ParK's 論文后花園

华中科技大学
博士学位论文
中国高增长低就业的全国与分区对比研究
姓名：熊思敏
申请学位级别：博士
专业：西方经济学
指导教师：宋德勇
20081027
I
华中 科 技 大 学 博 士 学 位 论 文
摘要
改革开放以来，中国经历了历史上经济增长最快的30 年，但经济的高增长并没
有带来相应的高就业，这一现象自90 年代以来表现得更加突出。国内学者从经济转
型、体制改革、结构调整、技术进步等方面分析了这一问题的成因，但多数研究都
局限于国家层面。就中国的情况来看，区位条件和政策待遇的差异使得各地区的经
济发展表现出高度的不平衡性，长期的非均衡发展也导致中国东、中、西部不同地
区的产业结构与就业结构呈现巨大的差异，因此，单纯从国家层面研究就业问题无
疑会忽视这种显著存在的区域差异，导致研究结果的失实。本文按照区位和经济结
构的相似性将中国分为东部、中部、西部三大经济地带，并从区域和国家两个层面
来研究经济增长的就业效应， 通过不同层面研究的对比，得出了一系列新的结论，
这些结论对以往国家层面的研究起到补充作用。
文章首先通过对中国经济增长率与就业增长率、经济增长率与失业率、经济增
长的就业弹性三个方面的经验研究，论述了中国高增长低就业的事实。还通过国际
对比得出中国的高增长、低就业现象在世界范围内不是一个普遍现象。
然后，我们从国家层面和区域层面研究中国经济增长与就业的关系，通过国家
层面与不同区域不同阶段就业弹性对比，研究各地区对全国就业变化的影响，并解
释原因。通过各地区数据的计算结合面板数据模型的估计我们发现：①面板数据的
拟合结果显示东部就业弹性显著高于中部和西部，但这种与中西部的差别仅仅是从
90 年代末开始的，我们推论东部地区就业增长对全国的拉动效应是难以为继的。②
区域层面就业弹性的研究发现，2000 年后中西部就业弹性平稳，东部弹性出现显著
的增长，这与国家层面的经验观察相悖，这是由于下岗对就业的影响在国家层面中
没有显现而导致的。③区域研究结果显示，去除1990 年以后国企改制等结构性影响，
全国就业弹性总体表现为低水平的平稳。④以往的研究经验高估了东部就业的拉动
作用，东部需要有1.8 倍于中西部的弹性才能带来相同的就业增加，因而加快中西部
工业化进程才是解决中国高增长、低就业的关键所在。
II
华中 科 技 大 学 博 士 学 位 论 文
接着，我们分区域和国家层面研究影响我国增长就业的结构性因素。通过结构
对增长与就业影响的规范研究，我们选取了产业结构升级程度、产业结构变动强度、
城乡二元结构以及所有制结构等变量作为就业变动的解释因子，构造省级面板数据，
结果表明：①第二产业的发展对中国各地区的就业均有促进作用。②第三产业份额
的提升在东部地区并没有对就业产生明显的促进作用，而在中部与西部地区则促进
了就业的增长，这是由东部三产中的优势行业就业弹性低造成的。③全国来看，产
业结构的剧烈波动不利于就业增长。而在东部地区，产业结构波动则对就业增长产
生的促进作用。④中国城乡分隔的二元经济结构使收入差异不能成为人口顺利转移
的原因，托达罗模型在中国的适用性弱化。⑤非国有制经济份额的提升在全国各区
域都有利于就业的增长，非公有制经济尤其是民营经济的发展对现阶段中国的就业
具有不可替代的促进作用。
文章还研究技术进步对中国就业的影响。技术进步对就业的影响分为总量和结
构两个方面，技术进步对就业总量影响的决定于技术进步的“挤出效应”与“补偿
效应”的权衡。文章使用协整的方法检验技术进步对全国和各区域的就业影响，结
果显示：①技术进步与就业增长在全国和中西部没有显著关系，而东部的技术进步
对就业存在促进作用，这是由于东部地区乡镇企业和产业集群较好的发挥了技术进
步的“补偿效应”。②研究结果不支持资本深化对中国就业增长存在影响。
最后我们分析了中国低就业对经济和社会的影响，并预测了中国未来就业走势
和提出了就业问题改善的建议。
关键词：经济增长； 就业弹性； 产业结构； 二元结构； 技术进步
III
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Abstract
China’s economy has witnessed very high growth since 1978. However, such a high
speed development didn’t bring along a corresponding growth in employment, especially
after 1990s. In China, many a scholars explain the phenomenon from various perspectives,
such as economic transition, institution reform, structure adjustment as well as
technological progress, nevertheless most of their findings just focused on the whole
country aspect. It is well-known that, the diversity in both local condition and policy
treatment has results in the serious imbalance of the economic developments in different
regions. A long-term imbalance development has beening caused the diversity of industrial
and employment structure in the Eastern, middle and western part of China. Therefore, to
analyze the employment problem simply on the horizon of the whole country aspect must
be undoubtedly ignored the distinct regional diversity, which may result in inaccurate
conclusions. This dissertation takes similar location and economic structure among
different regions into consideration as well as divides the whole territory into three
economic areas: the East, the center and the West. So it analyzes the employment effect of
economic growth on form regional and the whole country aspect. Through the comparison
on different aspects some new conclusions have been made, which could further reinforce
concerning country-aspect research.
First, we do empirical research on China’s economic growth rate, employment
growth rate and calculate the employment elasticity of recent 30 years. By comparing with
foreign countries we find it is a rare phenomenon of China’s high growth with low
employment rate in world-wide.
Secondly, we research the relations between economic growth and employment
separately from the whole country aspect and regional aspect, compare the employment
elasticity of different regions at different stages and their reasons, and analyze the regional
affect to the gross employment. Through the panel-data method, we come to the following
IV
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conclusions: ①The employment elasticity of the East is higher than the West, but the
difference just began to appear since 1990s. We infer that the propelling effect on the
whole country’s employment caused by the employment in the East is not sustainable.
②From the regional aspect, we find that since 2000, the employment elasticity of the
Middle and the West have been keeping an steady trend. Oppositely, the East elasticity has
dramatically increased, which do not agree with the empirical observation from the whole
country aspect. We infer the reason lies in the impact of laid-off worker, which fail to
actually reflect in the whole country’s statistics. ③Regional research shows that, if the
structural factor, such as the reform of state-own enterprises, is excluded from the factors
that affect the whole country employment rate, the whole country employment elasticity
will keep in a low-level-equilibrium. ④ Many a research has over-estimated the
propelling effect of the East. To realize the same employment growth, the East would have
to have an as 1.8- times elasticity as middle and west. So the key point to solve the
phenomenon of China’s “High growth, low employment rate” is to fasten the
industrialization process of the Middle and the West.
Thirdly, we draw structural factors into research from the whole country aspect and
regional aspect. Four factors were picked up to make interpret China’s employment
growth, which are update degree of industry structure, changing intensity of industry
structure, dual economic structure and ownership structure. The panel-data model shows:
①The development of the secondary industry has a positive influence on the employment
in different regions.②The increasing proportion of the third industry didn’t produce
obvious facilitation to employment in the East, which is opposite in the Middle and the
West. One main reason is that the predominance service industry in East has relatively low
employment elasticity. ③From the whole country aspect, the severe fluctuation of
industrial structure exert a negative influence on the employment rate. However, in the
East, the fluctuation of the industrial structure propels employment growth. ④The dual
economic structure impede the income difference to be the reason of smooth shift of
population form rural areas to city.⑤An increasing development of non-state-owed
economy propelled the employment in different regions. Non-state-owned economy,
V
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especially private economy, has been becoming an insubstitute factor to improve the
employment at present in China
The dissertation also discussed the affect of technological progress on China’s
employment. We research the affect from two aspects, gross effect and structure effect.
The gross effect on employment is determined by both the extrusion effect and
compensate effect. The cointegration test method has been used to examine if there are
any relations between employment and technological progress. The model shows: ①As
far as the whole country , the Middle and the West are concerned, there is no cointegration
between employment and technological progress. However, significance cointegration
exists in the East, which is owing to the compensation-effect of technological progress
exerted by the town-ship enterprises and industry cluster in the East.②The conclusion
doesn’t give support to the opinion that deepened capital has impact on China’s
employment.
Finally, we analyze the economic and social effect resulted from China’s low
employment. Based on the fore research, we forecast the employment outlook and come
up with regarding constructive suggestions.
Key words: Economic growth; Employment elasticity; Indurstry structure; Dual
structure ; Technological progress
独创性声明
本人声明所呈交的学位论文是我个人在导师指导下进行的研究工作及取得
的研究成果。尽我所知，除文中已经标明引用的内容外，本论文不包含任何其他
个人或集体已经发表或撰写过的研究成果。对本文的研究做出贡献的个人和集
体，均已在文中以明确方式标明。本人完全意识到本声明的法律结果由本人承担。
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本论文属于
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1 导论
1.1 选题目的及意义
1.1.1 问题的提出
20 世纪50 年代以来，我国的就业增长就一直未与经济增长速度相匹配。1978
年以前，我国实行计划经济，劳动力无法从农业部门转向工业部门，错过了农村劳
动力转移最快的时期。1953 年至1978 年我国工业部门产出从不足15％到44％，成
为世界上工业比重最高的国家之一，形成了工业产出的高份额与农业就业的高份额
长期并存并存的局面，说明中国工业化的快速推进并没有同步改善就业问题，特别
是农村就业。与此同时，工业部门内部还存在着严重的隐形失业，这些隐形失业到
上个世纪末表现为“下岗”。改革开放以前中国的就业可以总结为：工业部门无法吸
纳更多就业，服务业部门的发展受到极大限制，农村剩余劳动力无法实现转移1。
1980 年到1989 年期间，全国GDP 年平均增长率为9.3%，从业人员就业年平均
增长率为3％，其中城镇职工就业人员平均增长率为4.7%，国有单位职工年平均增
长率为2.6%。1991 年－1995 年期间，全国GDP 年平均增长率为11.9%，比80 年代
高出0.26 个百分点，从业人员就业年平均增长率为1.3％，比80 年代低1.7 个百分
点，其中城镇职工就业人员平均增长率为1.2%，比80 年代低3.5 个百分点。不难发
现我国从改革开放以来高增长、低就业的局面就一直存在。
上世纪90 年代中期迄今，我国就业形式更加严峻，给构建和谐社会带来巨大压
力，全国GDP 在1995 年到2007 年期间平均增长率为10.95％。城镇失业率则从2001
年的3.1%上升到目前的4.0%2。国家统计局的测算表明，中国经济增长对就业的拉
动作用呈下降的态势。20 世纪80 年代，GDP 每增长1 个百分点，可增加240 万个
1 周其仁. 机会与能力－中国农村劳动力的就业和流动. 管理世界,1997(5).
2中国统计年鉴.2001－2006 .
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就业岗位，尽管年度间会有起伏，但是还相对保持在较高的水平。进入20 世纪90
年代以后，GDP 每增长1 个百分点，就只能增加70 万个就业岗位，由此可见，GDP
每增长一个百分点所创造的新增就业岗位的数量出现了稳定下滑的趋势，在有的年
份(例如1998 年)，甚至出现了负增长。经济增长不能有效地带动就业增长，这是当
前乃至今后相当长时间经济生活中一个突出矛盾3。
近10 年来，如果考虑到“隐形就业”，在高速增长的情况下，就业基本不增加。
严峻的就业形势已经成为了全社会关注的重大经济问题和社会问题。尽管低就业问
题的产生原因错综复杂，涉及到了经济发展和社会体制的方方面面，并不是单靠就
业政策就能够解决的，然而原因有主次之分，各国情况又不尽相同，我国高增长、
低就业的原因是什么，对经济和社会产生什么样的影响，在理论和实证上都存在继
续深入研究的空间。因此，本文致力于对此做出一些贡献。
1.1.2 研究的意义
中国作为世界上人口最多的国家，就业问题是关系到经济发展和社会稳定的头
等大事。中国共产党16 次代表大会提出建立和谐社会，就业问题成为建立和谐社会
的重要阻碍。高增长、低就业导致产出缺口、收入分配差距进一步扩大、社会福利
减少、社会不稳定等多方面的不良影响。党的十六届三中全会所通过的《中共中央
关于完善社会主义市场经济体制若干问题的决定》指出，要着眼于我国基本国情，
坚持一切从实际出发，因地制宜，把改革的力度、发展的速度和社会可承受的程度
统一起来，及时化解各种矛盾，确保社会稳定和工作有序进行。各国经验显示，没
有就业公平，失业率过高，就难有经济发展中的良好效率。因而，无论从经济的发
展还是社会的稳定和谐来看，研究我国就业问题都具有重要现实意义。
此外，新古典经济学在内的主流经济学都没有将经济的增长和低就业统一到一
个框架之内，世界范围内出现的“无就业增长”要求经济学理论有所突破。
C.A.Pissarides(1990)4对长期均衡中的失业问题进行了研究，提出了均衡与失业同时
3 林丕. 对高增长、低就业原因的粗略分析[J].国家行政学院学报,2004(3).
4 C.A.Pissarides（1999/2000）Equilibrium Unemployment Theory MIT press.
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存在的模型，这个模型中没有考虑内生增长与失业的关系，但是对于增长和失业关
系来说，他的研究具有开创性。内生增长理论兴起之后，Aghion&Howitt(1994，1998)
5建立了内生增长与失业模型，它提出了增长是失业的原因而不是相反。但是，我国
市场经济制度还没有完全建立，经济结构的二元性、经济制度的二元性在一定时期
内长期存在，国外的无就业增长理论解释不了中国的实际情况。中国经济中出现的
高增长与高失业并存现象，国内学者的研究大体上可分为理论性研究和对策性研究
两类，从理论性研究来看，传统的规范性研究居多，独创性、实证性研究少，有理
论深度又有实际指导意义的成果少；从对策性研究来看，描述性、就事论事的居多，
真正能转化为决策行为的高质量成果少；在实证研究方面，大多数学者从全国经济
增长的就业效应出发，以全国增长和就业的数据作为为研究对象，忽略了不同地区
间经济结构的差异带来的就业效应的差异。在分析原因时多从单方面的因素解释高
增长、低就业的原因，由此得出的结论与政策主张不尽相同。因此，对改革开放以
后中国经济增长与就业问题的系统研究，形成对这一问题更深入的认识，有助于经
济增长与失业关系理论的拓展，对于中国就业与增长的经验研究还有利于对就业理
论研究印证，具有重要理论意义。
1.2 国内外研究进展
从西方的经济发展历史来看，被普遍认为的一个事实是经济的增长伴随着就业的
增长，美国经济学家奥肯（Athur Okun）在20 世纪60 年代通过对经验数据的研究提
出著名的奥肯定律：如果失业率保持不变，实际GDP 将每年增长3％左右，这种正
常的增长率是由于人口增长、资本积累和技术进步引起的。失业率每上升一个百分
点，实际GDP 一般减少2 个百分点。或者反过来，实际GDP 相对于潜GDP 每下降
2 个百分点，失业率就在自然失业率的基础上上升1 个百分点。表明经济增长与失业
率负相关的事实，意味着经济增长可以带来就业的增长。然而目前世界范围内的发
5 Aghion Ph&P.Howitt. Unemployment : A symptom of stagnation or side – effect of growth. European Econnomic
Review, 1991(35): 535-541
Aghion Ph & P.Howitt. Growth and unemployment Review of Economic of Studies,1994(3): 477-494
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展中国家大多面临着这样的问题，即经济的增长没有伴随着失业率的下降，或下降
不明显，就业弹性有明显的下降趋势。下面从增长与就业理论发展、就业与增长关
系的测度、高增长低就业形成原因、对策等几个方面对国内以及国外的研究情况做
以综述。
1.2.1 古典的（新古典）与凯恩斯主义（新凯恩斯）的就业与增长理论
1）古典学派与凯恩斯的经济增长与就业理论
古典经济学的失业理论以萨伊（J,B,Say）和庇古(C.A.Pigon )为代表，前者1803
年出版的《政治经济学概述》里面提出著名的萨伊定律“供给自动创造需求”，全社
会的生产、销售都会达到最高水平，就能实现充分就业，也就是说，经济增长对就
业增长具有较好的正效应(positive effect )。后者在《论失业问题》中首次提出了“自
愿失业”和“摩擦失业”的失业理论。庇古所谓的“自愿失业”是指工人不愿意接
受现行的工资而宁愿不工作：“摩擦性失业”则指因季节性或技术性原因而引起的失
业。庇古否认了“非自愿失业”的存在。古典经济学家的经济增长和失业理论认为，
经济增长与就业是正相关关系，经济增长会自动实现充分就业。
凯恩斯（Keynesian）1936 年《就业、利息和货币通论》作为反传统的“革命”，
认为经济经常处在非充分就业的均衡状态，存在“非自愿失业”、有效需要不足，只
有扩大有效需求，刺激消费，鼓励投资，经济增长，才能吸收全部劳动力就业。2）
新古典与新凯恩斯的增长与就业理论
新古典的经济增长与就业理论，再次回到了古典经济学完全竞争和充分就业的
假设，索洛(R.Solow)—斯旺（T. Swang）增长模型中，外生的人口增长和技术进步
决定长期的经济增长。在储蓄率内生的拉姆齐（Ramsey）模型和代蒙德(Diamond)
模型中，否认非自愿失业，认为失业只不过是微观经济主体在效用最大化条件下，
在劳动和闲暇之间的跨期替代自主的选择行为。在新古典的RBC（real business cycle）
波动理论中，更是认为经济的波动只不是从一个帕累托最优向另一个帕累托最优的
转变，否定了凯恩期学派需求管理理论。
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新凯恩斯学派的就业理论，针对新古典学派的挑战，新凯恩斯继续坚持工资价
格粘性的假定，寻找所谓的宏观经济学的理论基础。如：搜寻与匹配理论、隐含合
同理论、交错调整工资理论、效率工资理论、
1.2.2 结构主义的失业理论
上面讨论的经济增长和失业关系都是以现今都处于发达国家行列的欧美国家为
背景，并没涉及到广大发展中国家的状况，因而其相应的结论有一个是否适合发展
中国家国情的问题。针对这种情况，许多经济学家把视角转向发展中国家。1954 年，
美国经济学家阿瑟·刘易斯在他的《劳动无限供给条件下的经济发展》一文中，用
隐性失业来描述发展中国家传统农业部门那些边际生产力为零的过剩劳动力，探讨
了二元结构发展模式下的失业问题。刘易斯认为，在发展中国家的传统农业部门中，
劳动生产率很低，边际劳动生产率甚至为零或为负数，存在着大量的非公开性失业，
即“隐性失业”( Disguised Unemployment ) 而在现代工业部门的劳动力生产率相对
较高，但从业人数较少。这样，现代工业部门就可以用一个固定的相对较高的工资
吸引传统农业部门剩余劳动力的转移。
在转移的同时，工业部门因为工资固定就可以加快积累扩大规模，从而保持一
个持续的转移和发展直到农业部门的剩余劳动力转移完为止。刘易斯的二元无限剩
余劳动力转移模型实际上就是一个经济增长模型。在这个模型中，失业(主要是隐性
失业)随着资本积累不断被吸收，从而呈现了一个经济增长和就业正相关的图景。失
业随着现代工业部门的快速发展而不断减少。刘易斯之后，拉尼斯( Gustav Ranis)和
费((John C .H . Fei )扩展了刘易斯模型，形成了刘—费—拉模式不同的甚至刚刚相反
的结论。托达罗认为由于工业部门的工资在增长过程中不是固定的而是上升的，这
样导致城乡收入差距扩大引发城乡劳动力转移速度超过工业部门就业创造的速度从
而造成城市失业率上升，于是经济增长率和失业同时上升，最后过高的失业率导致
增长放缓，劳动力转移放慢。
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1.2.3 90 年代以来的无就业增长（jobless growth）理论
90 年代初内生增长理论6同失业理论结合，首次从理论上使将就业和增长的纳入
到同一框架中。
彼萨里德斯（Pissarides 1990）在存在相应德摩擦性失业和固定失业流入率的条
件小，用一个流动的劳动力市场模型分析了生产率增长对均衡失业率增长的影响。
他认为，增长率的提高创造了一些新的工作岗位，由此降低了失业率。亚肯和哈维
德（Aghion and Howitt 1991）认为，当生产率的增长是通过以具有较高生产率的
工作来代替较低生产率的工作时，就会增加失业的流入率随着世界经济的不断发展，
特别是随着经济增长理论和失业理论各自的不断进展，经济增长和失业关系的研究
也相应取得了新的进展。新增长理论(也叫内生增长理论)出现之后，经济学家对增长
问题的研究热情被极大地点燃。在内生增长理论框架下，许多经济学家结合内生增
长理论和新失业理论，构造了许多内生增长和失业模型，突破了新古典经济增长和
失业无法共存的局面。
Aghion&Howitt (1994 ，1988)将熊彼特的“创造性毁灭(creative destruction )”
概念引入内生增长模型，构造了一个新熊彼特主义内生增长与失业模型，开创了此
后增长经济学家研究该主题的一个基准。Aghion & Howitt 通过该模型提出了增长是
失业的原因而不是相反，增长通过影响工人的搜寻动机及企业提供职位，因而影响
了长期中的失业。Aghion&Howitt 的内生增长和失业模型开创性的将熊彼特的“创造
性毁灭”理念引入到增长模型中，极大的丰富了增长和失业关系研究，为以后的研
究开辟了一条新的途径。
Von Schaik&H. de Groot(1996)通过引入两个部门：传统部门与高技术部门，从而
将内生增长理论和效率工资理论结合起来，创立了一个在内生增长过程中存在非自
愿失业的模型。在模型里高技术部门企业在雇用工人时，必须支付效率工资。由于
这个效率工资超过了传统部门劳动力市场出清时的价格，所以会有人为了高工资而
离开传统部门或进入高技术部门企业或进入失业状态。于是在均衡下就存在着失业。
6 李勇坚. 内生增长与失业关系研究综述[J]. 经济学动态, 2004(4).
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在由非均衡向均衡转移过程中，可能存在增长与失业之间的抵消关系。但在市场不
完全的情况下，有可能存在增长与失业之间的正相关关系。
Zagler (1999 )同样构建了一个两部门模型，但他的两部门是分为生产部门和创新
部门。生产部门具有垄断竞争结构，而创新部门具有完全竞争结构。经济增长率由
创新率来表示，由创新部门所决定。与Von Schaik&H. de Groot 不同的是在两个部门
都支付给工人效率工资，因此Zagler 得到增长与失业之间具有负相关关系。
Toche (2000)结合两部门内生增长理论与匹配理论构建了一个以工资决定为中心
的经济模型。他认为如果工资与生产率一致，则增长与失业之间有一个正向关系。
Acemoglu &Shimer(2000)建立了一个解释在长期中存在工资、技术差别，并引起
失业的微观模型。在这个模型里厂商的投资具有不可逆性。在搜寻成本高的情况下，
保持工资差别将使厂商很快雇佣到工人，减少不可逆投资的损失。这赋予厂商某种
垄断力，但更多工人搜寻努力将减少这种势力，这对其他人会产生外部性。所以，
导致均衡中搜寻太少，失业在增长的环境下也存在。
Bernd Lucke (2001)建立了一个具有异质能力的生产模型。在这个模型中，由于
个体能力存在差异性，因而低能力工人失业将提高现有生产者的边际生产力，因而
提高了生产效率。所以模型预言存在一个福利最大化的正的均衡失业率。在这个正
的均衡失业率下，总收入要高于充分就业下的状况。在这种情况下，工人与企业家
的境况均能得到改善。
宋小川（2004）模拟了劳工市场的非均衡过程、工资动态轨迹、经济人的最有
行为和适应性优化行为。劳动供给源于家庭的效用最大化，劳动需求源于企业的利
润最大化。企业的适应性优化行为和若干制度因素构成了工资刚性的基本要素，劳
工市场的供求力量也是工资变动的重要因素。根据劳动生产率的变化对工资进行适
应性的调节是现实世界企业工资决策的普遍实践。他构建模型分析了三种情况：(1)
充分就业与低劳动率并存，宋认为尽管从经济效益出发，企业并不需要增加人员，
但那种计划经济体制下扭曲了的建立机制鼓励企业盲目扩大生产规模，贪大求全，
造成人浮于事，效率地下。(2)失业与高劳动率并存，这符合我国当前情况，尽管经
济增长很快，但促使经济增长的信息技术进步造成的劳动生产率提高，无法使对劳
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动的需求安经济增长的比率增加。另一方面，我们未建立健全的劳工法和工会组织，
工资刚性在中国不明显。(3)充分就业与高劳动率并存，生产成规模受益递增，工资
率上升，出现经济奇迹。宋的结论认为工资刚性与高劳动生产率并存是造成无就业
增长的真正原因。
无就业增长理论是建立在劳动生产率提高和工资刚性的基础之上，由于我国劳工
谈判体制没有完全建立，工资刚性表现并不十分凸出，因而非就业增长模型在中国
的适用性弱化。
90 年代新失业理论中，值得一提的还有：劳伦斯（Lawrence）、卡德兹（Katz）
和墨菲（Murphy）等人提出的技术进步与失业什么理论。劳伦斯（Lawrence 1993）
发现，从1979 年到1989 年，在美国制造业部门中非生产性工人工资的增长速度比
生产性工人工资的增长速度高出近10 个百分点，同一时期，卡德兹（Katz）和墨菲
（Murphy 1992）的研究结果表明，这两者之间的差异高达25 个百分点。对于工资
结构的这种变化，经济学家们有着不同的解释。不过大多数经济学家都认为，这种
变化是由于企业在雇佣劳动力是减少了非熟练工人增加高技能劳动力所造成。而且
这些经济学家们还认为，这种对劳动力需求的变化不是由于劳动力市场需求变化造
成的，而是由于技术进步对于不同的劳动力有着不同的影响所致。比尔－理查德
（Pierre－Richard）和约苏－亚曼（Joshua Aizenman 1997）认为，技术进步将会降低
非熟练劳动力的生产率但会提高熟练工人的生产率，之一结果将会导致企业减少对
非熟练生产劳动力的需求。
1.2.4 就业和增长问题测度的研究
Layard、Nickell 和Jackman (1991)通过研究认为经济增长至少不在负面上影响失
业。Salter (1996)、Nickell 和Korg (1989)找到了支持上述论断的有利的弱证据。经合
组织(1995)对19 世纪以来的经济增长与就业率的研究表明，增长与高就业是相联系
的。国际劳工组织(ILO)的M " Virarelli (1995 研究了美国经济1960－1990 的技术与
失业之间的关系。研究表明，技术所带来的正就业效应小于其负的失业效应。
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Gorden(1995)使用欧洲与美国数据，对生产率增长与失业研究，认为二者没有强关系。
Labeller 和Hammour(1997)以法国为案例研究，时间维度为1967-1995 年。研究结果
表明增长与失业之间存在着弱相关关系。Smonetti etc. ( 2000)研究了美国、意大利、
日本、法国1965-1993 年的情况，进行估计表明增长与失业之间没有一致的联系。
Sorolla-I-Amat(2000)用标准OLG 模型，对具有非竞争性劳动力市场的经济增长与失
业及工资决定过程进行了研究。长期中，低失业率与高失业补贴相关，但增长与失
业之间只有很弱的关系。Pianta(2000)选择意大利、芬兰、挪威、德国、丹麦21 个产
业部门的数据进行实证分析。结论是需求增长和产品创新对就业具有正效应，但劳
动力成本与出口导向对就业无显著影响，总创新活动对就业主要影响是导致失业。
Spiezia 和Vivarelli ( 2000)认为如果考虑就业时间变量，则在经济增长的同时，总就
业率是下降的。他们以1973-1990 的西德为例，其实际GDP 增长45%，就业人数增
长5%，但工作时间下降9%。黎德福(2002)利用中国1979-2001)年的统计数据进行检
验。在中国现有的二元经济条件下“奥肯法则”表现为产出增长率与剩余劳动力转
移速度正相关，而与失业率的变动不相关。M .Belot and J.C .vor Ours(2001)对18 个
DECD 国家1960-1994 年数据进行了分析，并没有得出增长与失业之间的强关系。
Zulkifly Osman(2002)研究了马来西亚第一个五年计划(1966-70 )，经济增长了，但没
有带来失业的减少。Zalger(2002)使用联合失业与空缺在线系统数据库(Juvos)中的失
业者数据，对英国80 年代以来的失业进行了分析。他的结论是增长与失业之间具有
负相关关系。而且他还认为增长与失业之间的关系是失业引起增长率下降，而不是
增长引起失业，这个结果与传统的看法是吻合的。钱永坤、宋学锋、董靖(2003)以中
国江苏省城镇数据为定量分析的对象，研究了经济增长与就业关系。认为二十世纪
九十年代资本投资增加不仅没有替代劳动力，反而是拉动就业增加的主要因素。但
由于市场化程度的不断提高，实际工资增加抵消了投资对就业的拉动作用。夏杰长
(2002)利用1988-2000 年的中国GDP 增长率、固定资产投资增长率、就业人数增长
率、失业率的统计资料分析，得出的结论是就业人数增长速度与固定资产投资增长
速度及经济增长速度基本是同向的，而从登记失业率这一指标来看，它与经济增长
率是明显的负相关关系。陈安平、李勋来(2004)利用1985-2000 年的中国的数据运用
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华中 科技 大 学博士学位论文
协整理论和格兰杰因果检验表明经济增长和有效就业构成了稳定的均衡关系，经济
增长是有效就业的格兰杰原因。E·Moreno-Galblis and louvair-La-Neuve(2004)对过去
欧洲30 年经济状况的分析表明欧洲经济是失业率上升、工资上升、生产率增长率速
度下降，增长与失业之间无明显关系。
1.2.5 对中国无就业增长问题研究综述
国内对中国高增长、低就业的影响和原因的文献包括：
孙立（2000）对GDP 数据进行回归测算潜在产出量，进而运用潜在产出量估计
产出缺口，用产出缺口和当年的实际产出指数数据计算产出缺口率ΔY。根据城镇登
记失业率记为U，用实际失业率与自然失业率计算失业率偏差U’，再用U 列数据计
算失业率变化，形成ΔU。用模型检验ΔU 和ΔY 关系，产出指数增长率与失业率两
变量之间的关系与奥肯定律相反，作者考虑名义就业条件下隐性失业的客观存在，
引入人口指数，对奥肯定律做以扩展。
张江雪（2005）分别研究了我国三大经济地带的就业弹性，得出结论东部地区
就业弹性高于中西部，并从工业化、城镇化、县级经济发展和所有制四个方面解释
了原因。
龚玉泉、袁志刚（2002）运用1978－2001 年中国GDP 增长与就业增长的数据
进行分析，发现我国存在高增长、低就业现象，进而提出问题，我们近20 年的高速
增长是否主要依靠技术进步和资本投入来推动。文章分析了以往解释高增长、低就
业原因的矛盾性，作者认为技术进步不能解释高增长、低就业，技术进步对就业增
长具有双重性，一方面挤出劳动力，另一方面会提高产出，改变消费结构，促进产
业结构演进，尤其时具有劳动密集型特征的第三产业的发展，这使得技术进步也具
有就业增长效应。另外从国外发展的经验来看，技术进步也不是高增长、低就业的
主导因素。作者同样认为高增长、低就业是由于经济结构的快速调整所引起的这一
观点不成立，经济结构的调整对于就业的影响也是双向的，产业结构调整对就业影
响究竟如何，是难以作出判断的，也就是说产业结构调整可能是低就业影响因素之
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一，但不是决定因素。作者为了解释高增长、低就业引入了有效劳动需求量这一概
念，用以区别名义就业人数。文章认为中国经济增长的同时有效就业增长了，而名
义就业人数增长不明显，用以解释中国高增长、低就业事实。
余恩海、刘德中（1994）对中国就业问题的研究做综述，文中对中国失业的原
因做了概括如下：1，经济体制转轨，市场化改革力度的加大保露出原有国有部门积
累的隐性失业问题；2，市场竞争，竞争的夹具使部分企业破产倒闭合职工下岗不可
避免；3，产业结构变化，产业结构由劳动密集型向资本密集转变，传统产业开始萎
缩；4，城市化过程长期滞后，大量农村剩余劳动力涌入城市带来新的就业问题；5
消费市场的因素，多数消费品从卖方市场向买方市场的转变，保露出盲目投资合粗
放经营的问题，迫使部分企业调整合关闭；6，经济周期，经济增长速度的放慢、有
效需求不足带来企业开工不足合就业机会减少；7，劳动力长期供过于求。他在文中
还提到一些代表性的观点：1，当前就业增长缓慢的主要症结是劳动力密集型产品的
市场容量不足。2，“制度性失业”的病因在于中国的单位体制。3 中国的就业问题是
社会、经济领域各种矛盾导致的综合症。对于农民工流动与就业问题也做了探究。
蒲艳萍（2006）提出四个命题解释中国高增长、低就业现象：(1)中国GDP 的增
长基本上是依靠节约劳动的技术进步来推动的，产业不断朝资本密集的方向发展，
投资的增长不仅不带来劳动力投入的增长，甚至是排斥劳动力的；(2)第二产业劳动
生产率的增长并未带来就业人员收入的提高，使得第三产业难以发展，第二产业劳
动生产率的提高对整个就业的增加没有贡献；(3)传统的计划经济下，国有部门存在
大量的隐性失业人员。经济增长首先表现为对大量隐性失业人员的不断吸纳，从而
使GDP 增长与就业之间在统计上无正相关关系；(4)中国GDP 增长所推动的就业增
长部分地表现为外来农民工就业人数的增长，外来民工的就业难以在我国从业人员
统计上反映出来，从而使增长与就业的关系偏离。
蔡昉（2004）对中国就业问题做了深入的分析，对于二元化劳动市场是中国失
业问题的症结做出了论证，文中还对金融市场二元结构导致劳动密集型企业的不到
发展做了论述。他认为发展和完善劳动力市场，矫正生产有速价格的扭曲，改变信
贷政策（改变金融市场二元结构现状）是发展就业的根本途径。
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姚战琪、夏杰长 (2004)的研究发现，技术进步与就业反方向变动，随着技术的
提升，资本替代劳动力的趋势很强，这是造成中国就业减少的一个重要原因；毕先
萍、李正友 (2004)的研究结论是，技术进步仅影响就业结构，不影响就业总量；陈
安平、李勋来 (2004)通过计量模型分析了经济增长与有效劳动之间的数量关系，证
明经济增长带动了有效就业量的增长。蔡防等 (2004)通过研究城镇的GDP 增长与城
镇就业总量之间的关系，发现城镇中的就业增长弹性并没有急剧下降，他们认为经
济增长与就业增长的不一致，是由于农村剩余劳动力的存在从而没有带来显性的就
业。丁仁船 (2002)通过计量分析认为，技术进步对中国劳动力总的影响是增加了就
业；彭绪庶(2002)认为，技术进步在短期具有就业挤出效应，而在长期具有就业增长
效应。胡鞍纲、周其仁 (1997)将我国就业弹性的下降归结为工业走了资本密集化道
路；袁志刚、龚玉泉 (2001)认为“投资的增长不仅不带来劳动力投入的增长，甚至是
排斥劳动力的”，是就业弹性下降的主要因素。学者们从城乡二元结构、资本深化、
技术进步、统计方法等个不同角度研究了中国经济增长与就业关系，为我们提供了
有益的借鉴，但对于中国就业与增长非一致性的形成原因的系统性论述还未形成。
在分析高增长、低就业产生的原因上，国内外存在众多观点，分歧较大，国外
主要集中的有以下几个方面：技术进步对就业的挤出作用，工资刚性，经济全球化
等，国内关于就业问题原因有以下一些观点：数据的统计问题，有效就业与名义就
业的问题，城乡二元结构，劳动力市场二元结构，金融二元结构，新增劳动力问题7，
文化因素等等。国内学者的研究虽然注意到了我国经济增长与失业的背景，但有一
个共性就是从国家层面展开研究，忽略了区域间的差异。张江雪等人虽然考虑了区
域间的差异，但主要比较不同区域就业弹性的差异，没有考虑不同时间阶段的差异，
也没有与国家层面的结果做对比。就中国的情况来看，区位条件和政策待遇的差异
使得各地区的经济发展表现出高度的不平衡性，长期的非均衡发展也导致中国东、
中、西部不同地区的产业结构与就业结构呈现巨大的差异，因此，单纯从国家层面
研究就业问题无疑会忽视这种显著存在的区域差异，导致研究结果的失实；全国就
业总量反映出的是不同经济结构地带就业效应的“合力”，具有一定的“中和”作用，
7如果使用城镇失业率登记作为标准,那么新增劳动力增长过快也将成为高增长高失业的原因.
