西南財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)學(xué)院 許斌

浙江大學(xué)光華法學(xué)院 秦小梅

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量的變化和積累，會(huì)逐漸引起質(zhì)的飛躍。經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，會(huì)引起第一、二產(chǎn)業(yè)比重持續(xù)下降，而第三產(chǎn)業(yè)比重則趨于上升。目前發(fā)達(dá)國(guó)家的第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)比重已占其GDP的七成以上。一般來(lái)說(shuō)第三產(chǎn)業(yè)越繁榮，經(jīng)濟(jì)就越發(fā)達(dá)。

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重已由改革開(kāi)放初期的23.9%(1978年)躍升到41.8%(2008年),就業(yè)壓力得到緩解、資金積累增加、城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)活躍，消費(fèi)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到進(jìn)一步優(yōu)化、國(guó)民經(jīng)濟(jì)和人民生活水平躍上新臺(tái)階。四川省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也遵循全國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)律。下一步，四川省如何進(jìn)一步深化調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，繼續(xù)發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，開(kāi)辟經(jīng)濟(jì)發(fā)展新起點(diǎn)，增加勞動(dòng)就業(yè)，促進(jìn)全省經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展是一個(gè)值得探討的問(wèn)題。

1 理論基礎(chǔ)

1.1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是表示一國(guó)潛在GDP數(shù)量增加的經(jīng)濟(jì)學(xué)概念，衡量指標(biāo)包括自然稟賦、勞動(dòng)力資源、資本和技術(shù)等。通常表達(dá)為總生產(chǎn)函數(shù)的形式： ，其中Y表示國(guó)民總產(chǎn)出，K為資本投入，L為勞動(dòng)投入，A表示技術(shù)水平。一般情況下，資本、勞動(dòng)、技術(shù)水平等要素與國(guó)民總產(chǎn)出呈正相關(guān)。假定市場(chǎng)完全，技術(shù)水平不變，那么總產(chǎn)出方程可簡(jiǎn)記為： 。

1.2 VAR模型

1.2.1 單位根過(guò)程與檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)即檢驗(yàn)變量是否穩(wěn)定，通常采用DF檢驗(yàn)法和ADF檢驗(yàn)法兩種方法。以ADF檢驗(yàn)法為例，根據(jù)有無(wú)常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，它一般需要依次檢驗(yàn)三種模型，即：

當(dāng)檢驗(yàn)拒絕零假設(shè)時(shí)，原序列不存在單位根，序列平穩(wěn)，檢驗(yàn)結(jié)束。在上述模型中，若令m=0，即為DF檢驗(yàn)。

1.2.2 格蘭杰(Granger)因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)是針對(duì)平穩(wěn)時(shí)間序列，考察X是否是序列Y產(chǎn)生的原因的一種方法。如果Y影響X，那么Y的變化必然先于X的變化，這樣Y可以用來(lái)預(yù)測(cè)X，我們使用Y的歷史數(shù)據(jù)對(duì)X進(jìn)行回歸分析時(shí)，再加上X的歷史數(shù)據(jù)，就可以顯著增強(qiáng)回歸的解釋能力。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)通常采用如下模型：

這個(gè)模型的零假設(shè)為 ，即“X不是Y的格蘭杰原因”。如果回歸分析出來(lái)的X的滯后變量的參數(shù)估計(jì)值都不顯著，則接受原假設(shè)，X不是Y的格蘭杰原因，則此時(shí)有：

反之則否定原假設(shè)，認(rèn)為X是Y的格蘭杰原因。

1.2.3 向量自回歸(VAR)模型

使用當(dāng)期變量對(duì)其滯后期變量回歸，就是VAR模型。它的一般表達(dá)為其中，Y表示內(nèi)生變量，X表示外生變量，p和 表示滯后期數(shù)。

2 實(shí)證分析

在本文中，我們采用比較成熟的格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?、協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?、向量自回歸模型、向量誤差修正模型等方法對(duì)產(chǎn)出、投資以及勞動(dòng)力進(jìn)行研究。具體來(lái)看：其一，對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行研究必須保證有關(guān)的時(shí)間序列是平穩(wěn)的，否則會(huì)導(dǎo)致虛假回歸，所以我們采用單位根檢驗(yàn)來(lái)測(cè)試經(jīng)濟(jì)變量是否平穩(wěn)；其二，為了防止各序列之間出現(xiàn)偽相關(guān)問(wèn)題，采用Granger因果檢驗(yàn)法檢驗(yàn)各變量之間是否存在經(jīng)濟(jì)意義；其三，建立向量自回歸模型；其四，采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)判斷變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，如果存在，在協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ突A(chǔ)上建立誤差修正模型，以找到精確程度更高的模型。

2.1 數(shù)據(jù)的來(lái)源、處理

本文所有數(shù)據(jù)來(lái)源于2010年的四川省統(tǒng)計(jì)年鑒，提取1985～2009年四川省第三產(chǎn)業(yè)的GDP、投資以及勞動(dòng)力，用來(lái)研究三種變量之間的關(guān)系。文中的GDP為增長(zhǎng)率，投資K和勞動(dòng)力L皆取其對(duì)數(shù)。

2.2 單位根檢驗(yàn)

