盛紅升

(內蒙古財經(jīng)大學 研究生處，內蒙古 呼和浩特 010070)

青年就業(yè)問題事關國家的穩(wěn)定和社會經(jīng)濟的發(fā)展，它一直是世界各國政府關注的重點。而在中國，青年就業(yè)問題越來越受到社會各界的關注，成為中國應著力解決的就業(yè)重點和難點。在現(xiàn)代市場經(jīng)濟國家，充分就業(yè)始終被列為宏觀經(jīng)濟政策的四項目標之首，解決就業(yè)壓力是宏觀經(jīng)濟調控的目標之一，就業(yè)問題也是社會、國民經(jīng)濟中備受關注的重大問題。針對內蒙古自治區(qū)青年群體就業(yè)難的問題對癥下藥，分析當前就業(yè)壓力過大的成因，尋求解決問題的突破口，這具有十分重要的現(xiàn)實和戰(zhàn)略意義。不但有利于緩解就業(yè)壓力的嚴峻形勢，同時還能解決好青年的社會適應性問題，使得青年積極奉獻社會，發(fā)揮出自己的潛能以實現(xiàn)自己的價值。

一、內蒙古就業(yè)壓力現(xiàn)狀分析

就業(yè)壓力是指由于社會政治、經(jīng)濟、文化等外部環(huán)境和個人主觀就業(yè)理念的影響和制約，從而產(chǎn)生的一種承受困難的狀態(tài)。青年就業(yè)壓力指的是青年受到社會政治、經(jīng)濟、文化以及課程設置、知識技能狀態(tài)、個人心理等因素的影響所產(chǎn)生的一種難以承受的心理感受。

國內學者關于這一問題的研究成果主要體現(xiàn)在以下幾方面:鄭海燕(2003)證明了我國的失業(yè)率和國民生產(chǎn)總值增長率呈負相關，它們之間這種明顯的負相關關系顯示國民生產(chǎn)總值增長情況越好，經(jīng)濟中的失業(yè)率越低。萬解秋(2004)就匯率調整對中國就業(yè)的影響進行了實證分析，得出結論:在人民幣匯率比較穩(wěn)定、波動幅度較小的階段，匯率小幅度的波動對就業(yè)的影響不顯著，當人民幣匯率作較大幅度調整時，國內就業(yè)必然會受到影響，人民幣升值將導致就業(yè)的減少，貶值在一定時期內可增加就業(yè)。楊雄(2006)對全球化和社會轉型背景下的大學生就業(yè)問題呈現(xiàn)出的與社會問題“同構”現(xiàn)象進行了探討、曾燕波(2005)對促進我國大學生就業(yè)提出對策建議等。

通常我們認為18歲為成年人，即將進入社會，將會對我國的就業(yè)形勢產(chǎn)生一定的影響，成為我國社會上的新增勞動力。而對于大多數(shù)人18歲左右剛剛高中畢業(yè)，22歲左右恰好大學畢業(yè)，因此18－22歲年齡段的這部分人就將成為我國就業(yè)大軍中的新增加的一部分，他們的社會適應性的表現(xiàn)可以代表青年的社會適應性問題。所以我們選取18－22歲年齡段剛剛畢業(yè)的這部分人作為內蒙古青年的代表來研究就業(yè)壓力問題。計算公式如下:

其中，Y表示從18歲到22歲這五年人口的平均值，Xi代表該年的新增勞動力。

例如，在2004年內蒙古新增勞動力的數(shù)值是在1982年到1987年這5年出生人口的平均值，為25.0萬人。按此原則計算，2005年內蒙古新增勞動力的數(shù)值是在1983年到1988年這5年出生人口的平均值，為24.8萬人，同樣2006年為25.8萬人，2007年為29.3萬人，2008年為28.6萬人。2011年以后，新增勞動力人數(shù)才開始下降。

為了更直觀地觀察這幾年新增勞動力的人數(shù)，筆者根據(jù)這幾年新增勞動力的數(shù)據(jù)做出散點圖，從圖1中可以清楚地發(fā)現(xiàn)內蒙古新增勞動力的變化情況。

圖1 內蒙古自治區(qū)新增勞動力(萬人)

從圖1中可以看出，在2004年至2006年內蒙古新增勞動力平穩(wěn)增長，基本保持水平;在2006年至2007年突然增加;而在2007年至2011年又保持穩(wěn)定，并同時達到最大值;以2011年為拐點，以后新增勞動力人數(shù)逐漸減少。從上面的數(shù)據(jù)和圖形中可以看出，最近幾年內蒙古自治區(qū)青年群體的就業(yè)形勢依然嚴峻。