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总量的研究往往忽视了经济增长的就业效应在不同地区的本来面部。本文将从区域
层面与国家层面的对比做以突破。
1.3 论文研究方法及创新之处
1.3.1 论文研究方法
实证分析方法与规范分析方法是经济学研究问题是通常用到的两种基本方法。
实证分析企图描述世界是什么的观点，规范表述企图描述世界应该是什么的观点。
本文运用实证分析与规范分析相结合的方法，以实证分析为主，辅之以必要的规范
分析。文章的第3、4、5 部分我们根据前人对经济增长与就业的变化规律提出一些
假设命题，再运用实证方法去验证这些命题在中国的真伪。实证分析以中国官方统
计机构和政府权威机构公布的统计数据为依据，按既定的理论假设或严格数学推论
所得的结论，用计量经济方法，对经济统计数据进行处理，以此检验理论假设与数
学推论并作出研究结论。
本文运用所收集的丰富的数据及合适的计量分析方法，验证理论模型推导的基
本命题或理论假设，使研究结论具有很强的可靠性与可信度。论文最大的特点是理
论推导与实证检验的结合，几乎对于所有的理论推导及经验假说，我们都尽可能地
利用经验数据及各种计量方法，包括时间序列分析、面板数据、chow 检验及虚拟变
量检验、协整检验等方法，对中国的经济增长与就业、就业结构性突变、区域就业
弹性、区域就业弹性差异、区域就业趋势等的估算进行计量分析与检验。在数据的
采集上运用最新数据，一般数据都更新至20078，对于资本存量的计算尽可能的参照
国内已有的所有参考文献，力求数据的准确。
8 2007 统计数据2008 年9 月出版, 目前只能采用《2008 中国统计摘要数据》, 对于《2008 中国统计摘要》上没
有的数据, 我们更新至2006 年.
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1.3.2 论文创新点
1）本文一个重要的方法就是“区域层面”（regional aspect）的分析方法，与之
相对就应的是“不分区域层面”（The whole country aspect）（即国家层面）。自始至终，
全文都坚持用两种视角来研究中国经济增长和就业的相关问题，通过两个层面研究
的对比，得出一系列重要的结论。
2）文章的最大创新是运用区域层面与全国层面对比的方法研究中国高增长与低
就业问题。首次对不同时段、不同区域就业弹性的变化趋势做以全面的梳理，并阐
述其变化原因。区域的研究视角消除了区域差异造成的影响，避免了地区间的“中
和效应”，还原了增长就业的事实。运用区域视角对以往在国家视角下的研究做以有
力的补充。
3）中国高增长与低就业的结构性因素影响。首次运用不同地区的经济结构、城
乡二元结构、所有制结构等结构性因素作为中国就业的解释因子，构造一个省级面
板数据分析个不同区域各因素对就业增长的影响力，并做以规范性解释。
4）技术进步对就业影响的区域层面研究。全国数据研究表明，技术进步与就业
增长没有显著关系，中部和西部也不存在技术进步的就业效应，而东部技术进步对
就业正效应。文章还揭示了资本的深化与我国低就业问题无显著关系，这与以前的
研究结果相悖。
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2 中国就业与增长的事实与国际比较
西方经济理论认为就业增长与经济增长存在正相关。我们常用的产出模型中，
将技术、资本和人力投入作为三个最为关键的要素，这三方面的要素对经济的增长
起着推动的作用，反过来经济的增长也会促使技术进步、增加资本积累和增加就业
人数。从世界各国历史数据来看，经济增长与就业增长的这种互动机制是普遍存在
的，奥肯（1962）的实证研究也表明了经济增长会减少失业。然而中国的经济增长
在一定的时期内却没有表现出显著的就业增长。我国与西方传统的市场化国家不同，
我国经济的高速发展一直伴随着经济转轨、体制转轨和经济结构迅速调整的特殊时
期。改革开放以来，我国经济一直保持10%左右的增长率高速发展，与此同时，两
个现象十分明显：一是就业的增长率由80 年代的平均3%下降至2000 后的平均1.5%，
与之相应的是就业弹性总体递减，2000 以后就业弹性降至0.1 以下。二是城镇登记
失业率一直居高不下。本章通过历史数据给出我国经济增长的就业效应一个较为直
观的判断，并通过计量模型来检验和估计，揭示我国就业与增长的真实情况。
进入20 世纪后期，在信息化和全球化浪潮的推动下，西方国家开始出现增长就
业非一致性问题，从世界范围的比较来看，进入后工业化时期之后，技术对就业的
挤出效应较为明显，经济增长与就业的非一致性凸显。由于我国的特殊国情，发达
的后工业化国家出现的就业增长非一致现象与我国实际情况存在差异，因此必须将
我国发展中的问题放在特定的经济发展的阶段来研究。研究中国增长与就业的问题，
可以在世界范围内取一个横断面，这个横断面是由下等收入、中等收入、高收入等
不同国家组成，各个不同发展阶段国家组成横断面类似于一个国家从不发到发达所
经历的各个不同时期，通过对照，我们可以分析中国面临的实际问题，是发展必经
阶段的还是我国所特有的。
本章通过对改革开放以来我国就业与增长关系的回顾，认识问题的现状，为后
面的研究提供基础。本章还在后半部分将我国就业与增长的现状与世界其他国家进
行比较，以认清我国目前所处的阶段和将来的发展趋势。
16
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2.1 中国高增长与低就业的基本事实
下表（表2-1）是中国改革开放至今经济增长与就业的基本数据。
表2.1 1978-2007 年中国经济增长率和就业增长率
年份 经济增长率 就业增长率 年份经济增长率 就业增长率
1979 7.60% 2.17% 1993 14.00% 0.99%
1980 7.80% 3.26% 1994 13.10% 0.97%
1981 5.20% 3.22% 1995 10.90% 0.90%
1982 9.10% 3.59% 1996 10.00% 1.30%
1983 10.90% 2.52% 1997 9.30% 1.26%
1984 15.20% 3.79% 1998 7.80% 1.17%
1985 13.50% 3.48% 1999 7.60% 1.07%
1986 8.80% 2.83% 2000 8.40% 0.97%
1987 11.60% 2.93% 2001 8.30% 1.30%
1988 11.30% 2.94% 2002 9.10% 0.98%
1989 4.10% 1.83% 2003 10.00% 0.94%
1990 3.80% 17.03% 2004 10.10% 1.03%
1991 9.20% 1.15% 2005 10.40% 0.83%
1992 14.20% 1.01% 2006 11.60% 0.76%
2007 11.90% 0.77%
数据来源：就业人数来自《2008 中国统计年鉴摘要》
注：经济增长率在1978 年不变价格指数计算的GDP 基础上计算而来，跟统计年鉴稍有差别
（1）1979~1989 年期间，经济增长率与就业增长率之间存在一定的相关性。此
时期正处于改革开放初期，一切处于摸索阶段，经济政策也几度调整。此期间经济
增长大致呈现一个不规则变动的周期波动，于此同时，就业增长也随之呈现周期波
动趋势。其中，1984 年GDP 增长最快，高达15.2%，于此同时，当年就业增长接近
3.8%，处于最高的水平，这是因为改革开放初期经济的活跃，加之开始推广家庭联
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产承包责任制，第一产业吸纳大量就业，就业增长率增长迅速。数据表明这一时期
经济增长与就业增长的联动性很强，经济增长带动就业增长明显。
（2）1989-1990 年，这两年中国国情特殊，表现出的数据也很特殊，1989 年增
长最慢，只有4.10%，同年的就业增长也为此期间最低的一年，仅为1.83%。这一年
中国经济跌入谷底，就业却突然增加17.03%，这种情况不符合经济规律，也不符合
统计规律，猜测是统计口径发生改变。
（3）1991-1999 年，我国经济增长再度呈现一个不规则变动的周期波动，经济增
长在1993 年达到增长的高峰14%，从1994 年开始逐年下降，至1999 年跌入谷底，
当年经济增长率为7.6%，这段时期，经济增长率呈现明显的“倒U”曲线，但就业
的波动却起伏不大，说明经济的增长的就业效应不显著。
（4）2000-2007 年，经过前几年的经济衰退，中国经济开始复苏，进入了新一轮
的高速增长期，这8 年间，中国的平均增长率高达9.98%。这段时期来看中国的就业
增长率仍然没有复苏的迹象，反而成缓慢下降趋势，经济增长对就业的拉动没有显
现出来。
总之，1978-2007 年，总体来看中国的就业增长率从80 年代平均3%的增长率下
降至目前的1%左右，在此期间中国的经济增长虽然出现波动，但总体来看还是保持
了高速的增长，这说明改革开放以来经济增长与就业增长具有非一致性。
0.00%
2.00%
4.00%
6.00%
8.00%
10.00%
12.00%
14.00%
16.00%
18.00%
1979
1981
1983
1985
1987
1989
1991
1993
1995
1997
1999
2001
2003
2005
2007
经济增长率
就业增长率
图2.1 1979-2007 中国经济增长率与就业增长率9
9 原数据为表2-1.
18
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2.2 中国高增长与低就业的主要判断
在就业问题的研究中，一般采用失业率和就业人口来作为就业状况的衡量指标，
我国统计中采用的是年末就业人员和城镇登记失业率。
就业人员：又称在业人口。适龄劳动人口中从事一定的有益于社会的劳动或经
营活动，并取得劳动报酬或经营收人的那一部分人口。凡是在调查时或在调查前的
一定时间内，有工作并有劳动报酬或经营收人的人，均应视为在业人口。在业包括
在全民所有制、集体所有制、个体所有制企业或单位就业的固定工或临时工。
城镇登记失业人员：指有非农业户口，在一定的劳动年龄内(16 周岁至退休年龄)，
有劳动能力，无业而要求就业，并在当地就业服务机构进行求职登记的人员。
城镇登记失业率：城镇登记失业人员与城镇单位就业人员(扣除使用的农村劳动
力、聘用的离退休人员、港澳台及外方人员)、城镇单位中的不在岗职工、城镇私营
业主、个体户主、城镇私营企业和个体就业人员、城镇登记失业人员之和的比。计
算公式为：
城镇登记失业率 = 城镇登记失业人员 / (城镇单位就业人员— 使用的农村劳
动力— 聘用的离退休人员 — 聘用的港澳台及外方人员) + 不在岗职工 + 城镇私
营业主 + 城镇个体户主 + 城镇私营企业及个体就业人员 + 城镇登记失业人数） *
100%10
从我国统计方法来看，城镇登记失业率不能全面的反映我国就业的全貌，因而
在本论文中衡量就业的数据主要引用年末就业人数。
2.2.1 就业弹性概念
弹性11是经济学中一个基本概念，它是借用物理学中弹性的概念。在物理学中，
10 中国统计年鉴2007.
11 弹性理论最早由19 世纪法国经济学家古诺提出, 在1881 年2 月，马歇尔发现了需求的弹性问题, 并于1982
年首次写出弹性原理, 从而发展成一个完整的理论. 在20 世纪以后, 英国经济学家A·C·庇古等人将这一理论
运用于实际, 使得弹性概念在经济学广为应用.
19
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E dY * X
dX Y
=
弹性被定义为，一物体对所受力的反应程度。在经济学中弹性是指一个变量对另一
个变量的敏感性的度量。具体来说是作为因变量(△X)的经济变量的相对变化(△Y)
对作为自变量(X)的经济变量的相对变化(△x)的反应程度或敏感程度。它等于因变量
的相对变化对自变量的相对变化的比。根据定义弹性的计算方法为：
如果经济变量变化微小，弹性的计算公式为：
经济增长的就业弹性，简称就业弹性，具体来说是以经济增长(GDP)为自变量，
就业量为因变量计算出来的弹性。指在影响经济增长的其他因素不变时，经济增长
变化一个百分比引起的就业变化的比率，即经济增长对就业的吸纳能力。假设L 为
就业量，△L 为就业增加量，Y 为GDP，△Y 为GDP 增长量，GL 为就业增加率，
YG 为GDP 增长率，在经济学中就业弹性有两种常见的计算方法：
（1）定义法
（2）生产函数估计法
柯布——道格拉斯函数，其原始形式如下：
Y = Akα Lβ
其中Y 是产出，A 为外生的全要素序数，K 是资本投入，L 是劳动投入，α 和β
分为资本和劳动投入的系数。在方程两边取对数得：
LnY = LnA+α Lnk +β LnL
通过计量模型可以估计α 和β 的值，其中β 即为就业弹性。
E= Y*
X
X
Y
V
V
E L Y L *Y GL GY
L Y Y L
= V V = V =
V
20
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2.2.2 就业弹性的计算
就业弹性的差分法计算公式为：
E L Y L *Y GL GY
L Y Y L
= V V = V =
V
参照表2-1，计算得1979-2007 年我国就业弹性为：
表2.2 1979-2008 中国就业弹性
年份 就业弹性 三年滑动 年份就业弹性 三年滑动
1979 0.29 1993 0.07 0.09
1980 0.42 1994 0.07 0.07
1981 0.62 0.44 1995 0.08 0.08
1982 0.39 0.48 1996 0.13 0.10
1983 0.23 0.41 1997 0.14 0.12
1984 0.25 0.29 1998 0.15 0.14
1985 0.26 0.25 1999 0.14 0.14
1986 0.32 0.28 2000 0.12 0.14
1987 0.25 0.28 2001 0.16 0.14
1988 0.26 0.28 2002 0.11 0.13
1989 0.45 0.32 2003 0.09 0.12
1990 4.48 1.73 2004 0.10 0.10
1991 0.12 1.68 2005 0.08 0.09
1992 0.07 1.56 2006 0.07 0.08
2007 0.06 0.07
21
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0.00
0.10
0.20
0.30
0.40
0.50
0.60
0.70
1979
1981
1983
1985
1987
1989
1992
1994
1996
1998
2000
2002
2004
2006
就业弹性
图2.2 1979-2007 我国就业弹性走势图12
图2-2 显示我国就业弹性从改革开放到现在，总体表现为震荡下行的趋势。1979 年至1989
年平均就业弹性为0.34，1991-1999 平均就业弹性为0.11，从2000-2007 平均就业弹性仅为0.1 ，
这意味这80 年代我国经济每增长1%能带来0.34%的就业增长，到2000 以后我国经济没增长1%，
就业仅增长0.1%。从就业弹性走势图可以看出，我国经济对就业的拉动在逐年下降。
2.2.3 我国就业与增长的经验研究及结论
（1）模型的设立
对于模型形式的设定，我们参照新古典主义所推崇的柯布——道格拉斯函数，
其原始形式如下：
Y = Akα Lβ （2.1）
再引入英国著名学者希克斯提出的非物化的中性技术进步因素之后，函数形式
变为：
Y = AeθTKα Lβ （2.2）
方程两边取对数并加入随机扰动项得到模型如下：
LnY = LnA +θT +αLnk + βLnL + u （2.3）
其中Y 表示产出，K 表示资本投入，L 表示劳动投入，T 表示时间 T=1978，
1979，……，2007
12 1990 年弹性异常, 为了图形的显示度, 剔除1990 年数据.
22
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（2）数据来源
可比价GDP：单位亿元，按1978 年价格计算。为剔除通货膨胀因素，我们参照
《2008 中国统计摘要》中以1978 年为基期的定基国内生产总值指数和1978 年的GDP
数据，得到以1978 年价格计算的可比价GDP 数据。
劳动投入：劳动投入采用按年底就业人员数量13。
固定资本存量：
资本存量计算采用资本存量的方法是戈登史密斯(Gold.smith)在1951 年开创的
永续盘存法。由于中国没有过大规模的资产普查，这里我们采用1978 年为基准年份，
运用永续盘存法按不变价格计算中国资本存量。这一方法可以写作：
Kt Kt 1(1 δ t ) It − = − +
其中K 是资本存量，t 指第t 年，δ是折旧率。
固定资产基准存量：1978 年的固定资产存量参考邹至庄（chow，1993）14的数
据，他通过对1952—1978 年长序列数据的估算，得出我国1978 年的总资本存量约
为14112 亿元，借鉴李子奈（2002）提出的流动资金占总资本存量的30%的假设，
得出1978 年的固定资产净值约为9878 亿元。
固定资产投资额：固定资产投资额数据来自《中国统计年鉴》（1983 年、1985
年、1998 年、2004 年）以及《2008 中国统计摘要》其中1983 年版《中国统计年鉴》
中所记载的1979 年投资仅包括了全民所有制企业，为了数据的一致性，我们根据1980
年全社会固定资产额910.9 亿元（《中国统计年鉴》，1983 年）和全民所有制企业固
定资产投资额751.9 亿元（《中国统计年鉴》，1983 年）得到指数910.9/751.9，将1979
年投资额乘以该指数进行调整。
折旧率：折旧率采用0.9615。
固定资本投资价格指数：在中国的统计年鉴中，我国固定资产投资价格指数是从
1991 年开始统计，为了保持数据的一致性采用GDP 缩减指数代替通货膨胀系数，对
13 来源:《2008 中国统计摘要》.
14 Chow, G. C. Capital Formation and Economic Growth in China[J].Quarterly Journal of Economics, 1993
CVIII (August 1993)，808 一842.
15 张军,吴桂英,张吉鹏. 中国省级物质资本存量估算：1952-2000. 经济研究, 2004(10).
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资本投入量进行价格调整。
数据计算结果如表2.3：
表2.3 中国经济产出、就业与资本存量：1978-2007
年份 实际GDP 实际K 年末从业年份实际GDP 实际K 年末从业
1978 3645.22 9878.00 40152.00 1993 14608.48 33402.49 66808.00
1979 3922.26 10307.60 41024.00 1994 16522.19 37955.80 67455.00
1980 4228.19 10742.64 42361.00 1995 18323.11 42561.49 68065.00
1981 4448.06 11187.71 43725.00 1996 20155.42 47469.09 68950.00
1982 4852.83 11861.69 45295.00 1997 22029.88 52686.81 69820.00
1983 5381.79 12677.49 46436.00 1998 23748.21 58795.42 70637.00
1984 6199.82 13744.80 48197.00 1999 25553.07 65334.06 71394.00
1985 7036.80 15177.51 49873.00 2000 27699.53 72403.77 72085.00
1986 7656.04 16895.12 51282.00 2001 29998.59 80323.09 73025.00
1987 8544.14 18907.80 52783.00 2002 32728.46 89733.34 73740.00
1988 9509.63 21159.42 54334.00 2003 36001.31 101894.34 74432.00
1989 9899.52 22885.66 55329.00 2004 39637.44 116650.24 75200.00
1990 10275.70 24452.57 64749.00 2005 43759.73 128401.67 75825.00
1991 11221.07 26355.94 65491.00 2006 48835.86 146879.48 76400.00
1992 12814.46 29150.75 66152.00 2007 54647.33 168851.01 76990.00
数据来源：实际GDP 和实际K 计算所得，年末从业人数来自中国统计年鉴
（3）Y、K、L 平均增速
根据以上表格中的数据，我们计算我国1978 年到2007 年的国内生产总值(可比
价)，资本投入和劳动力投入的平均年增长速度：
29 54647.33 1 9.78%
3645.22
y= − =
29 168851.01 1 10.28%
9878
k= − =
25 74432 1 2.27%
40152
l= − =
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注： y ，k ，l 分别表示GDP，资本投入，劳动力投入的年平均增长率
用几何平均法计算我国1978 年至2007 年GDP 平均增长率为9.78%，资本存量
年增长率为10.28%，经济的增长跟资本存量的增长保持了一致性，就业的平均增长
率2.27%还显得不足。
（4）计量过程利用eviews6.0 对表2-4 做回归，结果如下：
Coefficient
C
-142.5881***
（30.78553）
LOG(L)
0.163307
（0.173645）
LOG(K)
0.155504
（0.135891）
T
0.074629***
（0.016972）
R-squared 0.998265
Adjusted R-squared 0.998065
Durbin-Watson stat 0.529113
注： ***、**、*分别表示系数在1%、5%和10%水平显著，没有*号则表示不显著
上述结果中log（L）和log（K）不显著，说明模型设立可能存在误差，我们去
掉变量T做回归得到以下结果：
Coefficient
C
-7.532524***
(1.016468)
LOG(L)
0.860054***
(0.117004)
LOG(K)
0.727567***
(0.028362)
R-squared 0.996813
Adjusted R-squared 0.996577
Durbin-Watson stat 0.531259
注： ***、**、*分别表示系数在1%、5%和10%水平显著，没有*号则表示不显著。
模型的R-squared 达到0.997，c、log（L）和log（k）均显著，但 Durbin-Watson
为0.531，查 Durbin-Watson 表得，n=30，k=2 时l d =1.07， u d =1.339，0.531< l d =1.07，
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说明误差项存在正自相关， 我们在模型中加入AR（1）和MA（1），得到如下结
果：
Variable Coefficient
C
0.121401
(0.793484)
LOG(L)
0.101270***
(0.041234)
LOG(K)
0.802246***
(0.058189)
AR(1)
0.834483***
(0.082950)
MA(1)
0.962513***
(0.021864)
R-squared 0.999724
Adjusted R-squared 0.999678
Durbin-Watson stat 1.853476
注： ***、**、*分别表示系数在1%、5%和10%水平显著，没有*号则表示不显著。
通过结果来看，模型拟合结果较好，序数均在5%水平下通过检验，通过模型我
们可以得出中国改革开放以来就业弹性系数约为0.10，即经济增长1%，就业人数
增加0.1%。
（5）稳定性检验
我们通过数据的观察，发现在1990 年就业人数突然增加17%，怀疑此处存在结
构突变，我们对方程进行chow test 检验，结果如下：
Chow Breakpoint Test： 1990
F-statistic 14.74151 Probability 0.000012
Log likelihood ratio 31.34251 Probability 0.000001
结果显著，说明1990 年存在结构性突变。在后面的研究中我们应该将1990 年
作为一个分界点来分别研究，才能保证结果的可靠性。
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2.3 关于高增长与低就业的国际比较
就业问题一直是各国经济学家关系的重要经济问题，在不同的历史时期、不同
的经济发展阶段，就业问题的严重程度和表现形式都有所不同。当前，经济全球化
是世界经济发展的最重要现象，计算机信息技术推进了世界经济格局的改变，其政
治、经济、文化、社会心里都产生了深刻的影响，在这当中，就业受到的冲击显得
十分突出。那么，中国当前的高增长、低就业在世界范围是不是一个普遍现象？中
国的就业结构处于发展中的哪个阶段？
2.3.1 1970 以来世界各国就业形势的基本情况
20 世纪70 年代以来，全球失业率一直持续上升16。80 年代末90 年代开始的新
经济引领了全球经济迅速的增长，但就业问题却依然十分严重。发展中国家和发达
国家都不同程度出现高增长、低就业问题。国际劳工组织报告17指出2008 年的失业
人口会增加约500 万个，失业率预料会达6.1%，比去年的6.0%高一些。” 2007 年全
球约有30 亿个年龄在15 岁以上的人就业，比之前的一年多2%，比1997 年多17%。
2007 年失业的人有1 亿9000 万个。不充分就业人数已经占到总就业人数的25%-30%，
而劳动力还在继续增加，至2012 年将增加4 亿人。因为劳动力增长，到2010 年还
需要创造5 亿个新的工作岗位。
在过去的20 年中世界经济体系发生重大转变。中国自1978 年开始的改革开放
推进了市场经济的运行，90 年代初期前苏联解体，以苏联为首的东欧社会主义集团
加入到市场经济体系。1992 年开始的印度经济改革也促使人口大国印度加入到世界
经济体系当中。这些变化是的全球的劳动力格局发生重大变化，劳动力的规模几乎
扩大一倍。1985 年以前全球的市场经济包括美洲、西欧、日本、亚洲四小龙以及非
洲部分国家，总人口约为25 亿；2000 年以后，除了古巴和朝鲜之外，世界60 亿人
口几乎全部被融入全球资本生产市场。
16加注解释, 国外一般的研究方法, 选择失业率作为代理变量来研究就业与增长的关系.
17 2008 年1 月24 日.《2007-2008 全球就业报告》.
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这20 年中，发达国家的劳动力市场出现了显著的变化。20 世纪90 年代以来，
以计算机、电子信息产业迅猛发展为特征的新经济使美国经济迅猛增长，失业率降
至4%左右。进入21 世纪，石油等问题困扰下的美国经济增长放缓。2004 年美国失
业率为5.5%，2005 年5.1%，2006 年4.6%。英国、荷兰、丹麦、瑞典等国的失业率
在5%左右、法国、德国、意大利的各国的失业率通20 世纪90 年代比较，已经分别
下降了1 到3 个百分点。例如德国、法国1997 年的失业率分别为12.7%和12.4%，
2005 年降至11.1%和9.8%。受到亚洲金融危机影响的日本2002 年之前的几年经济
增长缓慢，失业率上升明显，2002 年达到了5.5%，2003 年之后日本经济开始有所好
转，失业率也开始下降。2005 年、2006 年日本的失业率分别是4.4%、4.3%。
表2.4 发达国家与地区失业率
国家和地区 1990 2000 2003 2004 2005 2006
中国香港 1.3 4.9 7.9 6.8 5.6 4.8
中国澳门 3.2 6.8 6 4.9 4.1 3.8
中国台湾省 1.67 2.99 4.99 4.44 4.13
澳大利亚 6.9 6.4 6 5.6 5.1 5
法国 10 9.8 9.9 9.8
德国 7.9 10 11.1 10.3
意大利 10.5 8 7.7 6.8
日本 2.1 4.7 5.3 4.7 4.4 4.1
韩国 2.4 4.4 3.6 3.7 3.7 3.5
西 班 牙 11.5 9.2 8.51
英 国 6.8 5.5 4.8 4.6 5
美 国 4 6 5.5 5.1 4.6
数据来源：人大经济论坛数据库
经济处于第二梯队的国家就业状况有所好转，但多数国家的就业形式依然严峻，
俄罗斯、匈牙利、波兰等国随着经济状况的改善，失业率成下降趋势。如俄罗斯2000
年以来，失业率一直控制在10%一下，而且逐年下降。
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表2.5 CIS7 等过渡经济国家失业率
国家和地区 1990 2000 2003 2004 2005 2006
白俄罗斯 2.1 3.1 1.9 1.5 1.2
比 利 时 7.2 7 8.2 8.5 8.4 8.2
克罗地亚 16.1 14.3 13.8 12.7 11.1
匈 牙 利 6.4 5.7 6.1 7.2 7.5
罗马尼亚 7.1 7 8 7.2 7.3
斯洛伐克 18.6 17.4 18.1 16.2 13.3
斯洛文尼亚 7.2 6.6 6.1 5.8 5.9
立陶宛 16.4 12.4 11.4 8.3 5.6
俄罗斯 9.8 8 7.8 7.2 7.2
数据来源：人大经济论坛数据库
发展中国国家就业状况差别很大，形势不容乐观。发展中国家的就业情况存在
两个明显的特点：一是就业质量低下，从业人员的工作条件差、收入低，缺乏社会
保护；二是不充分就业普遍存在，劳动力资源没有得到充分利用。
2.3.2 奥肯定律及其在中国的检验
奥肯定律18是奥肯根据美国的统计数据研究发现，经济增长与失业之间呈反相变
动，实际就业率低于自然失业率，实际经济增长率将高于潜在经济增长。奥肯研究
经济增长与失业率之间关系的出发点是为了测度“潜在的产出额”(potential output)。奥
肯把失业率作为一个变量，代表由于资源闲置而对产出额产生的一切影响，将求出
的失业率对自然失业率的偏差给与产出量的损失再加上已达到的实际产出额，便是
潜在的产出额。根据奥肯的计算方法，失业既意味着产出的损失。
奥肯定律的基本形式：
* p
P
Y Y
Y
μ μ α
−
− =
其中μ 是实际失业率，μ *为自然失业率，Y是实际产出额， p Y 是潜在产出额，
α 为系数。奥肯通过对美国1947 年第二季度至1960 第四季度的实际GDP 和失业率
的变化得出α 系数约为-0.3。表明实际GDP 增长没超过潜在GDP 增长一个百分点，
18 Okun, Arthur M.1962. Potential GNP: Its Measurement and Significance. In Proceedings of the Business and
Economics Statistics Section, American Statistical Association, 98-103
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失业率下降0.3 个百分点，或者失业率每低于自然失业率1 个百分点，经济增长将高
于潜在产出3 个百分点。
1978-2007 年中国城镇失业人数和各年失业率如下表所示（表2-2）：
表2.6 城镇登记失业人数及失业率
城镇失业人数 失业率
城镇失业人
数
失业率
年 份
(万人) (%)
年份
(万人) (%)
1978 530.0 5.3 1993 420.1 2.6
1979 567.6 5.4 1994 476.4 2.8
1980 541.5 4.9 1995 519.6 2.9
1981 439.5 3.8 1996 552.8 3.0
1982 379.4 3.2 1997 576.8 3.1
1983 271.4 2.3 1998 571.0 3.1
1984 235.7 1.9 1999 575.0 3.1
1985 238.5 1.8 2000 595.0 3.1
1986 264.4 2.0 2001 681.0 3.6
1987 276.6 2.0 2002 770.0 4.0
1988 296.2 2.0 2003 800.0 4.3
1989 377.9 2.6 2004 827.0 4.2
1990 383.2 2.5 2005 839.0 4.2
1991 352.2 2.3 2006 847.0 4.1
1992 363.9 2.3 2007 830.0 4.0
数据来源：《2008 中国统计摘要》
1978 年至今我国一直保持着年均9.98%左右的经济增长速度，但失业率没有变
现出与之相适应的增长，从1978 到2007，中国的城镇登记失业率成“倒U 型”曲
线变化，从1985 年的最低点1.8 开始节节攀升，从2002 年开始每年的失业率均在
4.0 以上。我国从1999 年开始的经济复苏没有带来失业率的相应下降，而是呈现略
微上升的趋势，表明我国GDP 增长率变动与失业率之间不存在内在关系；2003 年开
始我国经济增长一直保持在10%以上，而相应的城镇登记失业人数分别为800、839、
847 和830 万人，城镇登记失业率分别为4.3%、4.2%、4.2%、和4.0%。2005 年至
2007 年城镇登记失业率呈略微下降趋势，但显然与11%以上的经济增长率是不相适
应的。
30
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值得说明的是，我国公布的失业率为城镇登记失业率，这种失业率是指在规定的
劳动年龄内有劳动能力和就业意愿而无职业的劳动力在但地就业服务机构进行求职
登记的人员，这部分人员中既不包含农村失业者，也不包含失业但未登记者，19而且
1998 年开始的国企改革带来的大量下岗人员也不计入失业人口之列。可见中国公布
的城镇失业率仅仅是中国失业人口中很小的一部分，由于统计口径存在问题，中国
的实际失业率在学术界一直存在争论，但是我国实际失业率超过国际警戒线7%在学
术界基本达成共识。由于我国失业率的统计还存在诸多问题，在后面的研究中我们
更多的采用年末从业人数作为衡量就业的情况的主要指标。
. 从下图（图2-2）用增长率对失业率描点中，我们可以清楚的看到，中国的失业
与经济的增长之间不符合奥肯定率。经济高增长与低就业并存，我国增长的就业效
应严重不足。
0.00%
2.00%
4.00%
6.00%
8.00%
10.00%
12.00%
14.00%
16.00%
1979
1981
1983
1985
1987
1989
1991
1993
1995
1997
1999
2001
2003
2005
2007
经济增长率
城镇失业率
图2.3 1979-2007 中国经济增长率与城镇登记失业率
数据来源：《2008 中国统计摘要》
19 我国规定失业登记年龄是男性16-50 岁、女性16-45 岁, 这与我国规定的退休年龄还存在差距, 有故意缩减失
业率之嫌.
