勞動(dòng)就業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)關(guān)系計(jì)量分析

1、勞動(dòng)就業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)關(guān)系計(jì)量分析     摘 要:一般認(rèn)為,第三產(chǎn)業(yè)是增加就業(yè)的主領(lǐng)域,而本文從另一個(gè)角度運(yùn)用計(jì)經(jīng)濟(jì)學(xué)方法研究了廣東勞動(dòng)就業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的關(guān)系。格蘭杰因果檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)到建立誤差修正模型,探索了兩者的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。實(shí)證分析表明,從業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大有利于第三產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造更多的增加值,但行業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整過程中就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化差異制約著第三產(chǎn)業(yè)吸納就業(yè)能力的發(fā)揮。 關(guān)鍵詞:勞動(dòng)就業(yè);第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng);協(xié)整;誤差修正模型 1 引言 改革開放以來,中國(guó)經(jīng)濟(jì)保持著高速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì),伴隨著經(jīng)濟(jì)的不斷深化改革,第三產(chǎn)業(yè)也取得了較快的發(fā)展。廣東作為全國(guó)經(jīng)

2、濟(jì)發(fā)展的先行區(qū),其第三產(chǎn)業(yè)增加值更是一直居于全國(guó)首位,而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整必然會(huì)引起就業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。近年來,隨著城市化建設(shè)的發(fā)展農(nóng)村剩余勞動(dòng)力不斷轉(zhuǎn)移和外省勞動(dòng)力大量涌入,導(dǎo)致廣東勞動(dòng)力供給的壓力持續(xù)增大,同時(shí)制造業(yè)對(duì)就業(yè)增長(zhǎng)的吸納能力逐漸減弱以及就業(yè)的結(jié)構(gòu)性矛盾等問題的涌現(xiàn),使解決就業(yè)成為廣東目前乃至今后長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)的艱巨任務(wù)。因此,發(fā)展第三產(chǎn)業(yè),解決就業(yè)問題,研究?jī)烧叩南嗷リP(guān)系具有很大的現(xiàn)實(shí)意義。 本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法來從另一個(gè)角度來研究勞動(dòng)就業(yè)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的影響。首先,對(duì)經(jīng)過處理的數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性分析,以避免“虛假回歸”的問題。然后,通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn),辯證地確定兩者的相互關(guān)系。最

3、后,在協(xié)整回歸模型的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步建立誤差修正模型,以研究?jī)烧叩拈L(zhǎng)期均衡關(guān)系以及短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。 2 廣東勞動(dòng)就業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的實(shí)證分析 2.1 變量選取與數(shù)據(jù)處理 本文分別選取19782007年的第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)(L3)和第三產(chǎn)業(yè)增加值(GDP3)作為勞動(dòng)就業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的衡量指標(biāo)?？紤]到指標(biāo)可得性以及時(shí)間序列資料的可比性,對(duì)廣東第三產(chǎn)業(yè)增加值按1978年的可比價(jià)折算。同時(shí),為消除異方差的影響以及數(shù)據(jù)的波動(dòng)性,分別取自然對(duì)數(shù)形式表示為lnGDP3和lnL3。 2.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn) 本文運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)(Augment Dickey-Fuller test)來對(duì)以上對(duì)數(shù)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

4、檢驗(yàn)結(jié)果表明,和均為非平穩(wěn)時(shí)間序列,如果直接對(duì)它們進(jìn)行回歸分析就會(huì)出現(xiàn)“虛假回歸”現(xiàn)象。因此,對(duì)它們分別取一次差分并再次進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示,它們的一階差分形式lnGDP3和lnL3都是平穩(wěn)的時(shí)間序列。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。 注:檢驗(yàn)形式中,c表示截距項(xiàng),t表示趨勢(shì)項(xiàng),n表示滯后階數(shù)。滯后期采用AIC 準(zhǔn)則與SC準(zhǔn)則自動(dòng)選取。 2.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn) 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)(Granger Test of Causality)揭示了變量間因果關(guān)系,由Granger提出的。由以上的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知,各變量的一階差分在5%和10%顯著性水平下均為平穩(wěn)時(shí)間序列,因此可對(duì)它們進(jìn)行格蘭杰因

