摘要：20世紀(jì)90年代，中國(guó)的就業(yè)結(jié)構(gòu)變化曾出現(xiàn)過(guò)異常，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的消極作用起主導(dǎo)地位，并且，當(dāng)期的消極作用大于其他時(shí)期的積極作用，導(dǎo)致綜合結(jié)構(gòu)效應(yīng)為負(fù)數(shù)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)經(jīng)驗(yàn)不支持“structural bonus”假說(shuō)；隨著就業(yè)結(jié)構(gòu)變化的增大，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極作用不斷增強(qiáng)，綜合結(jié)構(gòu)效應(yīng)的絕對(duì)值逐漸減小；中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的慣性，并且，隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的上升，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的慣性增強(qiáng)。

關(guān)鍵詞：就業(yè)結(jié)構(gòu)變化；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；結(jié)構(gòu)效應(yīng)

中圖分類(lèi)號(hào):F061.5;F019.3文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A文章編號(hào):1673-291X(2008)18-0004-03

一、引言

Lewis（1954）最早對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的結(jié)構(gòu)效應(yīng)進(jìn)行了初步探討，他認(rèn)為，結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要作用，部門(mén)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和生產(chǎn)率提高的重要源泉；結(jié)構(gòu)學(xué)派和世界銀行的學(xué)者對(duì)這一觀點(diǎn)進(jìn)行了深化，提出了“structural bonus”和“structural burden”理論。前者認(rèn)為，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，如果生產(chǎn)要素從勞動(dòng)生產(chǎn)率低的行業(yè)不斷向勞動(dòng)生產(chǎn)率高的行業(yè)轉(zhuǎn)移，結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和生產(chǎn)率提高具有重要的積極作用。后者則認(rèn)為，由于“progressive”行業(yè)生產(chǎn)率提高很快，大量勞動(dòng)力被轉(zhuǎn)移到“stagnant”行業(yè)（假設(shè)總需求不變）；在長(zhǎng)期中，這種就業(yè)結(jié)構(gòu)變化會(huì)削弱人均收入的增長(zhǎng)趨勢(shì)。

許多學(xué)者對(duì)上述兩種假說(shuō)的研究結(jié)果表明，結(jié)構(gòu)效應(yīng)具有顯著時(shí)期差異性。Lakhwinder Singh（2002）采用SSA模型，對(duì)韓國(guó)的研究表明，20世紀(jì)70年代，投入結(jié)構(gòu)變化對(duì)生產(chǎn)率增長(zhǎng)貢獻(xiàn)近15%，結(jié)論支持“structural bonus”假說(shuō)；20世紀(jì)70年代以后，結(jié)構(gòu)效應(yīng)為負(fù)數(shù)，高達(dá)負(fù)30%，結(jié)論支持“structural burden”假說(shuō)[1]。Pedro Lains （2003）對(duì)葡萄牙的研究表明，在全國(guó)范圍內(nèi)，1973年以前，結(jié)構(gòu)變化對(duì)葡萄牙勞動(dòng)生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)很高（三產(chǎn)業(yè)劃分法的測(cè)算值為28%，16產(chǎn)業(yè)劃分法的測(cè)算值為40%），結(jié)論支持“structural bonus”假說(shuō)，1973年以后，結(jié)構(gòu)效應(yīng)逐步下降，并最終消失；在制造業(yè)內(nèi)部，1973年以前，實(shí)證結(jié)果支持“structural bonus”假說(shuō)，1973年以后，實(shí)證結(jié)果支持“structural burden”假說(shuō)[2]。袁曉虎（1998）運(yùn)用SS分析模型對(duì)江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的貢獻(xiàn)進(jìn)行分析，結(jié)論表明，不同時(shí)期的結(jié)構(gòu)效應(yīng)不同[3]。

然而，以上研究要么只關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與生產(chǎn)率增長(zhǎng)之間的關(guān)系，要么研究方法僅限于SSA模型；本文擬采用計(jì)量分析模型，研究就業(yè)結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期關(guān)系，論證中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在顯著的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，以及結(jié)構(gòu)效應(yīng)是否存在顯著的時(shí)期差異性，通過(guò)對(duì)這些問(wèn)題的探討，為國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界提供更多的實(shí)證支持。

