理,運用Eview3.1軟件分別對

LNCTZ和LNCJY、LCZTZ和LCZJY之間的因果關系進行

分析,結果如表1所示。

表1我國城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資和就業(yè)關系的格蘭杰檢驗結果

原假設F值概率結論

LNCTZ不是LNCJY的格蘭杰原

因

LNCJY不是LNCTZ的格蘭杰原

因

3.6818

1.4460

0.1127

0.3792

接受原假設

接受原假設

LCZTZ不是LCZJY的格蘭杰原

因

LCZJY不是LCZTZ的格蘭杰原

因

4.7795

6.5785

0.0748

0.0439

拒絕原假設

拒絕原假設

經(jīng)濟學理論分析表明,投資與就業(yè)之間關系密切。由上述檢驗結果可見,我國城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與城鎮(zhèn)就業(yè)之間存在著雙向的因果關系,農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村就業(yè)之間卻沒有這種關系。下面進行定量測算。

1.3我國城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與就業(yè)的關系測定基于以上檢驗結果,先對我國城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與就業(yè)的關系做一個定量測定。估計模型為:

LCZJYt=α+βLCZTZt(1)

估計結果為:

LCZJYt=0.986LCZTZt

T=(29.116)

R2=0.972,ŠR2=0.971D.W=0.773

由于D.W=0.773,小于德賓-沃森統(tǒng)計量1%顯著性

水平臨界值dL=1.072,存在正的自相關。為解決這一問

題,首先對此回歸所得殘差項^ut做如下回歸:

^ut=ρ^^ut-1+vt(2)

由于(1)中OLS估計的殘差項的總和為零,因而在(2)

中不再引入截距項。對(2)回歸結果為:

^ut=^ut-1

T=(3.631)ŠR2=0.337F=13.182(sig=0.001)

估計的ρ=0.604與直接利用德賓-沃森方法估計出的

^ρ(^ρ

=1-D.W

2

=0.613)相近。我們用ρ=0.604對模型(1)

進行差分變換。

首先用ρ乘模型(1)滯后一期的模型的兩邊,得模型

(3):

ρLCZJYt-1=ρα+βρLCZJYt-1+εt(3)

再用模型(1)減去模型(3)可以得到:

LCZJYt-ρLCZJYt-1=

α(1-ρ)+β(LCZTZt-ρLCZTZt-1)+εt(4)

其中εt=ut-ut-1。不難發(fā)現(xiàn),模型(3)中的εt滿足全部OLS假定,因而可以對模型(3)運用OLS估計,并獲取具有最優(yōu)性質的估計量。同時,由變換過程可以看到,模型

(3)中的β與模型(1)中的β是完全一樣的,而這正是我們最關心的變量。對模型(3)的估計結果為:

LCZJYt-ρLCZJYt-1=

3.2150+0.1862(LCZTZt-ρLCZTZt-1)

T=(62.5488)(13.4060)

ŠR2=0.8865,ŠR2=0.8816F=179.721D.W=1.548

回歸結果是令人滿意的,系數(shù)=0.1862。由模型(1)可知,從1980-2005年的26年長期來看,對城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資每增長一個百分點,就能拉動城鎮(zhèn)就業(yè)提高0.1862個百分點。

1.4農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與就業(yè)的關系分析

完全遵循上述步驟,對農(nóng)村投資與就業(yè)關系進行檢驗,得到的結果為:

LNCJYt-ρLNCJYt-1=

1.8493+0.0025(LNCTZt-ρLNCTZt-1)

T=(34.5875)(0.7073)

ŠR2=0.002F=0.005D.W=1.537

回歸結果并不顯著?？梢?我國農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村就業(yè)之間的相關性非常弱。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的增長并沒有有效帶動農(nóng)村就業(yè)的增長,同時農(nóng)村就業(yè)對農(nóng)村固定資產(chǎn)投資也無明顯的拉動作用。為什么會出現(xiàn)這樣的結果?原因是農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的增長有效帶動了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術水平的提高,降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對勞動力的需求,加速了農(nóng)村剩余勞動力向城市轉移。隨著農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的增

長,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術化程度不斷提高,傳統(tǒng)的以手工為主的生產(chǎn)方式逐漸被機械化生產(chǎn)方式取代,因而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所需要的勞動力越來越少,這就加速了剩余勞動力向城市轉移,這是上世紀80年代末90年代初開始出現(xiàn)民工潮的主要原因之一。從表2可以看到,城鎮(zhèn)吸納農(nóng)村剩余勞動力的數(shù)量連年增長,且均超過城鎮(zhèn)當年年末就業(yè)人員增長量(表2最后一列),不難推斷,城鎮(zhèn)居民年末就業(yè)人數(shù)是逐年減少

