1、中國效勞業就業吸納能力下降之謎基于Baumal模型擴展的理論分析與實證研究論文導讀:：我國效勞業的就業吸納能力依賴于該部門相對滯后的勞動生產率以及其較低的產出價格彈性和收入彈性，效勞業人均工資的相對提高不利于效勞業就業份額的擴張。20世紀90年代中期以后，效勞業勞動生產率滯后程度的加深和產業間工資差異進一步擴大，不利于效勞業就業吸納方式轉型和健康增長。效勞業就業的可持續增長要求增加效勞業產品價格彈性和收入彈，同時提高效勞業勞動生產率，從而打破效勞業就業增長依賴雙低水平陷阱;的狀態；另外，還需要通過開放效勞業壟斷經營領域降低相對工資水平，防止本錢病;對效勞業就業的負面作用。論文關鍵詞：效勞業，第

2、三產業，非均衡增長模型，產業就業結構一、引 言20世紀90年代中期以來，就業矛盾成為中國勞動力市場的突出問題，國企改革帶來的下崗和失業人口，數以億計的需要向非農領域轉移的農村剩余勞動力，以及每年持續新增的高校畢業生，不斷考驗著產業的就業吸納能力。以保增長、調結構;為核心的經濟政策一方面維持經濟總量的增長，保證就業水平的穩定，另一方面將產業結構轉型作為就業增長的重要支撐，著力發揮效勞業在就業中的作用。尤其是2021年金融危機以來，我國出臺的一系列就業促進政策進一步強調了效勞業的就業吸納能力，其作用不僅表達在拓展農民工、下崗職工和城鎮新增勞動力等特殊群體的就業渠道上，更需要在金融危機及后危機時期的

3、勞動力需求中發揮全面的支柱性作用。然而，回憶我國效勞業的開展歷程，其實際就業容量以及未來的提升空間并不令人樂觀，尤其是1990年代中期以來，效勞業的就業吸納能力不斷下降，就業比重增長率從1995年之前的年均4.5減緩到之后的年均2.0其中分別為m和s部門的勞動生產率增長率，a、b為技術參數，為不同勞動生產率對兩部門產出影響的時間變動因子。和為勞動的邊際產出，依據利潤最大化原那么，勞動的需求取決于單位勞動的邊際產品價值等于工資, 從而可得部門邊際產出與部門工資之間有如下關系：和，從而有：假設人均效勞業產品需求取決于效勞產品的相對價格、人均實際工資水平和其他外生因素，構造模型，其中和分別為價格和收

4、入彈性經濟學論文，w按照部門工資幾何平均并扣除物價因素影響后有，計可得：由綜合以表示效勞業部門就業比重和相對工資的變動率，可以構造計量模型：該模型在保存程大中2004對原模型的修正同時，結合了Birch and Cramer1968和Worcester1968【4】對Baumol1967【1】工資方程和產出組合的批評意見，將部門間工資差異納入其中。依據方程推導的結論，需要檢驗的備責假設為，并且按照正常商品需求的價格彈性小于零，以及收入彈性大于零的一般規律，還需要檢驗和。四、實證檢驗一數據描述采用國家統計局公布的19782021全國年度數據，勞動生產率按勞均產業增加值計算，并依據居民消費物價指數

5、扣除通貨膨脹作用；同時，為研究模型解釋能力在各年間的差異狀況，對19932021年度全國29個省市的橫截面數據進行分析論文開題報告范文。根本數據包括第三產業就業比重增長率Gls、第三、二產業工資比變動率GWs、第二產業勞動生產率增長率rm、第三產業勞動生產率增長率rs等，統計性質見表1和圖3。圖2說明了1978到2021年全國第三產業勞動生產率、就業比重和工資差異的變動狀況。第三產業就業比重一直處于上升中，但九十年代中期之后上升速度相對減緩；第三產業的勞動生產率滯后于第二產業，并且1990年之后差距有不斷擴張的趨勢；部門間工資存在差異，九十年代中期以來的差距在擴大，第三產業人均實際工資相對第二

6、產業呈顯著上升。將其大致分為三階段：I時期為九十年代之前，三、二產業工資比擬小，呈緩慢下降趨勢，三產勞動生產率相對滯后但與二產差距不大，三產就業比重上升較快；第II時期為九十年代初到中期之前，工資差異和三產就業比重上升狀況根本延續前一階段，勞動生產率滯后程度上升明顯快于第I階段；第III時期為九十年代中期之后，三、二產業的工資比上升迅速，三產業勞動生產率滯后程度根本延續第II階段狀況或略有提高，而第三產業就業比重上升速度小于第II階段。圖3反映了19932002年各省市截面數據中第三產業勞動生產率、就業比重和工資差異狀況，由于重慶市和-自治區的數據不全，樣本中沒有包括這兩個地區。在這一階段，除

