朱兆軍

摘要:由于就業(yè)結構變化而導致的區(qū)域經(jīng)濟增長異常的現(xiàn)象,曾經(jīng)在我國出現(xiàn)過,且這種異常帶來的影響更趨向于消極的方面。本文便在分析我國29省面板數(shù)據(jù)的基礎上,分析了就業(yè)結構變化對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響與作用。

關鍵詞:就業(yè)結構變化;區(qū)域經(jīng)濟;面板數(shù)據(jù)

Lewis (1954 )最早對經(jīng)濟增長中的結構效應進行了初步探討,他認為結構變化對經(jīng)濟增長具有重要作用,部門結構轉變是經(jīng)濟增長和生產(chǎn)率提高的重要源泉在隨后的結構效應的實證分析中,國外學者采用的是SSA (shift-share analysis)模型。Pedm Lains采用SSA的方法,對愛爾蘭和葡萄牙(1994-2002)的比較研究表明:就業(yè)結構變化對愛爾蘭勞動生產(chǎn)率的貢獻達29%,結論支持“structural bonus”假說;對葡萄牙的研究結果卻支持“structural burden”假說(結構效應為-39% )。陳海明、武松明、查成偉采用SSA模型研究江蘇省經(jīng)濟增長中的結構效應,結論表明:不同地區(qū)的結構效應不同。

在國內外研究的基礎上,本文采用固定效應面板數(shù)據(jù)模型,研究就業(yè)結構變化與經(jīng)濟增長之間的長期關系,論證中國經(jīng)濟增長是否存在顯著的結構效應,以及結構效應是否存在顯著的區(qū)域差異性,通過對這些問題的探討,為國內學術界提供更多的實證支持。

一、計量模型與數(shù)據(jù)介紹

(一)模型介紹

J. H. LI. Dewhurst認為,對于一個區(qū)域,觀察它的一個產(chǎn)業(yè),比較末期與基期的產(chǎn)業(yè)結構,其差值的絕對值就是這個產(chǎn)業(yè)的結構變化值;把各個產(chǎn)業(yè)的結構變化加總,就得到一個區(qū)域在某一時點的結構變化值;依次重復以上的工作,可以得到一個區(qū)域歷年的結構變化值.具體如下:

其中,代表r區(qū)域從t-1期到t期的結構變化值,代表r區(qū)域t期末第k產(chǎn)業(yè)的就業(yè)份額。

J. H. LI. Dewhurst研究表明:經(jīng)濟增長與結構變化之間存在非線性關系;因此,在設定計量模型時,可以考慮直接構建結構變化與經(jīng)濟增長兩個變量之間的回歸模型。同時,桑秀國研究表明:中國經(jīng)濟增長有很大的慣性,前期的經(jīng)濟增長對本期的經(jīng)濟增長有一定影響?？紤]到以上兩點,本文設定的基本模型如下:

其中,GR代表r區(qū)域在t期的經(jīng)濟增長率,GR是其一階滯后變量;SC代表r區(qū)域在t期的結構變化值;TDt代表一組時期虛擬變量,RDr代表一組區(qū)域虛擬變量,這些虛擬變量假定對于每個區(qū)域和每個時期,都存在固定的效應。

(二)數(shù)據(jù)說明

本研究采用中國大陸29個省份的原始數(shù)據(jù)(1985-2006年),不包括海南和重慶;數(shù)據(jù)主要包括:GDP (80年代為NI )、產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額?？偣采婕?6個產(chǎn)業(yè)、1萬多個數(shù)據(jù)點,所有數(shù)據(jù)均來自中國統(tǒng)計年鑒(1986-2007年),且所有數(shù)據(jù)均為可比。

結構變化指標可采用就業(yè)結構變化、投資結構變化等,考慮到數(shù)據(jù)可得性,本文采用就業(yè)結構變化。在考察期內(1985-2006年),1992年以前的產(chǎn)業(yè)被劃分為12個,1993-2002年的產(chǎn)業(yè)被劃分為16個,2003年以后的產(chǎn)業(yè)被劃分為19個;因此,直接計算出來的結構變化指標SC存在逐步高估的趨勢,由此得到的分析結果可能是逐步低估的結構效應。為了解決這一問題,本文統(tǒng)一采用16產(chǎn)業(yè)劃分法,分別對1992年以前、2003年以后的結構變化指標SC進行加權處理,權重分別為16/12,16/19,使得各個時期的結構變化指標SC具有可比性。當然,這種加權處理方法比較粗糙,還有待于進一步改進。

二、結構效應的計且分析結果

為了說明結構效應的區(qū)域差異性,本文引入?yún)^(qū)域虛擬變量,對中國大陸29個省份面板數(shù)據(jù)(1987-2006 )進行計量分析,所采用的分析軟件是Eviews5.1,表1是對其分析結果的歸納與總結。