5、果關(guān)系檢驗(yàn),以建立勞動(dòng)就業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系與短期動(dòng)態(tài)關(guān)系模型。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。 以上的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示,滯后1階時(shí),勞動(dòng)就業(yè)(lnL3)是第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)(lnGDP3)的格蘭杰原因。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理,勞動(dòng)作為投入要素之一,其對(duì)產(chǎn)出的影響是毋庸置疑的。如果假定勞動(dòng)作為第三產(chǎn)業(yè)的唯一投入要素,則生產(chǎn)函數(shù)就表示為勞動(dòng)要素對(duì)產(chǎn)值的影響。用數(shù)學(xué)公式表示為:lnGDP3=lna+blnL3(其中,a表示生產(chǎn)規(guī)模,b表示勞動(dòng)要素投入的產(chǎn)出彈性),自然對(duì)數(shù)變換表示為:lnGDP3=lna+blnL3。而這一結(jié)論則說明,廣東勞動(dòng)就業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大將不斷地為第三產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造更多的增加值

6、。 2.4 協(xié)整檢驗(yàn) 變量之間的協(xié)整意味著非平穩(wěn)的時(shí)間序列,它們的線性組合也可能是平穩(wěn)的,因此可用普通最小二乘法(OLS)來估計(jì)它們之間的模型。本文運(yùn)用EG檢驗(yàn)法(Engle-Granger檢驗(yàn))來檢驗(yàn)變量間的協(xié)整。下面對(duì)lnGDP3和lnL3進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。為消除自相關(guān)性,估計(jì)模型應(yīng)適當(dāng)加入變量的滯后項(xiàng)。滯后項(xiàng)分別取自變量和因變量的1至4階并逐步剔除不顯著的變量。得到如下最終協(xié)整回歸模型,殘差項(xiàng)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示: lnGDP3(t)=0.049ln L3 (t)+1.585lnGDP3(t-1)- (2.210)(8.084)(-3.466) 1.186lnGDP3(t-2)+0.9

7、27lnGDP3(t-3)-0.386lnGDP3(t-4) (2.749)(-2.129) R2=0.995267,LM(1)=0.6192320.431333,LM(2)=0.9866790.610584 (方括號(hào)內(nèi)數(shù)值是接受零假設(shè)的概率)。 上述方程擬合優(yōu)度較高,并且不存在序列相關(guān),且殘差項(xiàng)et通過平穩(wěn)性檢驗(yàn),所以lnGDP3和lnL3是(1,1)階協(xié)整,存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。 2.5 誤差修正模型 協(xié)整檢驗(yàn)得出勞動(dòng)就業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系,建立的回歸模型具有良好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系意味著經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中不存在破壞均衡的內(nèi)在機(jī)制,如果變量在某時(shí)期受到干擾后偏離其長(zhǎng)期均衡點(diǎn),

8、則均衡機(jī)制將會(huì)在下一期進(jìn)行調(diào)整以使其重新回到均衡狀態(tài)。而誤差修正模型(Error Correction Model,ECM)則是描述這種短期內(nèi)非均衡關(guān)系的動(dòng)態(tài)模型。 在上述協(xié)整檢驗(yàn)中,已得出穩(wěn)定的非均衡誤差序列et,此時(shí)將其作為誤差修正項(xiàng)引入到誤差修正模型中,得到最終的回歸模型如下所示: lnGDP3(t)=0.151lnL3(t)+1.161lnGDP3(t-1)- (1.091) (4.182) 0.773lnGDP3(t-2)+0.491lnGDP3(t-3)-0.619et-1 (-2.861)(2.839)(-1.698) 模型的各種診斷統(tǒng)計(jì)量: R2=0.494389,SE=0.0

9、41948,LM(1)=0.018192 0.892710,LM(2)=0.527941 0.767996, ARCH(1)=0.224667 0.635506,ARCH(2)=2.018784 0.364440,JB=0.461940 0.793763,REST(1)=0.062051 0.805956,REST(2)=0.835241 0.449901      擬合優(yōu)度R2雖然不是很高,但方程的標(biāo)準(zhǔn)差SE較小,且與其他統(tǒng)計(jì)量結(jié)合起來,模型還是具有令人滿意的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。LM(p)是p階自相關(guān)檢驗(yàn)的LM值,ARCH(p)是p階自回歸條件異方差檢驗(yàn),JB是

