中国服务业就业吸纳能力下降之谜―基于Baumal模型扩展的理论分析与实证研究

1、中国效劳业就业吸纳能力下降之谜基于Baumal模型扩展的理论分析与实证研究论文导读:：我国效劳业的就业吸纳能力依赖于该部门相对滞后的劳动生产率以及其较低的产出价格弹性和收入弹性，效劳业人均工资的相对提高不利于效劳业就业份额的扩张。20世纪90年代中期以后，效劳业劳动生产率滞后程度的加深和产业间工资差异进一步扩大，不利于效劳业就业吸纳方式转型和健康增长。效劳业就业的可持续增长要求增加效劳业产品价格弹性和收入弹，同时提高效劳业劳动生产率，从而打破效劳业就业增长依赖双低水平陷阱;的状态；另外，还需要通过开放效劳业垄断经营领域降低相对工资水平，防止本钱病;对效劳业就业的负面作用。论文关键词：效劳业，第

2、三产业，非均衡增长模型，产业就业结构一、引 言20世纪90年代中期以来，就业矛盾成为中国劳动力市场的突出问题，国企改革带来的下岗和失业人口，数以亿计的需要向非农领域转移的农村剩余劳动力，以及每年持续新增的高校毕业生，不断考验着产业的就业吸纳能力。以保增长、调结构;为核心的经济政策一方面维持经济总量的增长，保证就业水平的稳定，另一方面将产业结构转型作为就业增长的重要支撑，着力发挥效劳业在就业中的作用。尤其是2021年金融危机以来，我国出台的一系列就业促进政策进一步强调了效劳业的就业吸纳能力，其作用不仅表达在拓展农民工、下岗职工和城镇新增劳动力等特殊群体的就业渠道上，更需要在金融危机及后危机时期的

3、劳动力需求中发挥全面的支柱性作用。然而，回忆我国效劳业的开展历程，其实际就业容量以及未来的提升空间并不令人乐观，尤其是1990年代中期以来，效劳业的就业吸纳能力不断下降，就业比重增长率从1995年之前的年均4.5减缓到之后的年均2.0其中分别为m和s部门的劳动生产率增长率，a、b为技术参数，为不同劳动生产率对两部门产出影响的时间变动因子。和为劳动的边际产出，依据利润最大化原那么，劳动的需求取决于单位劳动的边际产品价值等于工资, 从而可得部门边际产出与部门工资之间有如下关系：和，从而有：假设人均效劳业产品需求取决于效劳产品的相对价格、人均实际工资水平和其他外生因素，构造模型，其中和分别为价格和收

4、入弹性经济学论文，w按照部门工资几何平均并扣除物价因素影响后有，计可得：由综合以表示效劳业部门就业比重和相对工资的变动率，可以构造计量模型：该模型在保存程大中2004对原模型的修正同时，结合了Birch and Cramer1968和Worcester1968【4】对Baumol1967【1】工资方程和产出组合的批评意见，将部门间工资差异纳入其中。依据方程推导的结论，需要检验的备责假设为，并且按照正常商品需求的价格弹性小于零，以及收入弹性大于零的一般规律，还需要检验和。四、实证检验一数据描述采用国家统计局公布的19782021全国年度数据，劳动生产率按劳均产业增加值计算，并依据居民消费物价指数

5、扣除通货膨胀作用；同时，为研究模型解释能力在各年间的差异状况，对19932021年度全国29个省市的横截面数据进行分析论文开题报告范文。根本数据包括第三产业就业比重增长率Gls、第三、二产业工资比变动率GWs、第二产业劳动生产率增长率rm、第三产业劳动生产率增长率rs等，统计性质见表1和图3。图2说明了1978到2021年全国第三产业劳动生产率、就业比重和工资差异的变动状况。第三产业就业比重一直处于上升中，但九十年代中期之后上升速度相对减缓；第三产业的劳动生产率滞后于第二产业，并且1990年之后差距有不断扩张的趋势；部门间工资存在差异，九十年代中期以来的差距在扩大，第三产业人均实际工资相对第二