三、主要結論和進一步討論

本文借鑒Dewhurst的思路,構建就業(yè)結構變化與經(jīng)濟增長之間的固定效應模型,選用中國29個省份的面板數(shù)據(jù),對中國經(jīng)濟增長與就業(yè)結構變化之間的關系進行計量分析,得到以下主要結論:

(1)在考察期內(1987-2006年),就業(yè)結構變化對經(jīng)濟增長率的消極作用大于積極作用,隨著產(chǎn)業(yè)結構變化的增大,積極作用逐漸增強,綜合結構效應絕對值遞減。計量分析結果表明:在基本模型中,結構變化系數(shù)P:的估計值為-0.14,產(chǎn)業(yè)結構變化對經(jīng)濟增長率的消極作用大于積極作用,綜合結構效應為負數(shù),中國經(jīng)濟增長經(jīng)驗不支持“structural bonus"假說;系數(shù) 小于零,說明隨著產(chǎn)業(yè)結構變化的增大,經(jīng)濟增長率下降的幅度逐漸減小,即綜合結構效應絕對值變小。在中國這個巨大的經(jīng)濟體系中,各個產(chǎn)業(yè)面臨的市場需求不同,技術條件也存在差異。對一些生產(chǎn)率比較高的產(chǎn)業(yè),如果市場需求不斷增加,其對勞動力的需求也隨之增加,或者勞動力向生產(chǎn)率上升的產(chǎn)業(yè)轉移,帶來整體生產(chǎn)率的提高和經(jīng)濟發(fā)展加快,這種就業(yè)結構變化,我們稱之為“積極變化”,其所產(chǎn)生的作用,稱之為“積極作用”;反之,就是“消極作用”,就業(yè)結構變化對經(jīng)濟增長的效應取決于其“積極作用”和“消極作用”的綜合效果.很明顯,根據(jù)本文實證分析結果,在中國經(jīng)濟增長過程中,消極的就業(yè)結構變化曾起主導作用。

(2)在考察期內(1987-2006年),結構效應具有一定的區(qū)域差異性。計量分析結果表明:從3個區(qū)域劃分來看,東部地區(qū)的區(qū)域效應為正數(shù),結構效應最高,與西部地區(qū)的結構效應存在顯著差異;而中部地區(qū)的區(qū)域效應為負數(shù),結構效應最低,與西部的結構效應并不存在顯著差異。我們的解釋是:對于中國這樣幅員遼闊的國家,在不同經(jīng)濟區(qū)域,由于各自面臨的市場需求不同,技術條件也存在差異。在東部地區(qū)或部分發(fā)達省份的經(jīng)濟體系中,大部分產(chǎn)業(yè)勞動力資源得到優(yōu)化配置,生產(chǎn)率高的產(chǎn)業(yè)吸納了較多的勞動力,生產(chǎn)率低的產(chǎn)業(yè)吸納較少的勞動力;且對于大部分生產(chǎn)率高的產(chǎn)業(yè),當其勞動生產(chǎn)率上升時,其就業(yè)份額也不斷攀升,就業(yè)結構變化對經(jīng)濟增長的積極影響起主導作用。然而,在中西部地區(qū)或其它省份的經(jīng)濟體系中,就業(yè)結構調整嚴重滯后,大部分產(chǎn)業(yè)勞動力資源沒有得到優(yōu)化配置,就業(yè)結構變化對經(jīng)濟增長的積極影響不起主導作用。

(3)在考察期內(1987-2006年),經(jīng)濟增長指標滯后一期的系數(shù)刀 為0.24,前期的經(jīng)濟增長對當期的經(jīng)濟增長產(chǎn)生一定積極影響,中國經(jīng)濟增長具有較強的慣性;系數(shù) 大于零,說明隨著經(jīng)濟增長率的上升,中國經(jīng)濟增長的慣性增強。我們的解釋是:中國的經(jīng)濟增長,很大程度上得益于投資拉動,即“三駕馬車”之一的投資需求。投資活動都具有一定的周期性,而且投資越大,其周期往往越長;同時,投資活動所產(chǎn)生的效益不僅僅表現(xiàn)在當期,往往具有較長的延續(xù)期。因此,在投資拉動型的經(jīng)濟增長中,地區(qū)經(jīng)濟往往呈現(xiàn)明顯的“慣性”,并且,經(jīng)濟增長越快,其慣性越強。

參考文獻:

[1]桑秀國.外資與經(jīng)濟增長—一個基于新經(jīng)濟增長理論的模型及對中國數(shù)據(jù)的臉證[J].管理世界,2002,12(9).

[2]Nicholas Oulton. Must the Growth rate decline? Baumol's unbalanced growth revisited[J].Bank of England, 1999,15(1).