7、三、二產工資比在前期略有下降之外，三者的均值都呈現上升趨勢，與圖2所示的該時期全國整體狀態相一致；標準差的變動也呈現比擬明顯的上升趨勢，說明各省之間的差異性在擴大。利用不同時期截面樣本所呈現的區域間差異和差異隨時間擴大的性質，可以研究處于不同開展水平區域的三產就業吸納能力與同一區域不同開展階段的就業吸納能力的演變是否具有大體上的一致性。圖2 第三產業勞動生產率、就業比重和工資差異 圖3 19932021年各省市截面數據統計特性表1主要變量的統計特性 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 標準差 2.85 5.25 7.62 6.47 7.15 12.49 7.86 樣本量 30 30 30 30 30 30 30 數據來源：依據歷年?中國統計年鑒?相關原始數據整理計算。二回歸分析1整體時間序列數據回歸。由于時間序列數據樣本量不大經濟學論文，因此首先對變量Gls、rm、rs和GWs進行Jarque-Bera

9、檢驗，根本符合正態分布規律，從而其組合形成的回歸量也符合OLS對回歸變量正態分布的要求，其Kernel 密度分布如圖4表示。利用上述數據對改良后的非均衡增長模型進行回歸分析，結果如表2所示，其中，回歸模型Gls1和Gls2是利用上述數據對程大中2004模型的重新驗證。比擬可以發現，參加行業間工資差異變動規律之后的模型解釋力有超過十個百分點的提高；并且單純的OLS回歸即模型Gls3的結存在自相關性，因此，添加應變量一階滯后項，如模型Gls4所示，此時結果較優，說明前一年第三產業就業增長率具有正向的延續影響，由回歸模型Gls4的結果可得：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*)圖4 變量的Kernel密度分布圖5 時間序列回歸的擬合與預測檢驗該模型的異方差性。用White檢驗方法將殘差平方與解釋變量的一次項、二次項和交叉項進行回歸，得，通過分布比擬可知，接受原假設，隨機誤差項不存在異方差性。該模型的F檢驗量為6.22，在1水平上顯著，整體能通過檢驗；各解釋變量的t檢驗顯著性均在10以上；此時Durbin-Watson檢驗值為2.04，不存在自相關性；R2為0.51，其解釋能力較好；用Wald統計量檢驗、和，發現在5的置信度上無法拒絕備

11、責假設，說明原先的模型能夠得到經驗數據的支持。利用上述模型對1980至2021年的第三產業就業比重增長率進行擬合，如圖5表示。除1994年差距較大以外，波動趨勢比擬一致，特別是近十年來擬合效果的殘差較小。表2不同時間序列模型的回歸結果 模型 變量 常數項 rm rm-rs rs rm+rs GWs+rm-rs Gls滯后項 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*分別表示估計值在1，5和10的置信度水平上顯著，下方括號內為系數的t檢驗值。2省際截面數據和面板數據回歸。采用19942021各省的截面數據，可得各年的回歸結果如表3中模型Gls1994Gls20

13、21所示論文開題報告范文。對所有普通最小二乘回歸結果進行White檢驗，發現局部模型存在異方差性，因此采用加權最小二乘回歸WLS方法對模型進行了調整。用Wald統計量驗證備責假設、和，結果在5的置信度下，只有模型Gls1995和Gls1996拒絕了原假設；同時，從各個模型的調整后可決系數比擬發現，90年代中期之前截面樣本回歸模型的調整R2總體上低一些。說明理論模型的適用性和解釋能力在近期提高經濟學論文，隨著產業結構轉型的深化，影響中國第三產業就業吸納能力的因素與理論分析所描述的狀況逐步吻合。同時，對各省1994-2021面板數據進行分析，混合面板數據模型、隨機效應模型和固定效應模型的結果分別如

14、表3模型Glspool、Glsrandom和Glsfix所示，結果發現混合面板數據模型的方程整體解釋效果不佳F檢驗值在10%水平上不顯著，采用Hausman 檢驗對隨機效應模型和固定效應模型進行篩選，結果發現后者較優，因而采用固定效應模型的結果。不同省市截面數據的回歸分析說明，影響三產就業吸納能力在不同區域間呈現較大差異的主要原因與理論模型命題相符；而對全國時間序列數據的分析也說明影響同一區域不同開展階段的就業吸納能力的主要因素包括了勞動生產率、產業間工資差異等。處于不同開展水平區域的三產就業吸納能力與同一區域不同開展階段的就業吸納能力的演變具有大體上的一致性，說明在研究區域第三產業就業吸納能

15、力的開展趨勢時，可以用普遍的規律大致推測其未來的變動方向。 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 隨機效應面板 (6.18) (-8.50) (4.21) (-4.69) Glsfix 3.27* -0

20、.38* 0.11* -0.10* 8.07* 0.30 0.25 固定效應面板 (10.75) (-8.72) (5.16) (-4.93) 注：*、*和*分別表示估計值在1，5和10的置信度水平上顯著，下方括號內為系數的t檢驗值。截面數據模型采用的回歸方法包括最小二乘法OLS和加權最小二乘回歸WLS，面板數據模型采用的回歸模型包括混合面板數據模型、隨機效應模型和固定效應模型。所有模型的方法和權重如最后一列所示，面板數據模型的時間固定回歸項此處省略報告。圖6總結了上述所有模型中通過了檢驗的參數估計值，價格彈性、收入彈性與效勞業相對勞動生產率、效勞業工資差異變動程度共同作用導致了效勞業的勞動吸