6、产业呈显著上升。将其大致分为三阶段：I时期为九十年代之前，三、二产业工资比拟小，呈缓慢下降趋势，三产劳动生产率相对滞后但与二产差距不大，三产就业比重上升较快；第II时期为九十年代初到中期之前，工资差异和三产就业比重上升状况根本延续前一阶段，劳动生产率滞后程度上升明显快于第I阶段；第III时期为九十年代中期之后，三、二产业的工资比上升迅速，三产业劳动生产率滞后程度根本延续第II阶段状况或略有提高，而第三产业就业比重上升速度小于第II阶段。图3反映了19932002年各省市截面数据中第三产业劳动生产率、就业比重和工资差异状况，由于重庆市和-自治区的数据不全，样本中没有包括这两个地区。在这一阶段，除

7、三、二产工资比在前期略有下降之外，三者的均值都呈现上升趋势，与图2所示的该时期全国整体状态相一致；标准差的变动也呈现比拟明显的上升趋势，说明各省之间的差异性在扩大。利用不同时期截面样本所呈现的区域间差异和差异随时间扩大的性质，可以研究处于不同开展水平区域的三产就业吸纳能力与同一区域不同开展阶段的就业吸纳能力的演变是否具有大体上的一致性。图2 第三产业劳动生产率、就业比重和工资差异 图3 19932021年各省市截面数据统计特性表1主要变量的统计特性 Gls GWs GWs+rm-rs rm rm-rs rm+rs rs 平均值 3.44 0.87 1.91 5.9 1.04 10.75 4.8

8、5 中值 2.71 0.14 1.87 6.56 1.73 11.39 4.83 最大值 12.87 11.74 18.19 17.95 17.52 30.65 22.87 最小值 -1.11 -9.97 -17.35 -13.86 -17.22 -28.35 -14.49 标准差 2.85 5.25 7.62 6.47 7.15 12.49 7.86 样本量 30 30 30 30 30 30 30 数据来源：依据历年?中国统计年鉴?相关原始数据整理计算。二回归分析1整体时间序列数据回归。由于时间序列数据样本量不大经济学论文，因此首先对变量Gls、rm、rs和GWs进行Jarque-Bera

9、检验，根本符合正态分布规律，从而其组合形成的回归量也符合OLS对回归变量正态分布的要求，其Kernel 密度分布如图4表示。利用上述数据对改良后的非均衡增长模型进行回归分析，结果如表2所示，其中，回归模型Gls1和Gls2是利用上述数据对程大中2004模型的重新验证。比拟可以发现，参加行业间工资差异变动规律之后的模型解释力有超过十个百分点的提高；并且单纯的OLS回归即模型Gls3的结存在自相关性，因此，添加应变量一阶滞后项，如模型Gls4所示，此时结果较优，说明前一年第三产业就业增长率具有正向的延续影响，由回归模型Gls4的结果可得：Gls=1.85-0.25 (GWs+rm-rs)+0.38

10、(rm+rs)-0.75 rs+0.43Gls(-1)(2.45*) (-3.12*) (3.82*) (-3.62*)(2.45*)图4 变量的Kernel密度分布图5 时间序列回归的拟合与预测检验该模型的异方差性。用White检验方法将残差平方与解释变量的一次项、二次项和交叉项进行回归，得，通过分布比拟可知，接受原假设，随机误差项不存在异方差性。该模型的F检验量为6.22，在1水平上显著，整体能通过检验；各解释变量的t检验显著性均在10以上；此时Durbin-Watson检验值为2.04，不存在自相关性；R2为0.51，其解释能力较好；用Wald统计量检验、和，发现在5的置信度上无法拒绝备

