張建武　高怡冰　李楠　何飛帆

(廣東外語外貿(mào)大學(xué)　1 & 4. 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院　3. 商學(xué)院， 廣州　510006； 2. 廣東省社會科學(xué)院　企業(yè)研究所， 廣州　510610)

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廣東經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)的協(xié)同性研究

張建武1高怡冰2李楠3何飛帆4

(廣東外語外貿(mào)大學(xué)1 & 4. 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院3. 商學(xué)院， 廣州510006； 2. 廣東省社會科學(xué)院企業(yè)研究所， 廣州510610)

采用就業(yè)彈性的概念工具，分析廣東總體就業(yè)彈性、產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性和地區(qū)就業(yè)彈性的變化特征，認(rèn)為廣東的總體就業(yè)彈性不高，粵東西北就業(yè)彈性遠(yuǎn)低于珠三角以及全省的平均水平。區(qū)域發(fā)展的不平衡已經(jīng)嚴(yán)重拉低了全省的就業(yè)彈性，對經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)穩(wěn)定帶來了嚴(yán)重挑戰(zhàn)。為檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長的就業(yè)效應(yīng)，建立就業(yè)需求方程，構(gòu)建面板模型，分析結(jié)果表明，廣東經(jīng)濟(jì)增量與就業(yè)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，而資本存量與就業(yè)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，在模型分析的基礎(chǔ)上，廣東經(jīng)濟(jì)增長具有就業(yè)集聚效應(yīng)、就業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)和就業(yè)分化效應(yīng)。

經(jīng)濟(jì)增長； 就業(yè)彈性； 就業(yè)效應(yīng)； 協(xié)同性

經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的焦點(diǎn)問題，也是關(guān)系到區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大問題。廣東在改革開放以來，實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)高速增長，就業(yè)也呈現(xiàn)出不同的階段性特征。本文分析廣東經(jīng)濟(jì)增長的總體就業(yè)彈性、產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性和地區(qū)就業(yè)彈性的變化特征，構(gòu)建就業(yè)決定模型，分析經(jīng)濟(jì)增長對就業(yè)的影響，認(rèn)為廣東經(jīng)濟(jì)增長具有就業(yè)集聚效應(yīng)、就業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)和就業(yè)分化效應(yīng)。

一、文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)增長有微觀與宏觀兩個(gè)視角和主線。微觀視角研究的基本出發(fā)點(diǎn)是生產(chǎn)，重點(diǎn)研究資本、勞動力等生產(chǎn)要素的組合和配置對生產(chǎn)能力的影響，也就是對經(jīng)濟(jì)增長的作用。亞當(dāng)·斯密和大衛(wèi)·李嘉圖開創(chuàng)了這一研究思路，對經(jīng)濟(jì)增長問題做出系統(tǒng)分析。19世紀(jì)初，西斯蒙第《政治經(jīng)濟(jì)新原理》一書的出版，標(biāo)志著以宏觀視角研究經(jīng)濟(jì)增長開始起步。經(jīng)濟(jì)增長宏觀研究主線的形成，標(biāo)志是索洛的新古典增長模型。無論是微觀視角還是宏觀視角的研究，都認(rèn)為長期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)存在內(nèi)在的一致性。

新古典增長理論認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)長期增長的決定因素，但沒有對決定技術(shù)進(jìn)步的因素進(jìn)行分析，這就對發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)增長的長期持續(xù)性失去解釋力。面對這樣的困境，內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論產(chǎn)生了。內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為導(dǎo)致增長與失業(yè)之間的關(guān)系是復(fù)雜的，如 Aghion和Howitt(1990)所提出的內(nèi)生增長與失業(yè)模型，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長是失業(yè)的原因而不是相反。內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論揭示了經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)存在一定的內(nèi)在因果關(guān)系，并不再由其他外在因素決定。處于不同工業(yè)化階段、具有相異產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步等因素的地區(qū)，其就業(yè)彈性存在很大的差異，且區(qū)域就業(yè)彈性的非均衡下降導(dǎo)致了我國總體就業(yè)彈性的下降(丁可、丁建勛，2012)；

