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)量經(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。

3、最后,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

5、因果關(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

6、值。 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.

7、927lnGDP3(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=0.041948,LM(1)=0.018192 0.892710,LM(2)=0.527941 0.767