二、結(jié)構(gòu)效應(yīng)的理論假說(shuō)

按照資源配置理論，單位資源的產(chǎn)出量在各個(gè)不同的生產(chǎn)部門(mén)有很大的差異。由于配置方式和各產(chǎn)業(yè)部門(mén)結(jié)構(gòu)的不同，不同的生產(chǎn)部門(mén)單位產(chǎn)出效益的不同，在資源總量一定的條件下，將會(huì)產(chǎn)生不同的經(jīng)濟(jì)效益。當(dāng)社會(huì)需求結(jié)構(gòu)發(fā)生變化時(shí)，如果社會(huì)能夠充分滿足產(chǎn)出效益高的部門(mén)對(duì)資源的需求，并將產(chǎn)出效益低的部門(mén)中滯留的過(guò)剩資源轉(zhuǎn)移出去，則會(huì)使總體勞動(dòng)生產(chǎn)率和GDP得到較快增長(zhǎng)，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；反之，則會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響。

在一個(gè)大的經(jīng)濟(jì)體系中，由于各個(gè)產(chǎn)業(yè)面臨的市場(chǎng)需求不同，技術(shù)條件也存在差異。對(duì)于一些勞動(dòng)生產(chǎn)率或增加值份額比較高的產(chǎn)業(yè)，如果產(chǎn)品需求不斷增長(zhǎng)（絕對(duì)或相對(duì)），其對(duì)勞動(dòng)力的需求就呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，勞動(dòng)力向這些產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，或者勞動(dòng)力向生產(chǎn)率或增加值份額上升的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，這種就業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)總體勞動(dòng)生產(chǎn)率或GDP增長(zhǎng)具有積極作用；反之，如果產(chǎn)品需求不斷下降（絕對(duì)或相對(duì)），則會(huì)產(chǎn)生消極作用。如果結(jié)構(gòu)效應(yīng)顯著大于零，則說(shuō)明積極的就業(yè)結(jié)構(gòu)變化起主導(dǎo)作用；如果結(jié)構(gòu)效應(yīng)顯著小于零，則說(shuō)明消極的就業(yè)結(jié)構(gòu)變化起主導(dǎo)作用；如果結(jié)構(gòu)效應(yīng)不顯著，則說(shuō)明就業(yè)結(jié)構(gòu)變化的積極作用和消極作用基本抵消。由此，得到假說(shuō)1：

就業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（總體勞動(dòng)生產(chǎn)率或GDP增長(zhǎng)）的效應(yīng)取決于其積極作用和消極作用影響的綜合效果。

對(duì)于同一國(guó)家（或經(jīng)濟(jì)區(qū)域），在其發(fā)展的不同時(shí)期，面臨的市場(chǎng)需求不同，技術(shù)條件也存在差異。在一些時(shí)期，大部分產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力資源得到優(yōu)化配置，生產(chǎn)率高的產(chǎn)業(yè)吸納了較多的勞動(dòng)力，生產(chǎn)率低的產(chǎn)業(yè)吸納較少的勞動(dòng)力；且對(duì)于大部分生產(chǎn)率高的產(chǎn)業(yè)，當(dāng)其勞動(dòng)生產(chǎn)率上升時(shí)，其就業(yè)份額也不斷攀升，就業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極影響起主導(dǎo)作用，總體結(jié)構(gòu)效應(yīng)大于零。然而，在另外一些時(shí)期，需求結(jié)構(gòu)已經(jīng)改變，但是，由于就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的滯后性，大部分產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力資源沒(méi)有得到優(yōu)化配置，就業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的消極影響起主導(dǎo)作用，總體結(jié)構(gòu)效應(yīng)小于零。