31
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2.3.3 就业结构的国际比较
上一节主要从纵向分析全球在经济发展过程中就业特点的发生的改变，尤其是
90 年代后，全球就业特点发生了革命性的改变，本节从横截面来分析全球的就业结
构。选取某一时点，将世界不同发展阶段的国家选取样本，对其就业结构进行分析，
比较我国当前就业结构，总结规律。 将不同国家和地区分为：低收入国家、下中等
收入国家、上中等收入国家、高收入国家、工业发达国家，数据如表2-7，2-8。
表2.7 世界不同类型国家就业结构的变动
第一产业（%） 第二产业（%） 第三产业（%）
国家类型 1960
年
1980
年
1980
年增
长率
1960
年
1980
年
1980
年增
长率
1960
年
1980
年
1980
年增
长率
低收入国家 77 72 -5 9 13 4 14 15 1
下中等收入国
家
71 56 -15 11 16 5 18 28 10
上中等收入国
家
49 30 -19 20 28 8 31 42 11
高收入国家 62 46 -16 13 19 6 25 35 10
工业发达国家 18 6 -12 38 38 0 28 38 10
前苏联、东欧国
家
42 18 -24 30 44 14 28 38 10
资料来源：吴照云、李振球主编的《就业原理与就业指导》，第63 页，经济管理出版社，1997
注：表中1980 年增长率指的是1980 年比1960 年的就业增长率
（1）农业就业向非农就业转移
世界各国就业结构变动显示，农业就业向非农就业转移明显。是世界各国的横
断面中，低收入国家到中等收入国家再到高收入国家，其就业结构变动与同一个国
家纵向发展非常相似。表2-3 中，中上等收入国家农业就业负增长率最高为-19%。
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这类型的国家和地区处于工业高速发展的过程中，第二产业扩张迅猛，表现为第二
产业就业人口显著增加。对于低收入过来来说，其农业就业负增长率最低，仅为-5%。
这类型的国家和地区经济还没有进入起飞阶段，工业化处于初期或者尚未起步，他
们的第二产业扩张艰难，难以转移农业就业。对于发达国家来说，尤其是工业发达
国家，其农业负增长也较低，其原因是因为在这类国家和地区中，农业就业转移的
高峰时期已经过去，所剩的农业就业比例很低，到1980 年工业发达国家的农业就业
仅为6%。
（2）工业部门吸纳就业能力有限
表2-3 数据表明，第二产业对于就业的吸纳作用十分有限。上中等收入国家的
第二产业对于劳动人口的吸纳作用最高，也仅为8%。工业发达的国家，1960 年到
1980 年，其工业就业人口并为增加，有数据表明，在90 年代后期，后工业化国家中，
第二产业的就业人口出现类似于第一产业的负增长，这是因为技术的进步对就业有
“挤出”作用，这种挤出可能带来三产就业的增加，我们将在后面的章节专门讨论技
术进步对就业增长的影响。对于贫困国家和中下等收入国家来说，二产就业的增长
显得十分缓慢，这是由于工业的增长依赖两个要素，一是劳动力、二是资本，对于
欠发达地区来说，农业富余的劳动力比较充裕，但是由于资本的匮乏，使得二产发
展较为缓慢，因而吸纳劳动力的能力也相对较弱。第三产业的发展有劳动力密集型
三产，对于资本的依赖程度较弱，其劳动力吸纳能力反而更强。
（3）三产部门就业吸纳能力强劲是世界范围的普遍规律
表2-3 显示，世界范围内，随着生产率水平的提高，人们的服务业的需求增加越
来越多。第三产业吸纳就业人口能力不断增强在不同收入水平的国家中具有显现。
无论是低收入国家，下等收入国家，上中等收入国家还是高收入国家，不管是工业
化国家还是前苏联那样的计划经济国家，一产就业人口都呈现减少的趋势，而三产
劳动力就业份额随着经济发展而不断增加，其增长速度快于第二产业。与第三产业
的劳动力份额上升相一致，第三产业的产值份额也越来越高，主要发达国家的第三
产业份额甚至超过第一产业和第二产业产值的总和。规律表明，经济越发达，第三
产业的就业人数份额和产值也就越大。
33
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表2.8 世界主要国家就业结构与失业率
单位：%
就 业 结 构
国 家 年 份
第一产业 第二产业 第三产业
年 份 失业率
中 国 2006 42.6 25.2 32.2 2006 4.1
印尼 2005 44.0 18.0 38.0 2006 10.5
日 本 2005 4.4 27.9 66.4 2006 4.1
韩 国 2005 7.9 26.8 65.1 2006 3.5
马来西亚 2004 14.8 30.1 52.5 2003 3.6
巴基斯坦 2002 42.1 20.8 37.1 2006 6.2
新 加 坡 2004 0.3 29.5 69.6 2006 4.5
菲 律 宾 2005 37.0 14.9 48.1 2006 7.3
泰 国 2005 42.6 20.2 37.1 2006 1.2
埃 及 2003 29.9 19.8 50.4 2005 11.2
南 非 2003 10.3 24.5 65.1 2006 25.5
加 拿 大 2005 2.7 22.0 75.3 2006 6.3
墨 西 哥 2005 15.1 25.7 58.6 2006 3.2
美 国 2005 1.6 20.6 77.8 2006 4.6
阿 根 廷 2005 1.1 23.5 75.1 2006 9.5
巴 西 2004 21.0 21.0 57.9 2004 8.9
法 国 2004 4.0 24.6 71.0 2005 9.8
德 国 2005 2.4 29.7 67.8 2006 10.3
意 大 利 2005 4.2 30.7 65.1 2006 6.8
荷 兰 2005 3.0 20.0 72.9 2005 5.2
俄 罗 斯 2005 10.2 29.8 60.0 2006 7.2
西 班 牙 2005 5.3 29.7 65.0 2006 8.5
英 国 2005 1.4 22.0 76.3 2005 5.0
澳大利亚 2005 3.6 21.1 75.0 2006 5.0
资料来源：世界银行数据库、国际劳工组织数据库
4.中国就业结构与中上等收入国家基本类似
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华中 科技 大 学博士学位论文
我国由低收入国家向高收入国家前进的过程中，就业结构的演进也遵守世界范
围内的一般规律。表2-5 是我国改革开放以来就业结构变化情况。
表2.9 中国三次产业的劳动就业及其构成情况
年 份
就业人员
总计(万人)
第 一
产 业
第 二
产 业
第 三
产 业
第 一
产 业
（%）
第 二
产 业
（%）
第 三
产 业
（%）
1978 40152 28318 6945 4890 70.5 17.3 12.2
1979 41024 28634 7214 5177 69.8 17.6 12.6
1980 42361 29122 7707 5532 68.7 18.2 13.1
1981 43725 29777 8003 5945 68.1 18.3 13.6
1982 45295 30859 8346 6090 68.1 18.4 13.5
1983 46436 31151 8679 6606 67.1 18.7 14.2
1984 48197 30868 9590 7739 64.0 19.9 16.1
1985 49873 31130 10384 8359 62.4 20.8 16.8
1986 51282 31254 11216 8811 60.9 21.9 17.2
1987 52783 31663 11726 9395 60.0 22.2 17.8
1988 54334 32249 12152 9933 59.3 22.4 18.3
1989 55329 33225 11976 10129 60.1 21.6 18.3
1990 64749 38914 13856 11979 60.1 21.4 18.5
1991 65491 39098 14015 12378 59.7 21.4 18.9
1992 66152 38699 14355 13098 58.5 21.7 19.8
1993 66808 37680 14965 14163 56.4 22.4 21.2
1994 67455 36628 15312 15515 54.3 22.7 23.0
1995 68065 35530 15655 16880 52.2 23.0 24.8
1996 68950 34820 16203 17927 50.5 23.5 26.0
1997 69820 34840 16547 18432 49.9 23.7 26.4
1998 70637 35177 16600 18860 49.8 23.5 26.7
1999 71394 35768 16421 19205 50.1 23.0 26.9
2000 72085 36043 16219 19823 50.0 22.5 27.5
2001 73025 36513 16284 20228 50.0 22.3 27.7
2002 73740 36870 15780 21090 50.0 21.4 28.6
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华中 科技 大 学博士学位论文
2003 74432 36546 16077 21809 49.1 21.6 29.3
2004 75200 35269 16920 23011 46.9 22.5 30.6
2005 75825 33970 18084 23771 44.8 23.8 31.4
2006 76400 32561 19225 24614 42.6 25.2 32.2
2007 76990 31444 20629 24917 40.8 26.8 32.4
数据来源：《中国统计年鉴》1983 年、1985 年、1998 年、2004 年、2006 年以及《2008 中国
统计摘要》
其就业结构变化表现为图2-4：
图2.4 1978-2007 年中国就业结构变动图
改革开放以来，我国经济增长迅猛，农业劳动力开始向第二产业和第三产业转
移。1994 年以前，我国就业结构类似于中下等收入国家就业结构，二产的就业份额
增长快于三产，一直到1994 年二产与三产的就业份额基本达到一致，1994 年以后中
国的三产的就业增长高于第二产业，逐步表现出与中上等收入国家结业结构一致的
特征。这种发展的特征相对于我国人均产值来说也是相适应的。在中上等收入国家
向高收入国家发展中，二产的就业吸纳能力会进一步的降低，甚至出现负增长，而
三产的就业吸纳能力会相应的进一步增强。劳动力从农业、制造业向服务业的转移，
是现代科学技术和社会经济发展的必然趋势，中国发展的过程遵循这一规律。人们
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1978
1981
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1987
1990
1993
1996
1999
2002
2005
第一产业
第二产业
第三产业
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华中 科技 大 学博士学位论文
在对高质量生活的追求拓宽了服务业的市场，在现代工业化国家中，第三产业是吸
收劳动力的主要渠道。
H.钱纳里1975 构建了“世界发展模型”。采用库茨涅茨统计归纳法对全世界101
个国家1950-1970 年的社会统计指标（含27 个变量）进行回归分析，得出以人均国
民生产总值(GNP)为因变量(Y)，其他27 个社会经济发展指标为自变量的回归模型
——“世界发展模型”。根据这一回归模型，H.钱纳里划分了人均GNP 小于100 美元
到大于1000 美元等9 个等级的“标准结构”量表。根据这一量表可以确定与不同等级
相应的27 种社会经济指标的标准数值。各个国家或地区便可将自身的实际与这一“标
准结构”进行比较从而找出其发展的差距。在H.钱纳里的“标准结构”模型中，当第二
产业就业比重为20.6%-23.5%时，第三产业就业比重为30.4%-32.7%是比较合适的20。
我国改革二是多年来劳动力结构发生了很大的变化，第三产业就业的份额呈不断攀
升的趋势。1985 年，第二产业的就业比重达到21.1%时，第三产业比重仅为16.4%。
距“钱纳里标准”相差较远，对比工业发到国家，差距更大，工业化国家的三产占GDP
比重约为50%-60%，吸收的劳动力约占50%-80%，我国第三产业占GDP 比例约为
30%，吸收劳动力约占28%，可见“八五”时期，我国第三产业发展是严重滞后的，吸
纳劳动力的能力也相对较弱。“九五”和“十五”期间，随着我国改革的进一步深化，我
国第三产业进入快速发展时期，到2005 年，我国全部就业人口达到69760 万人，第
三产业就业比重有1978 年的26.7%上升到38%。第三产业的劳动力就业人数由1978
年的4890 万人上升到2005 年的23771 万人，增加377.3%。 “十一五”的开始两年
2006 年和2007 年，我国三产的就业人口继续增加，由2005 年的23771 万人增加至
2007 年的24917 万人，增长4.8%。
表2-9 中是中国2007 年的就业结构数据，其他数据是世界各国1980 年的数据，
由于取的是横截面数据，不同年份数据放在一起比较不影响分析结果。便于对比，
将表2-9 和表2-7 中的数据表示为图2-5。从图2-5 可以清楚的看到，中国目前就业
结构与中上等收入国家情况较为类似。
20 钱纳里：《发展的模式》，第32 页、64 页、65 页，经济科学出版社，1988
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低收入国家高收入国家中国
一产
二产
三产
图2.5 中国就业结构与不同收入国家就业结构对比
资料来源：吴照云、李振球《就业原理与就业指导》，第 63 页，经济管理出版社，1997
2.4 小结
通过改革开放以来我国经济增长与就业增长关系的研究和国际见对比，本章形
成以下结论：
1）改革开放以来我国经济的高速增长没有带来与之相适应的就业的增长，长期
来看就业弹性呈下降趋势。城镇登记失业率从1995 年以后也表现出增长的态势，高
增长、低就业的现象存在并表现出持续的态势。
2）1970 年以来全球失业率不断上升，经济全球化背景下的全球就业形势呈现新
特点。工业部门吸纳劳动能力有限在世界范围内是一个普遍的特点，而服务部门吸
纳就业能力普遍强劲。中国目前就业结构除第一产业较高之外，与中上等收入国家
基本类似。
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3 增长与就业的全国和分区对比研究
中国幅员辽阔，各地区之间由于区位的差异，和不同历史时期的政策差异导致
了地区经济发展的不平衡，从国家层面研究经济增长的就业效应忽视了这种不平衡。
库兹涅兹、钱纳里、塞尔昆等人通过对世界各国经济增长的实证研究证实了在经济
发展的不同阶段就业结构存在差异，经济增长的就业效应也存在差异。我国地区经
济发展存在不平衡，因而其经济增长的就业效应也应该存在差异。本章首先从国家
层面出发，研究我国经济增长的就业效应；其次，从区域层面，根据地区经济发展
的差异提出命题，并通过各地区间的数据来研究我们提出的命题，通过研究命题的
真伪来说明地区间经济增长的就业效应在不同时期的差异；最后，分析这种差异对
于我国就业总量的影响。区域和国家不同层面的经验研究结果表明：不同地区间的
就业效应研究对国家层面（不分区域）的就业效应具有修正作用。
3.1 命题的提出
第二章中分析了 1978 年改革开放以来我国的就业弹性的变化情况，其中1990
年相对1989 年统计口径发生转变，1990 年就业人数发生突变，为了数据分析的统一
性，我们可将中国就业与增长的关系按照统计方法的不同分为两个部分，第一部分
是从1978 年到1989 年，第二部分是1990 年到2007 年。按照就业弹性的变化，我
们可继续在两部分的基础上进一步划分，1978 年至1989 年为第一阶段，就业弹性总
体处于较高水平，平均弹性在0.3 左右，这个弹性水平与奥肯定律的结论是基本相一
致，但这一阶段就业弹性的总体呈下降趋势；1990 年至2000 年为第二阶段，这一阶
段就业弹性呈缓慢增长趋势，弹性值处于0.1 至0.2 之间。第三阶段为2000 年至今，
这一阶段我国GDP 继续保持高速增长，但总体就业弹性呈下降趋势，大部分年份处
于0.1 以下。赛尔昆、钱纳里等人提出的多国模型研究了101 个国家经济发展情况，
总结了人均GDP 从300 美元到4000 美元发展过程中产业结构、就业结构的变化特
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征，结果显示工业化的过程中，农业产值占GDP 比重不断下降，农业劳动人口也随
之转移到非农产业。从我国实际来看，东部地区由于区位优势，加之改革开放初期
的政策优势，其工业化进程要快于中西部，因而从检验上判断东部在改革开放的30
年中就业弹性应该大于中西部，2000 年以后东部大部分地区逐步进入工业化后期，
此时三次产业结构基本区域稳定，对农业劳动的转移也趋于平缓。为此我们提出以
下3 个命题，再运用面板数据等方法来验证其真伪，在验证的过程中我们可以得出
我国分地区就业弹性的相关结论。
命题1：1978-2007 东部地区就业弹性高于中西部，对中国就业增长有较强的拉
动作用。
命题 2：1990 年至2007 年中国就业弹性呈倒“U 型曲线”，1990 年至2000 年，
我国就业弹性呈增长趋势，这是由于我国正处于由低收入国家向中下等收入国家转
变的阶段，工业化的过程大量转移农村剩余劳动力，非农经济增长的就业效应增强。
2000 年至今，我国就业弹性呈不断下降趋势，这是由于东部地区进入后工业化时期，
吸纳就业的能力相对工业化时期减弱，而中、西部地区工业化进程缓慢，对全国就
业弹性增长贡献微弱。
命题3：地区间经济发展的结构性失衡是中国高增长、低就业的原因之一。
3.2 中国改革开放以来的就业弹性经验分析
本节运用面板数据21估算1990 年以后东、中、西部30 个省（市、区）就业弹性，
并对他们之间就业弹性的差异进行检验，就业弹性是就业增长率与经济增长率之间
的比值，反映的是经济增长对就业影响。第二章谈到就业弹性一般有三种计算方法，
我国学术界目前大多采用的是弧弹性法，用两个不同时点计算出的就业增长率除以
经济增长率， 但该方法计算的结果波动性大， 而且不能对结果进行统计检验， 不
21面板数据(PanelData)模型是近年来计量经济学理论方法的重要发展, 它通过时间序列沿空间方向扩展(或截面
数据沿时间方向扩展), 增加了自由度并减少解释变量之间的共线性; 同时,该模型既可以分析同一时期不同截面
单元差异的影响, 也可以分析同一截面单元不同时间差异的影响, 因而具有传统时间序列或截面数据难以替代的
优势.
40
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利于未来就业增长的预测。运用道格拉斯生产函数进行时间序列分析也被广泛采用，
这种计算方法样本量小，估计效果偏差大。张江雪（2005）曹永福（2004）等人采
用面板数据估计中国就业弹性，他们计算中运用就业人数和经济增长两个变量设计
模型来计算，由于模型中忽略了固定资本K 的影响，模型可能存在偏差。
3.2.1 数据
我们选取 1978 年至2007 年见中国大陆31 省市自治区的就业人数、GDP 和资本
存量，组成跨时31 年、总数据量为2796 的面板数据。1997 年重庆成为直辖市，从
四川中剥离出去，为了使四川的数据在97 年不发生结构性突变，我们将重庆的就业
人数、GDP、资本投入加入到四川省中。需要重点说明的是《中国统计年鉴2008》
正式出版时间为2008 年9 月，目前2007 年的数据来源主要通过《中国统计摘要2008》，
这主要是因为我们在进行面板数据或者时间序列数据的过程时要用到2000 以后的数
据，如果没有2007 年的数据，样本数量将会降低，影响结果的准确性。
（1）就业人数L
①就业人数采用的是中国统计年鉴中年末从业人数的数据，来源于《中国统计
年鉴》1983 年、1985 年、1998 年、2004 年、2006 年以及中国统计摘要2008。就业
量的统计在1989 年到1990 年发生了机构突变是由于统计口径发生改变，为了不影
响总体结论，我们采用分段的研究方法。1990 年开始就业人数的基数突然增大，就
业增长率显著下降，直接影响的结果是就业弹性降至改革开放以来的最低点。90 年
以后的从业人数没有发生突变，具有较强的解释力。
②关于缺失数据的处理问题：2007 年统计年鉴中关于2006 年各地区从业人数的
数据是缺失的，中国统计摘要2008 中对于2006 各地区年末从业人数解释为：因第
二次全国农业普查数据正在汇总中，故2006 年各地区就业人员数据暂空缺。我们对
于各地区2006 年的从业人数取2007 年与2005 年的平均值处理。
③2001 年起为人口变动抽样调查推算数，分地区数据相加不等于全国总计。
（2）国内生产总值GDP
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以GDP（国内生产总值）作为经济产出指标，为剔除通货膨胀因素，我们按照
《中国统计摘要2007》中以1978 年为基期的定基国内生产总值指数和1978 年的GDP
数据，得到以1978 年价格计算的可比价GDP 数据。
（3）资本存量K
对于资本存量K 的计算在国内学术界至存在争论，目前已被普遍采用的测算资
本存量的方法是戈登史密斯(Gold.smith)在1951 年开创的永续盘存法。由于中国没有
过大规模的资产普查，所以采用1952 年为基准年份，运用永续盘存法按不变价格计
算各省区市的资本存量。这一方法可以写作：
Kit Kit 1(1 δ it ) Iit − = − +
上式一共涉及到四个变量，其中K 是资本存量，其中i 指第i 个省区市，t 指第
t 年，δ是折旧率。
我们需要新计算2000 年以来中国资本存量22。在计算过程中仍然面临5 个方面
的问题。
①.当年新增投资I，数据来自中国统计年鉴2000-2007、中国统计摘要2008.
②投资品价格指数的构造，以1952 年为不变价格。1952 年价格为1 而计算的
1978 年和2000 年的固定资产投资价格指数，如表3-1：
22张军(1991), 贺菊煌(1992), 邹(Chow 1993), 谢千里等(Jefferson,etc.,1996),任若恩和刘晓生(1997),胡和阚(Huand
Khan, 1997), 王小鲁(2000),杨格(Young, 2000), 王和姚(Wang and Yao, 2001), 张军(2002), 黄永峰等(2002), 宋海
岩等(2003), 李治国和唐国兴(2003), 何枫等(2003), 张军和章元(2003), 张军等(2003), 龚六堂和谢丹阳(2004)等
人对中国资本存量计算有过相关研究, 2004 年在《经济研究》发表中国省级物质资本存量:1952-2000 在前人的基
础上运用永续盘存法计算了中国1952 年至2000 的资本存量,这一数据后被广泛应用.
42
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表3.1 2000 年中国固定资产投资价格指数（相对1952）
省份 2000/1952 省份 2000/1952
安徽 8.93 江西4.24
北京1.43 辽宁9.47
福建5.91 内蒙古2.59
甘肃1.61 宁夏4.71
广东3.82 青海4.10
广西3.73 山东2.71
贵州4.41 山西2.03
海南4.57 陕西3.39
河北3.18 上海2.45
河南3.11 四川3.25
黑龙江4.78 天津2.72
湖北4.68 西藏2.08
湖南4.57 新疆3.75
吉林3.95 云南32.68
江苏3.02 浙江3.59
数据来源：张军、吴桂英、张吉鹏，经济研究2004 年第10 期，42 页
将统计年鉴中每年的投资价格指数（上年100）换算成相对1952 年的投资价格
指数。计算公式为：
第i 年相对1952 固定资产投资价格指数=第i-1 年相对1952 投资价格指数/i 年相对i-1 年国
定资产投资价格指数
计算得2000 年至2007 年投资价格指数，由于2008 年的统计年鉴尚未正式出版，
现有的2007 年数据来源为《中国统计摘要2008》，该摘要中没有2007 年的地区固定
资产投资指数，我们采用2007 年全国固定资产投资指数代替。计算得各地区2000
年至2007 年固定资产投资价格指数（相对1952）为：
43
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表3.2 中国固定资产投资价格指数23
年份 省份 i 年/1952年份 省份 i 年/1952年份省份 i 年/1952
2003 安徽9.29 2004 安徽9.86 2007 安徽10.55
2003 北京1.48 2004 北京1.54 2007 北京1.62
2003 福建5.94 2004 福建6.15 2007 福建6.56
2003 甘肃1.67 2004 甘肃1.76 2007 甘肃1.95
2003 广东3.90 2004 广东4.15 2007 广东4.41
2003 广西3.89 2004 广西4.07 2007 广西4.33
2003 贵州4.54 2004 贵州4.77 2007 贵州5.07
2003 海南4.64 2004 海南4.90 2007 海南5.21
2003 河北3.23 2004 河北3.46 2007 河北3.72
2003 河南3.19 2004 河南3.52 2007 河南3.77
2003 黑龙江4.91 2004 黑龙江5.15 2007 黑龙江5.59
2003 湖北4.83 2004 湖北5.12 2007 湖北5.53
2003 湖南4.77 2004 湖南5.03 2007 湖南5.59
2003 吉林4.08 2004 吉林4.25 2007 吉林4.60
2003 江苏3.23 2004 江苏3.53 2007 江苏3.75
2003 江西4.41 2004 江西4.73 2007 江西5.10
2003 辽宁9.82 2004 辽宁10.29 2007 辽宁11.22
2003 内蒙古2.71 2004 内蒙古2.84 2007 内蒙古3.16
2003 宁夏4.93 2004 宁夏5.17 2007 宁夏5.55
2003 青海4.33 2004 青海4.45 2007 青海4.84
2003 山东2.86 2004 山东3.07 2007 山东3.34
2003 山西2.14 2004 山西2.25 2007 山西2.44
2003 陕西3.64 2004 陕西3.81 2007 陕西4.21
2003 上海2.53 2004 上海2.70 2007 上海2.84
2003 四川3.39 2004 四川3.62 2007 四川4.02
23注: 西藏固定投资价格指数缺失, 在计算中采用相对上年为1.02 的数据计算. 重庆的固定资产投资加入到四川
里计算. 1952 年至2007 年固定价格投资指数（相对1952）见附表.
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2003 天津2.77 2004 天津2.97 2007 天津3.14
2003 西藏2.21 2004 西藏2.25 2007 西藏2.43
2003 新疆3.98 2004 新疆4.16 2007 新疆4.54
2003 云南33.74 2004 云南36.43 2007 云南40.29
2003 浙江3.75 2004 浙江3.97 2007 浙江4.20
③经济折旧率δ采用0.96.
④.基年资本存量K 为1952 年，本文中参考张军（2004）中2000 年相对1952
价格的资本存量，如下表：
表3.3 2000 年中国固定资产存量（相对1952 年价格）
安徽 604.4395 江西 773.8925
北京 4923.99 辽宁 1293.824
福建 1063.468 内蒙古 949.6258
甘肃 1046.308 宁夏 174.4019
广东 4206.376 青海 180.4995
广西 912.4661 山东 5413.56
贵州 517.3886 山西 1578.996
海南 278.5747 陕西 1252.785
河北 2981.821 上海 4410.049
河南 2777.213 四川 3157.12
黑龙江 1202.7 天津 1413.677
湖北 1107.91 西藏 106
湖南 1253.368 新疆 979.0741
吉林 854.4253 云南 304.1126
江苏 5175.911 浙江 3006.786
⑤运用公式（3.1）计算得2000 年至2007 年资本存量，如下表：
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表3.4 地区部分年份固定资本存量24
年份 省份
固 定 资
产存量
固定资
产存量2
年份 省份
固 定 资
产存量
固定资
产存量2
年份省份
固 定 资
产存量
2003 安徽 789.62 800.42 2005 安徽1076.22 1049.77 2007 安徽1678.30
2003 北京 7091.07 7259.14 2005 北京9102.85 9525.42 2007 北京11768.92
2003 福建 1393.68 1486.39 2005 福建1791.54 1968.57 2007 福建2544.37
2003 甘肃 1663.77 1529.62 2005 甘肃2220.16 2064.58 2007 甘肃2977.47
2003 广东 5994.75 6037.49 2005 广东7830.57 7982.13 2007 广东10200.98
2003 广西 1229.23 1286.06 2005 广西1682.28 1751.11 2007 广西2530.08
2003 贵州 774.62 795.77 2005 贵州1003.87 1023.41 2007 贵州1334.90
2003 海南 349.41 344.33 2005 海南417.96 411.33 2007 海南513.80
2003 河北 4038.39 4195.59 2005 河北5315.29 5533.80 2007 河北7570.41
2003 河南 3671.58 3893.53 2005 河南5005.61 5286.33 2007 河南7690.35
2003 黑龙江 1487.63 1544.30 2005 黑龙江1796.47 1867.57 2007 黑龙江2356.52
2003 湖北 1762.83 1816.55 2005 湖北2352.22 2429.79 2007 湖北3272.16
2003 湖南 1729.38 1750.96 2005 湖南2289.64 2275.43 2007 湖南3148.55
2003 吉林 1198.72 1203.20 2005 吉林1629.74 1636.82 2007 吉林2655.71
2003 江苏 7207.46 7609.93 2005 江苏9856.93 10456.17 2007 江苏13850.71
2003 江西 1182.35 1204.28 2005 江西1751.12 1708.29 2007 江西2572.35
2003 辽宁 1441.05 1723.53 2005 辽宁1836.73 2370.15 2007 辽宁2640.27
2003 内蒙古 1535.75 1549.26 2005 内蒙古2720.98 2752.81 2007 内蒙古4605.94
2003 宁夏 268.59 270.16 2005 宁夏369.26 371.44 2007 宁夏494.10
2003 青海 280.79 292.46 2005 青海360.67 383.81 2007 青海473.83
24固定资产存量2 是上海财经大学的张学良博士计算的2001 至2005 固定资本存量的数据, 可以看出对于大部分
省份误差在5%的范围之内. 1952 年至2007 年中国省际固定资本存量见附表.
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2003 山东 7815.75 8287.16 2005 山东11379.60 11621.49 2007 山东16167.75
2003 山西 2299.21 2343.58 2005 山西3249.73 3316.48 2007 山西4697.23
2003 陕西 1665.80 1770.19 2005 陕西2196.01 2354.33 2007 陕西3158.96
2003 上海 5715.95 5857.62 2005 上海6977.37 7243.83 2007 上海8551.58
2003 四川 4703.62 4671.42 2005 四川6401.87 6195.16 2007 四川9010.99
2003 天津 1902.80 2023.78 2005 天津2431.64 2677.33 2007 天津3279.48
2003 西藏 215.75 173.33 2005 西藏320.63 307.41 2007 西藏462.21
2003 新疆 1305.32 1348.07 2005 新疆1628.65 1717.55 2007 新疆2060.80
2003 云南 294.90 399.17 2005 云南319.71 519.77 2007 云南379.89
2003 浙江 4995.48 4821.45 2005 浙江7034.69 6779.66 2007 浙江9452.25
(4)地区分类
对东、中、西部地区的划分参考严冀等人(2005)的标准，东部地区包括：北京、
天津、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区包括：吉林、
黑龙江、河北、内蒙古、山西、广西、河南、湖南、湖北、安徽、江西；西部地区
包括：四川、云南、贵州、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。这一划分有两个方面
的合理性：一是基本符合各个省份的地理特征，二是反映了我国区域经济政策的实
施情况，如改革开放次序的选择及西部大开发和中部崛起战略的实施。25
（5）数据基本描述
各变量定义如下：
表 3.5 模型中变量的含义
Dis 省份、地区 L 年末从业人数
Year 年份 Ll Ln（l）
GDP 实际产出 K 资本存量
Lgdp Ln（gdp） Lk Ln（k）
25 张江雪(2005)利用面板数据对全国就业弹性的测算也是采用这种分类标准的, 不同的是张江雪在模型设计中
没有考虑资本存量k 的作用, 本文通过这种分类也可以比较不同计算方法计算出的弹性结果.
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数据基本描述：
Dis：1 到30 分别代表我国30 个省（自治区、直辖市）
Year：1978-2007
表3.6 面板数据的总体描述
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max
gdp 900 732.8643 1045.352 6.65 7893.38
l 900 1880.089 1391.084 93.09 6568.16
k 900 1217.223 1944.738 9 16167.75
3.2.2 模型
模型的基本设定采用经济学常用的道格拉斯生产函数：
Y = Akα Lβ
考虑到外生的非物化技术因素跟时间的关系26，文中引入希克斯提出的非物化的
中性技术进步因素，函数形式变为：
Y = AeθTKα Lβ
方程两边取对数得到模型如下：
LnY = LnA+θT +α Lnk +β LnL
其中Y 表示产出，K 表示资本存量，L 表示劳动投入，T 是时间因素。下面所有
的计算和检验均在此方程基础之上。
3.2.3 增长与就业的全国与分区
1） 国家层面中国就业弹性估计
第二章中我们通过全国的就业人数、资本存量计算了中国改革开放以后的就业弹
26在生产中技术因素应包括人劳动的技能, 资本K 物化的技术进步, 表现为机器设备的进步上, 还应包含管理等
外在技术因素, 这些技术因素也随时间的变化而增长.
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性。由于我国是一个地域大国，地区之间的地理环境差异造成了区域见发展的不平
衡性，加之改革开放之后地区间的政策环境差异又进一步深化了这种差异，因而从
整体上对就业弹性的估计会忽略地区间的差异，不利于分析中国目前就业增长缓慢
的现状。
（1）我国1978-2007 就业弹性的估计
LnY = LnA+θT +α Lnk +β LnL
采用面板数据估计模型，参数需要选择固定效应模型(Fix Effects)和随机效应模
型(RandEffects)。固定应模型假设随机误差项it μ 与自变量相关，为了提高估计果，使
用哑元变量最小二乘法(Least Squares with DumVariable， LSDV)进行估计；随机效
应模型假设it μ 是随机布的，并与自变量严格不相关，使用广义最小二乘法(Emated
Generalized LeastSquares， EGLS)来解决误差项中的序相关问题。Greene (2003)运用
Hausman 检验来决定固定效应模型和随机效应模型的取舍，其检验原理是：在it μ 与
自变量没有相关性的零假设下，使用LSDV 估计和EGLS 估计都是一致的，但LSDV
估计损失了很多自由度是低效的，故应选择随机效应模型；在备选假设情况下，只
有LSDV 估计是一致的，故应选择固定效应模型。Hausman 检验的零假设是“固定
效应和随机效应模型估计不存在系统差异”。
面板数据模型拟合较好，从1978到2007年中国的资本弹性系数为0.40，就业弹性
为0.23，这表示在中国改革开放30年间，平均就业弹性为0.23，即经济增长1%，就业
增长0.23%，希克斯中性的θ 值为0.054，而且都在1%水平显著。1978到2007年中国
的就业弹性在0.23左右，这与我国实际情况基本相符，在第二章中我们用弧弹性计算
方法计算了1978年以来我国的就业弹性，其均值为0.20。表现为1989年之前的高弹性
以及1989年以后的低弹性，到2000年以后就业弹性很多年份均在0.1以下。
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计算结果如下：
表3.7 全国就业弹性估计面板数据模型
解释变量 固定效应估计（FE） 随机效应估计（RE）
ll .1393355***
(.0314742)
.2290748***
（.0290896）
lk .3815569***
(.0147166)
.4048562***
（.0146422）
year .0543636***
(.0018423)
.0501901***
（.0017836）
_cons -105.8739***
(3.492213)
-98.34783***
（3.399877）
横截面个数 30 30
观测值个数 900 900
Hausman 检验 接受随机效应
注：表中括号内为估计系数的标准误，***、**、*分别表示系数在1%、5%和10%水平显著
张江雪（2005）不考虑资本存量的情况下计算1978到2003中国就业弹性为0.298，
为了对比研究结果，用本文的数据计算1978至2003年中国的就业弹性为0.26。这也说
明2003年至2007年的几年间，就业弹性仍然处于不断下降的趋势之中。
（2）断点检验
我们从图3-1 中可以发现在1989 年和2000 点处似乎存在就业弹性的结构性突
变，其中1989 年就业弹性的突然下降主要是由于期末就业人数发生结构性突变。从
1990 年到1998 年就业弹性处于上升状态，1999 年至2007 年弹性开始呈不断下降趋
势。为了检验结构性突变是否存在，我们在面板数据中加入虚拟变量。在面板数据
中引入变量T，1978 年至1989 年T 值取1，1990 年至1998 年T 值取2，1998 年至
2007 年T 值取3。在stata9.0 中使用命令：xi：xtreg lgdp ll lk year i.T*ll ，re，stata
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自动构造变量_It_2，_It_3，_It*ll_2，_It*ll_3，取值分别为：27
表3.8 虚拟变量的构造
1978-1989 1990-1998 1999-2000
It_2 0 1 0
_It_3 0 0 1
_It*ll_2 0 ll 0
_It*ll_3 0 0 ll
计算结果如下：
表3.9 断点检验结果
解释变量 随机效应估计（RE）
ll .1809394(.0295151)***
lk .3964337(.0141198)***
year .0540568(.002058)***
_It_2 -.5143555(.0605963)***
_It_3 -.5549501(.0644718)***
_It*ll_2 .0654973(.0081993)***
_It*ll_3 .0695012(.0082416)***
_cons -105.6286 (3.95867)***
注：R-sq： within = 0.9890，between = 0.8841，overall = 0.8611，表中括号内为估计系数的标
准误，***、**、*分别表示系数在1%、5%和10%水平显著
模型结果拟合较好，_It*ll_2 和_It*ll_3 的序数在1%的水平下显著，说明在1989
和1999 确实存在结构突变。
2） 区域层面就业弹性估计
我们运用相同的方法对我国三大经济地带分别计算就业弹性，在数据中加入地
27 Lawrence C.Hamilton, Statistics with stata, p176-182.
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区分类虚拟指标项emw，设东部地区emw 的值为1，中部地区emw 值为2，西部地
区emw 值为3，计算结果如表 下28：
表3.10 1978-2007 我国三大经济地带就业弹性
解释变量 东部 中部 西部
0.557107*** 本文 0.1635044*** 0.2376959***
(.0651915) (.0618929) (.0355755)
张江雪 0.353 0.165 0.260
(1.5229) （1.4114) (3.1311)
解释变量东部 中部 西部
ll 0.4533537 0.1635346 0.2133679
(.0610443)*** (.053275)*** (.033947)***
lk 0.3097394 0.3887429 0.2149475
(.0343416)*** (.0244597)*** (.0262189)***
year 0.0633652 0.0514906 0.0655076
(.0043367)*** (.0031162)*** (.0026359)***
_cons -125.2665 -100.1798 -128.2429
(8.479183)*** (5.835518)*** (5.055864)***
观测值个数300 270 330
R-sq 0.9863 0.9935 0.9897
注：表中括号内为估计系数的标准误，***、**、*分别表示系数在1%、5%和10%水平显著
从表中可以看出， 面板数据计量模型具有很好的拟合效果， 可决系数均在99.