由于經(jīng)濟(jì)的二元特征與農(nóng)村存在大量剩余勞動力的事實(shí)，我國經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長之間關(guān)系的核心是剩余勞動力的充分利用問題，因此，國內(nèi)的實(shí)證研究比較關(guān)注中國的就業(yè)彈性，主要有三條基本思路：一是利用菲利普斯曲線與奧肯定律。蔡昉等(2007)通過估計(jì)菲利普斯曲線來計(jì)算中國的就業(yè)彈性和自然失業(yè)率，認(rèn)為中國自然失業(yè)率較高，并有繼續(xù)升高的趨勢，這也說明失業(yè)問題無法單純依靠宏觀反周期政策解決。二是建立就業(yè)決定方程。這種方法的關(guān)鍵是在生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，建立勞動力需求方程和勞動力供給方程，通過計(jì)量方法估計(jì)出參數(shù)。從其理論核心來看，都是基于生產(chǎn)函數(shù)建立勞動力需求方程，只是在計(jì)量方法上加以改進(jìn)。陳曉珊、袁申國(2013)建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析廣東經(jīng)濟(jì)增長對其就業(yè)水平的影響效應(yīng)。有些研究認(rèn)為，與資本相反，勞動對經(jīng)濟(jì)增長的作用弱化，并利用Chow檢驗(yàn)進(jìn)一步顯示宏觀生產(chǎn)函數(shù)結(jié)構(gòu)參數(shù)具有不穩(wěn)定性(陳楨，2008)。通過建立勞動力需求方程和供給方程，由技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)出以及實(shí)際工資相關(guān)作為解釋變量(朱軼、吳超林，2010)，政府干預(yù)、城鎮(zhèn)化等因素也可以被引入到勞動力方程中，增強(qiáng)方程的解釋能力。三是運(yùn)用協(xié)整理論，檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。陳安平、李勛來(2004)利用協(xié)整理論進(jìn)行研究，后來的研究也普遍注意到時(shí)間序列的單整性問題，運(yùn)行協(xié)整理論和格蘭杰檢驗(yàn)越來越普遍。

無論采用哪種方法，計(jì)算和分析中國的就業(yè)彈性，是研究經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)的核心問題。關(guān)于改革開放以來中國經(jīng)濟(jì)增長的就業(yè)彈性，有學(xué)者(Rawski，2001)認(rèn)為，中國經(jīng)濟(jì)增長的就業(yè)彈性呈現(xiàn)下降狀態(tài)，也有學(xué)者(蔡昉等，2004)認(rèn)為，城鎮(zhèn)就業(yè)彈性從1990年代初以來總體呈現(xiàn)上升趨勢。另外一種觀點(diǎn)對就業(yè)彈性的計(jì)算提出質(zhì)疑，并從有效就業(yè)的概念出發(fā)，認(rèn)為出現(xiàn)了效率型就業(yè)(龔玉泉、袁志剛，2002)。李文星(2013)利用2001-2008年中國深滬兩市508家制造業(yè)上市公司的微觀就業(yè)數(shù)據(jù)和企業(yè)動態(tài)勞動需求方程重新估計(jì)了中國經(jīng)濟(jì)增長的就業(yè)彈性。實(shí)證結(jié)果表明，中國制造業(yè)上市公司的總資產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)張(即企業(yè)投資)具有顯著的就業(yè)效應(yīng)。從本質(zhì)上來看，兩種觀點(diǎn)并不完全矛盾，關(guān)鍵是采用一般就業(yè)還是效率就業(yè)來計(jì)算就業(yè)彈性。在剔除某些影響因素如效率就業(yè)、冗員等的前提下計(jì)算中國經(jīng)濟(jì)增長的就業(yè)彈性，則并沒有下降，因?yàn)檫@些因素恰恰可能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長中沒有就業(yè)提高。

二、廣東的就業(yè)彈性

利用就業(yè)彈性的概念，計(jì)算和分析廣東省就業(yè)彈性的變化狀況：包括總體就業(yè)彈性、產(chǎn)業(yè)間的就業(yè)彈性和地區(qū)間的就業(yè)彈性，闡述經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)的宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)。

(一)總體就業(yè)彈性分析

就業(yè)彈性反映了產(chǎn)值增加對就業(yè)水平的拉動程度，可以表示為：

(1)