由此，得到假設(shè)2：

就業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（總體勞動(dòng)生產(chǎn)率或GDP增長(zhǎng)）的效應(yīng)，在不同時(shí)期呈現(xiàn)不同的形式，結(jié)構(gòu)效應(yīng)具有時(shí)期差異性。

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)介紹

1.模型介紹

已往的學(xué)者注重宏觀經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期分析，大多依據(jù)C—D函數(shù)來(lái)構(gòu)建多部門(mén)模型。J.H.LI.Dewhurst（2002）拋開(kāi)這種分析框架，提出了新的思路。他認(rèn)為，對(duì)于一個(gè)區(qū)域，觀察它的一個(gè)產(chǎn)業(yè)，比較末期與基期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，其差值的絕對(duì)值就是這個(gè)產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變化值；把各個(gè)產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)變化加總，就得到一個(gè)區(qū)域在某一時(shí)點(diǎn)的結(jié)構(gòu)變化值；依次重復(fù)以上的工作，可以得到一個(gè)區(qū)域歷年的結(jié)構(gòu)變化值[4]。具體如下：

2.數(shù)據(jù)說(shuō)明

本研究采用中國(guó)大陸29個(gè)省份的原始數(shù)據(jù)（1985—2005），不包括海南和重慶；數(shù)據(jù)主要包括：GDP（20世紀(jì)80年代為NI）、產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額?？偣采婕?6個(gè)產(chǎn)業(yè)、1萬(wàn)多個(gè)數(shù)據(jù)點(diǎn)，所有數(shù)據(jù)均來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（1986—2006），且所有數(shù)據(jù)均為可比。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)最好采用GDP增長(zhǎng)率，但是，在考察期內(nèi)（1985—2005），20世紀(jì)80年代的經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)都是以NI數(shù)據(jù)為準(zhǔn)，之后才開(kāi)始采用GDP數(shù)據(jù)；因此，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)GR選取上，20世紀(jì)80年代的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)采用NI增長(zhǎng)率，之后都采用GDP增長(zhǎng)率。同時(shí)，NI增長(zhǎng)率、GDP增長(zhǎng)率（1986—2005）都是筆者根據(jù)原始數(shù)據(jù)計(jì)算整理得到。

結(jié)構(gòu)變化指標(biāo)可采用就業(yè)結(jié)構(gòu)變化、投資結(jié)構(gòu)變化等，考慮到數(shù)據(jù)可得性，本文采用就業(yè)結(jié)構(gòu)變化。在考察期內(nèi)（1985—2005），1992年以前的產(chǎn)業(yè)被劃分為12個(gè)，1993—2002年的產(chǎn)業(yè)被劃分為16個(gè)，2003年以后的產(chǎn)業(yè)被劃分為19個(gè)；因此，直接計(jì)算出來(lái)的結(jié)構(gòu)變化指標(biāo)SC存在逐步高估的趨勢(shì)，由此得到的分析結(jié)果可能是逐步低估的結(jié)構(gòu)效應(yīng)。為了解決這一問(wèn)題，本文統(tǒng)一采用16產(chǎn)業(yè)劃分法，分別對(duì)1992年以前、2003年以后的結(jié)構(gòu)變化指標(biāo)SC進(jìn)行加權(quán)處理，權(quán)重分別為16/12、16/19，使得各個(gè)時(shí)期的結(jié)構(gòu)變化指標(biāo)SC具有可比性。當(dāng)然，這種加權(quán)處理方法比較粗糙，還有待于進(jìn)一步改進(jìn)。

另外，產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額最好采用各產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)計(jì)算出來(lái)的比重，考慮到數(shù)據(jù)可得性，本研究用產(chǎn)業(yè)職工人數(shù)份額代替產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，然后取其比重，產(chǎn)業(yè)職工人數(shù)統(tǒng)一采用年底統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

四、結(jié)構(gòu)效應(yīng)的計(jì)量分析結(jié)果

為了說(shuō)明結(jié)構(gòu)效應(yīng)的時(shí)期差異性，本文引入時(shí)期虛擬變量，對(duì)中國(guó)大陸29個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)（1987—2005）進(jìn)行分析，所采用的分析軟件是Eviews5.1，表中是對(duì)其分析結(jié)果的歸納與總結(jié)。