9 %以上， 就业弹性的估计值均能通过检验。计量模型结果表明：东中西三大经济
地带总体就业弹性具有明显的区别： 东部地区为0.45 ， 表明在1978-2007 的30
28 Stata 中采用命令：xtreg lgdp ll lk year if emw= =1，re； xtreg lgdp ll lk year if emw= =2，re； xtreg lgdp ll lk year
if emw= =3，re
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年间，东部地区经济每增长1%，带来就业增长0.45%，在三大经济地带中最高， 也
高于全国平均水平0.23；中部地区30 年间就业弹性为0.16，表明中部地区经济每增
长1%，带来就业增长0.16%；西部地区就业弹性为0.21，表明西部地区经济每增长
1%，带来西部就业增长0.21%。
从比较来看，改革开放的30 年间，东部地区的就业弹性最大，高于全国平均水
平相比之下，中部地区经济增长对就业的拉动作用最小，西部地区居中，模型的结
果能较好的反映中国改革开放以来的实际情况。
对比张江雪（2005）1978-2003 计算结果如下：
表3.11 我国1978-2003 三大经济地带就业弹性估计29
解释变量 东部 中部 西部
0.557107*** 本文 0.1635044*** 0.2376959***
(.0651915) (.0618929) (.0355755)
张江雪 0.353 0.165 0.260
(1.5229) （1.4114) (3.1311)
从对比来看，两个估计模型拟合度均较好，本文计算模型东部就业弹性高于张江
雪（2005）的计算结果，中部和西部的就业弹性计算结果非常接近，这说明模型的
计算结果较好的反映了现实情况。
上面的计算证明了命题部分的证明了命题1，即改革开放以来我国东部地区就业
弹性高于中部和西部。但东部地区就业弹性高于中西部的情况是否对中国就业增长
有较强的拉动作用30，首先我们通过直观的数据来说明：
29 张江雪（2005）文中没有表明显著度.
30 由于弹性是就业增长率与经济增长率的比值, 由于基数的大小不同, 因而弹性大并不意味着对全国的影响大,
因此需要对就业增长的实际分析.
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表3.12 1978-2007 东、中、西部就业人口变动情况表
东部 中部 西部
1978 年13727.78 16960.7 9090.75
1990 年18720.1 24247.04 11890.16
2000 年20291 27971 14716
2007 年25269.27 29792.83 16288.66
78-90 年36.37% 42.96% 30.79%
90-00 年8.39% 15.36% 23.77%
00-07 年24.53% 6.51% 10.69%
78-07 年84.07% 75.66% 79.18%
从表中可以看出 90 年代以前我国就业增长迅速，三大经济地带没有显著差异，
进入90 年代以后，东部地区的就业增长显著低于中西部，2000 年以后的7 年间东部
地区的就业增长达到24.53%，显著高于中西部。1978 年至2007 年，我国就业人口
增长31571.53 万人，这其中东部地区就业人口增加11541.49 万人，占全国36.56%，
东部地区就业增长对全国就业增长有较强拉动作用，对于这种结果形成的原因将在
在后面的章节进行讨论。
据此我们可以认为命题1 是成立的。
实证结果不支持命题 2。推断其中的原因是由于我国三大地带的工业化率呈现先
降低后增高的“U”型变动趋势，这一点在东部地区变现的更为明显，这种情况与钱
纳里31工业化进程的标准模式是相背离的。这与我国在不同阶段经济侧重导向相关，
改革开放以前我国注重发展重工业，这期间我国整体工业化率较高，改革开放以后，
我国工业发展侧重点有所调整，开始注重轻工业的发展，重工业逐步萎缩，这使得
我国工业结构发生改变，再加之90 年后期的国有企业改革，使整个90 年代就业的
增长变得缓慢，其中东部地区尤为突出。90 年代后期开始我国进入新一轮的经济快
速增长期，其中东部地区的经济增长起到了龙头的作用，居民对耐用消费品的需求
增加，拉动了以家电为核心的机电工业的迅速发展，而机电工业大多集中于东部地
区，表现出2000 年至2007 东部地区就业人口的显著上升。下面章节将进一步的探
讨各地区间不同阶段的就业增长的不同特点。
31 H.钱纳里,M.赛尔昆. 发展模式,1975. 中译本（李新华等译）. 经济科学出版社,1988.
54
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3.3 东中西三大经济地带就业弹性的变动差异
在上节中，我们运用30 个省市、自治区改革开放后30 年的面板数据计算出我国
1978-2007 年就业弹性为0.23，东、中、西三大经济地带就业弹性分别为0.45，0.16
和0.21，从结果可以看出1978 年至今东部地区的经济发展对于就业增长的贡献最大。
由于统计口径的问题1990 年全国就业人口突增，在上一节中，我们也通过虚拟变量
的方法检验了1989 年出是否出现结构突变，检验结果也证明了我们对数据的观察。
而1990 年开始我国进入经济转型第二个阶段，因而在下面的内容中，我们主要以1990
年以后的就业与增长的关系作为研究对象，描述这一时期我国就业与增长的关系，
以及这种关系的内在形成机理。
3.3.1 我国三大经济地带经济增长与就业弹性
这一部分中我们对中国三大经济地带的就业弹性与全国就业弹性对比，说明中
国三大经济地带改革开放以来就业弹性的变化情况，以及对全国就业弹性的影响，
为下一节分析我国三大经济地带就业弹性的差异进行铺垫。在这里需要对数据进行
说明，所有的数据来源均是通过中国各年统计年鉴、以及《新中国五十年统计资料
汇编1949～1999》等官方资料，然而我们从下面部分的图中遗憾的看到在部分年份
上，全国的数据与地区不相符合，例如1998 年，三大经济地带弹性均为负值，全国
的就业弹性却没有出现结构性变动，《中国统计摘要2008》中也声称地区就业人口总
和可能会存在与全国数据不相符的情况，这是由于数据是做过修正的，但摘要中并
没有显示修正的方法，尽管数据统计有偏差，但我们可以从中看出三大经济地带就
业弹性变化的趋势。
1）东部地区就业弹性
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图3.1 1978-2007 东部地区就业弹性
数据来源：《新中国五十年统计资料汇编1949～1999》、《中国统计摘要2008》，1990 年全国
就业弹性为4.48，在图中剔除
90 年代以前，东部地区与全国就业弹性走势基本一致，保持较高的弹性。进入
90 年代后，我国就业弹性一直在低位徘徊，1990-2002 年全国就业弹性缓慢增长，而
东部地区就业弹性一直在全国水平以下。东部地区从1992 年开始就业弹性呈不断下
降的趋势，1998 年达到最低谷为-0.33，在1997-1998 年之间东部地区就业弹性存在
一个突变，从就业人数来看，1997 年东部地区就业人数为20867.3 万人，而1998 年
东部地区的年末就业人数为20162 万人，净减少705.3 万人，这是由于1997 年开始
的国企改革造成的，下岗问题在1998 年反映的最为突出。从1998 年开始，东部的
就业弹性逐年上涨，从2002 年开始东部地区就业弹性高于全国水平。
2）中部地区就业弹性
-0.40
-0.20
0.00
0.20
0.40
0.60
0.80
1979
1981
1983
1985
1987
1989
1991
1993
1995
1997
1999
2001
2003
2005
2007
东部
全国
56
华中 科技 大 学博士学位论文
图3.2 1978-2007 中部地区就业弹性
数据来源：《新中国五十年统计资料汇编1949～1999》、《中国统计摘要2008》，1990 年全国
就业弹性为4.48，在图中剔除
1993 年以前中部地区的就业弹性与全国就业弹性保持较高的相关性，93 年以
后，中国就业弹性变动平缓，中部地区除了在少数年份异常于全国水平，如1998 年
和2002 年为负以外，其他年份与全国水平基本一致。1998 年中部地区的就业弹性为
-0.18，这个数值明显少于东部地区，说明在国企改革中，中部地区就业人口减少的
比例要小于东部地区。
3）西部地区就业弹性
图3.3 1978-2007 西部地区就业弹性
-0.30
-0.20
-0.10
0.00
0.10
0.20
0.30
0.40
0.50
0.60
0.70
1979
1981
1983
1985
1987
1989
1991
1993
1995
1997
1999
2001
2003
2005
2007
中部
全国
-1.50
-1.00
-0.50
0.00
0.50
1.00
1.50
1979
1981
1983
1985
1987
1989
1991
1993
1995
1997
1999
2001
2003
2005
2007
西部
全国
57
华中 科技 大 学博士学位论文
注：西部地区1991 年就业弹性1.89，由于数据异常，在途中剔除。
西部地区在我国人口中占较大比重，其就业人数也相对较多，因而西部的就业弹
性对全国的就业弹性有较大的影响，从图3-3 我们可以看出，西部的就业弹性走势是
三个地区中与全国就业弹性拟合最好的一个。进入90 年代以后，西部的就业弹性一
直处于一个较低的水平，其中1998 年为负值，从2003 年开始就业弹性缓慢增加，
但并不显著。
4）中西部就业弹性
从图3-3 和3-4 可以看出，中部与西部的就业弹性没有显著差异。从经济发展水
平和经济结构来看，中西部的差异显著小于与东部的差异，我们可以将中西部放在
一起来考查弹性的变化，中西部的就业人口约占全国的65%，其就业弹性对全国总
就业弹性的影响十分显著。
-0.4
-0.2
0
0.2
0.4
0.6
0.8
1
1.2
1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997 2000 2003 2006
中西部
全国
图3.4 1978-2007 中西部地区就业弹性
图中可以看出中西部的就业弹性除少数年份以外，与全国就业弹性的走势十分
接近。
3.3.2 对总量就业弹性的再认识
通过上面的图 3-1、3-2、3-3、3-4 的比较，我们可以进一步分析统计数据存在的
58
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问题，可以看到在2003 年前后，东部、中部、西部三个区域就业弹性都向上穿越了
全国的就业弹性，这从理论上是不可能存在的。1998 年这个关键节点，东、中、西
三大经济地带都出现显著的就业减少现象，从业人口明显减少，这一点在全国没有
反映出来，导致了全国的从业人数比实际水平要高，那么在1998 年以后计算全国就
业增长率时，前一年的基数比实际值高，使就业增长率比实际情况要低，从而表现
出就业弹性的下降。我们认为这是2000 年后我国就业弹性表现为下降的主要原因。
从上面的分析我们可以看出，进入90 年代以后全国就业弹性缓慢增加，由于1998
年的企业改制，导致了从业人口急剧下降，从而使全国就业弹性降低到一个较低的
水平，从2003 年开始就业弹性恢复至90 年代初的水平。从进入90 年代以后至今，
考虑下岗问题，中国就业弹性平均在0.15 到0.2 之间，这与全国的就业弹性结果比
较接近。从长期来看，除去下岗因素以外，中国就业弹性并没有出现大幅下降，这
与从全国数据看到的结论存在差异，东部地区就业弹性甚至在2002 年以后出现显著
的反弹。从这一点来看，对不同区域就业弹性的分类研究更有利于我们认识中国就
业的真实情况。32
3.3.3 难以为继的东部“拉动效应”
命题 2 中我们假设东部地区90 年代对全国就业拉动作用较大，而2000 年以后由
于东部大部分省份进入工业化后期，对劳动力的吸纳能力降低。从前面的分析我们
可以看出，东部地区对全国就业拉动作用在90 年代并不显著，而是表现在2000 以
后，为什么从我国总量来看就业弹性降低呢？前一部分提到的是一个主要的因素，
我们再来看这一组对比：
32从宏观上, 我们并不能认为全国的数据不能反映真实情况, 从就业人数的增加来看, 最终的结果是基本一致的,
但经济学意义确实不同的. 我们认为进入90 年代以后我国经济的增长对就业的影响没有发生显著的变化,我们所
看到的显著变化是由于下岗等结构性突变造成的. 但是, 毕竟这是在低水平的情况下稳定.
59
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0
0.02
0.04
0.06
0.08
0.1
0.12
0.14
0.16
1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007
中西部经济增长率
东部经济增长率
图3.5 1998-2007 东部与中西部经济增长率
数据来源：《新中国五十年统计资料汇编1949～1999》、《中国统计摘要2008》整理
弹性计算公式：
由弹性公式可得：
GL = E *GY
则：
VL = E *GY * L
由于中部和西部在就业弹性上无显著差异，我们把中西部放在一起考虑，中西
部2007 年就业人数为46081.49 万人，东部2007 年年末就业人数为25269.27，中西
部就业人口是东部就业人口的1.82 倍，表3-5 可以看出东部与西部的经济增长率十
分接近，相差只在1 个左右百分点，这意味着东部地区就业弹性需要达到中西部就
业弹性的1.8 倍，才能使东部与中西部增加的就业人口相当。从图3-6 中可以可知，
近年来，东部就业弹性超过中西部的1.8 倍，目前来看东部对全国就业总量的贡献与
中西部的合力相当，但东部的拉动作用是否是可以为继的呢？就目前来看，情况并
不乐观。
E L Y L *Y GL GY
L Y Y L
= V V = V =
V
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-0.40
-0.30
-0.20
-0.10
0.00
0.10
0.20
0.30
0.40
1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007
东部就业弹性
中西部就业弹性
图3.6 1998-2007 东部与中西部就业弹性
数据来源：《新中国五十年统计资料汇编1949～1999》、《中国统计摘要2008》整理
首先，东部地区弹性高于其他区域主要源于其工业部门吸纳劳动能力较强的特
点，而1970 年以来，受技术进步的影响，全球主要国家工业产业吸纳劳动力能力下
降普遍处于下降趋势，东部地区是我国经济发展的前沿，其就业趋势将快于中西部
趋同于全球主要国家，因而我们认为随着东部地区产业结构的升级，第二产业的就
业能力将逐步下降，就业弹性将呈下降趋势。
其次，东部地区的劳动力密集型制造业具有较强的外向型，许多出口型企业受到
汇率的影响停产倒闭，东莞在2006 年关闭中小企业2000 多家，其中大多是劳动力
密集型企业，而深圳等地技术密集型、资本密集型企业在其中受到的影响相对较小，
这说明汇率的变动对于劳动密集型企业影响较大，那么我们可以认为汇率的影响将
会降低东部就业弹性，图3-6 可以看出从2005 年汇率上升以来，就业弹性变现出向
下的趋势。
第三，新劳动法对于劳动力密集型企业的限制也给东部吸纳劳动力的能力带来负
面影响。新劳动法颁布以来，劳动力成本上升导致了东部地区大量外资制造业将制
造基地前往越南等劳动力成本具有比较优势的国家，这一方面促进了东部地区的产
业升级，另一方面也消弱了东部地区就业人员的吸纳能力。
值得说明的是，按照产业升级的理论，东部地区服装、鞋帽、电子产品、小商
品等劳动力密集型制造业，会向不发达地区转移，虽然这可能导致东部就业弹性下
61
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降，但如果这种转移能够被中西部地区吸收，对就业的总量不会产生负面影响，东
中西部的就业弹性差异将得以缓和。
3.3.4 对于命题3 的说明
从上面的说明可以看出，中国的高增长、低就业现象不是一个普遍存在的现象，
这与不同地区的经济结构和发展阶段有较大关系，从钱纳里等人的标准模型中可以
看出，工业化的过程是转移劳动力最快的过程，东部地区工业化进程在全国走在前
列，因而表现出较强的劳动力吸纳能力，然而东部地区从业人口只占全国五分之二
左右，对总量的影响有限。随着东部地区经济结构的升级，进入工业化后期，其经
济增长的就业弹性会相应减小，东部地区对全国就业拉动能力将逐渐降低，如果中
西部没有在新一轮的发展中加快工业化进程，我国的就业形势将进一步恶化。综上
所述，我们认为地区间经济发展的结构性失衡是中国高增长、低就业的原因之一。
3.4 小结
本章通过建立面板数据模型和差分法，估算了我国三大经济地带 1978 年以来就
业弹性的大小，以及变化趋势。通过对拟定命题的“证实”和“证伪”得出了以下
一些结论：
（1）整理和计算了1978 年以来我国资本存量，在模型中加入了资本存量K，
改进了以往的面板模型，使结果更为准确。改革开放30 年以来，我国就业弹性均值
约为0.23，表示我国经济增长1%带来就业增长约为0.23%；东部就业弹性约为0.45，
中部就业弹性约为0.16，西部就业弹性约为0.21；东部地区弹性最大，这种与中西
部的差别仅仅是从90 年代末开始的，这是由于消费品、机电等制造业兴起带动的就
业弹性增强，但我们推论东部地区就业增长对全国的拉动效应是难以为继的。
（2）全国的就业弹性1990 年-2000 年呈缓慢上升其趋势，2000 以后为下降趋势，
这是以往学者研究总量弹性所观察到的。但区域层面的研究结果与国家层面研究的
结果相违悖。区域层面研究结果显示，中部与西部在就业结构和就业弹性方面显示
62
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出相似的特点，1990 年以后除去国企改制等机构结构性影响，表现为低水平的平稳，
而东部地区在1998 年以后弹性不断增强，因而我们认为，从总体上看，1990 后中国
就业弹性除去国企改制的结构性影响，其弹性波动不大。
（3）地区间经济发展的结构性失衡是中国高增长、低就业的原因之一。由于东
部就业人口约为全国就业总量的五分之二，而东中西经济增长率相差1 个百分点左
右，这使得东部需要有1.8 倍与中西部的弹性才能带来相同的就业增加，因此东部地
区对全国就业的带动作用并不像一般认为的那么大，因而加快中西部工业化进程才
是解决中国高增长、低就业的关键所在。
63
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4 影响就业的结构性因素的全国与分区对比研究
中国就业问题的复杂性来源于其所处的特殊历史背景，改革开放以来，中国的
发展一方面要实现由农业国向工业国的转型，另一方面则要完成由计划经济向市场
经济的转型，这两大转型主导了我国近30 年来的发展里程，同时也给社会经济各个
层面带来深远的影响，引发了我国所有制结构、城乡结构以及产业结构的巨大变动，
因此，要解释中国的就业问题，上述的结构性变迁无疑是打开这个黑匣子的钥匙。
本章首先分析所有制结构、城乡二元结构、产业结构等结构性因素对我国高增长低
就业现象的一般性影响；其次，引入国家和区域两个不同的层面，对上述结构性因
素做进一步经验研究。本文的研究表明，在区域层面，结构对就业的影响呈现出与
国家层面不一致的结论。
4.1 结构性因素的一般影响
4.1.1 产业结构对就业的影响
产业结构是用以反映国民经济各产业部门之间及各产业部门内部构成关系的理
论指标。我国对产业结构的划分经历了两个阶段：第一个阶段从建国开始到20 世纪
80 年代中期，采用的是农、轻、重产业分类法；第二个阶段从20 世纪80 年代中期
的第七个五年计划开始，采用的是三次产业分类法，第一产业包括农业、林业、畜
牧业、渔业及其服务业；第二产业包括采掘业、制造业、电力、煤气和水的供应业
以及建筑业；第三产业包括批发零售贸易业、交通运输业、政府、金融、专业服务
和个人服务行业等。
产业结构与就业结构是高度关联的两个指标，产业是就业的最终载体，因此产
业结构调整必然带来就业结构的变动，不同类型的产业结构决定了不同类型的就业
结构，一国的就业结构在特定的时期内发生经常性的变动与该国的产业结构变化有
直接的关联。
64
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最早有关产业结构与就业结构变动关系的研究可以追溯到17 世纪英国古典政治
经济学家威廉·配第(William Petty)，在其著作《政治算术》中，配第通过对当时英
格兰农民和海员的收入对比，发现一个海员的收入能顶上三个农民的收入，而荷兰
这个制造业和商业相对发达、非农业从业人员比重较高的国家，其人均国民收入要
比欧洲的其他国家高得多。因此配第认为部门之间相对收入上的差异，是劳动力在
产业部门之间流动的重要原因，并且他还据此推定，在社会经济增长中各产业的变
动具有规律性，即随着时间的推移和社会经济的发展，从事农业的人数较从事工业
的人数将趋于相对下降，而从事工业的人数又较从事服务业的人数趋于相对减少。
这样的结构转化显示了部门或产业间要素流动和转移，而发生要素产业转移的根本
诱因是各个产业部门的收入差异。19 世纪30 年代，英国经济学家柯林·克拉克（Colin
Clark)进一步考察了众多国家结构演变和产业之间劳动要素转移问题。在其经典名著
《经济进步的条件》一书中，克拉克将全部经济活动分为三次产业，在人均国民收
入不断提高的的条件下，以劳动力在各产业的人数分布及所占比例的变动来反映产
业结构的变化状况。经过对时序资料的系统分析，他发现劳动力在三次产业之间分
布结构变化的一般规律是：（1）农业劳动力占全部劳动力资源的比重从80%的不发
达时期经过若干年发展，下降到7%—8%的发达国家水平。（2）从事第二产业的劳
动力比重与人均国内生产总值增长同步增加，但在接近40%—50%水平时，通常情
况下就会开始稳定下来。（3）第三产业具有高收入弹性，吸引大量劳动就业，即使
农业和工业劳动力占总量的比重停止增长，它所容纳的劳动力份额仍然在增长之中。
另外，克拉克还从横截面分析比较中得到了印证他的这一发现，即人均国民收入水
平越高的国家，农业劳动力在全部劳动力中所占的比重就相对越小，而第二、第三
产业的劳动力所占比重就相对越大；反之，人均国民收入水平越低的国家，农业劳
动力在整个劳动力资源中所占比重相对越大，而第二、第三产业的劳动力所占比重
相对越小。
配第和克拉克所揭示的就业结构变动规律后来的经济学家称为“配第——克拉
克定理”。即随着经济发展、人均国民收入水平的不断提高，国民产出和劳动力的分
布比重在三次产业之间交替上升，首先由第一产业占绝对比重逐步向第二产业转移；
第二产业产出和就业比重上升为第一位之后，便向第三产业转移，第三产业产出和
就业比重逐步占据优势地位。当第一产业的劳动生产率和资本有机构成提高后，产
65
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生出的剩余劳动力就转移到第二产业；第二产业的劳动生产率和资本有机构成提高
后，产生出的剩余劳动力就会转移到第三产业。此时，如果第三产业没有足够的空
间来吸纳由一、二产业产生的剩余劳动力，则就会出现整体社会的劳动力“过剩”，
也就是说，经济增长了，就业反而相对减少了，因此，产业结构的变动必然影响就
业的增长。
技术进步是推动产业结构升级的核心动力，罗斯托曾指出，经济成长总是由一
个主导部门采用新技术开始，新的产品和技术扩大了市场和利润，增加了企业积累，
进而扩大对其它部门的产品需求，从而带动企业部门的发展；当这个主导部门的先
进技术和影响已经“扩散”到各个有关部门后，新的主导部门会出现并取代原有的
的主导部门，并进一步带动更多部门的发展，产业结构在这一进程不断的周而复始
中得以优化升级。西蒙．库兹涅茨曾通过对欧美多个国家的经验研究指出，伴随着
经济增长，农业部门的国民收入在整个国民收入中的比重及农业劳动力在全部劳动
力中的比重处于不断下降之中；工业部门占国民收入的相对比例大体上升，但劳动
力相对比重会呈现大体不变或略有上升的趋势；服务部门的劳动力相对比重，大部
分国家都是上升的。无论是发达国家还是发展中国家，其产业结构与就业结构的经
验数据都表现出它们之间的高度关联。我们可以从表4.1 与表4.2 中美两国三次产业
的国内生产总值与就业比重的变动状况中了解这一规律。一般而言，发达国家产业
结构与就业结构的变动具有较强的同步性，而发展中国家产业结构的演变则相对不
规律，就业结构与产业结构间的关联也并不像发达国家那样显著。
表4.1 美国三次产业的国内生产总值与就业比重的变动比较
产业 第一产业（%） 第二产业（%） 第三产业（%）
年份 产值比重 就业比重 产值比重 就业比重 产值比重 就业比重
1970 3.0 9.03 32.0 31.54 65.0 59.43
1980 2.7 3.39 30.8 29.34 66.5 67.27
1985 2.3 2.97 27.4 26.88 70.3 70.15
1986 2.2 2.89 26.5 26.58 71.3 70.53
1987 2.2 2.85 25.9 25.98 71.9 71.17
1988 2.1 2.76 25.9 25.81 72.0 71.43
数据来源：人大经济论坛数据库
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表4.2 中国的产业产值结构和就业结构（%）
产值构成（合计=100） 就业构成（合计=100）
年份
第一产业 第二产业 第三产业 第一产业 第二产业 第三产业
1981 31.9 46.1 22.0 68.1 18.3 13.6
1982 33.4 44.8 21.8 68.1 18.4 13.5
1983 33.2 44.4 22.4 67.1 18.7 14.2
1984 32.1 43.1 24.8 64 19.9 16.1
1985 28.4 42.9 28.7 62.4 20.8 16.8
1986 27.2 43.7 29.1 60.9 21.9 17.2
1987 26.8 43.6 29.6 60 22.2 17.8
1988 25.7 43.8 30.5 59.3 22.4 18.3
1989 25.1 42.8 32.1 60.1 21.6 18.3
1990 27.1 41.3 31.6 60.1 21.4 18.5
1991 24.5 41.8 33.7 59.7 21.4 18.9
1992 21.8 43.4 34.8 58.5 21.7 19.8
1993 19.7 46.6 33.7 56.4 22.4 21.2
1994 19.8 46.6 33.6 54.3 22.7 23
1995 19.9 47.2 32.9 52.2 23 24.8
1996 19.7 47.5 32.8 50.5 23.5 26
1997 18.3 47.5 34.2 49.9 23.7 26.4
1998 17.6 46.2 36.2 49.8 23.5 26.7
1999 16.5 45.8 37.7 50.1 23 26.9
2000 15.1 45.9 39.0 50 22.5 27.5
2001 14.4 45.1 40.5 50 22.3 27.7
2002 13.7 44.8 41.5 50 21.4 28.6
2003 12.8 46.0 41.2 49.1 21.6 29.3
2004 13.4 46.2 40.4 46.9 22.5 30.6
2005 12.5 47.5 40.0 44.8 23.8 31.4
2006 11.7 48.9 39.4 42.6 25.2 32.2
数据来源：《中国统计年鉴》、《新中国50 年统计资料汇编》
就世界各国的历史经验来看，产业结构的一般会经过一个农业——轻工业——
重加工业——现代服务业的发展过程，而中国的情况则较为特殊，建国以来，我国
的产业发展并没有遵循这一典型路径，为了尽快改变落后面貌，我国采用了一种非
常规的发展策略，直接跨越了轻工业发展阶段，优先发展重工业，通过在羸弱的农
业基础上强制性嵌入现代化产业来实现工业化，这一举措使得我国在相对短的时间
67
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内完成了农业国向工业国的转型，但同时也带来了一系列的问题.产业结构的优化升
级必然使劳动力从生产率低的部门向高的部门转移，这不但要求劳动者具有较高的
素质，同时也需要一个发达的教育使劳动者能够经过短期的培训来完成知识技能的
转移，而我国是一个农业人口大国，农村区域教育发展不足，劳动力素质相对较低，
不同产业的劳动力由于在知识技能上的很大差异而流动困难，使就业结构难以适应
产业结构的变化。
国内很多学者针对我国产业结构与就业结构之间的关联进行了研究，夏杰长
(2000)认为在既定的经济总量下，产业结构也是决定就业规模的重要参数，产业结构
不同的地区，其就业弹性系数和新增就业岗位存在较大的差异。杨云彦等(2003)认为
沿海地区再工业化的过程与中部地区的就业紧缩之间存在着明显的因果关系。张江
雪(2005)从就业弹性角度分析了中国区域就业差异，认为三大经济带吸纳就业能力的
差距是就业结构不同而引起的，就业结构的差异是工业化程度、城镇化程度、县域
经济发展、非公有制经济发展、区域发展政策等因素引起的。赖德胜和孟大虎(2006)
认为既定的体制环境、资源依赖型和重工业偏向型产业结构，造成了东北老工业基
地的劳动力所拥有的人力资本存在不同类型和不同程度的专用性，专用性导致了劳
动力转移的困难。
进入20 世纪90 年代以来，我国社会经济已经达到了克拉克所说的特定发展阶
段，这一阶段的主要特征是：农业中出现了大量的剩余劳动力，工业的就业容量也
越来越小，大批的劳动力需要向第三产业转移。这时，如果我国的第三产业能够相
应的迅速发展起来，并能即使吸纳那些需要转移的劳动力，那么很多的就业问题就
能迎刃而解。在我国经济结构迅速转换和产业结构协调成长的优化升级过程中，劳
动生产率的提高表现为资本有机构成的提高，一定量资本所需要匹配劳动数量逐渐
减少，科技的创新不断创造新的需求，开辟新市场和新产业，从而创造新的就业岗
位，因此产业结构的提升一方面造成资本对劳动的挤出，另一方面又会创造新的就
业机会，对就业呈现一种“排斥又吸引”的状态，而就业总量的增减取决于排斥和
吸引效应的比较。值得注意的是，由于我国采用了直接重工业化的跨越式发展模式，
在高速推进的工业化进程中，第三产业的发展处于相对被忽视的状态，随着经济体
68
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制改革的深入和各产业劳动生产率的提高，第一产业的发展会产生大量的剩余劳动
力，第二产业就业增长极其有限，第三产业才是吸纳就业人员的主渠道，而我国第
三产业发展滞后的状况无法给第一产业中剩余劳动力的转移提供大量的就业岗位。
我们通过对近年来我国产业结构与就业结构的比较发现（表4-2），1981—2006
年间，占GDP 比重最大的第二产业，其就业在就业总量中的比重最小；而对GDP
贡献最小的第一产业，就业比重超过二三产业总和。就产出构成和就业构成的变动
来看，第一产业产值下降，并在向二三产业转移劳动力；而就二三产业看，其就业
结构对产出结构变化的反应较为迟缓：1991——2006 年第二产业产值比重上升7.1%，
就业比重仅上升3.8%；1991——2006 年第三产业就业比重上升了13.3%，同期产值
比重仅上升为5.7%。不难看出，对产出贡献最大的第二产业，就业的增长最慢，而
对就业增长贡献最大的第三产业，其产出增长最慢。由此可见，我国20 世纪90 年
代以来就业增长缓慢并非是因为经济增长缓慢，而是因为产业结构出了问题。而目
前经济增长对劳动力就业的带动力减弱也不完全是由于高劳动生产率和高资本有机
构成，产业结构不合理也是加剧这一矛盾的重要因素之一。
4.1.2 城乡二元结构对就业的影响
城乡二元经济结构是指以社会化生产为主要特点的城市工业经济和以小生产为
主要特点的农村经济并存的经济结构。发展中国家经济二元结构的理论是由美国经
济学家阿瑟·刘易斯（Lewis，1954）提出的。他在1954 年发表的《劳动无限供给
下的经济发展》中提出：在发展中国家一般存在着性质完全不同的两种经济部门，
一种称为资本主义部门或现代工业部门；一种称为自给农业部门或传统农业部门。
传统农业部门落后，但比重庞大；现代工业部门先进，但比重较小，二元经济结构
是发展中国家现代化过程中一种非正常的经济结构33。
“二元经济”理论是建立在对发达国家与发展中国家的经济结构差异的特征比
较观察分析的基础之上的。发达国家内部一体化程度很高，不同部门通过市场机制
33 阿瑟刘易斯. 二元经济论. 北京经济学院出版社,1989.