總體來看，廣東的就業(yè)彈性呈現(xiàn)出一定的波動性，但就業(yè)彈性整體不高。除2005年達(dá)到0.52之外，其他年份均在0.5之下，1979-2012年間，超過0.4的僅有5年，其他年份大都在0.3以下。如圖1所示，廣東GDP增長率、就業(yè)增長率和就業(yè)彈性變化趨勢基本一致。GDP增長率和就業(yè)彈性波動的幅度較大，而就業(yè)增長率相對穩(wěn)定，波動的幅度較小。就業(yè)增長率最高為2005年的7.3%，最低為1999年的0.3%；1999年就業(yè)彈性達(dá)到最低值0.03，2005年達(dá)最高值0.52。廣東1979-2012年就業(yè)彈性總體來看呈上升趨勢。2000年以來，就業(yè)增長與經(jīng)濟(jì)增長趨勢同步，就業(yè)彈性相對穩(wěn)定，但就業(yè)增長率遠(yuǎn)低于經(jīng)濟(jì)增長率。這表明，盡管廣東經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長更趨向一致，但就業(yè)彈性并不高。

和全國相比，廣東的就業(yè)彈性在1990年之前，基本低于全國就業(yè)彈性；而在1991-2011年間，廣東的就業(yè)彈性基本在全國就業(yè)彈性之上(除1999年外)，2012年又略低于全國水平。分析認(rèn)為廣東就業(yè)彈性不高的原因有：

圖1廣東GDP增長率、就業(yè)增長率和就業(yè)彈性(1979-2012)

1.改革開放以來，廣東經(jīng)濟(jì)高速增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)迅速轉(zhuǎn)換，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)迅速調(diào)整過程中，對就業(yè)的破壞作用明顯，這是導(dǎo)致就業(yè)彈性不高的重要原因。但和全國相比，廣東的就業(yè)彈性從1990年之后基本高于全國的平均水平，考慮到大量外省勞動力向廣東集聚，廣東對全國就業(yè)水平的提升起到了重要的帶動作用。

2.隨著產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的加快，廣東資本密集和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展加快，對勞動力的替代作用凸顯。隨著廣東的產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，資本大量投入，在短期內(nèi)對廣東的經(jīng)濟(jì)增長帶來了推動作用，同時(shí)也對就業(yè)產(chǎn)生了明顯的擠出作用。

3.勞動力生產(chǎn)率迅速提升，但產(chǎn)業(yè)發(fā)展并沒有完全適應(yīng)生產(chǎn)率的提升。這是因?yàn)閯趧由a(chǎn)率的提升是由于勞動力受教育程度和勞動技能的增加，而非由于產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的導(dǎo)致。廣東經(jīng)濟(jì)快速增長的一個(gè)重要因素是勞動力素質(zhì)的快速提高，減少了對勞動力數(shù)量的需求。

4.統(tǒng)計(jì)口徑偏差和統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的不準(zhǔn)確性。由于各方面原因，對于非正規(guī)就業(yè)、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移等方面的統(tǒng)計(jì)存在低估的情況，導(dǎo)致在計(jì)算就業(yè)彈性的時(shí)候存在誤差。

(二)產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性分析

1979-2012年，廣東總體就業(yè)彈性平均為0.22，第一、二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性分別為-0.1、0.5和0.44。隨著經(jīng)濟(jì)增長，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員不斷流出，也是第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)“蓄水池”的反映。第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性最高，對就業(yè)的拉動作用最大。近年來，廣東第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性保持較高水平，2000年以來，廣東第三產(chǎn)業(yè)平均就業(yè)彈性為0.44，高于第二產(chǎn)業(yè)的0.38，成為拉動就業(yè)的主要力量。這一發(fā)展趨勢，與廣東逐漸步入工業(yè)化中后期的發(fā)展階段密切相關(guān)。

如圖2所示，廣東三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性的變化。

第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性變化分四個(gè)階段：第一階段是1979-1990年，就業(yè)彈性波動幅度不大，總體上呈先下降后上升的趨勢。第二階段是1991-1998年，就業(yè)彈性波動幅度非常大，也是先下降后上升，但從圖形上看波動很劇烈，1993年就業(yè)彈性為-0.17，達(dá)到最低值。第三階段是1999-2006年，就業(yè)彈性波動幅度大于第一階段但小于第二階段，呈現(xiàn)先下降、后上升、再下降的趨勢。第四階段是2007-2012，尤其是在2009和2010年，出現(xiàn)了較大波動，在2010年再次降至-0.15。導(dǎo)致第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性波動的原因，并不在于第一產(chǎn)業(yè)本身，而是取決于第二、三產(chǎn)業(yè)對第一產(chǎn)業(yè)剩余勞動力的吸納能力。也就是說，第一產(chǎn)業(yè)充當(dāng)著就業(yè)“蓄水池”的作用。