二、內蒙古青年群體就業(yè)影響因素的實證分析

(一)建立就業(yè)影響因素的指標體系

造成青年就業(yè)難的因素是多方面的，包括目前的國情，如經(jīng)濟體制改革和經(jīng)濟結構加速調整導致青年技能結構與社會需求脫節(jié)，人口高峰的周期性波動及大學擴招等，還有青年自身的特點。由一般均衡理論可知，任何一種生產(chǎn)要素的投入數(shù)量都是該要素的供給和需求達到均衡時決定的數(shù)量。因而，勞動力的影響因素可從影響勞動力的供給和需求兩方面出發(fā)。勞動力需求是指一定時期內，在某種工資率下雇主愿意并能夠雇傭到的勞動力的數(shù)量。勞動力需求就是社會生產(chǎn)吸收和容納勞動力的能力和容量。供給是生產(chǎn)者在一定時期內在各種可能的價格下愿意而且能夠提供出售的該種商品的數(shù)量。在此筆者主要從影響勞動力供給和需求的影響因子出發(fā)選取影響因子和指標。

(二)就業(yè)影響因素的實證分析

在研究就業(yè)影響因素時，需要給予適當?shù)目紤]到底是選擇“失業(yè)率”還是選擇“城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)”作為被解釋變量。因為通過考察2000年以來的年度數(shù)據(jù)可以看出，失業(yè)率變動不大，基本上保持在4%左右，用失業(yè)率數(shù)據(jù)做分析勢必存在很大的偏差。而且人力資源和社會保障部公布的失業(yè)率數(shù)據(jù)和中國社科院公布的數(shù)據(jù)的差異又非常大，用相對量來做被解釋變量效果不太好。

我們以表1中所歸納總結的影響就業(yè)的因子中提取影響因子，選取表中所涉及的指標進行逐步回歸分析，提取能夠影響內蒙古城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的因子。我們以城鎮(zhèn)就業(yè)人口為被解釋變量，其他因素為解釋變量。經(jīng)過相關分析結果顯示，不僅僅被解釋變量與各個解釋變量之間存在較強的線性關系，且各解釋變量相互之間也存在較強的相關關系，即存在較嚴重的多重共線性，所以我們需要對各影響指標進行篩選，同時，為了使得到的回歸系數(shù)反映城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)對各影響因子的彈性，我們在逐步回歸前對被解釋變量以及各絕對數(shù)指標取對數(shù)，然后進行回歸。這樣我們所得到的回歸系數(shù)就代表城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)對各個影響因子的彈性。

指標經(jīng)過處理之后我們對其進行逐步回歸，最終篩選出的影響勞動力供給和需求的因子主要是影響勞動力需求的反映投資情況的城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資中的外商直接投資;影響勞動力供給的反映消費水平的最終消費支出總額指標;影響勞動力供給和需求的共同因子中反映工資水平的城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員勞動報酬總額指標。這說明在1990－2010年間，影響內蒙古城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的主要因素是外商投資、消費和工資水平。

在指標處理的基礎上，對所選的指標以及城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)根據(jù)所取得的數(shù)據(jù)進行相關分析，得到相關分析表，如表2所示。

由表2可知，在10%的顯著性水平下，取對數(shù)后的城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)與各篩選的各對數(shù)變量存在線性關系，特別是最終消費支出總額和城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員報酬總額存在非常強的線性相關關系。

以下對上述篩選的取對數(shù)后的經(jīng)濟變量和就業(yè)人數(shù)進行平穩(wěn)性檢驗。首先，需要做出城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)、最終消費支出總額、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資中的外商直接投資和城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員報酬總額的趨勢圖(如圖2所示)。

表1 內蒙古就業(yè)人口的影響因素和指標

表2 提取的各變量以及城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的相關系數(shù)表

圖2 原始數(shù)據(jù)的趨勢圖 圖3二次差分后數(shù)據(jù)趨勢圖

表3 單位根檢驗結果表

由圖2可發(fā)現(xiàn)，4個指標存在明顯的趨勢，且趨勢大致相同，是不平穩(wěn)數(shù)時間序列。由圖3可看出，對其進行兩次差分后，其均值大致為0，得到的序列趨于平穩(wěn)序列。為證明上述初步分析，我們需要進一步采用單位根檢驗，檢驗結果如表3所示。