11、责假设，说明原先的模型能够得到经验数据的支持。利用上述模型对1980至2021年的第三产业就业比重增长率进行拟合，如图5表示。除1994年差距较大以外，波动趋势比拟一致，特别是近十年来拟合效果的残差较小。表2不同时间序列模型的回归结果 模型 变量 常数项 rm rm-rs rs rm+rs GWs+rm-rs Gls滞后项 F R2 AR2 DW Gls1 3.00* 0.06 0.10* 1.43 0.10 0.03 1.13 (4.26) (0.66) (1.24) Gls2 1.46* 0.04 0.13* 0.47* 3.74 * 0.31 0.23 1.75 (1.69) (0.52

12、) (1.79) (2.77) Gls3 3.26* -0.70* 0.37* -0.27* 4.19 * 0.33 0.25 1.31 (5.22) (-2.80) (3.56) (-2.97) Gls4 1.85* -0.75* 0.38* -0.25* 0.43* 6.22 * 0.51 0.43 2.04 (2.45) (-3.62) (3.82) (-3.12) (2.45) 注：*、*和*分别表示估计值在1，5和10的置信度水平上显著，下方括号内为系数的t检验值。2省际截面数据和面板数据回归。采用19942021各省的截面数据，可得各年的回归结果如表3中模型Gls1994Gls20

13、21所示论文开题报告范文。对所有普通最小二乘回归结果进行White检验，发现局部模型存在异方差性，因此采用加权最小二乘回归WLS方法对模型进行了调整。用Wald统计量验证备责假设、和，结果在5的置信度下，只有模型Gls1995和Gls1996拒绝了原假设；同时，从各个模型的调整后可决系数比拟发现，90年代中期之前截面样本回归模型的调整R2总体上低一些。说明理论模型的适用性和解释能力在近期提高经济学论文，随着产业结构转型的深化，影响中国第三产业就业吸纳能力的因素与理论分析所描述的状况逐步吻合。同时，对各省1994-2021面板数据进行分析，混合面板数据模型、随机效应模型和固定效应模型的结果分别如

14、表3模型Glspool、Glsrandom和Glsfix所示，结果发现混合面板数据模型的方程整体解释效果不佳F检验值在10%水平上不显著，采用Hausman 检验对随机效应模型和固定效应模型进行筛选，结果发现后者较优，因而采用固定效应模型的结果。不同省市截面数据的回归分析说明，影响三产就业吸纳能力在不同区域间呈现较大差异的主要原因与理论模型命题相符；而对全国时间序列数据的分析也说明影响同一区域不同开展阶段的就业吸纳能力的主要因素包括了劳动生产率、产业间工资差异等。处于不同开展水平区域的三产就业吸纳能力与同一区域不同开展阶段的就业吸纳能力的演变具有大体上的一致性，说明在研究区域第三产业就业吸纳能

15、力的开展趋势时，可以用普遍的规律大致推测其未来的变动方向。 Gls1994 10.35* -1.34* 0.34* -0.39* 19.92* 0.71 0.67 截面OLS (6.00) (-4.40) (1.97) (-3.08) Gls1995 2.85* -0.63* 0.31* -0.21* 7.28* 0.47 0.40 截面OLS (4.19) (-4.51) (4.15) (-2.19) Gls1996 4.13* -0.49* 0.19* -0.149 4.84* 0.37 0.29 截面OLS (6.23) (-2.53) (1.57) (-1.44) Gls1997 -1

16、.24 -0.73* 0.58* -0.31* 15.94* 0.75 0.72 截面WLS (-0.75) (-5.13) (6.71) (-4.57) Gls1998 5.68* -0.75* 0.32* -0.35* 28.59* 0.88 0.87 截面WLS (3.86) (-6.78) (8.11) (-4.59) Gls1999 8.75* -0.91* 0.14 -0.24* 69.76* 0.79 0.76 截面WLS (11.27) (-7.96) (1.49) (-3.98) Gls2000 8.41* -1.23* 0.35* -0.36* 51.28* 0.86 0.

