北京市GDP与三次产业就业的实证评价

开篇：润墨网以专业的文秘视角，为您筛选了一篇北京市GDP与三次产业就业的实证评价范文，如需获取更多写作素材，在线客服老师一对一协助。欢迎您的阅读与分享！

摘要：文章基于协整分析与脉冲响应函数，分析了北京市1978～2006年以来地区生产总值与三次产业就业之间的协整关系。研究表明，北京市第二产业和地区生产总值有双向的Granger因果关系，在当前经济增长快速上升的情况下更应该注重第二产业的投入。政府通过适当的方式，积极促进劳动力进入第二产业，将有助于北京市更稳健地向现代化国际大都市发展。

关键词：北京就业结构；脉冲响应；VAR模型；Granger非因果成因

一、引言

截至2007年，北京市地区生产总值已连续第9年实现两位数增长。2007年地区生产总值达9006.2亿元（当年价格），较上年增长12.3%，高于全国11.4%的水平。其中，第一产业增加值101.3亿元，增长2.1%；第二产业增加值2479.3亿元，增长12.6%；第三产业增加值6425.6亿元，增长12.3%。如果我们考察北京市从1978~2006年来产业结构与就业结构的变化，会发现北京的增长明显快于中国平均水平。

显然，北京作为中国的政治、经济和文化中心，其产业结构和就业结构已经体现了现代化大都市的部分特色，而2008年在北京举办的奥运会，也将对北京今后的经济发展起到重要作用。本文试图回答这样两个问题，北京市三次产业的劳动投入和就业结构与gdp呈现何种数量关系，这种关系的趋势是否稳定，并根据分析结果指出北京市促进未来就业的着力点。

为便于进行数据处理，先对地区生产总值与三次产业就业人数的数据取自然对数。并对GDP以1978年价格指数为100对进行了调整。

二、文献综述

从北京市经济社会可持续发展的角度，周景博（1998）认为北京市第一产业对环境的影响不确定。第二产业对环境影响最大，尤其是资金密集型行业，能耗、物耗和污染要大于劳动密集型或技术密集型行业。第三产业对环境资源的依赖很小,但旅游业、集体运输业、餐饮业等行业的发展可能对环境质量有直接影响。从产业结构的角度，刘伟等（2003）认为要高效地推动北京市的经济增长必须大力发展第一和第二产业,第二产业中主要是工业，提出应改造传统工业的生产组织形式，并利用资金和新技术提升工业的生产方式。段志刚等（2004）通过双区域CGE模型分析了北京市的总体经济结构，预测2010年北京在奥运会建设投资和结构变化的作用下，三次产业产值占GDP的比重将达到2.1%:31.5%:66.4%。第三产业将成为北京市唯一能吸引剩余劳动力的部门。陈大红（2007）分析了北京市1974年以来三次产业就业人员同三次产业产值之间的关系。认为只有大力发展第三产业，并改造传统第一、二产业，北京市的产业结构和就业结构才会得到进一步优化。马寿海（2008）认为，北京市城市化率与第三产业产值有明显的正相关性。从北京市总体经济规模与FDI的关系角度，卜伟等（2007）的协整分析结果认为，北京总体经济规模提高一个百分点，FDI流入量增加6.87个百分点。第三产业的发展为FDI的进入提供了服务保障的投资空间，即每提高一个百分点，可以使FDI流入量增加3.52个百分点。劳动力成本提高1个百分点，可使FDI流入量减少2.54个百分点。

以上文献对北京市产业结构之间的关系从不同侧面进行了分析，但对于三次产业就业人数的之间的动态变化趋势没有做进一步分析，在技术处理上，一些文献做回归分析时，未对相关数据做平稳性检验，使相关参数的t检验有效性减弱，增加了拒绝零假设的概率。同时对2008年举办奥运会对北京市的持续发展也没有做长期考察。本文运用协整分析方法，对北京市三次产业劳动投入和GDP之间的协整关系进行探讨。

