人力資源配置與宏觀經(jīng)濟(jì)因素關(guān)系的實(shí)證研究

李壽國(guó)

（ 西安建筑科技大學(xué)土木工程學(xué)院，陜西 西安 710055 ）

人力資源配置效率高低的根本標(biāo)志就是就業(yè)或失業(yè)程度，就業(yè)與人力資源配置效率正相關(guān)，失業(yè)與人力資源配置效率負(fù)相關(guān)，經(jīng)濟(jì)學(xué)家、社會(huì)學(xué)家、人口學(xué)家和政治學(xué)家們把充分就業(yè)視為人力資源與其它資源配置效率的最優(yōu)狀態(tài)．

就業(yè)是民生之本，是人民改善生活的基本前提和基本途徑．就業(yè)問(wèn)題是現(xiàn)代社會(huì)中普遍存在的問(wèn)題，其影響因素是十分復(fù)雜的，2004年6月中國(guó)發(fā)表的《中國(guó)的就業(yè)狀況和政策》白皮書(shū)指出：由于受人口基數(shù)、人口年齡結(jié)構(gòu)、人口遷移以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程等諸多因素的影響，二十一世紀(jì)前 20年中國(guó)仍然面臨較大的就業(yè)壓力，主要采取調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、完善就業(yè)服務(wù)體系等措施加以解決[1]．2007年美國(guó)金融危機(jī)引發(fā)了世界性經(jīng)濟(jì)危機(jī)，大批機(jī)構(gòu)、公司和企業(yè)倒閉減產(chǎn)，大量的勞動(dòng)者失去了工作，各國(guó)政府采取了許多應(yīng)對(duì)措施，但經(jīng)濟(jì)危機(jī)形勢(shì)還在繼續(xù)惡化，社會(huì)矛盾加劇，社會(huì)安定問(wèn)題突出．我國(guó)的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)也受到一定程度的影響，就業(yè)形勢(shì)不容樂(lè)觀，2009年全國(guó)政協(xié)會(huì)議的一號(hào)提案就是就業(yè)問(wèn)題．在 2015年第十二屆全國(guó)人民代表大會(huì)第三次會(huì)議政府工作報(bào)告中提出：“就業(yè)結(jié)構(gòu)性矛盾較大．堅(jiān)持實(shí)施就業(yè)優(yōu)先戰(zhàn)略和更加積極的就業(yè)政策，優(yōu)化就業(yè)創(chuàng)業(yè)環(huán)境，以創(chuàng)新引領(lǐng)創(chuàng)業(yè)，以創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)．”可見(jiàn)如何優(yōu)化人力資源配置解決就業(yè)問(wèn)題已經(jīng)成為當(dāng)今政府和社會(huì)亟待解決和面對(duì)的問(wèn)題．

如何搞清楚目前就業(yè)和宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控之間的矛盾及存在的問(wèn)題，這就迫切需要分析研究就業(yè)問(wèn)題與眾多宏觀因素間相互作用的系統(tǒng)關(guān)系，為政府及相關(guān)部門(mén)決策提供依據(jù)．目前相關(guān)研究大多集中在定性和部分?jǐn)?shù)據(jù)的引用上，進(jìn)一步的數(shù)據(jù)挖掘分析較少，采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論與方法從系統(tǒng)的角度對(duì)就業(yè)問(wèn)題與諸多宏觀因素的相互作用關(guān)系研究還較為鮮見(jiàn)．

本文基于因果關(guān)系理論、協(xié)整理論和誤差修正模型，對(duì)我國(guó)人力資源配置和就業(yè)與各相關(guān)宏觀因素的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，并建立了系統(tǒng)控制模型，揭示了我國(guó)人力資源配置優(yōu)化發(fā)展的內(nèi)在規(guī)律及其與各宏觀經(jīng)濟(jì)因素之間的系統(tǒng)作用關(guān)系，對(duì)現(xiàn)階段我國(guó)優(yōu)化人力資源配置以及就業(yè)問(wèn)題的分析和解決具有一定的積極和現(xiàn)實(shí)意義．

1 基礎(chǔ)理論

1.1 因果關(guān)系檢驗(yàn)