由表3可以看出，城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)和四個影響因子都是非平穩(wěn)系列，同時又都是二階單整即I(2)，此檢驗結果也與我們所做的趨勢圖反映的平穩(wěn)情況相符，故在短期內因為各個系列存在較強的季節(jié)趨勢，這些變量可能偏離均值，但它們卻存在長期穩(wěn)定的均衡關系。從長遠來看，這種偏離是暫時的，隨著時間的推移將會回到均衡狀態(tài)，即存在均衡關系。下面建立如下回歸方程，利用OLS估計得到如下:

對上式之中的殘差進行單位根檢驗，通過繪制殘差的趨勢圖，可知它是不含常數(shù)和時間趨勢。再對其進行ADF檢驗，檢驗結果如表4:

表4 殘差的ADF檢驗結果

由表4可知，序列在1%的顯著性水平下接受原假設，即不存在單位根，可以確定殘差序列是平穩(wěn)序列。上式表明內蒙古城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)與最終消費支出總額、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資中的外商直接投資、城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)勞動報酬總額存在協(xié)整關系。

為了考察城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)和城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資中的外商直接投資、城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)勞動報酬總額之間的動態(tài)關系，下面通過誤差修正(ECM)模型進行分析。通過對上面的均衡方程的估計，可以得到殘差序列，令誤差修正項建立下面的誤差修正模型:

利用普通最小二乘法估計上面的方程，結果如下:

在均衡方程中，取對數(shù)后的最終消費總額的系數(shù)為0.683，其系數(shù)是方程所選變量系數(shù)中最大的，說明消費對就業(yè)能夠產(chǎn)生較大的拉動作用;自治區(qū)城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資中的實際外商直接投資每增加1%，能夠使城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)增加0.027%，這個系數(shù)值是影響顯著的指標中最小的，體現(xiàn)了外商投資對就業(yè)較小的拉動作用;城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員勞動報酬總額每增加1%，會使得城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)減少0.152%，在這幾個指標中是對就業(yè)有負向作用的唯一指標，說明在此期間，工資水平對勞動力需求的抑制作用影響大于對勞動力的供給拉動作用，勞動力是供過于求的。

誤差修正模型中的差分項反映了短期波動的影響。城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的短期波動可以分為兩部分:一部分是城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)偏離長期均衡的影響;一部分是短期最終實際消費支出總額、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資中的實際外商直接投資和城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員勞動報酬總額波動的影響。誤差修正項ecmt的系數(shù)的大小反映了對長期偏離的調整力度。從系數(shù)估計值(－1.263)來看，當短期波動偏離長期均衡時，將以(－1.263)的調整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

(三)內蒙古三大產(chǎn)業(yè)對就業(yè)的影響

從以往研究可知，就業(yè)結構會隨著經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構的變化相應發(fā)生變動。就業(yè)結構理論中的“配弟－克拉克定理”認為，勞動力在第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重逐步下降;第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重從上升到穩(wěn)定，再趨于下降;第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重不斷提高，內蒙古也正在經(jīng)歷著這樣的一個歷程。從改革開放以來，內蒙古自治區(qū)的就業(yè)結構跟東部地區(qū)一樣也隨著經(jīng)濟增長發(fā)生著巨大的變化。

為了更直觀地表現(xiàn)三大產(chǎn)業(yè)吸收就業(yè)的能力，我們用柱形圖來表示如下:

圖4 內蒙古三大產(chǎn)業(yè)吸收就業(yè)能力柱形圖

1978－2009年，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)所占比重由67.10%一路下降至48.84%，下降幅度很大，達到18.26%;第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重由最初的18.45%，變化至2009年的16.92%，中間曾出現(xiàn)過波動;第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重則從14.45%一直上升至34.24%，說明第三產(chǎn)業(yè)成為吸納第一產(chǎn)業(yè)剩余勞動力的“蓄水池”，雖然還無法完全吸納第一產(chǎn)業(yè)所有剩余勞動力，但第三產(chǎn)業(yè)對勞動力的巨大吸納能力已經(jīng)體現(xiàn)出來。

通過對上圖比較分析可知，內蒙古的就業(yè)結構目前尚不合理，應該進一步研究如何擴大三大產(chǎn)業(yè)的吸收就業(yè)的能力。就業(yè)彈性分析是研究三個產(chǎn)業(yè)的擴大就業(yè)能力的基本方法，所謂就業(yè)彈性是衡量經(jīng)濟增長引起就業(yè)增長大小的一個指標，即在某一時期內就業(yè)數(shù)量的變化率與產(chǎn)值變化率之比。具體到三大產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性，就是指三大產(chǎn)業(yè)的各個產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長率每改變一個百分點，所帶來的就業(yè)增長率的大小。就業(yè)彈性系數(shù)越小，說明該產(chǎn)業(yè)對勞動力的吸納能力越弱，與之相反，就業(yè)彈性系數(shù)越大，說明該產(chǎn)業(yè)對勞動力的吸納能力越強。用公式表達就是:

設立模型:

通過兩邊取對數(shù)轉化為雙對數(shù)線性模型:

雙對數(shù)線性模型的一個非常好的特點就是斜率系數(shù)測度了因變量對自變量的彈性，在式(3)中也就是度量了由給定GDP百分比變化引起L的百分比變化，即當GDP增加1%時的變動程度。可以增加拒絕參數(shù)零假設的概率，從而避免經(jīng)濟變量的不平穩(wěn)產(chǎn)生虛假回歸，采用ADF方法對序列進行單位根檢驗。經(jīng)檢驗，lnL1、lnL2、lnL3、lnGDP1、lnGDP2、lnGDP3 六個序列均為非平穩(wěn)序列，但經(jīng)過一階差分后，在5%的顯著性水平下都拒絕了單位根假設，說明是一階單整序列，即I(1)，這就說明變量間的關系有可能是協(xié)整的。我們通過進一步的檢驗發(fā)現(xiàn)確實存在協(xié)整關系，于是可以使用經(jīng)典的回歸方法來進行測算。

模型經(jīng)過檢驗發(fā)現(xiàn)在1990年前后三大產(chǎn)業(yè)的就業(yè)結構有明顯變化，因此可以將數(shù)據(jù)分成兩個階段，第一階段為1978～1989年，第二階段為1990～2010年，這樣就得到內蒙古三大產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性指數(shù)表，如表5所示。

這些就業(yè)彈性分別通過了t檢驗，模型的擬合程度(R2)除了1990～2010、1978～2010年的第一產(chǎn)業(yè)的擬合優(yōu)度小于0.8，其他均達到了0.8以上，說明模型的擬合情況良好(一般認為，擬合優(yōu)度大于0.8就說明樣本對模型的擬合程度較好)。綜合來看，自1978年改革開放以來到2010年為止，第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的平均就業(yè)彈性分別為0.185、0.303和0337，可以看出第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性最小，第二產(chǎn)業(yè)次之，第三產(chǎn)業(yè)彈性最大。

表5 內蒙古三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性指數(shù)表

三、結論

青年群體的社會作用、社會地位越來越顯現(xiàn)，形成的群體性力量對深度的經(jīng)濟體制和政治體制改革具有重要的影響意義。面對就業(yè)的嚴峻形勢，政府采取什么就業(yè)政策以緩解日益嚴重的就業(yè)壓力，使青年群體更好地適應社會融入社會，這既是政府宏觀調控的目標，也是為深化改革創(chuàng)造良好環(huán)境的必要措施。

1.制定穩(wěn)定的工資保障措施，完善相關勞動法規(guī)，防止公司過度裁員，保障職工權利。根據(jù)當前經(jīng)濟形勢和企業(yè)實際，出臺相應政策，制定穩(wěn)定的工資保障制度是合情合理的。

2.促進勞動力與外資經(jīng)濟結合的政策。利用國際資本和國際市場擴大勞動力就業(yè)是開放經(jīng)濟條件下的必然選擇。充分利用內蒙古的優(yōu)勢引進外商投資，創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位，緩解自治區(qū)青年群體的就業(yè)壓力。

3.利用刺激消費作為擴大內需的著力點，從而增加就業(yè)。積極擴大內需，謹慎加大投資，特別是在金融危機的背景下，政府應利用消費支出來促進經(jīng)濟保持穩(wěn)定發(fā)展，從而產(chǎn)生更多的就業(yè)崗位，緩解就業(yè)的壓力。不斷增加就業(yè)和擴大消費是緩解當前就業(yè)形勢的關鍵措施。

4.大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，充分發(fā)揮第三產(chǎn)業(yè)對就業(yè)的吸納能力。三大產(chǎn)業(yè)的勞動力轉移還存在一定的障礙，勞動力仍不能完全自由流動。三大產(chǎn)業(yè)今后就業(yè)目標將調整為:盡快轉移第一產(chǎn)業(yè)勞動力，持續(xù)增加第二產(chǎn)業(yè)勞動力，盡快擴容第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)崗位。大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)不僅有助于緩解第一產(chǎn)業(yè)日益嚴峻的就業(yè)壓力，而且也符合產(chǎn)業(yè)演進的規(guī)律，有利于解決青年的就業(yè)問題，使之更好地融入到社會中，實現(xiàn)國民經(jīng)濟的持續(xù)健康穩(wěn)定發(fā)展。

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