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紧密联系在一起，要素有效配置规律要求劳动在各个行业边际产品相等，否则会很
快引起劳动力在各个部门间转移。与此不同，发展中国家经济由现代工业部门与传
统农业部门两个部门构成，具有二元经济特征。在发展中经济里，传统农业部门的
劳动力价格并不是按边际产品价值原则决定的，因此保留着几乎可以“无限供给”
劳动力。而现代工业部门是按照资本主义生产方式经营的，企业追求的是利润最大
化，其对劳动力需求的原则是劳动的边际产值应该大于或等于现行的工资水平。因
此，两个部门的边际产出和收入是不一致的，现代工业部门的工资水平高于传统农
业部门里的农民收入水平。传统农业部门存在大量过剩劳动力，而工业部门不存在，
这是二元经济结构经济里的一种特有的失业现象，如果劳动力的流动不受限制，传
统农业部门的劳动力在巨大收入差距的推动下会大量涌向工业部门，表现为现代工
业部门通过资本积累而扩张，直到将传统农业部门的“剩余劳动”全部吸收。但实
际上，在很多发展中国家中，现代工业部门并不能完全吸收传统农业部门释放的劳
动力，相对于现代工业部门的就业容纳力而言，传统农业部门存在几乎劳动力无限
供给，因而发展中国家大量农村剩余劳动力，可以被看作是一种特殊形态的失业。
哈里斯(J．R．Harris)和托达罗(M．P．Todaro)在刘易斯二元结构理论的基础上，
对发展中国家的城乡劳动力流动作了新的解释，他们的理论被称为哈里斯——托达
罗模型(Harris-Todaro Model)。他们认为尽管城市中失业现象已经十分严重，但是农
村劳动力还是可以做出是否向城市流动的合理决策，农业劳动者决定他是否迁入城
市的决策不仅决定于城乡实际收入差异，而且还决定于在城市就业的概率大小，只
要城市的预期工资高于有保证的农村工资，即使城市中的失业已经大量存在，受较
高预期工资的驱使，农村劳动力仍然会迁移城市。因此，在城市创造工作机会的速
度慢于人口流动增长速度的情况下，城市的高失业压力难以避免。
下面我们来谈我国二元经济结构与失业的问题，二元经济结构可以用来解释很
多发展中国家劳动力过剩以及失业的现象，与发达国家一样，发展中国家的城市失
业也是由城市劳动市场供求不平衡造成的，劳动供给超过了劳动需求，一部分劳动
者就必然找不到工作而处于失业状态。然而，二元经济国家的劳动力需求又有其自
身的特点。从供给方面看，城市劳动力的增长主要来自于两个渠道，一是城市人口
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的自然增长，二是乡村流入城市的劳动力的增长，由于我国的计划生育政策，城市
人口自然增长率呈下降趋势，大部分城市人口的迅速增长主要来自于农村人口的转
移。而我国人口基数大，农业人口在人口总量中又占较大比例，因此，农村剩余劳
动力的城镇转移和非农业就业对我国就业形式意义重大，
当前，农村劳动力过剩和城市失业问题仍然并存，其原因可以两个方面来分析。
一方面，从城市工业部门看，激烈的市场竞争以及科技的发展促使企业更多的采用
新技术、新工艺，产业资本与技术密集度不断提升，导致一部分劳动要素被资本要
素“挤出”。进入九十年代后，我国重工业化进程不断深入，新一轮重工业化是以基
础产业和基础设施为主导围绕城市化进行的，其所带动的就业增长呈下降趋势。此
外，国有企业的改革在排除冗员和隐形失业的同时，也导致的大批职工下岗。从农
业来看，随着农业产业化程度不断提高以及劳动生产率的提升，单位土地经营所需
要的农业劳动力日益减少，导致更多的农业劳动力过剩，而农村剩余劳动力转移的
任务也相当艰巨。在城镇就业压力加大的同时，农村富余劳动力向非农领域转移速
度加快。我国现有农村富余劳动力1.5 亿人需要转移，目前有8000 多万人进入城市
就业。今后一个时期，随着农村经济结构调整，农村劳动力向非农领域转移、向城
市流动的规模和速度将进一步加大。在城市就业问题较严重的情况下，大量农村富
余劳动力进城务工带来的新就业压力，使解决就业问题的难度进一步加大。在今后
较长的一段时期内，我国二元经济结构导致的就业问题将日益严峻
实际上，如果工业部门能够创造足够的就业机会吸纳农村剩余劳动力，那么我
国的失业问题是可以缓解的，但就目前的情况看，工业化推动城市化的功能没有很
好的发挥。从1981 年到2006 年，我国而城市化水平由13.6%增长到38.7%，增长幅
度达到25.1%，第二产业占国民收入比重由46.1%增加到48.9%，增长幅度只有2.8%，
改革开放后城市化水平虽然发展快，但仍低于世界平均水平，城市化这种滞后状况
严重限制了农村剩余劳动力转移的空间。
建国以来，我国实行的是一套城乡分割的二元经济体制，这一体制由户籍制度、
教育制度、医疗制度、养老保险制度、劳动保护制度、住宅制度、粮食供给制度、
副食品和燃料供给制度、生产资料供给制度、婚姻制度等构成，对城市居民一套政
71
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策，对农村农民是另一套政策。由此形成径渭分明的城乡两大板块，成为一种独特
的社会状态。更值得注意的，由于种种制度上的约束，我国劳动力无论在区域间还
是在部门间的流动都受到很大的限制，进一步加剧了我国劳动力市场的二元结构，
不利于统一的劳动力市场的形成。
在户籍政策方面，我国现行的户籍制度将农业户口与非农业户口分开管理，将
农民限制在农村里，这就使得农村的剩余劳动力也被束缚在农村，从而阻碍了农村
剩余劳动力向城市工业部门的转移。在社会保障方面，城市居民在失业期间有失业
补助，但进入城市的农业劳动力却不能享受失业补助，在失业期间，大多只能依靠
自己过去的积蓄生活；同时，农民工没有医疗保险，也无缘享受福利分房或在政府
提供的购房补贴，对于农村劳动力而言，其社会保障工作仍以家庭保障为主。在教
育方面，我国大多数城市中，进城打工的农民工子女还不能就近上学，在不少地方，
农民工子女的入学问题直到现在仍然未能得到有效的解决。同时，农村的教育水平
远远低于城镇，教育体系又不如城镇健全，尤其是各类职业技术培训远不能满足需
要，这使得农村剩余劳动力的平均文化水平偏低，这种状况极大的限制了转移的农
业劳动力就业的范围，大量农民工只能从事劳动密集型和技术含量低的工作。一些
城市为了本地居民的就业，对农民工进程就业产生排斥，城市的一些管理部门和工
作人员仍有歧视农民工的倾向。在各种不公平待遇下，很多农村劳动力在流入城市
后又被种种不公平待遇“逼”回农村。
综上所述，尽管劳动生产率提高和资本有机构成提高对劳动力就业产生了一定
负面影响，但这种影响并不是绝对性的，在我国的就业问题中，体制因素的作用往
往是巨大的，但这一点却时常被忽视，其中，二元经济体制是影响我国劳动力就业
的主要制度约束之一，由于现存的城乡分割的二元经济体制阻碍了城乡之间的劳动
力的流动，造成劳动力市场结构断层，极大地制约了我国失业问题的解决
4.1.3 所有制结构对就业的影响
影响我国劳动力就业的因素中，所有制结构是重要的因素之一。所有制结构是
72
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各种所有制形式在社会经济中所占的比重、所处的地位以及它们之间的相互关系的
总和。一个社会的所有制结构是否合理，直接制约着社会的劳动力就业及生产力能
否迅速发展。
我国正经历由农业国到工业国以及由计划经济到市场经济的双重转型，社会资
源的配置要在国家宏观调控下发挥市场对资源配置起基础性作用。在这种情况下，
传统的用人制度逐步向现代的市场人力资源制度转变，传统体制下农村大量剩余劳
动力的以及国有经济部门的隐性失业逐步凸显，由此引发了社会就业体系的巨大震
动与调整。直接的表现在于我国所有制的经济结构中，国有经济的就业人员相对减
少，非国有经济部门的就业人员迅速增加：
表4.3 1978—2006 年我国从业人员所有制结构变动一览
1978 1985 1990 1995 2000 2006
年份
人数 比率 人数
比
率
人数
比
率
人数
比
率
人数
比
率
人数
比
率
国有经济 7451 18.1 8890 18.0 10346 18.8 11261 16.6 8102 11.4 6430 8.2
城镇集体经济 2048 5.1 3324 6.7 3549 6.3 3147 4.6 1499 2.1 764 1.0
城镇个体经济 15 0．0 450 0.9 671 1.2 2045 3.0 2136 3.0 3012 3.8
城镇混合经济
（含外资经济）
—— —— 44 0.1 154 0.3 883 1.3 1828 2.6 8245 10.5
乡镇集体经济 2827 7.0 6979 14.0 9265 16.3 12862 18.9 12820 18.0 14680 18.8
乡镇个体经济 —— —— ——
—
—
1604 2.8 3657 5.4 2934 4.1 2123 2.7
农户经济 27811 69.3 30086 60.3 31141 54.9 32335 47.6 32983 46.4 29733 38.0
合计 40152 100 49873 100 63909 100 67947 100 71150 100 78244 100
资料来源：《中国统计年鉴2001——2006》
表4-3 的数据显示，国有经济部门从业人员的比例从1978 年的18.1，变为2006
年的8.2%；而非国有经济部门的从业人员的比例从1978 的81.9%上升为2004 年的
91.8%。值得注意的是，城镇混合经济从业人员在2000—2006 年间有了大跨度的增
长，由2000 年的1828 万大幅上升到8245 万人，其在从业人员中所占的比例由2000
年的2.6%上升到2006 年的10.5%，到这一部分从业人员包括股份合作单位、联营单
位、有限责任公司、股份有限公司、私营企业、港澳台商投资单位、外商投资单位
73
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从业人员。其中个体经济从业人员增长迅速，由2136 万人增加到3012 万人，说明
个体经济吸收就业的能力大幅增强，由于所有制结构的多元化，非公有制经济单位
逐步成为吸收劳动力就业的主要部门。
改革开放以来，我国的个体、私营等非公有制经济经历了从限制、松绑、到鼓
励发展的渐进过程。到现阶段，国有经济在国民经济中逐步减少，非公有制经济则
逐步发展壮大。到2006 年，非公有制经济增加值占国内生产总值的的比重已达50
％以上，其中，个体私营经济占GDP 的比重已超过1/3。非公有制经济从业人员占
全国城镇从业人员的比重达65%， 20 世纪90 年代以来，非公有制经济所提供的就
业岗位年均增长12%左右，大大高于全社会就业的增长速度。根据有关调查，2006
年，民营企业对国民经济的贡献率超过60%；吸纳就业人口超过1 亿，总体上看，
我国的非国有经济，尤其是民营经济快速发展对于就业增长具有非常重要的意义。
所有制结构的变化带来了就业结构的相应调整。其中，我国城镇中不同所有制
经济成分在吸纳就业方面的贡献发生了很大的变化，从表3 可以看出，国有部门就
业人数由改革之初1978 年就业人数7451 万人上升到1995 年11261 万人，之后又逐
年减少，至2006 年减少到6430 万人；其在城镇总就业中的比重处于不断下降。由
于我国国有经济改革直到90 年代中后期才进入攻坚阶段，当时的一拨下岗高潮导致
连续几年大量下岗职工出现。从城镇国有单位就业比重来看，国有经济吸纳就业的
比重呈现直线下降的态势。1978 年国有单位就业比重高达78.32%，到2003 年国有
单位就业比重已经锐减到8.2%，这说明国有经济吸纳就业的能力逐步下降。
我国就业问题中，一个值得注意的问题是“下岗”现象，从1993 年开始，随着
国有企业改革的实施和深入，我国国有企业出现职工大规模下岗。据统计，当年全
国城镇下岗职工人数为300 万人，在1998 年到2004 年的7 年间，累计下岗职工多
达2852 万人，国有企业从业人员最多的1995 年达11261 万人，到2005 年只有6488
万人，减少了4773 万人；集体企业从业人数也从1991 年的3628 万人减少到2005
年的810 万人，减少了2818 万人。国有企业大量减人增效，人员优化配置，就业质
量提高，挤出了“隐形失业”的水分，导致岗位统计量减少，国有经济部门的就业
效应大幅下降。
74
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表4.4 1998——2004 年国有企业下岗职工人数
年份 期末下岗职工人数 当年新增 当年减少 再就业人数
1997 年底存量 691.8
1998 594.8 562.2 659.3 609.9
1999 652.5 618.6 557.7 490.5
2000 657.2 445.5 440.8 360.5
2001 515.4 234.3 376.2 226.8
2002 409.9 162.1 267.6 120.2
2003 260.2 103 249 83.1
2004 153 34.3 141.5 47.3
合计 2852 2160 2302 1941
资料来源：《中国劳动和社会保障年鉴》（2005）
我国的非国有经济进入21 世纪后发展迅猛，其吸纳就业的能力大大增强。特别
是私营、个体经济和其它类型经济组织（股份合作制、联营、有限责任公司、股份
有限公司、港澳台投资及外商投资）。进入21 世纪以来，私营和个体经济就业人数
增长了400 多倍，目前的就业比重已经接近30%； 2006 年，非国有经济的就业比重
已经超过城镇就业总量的60%。对于我国扩大就业具有举足轻重的意义。
我国农村经济体制改革以来，不同所有制经济组织容纳就业水平发生了巨大的
变化。其中，乡镇企业对于吸收农业剩余劳动力就业具有十分重要的作用，就业人
数从1978 年的2827 万人增长到2006 年的14680 万人，占农村总就业量的比重也随
之由9.23%增加到49.4%，几乎占到的一半的份额，就业吸纳能力很强。此外，我国
农村的私营企业就业量增长较快，到2006 达到2632 万人，占农村总就业人数达到
8.8%，当然，这其中也包含农村就业人员大幅减少的作用，2000 年——2006 年间，
我国农村就业人员总数由2002 年的49876 万人骤降到2006 年的29733 万人，说明
我国的城市化进程正不断深入。在农村个体经济就业方面，90 年代后期以来却呈现
出就业逐年减少的倾向，2006 年比1995 年就业减少1534 万人，说明我国农村私营
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经济和个体经济就业能力的下降，折射出农村私营经济和个体经济发展的约束性增
强，不利于农村就业问题的解决。
综上所述，改革开放以来，我国国有经济与集体经济吸纳就业能力呈不断下降
的趋势，城镇私营经济、股份合作制、联营、有限责任公司、股份有限公司、港澳
台投资及外商投资经济吸纳就业的能力大幅上升，在我国就业中所占的比例日渐上
升。而在农村方面，随着城市化进程的深入，总体的就业人员数大幅减少，农村集
体经济的就业吸纳能力越来越突出，而个体与私营经济的就业则有所下降。综合不
同所有制经济就业效应，从全国总体来看就业弹性是下降了，但在不同的区域，各
种所有制经济的就业弹性则可能存在巨大的跨区差异，以下本文将通过面板数据实
证对相关就业弹性进行跨区域分析。
4.2 影响就业的结构性因素的全国与分区经验分析
就业是涉及经济社会各个层面的系统性问题，而我国特殊的经济社会结构使得
就业问题更为复杂化，单从某一方面结构来考察就业问题无疑是有所偏颇的；此外，
对于中国这样的大国而言，区域空间上的巨大落差使得结构因素在各个区域的影响
差异巨大，区域层面的数据往往能提供更多有价值的信息，因此，本文采用面板计
量方法，在模型中引入反映我国产业结构、城乡二元结构以及所有制结构的变量，
考察我国不同区域的多重结构性因素对就业的影响。考虑到我国就业在1990 年的结
构断点，我们使用1990-2006 年的省际面板数据，考察产业结构升级程度、产业结构
变动强度、城乡二元结构以及所有制结构等多种结构因素对就业的影响及其长期关
系，并试图从结构角度对我国就业弹性的跨区差异进行解释。
4.2.1 模型的待验证命题
本章的模型旨在分析不同的结构因素对我国不同区域就业的影响，根据以往理
论研究和历史经验，我们提出以下命题，并通过模型拟合对这些命题进行验证。
命题1 根据相关的产业和就业理论，第二产业与第三产业份额的提升可以消化
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第一产业的剩余劳动力，有利于拓展就业增量，促进就业。
命题2 产业结构的剧烈变动会造成就业的大幅波动，由于就业结构对与产业结
构的对应性调整需要一个适应的过程，如果产业结构变动强度过大，而就业结构无
法即使调整，则必然会导致产业结构与就业结构间的断层，大量员工被“挤出”原
有产业，造成结构性失业，从而对就业产生负面影响。
命题3 根据刘易斯和托达罗的二元经济理论，二元结构下的城乡差距会使得农
业剩余劳动力向城市流动，如果农村剩余劳动力能顺利被城市现代产业部门吸纳，
那么对于我国整体就业是有利的，但如果农村劳动力无法顺利转移或转移到城市后
找不到就业机会，那么就会在城市形成巨大的失业压力。因此，二元结构对于我国
就业的影响很难先验判断，但可以预期的是，二元结构对于我国不同区域的影响存
在跨区差异。
命题4 根据前面章节的分析，我国国有经济所能创造就业机会的能力近年来呈
下降态势，就业弹性有所降低，而且其在国民经济中所占比重也逐年减少，相比之
下，非国有经济，包括股份合作单位、联营单位、有限责任公司、股份有限公司、
私营企业、港澳台商投资单位、外商投资经济的在国民经济中的份额不断提升，吸
纳就业能力也不断增强。因此，可以预期非国有经济在国民经济中所占份额越高，
对我国的就业的促进作用越强。
4.2.2 模型设定与方法
1）模型设定
就以往的研究成果来看，结构变动与就业之间并不存在非线性关系，因此我们
采用对数形式，建立包括产业结构升级程度、产业结构变动强度、城乡二元结构变
量以及所有制结构变量与就业人数之间的非线性函数关系如下:
L = F(DSTR,TSTR, BIN,OWN) = a(DSTR)α (TSTR)β (BIN)γ (OWN)η （1）
在式（2）中，L、DSTR、TSTR，BIN，OWN 分别表示劳动就业人数、产业结
构升级程度、产业结构变动强度、城乡二元结构以及所有制结构，α 、β 、γ 、η 表
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示系数，a 为常数，所以我们对式(1)两边取对数得到产业结构变动与就业之间的对数
方程：
ln L = ln a +α ln(DSTR) +β ln(TSTR) +γ ln(BIN) +η ln(OWN) （2）
基于式（2），我们分别使用第二产业产值比重SECit与第三产业产值比重THRit反
映产业结构升级程度DSTRit，建立面板数据模型如下：
ln Lit = a0 + a1 ln(SECit) + a2 ln(THRit) + a3 ln(TSTRit) + a4 ln(BINit) + a5 ln(OWNit) +μit
其中，本文使用面板数据（panel data）模型，其中ln L是被解释变量，SECit与
THRit分别表示第二、三产业产值占GDP比重，a0为常数项，t 代表年份，i代表省
区，μit是残差项。
2）变量选取与说明：
劳动投入（L）：由于本文模型需要考察城乡二元结构的对就业的影响，因此，
我们选取包含城镇就业与农村就业的全社会就业人员指标反映劳动投入水平。
产业结构的变动是一个“创造与破坏”并存的过程，产业结构变动对就业具有
双重影响效应：一方面，产业结构的优化升级会带来经济增长速度的加快和新兴行
业的发展，从而导致对就业派生需求的上升，产生就业创造效应；另一方面，产业
结构调整中伴随的各产业剧烈变动乃至部分产业的衰退会增加失业，产生失业效应。
中国正处在经济转型期，产业结构的优化升级伴随产业结构的剧烈波动，产业结构
变动对就业的创造效应与破坏效应同时并存，总体来看，产业结构变动对就业到底
会产生怎样的影响取决于二者相互抵消后的的净效应。
我们将产业结构变动分解为产业结构升级程度与产业结构变动强度两指标以考
察产业结构变动对就业的双重影响。产业结构升级程度是用来衡量一国产业结构由
低级向高级演进程度的指标，在工业化已经完成的发达国家，通常用第三产业产值
（或从业人员）占GDP（或总从业人员）的比重作为产业结构变动方向的指标。产
业结构变动强度是用来衡量各产业变化剧烈程度的指标，产业结构变动强度越快，
产业波动越剧烈，结构性失业越严重。在中国，虽然第三产业的资本劳动比大大低
于第二产业，在转型期表现为第三产业就业弹性较高，是未来增加就业的主渠道，
78
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但考虑到中国工业化尚未完成，未来仍将继续完成新型工业化的目标，加之中国第
二产业产值比重大，发展基础好，吸纳就业的稳定性较强。因此，第二产业发展对
就业的积极影响不容忽视。因此，本文分别将第二产业与第三产业比重作为衡量产
业省级程度的指标，基于理论上的判断，我们预期在其他条件不变的情况下，产业
结构变动强度与就业负相关，产业结构变动方向与就业正相关。
产业结构升级程度指标（DSTR）：分别用各省二、三产业产值之占全GDP 的比
重SEC、THR 来表示。
产业结构变动强度指标（TSTR）：用各省产业结构变动的K 值代表，产业结构
变动的K 值计算公式为：
3
0
1
it i
i
K q − q
=
= Σ （4）
其中：qit表示第i 产业在t 时期占GDP的比重，qi0表示第i 产业在基期占GDP
的比重，我们分别计算第一、第二、第三产业的构成变动绝对值并进行加总，以改
革开放初始的1981 年为基期，计算1989——2006 历年K 值。
城乡二元结构指标（BIN），根据刘易斯(W. A．Lewis)的理论，工业部门与农业
部门的边际产出是不一致的，现代工业部门的工资水平高于传统农业部门里的农民
收入水平，如果劳动力的流动不受限制，传统农业部门的劳动力必然大量涌向工业
部门。哈里斯(J.R.Harris)和托达罗(M.P.Todaro)，则认为农业劳动者决定他是否迁入
城市的决策不仅决定于城乡实际收入差异，而且还决定于在城市就业的概率大小。
这二者的乘积即为城市的预期工资。可见，城乡间的收入差距二元经济结构的主要
表现，同时也是城乡就业流动的主要动因，因此，本文使用城乡收入差距作为反映
各地区的二元经济程度的代理变量，具体指标计算采用城镇家庭平均每人可支配收
入与农村居民家庭人均年纯收入的比值。根据一般经验，当城乡收入比≥2，即农民
人均纯收入不到城镇居民人均可支配收入的一半时，处于城乡二元结构状态；当1.25
≤城乡收入比≤2 时，处于由二元结构向城乡一体化过渡时期；当城乡收入比≤1.25
79
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时，则表明基本上完成了城乡一体化34。
所有制结构指标（OWN），以往很多文献都采用非国有部门职工占全部职工的
比例是来反映所有制结构，但在本文的研究中，由于职工比例与全社会就业人数很
可能存在高度的相关性，进而产生内生性问题，考虑到固定资产投资结构与所有制
结构的相关性，本文采用全社会固定资产投资中，非国有或集体经济固定资产投资
所占的比例反映各省区的所有制结构，具体计算方法如是：所有制结构指标（OWN）
=（全社会固定资产投资总额-国有经济固定资产投资-集体所有制经济固定资产投资）
/固定资产投资总额。
3）数据来源：
模型使用我国1990——2005 年的省级面板数据进行分析，由于重庆市1998 年
设为直辖市，为了保持数据的连续性和一致性，将重庆市与四川省的数据合并；西
藏自治区由于经济指标极其有限，而且本模型所需数据不全，这章中我们剔除了西
藏的数据，最终使用29 个省、市、自治区的面板数据，包括劳动、产业结构变动方
向、产业结构变动强度等，所有数据来源于1991-200635年的《中国统计年鉴》和《新
中国五十年统计资料汇编》，各变量具体说明如下：
4.2.3 模型拟合结果与分析
本文采用面板数据固定效应（FE）——随机效应（RE）分析，分别对全国、东
部、中部、西部的省级样本数据进行面板数据回归，运用stata9.0 软件，分别对全国
以及中、东、西部地区进行拟合，得到表5 所示的估计结果，所有回归的Hausman
检验的结果均支持固定效应模型，为了消除截面异方差的影响，采用广义最小二乘
方法。
34叶裕民. 中国城市化之路:经济支持与制度创新[M]. 上海:商务印书馆, 2001.
35 本章没有采用2007 年数据是因为《2008 中国统计年鉴没有出台，而本章所需数据在《2008 中国统计摘要》
中不全。
80
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表4.5 模型拟合结果
国家层面 区域层面
全国 东部 中部 西部
C
7.707634***
（127.1680）
7.525742***
（50.69246）
8.300465***
（95.61824）
7.516016***
（60.21133）
DSEC
0.282856***
（7.252943）
0.289808*
（2.818452）
0.438393***
（7.311334）
0.254831***
（3.696900）
DTHR
0.012181
（0.294512）
-0.168593
（-1.279197）
0.240401***
（4.100705）
0.215012**
（3.097207）
TSTR
-0.047718***
（2.717750）
0.122526*
（1.968621）
-0.088241***
（-3.507186）
0.036466
（1.591698）
BIN
0.003824
（0.190049）
-0.007247
（-0.144579）
-0.044181
（-1.570309）
0.025213
（0.709209）
OWN
0.033641***
（5.779396）
0.021147**
（2.172323）
0.025892*
（2.798624）
0.044178***
（3.930519）
调整后的R2 0.997818 0.997052 0.994602 0.998422
F统计量 6763.930 3987.593 2285.582 7117.113
回归标准误0.066811 0.072262 0.048027 0.065410
Prob 0.000000 0.00001 0.000001 0.000000
观测值 489 166 187 136
注：表中括号内为估计系数的t 统计量值，***、**、*分别表示系数在1%、5%和10%水平显著，没有*号则
表示不显著。
通过对拟合结果的分析，我们可以得到以下结论：
（1）DSEC 系数在全国范围以及东、中、西部地区均显著为正，说明进入90
年代以来，第二产业份额的提升对我国各地区的就业均有促进作用，就业相对第二
产业份额的弹性为正，第二产业的表现符合命题1 的预期。DTHR 系数在全国与东
部地区均不显著，而在中部与西部地区则显著为正，说明第三产业份额的提升在全
国以及东部并没有对就业产生促进作用，而在中部与西部地区则对就业有正面影响。
全国范围内的系数不显著可以用我国经济空间的差异性来解释，对于中国这样一个
大国而言，变量因素在不同区域的影响可能存在巨大差异，DTHR 系数在全国范围
的不显著并不意味着第三产业在任何区域或任何时间对就业均没有显著影响，而是
说明不同地区的影响相互抵消之后，最终在全国范围内显示出净影响非常小甚至等
于零。
值得注意的结果是第三产业份额DTHR 并不符合命题1 的预期，其系数在东、
81
华中 科技 大 学博士学位论文
中、西部不同区域表现出明显的差异性。东部地区发展水平较高，第三产业在国民
经济中所占比重也较高，其从业人员也较多，因此从经验上判断，东部地区第三产
业份额的提升应该对就业有正面的作用，而模型的拟合结果却与我们的预期相反，
东部地区第三产业份额提升对于就业的作用并不显著。
针对东部地区THR 系数不显著这一结论，我们使用差分方法分别计算了我国东、
中、西部地区第一、二、三产业的就业弹性（表4-6）与产值构成（表4-7），假定Y
代表产值指标，L 代表就业指标，就业弹性系数为E，就业弹性系数可以用数学公式
表达如下：
e = y' / l' =(Δy / y) /(Δl / l) =就业增长率/产值增长率
表4.6 我国东、中、西部地区三次产业1991——2005 年就业弹性
就业弹性
全国 东部 中部 西部
年份
第一
产业
第二
产业
第三
产业
第一
产业
第二
产业
第三
产业
第一
产业
第二
产业
第三
产业
第一
产业
第二
产业
第三
产业
1991 0.19 0.08 0.16 0.33 0.21 0.23 -0.66 0.22 0.17 0.39 0.34 0.37
1992 -0.25 0.11 0.28 -0.42 0.13 0.32 -0.10 0.26 0.50 0.65 0.20 0.32
1993 -0.55 0.18 0.65 -0.64 -0.06 0.65 -0.48 -0.02 1.11 0.14 0.77 3.98
1994 -0.22 0.19 0.82 -0.29 0.35 1.69 -0.10 0.86 3.27 -0.13 0.85 5.43
1995 -0.29 0.20 1.16 -0.25 0.23 0.47 -0.05 0.33 0.60 -0.02 0.24 0.73
1996 -0.23 0.32 0.62 0.07 -0.15 0.10 -0.06 0.12 0.38 -0.04 0.03 0.35
1997 0.03 0.22 0.19 0.47 -0.10 0.22 0.16 -0.07 0.40 1.43 5.27 4.71
1998 0.19 0.05 0.14 -0.03 -1.03 -0.01 0.39 -1.41 0.00 -0.06 -0.79 0.34
1999 0.67 -0.13 0.13 -0.06 -0.04 0.08 -6.97 -0.35 -0.09 -0.72 -0.14 0.19
2000 0.29 -0.10 0.20 -0.22 0.04 0.14 0.28 -0.04 0.24 -0.41 -0.02 0.57
2001 0.21 0.04 0.13 -0.24 0.29 0.23 -0.18 -0.08 0.02 -0.17 0.00 0.14
2002 0.16 -0.31 0.30 -0.58 0.24 0.43 -0.19 0.26 0.21 -0.09 0.36 0.47
2003 -0.17 0.12 0.28 -0.91 0.45 0.48 -0.26 0.29 0.16 -0.12 0.34 0.57
2004 -0.18 0.35 0.45 -0.23 0.36 0.61 -0.09 0.28 0.49 -0.08 0.22 0.46
2005 -0.36 0.35 0.26 -0.38 0.51 0.23 -0.18 0.65 0.12 -0.13 0.45 0.21
数据来源：根据《中国统计年鉴》（1991-2006）整理而得
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华中 科技 大 学博士学位论文
表4.7 我国东、中、西部地区三次产业产值构成
产值构成
东部 中部 西部
年份
第一
产业
第二
产业
第三
产业
第一
产业
第二
产业
第三
产业
第一
产业
第二
产业
第三
产业
1991 20.3 46.3 33.4 32.2 38.7 29.0 31.3 36.2 32.5
1992 17.5 48.6 33.9 28.5 39.9 31.6 28.5 37.8 33.8
1993 15.6 50.8 33.6 26.3 41.7 32.0 25.8 42.1 32.1
1994 15.4 50.9 33.8 23.8 45.5 30.7 26.9 41.7 31.4
1995 15.4 50.1 34.5 25.1 44.9 30.0 26.7 41.6 31.7
1996 14.9 49.2 36.0 25.9 44.2 29.9 26.9 41.5 31.7
1997 13.7 49.3 37.1 25.3 44.9 29.7 25.8 41.9 32.3
1998 12.9 48.8 38.3 23.9 45.5 30.6 24.7 42.3 33.0
1999 12.1 48.6 39.3 22.7 45.3 32.0 23.1 42.3 34.6
2000 11.0 49.0 40.0 21.1 45.1 33.8 21.7 42.8 35.4
2001 10.4 48.6 41.0 19.4 46.0 34.6 20.5 41.7 37.7
2002 9.6 48.8 41.5 18.7 45.9 35.4 19.6 42.5 37.9
2003 8.6 51.2 40.2 17.9 46.3 35.7 19.2 43.7 37.1
2004 8.4 52.9 38.7 16.7 47.8 35.5 19.2 44.8 36.0
2005 7.5 51.4 41.2 17.3 49.1 33.5 17.6 43.8 38.6
数据来源：根据《中国统计年鉴》（1991-2006）整理而得
由表4-6 可以看出，我国第三产业的弹性系数一般均大于第二产业弹性系数，而
且在近25 年来，第三产业的就业弹性从未出现过负值。而在1991——2003 年这一
个长达13 年的区间，我国第二产业的就业弹性一直维持在较低水平，甚至出现负值，
从这点看来，要提高GDP 的就业弹性，就需要继续推动第三产业的快速增长。而从
表7 我们发现，90 年代以来第三产业相对于第二产业而言，在国民经济中份额的增
长很慢，第三产业的增长速度不足以吸收由第一、第二产业转移出来的劳动力，对
GDP 贡献最大的产业就业弹性系数低，而就业弹性系数高的产业在GDP 中的比重最
低，增长最慢，这一定程度可以解释90 年代以来GDP 就业弹性系数下降。
中部地区第三产值的就业弹性在1991——2005 年期间一直大于东部地区，西部
地区的第三产值就业弹性则在绝大部分时间内高于东部地区，我们分别计算了1991
——2005 年东、中、西部地区的弹性平均值，如表4-8 所示：
83
华中 科技 大 学博士学位论文
表4.8 1991——2005 年我国东、中、西部地区第三产业平均就业弹性
地区 东部 中部 西部
第三产业
平均就业弹性
0.391333 0.505333 1.256
由表4-8 不难看出，东部地区第三产业的就业弹性整体低于中部与西部地区的水
平，也就是说，东部地区第三产业相对增长所能创造的就业增长率在全国处于较低
的水平，说明东部地区第三产业虽然发展迅速，在国民经济中占据了接近40%的份
额，但对就业的带动能力却相当有限。
第三产业的内部结构可以作为对解释东部地区THR 系数不显著的切入点，第三
产业主要包括交通运输、仓储及邮电通信业，批发和零售贸易、餐饮业，金融保险
业，房地产业，社会服务业，卫生体育和社会福利业，教育、文化艺术和广播电影
电视业，科学研究和综合技术服务业等行业。一般认为，商业饮食业、运输业，物
资供销业、邮电业和仓储业属于传统第三产业，信息业、技术服务、咨询业、广告、
现代通讯、旅游业、金融保险业、房地产业等为个人和团体各种需要服务的行业属
于新兴第三产业。东部地区第三产业发展水平较高，其三产内部的行业结构处于较
为高级的阶段，相对中、西部而言，东部地区信息业、技术服务、咨询业、广告、
现代通讯、旅游业、金融保险业、房地产业等现代服务业更为发达，这些行业的就
业弹性相对较小，带动就业能力不强，而且这些行业由于产出水平较高，在第三产
业中占据了大部分的份额，这意味着，占第三产业大部分份额的行业，就业弹性却
相对较低，这无疑会制约东部地区第三产业整体对就业的促进作用。
（2）TSTR 系数在全国层面显著为负，在东部地区显著为正，在中部西区显著
为负，在西部地区则不显著。说明就全国来看，产业结构的剧烈波动是不利于就业
的。在产业结构调整期间，高强度的产业结构变动对就业将产生双重影响。一方面，
产业结构的优化升级使第三产业发展较快，第三产业的发展为劳动者提供了更多的
就业机会，已成为新增劳动力就业的主渠道；另一方面，产业结构的剧烈变动又使
大量劳动力从第一产业、第二产业中分离出来，这些分离出来的劳动力需要在第一、
二产业内国或第三产业进行消化，而根据新古典综合派的就业理论，企业的劳动力
84
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或工资由于菜单成本等因素的影响是具有粘性的，也就是说，就业的或工资的调整
往往具有迟滞性。在这种情况下，如果这种产业结构变动过快或过于激烈，那么处
于调整中的企业和劳动力市场很难创造出足够的就业机会将被震荡出去的劳动力全
部消化，这样便会造成经济学意义上的结构性失业，表现为存在失业的劳动力市场
和存在岗位空缺的企业同时并存。
模型结果显示东部地区的产业结构波动促进了就业增长，通过表4-9 我们发现，
进入90 年代以来，我国东部地区的产业结构变动强度要普遍高于中部与西部地区，
但剧烈的产业结构变动并没有对东部地区的就业造成负面影响，反而促进了东部的
就业增长，这一点与我国的劳动力分布格局和流向有关， 80 年代以来，东部地区一
直处于改革开放的前沿，享受资金、政策上的各种优先待遇，经过十几年的发展，
东部地区的经济和收入水平已经大大领先于中部与西部地区，这也导致全国各地的
大量劳动力和人才流向东部地区，在东部地区形成了近乎于“无限”劳动力供给，
产业结构变动所引致的就业缺口可以很容易被“近乎无限”的劳动力供给补上。同
时，多年来的产业结构调整使得东部地区形成了高度外向化的产业结构，服装、鞋
帽、电子产品、小商品等各种劳动力密集型的加工贸易企业高度发展，这些企业吸
收了大量的劳动力，促进了东部地区的就业增长，从而对东部地区就业产生了正面
影响。
85
华中 科技 大 学博士学位论文
表4.9 我国中、东、西部地区1990—2006 年产业结构变动强度
产业结构变动强度
年份
东部 中部 西部
1991 0.275201 0.253146 0.210428
1992 0.321232 0.271672 0.239003
1993 0.346983 0.295002 0.268555
1994 0.357908 0.286091 0.239075
1995 0.3612 0.275771 0.244007
1996 0.380178 0.284279 0.272315
1997 0.404933 0.309752 0.2625
1998 0.432748 0.337037 0.282053
1999 0.44737 0.363715 0.309283
2000 0.46008 0.385207 0.339629
2001 0.47953 0.40213 0.359788
2002 0.49425 0.418638 0.372463
2003 0.498428 0.433155 0.381669
2004 0.493077 0.420501 0.380485
2005 0.527451 0.461919 0.425015
2006 0.531799 0.480357 0.442436
数据来源：根据《中国统计年鉴》（1991-2006）整理而
（3）二元结构变量BIN 在全国以及东、中、西部地区均不显著，这并不符合命
题3 的预期，城乡之间的收入差距并没有对我国各地区的就业造成显著性的影响。
根据刘易斯和托达罗的理论，城乡的收入差距会导致劳动力由乡村到城市的流动，
这些流动劳动力如能被城市吸收，则能很好地消化农村剩余劳动力，促进就业；反
之则会给城市带来巨大的就业压力，恶化失业状况。
在我国的转型经济中中，城乡间人口流动壁垒是城乡二元经济体系得以维持的
重要因素，由于城乡户籍制度、教育制度、医疗制度、养老保险制度、劳动保护制
度、住宅制度、粮食供给制度、婚姻制度等众多方面的约束，我国劳动力无论在区
域间还是在部门间的流动都受到很大的限制，随着改革开放和经济的发展，对户籍
制的限制已有所松动，但近几年来，农民工进城打工，许多利益仍得不到保障，制
度限制仍是影响农村劳动力流向城市的不可忽视的因素之一。由于二元制度的限制，
农村劳动力流向城市的动力打了不少折扣。现有的二元户籍制把社会劳动力分为城
86
华中 科技 大 学博士学位论文
市劳动力和农村劳动力，在就业机会方面，后者往往处于劣势和被歧视的地位。尽
管随着工业化的进步和社会的发展，城市不断创造出新的就业机会，但政府部门可
能会优先安排城镇劳动力而对外来的农村劳动力做出种种限制。在这种情况下，城
乡之间的劳动力流动被制度所阻隔，农村流出的劳动力往往不用多长时间便被“挤”
回农村，这样的流动往往只是暂时性的，因而并不会对就业造成显著的影响，这一
定程度上解释了二元结构系数BIN 的不显著性。
（4）所有制结构系数OWN 无论在全国或东、中、西部地区均显著为正，这符
合命题4 的判断，说明非国有制经济份额的提升有利于就业的增长，非公有制经济
发展在我国现阶段具有扩大就业的不可替代的作用，特别是私营经济逐步成为最具
就业成长性的经济力量。
4.3 本章小结
本章着重分析了产业结构、城乡二元结构、所有制结构等结构因素对就业的机
制，对我国上述结构因素的现实状况进行了梳理，并通过建立面板数据模型，利用
我国1990-2006 年的省级面板数据，对我国不同区域的就业影响进行了实证分析，拟
合的结果说明：
（1）第二产业的发展对我国各地区的就业均有促进作用；第三产业份额的提升
在全国以及东部地区并没有对就业产生明显的促进作用，而在中部与西部地区则促
进了就业的增长，可能的解释是，东部地区信息业、技术服务、咨询业、广告、现
代通讯、旅游业、金融保险业、房地产业第三产业很大的行业就业弹性却相对较低，
制约了东部地区第三产业整体的就业促进作用。
（2）就全国来看，产业结构的剧烈波动不利于就业增长。而在东部地区，产业
结构波动则对就业增长产生的促进作用，东部地区具有近乎于“无限”的劳动力供
给，加之多年来的产业结构调整使得东部地区形成了高度外向化的产业结构，服装、
鞋帽、电子产品、小商品等各种劳动力密集型的加工贸易企业高度发展，吸收了大
量的劳动力，从而对东部地区就业产生了正面促进。
87
华中 科技 大 学博士学位论文
（3）由于我国存在城乡分隔的二元经济结构，劳动力的城乡流动被户籍制度、
教育制度、医疗制度等种种制度性因素所阻碍，造成城乡劳动力资源配置的断层，
从而对我国的就业产生负面制约。
（4）非国有制经济份额的提升在全国各区域都有利于就业的增长，非公有制经
济尤其是民营经济的发展对现阶段我国的就业具有不可替代的促进作用。
88
华中 科技 大 学博士学位论文
5 影响中国就业的技术进步因素的全国与分区对比研究
如本文导论中所指出的，影响就业的因素很多，就我国而言，除了最重要的结
构性因素以外，技术进步对就业的影响一直以来倍受关注。一方面，受西方就业问
题研究的影响，大多数经济学家承认技术进步与就业之间存在密切联系，但是技术
进步是如何对就业产生影响的，理论上存在很大分歧；另一方面，我国国内在发挥
劳动密集型比较优势与发展技术密集型、资本密集型产业的认识上也存在分歧。本
章，首先说明技术进步对就业总量的影响机理，其次，探析技术进步对我国就业结
构的影响，最后，通过考察技术进步与就业之间的协整关系，分别检验国家层面和
区域层面下，技术进步对就业的影响。本文的研究表明：国家层面技术进步与就业
无显著关系。区域层面东部技术进步与就业增长有正相关关系，而中西部技术进步
与就业无显著关系。
5.1 技术进步因素对中国就业总量的影响
5.1.1 技术进步的内涵及就业影响
技术进步是指“人类在利用自然和改造自然过程中积累起来并在生产劳动中体
现出来的经验和知识或技术装备。”36技术进步的概念有广义和狭义之分。狭义的技
术进步是指生产设备、工艺、原材料等要素的改进；广义的技术进步是指除劳动力
和资本外导致产出变化的其它因素之和。经济学界所讨论的技术进步通常是指广义
的技术进步，即除狭义技术进步外，还包括劳动力素质、各项管理水平等要素的进
步。本文所指讨论的技术进步为广义的技术进步。
技术进步对就业具有积极和消极两方面的影响。一方面技术进步能够通过创新
产品、创造新型产业、新型行业部门而增加就业机会，弥补由于劳动力被替代所产
36中国社会科学院语言研究所词典编辑室编. 现代汉语大词典. 商务印书馆,1996.