設(shè)tY和tX是獨(dú)立的平穩(wěn)時(shí)間序列過(guò)程，1μ，2μ為白噪聲[2-3]．考慮：

和

統(tǒng)計(jì)量定義為：

在兩個(gè)序列間存在非因果關(guān)系，大樣本條件下漸近服從 F (q, n - p - q - 1 )分布，其中 R SS(q,p)，RSS(p)， n分別是上面兩式OLS估計(jì)的殘差平方和及樣本容量．如果G≥Fα(q, n - p - q - 1 )，則拒絕原假設(shè) H0:βj=0( j = 1 ,2,···,q )接受備用假設(shè)H1：存在 j使得 βj≠ 0．即 Yt是 Xt的Granger原因．

1.2 協(xié)整分析

如果一個(gè)時(shí)間序列成為穩(wěn)定序列之前必須經(jīng)過(guò)d次差分，則稱(chēng)該序列為d階單整，記為 I(d)．若一組序 列 Y (t),都 是 d 階 單 整 ，αX ′ (t) ～ I (a - b)， 這 里 α =(a0,a1,a2,· · ····,ak)，則認(rèn)為該組序列是(d,b)階協(xié)整．如果一組序列是協(xié)整的，則表明這組序列之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系．

1.3 誤差修正模型

Engle和Granger于1987年在協(xié)整與誤差修正模型之間建立了同構(gòu)，使得從數(shù)據(jù)生成過(guò)程的自回歸分布滯后模型[5-6]，

據(jù)此建立起誤差修正模型，

2 就業(yè)及其與各宏觀因素關(guān)系的實(shí)證分析

根據(jù)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)[9，12]和我國(guó)宏觀因素指標(biāo)的設(shè)置[5,7-8]，本文選取了勞動(dòng)力資源、一產(chǎn)產(chǎn)值、二產(chǎn)產(chǎn)值、三產(chǎn)產(chǎn)值、固定資產(chǎn)投資總額、財(cái)政支出、社會(huì)消費(fèi)品零售總額和人均 GDP等宏觀因素來(lái)進(jìn)行討論．以我國(guó)某省 2014年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，可以分析出就業(yè)與各相關(guān)宏觀因素相互作用的因果關(guān)系和協(xié)整關(guān)系，建立社會(huì)系統(tǒng)中就業(yè)與各宏觀因素相互作用的長(zhǎng)期均衡方程和自回歸分布滯后模型，并建立反映就業(yè)與各相關(guān)宏觀因素相互作用的短期波動(dòng)模型[14-17]．

2.1 就業(yè)波動(dòng)的自回歸模型

就業(yè)增量的自回歸模型是用來(lái)反映就業(yè)自身變化波動(dòng)規(guī)律的．依據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)理論模型[3,13]建立就業(yè)的自回歸模型并檢驗(yàn)殘差序列的白噪聲如公式(9)所示

據(jù)此可得 R2=0.7064，t1=2.0335，t2=1.9664，t3= ?1 6.0813，AIC=?6.4667，SC=?6.3186，Log likelihood=77.367， R SS ( 2) = 0 .0 0 16．殘差序列在滯后一階時(shí) A DF= - 4.376，在置信水平0.01上為平穩(wěn)序列，其 QLB值小于置信水平 0.05上的相應(yīng)滯后階數(shù)的χ2( m)值，故殘差序列為一白噪聲序列．

2.2 就業(yè)與各宏觀因素相互作用關(guān)系

2.2.1 就業(yè)與各宏觀因素因果關(guān)系

1）就業(yè)與各宏觀因素的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用常用的 ADF方法[3]來(lái)檢驗(yàn)就業(yè)與各宏觀因素的平穩(wěn)性，判斷過(guò)程和結(jié)論如表1所示．

表1 就業(yè)與宏觀因素的平穩(wěn)性分析結(jié)果Tab.1 Stationary analysis results of employment and macro-factors

2) 就業(yè)與各宏觀因素自回歸分布滯后模型[3]

根據(jù)統(tǒng)計(jì)量(3)的要求建立就業(yè)與各宏觀因素的自回歸分布滯后模型[3,17]，

以上方程均通過(guò)了相應(yīng)的2R 、Log likelihood、Q和T檢驗(yàn)，限于篇幅這里就不一一詳述．

3）就業(yè)與各宏觀因素的因果關(guān)系[10]

根據(jù)統(tǒng)計(jì)量(3)得出的就業(yè)與各宏觀因素間的因果關(guān)系結(jié)論如表2所示，表中“非因”是指對(duì)應(yīng)方程中解釋變量不是被解釋變量的Granger因，同理表中“因”是指對(duì)應(yīng)方程中解釋變量是被解釋變量的Granger原因．