17、84 截面OLS (8.68) (-9.32) (3.86) (-4.06) Gls2001 2.14 -0.73* 0.35* -0.08 14.49* 0.78 0.75 截面WLS (1.51) (-3.44) (2.47) (-1.03) Gls2002 5.38* -0.73* 0.23* -0.31* 20.52* 0.71 0.68 截面OLS (6.72) (-4.75) (2.26) (-2.64) Gls2003 1.08 -0.93* 0.36* -0.18* 57.60* 0.91 0.90 截面WLS (0.73) (-11.08) (5.44) (-2.47) Gl

18、s2004 6.32* -0.83* 0.13* -0.01 21.25* 0.66 0.62 截面WLS (7.00) (-4.57) (2.20) (-0.11) Gls2005 0.74 -0.56* 0.29* -0.27* 8.31* 0.62 0.58 截面WLS (0.73) (-3.37) (3.53) (-3.53) Gls2006 0.70 -0.73* 0.12* 0.01 10.33* 0.96 0.95 截面WLS (0.80) (-1.77) (2.95) (0.11) Gls2007 2.91* -0.76* 0.06* -0.12* 22.52* 0.73 0.

19、70 截面OLS (5.75) (-5.02) (3.05) (-4.80) Gls2021 3.76* -0.73* 0.18* -0.10* 16.61* 0.67 0.63 截面OLS (4.65) (-5.51) (2.17) (-1.47) Glspool -0.39* 0.20* -0.06* 1.3 0.12 0.1 混合面板 (-9.04) (0.91) (-2.90) Glsrandom 4.64* -0.29* 0.09* -0.10* 38.26* 0.21 0.20 随机效应面板 (6.18) (-8.50) (4.21) (-4.69) Glsfix 3.27* -0

20、.38* 0.11* -0.10* 8.07* 0.30 0.25 固定效应面板 (10.75) (-8.72) (5.16) (-4.93) 注：*、*和*分别表示估计值在1，5和10的置信度水平上显著，下方括号内为系数的t检验值。截面数据模型采用的回归方法包括最小二乘法OLS和加权最小二乘回归WLS，面板数据模型采用的回归模型包括混合面板数据模型、随机效应模型和固定效应模型。所有模型的方法和权重如最后一列所示，面板数据模型的时间固定回归项此处省略报告。图6总结了上述所有模型中通过了检验的参数估计值，价格弹性、收入弹性与效劳业相对劳动生产率、效劳业工资差异变动程度共同作用导致了效劳业的劳动吸

21、纳能力各年间的波动。在分析的时间段，由于估计值大于-0.5，即的系数0成立，因而效劳业部门劳动生产率相对滞后的状况对该部门就业比重增长起到了正向的作用，这意味着效劳业的就业吸纳能力依赖于产品缺乏价格弹性和效劳业部门低生产率的共同作用。从各年省际数据回归结果的HP滤波趋势来看经济学论文，的估计值显现出不断增长的状态图6，而效劳业劳动生产率的滞后程度也不断加深图2，两者的共同作用保证了一定时期内效劳业的就业吸纳能力，但这种低效率、低弹性;模式并不具有可持续性，一旦价格弹性随着效劳业产品多样化程度而上升，或者技术进步使得劳动生产率滞后的状况有所扭转，从而单方面打破双低水平陷阱;，而两者又无法同时到达

22、高效率、高弹性;的状态，那么效劳业的就业保障能力将无法维持。模型分析结果说明，估计值根本保持在0.5以下，因此效劳需求的收入弹性小于1，工资收入提高使得对效劳需求增加，但增长的幅度较小，这说明我国的效劳业产品目前相对而言还未成为重要的消费组成局部，其对吸纳就业的正向作用无法表达。并且从HP滤波趋势来看，由于的估计值显现不断下降的状态，因而的值不断缩小，尽管第二、第三产业的整体劳动生产率为正，但随着效劳需求收入弹性的下降，它对效劳业的就业吸纳能力反而起到负向作用论文开题报告范文。九十年代中期之后，实际工资差异变动率保持较高的正值对效劳业就业比重增长起负向作用，局部抵消了价格弹性和生产率的正向的效