第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性的變化也分為四個(gè)階段：第一階段是1979-1990年，就業(yè)彈性呈現(xiàn)出波動狀態(tài)。第二階段是1991-2000年，這一階段就業(yè)彈性不斷降低。第三階段是2001-2007年，這階段就業(yè)彈性不斷增加，在2003年達(dá)到最高點(diǎn)1.45，隨后緩慢回落至2007年的0.2。第四階段是2008-2012年，就業(yè)彈性先升后降，在2012年降至-0.09。廣東第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性的波動，與技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有關(guān)，雖然從長期看，技術(shù)進(jìn)步和結(jié)構(gòu)優(yōu)化能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)成長和就業(yè)，但是在短期內(nèi)會破壞就業(yè)崗位，造成結(jié)構(gòu)性失業(yè)，從而整體表現(xiàn)出就業(yè)彈性的下降。

第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性表現(xiàn)出先下降后上升的過程。在1991年之前，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性波動幅度較大，并且與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性的變動趨勢完全相反，這表明第二產(chǎn)業(yè)是吸納農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的主體。這段時(shí)期第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性雖然比較高，但處于下降的趨勢。1991-2000年，第三產(chǎn)業(yè)雖然波動較明顯，但一直處于比較高的水平。2001年以來，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性波動明顯，第三產(chǎn)業(yè)有一定的下降趨勢，但仍保持較高水平。

第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性的波動，既有短期內(nèi)外部環(huán)境對經(jīng)濟(jì)增長的影響，又有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來的就業(yè)促進(jìn)和就業(yè)破壞作用，也有較長期內(nèi)技術(shù)進(jìn)步導(dǎo)致的生產(chǎn)率變化的原因。對于廣東而言，這幾個(gè)因素交織在一起，使經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)彈性呈現(xiàn)比較明顯的波動性。但值得注意的是，2010年以來，廣東三大產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性有收斂的趨勢，并且從數(shù)值上看都較小，第一、二產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性甚至出現(xiàn)負(fù)值，第三產(chǎn)業(yè)也沒有表現(xiàn)出較強(qiáng)的吸納就業(yè)的能力。這也充分表明，廣東的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級到了關(guān)鍵時(shí)期，以現(xiàn)代服務(wù)業(yè)為主體的第三產(chǎn)業(yè)仍然發(fā)展較慢。受此影響，廣東三大產(chǎn)業(yè)的就業(yè)吸納能力處于較低水平。

圖2廣東三大產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性(1980-2012)

(三)地區(qū)就業(yè)彈性分析

通過運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型，對廣東及四大區(qū)域的就業(yè)彈性進(jìn)行估計(jì)，并從不同方面分析其差異形成的原因。基本模型為：

Yit=αit+βitχit+μit(i=1，2，…，N;t=1，2，…，T)

(2)

本文比較廣東四大區(qū)域的就業(yè)彈性的差異，假定這種差異更多的體現(xiàn)在不同市之間，可以建立以下面板數(shù)據(jù)模型：

lnLit=αi+βilnYit+μit

(3)

公式(3)中，L、Y分別表示就業(yè)人數(shù)和生產(chǎn)總值；β為所要估計(jì)的就業(yè)彈性。

本文的樣本分別是珠三角及粵東西北地區(qū)所包括的地級市，采用固定效應(yīng)模型得到地區(qū)就業(yè)彈性。另外，使用固定效應(yīng)模型也得到了hausman檢驗(yàn)結(jié)果的支持。