三、数据说明

本文主要分析北京市实行改革开放政策之后的GDP与就业结构的动态关系。因此数据的选择是从1978年实行改革开放之后，以排除政策不稳定对分析质量的影响。数据来源主要是《2007北京统计年鉴》的“地区生产总值表”、“地区生产总值指数表”、“三次产业从业人数表”、2007年北京市统计报告。但是“地区生产总值表”没有给出1981~1985年GDP的年度数据，只给出了五年数据之的总和。“地区生产总值指数表”也未给出1981~1984年的年度数据。为了分析数据的连续性，本文假定1981~1984各年的增长率相同。经过试算，得出地区GDP的年均增长率为1.11%，指数的增长率为1.10%，为便于讨论，下文分别以EM1，EM2，EM3和GDP表示三次产业就业人数和北京市的GDP。为消除异方差，对所有的时间序列值取自然对数，分别记为LNEM1、LNEM2、LNEM3和LNGDP。

四、三次业就业与GDP的实证分析

向量自回归模型（Vector Auto Regression,简称VAR）是一种非结构化的多方程模型，突出特点是避开了结构建模方法中每个内生变量关于所有内生变量建模的滞后值函数的建模问题。在预测方面比传统的结构模型更准确。但缺点是该模型缺乏理论基础且参数过多，比如一个VAR模型有N个变量，滞后期为K，要估计的参数个数为KN2个，导致所估计的模型难以解释。本文中所要估计的参数有16（1×42）个。故通常需要该系统的脉冲响应函数来推断向量自回归的内涵。

（一）序列平稳性检验

为避免经济变量的不平稳产生伪回归,即拒绝参数零假设的概率增加，本文运用迪克和福勒（Dickey，Fuller，1981）提出的ADF方法进行单位根检验经检验，四个时间序列的四个时间序列的水平项为非平稳序列，但经过一阶差分后，都在10%的显著性检验水平下拒绝了单位根假设，是一阶平稳序列，即I（1）。

（二）Johansen协整检验

Johansen协整检验是一种基于向量自回归模型的检验方法。协整检验以前，先确定VAR模型的结构。在确定VAR模型的结构时，先确定滞后期k。k值过小，误差项存在的严重自相关会导致估计参数的非一致性。k值过大，自由度就会减小，导致模型参数估计量的有效性差。在计量经济中，我们主要考虑三个准则。对于AIC准则和SC准则，原则是在增加k值的过程中使AIC或SC的值达到最小。LR（似然比）统计量也是常用的检验准则。选择标准是当模型滞后期的增加不会导致极大似然函数值的显著提高时，LR统计量的值小于临界值。即LR应取一个最大值为宜。

经过比较，选择滞后k=1时，除了似然比值（LR）、赤池信息准则、施瓦兹信息准则之外，最终预测差（Final Prediction Error，FPE）、汉南-奎因准则（Hannan-Quinn）也都可满足。

由于对VAR模型单个参数估计值的解释困难，意义不大，故本文省略该模型的表达式，只给出相应的协整关系式。结果表明，在5%的显著性水平下，四个时间序列之间只存在一个协整关系。协整方程写成①式。

LNEM1＝6.1953+0.1438LNEM2-0.3100LNEM3-0.1359LNGDP………①

这一结果与1978~2006年以来北京市的经济增长与三次产业结构的变化基本吻合。简单的计算表明，北京市改革开放29来，北京市第一产业就业人员明显下降，年均下降速度是2.79%；第二产业的就业人数从1978年的177.9万人开始缓慢增长，在1990年和1992年分别达到最高峰值281.6万人之后开始下降，2006年就业总人数为225.4万人。年均增长率是0.91%，整体呈“倒U”型结构。从趋势看，与第一产业的就业人数变化相似。协整方程表明，对应于第一产业从业人员每减少1%，第一产业的从业人员将减少0.14%。第三产业就业人数的年均增长速度最高，达5.97%。第一产业与第三产业的从业人员呈相反的变化趋势，协整方程表明，第一产业每减少1%，第三产业就业人数增加0.31%；而第一产业就业人数每减少1%，GDP增加0.14%。对协整方程的残差项在10%的显著性水平下也通过了平稳性检验。

（三）格兰杰（Granger）非因果关系

虽然通过实证研究可以得到上述四个时间序列的协整关系，但没有表明他们之间是否存在因果关系。由于Granger非因果检验对变量的滞后项较敏感，因此一般要对不同的滞后期进行尝试，以提高结论的可靠性。