2.2.2 就業(yè)與各相關(guān)宏觀因素協(xié)整分析

依照協(xié)整理論，采用Johansen檢驗(yàn)法，得出就業(yè)與各相關(guān)宏觀因素間在5%和1%的水平上的協(xié)整分析結(jié)果，如表3所示，特征值跡檢驗(yàn)表明在1%水平上有三個(gè)協(xié)整方程．

表2 就業(yè)與各宏觀因素間的因果關(guān)系分析結(jié)果Tab.2 Conclusions of causality relationship between employment and macro factors

表3 就業(yè)與各相關(guān)宏觀因素在5%和1%上的協(xié)整分析結(jié)果Tab.3 Results of co-integration analysis of employment and the relevant macro factors

2.2.3 就業(yè)與各相關(guān)宏觀因素間的誤差修正模型

1) 就業(yè)與各相關(guān)宏觀因素的長(zhǎng)期均衡關(guān)系

由于各宏觀經(jīng)濟(jì)因素間存在著較強(qiáng)的共線(xiàn)性，因此這里采用嶺回歸中赫爾、肯納德和鮑德寧估計(jì)量來(lái)估計(jì)嶺參數(shù)k建立就業(yè)與各宏觀經(jīng)濟(jì)因素間的長(zhǎng)期均衡方程[13-15]．

其中：t1=2.2616，t2=1.8606，t3= ?4.0715，t4=?1.8606，t5=7.2262，t6=40.8244，R=0.9872，F(xiàn)=22.145，k=0.25．

2) 就業(yè)與各相關(guān)宏觀因素間的自回歸分布滯后模型

這里仍然采用上文中的方法來(lái)建立就業(yè)與各相關(guān)宏觀因素間的自回歸分布滯后模型[16,17]，如下所示：

其中：t1=2.8859，t2=2.3730，t3=1.7861，t4=?4.1586，t5=3.3376，t6=?2.1002，t7=2.9305，t8=2.1586，t9=2.3129，R =0.9993，F(xiàn) =45.816，k =1.747e?06．

其中：T = (1.8221,2.4847, 9.4683,-1.7088, 3.9892,5.3503,4.6398,-4.4240,-4.2278,-9.9512,9.0742)，R2=0.9508，F(xiàn) =17.395，AIC = ?6.7947，Log likelihood=78.947，SC=?6.2475．

3）就業(yè)與各相關(guān)宏觀因素間的誤差修正模型

殘差序列的均值 M =－0.001 11，標(biāo)準(zhǔn)差 σ =0.029 9， ADF=?3.47213 在滯后一階置信水平 0.05上為平穩(wěn)序列，其LBQ 值小于置信水平0.05上的相應(yīng)滯后階數(shù)的2()mχ值為一白噪聲序列．就業(yè)增量的實(shí)際值、模擬值及實(shí)際值與模擬值的殘差如圖 1所示．

圖1 就業(yè)增量的實(shí)際值、模擬值及其殘差值對(duì)比圖Fig.1 Comparisons of the actual employment increment value, the fitted value and residuals of the actual value

3 結(jié)論

從以上分析研究得出人力資源的配置和就業(yè)與各相關(guān)宏觀 Granger原因存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的相互作用關(guān)系，就業(yè)與各相關(guān)宏觀因素間的自回歸分布滯后模型表明了就業(yè)發(fā)展的長(zhǎng)期趨勢(shì)，而且要達(dá)到調(diào)控就業(yè)優(yōu)化人力資源配置的目的應(yīng)主要從控制勞動(dòng)力總量的供給和經(jīng)濟(jì)實(shí)力的提升兩方面入手．誤差修正模型表明就業(yè)的短期波動(dòng)主要受上期就業(yè)，勞動(dòng)力資源，三產(chǎn)產(chǎn)值等因素波動(dòng)的影響，影響強(qiáng)度取決于模型中的系數(shù)．誤差修正模型(ECM)的系數(shù)顯著小于零表明被解釋變量對(duì)系統(tǒng)均衡長(zhǎng)期水平的偏離就會(huì)通過(guò)下一期就業(yè)的變化逐步調(diào)整過(guò)來(lái)．本文的結(jié)論可為相關(guān)政策的決策提供參考和依據(jù)．

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