表1　廣東各區(qū)域就業(yè)彈性

從結(jié)果來看(見表1)，廣東省的就業(yè)彈性在1979-2012年為0.31，珠三角為0.42，粵東西北分別為0.16、0.13和0.12，遠(yuǎn)低于珠三角以及廣東省的平均水平。由此也可以看出，1979年以來，珠三角容納了廣東省更多的就業(yè)。此外，從分階段的就業(yè)彈性來看，1979-1990年，廣東省就業(yè)彈性為0.33，珠三角為0.39，而粵東西北地區(qū)分別為0.29、0.30和0.34，廣東省以及各地區(qū)均表現(xiàn)出來較高的就業(yè)彈性。應(yīng)該說，這一時(shí)期，粵東西北較高的就業(yè)彈性，主要是農(nóng)村勞動力開始向城市和工業(yè)轉(zhuǎn)移，就業(yè)的總量擴(kuò)大，經(jīng)濟(jì)趨于活躍，特別是被壓制的服務(wù)業(yè)迅猛發(fā)展，推動就業(yè)增加。不同于粵東西北地區(qū)的是，珠三角地區(qū)這一時(shí)期已經(jīng)在“三來一補(bǔ)”等出口加工業(yè)的推動下，開始產(chǎn)業(yè)的大規(guī)模集聚發(fā)展，一方面吸引了大量省內(nèi)的勞動力轉(zhuǎn)移，另一方面全國的勞動力和人才開始向珠三角集聚。這一時(shí)期，珠三角較高的就業(yè)彈性，正是工業(yè)化前期迅速集聚發(fā)展的結(jié)果?；洊|西北在服務(wù)業(yè)補(bǔ)償性發(fā)展的帶動下，呈現(xiàn)出較高的就業(yè)彈性。

1991-2000年，廣東省就業(yè)彈性為0.23，較上一階段有所下降。而同期，珠三角為0.35，也較上一階段下降了0.04，大體保持穩(wěn)定?；洊|西北地區(qū)分別為0.18、0.07和0.16，較上一階段有明顯下降。這一時(shí)期，珠三角的工業(yè)化持續(xù)推進(jìn)，產(chǎn)業(yè)規(guī)模在迅速擴(kuò)大的同時(shí)實(shí)現(xiàn)不斷升級，就業(yè)彈性也保持了較高的水平?；洊|西北地區(qū)前一階段服務(wù)業(yè)的補(bǔ)償性發(fā)展已經(jīng)基本趨于穩(wěn)定，而工業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)和勢頭都較弱，導(dǎo)致就業(yè)彈性較上一階段有明顯下降。這也說明，在這一時(shí)期，珠三角對粵東西北地區(qū)的極化效應(yīng)仍大于輻射效應(yīng)，珠三角仍是產(chǎn)業(yè)集聚和就業(yè)集聚的主要地區(qū)。

2001-2012年，廣東省就業(yè)彈性為0.19，較上一階段繼續(xù)下降。這一時(shí)期，珠三角就業(yè)彈性為0.44，較上一階段有所提升。這一時(shí)期，珠三角的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)已經(jīng)表現(xiàn)出了重型化和高度化的特征，這會對就業(yè)產(chǎn)生一定的擠出作用，但廣東以出口為導(dǎo)向的勞動密集型產(chǎn)業(yè)仍然保持較快的發(fā)展勢頭，繼續(xù)拉動就業(yè)增長，珠三角的就業(yè)彈性呈現(xiàn)出與廣東省相反的趨勢，繼續(xù)保持較高的水平?；洊|西北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長也比較迅速，但拉動其增長的主要原因是大項(xiàng)目的帶動，而這些大項(xiàng)目大都屬于資金密集型和技術(shù)密集型，對就業(yè)的拉動作用并不明顯，因而就業(yè)彈性較低，分別為0.07、-0.02和0.02，經(jīng)濟(jì)增長基本沒有帶來就業(yè)的同步增長。結(jié)合廣東省的就業(yè)彈性來看，區(qū)域發(fā)展的不平衡已經(jīng)嚴(yán)重拉低了廣東省的就業(yè)彈性，對廣東省的經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)穩(wěn)定帶來了嚴(yán)重挑戰(zhàn)?；洊|西北地區(qū)以大項(xiàng)目拉動經(jīng)濟(jì)增長的模式，難以對就業(yè)帶來拉動作用，如何找到更好的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)，帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展和就業(yè)增長，成為亟待解決的問題。

三、經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)的協(xié)同性

以柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，構(gòu)建勞動力需求方程，采用廣東21個(gè)地級市的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板分析模型。

(一)經(jīng)濟(jì)增長的基本就業(yè)模型

建立就業(yè)決定模型的基本思路是從生產(chǎn)函數(shù)出發(fā)，通過公式變換，建立就業(yè)決定模型?？虏嫉栏窭股a(chǎn)函數(shù)：

Y=A(t)LαKβμ

(4)

其中，Y表示產(chǎn)出，可以衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度；A(t)代表綜合技術(shù)水平；L、K分別代表勞動力和資本投入；α、β分別代表勞動力產(chǎn)出彈性和資本產(chǎn)出彈性系數(shù)；μ為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