23、应，这意味着制约效劳业就业吸纳能力的本钱病;问题确实可能存在，这与我国效劳业中存在的垄断经营状况不无关系胡鞍钢，2002，并且从工资差距不断扩张的趋势来看，近期内这一制约因素很难彻底消除。五、结论及政策含义我国效劳业就业吸纳能力较高的主要原因是该部门劳动生产率相对滞后，九十年代以来滞后程度的提高增强了该因素的作用。我国效劳业产出需求收入弹性较低，对该部门就业份额的扩张起负向作用，但是与劳动生产率滞后效应相比，其作用强度相对较弱，因此并未抵消滞后效应;对效劳业就业份额扩张的正向作用。效劳业人均工资的提高对该部门就业增长起负向作用，九十年代中期以来，产业间工资差异的扩大成为效劳业就业份额增长速度的

24、放慢的重要因素之一，但由于其作用相对效劳业劳动生产率滞;后而言较小，因此并未导致效劳业就业份额的负增长。效劳业产品需求的收入弹性较小也对该部门的就业增长起负向作用。处于不同开展水平的区域与全国整体不同开展阶段的就业吸纳能力演变具有大体上的一致性。要消除制约效劳业就业扩张的因素经济学论文，发挥其在促进就业增长中的作用，有以下几点针对性的政策建议：首先，随着技术进步和资本深化，我国效劳业劳动生产率相对滞后性可能发生变化，单纯凭借低劳动生产率来维持我国效劳业的就业吸纳能力有其无法克服的局限性，因此需要寻求新的途径来保证效劳业就业的可持续增长。方法之一是保障效劳业的价格弹性同步提升，这就需要不断提升效

25、劳产品的质量、增加其多样化程度和运用广泛程度，从而打破效劳业就业增长依赖双低水平陷阱;的状态。其次，效劳需求收入弹性的增长是效劳业就业吸纳能力提高的重要源泉，效劳产品作为满足人们根本需求之外的更高层次需求的消费品，其收入弹性的提高与国民经济整体收入水平和效劳产品相对重要性有关。收入增长以及伴随发生的需求结构变动仍然是效劳业就业增长的关键因素，这一方面需要提高效劳业产品需求程度，另一方面要从收入分配水平合理化角度入手，以降低收入差距的方式保证收入弹性的增长。最后，效劳业工资的相对上升使得其一直无法摆脱本钱病;困扰，我国效劳业内部的工资水平层次不一，与竞争性的效劳业相比，具有垄断经营性质特别是国有

26、垄断性质的效劳业人员本钱高于合理水平，推升了这一行业整体的工资水平，同时其就业容量那么因为垄断经营而无法扩张。目前治疗这一顽疾的关键方法是降低效劳业内部的垄断经营水平，从2005年开始，国家就明确鼓励非公有资本进入金融效劳业、现代效劳业，以及实行市场化运作的根底设施、市政工程和其他公共效劳领域，垄断的打破将有利于效劳业就业吸纳能力的提高。 数据来源：?中国统计年鉴2021? 参考文献:【1】Baumol, W. J., Macroeconomics of Unbalanced Growth: TheAnatomy of Urban Crisis. American Economic Revie

27、w, 1967 (57).【2】Inman, R., The Fiscal Performance of Local Governments: AnInterpretative Review. In P. Mieszkowski and M. Straszheim (eds.), CurrentIssues in Urban Economics. Baltimore : The Johns Hopkins University Press , 1978.【3】Keren,M., Macroeconomics of Unbalanced Growth: Comment. American Economic Review,1972(62).【4】Worcester,Jr. Dean A., Macroeconomics of Unbalanced Growth: Comment. American EconomicReview, 1968(58).【5】Fuchs,V., The Service Economy. National Bureau of Economic Research, 1968【6】R.Summers Services in the internatio