89
华中 科技 大 学博士学位论文
生的失业，因此就业的总量应该不变甚至有所增加，这被称为就业“补偿机制”；另
一方面，技术进步对就业具有“磨损效应”和“挤出效应”，造成对就业的负面影响。
5.1.2 技术进步的就业“补偿机制”及其机理
通过对相关理论的总结，可以将技术进步的“补偿机制”实现机理归纳为以下
几个方式：
（1）“第二次就业效应”：技术进步使生产效率提高，从而降低产品的生产成本，
产品价格下降。在一定收入水平下，产品价格下降直接刺激消费需求的提高，企业
得以扩大销售规模和生产规模，从而增加劳动力需求，实现“第二次就业效应”。该
效应的实现前提是产品价格、工资能够自由浮动。在价格刚性的市场环境下，技术
进步并不能导致价格下降，因此企业无法通过扩大生产规模而增加就业机会。新凯
恩斯主义学派指出实现“第二次就业效应”必须由政府给予制度上的支持。
（2）创新“补偿效应”：技术的进步在一定时期内会替代劳动力，造成结构性
失业。但长期来看技术进步将创造出更多的产业部门和生产服务领域，劳动分工不
断细化，从而新的就业机会大大增加。马克思曾经指出“工场手工业的分工使所使
用的工人人数的增加成为技术上的必要。单个资本家所必须使用的最低限额的工人
人数，要由现有的分工来决定。另外，要得到分工的利益，就必须进一步增加工人
人数，而且只能按倍数增加。”37例如，机械化技术的应用替代了传统手工业技术，
造成大批手工业者失业。然而机械化技术通过推动劳动生产率的提高，刺激了社会
经济发展，部分劳动者收入提高，产生了新的需求，从而以服务性行业为主的第三
产业中得以发展，劳动就业率增加。失业者实现由传统部门转向服务型的生产部门，
由此产生就业的“补偿效应”。
（3）“资本化效应”：根据菲利普·阿吉翁和彼得·豪伊特的定义，认为“资本
化效应”是指“经济增长速度提高时，技术进步使得创建一个生产单位的报酬也增
加，投资者被鼓励依据新技术去创建新的生产单位，赚取新的技术可能带来的利润，
37马克思. 资本论（第一卷）. 人民出版社, 1975:699.
90
华中 科技 大 学博士学位论文
与此同时会吸收新的劳动力。”38彼萨里德斯则认为，技术进步改进了所有要素的生
产效率，提高了现有工作的收益净现值，促使企业同时增多就业岗位，失业率由此
降低。39
（4）劳动力对资本的“替代效应”：技术进步的影响导致市场利率上升，造成
了企业生产成本增加；为了实现利润，企业会倾向于选择价格较低的劳动力替代资
本，从而增加就业机会。劳动力对资本的替代效应主要取决与资本和劳动力的相对
成本。
5.1.3 技术进步的就业“破坏机制”及其机理
（1）“磨损效应”：指技术进步将直接减少原有工作岗位所创造的价值，最新的
技术进步水平只体现于最新创造出的机器折本等资本品，原先生产的资本品的生产
率相对下降，岗位存续期缩短，企业出于利润最大化考虑，将提前终止该工作岗位，
从而减少就业机会。
（2）“技术性失业”：技术性失业是指技术进步引起的小部分失业。首先，技术
进步加速生产的机械化、自动化改造，使得劳动生产率在提高的同时资本有机构成
也大大提高，产业所需劳动力资本下降，形成对劳动力的“挤出效应”。我国上世纪
五十年代大力发展重工业时期开始，第一产业劳动力不断转移，第二产业的就业弹
性为0.544；到了90 年代末，由于大型国有企业的生产率低下，机器设备、生产工
艺落后，因此大力推行了国企改革，加速产业升级。到21 世纪初，第二产就业弹性
仅为0.001 左右40。第二产业的劳动力不断被“挤出”，而被“挤出”的部分劳动力
则通过再就业被第三产业或第一产业、第二产业中的新型部门所吸收。另外，技术
进步速度快于劳动者技能的提高速度，即劳动者学习掌握某项技术的时间存在滞后
性，劳动者现有技能无法与新技术相匹配，造成失业。
（3）资本对劳动力的替代效应：在生产效率提高时，企业为了获得更多利润，
38 菲利普·阿吉翁, 彼得·豪伊特. 内生增长力量. 北京大学出版社,2004.
39 Mortensen, D.T.，Pissarides, C.A.1995. Technological Progress,Job Creation and Job Destruction. CEPR discussion
Paper.
40 历年国民经济和社会发展统计公报.
91
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会通过追加资本投入替代劳动力，从而实现生产效率进一步提高，获得更多剩余价
值。这是劳动力对资本替代的一个反向过程。
图5.1 技术进步对就业的作用机制
5.1.4 技术进步与就业总量
经济学家们大都认同技术进步的“两面性”。熊彼特认为技术进步对就业具有“创
造性毁灭”的影响，就是对技术进步的“两面性”的经典性概括。他认为技术进步
是促进经济发展的主要因素，但是技术进步在增加新产品和新工艺的同时，会将旧
有的行业技术工艺和就业机会一扫而光。而且技术创新及应用使经济发展以一种非
均衡化的方式进行，并非平滑、连续的。这是因为：技术创新的产生、分布、扩散
技术进步
减
少
就
业
的
效
应
生产效
率提高
新行业
新部门
增
加
就
业
的
效
应
收益增加
新企业进入
资本品
价格变动
行业生
产周期
缩短
资本品
价格上升
劳动力
替代
资本品
价格下
降
资本品
替代
岗位减少
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都是不均匀的，总是在某些部门周期性的发生。41因此讨论技术进步与就业总量关系
的重点应在于研究技术进步所创造的就业总量同其所引起的失业数量相比孰多孰
少，其不同影响又是在何种前提条件下，如何发挥作用？
（1）技术进步中的进步成分对就业的影响
技术进步分为物化型技术进步和非物化型技术进步。物化型技术进步是指技术
设备、工艺流程的进步；而非物化型技术进步是劳动者的技能水平或者企业管理水
平的进步。这两种类型技术进步都能够促进生产率的提高，却会对就业产生不同的
影响。企业会比较两种技术进步所需要花费的成本，也成为执行成本进而选择企业
所需的进步类型。如果更新技术的执行成本较低时，企业会选择更新技术，通常是
通过对在职员工进行 技术培训提高劳动力技能，则技术进步表现为非物化的进步形
式。彼萨里德斯认为非物化技术进步会产生就业的“资本化效应”，吸引投资者进入，
增加就业机会。反之，更新技术的执行成本较高时，物化技术进步会增加对就业的“磨
损效应”，从而减少就业机会。
（2） 资本结构对就业的影响
技术进步通过提高生产率，降低企业生产成本，从而增加了企业的收入。Paolo
Pini 将企业增加的收入分成了两种类型，第一种类型是该部分收入以利润的方式体
现，既资本家完全占有技术进步收益。则该部分收入会同时刺激消费和投资，从而
扩大劳动力需求，增加就业机会。第二种类型则是该部分收入仅仅表现为工资，企
业家由于利润没有变化而不愿追加投资，由此不可能刺激消费，则技术进步并不能
增加就业。
根据奥地利学派的stoneman 通过建立模型研究，其结果发现技术进步对就业总
量的影响存在“时滞性”。即新技术的引入阶段并没有引起就业变化，直到产出流量
收到新技术体系影响开始发生变化时，就业总量随即收到影响。这种影响的结果取
决于旧体系转化的趋势，如果转化为资本替代效应，就业减少；反则会导致就业增
加。这恰恰验证了马克思的资本结构对就业影响的分析，即就业总量的变化取决于
41 Schumpeter.J.A. Business Cycles：A Theoretical， Historical and Statistical Analysis of the Capitalist
Process[M].New York: Negramhill.1939
93
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资本家决定的资本机构比例。马克思认为技术进步能够通过增加企业利润，创造更
多剩余产品，从而促使企业扩大再生产。但同时，他也强调机器对工人总是有排挤
的。“机器不仅在采用它的生产部门而且还在没有采用他的生产部门把工人抛向街
头。”42
（3）产业联系程度对就业的影响
在劳动分工日益细化的社会化大生产环境下，产业链中各环节之间、不同产业
部门之间存在着复杂的联系。一旦产业链中某个环节或者某个产业部门受到技术进
步的影响，则其它环节或部门将会同时受到连带。这种连带性使得技术进步对就业
总量的影响具有扩大效应。其效应程度取决于各产业之间或产业链各个环节之间的
联系程度，以及产业内部、产业间的结构特点。
5.1.5 技术进步对中国就业总量的影响
改革开放以来，政府提出了“科技是第一生产力”的口号，大力推动科学技术的
进步。首先加强基础科学研究，并制订了如火炬计划、973 计划等重大科学推广项目，
提升各个产业的技术含量；其次通过高技术转化项目和制度的建设，促进科学向生
产力的转变。这些措施有效促进了科技对各个产业领域的影响。
首先，技术进步引起中国农村劳动力大量转移。农业劳动力转移首先是因为农
业由于生产技术、机械化水平的提高，导致劳动力需求下降。其次国家实行农业补
给工业的发展政策，使农业生产成本增加，从而出现边际报酬递减效应。以上因素
迫使农业劳动力从土地中游离并向工业、服务业转移。
其次，我国工业自改革开放以来，通过引进、模仿和研究，加强了工业领域科
学技术的应用。然而，工业就业人口比例从1978 年的17.3 增加到2007 年的26.8%，
其吸纳劳动力的能力却没有显著提高。技术进步对我国工业的影响主要表现为由于
新工艺、新技术的应用引起新型产业部门的兴起以及劳动生产率的提高，特别是增
加了工业领域劳动力人员的收入的增加。与此同时，工业产业就业增长率和就业增
42 马克思. 资本论第一卷. 人民出版社, 1975:702.
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长弹性却有下降趋势，同时也造成资本对劳动力的替代，例如在机械、电子、石油
化工、汽车、建筑等支柱产业中的技术改造，加剧了资本对劳动力的替代。技术性
失业显著。因此，从长期趋势来看，工业领域整体就业总量较为平稳。
第三，第三产业的发展吸纳了大量的劳动力。特别是金融、保险、交通、运输、
通信等新型服务行业的发展，使第三产业吸纳劳动力能力增强。然而到2008 年，我
国第三产业就业人数占总人数比例仅有32.4%，第三产业占GDP 比重仅为39.1%，
与发达国家的70%比率相比有较大差距。这也造成第三产业对第一、第二产业转移
劳动力吸纳能力有限。
技术对我国就业总量的影响可由下图来描述：
图5.2 技术进步对我国就业总量影响
5.2 技术进步因素对就业结构的影响
技术进步通过影响劳动力在不同产业、不同部门的流动，进而影响就业结构的变
化。其影响方式主要有3 种：1）技术进步导致产业结构变动，从而影响就业结构变
化；2）技术进步影响生产方式影响企业部门的劳动力需求，进而影响就业结构变化。
图5.3 技术进步对就业结构影响机制
第一产业
第二产业
第三产业
技术进步
破坏效应为主
补偿效应与
破坏效应并存
补偿效应为主
影响就业
总量
技术进步
产业结构
生产方式
就业结构
变化
行业变化
工种需求
95
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5.2.1 产业结构变动对就业结构的影响
技术进步过程是新技术对旧技术替代的过程。在此过程中，新技术产业发展，
旧技术产业衰退，如此便产生了产业结构变动，劳动力资源在产业调整中被重新配
置，主要表现为第一产业比重下降，劳动力由农业向工业转移；随着经济发展，人
均收入不断提高，第三产业的发展又带动劳动力由工业向服务业转移。这个过程中，
技术进步首先会使资本构成提高，造成部分失业；其次随着技术进步对产业分化的
影响，又会产生新的就业机会。根据“配第-克拉克定律”由于经济发展过程中，各
个产业由于生产效率不同，存在收入相对差异化，其结果劳动力总是遵循由“低收
入产业”向“高收入产业”的规律转移，在我国主要表现为农业劳动力逐渐减少，
二产、三产劳动力比重逐渐增加，就业梯度逐步“升高”。
5.2.2 生产方式变动对就业结构的影响
技术进步通过改变生产方式影响就业结构。根据古典经济学理论，产业间及产
业的部门间存在生产效率差异。首先采用新型技术产业或产业部门的生产率大幅提
高，行业或企业的盈利增加，吸引了更多的企业进入，从而创造了更多的就业机会；
而前一行业生产率和工资水平则会降低，企业减少生产，就业岗位减少。埃斯莫格
卢将技术进步分为技能退化型和技能偏好型两类。技能退化型技术进步产生对低技
能劳动力的需求。技能偏好型的技术进步产生对高技能劳动力的需求。43企业采用何
种技术进步类型取决于哪种类型能够实现利润目标。一般来说，经济发展早期劳动
力由第一产业向第二产业转移，企业倾向于采用技能退化型技术类型。企业通过利
用廉价劳动力获取高额利润。随着经济发展，劳动力收入水平提高，企业利润下降，
必须技能偏好型转变。而这又是通过企业内部培训或者吸收高素质人力资源来实现
的。因此，会出现低技能劳动力失业率提高的社会现象。
我国改革开放恰逢以信息、互联网、通信电子技术为代表的知识型经济时代来
临，生物工程、新能源、新材料、高环保、通讯技术等高新技术产业兴起。由于计
算机技术的应用，生产效率提高，传统手工制造业萎缩，也挤出了大量劳动力。
43 Acemoglu, Daron. Why Do New Technologies Complement Skills Directed Technical Change and Wage Inequality
Quarterly Journal of Economics, 1998, Vol. 113,1055-1090;Changes in Unemployment and Wage Inequality:An
Alternative Theory and Some Evidence [J],American Economic Review, 1999,89:1259-1278;Technical Change,
Inequality, and the Labour Market [J],Journal of E 区域nomics Literature 2002，40；7-22.
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5.2.3 信息技术革命带动我国就业结构“跳跃式”发展
早期资本主义国家的劳动力转移方式为“递进式”。劳动力首先从第一产业中转
出，流向以机械化技术为主导的第二产业，如采掘、纺织、汽车制造、钢铁冶炼等
行业；随着技术的进步，资本替代劳动力，使劳动力再由第二产业流向以服务业为
主导的第三产业。与这种“递进式”的劳动力转移不同，我国在改革开放以来，经
济的发展面临信息技术革命的影响，它以信息技术、信息传播、信息获取和信息应
用等为主要内容，以计算机、微处理器、网络技术、通讯技术、多媒体技术和虚拟
现实技术应用为代表，使全球的 、经济、社会、生产生活方式都发生了巨大的变化。
我国在80 年代改革开放初期便开始受到信息技术革命的影响，90 年代政府大力推行
信息化工程。伴随着信息技术在我国的广泛应用和扩散，我国就业也呈现“跳跃式”
的发展特点。
1）第三产业就业比重增加快于第二产业
我国1978 年三产就业比重分别为70.5：17.3：12.2，到了2008 年变化为40.8：
26.8：32.4。第一产业就业比重大幅下降，减少了30%，而第二产业就业比重增加8.5%，
第三产业增加20.2%。第三产业就业比重变化最大，第二产业较为平稳。将1978 年
至今的第三产业就业比重与第二产业比较，如下图：
0
5
10
15
20
25
30
35
1978
1980
1982
1984
1986
1988
1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
2004
2006
年份
%
第二产业就业比重
第三产业就业比重
图5.4 我国非农就业结构变化
资料来源：《中国统计年鉴》1984、1990、1995、2006 以及2008 中国统计摘要
从图5-4 可以看出，从1978-1995 年间，第二产业就业人数比重高于第三产业，而从
97
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1995 年开始至今第三产业就业比重便超过第二产业。目前第三产业就业比重高出第
二产业就业比重5.6%。
-2
0
2
4
6
8
10
1978
1980
1982
1984
1986
1988
1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
2004
2006
年份
变化%
第二产业就业比重变化
第三产业就业比重变化
图5.5 我国非农产值比重变化
资料来源：《中国统计年鉴》1984、1990、1995、2006 以及2008 中国统计摘要
图5-5 是历年第二产业与第三产业的就业比重的变化图示。第三产业的变化幅
度较为显著而且呈上升趋势，而第二产业则在1988 年和1998 年出现负增长。直到
2002 年以后，第二产业的就业比重才开始显著上升。1978 年-1988 年，第一产业就
业比重下降11.2%，而第二产业与第三产业就业比重分别增加5.1%和6.1%，1988 年
-1998 年，第一产业就业比重下降9.5%，而第二产业与第三产业就业比重分别增加
1.1%和8.4%，劳动力主要转向了第三产业。1998 年-2007 年，第一产业就业比重下
降9%，第二产业与第三产业就业比重分别增加3.3%和5.7%。通过以上数据比较，
可以看出我国转向第三产业的劳动力人数在每个阶段都高于转向第二产业的人数。
由此是在1988 年-1998 年间，79.8%的劳动力都转向第三产业。由此，可以认为，我
国劳动力转移非“递进式”，而是“跳跃式”。
2）农村第三产业就业比重持续增加
信息技术加快了我国传统产业的信息化改造过程，加速传统产业升级，使相关
部门的劳动力被转移。第一产业中，传统的农林牧业就业人数下降，而交通运输、
仓储、邮电通讯等第三产业就业人数增加。以农村人口就业结构为例，如下图：
我国1990 年至2005 年，农村就业人口中从事农林牧渔业的占到绝大部分，但
98
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是呈下降趋势。特别是从2000 年开始到2005 年，农林牧渔业人口减少了5 千万。
工业就业人数保持平稳增长。2005 年工业就业人数比2000 年增加了2000 万人。而
第三产业就业人数，包括交通运输、仓储及批发零售业的劳动力人数持续上升。2005
年从事第三产业的劳动力比2000 年增加了7000 万人。
5.2.4 技术进加速产业替换
技术进步加速了对资源的开采和利用，导致资源、劳动力依赖型产业的衰退，
取而代之的是资本、技术、知识密集型的高新技术产业的兴起。
资本密集型产业主要包括金融保险、教育、旅游、文化娱乐、电子、通讯设备
制造业、运输设备制造业、石油化工、重型机械工业、电力工业等。技术密集型产
业包括微电子、信息产业制造业、航空航天业、生物工程、生物制药、新材料、新
能源等行业。目前我国正处于新型技术产业飞速发展时期，近五年高新技术产业规
模年平均增长速度为27%，高技术产业总产值占制造业比重到达16%。2006 年，全
国共有54 个国家级高新区，230 家科技企业孵化器，32 个软件产业基地。高新区总
产值达62.57 万元，是全国的6.2 倍。高新产业的发展带动了新的就业机会的增长。
一方面，高新技术提高了生产效率，缩短了工作时长，劳动者的业余时间增加，从
而产生了休闲、娱乐文化、旅游等消费需求，刺激了相关产业的发展；另一方面，
高新技术的应用要求有与之相配套的服务性行业，如金融保险、交通、信息、教育
文化等，相关产业的发展大大增加了新型服务行业的就业。
资源依赖型产业包括采掘业、石油煤矿业、林业等。由于资源的不可再生性，
使得资源一旦耗尽，相关产业就会出现大幅度萎缩。尤其是我国长期以来缺乏自主
创新能力，产业结构单一，相关产业已经出现衰退。早在2003 年，我国427 座矿业
城市中，已经有51 处于衰退期。黑龙江省大庆市、山东省东营市、河南省南阳市、
濮阳市、甘肃省玉门市、新疆自治区克拉玛依市都已经成为石油枯竭型城市。而曾
经一度铸造辉煌的大庆市2006 年GDP 滑落到第37 位，与1990 年全国第二的水平
有大幅度退步“我国93 个煤炭矿务局中，报废的矿务局有36 个，比重高达37%。
99
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辽宁阜新、鸡西、抚顺等城市进入资源枯竭阶段。其中，阜新市在90 年代后，可采
煤数量减少，预计10 年后整个主体矿井将结束生命。阜新也成为辽宁省最困难的地
区之一。”44
劳动力密集型产业则包括纺织、冶金、石化、建材、机电、轻工等行业。我国
1998 年加快国有企业改造，2003 年提出科学发展观，对相关行业中的技术落后、污
染严重的中小企业的整顿、压缩、调整，使众多企业强行关闭，下岗职工、失业人
数增加。据2007 年广州省的统计，2 月份广州省来料加工出口同比下降21.7%，传
统劳动力密集型附加值低的产品如鞋类、玩具、塑料制品出口下降7.2%、27.9%以
及38.3%。45
5.2.5 技术进步对劳动力供求结构的影响
1）产业结构升级导致劳动力的技术、实践要求提高
技术进步技能型劳动力的需求增加。我国企业经过对生产线、设备、加工工艺
的更新和改造，增加了熟练掌握操作技术、熟悉生产、运输等制造流程的搞高技能
型人才的需求。据统计，当前我国获得国家职业资格证书及具有相当水平的技能劳
动者仅占所有城镇从业人员的33%，包括高级技师、技师、 高级技工在内的高技能
人才则仅占技能劳动者的21%；而发达国家的这两个比例分别是50%以上和30%。
无法适应制造、加工、建筑、能源等传统产业和电子计算机、航空航天等高新技术
产业的需要。
这一情况在长江三角洲显得尤为突出。2006 年，长江三角洲地区出现高级技工
人才短缺。其中，宁波从事制造业的工人为120 万人，获得职业资格证书的技工为
34 万人，高级及高级以上技工只有近2 万人。宁波市企业高级技师、技师缺口达74
％，中高级技工缺口达68％，初级技工缺口为45％。人才积极的上海也同样面临着
寻找高级技工人才的挑战。据上海市有关部门预测，未来3 年，上海市年均高级技
工的需求约1．8 万人，大部分集中在 工艺设计、机械加工、电器设备、光机电一
44 资源型城市经济结构转型问题的探讨,2008.9.10.
45 夏敏任. 产业结构转型升级:中国经济持续发展之路. 中信建投证券研究发展部宏观深度报告,2008.5.5.
100
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体化等产业。这些产业的生产附加值远高于劳动密集型产业，对技工的要求也不仅
仅是能承受长时间、高负荷体力劳动。劳动和社会保障部新近发布的2006 年第二季
度全国99 个城市劳动力市场供求状况，我国中高级技能人才依然呈现供不应求的状
态。其中，高级工程师、高级技师和高级技能人员的求人倍率最高，达到了2.08、
1.96 和1.71，即平均计算，每个高级工程师要面对2.08 个岗位，高级技师1.96 个。
462006 年，我国99.6%的中小企业只有37%建立了自己的站点。企业中个人电脑、互
联网技术被广泛应用于各个环节，包括设计、管理、办公、财务、流通、客户管理、
电子商务、视频会议等。可以想想，如果劳动者不掌握计算机、互联网等必要的操
作技术，则在就业过程中将必然遭到淘汰。
2）产业结构升级引起劳动力估计素质水平提高
技术进步创造出新型技术部门、吸引具有较高文化水平和技术素质的劳动力进
入，并与技术密集型资源相匹配，而文化水平和技术素质较低的劳动者被挤出。该
部分劳动力无法适应新的生产方式而向第三产业转移。在产业升级过程中，旧有劳
动力被不断要求通过各种方式提高技术、技能水平。同时，市场供求决定高素质水
平劳动力价格上升，低素质水平劳动力价格下降，劳动力价格信号反映出劳动力市
场需求。劳动力为追求利益最大化将主动提升自身素质、技能、技术水平。因此劳
动力供给素质通过逐步适应产业结构变化需要而实现全面的升级。
5.3 技术进步与就业的全国与分区经验分析
技术进步的就业效应分为挤出效应和补偿效应，技术进步带来就业还是失业取
决于挤出效应和补偿效应的大小，本节通过考察技术进步与就业之间的协整关系47，
研究技术进步对全国、东部、中部、西部就业总量的影响。从以往经验来看，东中
西部在经济发展的过程中，技术进步对经济增长和就业的影响存在差异，技术对东
46 工人日报. 长三角地区技工荒升级,2006.8.18.
47有些时间序列, 虽然他们自身非平稳, 但其某种线性组合却平稳. 这个线性组合反映了变量之间长期稳定的关
系, 成为协整（区域integration）, Engel-Granger（1987）提出两步法检验这种关系, 称为EG 检验. 若序列和都
是d 阶单整即I(d), 用一个变量对另一个变量回归, 若模型的残差平稳, 则t x 和t y 存在协整关系.
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部的促进作用大于中部和西部。
5.3.1 模型设定
1）变量选择：
①劳动投入（L）：采用全国和各地区年末从业人数。
②技术进步（T）48：本文中采用人均资本存量或资本劳动比（T=K/L）衡量。
值得说明的是，在模型中的人均资本存量是按从业人口的L 来计算，而不是按照该
国所有的人口来平均，这与统计上的人均资本存量的含义是不同的。严格来说AK
是资本劳动比而不是人均资本存量。从中国统计的方法来看，一个地区的人口是按
照户籍人口来统计，而就业人口则不是，它包括其他区域转移到该区域的劳动力。
从这个角度来说也不能采用资本存量除以各地区行政人口。因而模型中的AK 是K
采用全国可比价格资本存量（区域可比价格资本存量），L 采用全国年末从业人员数
量（区域年末从业人口数量）。
2）估计模型：
为了是变量T 的系数有意义，采用对数的形式，可以反映技术进步的就业弹性：
ln(L) = c +α ln(T ) + e
其中L 代表就业，T 代表进步，e 是残差。
3）数据来源：
模型使用我国1990—200749年的全国和三大区域时间序列数据进行分析，由于
重庆市1998 年设为直辖市，为了保持数据的连续性和一致性，将重庆市与四川省的
数据合并；东中西部的划分方法同第三章，本章数据含西藏。东、中、西部数据采
48罗默（Romer 1986）运用R&D 的加总衡量技术： T = f (R&D) . 在实证中采用R&D 费用加总来作为变量,
我国R&D 统计中, 很多企业将购置固定资本的费用算作R&D 当中, 这与模型的设定存在偏差. 卢卡斯
（Lucas,1988）用平均人力资本水平来代理T： T = f (H) . 在实证中通常用受教育年限来表示人力资本水平,
这在数据收集方面存在一定困难. 在AK 模型中, 假定技术A 是资本存量K 或者人均资本存量k 线性函数：
T = f (K)或者T = f (k)
. 本文中按照AK 模型中的假设, 选取人均资本存量来衡量技术进步T=K/L.
49在1978 年-2007 年数据中, 1990 年处存在结构性突变, 这对协整的检验结果存在影响. 如果采用1990-2007 年数
据样本量又稍显不足, 权衡利弊, 还是选择1990-2007 年数据作为检验对象.