21、納能力各年間的波動。在分析的時間段，由于估計值大于-0.5，即的系數0成立，因而效勞業部門勞動生產率相對滯后的狀況對該部門就業比重增長起到了正向的作用，這意味著效勞業的就業吸納能力依賴于產品缺乏價格彈性和效勞業部門低生產率的共同作用。從各年省際數據回歸結果的HP濾波趨勢來看經濟學論文，的估計值顯現出不斷增長的狀態圖6，而效勞業勞動生產率的滯后程度也不斷加深圖2，兩者的共同作用保證了一定時期內效勞業的就業吸納能力，但這種低效率、低彈性;模式并不具有可持續性，一旦價格彈性隨著效勞業產品多樣化程度而上升，或者技術進步使得勞動生產率滯后的狀況有所扭轉，從而單方面打破雙低水平陷阱;，而兩者又無法同時到達

22、高效率、高彈性;的狀態，那么效勞業的就業保障能力將無法維持。模型分析結果說明，估計值根本保持在0.5以下，因此效勞需求的收入彈性小于1，工資收入提高使得對效勞需求增加，但增長的幅度較小，這說明我國的效勞業產品目前相對而言還未成為重要的消費組成局部，其對吸納就業的正向作用無法表達。并且從HP濾波趨勢來看，由于的估計值顯現不斷下降的狀態，因而的值不斷縮小，盡管第二、第三產業的整體勞動生產率為正，但隨著效勞需求收入彈性的下降，它對效勞業的就業吸納能力反而起到負向作用論文開題報告范文。九十年代中期之后，實際工資差異變動率保持較高的正值對效勞業就業比重增長起負向作用，局部抵消了價格彈性和生產率的正向的效

23、應，這意味著制約效勞業就業吸納能力的本錢病;問題確實可能存在，這與我國效勞業中存在的壟斷經營狀況不無關系胡鞍鋼，2002，并且從工資差距不斷擴張的趨勢來看，近期內這一制約因素很難徹底消除。五、結論及政策含義我國效勞業就業吸納能力較高的主要原因是該部門勞動生產率相對滯后，九十年代以來滯后程度的提高增強了該因素的作用。我國效勞業產出需求收入彈性較低，對該部門就業份額的擴張起負向作用，但是與勞動生產率滯后效應相比，其作用強度相對較弱，因此并未抵消滯后效應;對效勞業就業份額擴張的正向作用。效勞業人均工資的提高對該部門就業增長起負向作用，九十年代中期以來，產業間工資差異的擴大成為效勞業就業份額增長速度的

24、放慢的重要因素之一，但由于其作用相對效勞業勞動生產率滯;后而言較小，因此并未導致效勞業就業份額的負增長。效勞業產品需求的收入彈性較小也對該部門的就業增長起負向作用。處于不同開展水平的區域與全國整體不同開展階段的就業吸納能力演變具有大體上的一致性。要消除制約效勞業就業擴張的因素經濟學論文，發揮其在促進就業增長中的作用，有以下幾點針對性的政策建議：首先，隨著技術進步和資本深化，我國效勞業勞動生產率相對滯后性可能發生變化，單純憑借低勞動生產率來維持我國效勞業的就業吸納能力有其無法克服的局限性，因此需要尋求新的途徑來保證效勞業就業的可持續增長。方法之一是保障效勞業的價格彈性同步提升，這就需要不斷提升效

25、勞產品的質量、增加其多樣化程度和運用廣泛程度，從而打破效勞業就業增長依賴雙低水平陷阱;的狀態。其次，效勞需求收入彈性的增長是效勞業就業吸納能力提高的重要源泉，效勞產品作為滿足人們根本需求之外的更高層次需求的消費品，其收入彈性的提高與國民經濟整體收入水平和效勞產品相對重要性有關。收入增長以及伴隨發生的需求結構變動仍然是效勞業就業增長的關鍵因素，這一方面需要提高效勞業產品需求程度，另一方面要從收入分配水平合理化角度入手，以降低收入差距的方式保證收入彈性的增長。最后，效勞業工資的相對上升使得其一直無法擺脫本錢病;困擾，我國效勞業內部的工資水平層次不一，與競爭性的效勞業相比，具有壟斷經營性質特別是國有

26、壟斷性質的效勞業人員本錢高于合理水平，推升了這一行業整體的工資水平，同時其就業容量那么因為壟斷經營而無法擴張。目前治療這一頑疾的關鍵方法是降低效勞業內部的壟斷經營水平，從2005年開始，國家就明確鼓勵非公有資本進入金融效勞業、現代效勞業，以及實行市場化運作的根底設施、市政工程和其他公共效勞領域，壟斷的打破將有利于效勞業就業吸納能力的提高。 數據來源：?中國統計年鑒2021? 參考文獻:【1】Baumol, W. J., Macroeconomics of Unbalanced Growth: TheAnatomy of Urban Crisis. American Economic Revie

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