我國服務(wù)業(yè)發(fā)展與就業(yè)互動關(guān)系實證研究

摘要：文章通過構(gòu)建計量經(jīng)濟模型對我國服務(wù)業(yè)發(fā)展與就業(yè)相互關(guān)系進行了實證分析，驗證了服務(wù)業(yè)發(fā)展與就業(yè)之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系且相互影響較為顯著。Granger因果關(guān)系檢驗顯示我國服務(wù)業(yè)發(fā)展與就業(yè)之間存在著雙向Granger因果關(guān)系。在實證分析的基礎(chǔ)上對新形勢下我國服務(wù)業(yè)發(fā)展與促進就業(yè)提出了相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：服務(wù)業(yè)；就業(yè)；實證分析

服務(wù)業(yè)是現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展的先導(dǎo)，其發(fā)達(dá)程度是衡量一個國家或地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)是否合理、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否協(xié)調(diào)、城市現(xiàn)代化程度高低的重要標(biāo)志。近年來，我國服務(wù)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展不斷加快，從業(yè)人數(shù)呈現(xiàn)逐年上升的趨勢。據(jù)統(tǒng)計，2003年我國服務(wù)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值為56004.73億元，從業(yè)人數(shù)為21604.65萬人，2013年我國服務(wù)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值達(dá)到262203.79億元，從業(yè)人數(shù)29636萬人，10年間服務(wù)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模和從業(yè)人數(shù)分別增長4.68倍和1.4倍。在國民經(jīng)濟三產(chǎn)中，服務(wù)業(yè)經(jīng)濟總量和就業(yè)比重也分別從2003年的38.1%和29.3%增長到2013年的46.8%和38.5%。實踐證明，服務(wù)業(yè)不僅是經(jīng)濟發(fā)展的重要引擎，同時也對就業(yè)增長具有明顯的促進作用。當(dāng)前，我國經(jīng)濟發(fā)展正處于重要的戰(zhàn)略機遇期，進入經(jīng)濟發(fā)展的“新常態(tài)”。在新的歷史條件下，實現(xiàn)經(jīng)濟與資源、環(huán)境、效益的統(tǒng)一，是經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在要求，也是經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)后的必然選擇。加快發(fā)展服務(wù)業(yè)，對于轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，緩解社會就業(yè)壓力，實現(xiàn)經(jīng)濟社會和諧、健康、可持續(xù)發(fā)展具有十分重要意義。

一、數(shù)據(jù)采集說明和模型的構(gòu)建

實證分析主要采用兩個指標(biāo)：服務(wù)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)（JY）。本文選取1978～2013年我國第三產(chǎn)業(yè)GDP和從業(yè)人數(shù)時間序列數(shù)據(jù)，利用構(gòu)建的計量經(jīng)濟模型研究我國服務(wù)業(yè)發(fā)展和就業(yè)之間的相互關(guān)系及其影響程度。第三產(chǎn)業(yè)GDP和從業(yè)人數(shù)時間序列樣本數(shù)據(jù)來自2014年《中國統(tǒng)計年鑒》。為了避免經(jīng)濟數(shù)據(jù)時間序列中異方差影響，所有變量均取自然對數(shù)形式。

本文選擇柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（Cobb-Douglas production function）作為計量經(jīng)濟模型?？虏?道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)是由美國數(shù)學(xué)家柯布（C.W.Cobb）和經(jīng)濟學(xué)家道格拉斯（P.H.Douglas）于20世紀(jì)30年代初共同探討投入和產(chǎn)出關(guān)系時提出來的生產(chǎn)函數(shù)，其表達(dá)式為：Y=AKαLβ，其中Y表示產(chǎn)出，K表示投入的資本量，L表示投入的勞動量，A表示制度和技術(shù)進步等無法觀測到的因素，α表示資本產(chǎn)出彈性系數(shù)，β表示勞動力產(chǎn)出彈性系數(shù)。通過對數(shù)對柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進行線性化處理后，我們構(gòu)建如下計量經(jīng)濟模型：

模型1：LOGJY=α0+α1LOGGDP+μt；模型2：LOGGDP=β0+β1LOGJY+νt。其中，α0、β0表示常數(shù)項，α1、β1表示估計彈性，μt、νt表示誤差項。