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用各省、自治区、直辖市可比价格数据加总。所有数据来源于1991-2006 年的《中国
统计年鉴》、《新中国五十年统计资料汇编》以及《2008 中国统计摘要》。
5.3.2 协整检验
1）运用软件eviews6.0 对全国和各区域Ln(L),Ln(AK)进行单位根检验，结果如
下表：
表5.1 全国和各地区参数平稳性检验
全国 东部 中部 西部
Ln(L) I(2)*** I(2)*** I(0)* I(2)***
Ln(T) I(2)* I(2)*** I(2)* I(1)***
注：采用ADF 检验，表中括号内为估计系数的t 统计量值，***、**、*分别表示系数在1%、5%和10%水平显
著，没有*号则表示不显著。
从计算结果来看，全国的 Ln(L)和Ln(T)都是2 阶单整，符合协整检验的基本条
件；东部地区的Ln(L)和Ln(T)都是2 阶单整，符合协整检验基本条件，而中部和西
部由于其单整阶数不同，说明中部和西部Ln(L)和Ln(T)之间不存在协整关系。
全国就业人数与技术进步的协整分析
2）对全国技术进步与就业关系的进一步检验
全国的Ln(L)和Ln(T)都是2 阶单整，用全国的数据对以下方程进行回归：
ln(L) = c +α ln(T) + e
检验残差e 的平稳性结果如下：
表5.2 全国技术进步与就业协整检验
Constant Connstant, Linear Trend None
t-Statistic -1.32802 -0.952446 -1.62104*
1% level -3.92035 -4.667883 -2.71751
5% level -3.065585 -3.7332 -1.96442
10% level -2.673459 -3.310349 -1.6056
注：采用ADF 检验，表中括号内为估计系数的t 统计量值，***、**、*分别表示系数在1%、5%和10%水平显
103
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著，没有*号则表示不显著。
从结果可以看出，对于全国数据Ln(L)和Ln（T）回归残差的平稳性检验，带有
常数项、带有常数项和趋势相的检验都认为残差是不平稳的，而不带常数项和趋势
项的检验中，在10%的水平下勉强通过平稳检验，从结果来看，我们不能认为全国
的Ln(L)和Ln（T）之间存在协整关系。
3）对东部地区技术进步与就业关系的进一步检验
东部地区的Ln(L)和Ln(T)都是2 阶单整，用东部的数据对以下方程进行回归：
ln(L) = c +α ln(T) + e
检验残差e 的平稳性结果如下：
表5.3 东部地区技术进步与就业协整检验
constant constant, Linear Trend None
t-Statistic -2.702621* -1.796869 -2.99041***
1% level -4.004425 -4.80008 -2.74061
5% level -3.098896 -3.791172 -1.96843
10% level -2.690439 -3.342253 -1.60439
注：采用ADF 检验，表中括号内为估计系数的t 统计量值，***、**、*分别表示系数在1%、5%和10%水平显
著，没有*号则表示不显著。
从结果可以看出，对于东部数据Ln(L)和Ln（T）回归残差的平稳性检验，带有
常数项的检验在90%水平接受残差平稳的原假设，而不带常数项和趋势项的检验中，
在99%的水平下通过平稳检验。因而我们认为东部地区的Ln(L)和Ln（T）之间存在
协整关系。因而我们认为Ln(L)和Ln（T）的协整回归，而不是谬误回归，我们得到
如下方程：
2
( ) 9.937348 + 0.097764 * Ln(T)
t = 931.5273 6.058611 R 0.696434
Ln L =
=
0.097764 代表着T 的长期弹性，即东部地区T 增长1%带来0.098%的就业增长。
104
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5.3.3 结果及评论
通过上述分析，我们得出以下结论：
1）技术进步与全国就业总量间不存在稳定的关系。全国就业总量的变化不能解
释为技术进步而产生的影响。从图5-6 中我们可以看到，1990 年以来我国资本劳动
比呈稳定上升趋势，资本劳动产出比反映了生产技术的进步趋势。但我国的技术进
步对就业总量的变化没有产生显著的正效应或者负效应。
0.00
10000.00
20000.00
30000.00
40000.00
50000.00
60000.00
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
图5.6 1990-2007 我国资本劳动比变化
我们认为，改革开发以来尤其是1990 年以后，我国通过技术引进、模仿包括技
术自创等途径使生产手段越来越先进。技术进步使劳动生产率得以大幅度提升，技
术挤出了大量的劳动力。在农业部门，现代耕作设备和技术的大量使用导致农业剩
余劳动力规模不断增大；在工业部门，现代化的生产线和自动化管理导致与以前相
比，同等的产出水平所配备的劳动力日趋减少；在服务业部门，服务层次比较高的
行业，电脑和互联网技术节省了大量的劳力支出，甚至脑力劳动也被局部取代。但
同时，技术进步也会产生就业补偿或就业创造效应。世界范围的经验表明，农业产
业化进程快的地区，从传统农业部门转移出来的劳动力规模就比较大。我国工业化
目前处于加速推进的时期，技术升级和资本深化既导致“机器排挤工人”，但生产力
的提高也促使了新企业的产生，这不仅因为工业的技术进步促进生产专业化和社会
105
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分工细化，而且工业的现代化直接促进了对服务业的需求增加，这两个方面都会导
致就业岗位增加。正式技术进步对就业总量的影响的“双刃剑”效应，使技术进步
其对扩张就业和抑制就业的实际效果并不存在长期的稳定关系。
2）技术进步在东部地区表现出正的就业效应。模型结果显示东部地区技术进步
的就业弹性为0.098，也既是说资本劳动比提高1%带来0.098%的就业增长。这显著
区别于全国和中西部的检验。在农业部门，一方面现在农业技术的发展是农村产生
了大量的剩余劳动力，但也使得农村有更多的富余劳动力投入到乡镇企业的建设当
中，从全国来看，东部地区的乡镇企业发展处于全国前列，这些乡镇企业不断吸收
了当地农村被技术挤出的劳动力，而且吸纳了大量的外来就业。在工业部门，一方
面现代化的生产线和自动化管理导致同等的产出水平所配备的劳动力日趋减少，另
一方面技术进步也促使了东部地区产业集群的产生，被挤出的劳动力在新生企业中
找到工作岗位。在服务部门，东部逐渐出现服务高端化趋势，第四章的分析中我们
的结论是东部地区第三产业发展水平较高，其三产内部的行业结构也逐步发展到较
为高级的阶段，这种阶段主要发展信息业、技术服务、咨询业、广告、现代通讯、
旅游业、金融保险业、房地产业等现代服务业，这些行业的就业弹性小于传统服务
部门，因而我们可以认为东部的服务业，技术进步的挤出效应要大于补偿效应。东
部地区由于工业部门的技术补偿效应显著，使得从就业总量来看，技术进步具有正
的就业效应。
技术的进步对东部就业有推动作用也进一步验证了东部弹性高于中西部的事
实。
3）由于本文采用的技术进步指标为资本产出比，该指标也是衡量资本密集程度
的重要指标，从图5-6 来看中国的经济发展伴随着资本的不断深化。从我们的结果来
看，资本产出比与就业增长无协整关系，因而我们不能用资本深化对劳动的挤出解
释中国高增长低就业的问题，这与之前的学者研究结果相悖。
106
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5.4 小结
1）技术进步对就业的影响包括正的“补偿效应”和负的“挤出效应”，技术进
步就就业总量的影响取决的正负效应的大小。
2）技术进步给就业结构带来冲击，原有的就业人口一、二、三次产业顺序转移
模式弱化。信息技术革命使我们就业更多的呈现出一产直接向三产转移。技术进步
对劳动力供求结构发生影响，技术进步推动了劳动者素质的提高。
3）从全国来看，技术进步与就业无显著关系，中西部也没有表现出显著的关系。
在我国东部，技术进步对就业存在推动效应，可以认为技术进步促进了东部乡镇企
业的发展和产业集群的产生，技术进步带来大量的新产品，新产品催生了新企业的
产生，带动了就业的增长。
4）资本产出比与就业增长无显著关系，因而我们不能用资本深化对劳动的挤出
解释中国高增长低就业的问题。
107
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6 高增长与低就业的经济和社会效应研究
高增长、低就业是一个复杂的综合性问题，我们不能仅仅从经济或社会单方面
而来评价它的影响。从一定意义上说，社会要达到完全就业是不可能的，适度比例
（就失业时间和失业比率而言）的失业是经济发展过程中的正常现象，并对社会经
济具有一定的积极意义，失业人口的存在是劳动力市场有效运作的一个重要条件，
失业人口会对在业人口形成一定的竞争压力，从而迫使在业人员更加努力地工作，
加强劳动者的激励，并有助于增强企业活力，它体现了市场经济中效率优先的原则，
有利于企业提高竞争力，促进社会经济发展，失业劳动力满足了第三产业发展的需
要，推动了产业结构的转换；有利于劳动力人口的迁移流动，从而完善动态、健全
的劳动力市场，同时，失业危机引发的竞争也有利于劳动力素质的提高。然而，当
失业超过一定限度或临界点之后，失业对于经济、社会发展的负面影响便会显现出
来。过高的失业率会导致高昂的经济成本和非经济成本，给失业者以及全社会带来
巨大的精神和体能的压力，并由此引发一系列的社会经济问题，影响和威胁社会稳
定。从根本上看，失业是劳动力供求失衡和劳动力资源浪费的一种表现，它对社会
和个人的危害与消极影响远远大于其所谓的“积极作用”，对于高增长、低就业这一
问题，要运用辩证的观点加以科学分析，尽管失业的存在有其合理性，但我们绝对
不能由此陷入“存在即合理”这样的逻辑。对于失业的危害性也应有充分的认识和
准备，一般来说，失业的负面影响体现在以下几个方面：
6.1 产出损失
失业对经济最直接的影响是产出的损失。失业意味着能够而且愿意工作的人被
逐出生产领域，转向分配领域，这部分劳动力资源没有被用以进行国民生产，但却
仍然要消费国民财富。随着失业人员增多与失业率的上升，消费将因此而出现萎缩，
厂商利润也将因此而大幅度下降。从宏观经济运行角度看，失业意味着人力资源的
108
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闲置和浪费，愿意工作并有能力工作的人以及相关生产性资源没有被用于生产和其
他经济活动。当社会存在着大量的人力资源闲置时，便表明一国宏观经济总体效率
的损失。另外，劳动者大量失业，意味着与这些失业者有关的其他就业者将被迫为
维持失业者及其家庭的生存付出一定代价，社会也将因此而无法从失业者所具有的
能力中获益。1962 年，阿瑟·奥肯针对美国的情况提出：在战后期间，平均说来，
失业率在4%以上每超过一个百分点，实际国民总产值减少约3%。经济学家保
罗·A·萨缪尔森也认为：高失业率伴随着高水平的生产损失或高水平的生产停顿—
—就好像干脆把相同数量的汽车、食品和房屋扔进大海，在高失业期间的损失是现
代经济中有文献记载的最大浪费，它们比垄断或关税和限额导致的垄断所造成的缺
乏效率据估计要大许多倍。
其次，失业会导致人力资本流失和劳动力资源浪费。在现代生产状况下，劳动
力不只是能在一天生产出超过自身所拥有的和所消耗的价值，随着每一项新的科学
发现，新技术的发明，劳动力生产率有了大幅度的增长，这也意味着对劳动力资源
的充分开发利用将能创造比以往更多的价值。如果国民经济中大量有劳动能力的人
口处于失业状态，那么这部分劳动力不仅不能创造价值，而且要消耗社会财富，形
成一种巨大的浪费。有人对美国30 年代人萧条时期的GDP 缺口做过估计，美国失
业率从1929 年的3.2%上升到1933 年的24.9%，结果使GDP 减少了人约30%。1990
年波兰经济学家Kabaj 指出，如果波兰现有失业者的三分之二不失业，那么就可以
增加100 亿美元的产出，就能增加10%的GDP。
对于失业造成的产出缺口，学术界一般通过潜在产出与实际产出之间的差额进
行描述。潜在产出是指在保持价格相对稳定的情况下，一国经济所能生产的最大产
量（萨缪尔森、诺德豪斯，经济学第十六版，中译本）。国际上通常采用国内生产总
值(GDP)的缺口来反映这种损失。
GDP 缺口=实际GDP − 潜在GDP
潜在产出除了是对经济总产出的测度外，同时也是对GDP 趋势的估计。由于有
更多的资源（主要的是劳动力和资本）可以利用及技术的变革使得现有资源的使用
更有效率，真实GDP 的长期趋势一般是向上的，真实GDP 也显示出了围绕长期趋
109
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势的短期波动，潜在产出与现代经济增长理论紧密相连，估计潜在产出可以对长期
经济增长的影响因素和发展趋势做出判断，从而为政府制定发展战略提供依据；产
出缺口的变化与经济周期波动密切有关，估计产出缺口可以识别经济周期波动所处
的高低状态，进而采取相应的宏观经济操作。
在相关研究领域，潜在产出和产出缺口并不能直接观测，只能间接估计。1962
年，奥肯依据自然失业率假设，首先采用线性趋势方法估计得到潜在产出及产出缺
口。之后很多学者投入大量的时间和精力研究了潜在产出和产出缺口的涵义、估计
思路和估计方法等。学术界对于潜在产出并没有统一的定义。不同宏观经济学派对
潜在产出有着不同的理解和解释，并赋予不同的涵义。凯恩斯主义学派认为，潜在
产出为“与稳态的通货膨胀水平相对应的产出水平”。潜在产出水平与要素投入水平
成比例增长，产出缺口是产出低于其潜在水平的程度。新古典主义学派认为，潜在
产出主要取决于总供给冲击，总供给冲击不但决定长期增长趋势，而且在一定程度
上影响短期波动。在这种框架下，现实产出在其潜在水平附近暂时变化，其中的潜
在水平是持久变化的“趋势成分”。新凯恩斯主义学派认为，不存在名义价格粘性时
的产出水平是潜在产出的最合适度量。由于名义价格粘性不易测量，因此很少有研
究估计这种涵义的潜在产出。
目前对潜在产出的测算方法已达数十种之多，并且各种不同的测算方法在相互
比较之中不断改进，同时随着各种新方法的应用，不同方法运用中在概念理解上和
政策实施上也产生了一些偏差。结合以上对潜在产出概念的理解，通过对现有的测
算方法进行归类比较，大致可以将潜在产出的测算方法分为两类。一类是趋势分解
法，即借助计量分析工具对现实产出的时间序列性质直接进行处理从而给出潜在产
出的估算值，典型的如消除趋势法、增长率推算法；另一类是结构估计方法，即通
过经济结构关系估计潜在产出，最普遍的方法是生产函数法。前一类方法估算过程
简便，考虑的因素较少，但主要缺点是没有体现潜在产出的供给面特征；而生产函
数法则较为全面地考虑了生产要素利用率和技术进步的影响，但估算过程较为复杂。
基于资料可得性和分析难易度的考虑，本文采用趋势分解方法对我国的潜在产出进
行估算。
110
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趋势分离法的具体做法是，利用平滑化工具将现实产出分解为趋势成分与周期
成分，其中的趋势成分即潜在产出，周期成分即产出缺口。目前主要有两种方法来
描述现实产出随时间变化的趋势。第一种是确定性时间趋势。顾名思义，这种描述
方法是认为现实产出随着时间的变化表现出一种确定的趋势，即
Ln(Yt) = a +δ t +ϕ (L)ε t
其中Ln(Yt)为现实产出的自然对数，a、δ 为系数，t 为时间，ϕ (L)为滞后算子
L的多项式，ε t为扰动项。其中的趋势项是时间t 的线性函数，所以称为线性趋势。
由于我们常常利用指数形式来刻画现实产出的增长，即Yt = eδ t，我们对等式两边去
自然对数将其化为线性形式。
第二种是单位根过程，也称I(1)过程。这种方法认为现实产出的趋势成分是一个
随机步游过程，即
Δln(Yt) =δ +ϕ (L)ε t
大量的理论和经验分析表明，现实产出并不具有一个确定性时间趋势，它的趋
势成分更多地表现为一个随机行走过程即单位根过程（Nelson and Plosser，1982），
这时所使用的消除趋势法，目前较为流行的是HP 滤波法(Hodrick and Prescott，1990)。
它是通过最小化
* *
1
2 * * * 2
1 1
1 2
( ) [( )( )]
T T
t t t t t t
t t
Ln Y LnY λ LnY LnY LnY LnY
−
+ −
= =
Σ − + Σ − − −
从而将现实产出的自然对数LnYt 分解为趋势成分即潜在产出的自然对数LnYt*
和周期性成分即产出缺口*
LnYt − LnYt 。在利用消除趋势法估算潜在产出时，首先需
要对现实产出进行检验以判断它的时间趋势属于哪一种形式，然后确定具体方法。
关于单位根过程的检验方法很多，常用的有ADF(Augmented Dickey-Fuller)检验。
消除趋势法的最大优点在于其简便易用，其中的HP 滤波法，更是因为建立在对
现实产出趋势较为合理的描述基础上而得到广泛应用。但HP 滤波法也存在着一些争
议，争议的焦点在于如何选取λ，不同的λ值决定了不同的周期方式和平滑度。从
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统计学的观点来看，λ必须是随意选取的，因为任何一个非平稳的时间序列（比如
I(1)过程）都可以分解为无数个非平稳趋势成分与平稳周期成分的组合。到目前为止，
还没有一个很好的统计指标可以用来判断哪一种分解方式更好。关于λ的选取，由
于使用的是年度数据，我们采用了OECD 的建议，取λ=25，具体的估算结果如表
6.1 所示50。
表6.1 我国1981—2001 年潜在产出及产出缺口的估算结果
年份 潜在产出（亿元） 实际产出（亿元） 产出缺口（%）
1981 4290.425 4418.754 2.904194
1982 4861.966 4719.283 -3.02341
1983 5438.64 5207.556 -4.43747
1984 6019.873 6124.088 1.701732
1985 6595.847 7038.28 6.286095
1986 7160.914 7566.406 5.359109
1987 7727.122 8276.332 6.635905
1988 8322.739 8710.378 4.450309
1989 8998.002 8354.139 -7.70711
1990 9818.653 8987.878 -9.24328
1991 10824.68 10192.56 -6.20177
1992 12022.84 11955.36 -0.56438
1993 13394.6 13861.88 3.370967
1994 14918.74 15537.67 3.983454
1995 16592.71 17072.09 2.807984
1996 18438.75 18839.75 2.128488
1997 20498.25 20738.72 1.159508
1998 22828.64 22756.07 -0.3189
50 表1 中产出数据均采用商品零售价格指数进行调整以消除价格因素（1978=100）.
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1999 25496.99 24924.14 -2.29836
2000 28567.43 27995.08 -2.04448
2001 32081.22 31187.48 -2.86571
2002 36056.7 34678.01 -3.97568
2003 40476.45 39175.87 -3.31984
2004 45267.94 44859.24 -0.91106
2005 50306.58 51173.92 1.694888
2006 55451.44 58107.19 4.570426
注：产出缺口是现实产出与潜在产出的差额占现实产出的百分比
从另一个角度来看，潜在产出也反映了国内总产出在“完全就业”状况下的估
计值或指当经济在高资源利用率下运行时可达到的产出水平。因此，潜在产出是经
济理想状态的一个测度，在该状态下，资源利用的强度既不会增加也不会减轻就业
的压力。如果实际产出超过潜在水平，那么能力上的限制就会开始约束、抑制产出
进一步的增长并导致就业的压力。如果实际产出降至潜在水平以下，那么就会出现
资源闲置以及就业不足。从以上的估算结果来看，在1998—2004 年长达7 年的时间
内，我国的产出缺口都呈现负值的状态，尤其在2002 年，产出缺口几乎相当于实际
产出的二十五分之一，说明经济运行水平远在理想状态之下，同时也反映出我国实
际就业的不足。
6.2 贫困加剧
对于中国这样的体制转型国家而言，失业造成最直接的后果是贫困加剧。在体
制转型时期，贫困发生率急剧上升。据世界银行的专家估计，在至少有一个人失业
的家庭中，其贫困率几乎是全国平均水平的2 倍（C·赫罗塔特，1995）。我国城镇
居民贫困与失业有着密切联系。因为我国城镇居民收入主要来自四个方面，即就业
收入（包括工资和其他收入）、财产性收入（利息、红利等）、转移收入（退休金、
价格补贴、赡养收入等）和其他收入。其中就业收入是城镇居民收入的主体部分，
113
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约占城镇居民全部收入的80%，就业收入的多少直接影响到城镇居民收入水平和生
活水平的高低。
对城镇失业者个人来说，失业最显见的经济成本是失业者就业收入损失，生活
收入减少。如果失业是短期的，失业对失业者个人及家庭影响不会很严重，因为他
们可以动用储蓄来维持他们的生活水平。然而，一旦失业长期化，失业者及家庭将
被迫改变他们的生活方式，比如减少食物、衣服、服务、文化娱乐等方面的消费，
严重的甚至变卖家产或迁居到更便宜的地方居住，最终陷于贫困（斯蒂格利茨，
1992）。就业收入的多少直接影响到城镇居民收入水平和生活水平的高低现实状况表
明，由失业、下岗人员等构成的城镇贫困人口，生活状况令人堪忧。其主要表现是：
1）城镇贫困人口的人均可支配收入（表6.2）明显低于全国城镇平均水平，在
80 年代大体上只相当于全国城镇平均水平的一半，到了90 年代，贫困人口可支配收
入与全国平均值的比例呈不断下降的趋势，1987 年贫困人口人均可支配收入为全国
城镇平均水平的52.4%，到了2006 年这一比例下降至24.1%，也就是说，城镇最贫
困人口的收入只有平均值的四分之一不到，表明我国的贫富差距正不断拉大。
2）城镇贫困人口生活连年入不敷出，贫困人口生活费收入和消费支出的缺口呈
不断扩大的态势（表6.3），城镇贫困人口生活质量有恶化的趋势。
114
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表6.2 城镇居民家庭人均可支配收入
年份 全国平均（元） 贫困户
贫困户人均可支配收入与全国
平均水平比例（%）
1985 752.4 394.8 52.4
1986 827.8 407.1 49.1
1987 915.9 480.1 52.4
1988 1119.3 567.5 50.7
1989 1260.6 625.5 49.6
1990 1387.2 688.9 49.6
1991 1544.3 810.7 52.4
1992 1826.0 874.0 47.8
1993 2336.5 1059.2 45.3
1994 3179.1 1352.2 42.3
1995 3892.9 1723.2 44.2
1996 4377.2 1936.6 44.2
1997 5160.32 2161.11 41.9
1998 5425.05 2198.88 40.5
1999 5854.02 2325.70 39.7
2000 6279.98 2325.05 37.0
2001 6859.58 2464.80 35.9
2002 7702.80 2266 29.4
2003 8472.20 2098.92 24.8
2004 9421.61 2312.50 24.5
2005 10493.03 2495.75 23.8
2006 11759.45 2838.87 24.1
资料来源：根据《新中国五十年统计资料汇编》《中国统计年鉴2007》相关数据编制
115
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表6.3 我国城镇居民恩格尔系数
年份 全国平均 贫困户
贫苦户恩格尔系数高出全
国平均水平（%）
1985 53.3 62.6 +9.3
1986 52.4 58.9 +6.5
1987 53.4 61.3 +7.9
1988 51.3 60.9 +9.6
1989 54.5 63.4 +8.9
1990 54.2 62.4 +8.2
1991 53.8 60.0 +6.2
1992 52.8 60.9 +8.1
1993 50.1 59.1 +9.0
1994 49.8 61.6 +11.8
1995 49.9 60.6 +10.7
1996 48.5 59.0 +10.5
1997 46.4 57.6 +11.2
1998 46.4 57.6 +11.2
1999 41.9 52.7 +10.9
2000 39.2 50.5 +11.4
2001 37.9 49.3 +11.4
2002 37.7 47.2 +9.5
2003 37.1 48.6 +11.5
2004 37.7 51.2 +13.4
2005 36.7 48.6 +11.9
2006 35.8 47.0 +11.2
资料来源：根据《新中国五十年统计资料汇编》《中国统计年鉴2007》相关数据编制
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在众多因素中，失业是城镇贫困不容忽视的原因。数据显示，失业者陷于贫困
的机会是一般人口的6 倍。我国城市经济体制改革是在基本没有社会保障准备的条
件下开始大规模推行的，这就使失业与贫困更加紧密地联系起来。有资料显示，我
国农村贫困人口数量从1978 年的2. 5 亿下降到2006 年的2 500 万。与此相比，城镇
贫困问题却有恶化的趋势。2006 年我国城市人口贫困发生率为7% —9%，高于同期
农村贫困人口发生率。过去20 多年，城镇贫困并没有因为经济高速增长而有所减轻，
相反还表现出日益加重的迹象。更严重的是，失业导致的教育匮乏，使得失业者及
其家庭陷入“贫困的恶性循环”。
6.3 收入分配不公
失业与收入的不公平分配存在高度相关性，在现代社会中，人们是通过就业来
参与收入分配的，就业是实现收入公平分配的前提条件。尽管人们的收入来源是多
种多样，但由于收入分配是在社会生产过程的基础上产生的，就业仍然是绝大多数
人最基本的收入来源，以劳动换取收入是最为重要和普遍的分配原则。目前中国13
亿人口、4 亿多家庭中2/3 以上的家庭成员都是劳动者，就业收入是家庭收入的主要
来源。劳动者有就业才有收入，就业是实现收入公平分配的前提，就业实现的程度
直接影响着收入公平分配实现的程度。
失业人口的增减意味着贫困人口或者说低收入群体规模的扩大或缩小。在居民
收入总规模不变甚至扩大的情况下，一部分人因失业收入降低甚至失去收入，必然
意味着其他人收入提高，居民间的收入差距会扩大；在居民收入总规模缩小的情况
下，其表现为一部分人因失业而失去收入，其他人的收入基本保持原有水平，这无
疑也会导致个人之间收入差距的扩大。在以工资为基本报酬支付方式的分配过程中，
工资通常具有刚性特征，在许多企业中，当可供分配的财富总额下降时，通常的情
况是裁员而非普遍降低工资。调查显示，目前城镇中因家庭贫困享受最低生活保障
的2 000 多万人中，直接因为没有工作岗位而致贫的就占40%以上。此外，还有大量
的贫困人群是由于家庭供养者没有工作而间接致贫的。农村的贫困和城乡收入差距
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以及地区差距，也同样是由于缺乏就业机会而导致的。
我们通过对基尼系数与失业率的相关性分析说明失业与收入分配之间的关联。
基尼系数是意大利经济学家科拉多·基尼1912 年在洛伦茨曲线(Lorrenz)的基础上提
出的，1905 年统计学家马克斯·洛伦茨(Max·Lorrenz)利用累计百分数曲线，作为
检定社会收入或财富分配不均等程度的方法，后人就称这种曲线为洛伦茨曲线。其
原理是将调查的所有的对象（个人或家庭）收入水平从低往高排列并编制组距变量
数列，首先计算出每个收入组的对象数量占所有被调查对象数量的比重Xi；再计算
每个收入组对象收入的总金额占所有调查对象收入总金额的比重Yi；然后分别计算
这两个比重的向上累计比重记为Ci（调查对象比重向上累计）、Vi（收入比重向上累
计）；最后，以Ci为横坐标轴，Vi为纵坐标轴建立直角坐标系，依据每个组数据可以
确定一个坐标为（Ci，Vi）的点，用描点法画出洛伦茨曲线。
图6.1 洛伦兹曲线
因为洛伦茨曲线是利用两组对应的累计百分比资料的关系构成的坐标系，因此
在图中构成一个边长为100%的正方形，此正方形过原点的对角线称为绝对公平分配
直线，通过比较洛伦茨曲线与绝对公平分配直线的距离远近，可以判断分配公平还
是不公平，显然，洛伦茨曲线离绝对公平线越近收入分配就越公平。
收入累积百分
人口累积百分比
（1，1）
洛伦兹曲线
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表6.4 历年中国居民总体基尼系数
年份 基尼系数 年份 基尼系数
1981 0.284 1994 0.369
1982 0.256 1995 0.373
1983 0.246 1996 0.327
1984 0.239 1997 0.362
1985 0.306 1998 0.363
1986 0.326 1999 0.377
1987 0.326 2000 0.417
1988 0.331 2001 0.424
1989 0.335 2002 0.454
1990 0.316 2003 0.458
1991 0.333 2004 0.465
1992 0.353 2005 0.470
1993 0.366
资料来源：2000 年之前数据来自夏华，从基尼系数的测算看我国居民收入状况，现代财
经，2003 年第5 期。2000 后由国家统计局数据整理而得
由国家统计局公布的基尼系数数据（表6.4）不难看出，我国的基尼系数自80
年代以来一直呈上升的趋势，改革开放前1981 年的0.284 尚在可接受的范围内，到
了2001 年，0.404 的基尼系数已经超过了国际公认的临界值，到2006 年，基尼系数
已经超过了0.47，说明近年来我国收入分配不公的情况已经到了相当严重的程度。
从就业总量与收入分配总量的关系来看，劳动力是一种资源，就业数量的高低
通常意味着生产要素投入的多少，意味着生产规模的大小以及由此产生出的可供分
配总量的多寡。如果劳动力资源被充分利用，即实现充分就业，整个社会的经济规
模通常也较大并能够不断提高，所创造的财富总量即可供分配的总量也能够较大并
不断提高。反之，在就业极其不充分、劳动力资源大量闲置的情况下，难以创造出
119
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较为充足的可分配财富，居民的总体收入水平因此也会较低甚至会进一步降低在失
业期间，由于劳动者缺乏工作机会，不仅会浪费现有的厂作技能，而且因脱离工作
岗位，无法积累新的工作技能，从而会丧失在未来劳动力市场上的竞争力和生产力，
进而水久性地丧失获得较高就业收入的机会这样，长期性的失业，使一部分劳动者
被排斥在正常的经济活动之外，丧失了主要的生活收入来源，使社会分配不公的问
题更加突出，贫困悬殊的现象越来越严重。同时，失业人口的存在易于导致社会的
经济利益分配格局出现失衡，从而造成社会环境的不稳定和诸多社会问题的出现。
我国的社会保障制度尚未完善起来，如果长期失业得不到解决，失业人口等于断了
生路，基本生活都成为问题。偷盗、抢劫、杀人等社会治安问题就会越来越多我国
近年来许多地方的犯罪率增高，恶性案件增多，许多专家学者指出，大量失业人口
的存在，是社会秩序稳定的最大威胁。
6.4 社会福利下降
失业对劳动者最直接的影响就是使其收入减少，从而导致其生活水平下降，个
人效用降低，再加上失业下岗的心理压力，易产生不平情绪，而这种情绪的大量积
聚，会在一定程度上影响其身心健康，带来一系列的不良后果。比如，失业会使失
业者承受巨大的精神压力失业者家庭会因不堪忍受生活艰难从而夫妻反目、婆媳不
和，以至家庭破裂，精神崩溃；失业会使失业者的白信心、白尊心丧失，导致再就
业屡屡受挫，这种后果已被国外各种研究结果所证实。长期失业对个人健康具有消
极作用。据匈牙利经济研究和市场调查公司的一项研究，匈牙利和罗马尼亚1989—
1993 年间，在导致恶性死亡率变动的原因分布中，由消化性疾病引起的恶性死亡上
升了28.1% 和12.4% ， 而消化疾病与失业率上升和社会不稳定有直接关系
(Kopint-Datofg，1997)美国有人估计，持续6 年以上的失业每上升一个百分点，会导
致3700 人过早死亡。
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7 我国未来就业形势基本判断及相应对策
增长与低就业并存，这种状况对于中国这样的人口大国来说无疑是难以接受的，
然而，就目前的情况来看，尽管经济仍然保持高速增长，但就业形势依然严峻，未
来几年，中国很可能要继续面对高增长、低就业的难题。本章先从两个方面对未来
一个时期我国就业形势作出分析，接着重点从区域层面阐述中国增长与就业协调发
展的相关对策。
7.1 对于我国未来失业形势的判断
对于对当前就业形势的判断，学术界尽管在失业率的具体评估上差异很大，但
大多数学者对未来一段时间的就业形势也普遍表示忧虑。袁志刚(2002)等研究就业弹
性系数后的结论表明，尽管中国经济一路凯歌高奏，但就业的弹性系数却越来越低，
经济增长对就业的拉动作用显著下降。赵晓(2002)分析了中国庞大数量的闲置劳动力
的负面作用，认为居高不下的失业率会阻碍国有企业改革的推进，并且容易诱发社
会不稳定。萧灼基(2002)认为，中国城镇的实际失业率大概在15%到20%，这还不包
括农村将近一亿的潜在失业人口，“中国的失业率是全世界最严重的。”陈清泰(2004)、
莫荣(2004)等认为，中国的就业形势仍然将很严峻，城镇就业供给总量仍将保持在
2400 万人左右，整体依然供大于求，控制失业率的任务将相当艰巨。国家信息中心
高辉清博士(2006)认为，如果把知青返城算作中国改革开放以来的第一次失业高峰，
把上世纪90 年代的国企工人下岗算作第二次失业高峰，那么当前中国经济面临的产
能过剩问题有可能导致第三次失业高峰。邓幸文(2006)等人认为，中国经济增长更多
的是靠结构调整和发展高新技术产业，而产业结构的调整又是一个资本排斥劳动力
的过程。当摧毁旧工作岗位的规模和速度远远超过创造新工作岗位的规模和速度时，
就会引发大规模、突发性的就业压力。“中国正面临一场就业战争。如何创造就业正
成为政府面临的最大任务。”
121
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7.1.1 我国劳动力供给持续走高
就发展趋势来看，我国劳动力供给量一直保持在较高水平。城镇登记失业人员
数持续增加，仅就官方公布的数据来看，城镇登记失业率已经由1985 年的1.8%上升
到2006 年的4.1%，登记失业人数达到800 万，未来的就业形势仍相当严峻。
1）新增劳动年龄人口进人高峰期，每年达到1000 万人以上。根据国家统计局
提供的资料，2001 年至2006 年，我国每年新增劳动年龄人口1000 万声、以上，其
中2003 年为最高，达到1272 万人。六年新增劳动年龄人口共计达到6809 万，平均
每年增加1135 万。如果按照70%的劳动参与率计算，每年有795 万人需要就业，其
中城镇267 万。
2）大批量的农村劳动力进城务工，转移农业剩余劳动力的任务十分艰巨。
3）下岗职工还将继续增加。据劳动与社会保障部的摸底统计，预计仅需要退出
市场的资源枯竭的矿山，其在职职工就将近400 万。这部分人员将随着企业的陆续
关闭而进人劳动就业市场。此外，国有、集体企业和机关事业单位的改革如果能在
今后10 年内完成，大约要向社会释放1/3 以上的冗员。因此，还有约3000 万人需要
社会为他们提供新的就业岗位，平均每年需要就业人数为300 万。
综上所述，我国每年需要就业和再就业的劳动力达到0.203 亿左右，即使扣除农
村剩余劳动力数量和农村新成长的劳动力，城镇每年也达到1955 万人，面临着非常
巨大的就业压力。
7.1.2 我国创造就业的能力和实际就业需求量下降
近年来，我国创造就业的能力和实际就业需求量也呈下降趋势，这无疑将加剧
我国的失业压力。每年新增就业人数规模不断下降。八十年代平均每年净增就业人
数为2239 万人，九十年代降至为734 万人。1996—2006 年期间我国就业人数仅从
68950 万增加到76400 万，十年间增加7550 万，平均每年只有755 万。正规部门就
业人数大幅度下降，1978—1995 年我国正规部门（国有单位和城镇集体单位）职工
人数呈上升趋势，累计净增就业人数4560 万人，而后开始呈大幅度下降。2002 年全
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国国有单位在岗职工数比1995 年减少了4221.8 万人，下降了39.6%，城镇集体单位
减少了2191.9 万人，下降了74。1%。两者合计减少6413.7 万人，这相当于减少了
一个泰国的总人口。而减少的职工并不能为其他所有制单位所完全吸纳，2006 年其
他单位的职工数量仅比1995 年增加3642.2 万，这意味着下岗职工数量的急剧增加。
7.1.3 新的就业矛盾不断出现
值得注意的是，在原有失业问题尚未解决的同时，我国新的就业矛盾还在持续
产生。
一是大学生就业难问题显现。2003 年开始，我国劳动力市场出现了一个十分令
人瞩目的现象，那就是大学生就业难。据教育部提供的统计数据，2003 年我国大学
毕业生仅为212 万人，预计2004 年的大学毕业生将达到280 万人，比2003 年增加
60 多万人；而2005 年可能达到340 万人。从大学生待业人数来看，2003 年64 万，
预计2004 年为70 万，2005 年达到75 万。大学生就业难无疑是我国就业问题尖锐化
和失业问题扩大化的必然反映。
二是随着进入WTO 后的时间累积，中国将进人一个更开放、竞争更激烈的经济
发展阶段，技术进步对劳动力的替代作用增强。同时，由于外部竞争的加剧，大量
的国内企业可能在竞争中被挤出市场，隐形失业可能转变为显性失业，就业矛盾有
可能进一步加剧。
三是随着城市化进程的不断推进，失地失业农民问题日渐突出。我国社会中存
在的一个突出问题是，城市建设产生了巨大的土地需要，各地政府征用了大量农业
用地，农民在土地被征后生活水平往往会大幅下降，成为一个加速扩大的新的弱势
群体。有专家估计，2005 年全国失地农民的数量可能超过2000 万人。征地使农民丧
失了最基本的生产资料和生存基础，而补偿安置费用十分不足，且被层层克扣，致
使失地农民的境遇雪上加霜，无地无业农民的大量激增正在成为影响社会安定的重
大因素。
以上所描述的都是根据各种统计和调查数据得出的论断，而实际上，由于统计
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调查环节中可能出现的各种问题，目前公布的失业人员和下岗人员统计数据与真实
情况相比，可能会有严重的低估，真是情况恐怕远比数据所反映的严重。
7.2 高就业与低就业跨区协调发展的对策
7.2.1 增强中西部就业弹性，提高中西部就业能力
1）中西部地区劳动力就业特征
一是中西部地区土地辽阔，人口众多。我国中西部地区包括广西、重庆、四川、
贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、宁夏、内蒙古、青海、新疆、山西、吉林、黑龙
江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，横跨20 个省份。其中中部地区土地面积约102.73
平方公里，占全国土地面积的10.7%；2005 年末中部地区人口总数35202 万人，占
全国人口总数的26.92%。西部地区土地面积542.43 万平方公里，占全国土地面积的
56.5%；2005 年末西部地区人口总数为28930 万人，占全国人口总数的22.12%。中
西部地区土地面积总和为545.16 万平方公里，占国土面积的67.2%；人数总和占全
国人口总数的49.04%。51
二是中西部地区劳动力高输出，低输入特征。以我国各地区农村劳动力与全国
转移劳动力相比，农业劳动力输出大省有：江西13.85%、四川11.95%、湖南10.71%、
安徽10.48%、湖北9.24%、河南7.52%、重庆6.74%、广西6.68%、贵州4.8%、江
苏4.35%，除了江西和江苏，其余均为中西部省份。而广东地区占中国农村劳动力转
移总量的51.61%，东南沿海占.17.12%，两个地区成为主要的劳动力输入地52。“2006
年我国各省区常住人口继续东移，统计表明，安徽、湖北和四川常住人口分别减少
0.16％、0.30％和0.52％，而北京、天津和上海分别增长了 2.8%、3.1%和2.1%， 2007
年人口东流趋势将继续保持，但势头可能有所放缓。在上述两种趋势作用下，我国
地区间差距将继续呈绝对差继续扩大。”53中西部地区劳动力高输出、地输入的特征
表明，一方面，中西部地区由于经济落后，就业机会供给不足，就业环境劣于东、
南部地区；另外，中西部地区的收入水平落后于东部地区，因此缺乏就业吸引力，
尤其缺乏对高技术人才的吸引。以四川、陕西、两湖地区为代表省份由于高校众多，
51 叶飞文. 中国主要经济区及增长极比较分析. 福建论坛·人文社会科学版,2007(1).
