城鄉固定資產投資比較論文

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

關鍵詞:固定資產投資;就業;差異

1我國城鄉固定資產投資對就業影響的實證分析

1.1數據說明

我們采用的基礎數據有:1980-2005年歷年城鎮、農村

固定資產投資數據,分別記為CZTZ和NCTZ,取對數后分

別記為LCZTZ和LNCTZ;1980-2005年歷年城鎮、農村就

業人數數據,分別記為CZJY和NCJY,取對數后分別記為

LCZJY和LNCJY。數據來自《新中國五十五年統計資料匯

編(1949-2004)》、《中國勞動統計年鑒(2005)》、《中國統計

年鑒(2006)》(限于篇幅,省略原始數據)。

1.2格蘭杰(Granger)因果檢驗

經過簡單的計量檢驗發現,四個指標序列都存在單位

根,是非平穩時間序列。且不難驗證,序列LNCTZ和

LNCJY、LCZTZ和LCZJY之間均存在協整關系,因此可以

利用格蘭杰因果關系檢驗分析投資和就業之間的關系。根

據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我國城鄉固定資產投資和就業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

經濟學理論分析表明,投資與就業之間關系密切。由上述檢驗結果可見,我國城鎮固定資產投資與城鎮就業之間存在著雙向的因果關系,農村固定資產投資與農村就業之間卻沒有這種關系。下面進行定量測算。

1.3我國城鎮固定資產投資與就業的關系測定基于以上檢驗結果,先對我國城鎮固定資產投資與就業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。不難發現,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=0.1862。由模型(1)可知,從1980-2005年的26年長期來看,對城鎮固定資產投資每增長一個百分點,就能拉動城鎮就業提高0.1862個百分點。

1.4農村固定資產投資與就業的關系分析

完全遵循上述步驟,對農村投資與就業關系進行檢驗,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。可見,我國農村固定資產投資與農村就業之間的相關性非常弱。農村固定資產投資的增長并沒有有效帶動農村就業的增長,同時農村就業對農村固定資產投資也無明顯的拉動作用。為什么會出現這樣的結果?原因是農村固定資產投資的增長有效帶動了農業生產技術水平的提高,降低了農業生產對勞動力的需求,加速了農村剩余勞動力向城市轉移。隨著農村固定資產投資的增

長,農業生產的技術化程度不斷提高,傳統的以手工為主的生產方式逐漸被機械化生產方式取代,因而農業生產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年代初開始出現民工潮的主要原因之一。從表2可以看到,城鎮吸納農村剩余勞動力的數量連年增長,且均超過城鎮當年年末就業人員增長量(表2最后一列),不難推斷,城鎮居民年末就業人數是逐年減少

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

表2我國城鎮單位使用的農村勞動力人數及其占城鎮全部就業人員的比重

年份

人數

(萬人)

增長速度

(%)

比重

(%)

城鎮年末就業人

員增長數量(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年農村勞動力數據為城鎮單位中戶口在農村的從業人員數。

2政策建議

固定資產投資對農村和城鎮就業的影響似乎不能簡單地說哪個大,哪個小。從1980-2005年26年的統計數據來

看,我國城鎮固定資產投資與城鎮就業之間存在相互促進

的關系。但是應該看到,投資對就業的拉動作用正在逐年

減弱。更深入的分析可以看到,城鎮固定資產投資對就業

的促進作用主要源自對農村剩余勞動力吸納量的逐年遞

增,而近幾年城鎮居民本身的就業人員卻在減少,城鎮登記

失業人數正在增加。從另一方面看,城鎮過熱的投資不僅

降低了經濟增長的質量,也阻礙了城鄉協調發展的進程。

同時,盡管農村固定資產投資在不斷增長,但農村年末就業

人員數卻在遞減。改革開放以來,我國農村固定資產投資

一直在低水平徘徊,且占全社會固定資產投資的比重從

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

(2)政府應把資金投入重點向農業和農村傾斜,同時應千方百計擴大民間資本對農村的投資。多年來,我國城鎮固定資產投資增長已經過快。但由于流動性過多、土地調控政策執行不力、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和城鎮,勢必延緩我國整體經濟的協調發展進程。因此,政府在政策取向上應由向工業和城鎮傾斜轉為向農業和農村傾斜。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的融資問題,促進鄉鎮企業發展壯大。

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

參考文獻

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