10、正態(tài)性檢驗(yàn),REST(p)是p階模型設(shè)定誤差檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,無序列自相關(guān)和高階自相關(guān),無異方差,模型形式正確。 2.6 彈性估算 在實(shí)際分析中,以對(duì)數(shù)形式建立的模型,其估計(jì)參數(shù)即為相應(yīng)的彈性,在本文即勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性。表示當(dāng)勞動(dòng)力增加1%時(shí),第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的百分比。而上述的協(xié)整回歸模型和誤差修正模型,可通過估算得出相應(yīng)的長(zhǎng)期彈性和短期彈性。本文中勞動(dòng)力的長(zhǎng)期產(chǎn)出彈性經(jīng)估算為0.817,短期產(chǎn)出彈性為誤差修正模型中對(duì)應(yīng)的0.151。勞動(dòng)力的長(zhǎng)期產(chǎn)出彈性大于短期產(chǎn)出彈性,其原因在于勞動(dòng)者素質(zhì)的提高對(duì)產(chǎn)出的影響非短期行為,另外還有技術(shù)進(jìn)步管理創(chuàng)新和制度等遠(yuǎn)期長(zhǎng)效因素的影響。 3 結(jié)論 (1)在建立勞動(dòng)

11、就業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的協(xié)整關(guān)系模型過程中,通過單位根檢驗(yàn)(ADF檢驗(yàn))結(jié)果可以看出,在樣本期內(nèi)上述兩個(gè)變量是非平穩(wěn)的一階單整序列。在此基礎(chǔ)上通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),初步得到在5%顯著性水平下,勞動(dòng)就業(yè)是第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。而其后的協(xié)整檢驗(yàn)再一次驗(yàn)證兩者的因果關(guān)系是具有實(shí)際意義的。首先,勞動(dòng)就業(yè)是第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。其經(jīng)濟(jì)學(xué)意義表現(xiàn)為勞動(dòng)作為投入要素對(duì)產(chǎn)出的影響。而現(xiàn)實(shí)的城市化過程中,大量農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力和外來勞動(dòng)力的流入,為廣東經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供了豐富的勞動(dòng)力資源,進(jìn)而促進(jìn)了廣東第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。其次,需要格外強(qiáng)調(diào)的是,第三產(chǎn)業(yè)不是勞動(dòng)就業(yè)的格蘭杰原因并不表示本文否定了發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)在擴(kuò)大

12、就業(yè)中發(fā)揮的積極意義,究其原因,是因?yàn)橹С謴V東第三產(chǎn)業(yè)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速發(fā)展的“衛(wèi)生體育社會(huì)福利事業(yè)”、教育文化</a藝術(shù)和廣播電視事業(yè)”和“科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)事業(yè)”等部門,其就業(yè)比重在19802000年持續(xù)下降,而就業(yè)彈性(就業(yè)增長(zhǎng)率/經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率)更是低于行業(yè)平均水平。在一定程度上能解釋第三產(chǎn)業(yè)吸納勞動(dòng)力作用受限的原因。 (2)在協(xié)整回歸模型和誤差修正模型中,得出勞動(dòng)力的長(zhǎng)期產(chǎn)出彈性和短期產(chǎn)出彈性。在本文中,當(dāng)勞動(dòng)力增加1%,第三產(chǎn)業(yè)長(zhǎng)期增長(zhǎng)0.817%,短期增長(zhǎng)0.151%。協(xié)整回歸模型中引入的第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的若干滯后項(xiàng),說明增加值的當(dāng)前值不僅受勞動(dòng)從業(yè)規(guī)模的影響,同時(shí)也受前幾期的增加值影響。符合經(jīng)濟(jì)意義,反映出經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中所具有的連續(xù)性和時(shí)間滯后性,特別是時(shí)間序列的數(shù)據(jù),這種經(jīng)濟(jì)慣性更為明顯。而誤差修正模型中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)較大-0.619,說明向均衡水平調(diào)整的速度較大。最后也進(jìn)一步說明了勞動(dòng)就業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期