二、變量的平穩(wěn)性檢驗

本文采用ADF檢驗法對變量進行平穩(wěn)性檢驗。從檢驗結(jié)果來看，LOGGDP和LOGJY原水平序列及一階差分序列ADF值都大于1%顯著性水平臨界值，表現(xiàn)出非平穩(wěn)特征，說明LOGGDP和LOGJY原水平序列及一階差分序列都是非平穩(wěn)序列。但從二階差分情況來看，DD（LOGGDP）和DD（LOGJY）ADF值都小于1%顯著性水平臨界值，說明LOGGDP和LOGJY二階差分后表現(xiàn)出明顯的平穩(wěn)特征。因此，LOGGDP和LOGJY都為二階單整序列，即LOGGDP～I（2），LOGJY～I（2），滿足協(xié)整檢驗要求。

三、協(xié)整關(guān)系檢驗

協(xié)整是20世紀(jì)80年代由Engle和Granger首先提出。Engle和Granger認(rèn)為，兩個或多個非平穩(wěn)時間序列的線性組合可能是平穩(wěn)的，各變量之間存在某種長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。利用構(gòu)建的計量經(jīng)濟模型1，我們把LOGJY作為因變量，LOGGDP作為自變量，進行OLS回歸，得到回歸結(jié)果：

LOGJY=-2.5642+0.3017*LOGGDP

（-32.61614）*（37.75144）*

R2=0.976699 ADR2=0.976014 F=1425.172 DW=0.184876

（t檢驗值，*表示通過1%的顯著性檢驗）

從檢驗結(jié)果來看，方程擬合度較高，但從DW值可以看出誤差項存在正自相關(guān)，影響了方程的解釋功能。我們采用Cochrane-Orcutt迭代法來消除序列相關(guān)性，對方程再次進行OLS回歸，得到回歸結(jié)果：

LOGJY=-1.0551+0.1762*LOGGDP+[AR（1）=0.6229，AR（2）=0.0570，AR（3）=0.2043]

（-1.131120）（2.616504）**

R2=0.996418 ADR2=0.995907 F=1947.372 DW=1.968777

（t檢驗值，**表示通過5%的顯著性檢驗）

方程回歸結(jié)果比較理想，擬合度有所提高且自相關(guān)已經(jīng)消除。LOGGDP系數(shù)為0.1762，說明服務(wù)業(yè)GDP每增加1%，服務(wù)業(yè)就業(yè)則增加0.1762%，說明我國服務(wù)業(yè)發(fā)展對就業(yè)增長具有明顯的拉動效果。

下面把LOGGDP作為因變量，LOGJY作為自變量，通過構(gòu)建的計量經(jīng)濟模型2進行OLS回歸，得到回歸結(jié)果：

LOGGDP=8.5252+3.23691*LOGJY

（152.1781）*（37.75144）*

R2=0.976699 ADR2=0.976014 F=1425.172 DW=0.181749

（t檢驗值，*表示通過1%的顯著性檢驗）

從DW值可以看出方程誤差項存在正自相關(guān)，同樣我們采用Cochrane-Orcutt迭代法來消除序列相關(guān)性，對方程再次進行OLS回歸，得到回歸結(jié)果：

LOGGDP=8.3479+3.4697*LOGJY+ [AR（1）=0.8213]

（38.91515）*（13.16486）*

R2=0.995844 ADR2=0.995585 F=3834.116 DW=2.030007

（t檢驗值，*表示通過1%的顯著性檢驗）

方程擬合度較高，自相關(guān)已經(jīng)消除，具有較強的解釋功能。LOGJY的系數(shù)為3.4697，說明服務(wù)業(yè)就業(yè)每增加1%，服務(wù)業(yè)GDP增加3.4697%。從回歸結(jié)果來看，我國服務(wù)業(yè)就業(yè)規(guī)模的擴大對服務(wù)業(yè)發(fā)展具有顯著的影響。

通過對殘差序列進行ADF檢驗，我們發(fā)現(xiàn)，殘差序列ADF值小于10%顯著性水平的臨界值。在10%顯著性水平下殘差序列是平穩(wěn)的，回歸方程具有較強的解釋功能。因此，LOGGDP和LOGJY為（2，2）階協(xié)整，我國服務(wù)業(yè)GDP與服務(wù)業(yè)就業(yè)之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