配对Granger非因果检验中的方程式可用如下②和③式检验：

联合零假设是：β1＝β2＝…＝βl=0

零假设对②式意味着xt不是yt的Granger成因，③式意味着yt不是xt的Granger成因。上述检验可用Wald检验的F统计量完成。

其SSEr中表示约束模型的残差平方和，SSEu表示无约束模型下的残差平方和。k表示最大滞后阶数，N表示VAR模型中所含当期的变量个数，T表示样本容量。在零假设条件下，F统计量近似服从F(k, T-kN）分布。

结果表明，滞后一期情况下，第一产业就业人数变化是第二产业从业人数变化的Gragner成因，第三产业从业人员同时是第一产业和第三产业从业人数的Gragner成因。换言之，第三产业的就业人数的增加带动了第一产业的就业人数的下降，也促进第二产业的就业人数的倒“U”型变化，提升了北京市的就业结构。表明北京市的产业结构已经发生了重大变化。第二产业就业人数与地区生产总值也呈双向因果关系。表明北京市的工业结构的基础进一步夯实，为产业结构质的飞跃奠定了工业基础。从地区经济发展结构看，基本符合配弟-克拉克定律。从滞后2期、4期和5期的结果年，都印证这一判断是稳健的。

基于VAR模型，可以对第一、第二、第三次产业2007年的就业人数做出预测，从整体拟合指标可以使FDI流入量增加3.52个百分点。劳动力成本提高1个百分点，可使FDI流入量减少2.54个百分点。

以上文献对北京市产业结构之间的关系看看，对第一、二、三次产业就业人数和GDP四个序列的平均绝对误差百分比（Mean Absolute Percentage Error，MAPE）分别是0.68%，0.38%，0.63%和0.44%。四个序列的泰尔不等系数（Theil Inequality Coefficient）分别是0.12%，0.05%，0.08%和0.05%。说明拟合效果很好。对2007年第一、第二和第三产业就业人数的静态预测结果分别是58.49万人，225.11万人和693.18万人。北京市地区生产总值2007的预测值为9027.9089亿元（当年价格）。本文在计算地区GDP指数时，假设2007年的指数增长率与前两年相同，为13.30，则2007的指数为1817.6。预测结果与北方市的统计数据9006.2亿元（当年价格）相比，相对误差仅为0.2410%。

五、总结

北京当前的经济结构和就业结构体现了现代世界大都市的部分特征。随着中国在世界上经济地位的上升，北京作为中国政治、经济和文化中心的特色也将发挥出越来越重要的作用。尤其是2008年北京举办的奥运会将为北京产业结构的变化提供新的契机。当前一个典型的观点认为，北京市应向一个现代化的服务型大都市发展，但本文通过计量分析认为，第二产业劳动投入与地区生产总值有双向因果关系。北京在当前经济增长快速上升的情况下，更应该注重第二产业的投入，产业结构才能获得更坚实的发展基础。本文的政策含义之一是，对于第二产业劳动投入加强，制定更优惠的政策鼓励劳动力流向该产业，不但有助于第二产业的发展，也为第三产业的产值增加和充分发挥就业弹性高的特点提供坚实的工业基础。目前，过分强调第三产业的发展将不利于北京市经济的可持续发展。

参考文献：

1、周景博.北京市产业结构现状及其对环境的影响分析[J].统计研究,1999(8).

2、刘伟,李绍荣,黄桂田,盖文启.北京市经济结构分析[J].中国工业经济,2003(1).

3、陈大红.产业结构与就业结构的关联性分析――以北京市为例的实证研究[J].西北人口,2007(4).

4、马寿海.北京人口城市化发展[J].人口与经济,2008(1).

5、卜伟,孙通通.北京市吸引FDI经济影响因素的实证分析[J].中央财经大学学报,2007(3).

6、李冠霖,辛红.我国第三产业毕生国际比较的陷阱与出路[J].财贸经济,2005(2).

（作者单位：北京物资学院劳动人事系。作者为中国社会科学院数量经济与技术经济所博士生）

注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。”