假定技術(shù)水平不變，對公式(4)兩邊取對數(shù)：

LnY=αlnL+βlnK+lnA+μ

(5)

本文關(guān)注的是產(chǎn)出對勞動力需求的影響，由于綜合技術(shù)水平不變，可以將其和其他不變因素一起用常數(shù)項(xiàng)c來代表，則公式(5)轉(zhuǎn)化為：

(6)

公式(6)即為勞動力需求決定方程，經(jīng)濟(jì)學(xué)含義是將勞動力需求視作由產(chǎn)出和資本投入共同決定，L為勞動力需求，是內(nèi)生變量，而產(chǎn)出Y和資本投入K是外生變量。引入勞動力供給方程，在均衡狀態(tài)下，根據(jù)廠商利潤最大化的一階條件：

(7)

(8)

其中，P表示產(chǎn)品價(jià)格，w表示工資，r表示資金成本。最后整理出勞動力就業(yè)的基本模型：

(9)

因此，經(jīng)濟(jì)增長的就業(yè)決定模型有兩個(gè)子模型：

(10)

(11)

(二)數(shù)據(jù)來源

實(shí)證分析的基本數(shù)據(jù)來自多年的《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》。產(chǎn)出Y采用國內(nèi)生產(chǎn)總值(以1978年為基期)；L采用年末就業(yè)人數(shù)；資本存量采用永續(xù)盤存法進(jìn)行估算。張軍(2004)估算的廣東資本存量1978年為204億元，孫輝等(2010)的估計(jì)為185.85億元，比較接近。但是在折舊率的選擇上，分歧比較大，并沒有一種權(quán)威的折舊率。有學(xué)者(胡永泰，1998；王小魯，2000)假定5%的折舊率，也有學(xué)者(Young，2000)假定6%的折舊率，甚至有學(xué)者(龔六堂、謝丹陽，2004)假定了10%的折舊率。張軍(2003)計(jì)算得到了各省固定資本形成總額的經(jīng)濟(jì)折舊率是9.6%?？傮w來看，折舊率在6%-9.6%之間是個(gè)比較合理的數(shù)值?？紤]到廣東改革開放以來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)快速調(diào)整的事實(shí)，選擇略高于全國水平的折舊率也是合理的，因此，本文選取了8%的折舊率?；緮?shù)據(jù)見表4.18。

(三)實(shí)證分析

在實(shí)際分析過程中，本文采用廣東21個(gè)地級市的1979-2012年的面板數(shù)據(jù)做分析。廣東的就業(yè)方程公式(11)可以進(jìn)一步變形為：

LnL=c+φ1LnY+φ2LnK

(12)

此外，選取廣東21個(gè)地級市1979-2012年的就業(yè)總量、產(chǎn)出及資本存量，可以構(gòu)建面板數(shù)據(jù)。大部分?jǐn)?shù)據(jù)來自1979-2013年《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)來自《廣東五十年1949-1999》。

表2最后一行給出了檢驗(yàn)固定效應(yīng)是否顯著的F 統(tǒng)計(jì)量，都非常顯著，表明固定效應(yīng)非常顯著，采用固定效應(yīng)模型更加合理。第二列報(bào)告了1979-2012年的回歸結(jié)果，后面三列則分別報(bào)告了1979-1989、1990-2002、2003-2012三個(gè)時(shí)間段的結(jié)果。從1979-2012年的結(jié)果來看，lny和lnk都很顯著，經(jīng)濟(jì)增量與就業(yè)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，而資本存量則產(chǎn)生了明顯的擠出效應(yīng)，呈現(xiàn)出與就業(yè)的負(fù)相關(guān)關(guān)系。具體來說，經(jīng)濟(jì)增長1個(gè)百分點(diǎn)，能夠帶動就業(yè)增長0.737個(gè)百分點(diǎn)，而資本增長一個(gè)百分點(diǎn)，則帶來就業(yè)減少0.388個(gè)百分點(diǎn)。從分階段的情況來看，1979-1989年期間，lny顯著而lnk不顯著。同樣，1990-2002年也是如此。2003-2012年期間，lny和lnk都不顯著。這可能表明，在方程中，遺漏了影響就業(yè)增長的更重要的變量，因而是方程的解釋力明顯不足。