在下頁(yè)表中，方程1是基礎(chǔ)模型，沒(méi)有考慮時(shí)期差異性和區(qū)域差異性；方程2是時(shí)期效應(yīng)模型，考慮了結(jié)構(gòu)效應(yīng)的時(shí)期差異性。

在基礎(chǔ)模型中，所有系數(shù)的估計(jì)值都在1％水平上顯著，模型通過(guò)參數(shù)檢驗(yàn)。其中，系數(shù)β的估計(jì)值為-0.14，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的就業(yè)結(jié)構(gòu)變化彈性系數(shù)小于零，就業(yè)結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；就業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)面影響起主導(dǎo)作用，導(dǎo)致綜合結(jié)構(gòu)效應(yīng)為負(fù)數(shù)。這表明，在考察期內(nèi)（1987—2005年），就業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了負(fù)面影響；同時(shí)，隨著結(jié)構(gòu)變化的增大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降的步伐減緩，即綜合結(jié)構(gòu)效應(yīng)減?。ń^對(duì)值減小）。這可理解為，在考察期內(nèi)（1987—2005年），由于中國(guó)20世紀(jì)90年代的勞動(dòng)力資源配置出現(xiàn)異常，就業(yè)結(jié)構(gòu)變化的消極影響起主導(dǎo)作用，且當(dāng)期的消極影響大于其他時(shí)期就業(yè)結(jié)構(gòu)變化的積極影響，導(dǎo)致綜合結(jié)構(gòu)效應(yīng)為負(fù)數(shù)；同時(shí)，隨著就業(yè)結(jié)構(gòu)變化的增大，就業(yè)結(jié)構(gòu)變化的積極影響逐漸增強(qiáng)，綜合結(jié)構(gòu)效應(yīng)的絕對(duì)值逐漸減小。

另外，系數(shù)β的估計(jì)值為0.22，上期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與本期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，這表明，在考察期內(nèi)（1987—2005年），中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的慣性，并且隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的上升，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的慣性逐漸增強(qiáng)。這可理解為，由于投資、研發(fā)等活動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用具有一定延續(xù)性和滯后性，因此，前期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)往往會(huì)對(duì)當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生一定積極影響。

五、結(jié)論

本文借鑒Dewhurst的思路，構(gòu)建就業(yè)結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的計(jì)量模型，選用中國(guó)29個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)（1987—2005年），對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)結(jié)構(gòu)變化之間的關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析，得到以下主要結(jié)論：

1.在考察期內(nèi)（1987—2005年），就業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的消極作用大于積極作用，隨著就業(yè)結(jié)構(gòu)變化的增大，積極作用逐漸增強(qiáng)，綜合結(jié)構(gòu)效應(yīng)絕對(duì)值遞減。計(jì)量分析結(jié)果表明，在基本模型中，結(jié)構(gòu)變化系數(shù)β的估計(jì)值為（-0.14），就業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的消極作用大于積極作用，綜合結(jié)構(gòu)效應(yīng)為負(fù)數(shù)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)經(jīng)驗(yàn)不支持“structural bonus”假說(shuō)；系數(shù)β小于零，說(shuō)明隨著就業(yè)結(jié)構(gòu)變化的增大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降的幅度逐漸減小，即綜合結(jié)構(gòu)效應(yīng)逐漸減?。ńY(jié)構(gòu)效應(yīng)絕對(duì)值變?。?。

2.在考察期內(nèi)（1987—2005年），結(jié)構(gòu)效應(yīng)存在顯著的時(shí)期差異性。計(jì)量分析結(jié)果表明：從4個(gè)時(shí)期劃分來(lái)看，2001—2005年的結(jié)構(gòu)效應(yīng)最高，1987—1990年的結(jié)構(gòu)效應(yīng)最低，3個(gè)比較期與基準(zhǔn)期（1987—1990年）的結(jié)構(gòu)效應(yīng)均存在顯著差異。

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