四、Granger因果關(guān)系檢驗

Granger因果關(guān)系檢驗是目前識別時間序列變量間的數(shù)量因果關(guān)系的常用方法之一，該方法是Granger于1969年利用滯后分布概念建立的，其實質(zhì)是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則它們具有Granger因果關(guān)系。通過Granger因果關(guān)系檢驗，我們發(fā)現(xiàn)，我國服務(wù)業(yè)GDP與服務(wù)業(yè)就業(yè)之間存在著雙向Granger因果關(guān)系。滯后1、5期時，在1%的顯著性水平下JY是GDP的Granger原因。滯后2、3、4、6期時，在5%的顯著性水平下JY是GDP的Granger原因。滯后7期時，在10%的顯著性水平下JY是GDP的Granger原因。滯后8、9期時，在5%的顯著性水平下GDP是JY的Granger原因。

五、主要研究結(jié)論和政策建議

（一）主要研究結(jié)論

從以上分析我們可以看出，服務(wù)業(yè)GDP與就業(yè)JY都是非平穩(wěn)序列，從長期來看，它們之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系且相互影響效果較為顯著。服務(wù)業(yè)GDP每增加1%，服務(wù)業(yè)從業(yè)人數(shù)則增加0.1762%，說明服務(wù)業(yè)發(fā)展對就業(yè)具有較強的拉動效果。從就業(yè)增長對服務(wù)業(yè)發(fā)展影響來看，服務(wù)業(yè)就業(yè)每增加1%，服務(wù)業(yè)GDP則增加3.4697%，服務(wù)業(yè)就業(yè)對服務(wù)業(yè)GDP影響更為顯著。從Granger因果關(guān)系來看，我國服務(wù)業(yè)GDP與服務(wù)業(yè)就業(yè)之間存在著雙向Granger因果關(guān)系。滯后1、5期時，在1%的顯著性水平下JY是GDP的Granger原因。滯后2、3、4、6期時，在5%的顯著性水平下JY是GDP的Granger原因。滯后7期時，在10%的顯著性水平下JY是GDP的Granger原因。滯后8、9期時，在5%的顯著性水平下GDP是JY的Granger原因。

（二）政策建議

1. 加快發(fā)展服務(wù)業(yè)，不斷促進就業(yè)增長。加快發(fā)展服務(wù)業(yè)是新常態(tài)下我國經(jīng)濟健康發(fā)展的重要途徑，在新形勢下要把大力發(fā)展服務(wù)業(yè)作為轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的重要舉措，把發(fā)展技術(shù)含量高、知識文化內(nèi)涵豐富的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和新興服務(wù)業(yè)行業(yè)作為加快發(fā)展服務(wù)業(yè)的突破口。在提升和改造傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)的同時，要加快新型服務(wù)業(yè)發(fā)展，努力提高新興服務(wù)業(yè)對勞動力的吸納能力，充分發(fā)揮現(xiàn)代服務(wù)業(yè)促進就業(yè)的正效應(yīng)。要不斷強化對傳統(tǒng)服務(wù)行業(yè)的升級改造，不斷擴展新的就業(yè)崗位， 促進傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)就業(yè)吸納能力的進一步提升。

2. 擴大服務(wù)業(yè)就業(yè)規(guī)模，促進服務(wù)業(yè)健康發(fā)展。服務(wù)業(yè)的發(fā)展尤其是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和新興服務(wù)業(yè)發(fā)展離不開高素質(zhì)的人才資源，人才資源培育是服務(wù)業(yè)發(fā)展和振興的關(guān)鍵。要進一步加大人力資源開發(fā)力度，不斷提高勞動者素質(zhì)，增強勞動者的就業(yè)潛力，努力促進服務(wù)業(yè)健康、快速發(fā)展。服務(wù)業(yè)未來發(fā)展目標(biāo)是向現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展，這就決定了未來的服務(wù)業(yè)需求的是高素質(zhì)、高技能的勞動者。要制定現(xiàn)代服務(wù)業(yè)人才培訓(xùn)制度，大力培養(yǎng)高層次、高技能、高素質(zhì)的新型實用服務(wù)人才，提升其相應(yīng)的技能水平，使其能夠迅速地適應(yīng)服務(wù)行業(yè)發(fā)展需求。

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（作者單位：鹽城工業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院）