表2　固定效應(yīng)結(jié)果

*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001

分區(qū)域固定效應(yīng)結(jié)果見表3。第二列報(bào)告了全省的回歸結(jié)果，后面四列則分別報(bào)告了珠三角、粵東、粵北和粵西的結(jié)果。從珠三角的結(jié)果來看，lny和lnk都很顯著，經(jīng)濟(jì)增量與就業(yè)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，而資本存量則產(chǎn)生了明顯的擠出效應(yīng)，呈現(xiàn)出與就業(yè)的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這和全省的結(jié)果比較一致?；洊|地區(qū)lny很顯著，而lnk不太顯著，表明粵東地區(qū)經(jīng)濟(jì)總量和就業(yè)呈現(xiàn)比較顯著正相關(guān)關(guān)系?；洷焙突浳鞯貐^(qū)的情況比較類似，lny和lnk都比較顯著，但是lny的系數(shù)為負(fù)，而lnk的系數(shù)為正，顯然與經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律不一致。這進(jìn)一步驗(yàn)證了前一節(jié)就業(yè)彈性的分析結(jié)果，粵北和粵西以大項(xiàng)目帶動經(jīng)濟(jì)增長，而這些大項(xiàng)目的資本密集型特征明顯，對就業(yè)產(chǎn)生了排擠作用，但產(chǎn)業(yè)集聚一定會帶來相應(yīng)勞動力的投入，因而資本呈現(xiàn)了與勞動就業(yè)的正相關(guān)關(guān)系，并且其帶動作用要高于經(jīng)濟(jì)增長。這也就解釋了粵西和粵北地區(qū)的低就業(yè)彈性。此外，由于勞動力流動及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移等的影響，lny和lnk的影響反而與一般規(guī)律不相適應(yīng)。

表3　分區(qū)域固定效應(yīng)的結(jié)果

*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001

四、結(jié)　論

本文采用就業(yè)彈性的概念工具，分析廣東總體就業(yè)彈性、產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性和地區(qū)就業(yè)彈性的變化特征，認(rèn)為廣東的就業(yè)彈性不高。為檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長的就業(yè)效應(yīng)，建立就業(yè)需求方程。面板分析模型的結(jié)果表明，廣東經(jīng)濟(jì)增量與就業(yè)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，而資本存量則產(chǎn)生了明顯的擠出效應(yīng)，呈現(xiàn)出與就業(yè)的負(fù)相關(guān)關(guān)系。在以上分析的基礎(chǔ)上，認(rèn)為廣東的經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)張帶來了三大就業(yè)效應(yīng)：

(一)就業(yè)集聚效應(yīng)。所謂就業(yè)集聚效應(yīng)，是指經(jīng)濟(jì)增長帶動勞動力在某一區(qū)域的大量集聚。從1978-2012年，廣東就業(yè)人數(shù)凈增3690萬人，2012年是1978年的2.5倍。在廣東經(jīng)濟(jì)增長過程中，就業(yè)的集聚效應(yīng)最明顯，也最直觀。拋開發(fā)展模式和發(fā)展質(zhì)量，在35年內(nèi)凈增就業(yè)3690萬人，本身就是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的奇跡。常住人口的規(guī)模對就業(yè)的影響顯著，常住人口規(guī)模增加1個(gè)百分點(diǎn)，就業(yè)增長0.351個(gè)百分點(diǎn)。廣東常住人口的迅速增加，主要是由于人口的跨省流動。因此，這也間接說明了就業(yè)的增加在很大程度上是由于外省人口向廣東集聚。經(jīng)濟(jì)增長帶來就業(yè)集聚效應(yīng)的同時(shí)，就業(yè)集聚效應(yīng)的反作用力也在增強(qiáng)。由于大量的勞動力集聚，徹底改變了廣東的城市化進(jìn)程，并對工業(yè)化的推進(jìn)產(chǎn)生了反作用，甚至影響和改變了區(qū)域的經(jīng)濟(jì)特征，這正是就業(yè)集聚效應(yīng)反作用力的體現(xiàn)。