的。這主要是因為城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)結構調整引起了城鎮(zhèn)對勞動力需求結構的變化。表2說明2000年以來農(nóng)村剩余勞動力的轉移是農(nóng)村就業(yè)人員逐年遞減的主要原因,也反映了城鎮(zhèn)投資對就業(yè)的促進作用主要是來自對農(nóng)村勞動力就業(yè)的促進。

表2我國城鎮(zhèn)單位使用的農(nóng)村勞動力人數(shù)及其占城鎮(zhèn)全部就業(yè)人員的比重

年份

人數(shù)

(萬人)

增長速度

(%)

比重

(%)

城鎮(zhèn)年末就業(yè)人

員增長數(shù)量(萬人)

19951430.50.049.6387

2001903.880.778.1789

20021002.3510.899.1840

20031143.1814.0510.4859

20041318.6015.3511.9837

20051523.1115.5113.2855

注:1994年農(nóng)村勞動力數(shù)據(jù)為城鎮(zhèn)單位中戶口在農(nóng)村的從業(yè)人員數(shù)。

2政策建議

固定資產(chǎn)投資對農(nóng)村和城鎮(zhèn)就業(yè)的影響似乎不能簡單地說哪個大,哪個小。從1980-2005年26年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來

看,我國城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與城鎮(zhèn)就業(yè)之間存在相互促進

的關系。但是應該看到,投資對就業(yè)的拉動作用正在逐年

減弱。更深入的分析可以看到,城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資對就業(yè)

的促進作用主要源自對農(nóng)村剩余勞動力吸納量的逐年遞

增,而近幾年城鎮(zhèn)居民本身的就業(yè)人員卻在減少,城鎮(zhèn)登記

失業(yè)人數(shù)正在增加。從另一方面看,城鎮(zhèn)過熱的投資不僅

降低了經(jīng)濟增長的質量,也阻礙了城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展的進程。

同時,盡管農(nóng)村固定資產(chǎn)投資在不斷增長,但農(nóng)村年末就業(yè)

人員數(shù)卻在遞減。改革開放以來,我國農(nóng)村固定資產(chǎn)投資

一直在低水平徘徊,且占全社會固定資產(chǎn)投資的比重從

1981年的26%下降為2005年的15.25%,呈下降趨勢。而

近幾年我國政府支農(nóng)支出占政府財政支出的比重逐年下

降。

從研究的角度及研究結論來看,可以提出以下幾點政

策建議:

(1)加大、穩(wěn)定財政支農(nóng)惠農(nóng)的投入增長機制。二十多年來,我國固定資產(chǎn)投資的分配格局并沒有向著有利于農(nóng)村的方向改變,反而使城鄉(xiāng)投資二元分割的狀況愈來愈嚴重。而且,目前中央財政支農(nóng)的作用還沒有充分發(fā)揮出來。因此,要抓緊建立和完善國家對農(nóng)業(yè)的支持和保護體系。政府投資要逐步退出競爭性領域,把重點轉向加強農(nóng)業(yè)和農(nóng)村基礎設施、改善農(nóng)村生產(chǎn)生活條件、促進農(nóng)民增收上來,更多地采用投資補助、貼息等方式,發(fā)揮政府投資的導向作用。

(2)政府應把資金投入重點向農(nóng)業(yè)和農(nóng)村傾斜,同時應千方百計擴大民間資本對農(nóng)村的投資。多年來,我國城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資增長已經(jīng)過快。但由于流動性過多、土地調控政策執(zhí)行不力、地方政府投資沖動、供給條件改善等因素,近幾年投資速度有增無減。而且,高投資的體制根源沒有變化:資金來源充裕、外需依然強勁等因素使得這種高速增長的勢頭難以改變。從長期來看,把資源過度配置給工業(yè)和城鎮(zhèn),勢必延緩我國整體經(jīng)濟的協(xié)調發(fā)展進程。因此,政府在政策取向上應由向工業(yè)和城鎮(zhèn)傾斜轉為向農(nóng)業(yè)和農(nóng)村傾斜。同時,改進金融服務,通過設立中小金融機構解決勞動密集型中小企業(yè)的融資問題,促進鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展壯大。

(3)加快農(nóng)村城鎮(zhèn)化進程,促進農(nóng)村剩余勞動力就地非農(nóng)化。也只有這樣,農(nóng)村剩余勞動力的再就業(yè)問題,我們國家的就業(yè)問題,才有可能得到有效解決。

參考文獻

[1]中國勞動統(tǒng)計年鑒[M].北京:中國統(tǒng)計出版社,2005.

[2]新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編[M].北京:中國統(tǒng)計出版社,2004.

[3]王東京主編.中國經(jīng)濟觀察[M].北京:中央黨校出版社,2004.

[4]徐瑞娥.解決我國當前就業(yè)問題的對策思路[J].經(jīng)濟研究參考,2004,(47).

[5]李忠.解決我國就業(yè)問題的對策綜