上述方程拟合优度较高,并且不存在序列相关,且残差项e
t通过平稳性检验,所以lngdp
3和lnl
3是(1,1)阶协整,存在长期均衡关系。
2.5 误差修正模型
协整检验得出劳动就业与第三产业增长之间存在着长期均衡关系,建立的回归模型具有良好的统计性质。这种长期均衡关系意味着经济系统中不存在破坏均衡的内在机制,如果变量在某时期受到干扰后偏离其长期均衡点,则均衡机制将会在下一期进行调整以使其重新回到均衡状态。而误差修正模型(error correction model,ecm)则是描述这种短期内非均衡关系的动态模型。
在上述协整检验中,已得出稳定的非均衡误差序列e
t,此时将其作为误差修正项引入到误差修正模型中,得到最终的回归模型如下所示:
δlngdp
3(t)=0.151δlnl
3(t)+1.161δlngdp
3(t-1)-
(1.091) (4.182)
0.773δlngdp
3(t-2)+0.491δlngdp
3(t-3)-0.619et-1
(-2.861)(2.839)(-1.698)
模型的各种诊断统计量:
r2=0.494389,se=0.041948,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]
拟合优度r2虽然不是很高,但方程的标准差se较小,且与其他统计量结合起来,模型还是具有令人满意的统计性质。lm(p)是p阶自相关检验的lm值,arch(p)是p阶自回归条件异方差检验,jb是正态性检验,rest(p)是p阶模型设定误差检验。结果显示,无序列自相关和高阶自相关,无异方差,模型形式正确。
2.6 弹性估算
在实际分析中,以对数形式建立的模型,其估计参数即为相应的弹性,在本文即劳动力的产出弹性。表示当劳动力增加1%时,第三产业增长的百分比。而上述的协整回归模型和误差修正模型,可通过估算得出相应的长期弹性和短期弹性。本文中劳动力的长期产出弹性经估算为0.817,短期产出弹性为误差修正模型中对应的0.151。劳动力的长期产出弹性大于短期产出弹性,其原因在于劳动者素质的提高对产出的影响非短期行为,另外还有技术进步、管理创新和制度等远期长效因素的影响。
3 结论
(1)在建立劳动就业与第三产业增长的协整关系模型过程中,通过单位根检验(adf检验)结果可以看出,在样本期内上述两个变量是非平稳的一阶单整序列。在此基础上通过格兰杰因果关系检验,初步得到在5%显著性水平下,劳动就业是第三产业增长的格兰杰原因。而其后的协整检验再一次验证两者的因果关系是具有实际意义的。首先,劳动就业是第三产业增长的格兰杰原因。其经济学意义表现为劳动作为投入要素对产出的影响。而现实的城市化过程中,大量农业转移劳动力和外来劳动力的流入,为广东经济的发展提供了丰富的劳动力资源,进而促进了广东第三产业的快速发展。其次,需要格外强调的是,第三产业不是劳动就业的格兰杰原因并不表示本文否定了发展第三产业在扩大就业中发挥的积极意义,究其原因,是因为支持广东第三产业与地区经济持续高速发展的“卫生体育和社会福利事业”、“教育、文化艺术和广播电视事业”和“科学研究和综合技术服务事业”等部门,其就业比重在1980—2000年持续下降,而就业弹性(就业增长率/经济增长率)更是低于行业平均水平。在一定程度上能解释第三产业吸纳劳动力作用受限的原因。
(2)在协整回归模型和误差修正模型中,得出劳动力的长期产出弹性和短期产出弹性。在本文中,当劳动力增加1%,第三产业长期增长0.817%,短期增长0.151%。协整回归模型中引入的第三产业实际增加值的若干滞后项,说明增加值的当前值不仅受劳动从业规模的影响,同时也受前几期的增加值影响。符合经济意义,反映出经济活动中所具有的连续性和时间滞后性,特别是时间序列的数据,这种经济惯性更为明显。而误差修正模型中误差修正项的系数较大——-0.619,说明向均衡水平调整的速度较大。最后也进一步说明了劳动就业与第三产业增长存在长期均衡关系和短期动态关系。
参考文献
[1]魏作磊.对第三产业发展带动我国就业的实证分析[j].财贸经济,2004,(3):80-85.
[2]宋晓丽.第三产业增加就业的可能性与局限性分析[j].理论与改革,2004,(4):105-107.
[3]夏业良.上海市三次产业中劳动力结构及产出效率的比较分析[j].管理世界,1999.
[4]李媛媛.1978年以来广东第三产业就业比重变动的实证分析[j].学术研究,2003.
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