(二)就業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)。就業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)伴隨著就業(yè)集聚效應(yīng)而來，確切說應(yīng)該是勞動力轉(zhuǎn)移效應(yīng)，主要指勞動力在不同產(chǎn)業(yè)間的轉(zhuǎn)移。隨著經(jīng)濟(jì)迅速增長，勞動力加快轉(zhuǎn)移，由第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)到二、三產(chǎn)業(yè)。1978年，廣東第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重為73.7%，到2012年降到23.8%，而第二產(chǎn)業(yè)由13.7%增至42.4%，第三產(chǎn)業(yè)由12.6%增至34.2%。1978-2012年廣東就業(yè)人數(shù)凈增3690萬人的情況下，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)絕對下降近260萬人。1979-2012年廣東第一產(chǎn)業(yè)平均就業(yè)彈性為負(fù)，說明隨著經(jīng)濟(jì)增長，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員不斷流出，呈現(xiàn)很強(qiáng)的就業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)。2012年，廣東第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)占比23.8%，仍遠(yuǎn)高于美(1.5%)、日(4.2%)、韓(12.4%)的比重，就業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)仍會比較明顯。

(三)就業(yè)分化效應(yīng)。由于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，勞動力往往向經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)的區(qū)域集聚，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致區(qū)域內(nèi)部的就業(yè)分化效應(yīng)，發(fā)達(dá)地區(qū)容納了更多的就業(yè)，相對而言欠發(fā)達(dá)地區(qū)就業(yè)增長比較緩慢。廣東在經(jīng)濟(jì)快速增長過程中，就業(yè)分化效應(yīng)不斷增強(qiáng)，并且嚴(yán)重拉低了全省的就業(yè)彈性，對廣東省的經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)穩(wěn)定帶來了嚴(yán)重挑戰(zhàn)。但從模型的估計(jì)結(jié)果來看，區(qū)域發(fā)展不平衡實(shí)際上促進(jìn)了就業(yè)的增長?？赡艿脑蚓驮谟诋a(chǎn)業(yè)和勞動力大量向珠三角地區(qū)集聚，使珠三角的發(fā)展水平遠(yuǎn)高于粵東西北。并且，珠三角對就業(yè)的吸納能力要遠(yuǎn)高于粵東西北地區(qū)。因而，隨著粵東西北與珠三角發(fā)展的不平衡，反而對就業(yè)產(chǎn)生了拉動作用。區(qū)域不平衡程度提升1個(gè)百分點(diǎn)，拉動就業(yè)0.389個(gè)百分點(diǎn)。

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[責(zé)任編輯:蕭怡欽]

Research on the Synergy between Economic Growth and Employment in Guangdong Province

ZHANG Jianwu1GAO Yibing2LI Nan3HE Feifan4

(1 & 4.SchoolofEconomics&Trade, 3.SchoolofBusiness,GuangdongUniversityofForeignStudies,Guangzhou510006；2.GuangdongAcademyofSocialSciencesInstituteofEnterpriseStudies,Guangzhou510610,China)

This paper, by using the concept of employment elasticity to analysis the change of the overall employment elasticity, industry employment elasticity and regional employment elasticity in Guangdong Province, found that the employment elasticity of Guangdong is not high. Regional development imbalance has been severely pulled down the province’s employment elasticity, economic growth and employment stability has brought serious challenges. In order to check the employment effect of economic growth, this paper establishes the employment demand equation. The results of panel analysis show that there is a positive correlation between economic increment and employment in Guangdong, while the capital stock has a significant crowding out effect, showing a negative correlation with the economic growth; and the effects of economic growth are employment agglomeration, tranfert and differentiation.

economic growth; employment elasticity; employment effect; synergy

2016-04-01

國家民委課題 “民族地區(qū)就業(yè)問題研究”(2015-GM-124)；廣東省科技廳軟科學(xué)課題“人力資本、產(chǎn)業(yè)分工對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響和作用機(jī)理研究——基于珠三角的實(shí)踐”(2016A070705057)。

張建武(1969-)，男，山東曲阜人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，廣東外語外貿(mào)大學(xué)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院教授，研究方向?yàn)閯趧咏?jīng)濟(jì)理論與政策。高怡冰(1976-)，男，河南洛陽人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，廣東省社會科學(xué)院企業(yè)研究所研究員，研究方向?yàn)閯趧咏?jīng)濟(jì)學(xué)。李楠(1972-)，女，黑龍江齊齊哈爾人，管理學(xué)博士，廣東外語外貿(mào)大學(xué)商學(xué)院副教授，研究方向?yàn)槿肆Y源管理。何飛帆(1988-)，男，廣東深圳人，廣東外語外貿(mào)大學(xué)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院研究生，研究方向?yàn)槔碚摻?jīng)濟(jì)學(xué)。

F061.3

A

1672-0962(2016)04-0039-09