基本時(shí)序圖顯示三組數(shù)據(jù)皆不平穩(wěn)，對(duì)變量做ADF檢驗(yàn)，取一次差分后的DGDP、DLNK和DLNL，可以拒絕單位根假設(shè)。因此GDG、LNK和LNL這三個(gè)序列都是I(1)過(guò)程。差分平穩(wěn)過(guò)程消除了隨機(jī)性趨勢(shì)。同時(shí)檢驗(yàn)形式不能拒絕不存在趨勢(shì)項(xiàng)的零假設(shè)，即確定性趨勢(shì)亦不存在。

2.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

我們用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)解決偽相關(guān)問(wèn)題。選擇2個(gè)滯后期，利用計(jì)量軟件得出三種情況下的P值分別為0.0352，0.0085和0.0136，分別得到結(jié)論：LNK是引起GDP的格蘭杰因果原因；GDP是引起LNL的格蘭杰因果原因；LNK是引起LNL的格蘭杰因果原因。這說(shuō)明GDP、LNK與LNL之間相互影響，考慮建立向量自回歸模型。

2.4 向量自回歸模型

我們采用無(wú)約束條件形式的VAR模型。經(jīng)過(guò)多次模型總體效應(yīng)試驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)AIC當(dāng)最大滯后期取2時(shí)最小，SC則在滯后2期時(shí)最小，而當(dāng)AIC當(dāng)最大滯后期取3時(shí)最小，SC則在滯后2期時(shí)最小。所以建立滯后三期的無(wú)條件VAR模型。通過(guò)計(jì)量軟件分析，用AR圖表檢驗(yàn)被估計(jì)的VAR(3)模型的穩(wěn)定性，我們知道所有根模的倒數(shù)小于1，故VAR(3)模型是穩(wěn)定的。由此我們得到自動(dòng)生成的GDP、LNK與LNL之間的關(guān)系表達(dá)式：

三個(gè)方程可決系數(shù)依次為0.752096，0.990139，0.992588，均接近于1，表明模型擬合效果不錯(cuò)。其中方程(3)的可決系數(shù)0.992588最大，表明其擬合最好。相比之下，方程(3)的AIC值最小。故所得模型為(3)式。

經(jīng)濟(jì)意義：勞動(dòng)力的增加彈性由GDP增長(zhǎng)率、投資K以及勞動(dòng)力L本身的增加彈性的滯后一、二、三期所決定，并且滯后一期的勞動(dòng)力有很大影響，像農(nóng)民工這種流動(dòng)的勞動(dòng)力，如果第一年在城市里收入頗豐，第二年會(huì)引進(jìn)更多的勞動(dòng)力進(jìn)城，另外投資增加，首先要求的是勞動(dòng)力到位，其次才有GDP的增長(zhǎng)。與傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核算不一樣，說(shuō)明在第三產(chǎn)業(yè)中，勞動(dòng)力起著舉足輕重的作用。GDP歷年的增長(zhǎng)率，以及當(dāng)年的投資可以引進(jìn)大量的勞動(dòng)力，從而大大的促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)當(dāng)年的GDP增長(zhǎng)，是一個(gè)良性循環(huán)。四川省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由“二、三、一”向“三、二、一”的格局轉(zhuǎn)變是完全可能實(shí)現(xiàn)的。

2.5 脈沖響應(yīng)分析

在相應(yīng)的VAR模型的基礎(chǔ)上做各因素對(duì)勞動(dòng)力的脈沖響應(yīng)圖，結(jié)果如下：

圖1

由上圖可知：當(dāng)在本期給GDP一個(gè)正沖擊后，也會(huì)給勞動(dòng)力即LNL帶來(lái)正面的沖擊，而且沖擊的幅度很大。當(dāng)在本期給LNK一個(gè)正沖擊后，也會(huì)給勞動(dòng)力即LNL帶來(lái)正面的沖擊，而且沖擊的幅度很大。綜合來(lái)講，各個(gè)變量對(duì)LNL的沖擊都很大，隨著時(shí)間的延伸逐漸增大，并且正負(fù)效應(yīng)影響都較為顯著。通過(guò)構(gòu)建VAR模型研究脈沖響應(yīng)函數(shù)的變化，來(lái)研究各個(gè)影響因素對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的變化，而且我們也可以觀察這種影響是否穩(wěn)定及其基本特征，來(lái)探討勞動(dòng)力市場(chǎng)與GDP和投資的實(shí)證關(guān)系，使模型具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

2.6 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)證明各序列均是I(1)序列。它們之間符合長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的基本條件，這樣，在單整階數(shù)相同的情況下我們可以進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。根據(jù)我們的檢驗(yàn)結(jié)果，P值大于0.05,所以不存在協(xié)整關(guān)系，勞動(dòng)力與GDP和投資不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，所以不用建立VEC模型。

[1]王桂新.中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及差異與人口遷移關(guān)系之研究[J].人口與經(jīng)濟(jì)，1997(1).

[2]姚波,覃正,柴國(guó)榮.二元?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)下的人口流動(dòng)模型及其政策含義[J].西安交通大學(xué)學(xué)報(bào),2003(2).

[3]楊云彥.中國(guó)人口遷移的規(guī)模測(cè)算與強(qiáng)度分析[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué),2003(6).

[4]趙耀輝.中國(guó)城鄉(xiāng)遷移的歷史研究1949～1985年[J].中國(guó)人口科學(xué),1997(2).

[5]唐文靜.我國(guó)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移特征及趨勢(shì)[J].經(jīng)濟(jì)縱橫,2003(6).