52 刘洪,张玉肖. 中国农村剩余劳动力转移分析. 当代财经,2003(7):18-20.
53 刘勇,李宪. 2006/2007 年我国区域经济发展态势分析. 中国经济时报,2007.10.29.
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科研实力较强，每年为国家培养了大批的高技术人才。然而，这些地区也成了高技
术人才输出大省。
中西部地区劳动力高输出、低输入特征加剧了发达地区的就业压力，同时也制
约了本地区经济发展。我国劳动力就业过于向东、南部集中，不利于全国的充分就
业。因此，必须通过加快中西部经济开发、地区建设，增强中西部地区就业吸纳能
力，使劳动力输出转为劳动力输入，保证本地区人才资源需要，才能形成就业、经
济发展、再就业的良性循环。
2）加大西部产业集群建设
中西部地区自然资源丰富，因此其采掘业和原材料工业为主的资源型重工业比
重较高。表7-1 是用区位商对我国东、中、西部地区行业布局的分析，区位商大于1，
则说明该地区该产业生产优势大于全国产业水平。可以看到，中西部地区采矿业、
煤炭开采业、石油天然气开采业、有色金属开采业、烟草制造等均高于全国平均水
平。而该类资源型产业由于产业链条较短，加工层次低；主导产业与周围地区的经
济联系比较松散，因此无法形成产业集群体，难以带动大规模的地区发展。而且由
于对资源依赖性过强，附加值比较低，很容易形成资源枯竭，导致地区经济的结构
性衰退，可持续性不足。
表7.1 东、中、西部地区各行业区位商54
行业 东北地区 中部地区 西部地区
采矿业 0.704 1.484 1.386
煤炭开采业0.5 2.185 1.12
石油天然气开采业0.694 1.408 1.513
有色金属开采0.438 1.395 1.099
烟草制造业0.547 1.144 2.433
有色冶炼及压延0.725 1.106 1.067
要提高中西地区劳动力就业水平，就必须通过扶持地区优势产业，加快产业链
建设。形成既包括上游原材料、设备、零部件和生产的投入供应商，也包括中下游
54根据《中国工业经济统计年鉴（2006）》中相关数据计算整理而得.
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的批发、零售服务商，以及延伸的相关互补产品生产制造商，发展以优势产业为核
心的产业集群。由于产业集群建设能够将相关的物资、技术、人力资源和各种配套
服务机构吸引进来，因此会不断延伸产业链，形成大的产业规模。另外，产业集群
能够通过进一步吸引外部投资，促进第三产业的发展，从而增加生产、服务部门和
组织，创造更多就业机会，提高地区就业水平。同时，产业集群有利于形成规模经
济，提高劳动生产率，有利于提高工资收入水平，减少与发达地区的差距，从而缩
小劳动力，尤其是高级人才的转移规模。
大力发展有竞争优势的特色产业集群。中西部地区的产业集群建设应充分发挥
比较优势，选择地区优势产业大力培育，形成具有竞争力的集群核心。各个地区政
府可根据地区条件优先扶持部分产业，培训部分龙头企业，使之成为产业集群的动
力。再通过各类科研、中介组织的参与，形成以核心产业为主的产业链。例如在矿
产资源丰富的地区，应首先发展采掘业，同时发展深加工、物流运输、贸易销售等
相关配套产业；在有特色农产品地区，以发展种、养殖技术为核心。通过与科研机
构合作，提高种、养殖的效率，改进产品质量。同时发展加工、贸易等相关产业。
延长产业链，发挥优势产业的集群效应、扩散效应，增加产业的附加值以及生命周
期，从而增加就业机会。
有武汉、襄樊、十堰三大汽车生产基地、东风日产汽车公司、法国PSA 集团、
本田的等著名汽车制造商为龙头的湖北省应积极打造汽车产业集群。当前，湖北省
的汽车产业存在产业间联动少，生产不集中，竞争制约严重的问题。据了解，湖北
汽车产业所需要的型板、型材多产自外地，这样不仅提高了生产成本，而且不利于
本地区产业链的整合。因此，应首先畅通各个生产基地间的联系，通过汽车生产带
动原材料供给、汽车零部件供给、汽车销售等相关配套产业的发展，加强与相关配
套产业的合作，将全省的汽车产业链进行整合并延长。其次，加大与领进地区，如
重庆、长沙、成都等城市的产业互动，形成原料供给、生产制造、物流贸易为一体
的产业集群。
陕西省是我国航空产业生产基地之一，拥有大型航空企业西安飞机工业公司。
陕西省围绕航空、航天、兵器的军工国防科技产业，成功培育了以航空研发、装备
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生产、整机制造、零部件加工为一体的产业集群，是我国产业集群中的成功案例。
陕西省拥有西安交通大学、西安电子科技大学、西北工业大学等多家科研单位，通
过产学研结合，使陕西省在相关技术领域产于国内领先水平，并拥有创新机制和动
力。同时，建立航空企业孵化器厂房、航空科技走廊景观带、加工物流保税仓库、
污水厂、变电站等工业配套基础设置，优化了产业环境。陕西省由此形成了以飞机
制造业为核心，以零部件加工、改装维修、机载设备、航空新材料和航空教育培训
为配套的产业集群。仅仅在陕西省西安市阎良区航空产业基地就已经有140 家机械
制造公司，分布在航空产业链的各个环节。产业集群同时推动当地第三产业的发展，
就业机会大大增加。
云南地区的旅游资源非常丰富，与其他地区相比，云南的旅游业具有以下优势：
a)自然资源与人文资源并重：云南江河湖泊众多，生物品种多样，而且是我国少数民
族聚集地，具有浓郁的民俗民风，文化底蕴深厚；b)旅游资源独特：云南地区有着独
特的地形地貌以及人文景观。例如以傣族为代表的傣族歌舞、傣族泼水节都形成了
典型的“云南印象”。这些保存完好，未被商业化的自然、人文景观吸引了大批游客，
也为云南的旅游业创造了机会。由此，云南将旅游业作为其产业核心，大力扶持旅
游业。同时，也积极推动与旅游业相配套的产业。例如加快渠道建设，建成滇中高
等级公路网，使进滇路线通达便捷，带动运输业的发展。其次，推动与旅游相关的
教育产业，培养高素质的旅游经营管理、导游、旅游文化开发、等人才，充分利用
人力资源开发、挖掘旅游业。c)积极培训与旅游相关的消费行业，如酒店、餐饮业，
同时云南的花卉、手工艺品等特色产品与旅游业相结合，通过旅游业推动相关消费，
从而带动相关产业发展。由此，形成了以旅游业为核心的，种植、消费、物流运输、
教育相配套的产业链，孕育了大批企业，形成了产业集群。
四川省是我国三大重大技术装备制造基地，在该领域中已经研制出了大型火电、
水电、核电、重型燃气轮机、冶金、化工、机车车辆、工程机械、石油钻井成套设
备等现代化装备，其累计生产的水路发电机组、汽轮发电机组、大型电站铸锻件和
大型连铸连轧设备分别占到全国总产量的2/5、1/3、2/5、和1/3，极具产业优势。因
此四川省大力发展装备制造业，实施了，“8+1”工程。它是指打造1 个重装基地，
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发展包括发电成套设备、重型机械成套设备、大型环保成套社会等在内的8 大重点
产品链。为打造相关产业链，四川省以东方电机股份公司、东方汽轮机公司第二重
型机械集团公司为企业龙头，带动了以东锅、长征机床、高压容器、高阀、川润等
制造为配套的相关企业约375 家，刺激了中小企业发展，带动就业人数增加。
3）健全中西部地区要素市场
要素市场包括资本要素、土地要素、劳动力要素、技术要素、管理要素、信息
要素等。我国中西部地区要素市场不健全，产业配套能力较低。表现在工业企业负
税、交易成本较高，抵消了中西部地区在劳动力价格、资源成本中的优势。因此，
中西部地区必须针对每种市场要素特点有针对性的制定发展策略，促进各种要素市
场的完善。例如，对资本要素、技术要素、管理、信息要素，应通过转变政府职能，
弱化行政干预，加快生产要素在市场中的合理流动，规范有序的市场竞争环境，健
全各种要素的价格形成机制，增强要素活力，激发要素潜力，优化要素的有效配置。
对于劳动力市场，应加大劳动力资源的培养、开发；针对管理要素，则必须通过完
善投资环境，降低中小企业的经营、生产成本，加快民营企业、乡镇企业建设，使
该部分企业充分发挥吸纳劳动力较强的特点；针对信息要素，则应通过加强西部各
种网络建设，包括交通网络、媒体网络、通信网络等，提高企业信息化程度，减少
企业的搜索成本。通过信息要素的完善，促进政府、企业和其它有关社会组织的合
作。
4）加快中西部城镇化建设
中西部地区城镇化水平落后与东部地区。以城镇人口为城镇化统计标准计算，
2006 年我国全国城镇人口比重为43.9%，低于发达国家的77%的水平。地区间城
镇化差异显著，东部地区城镇人口为54.5%，中部地区城镇人口为40.39%，西部
地区城镇人口则为35.74%。城镇化率最高的地区为上海，其城镇化率为88.7%，
其次为北京、天津，分别为84.33%、75.73%。而城镇化水平最低的为贵州和西藏，
分别为27.46%和28.21%55。
55 晋城统计信息网.我国城镇化水平稳步提高 地区间差异明显.2007.6.27.
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表7.2 2006 年各地区城镇人口比重56
地区
2006 年城镇化率
（%）
地区
2006 年城镇化率
（%）
北京84.33 湖北43.8
天津75.73 湖南38.71
河北38.44 广东63
山西43.04 广西34.64
内蒙古48.64 海南46.1
辽宁58.99 重庆46.7
吉林52.97 四川34.3
黑龙江53.5 贵州27.46
上海88.7 云南30.5
江苏51.9 西藏28.21
浙江56.5 陕西39.12
安徽37.1 甘肃31.09
福建48 青海39.26
江西38.68 宁夏43
山东46.1 新疆37.94
河南32.47
从表 7.2，我国中西部地区的城镇化率普遍低于50%，并且落后与东部地区的城
镇化率。城镇是吸纳劳动力，尤其是农村劳动力转移重要区域。政府应对城镇体系
进行科学规划，形成以县城为中心，中心镇、一般集镇和中心村之间相互协调发展
的空间布局。
首先应完善县城基础设施建设，包括道路建设、通信设施建设、电力设施建、
供水、排水设施等，完善城镇内部对外的联系纽带。在县城基础设施建设中，也要
避免仅仅依赖于政府的投资，而应引导多元投资渠道参与，使基础设施建设也成为
产业发展中的一个环节，带动经济发展，刺激就业。
其次，发展具有优势的支柱产业，特别是农产品深加工行业。通过编制农产品
深加工规划，组织农产品技术的研发和推广，延伸农产品加工业的产业链，带动农
产品的分级、包装、储藏保鲜、交通运输、商业、服务等相关产业发展，从而创造
56资料来源:国家统计局人口司.
129
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就业机会，解决转移农村劳动力的安置，实现城镇的聚集、辐射功能。
第三，发展乡镇企业，促进乡镇企业向城镇集中。乡镇企业是城镇经济建设的
主体，也是转移农村劳动力的主要载体。但是80 年代末以来，乡镇企业发展却面临
诸多困境，例如乡镇企业布局分散，资本有机构成提高，其吸纳劳动力能力大大减
弱。政府应大力扶持乡镇企业发展，消除对乡镇企业的体制性障碍。同时调整乡镇
企业的发展模式，有重点的扶持加工业、服务业等劳动密集型企业，提高农村人口
的非农业经济就业。
5）适时推进产业转移
我国沿海发达区域步入后工业化时代，正面临着产业升级的压力。一方面，沿
海地区劳动力成本不断上升，劳动密集型产业利润下降；另一方面，由于人民币汇
率增值，对外出口贸易缩减。因此，以加工为主的制造业收益递减。而西部制造业
落后，无法带动服务业发展。同时，西部劳动力价格较低，自然资源丰富，利于制
造业发展。因此，通过合理、科学的产业转移，将东西部地区的各自优势发挥出来，
从而创造更多就业机会。
同长江三角洲、珠江三角洲等发达地区相比，中西部地区工业企业发展综合水
平较低，缺乏市场竞争力。民间资本积累不足，劳动力、技术、信息要素供给有限，
大量劳动力无法与资本相结合。地区工业企业发展水平较低，缺乏市场竞争力。因
此，适时推进产业转移，将资源密集型、劳动密集型产业向中西部转移，推动东部、
南部发达地区产业结构升级，同时使中西部地区发挥地方优势，发展地区经济，带
动就业增长。
7.2.2 加快第三产业的发展，提高经济增长就业弹性
1）我国第三产业发展现状
第三产业具有就业弹性较高的特点，是劳动力就业的主导产业。按照发达国家
的发展经验，随着工业化进程不断推进，劳动力应从第一、第二产业向以服务业为
主的第三产业转移。第三产业的产值与GDP 比值、就业人数比例应超过第一、第二
130
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产业，成为劳动力就业的主要渠道。世界各工业化国家第三产业占GDP 比重为
50%~60%，吸收50%~80%的劳动力。而我国第三产业则存在总体发展不足，地区间
差异性较大的特点。首先，到2007 年第三产业占GDP 比重为40%，第三产业就业
人口比重仅32.4%。远远落后于发达国家；其次，各地区第三产业发展具有显著差异，
第三产业由于各个行业的发展及行业特点，在吸纳劳动力就业能力方面也存在较大
差异。
2）第三产业内部就业结构
如图7-2，可以将我国各个地区的第三产业发展划分为三个梯队。第一梯队为第
三产业比重为50%以上的地区：北京、上海、西藏；第二梯队为第三产业比重占
40%-50%之间的地区：天津、上海、浙江、广东、重庆、贵州；第三梯队为第三产
业比重为40%以下，即低于全国平均水平的地区为：河北、山西、内蒙古、辽宁、
吉林、黑龙江、江苏、安徽、福建、江西、山东、河南、湖南、湖北、广西、海南、
四川、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。针对我国第三产业的发展现状，应
该有针对性的采取相关措施。
131
华中 科技 大 学博士学位论文
18 46.4 35.6
11.7 50.4 37.9
11.3 52.1 36.6
14.3 47.5 38.2
11.1 54.3 34.6
16.2 28.2 55.6
18.4 43.2 38.4
16.8 42.3 40.9
19.9 43.8 36.3
12.9 44.6 42.5
31.1 29.6 39.3
21.5 39.7 38.8
5.7 52 42.3
17.6 42.7 39.7
15.5 44.8 39.7
15.7 55 29.3
9.7 57.1 33.2
16.6 51.7 31.7
11.3 49.2 39.5
16.5 44.7 38.8
5.5 54.1 40.4
6.8 55.8 37.4
0.8 47.3 51.9
12.6 53.4 34
15.6 45.7 38.7
10.7 52.9 36.4
13 51.2 35.8
5.5 59.6 34.9
14.2 52.3 33.5
2 57.7 40.3
1.1 27.6 71.3
0% 20% 40% 60% 80% 100%
百分比
北京
天津
河北
山西
内蒙古
辽宁
吉林
黑龙江
上海
江苏
浙江
安徽
福建
江西
山东
河南
湖北
湖南
广东
广西
海南
重庆
四川
贵州
云南
西藏
陕西
甘肃
青海
宁夏
新疆
地区
第一产业比重
第二产业比重
第三产业比重
图7.2 中国省级产业结构图
3）第三产业不同行业就业特点
第三产业内部不同行业，由于行业特征其就业能力也有差异。各个地区应根据
行业的就业特点考虑发展的优先次序。
132
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表7.3 各行业就业能力57
行业 直接就业系数 综合就业系数
交通运输仓储邮电业 0.058 0.069
批发和零售贸易餐饮业0.143 0.159
金融保险业0.032 0.042
社会服务业0.054 0.061
卫生体育和社会福利业-0.006 0.009
教育文化艺术和广播电影电视业0.031 0.043
科学研究和综合技术服务业-0.002 0.007
行政机关和其它行业1.096 0.104
从表7.3 中可以看出，批发零售业、行政机关及其它行业有较强的吸纳就业能力，
其次为交通运输仓储邮电业。而金融保险、房地产业吸纳就业能力较弱，科学研究
和综合技术服务业直接就业能力为负。因此，针对第三产业中各个行业的吸纳就业
能力，应根据区域发展阶段性差异，有计划、分层次的逐步发展第三产业中的相关
行业。总的原则是在发达地区发展吸纳就业能力较弱的行业，从而配合发达地区产
业结构升级，并缓解发达地区的就业压力；同时在欠发达地区，大力发展吸纳就业
能力较强的行业，逐步促使劳动力由发达地区向欠发达地区转移，提高欠发达地区
的就业水平。
一是调整发达地区的第三产业结构。我国发达地区正步入后工业化时代，其特点
是以高新技术产业为主体的服务型经济。发达地区有着良好的制造业基础，应在此
基础上，通过计算机、互联网技术的运用，大力发展附加值较高的、与工业发展相
配套的服务业。主要包括：以管理、信息、法律等为主的咨询服务；以代理、代办、
经济、拍卖等为主的代理性服务；以会计、评估、统计、审计、广告、计算机、市
场调查为主的专业性服务；以金融保险为主的资本服务；以及教育、科研、医疗卫
生等基础性服务。以上各类型服务产业能够发挥发达地区的经济优势，通过不断创
新服务类型，吸纳高质量劳动力就业。
二是大力扶持欠发达地区第三产业发展。我国欠发达地区仍处于工业化建设过
程中，与发达地区相比，欠发达地区的第三产业发展不充分，同时其第三产业发展
57 叶明霞,陈锦华,熊一鹏. 中国第三产业各行业就业潜力的实证研究. 财经理论与实践,2007(3).
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存在诸多不利因素。首先，欠发达地区的资本投入受到国家政策偏向的影响而明显
不足；其次，欠发达地区人力资源素质总体偏低，尤其缺乏企业管理人才；第三，
欠发达地区制度性制约严重。因此，欠发达地区应重点发展能够促进第三产业发展
的、容纳就业量大的行业以及方便人民生活的服务性行业，特别是应以中劳动力密
集型产业为主。首先，在合理发展餐饮娱乐、物流商贸、居民及其他社会服务业，
有特色旅游资源的地方要大力发展旅游、住宿产业，这些类型的产业都属于劳动密
集型产业，能够大量吸纳低素质劳动力就业。其次，推进客货运输、仓储、通讯等
产业发展，通过公共设施建设，能够为工业发展提供良好的配套性服务等项目建设，
增加服务部门；第三，在基础性服务产业发展基础上，加快金融保险、咨询、科研
开发、广播电视、新闻出版、文教卫生、农林牧渔等知识型现代服务业，优化产业
结构和劳动力就业结构。
7.2.3 加强宏观调控，完善保障制度
政府在就业方面的各项管理措施，应遵循公平就业的原则，以扩大就业为目的，
通过完善政府调控职能的制度化建设，科学的解决我国就业问题。
1）大力发展经济建设，积极调整经济结构
国家经济的和谐发展，是扩大就业规模的根本。就业的增加最终离不开经济的
发展。同时，认清我国现存的“二元经济结构”问题，有区别、有针对性的制定区域
发展战略，在适合的地区鼓励发展资本密集型企业和高新技术产业，在相对落后的
地区注重劳动密集型产业的发展，使其充分发挥吸纳劳动力就业的能力。
2）制定促进就业的各项政策
财政政策。政府应科学化运用财政税收政策的杠杆效应，积极制定出台能够增
加就业的财政政策。首先，应积极扶持吸纳剩余劳动力的第三产业，对吸纳劳动力
就业有突出贡献的企业应给予减免相应税收和工商管理费用的优惠。其次，对社会
急需同时能够吸纳就业的产业，应实行低息低税政策，鼓励相关企业部门进入；第
三，扶持就业容量大的中小型企业，给予中小型企业发展必要的政策性优惠，例如
134
华中 科技 大 学博士学位论文
税收减免、低价建设用地等。”以国际发展经验来看，世界许多国家都将中小企业发
展作为政府的工作重点之一。美国政府为发展中小企业，专门设立了小企业局，通
过对中小企业资金扶持，促进中小企业发展。东欧一些国家则规定，只要投资500
万美元创办中小企业，就可以享受政府5~10 年优惠政策。同时，企业每创造一个就
业机会便可获得最高额为每人6000 多美元的创就业奖励。”58
金融信贷政策。我国金融信贷政策由于历史原因，存在严重的不平衡性。主要
表现为金融系统的资金高度集中于少数国有商业银行；货币从农村、城镇流向大众
城市，从西部不发达地区流向东部发达地区；大型企业和政府项目能够优先享受资
金支持，最需要扶持的中小企业却难以获得银行信贷资金。这种不平衡性导致资金
的高成本，抑制了创新和产业的发展，阻碍了就业增加。因此，政府应通过有效措
施，改善金融信贷政策的不平衡性。首先，应加大对吸纳就业能力强的第三产业加
大金融信贷政策的扶持力度，尤其是降低企业进入门槛，减少资金成本，从而增加
就业部门，扩大就业空间。其次，大型国企项目通常属于资本密集型，而政府投资
项目一般后续就业较少，多为短期项目岗位。对增加就业影响有限。因此，应根据
实际情况，适当对中小型企业项目予以金融信贷的适度倾斜。
公共就业服务体系。完善的就业服务体系应包括职业介绍、就业培训、失业保
险补助等。首先职业介绍的主要服务内容包括求职统计、求职登记、企业用工需求
调查、劳动力市场信息收集与传播、就业指导与咨询等内容；就业培训则主要面对
失业青年、妇女和残疾人等弱势群体开展的各类就业培训，帮助其提高工作技能，
适应企业用工需要；失业保险补助则是为失业人员提供失业救济、失业医疗补助、
再就业等帮助。
完善社会失业保障体系。失业保障制度是国家通过集中建立失业保险基金，分
散事业风险，使暂时处于失业状态的劳动者的基本生活得到保障。由于失业是恒定
存在的，必须建立相关的失业保障制度保证失业者的基本生活，因此也被称为被动
的失业治理措施59。我国目前的失业保障体系具有一下特点：首先是我国保险制度覆
58 张抗私.就业问题:理论与实际研究.社会科学文献出版社,2007(8).
59 夏杰长,李勇坚,姚战琪等著.增长 就业与公共政策.社会科学文献出版社, 2005(7): 200.
135
华中 科技 大 学博士学位论文
盖面较小，到2007 年底我国7.8 亿就业人员中，参加失业保险人数仅仅为11645 万
人。60参与失业保险的最大受益对象为国有企业、城镇集体企业、外商投资企业、事
业单位的职工，私营企业职工、个体经营者以及农民工均不属于受保范围；其次，
失业保障制度的保障能力不足，2007 年年末全国失业登记总人数830 万人，然而全
国领取失业保险金人数仅为286 万人。按照国际劳工组织规定的，失业人员保险金
不得低于原收入的50%的水平。61而按照我国现行的失业金水平则只相当于平均工资
的40%左右。第三，失业保险制度没能实现促进失业者再就业速度的功能。我国失
业保险基金中，用于劳动者再就业培训的补贴金额占全部支出的小部分，再就业机
制无法顺利运作。因此，根据我国目前社会失业保障体系现状，文章认为应采取以
下措施：
首先通过经济发展扩大保险覆盖范围，扩大失业保险覆盖范围，逐步将私营企
业、个体经营者以及城镇企、事业单位中的农民工都纳入保险范围，保证农民工利
益。这是城镇化建设的重要内容。通过失业保险，保证农民工在城镇建设中的积极
性，消除其工作的后顾之忧，能够推进城镇化建设。同时要通过信息化管理，确保
保障资金用于最需要的地方、最需要的领域和最需要的个人。避免因为管理的漏洞
使人员资格审核出现问题。
其次，完善“三条线保障线”。一是基本生活保证制度。该制度原来是针对国有
企业下岗职工采取的措施，指企业通过建立再就业服务中心，为下岗职工发放基本
生活费、缴纳养老、医疗、失业等社会保险费用，保障下岗职工的基本生活制度。
这一制度是保证国有企业顺利转型的有效策略，在新的经济形势下，应借鉴这一制
度，将其运作方式扩大到各类型企业中。对各类型下岗、失业人员可以规定在一定
时期内领取基本生活费，从而保障失业人员的基本生活，并为其再就业提供资金帮
助。二是失业保险制度。失业保险是劳动者由于非本人的原因暂时失去劳动机会而
丧失工资收入者，可以从国家或者社会获得物质帮助的制度。我国社会失业保险制
度采取企业缴纳2%和个人缴纳1%的共同承担的方式。由于我国失业保险金额很低，
60 国家统计局综合司. 2007 年劳动和社会保障失业发展统计公报.
61 乔榛.中国失业引论.黑龙江出版社,2003.
136
华中 科技 大 学博士学位论文
因此为提高保险金额，应考虑对不同职业采取不同的缴纳方式。对职业流动性强，
失业率较高的行业可适当提高其缴纳费用，而对于流动性弱，失业率较低的行业则
可以保持目前的水平。三是城市居民最低生活保障制度。该制度是指国家对家庭人
均收入低于当地最低生活保障标准的城市居民给予必要的生活保障。
第三，多渠道筹集与多方式补贴。我国失业保险的覆盖范围小，保障能力不足
的主要原因在于社会失业保障资金短缺。单纯依靠国家财政和企业支付无法满足失
业保险制度的需要。因此，应设立多渠道、多方式筹集资金的方式。例如，通过向
社会发型各种投资产品，吸引社会闲散资金。就劳动者个人而言，也应该提高自我
保障意识，积极参加社会保险。另外，应通过各种补贴方式鼓励失业人员自谋职业。
例如，对从事个体经营者，可适当免征或减免有关税费；实施对失业人员创业的担
保贷款机制，提供财政贴息。对积极增加就业岗位的中小型企业应给予减免或免征
有关税费。
7.2.4 加强劳动力教育和培训
1）通过宣传教育改变就劳动者业观念
我国经历了由计划经济体制向市场经济体制的转变，许多受旧有体制观念影响
较深的人们仍难以打破铁饭碗的就业观念，甚至将这一观念转移给子女下一代。因
此出现了每年国家公务员考试众人抢饭碗的局面。而大学生们作为高级知识分子又
很不愿意去中小企业、私营企业就业。众人哄抢大型国有企业、外资企业的就业岗
位，中小企业却面临被冷落的尴尬局面。另外，发达地区就业非常紧张，大学生们
首选的就业地区主要集中在北京、上海、广州、深圳等一线城市，造成这些地区极
大的就业压力。而真正需要高级人才的中小城市，特别是中西部地区的城市却出现
引进人才异常困难的问题。因此，国家应通过媒体以及各类教育机构大力宣传，从
而改变人们的就业观念和传统思维。应鼓励人们多元化的选择方式。并通过各种政
策补贴鼓励人们向欠发达地区以及中小型企业流动。
2）发展职业教育
137
华中 科技 大 学博士学位论文
职业教育根据教育内容可以分为职业学历教育、职业技术教育和职业培训教育。
相比较初等教育和高等教育等基础性教育，职业教育的就业针对性更强，教育对象
也更广泛。作为我国现代化教育体系的一部分，职业教育却被长期忽略。社会发展
不仅需要高层次知识和技术方面的创新人才，同时也许一大批技能型高素质人才，
该类人才主要从事生产或社会服务等具体执行性的工作，就职于生产服务第一线，
社会对该层次的劳动者需求最为广泛。另外，随着科技更新速度的加快，技术性失
业比率上升，劳动力的流动比率增加，必须通过职业教育，使劳动者能够在系统的
引导下，更新技术知识，从而降低技术性失业人数。因此职业教育必须得到应有的
重视。
第一，政府应发挥职业教育的宏观管理和调控职能。通过提供经费、制定教学
规则、教学标准、建立健全法律法规体系等管理，创造良好的办学环境。为职业技
术学校提供面向市场、自主办学的自由空间。另外，政府应建立多渠道筹资办学机
制，优化教育资源，提高办学水平。
第二，职业教育应依据市场对人力资源的需求，根据行业和企业对人才规格、
能力、素质、道德水平等方面的要求，制定专业培训目标、能力素质标准，并根据
教育目标，实施具体的教学内容、教学方式，从而使人力资源的开发能够实时满足
市场需要。
第三，职业教育终身化。在全球一体化背景下，市场对人力资源的要求日以更
新，每天都有新的技术和管理方法创新。为了适应发展的需要，必须构建与国际化
相适应的终身教育体系，把职业教育作为终身教育体系设立下来，形成职业教育与
普通教育相互衔接、互为补充的现代教育体系。
3）完善就业指导
我国教育机构对毕业生缺乏完善的就业指导机制。毕业指导仍停留在简单的收
集信息、发布信息、提供政策咨询、办理离校手续等低层面上。事实上，对毕业生
的就业指导还应该包括对毕业生的择业心里教育、个人简历设计、面试技巧培训、
规划职业方向等高级辅导内容。教育机构应完善各种指导内容，使毕业生就业理念
不断更新，应聘技巧有所提高，应聘方向逐步明确，从而提高就业机会。
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华中 科技 大 学博士学位论文
致谢
论文截稿时，夏日已尽，秋日将临。在这收获的季节，我完成了自己的博士论
文，内心感慨万分。
撰写博士论文的过程艰苦而又充满乐趣。十几万字宛若一个小小的旅程，我在
整理大量资料、数据时，自身也不断被文字带着穿梭于历史的昨天和今天，力求通
过种种努力，揭示出问题的本质。就业问题，大到关系国家稳定，小到关乎百姓生
活，因此这篇论文不仅仅是我对我国作为一个发展中国家在全球化背景下，寻求发
展时所发生的社会现象、社会问题的关注、研究，也是体现我作为新时代的博士，
在国家力求进步时所应展示出的民族责任感。
答辩之时，也是我即将离开母校之时，此刻我内心充满了对母校的感恩和不舍。
华工经济学院的各位老师以深厚的知识功底和严禁的治学态度帮助我在经济学领域
打下坚实的学术基础。我在经济学院得以接触到经济学发展前沿，进一步领略到经
济学独有的学科魅力，更加立志要将经济研究作为终身的职业来追求。我的导师宋
德勇教授在我博士期间不仅仅给予我学术的指导，也在生活的各个方面给予我关怀
和帮助。宋老师学识渊博、治学严谨。3 年间，他提供了大量的课题供我实践，培养
了我的学习能力和研究能力。对我的博士论文，宋老师更是认真对待，反复修改。
感谢宋老师的教导之恩！
感谢谭崇台老先生给我论文提出宝贵的意见，感谢方齐云老师和汪小勤老师在
论文开题以及答辩时提出的宝贵建议，感谢答辩委员会张卫东老师和刘海云老师的
指导。感谢林相森老师专门给予我的指导，他的指导使我对计量经济学有了更深入
的认识。
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华中 科技 大 学博士学位论文
同时，我的同学们也在我博士和论文期间给予了无私的帮助。李金滟师姐、江
洪师兄，朱轶、卢忠宝、涂涛涛、廖志涛等等都对我的论文提出了宝贵的意见和建
议。他们是真正的良师益友，祝他们以后生活美满，工作顺利。
另外，我还要感谢我的父母，是父母的含辛茹苦的抚养，才使我有机会步入学
术的殿堂，成为一名博士生。我还要感谢我的妻子刘蒙，博士论文的很多灵感都来
自于和她的交流，博士论文写作期间，妻子给我无微不至的照顾，让我能全心投入
到就业问题的研究。
古人云：自古逢秋悲寂寥，我言秋月胜春朝。愿母校华中科技大学蒸蒸日上，
再创辉煌！
熊思敏
二零零八年十月 于瑜园
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华中 科技 大 学博士学位论文
参考文献
一、中文文献
[1]蔡昉. 二元劳动力市场条件下的就业体制转换[J]. 中国社会科学,1998(2).
[2]蔡昉,都阳,王美艳. 户籍制度与劳动力市场保护[J]. 经济研究,2001(12).
[3]蔡昉,都阳,高文书. 就业弹性、自然失业和宏观经济政策——为什么经济增长没有带来显性
就业?[J]. 经济研究,2004(9).
[4]蔡昉. 为什么“奥肯定律”在中国失灵——再论经济增长与就业的关系[J]. 宏观经济研究，
2007(1).
[5]常进雄. 对中国经济增长过程中GDP 就业弹性问题的初步研究[J]. 中国人口科学,2005(1).
[6]陈安平,李勋来. 就业与经济增长关系的经验研究[J]. 经济科学,2004(1).
[7]陈钊,陆铭. 二元体制下的劳动力就业选择及其对经济效率的影响[J]. 上海经济研
究,1998(12).
[8]成建梅. 我国失业统计的国际比较与改进[J]. 中国统计,2001(2).
[9]邓志旺,蔡晓帆,郑棣华. 就业弹性系数急剧下降：事实还是假象[J]. 人口与经济,2002(5).
[10]高帆. 劳动剩余、分工演进与经济发展[J]. 经济科学,2003(5).
[11]龚玉泉,袁志刚. 中国经济增长与就业弹性的非一致性及其形成机理[J]. 经济学动
态,2002(10).
[12]顾建平. 可支配收入、劳动力流动与劳动力市场分割—透视苏南等发达地区的弱势劳动力的
贫困问题[J]. 管理世界,2002(9).
[13]顾昕. 单位福利社会主义与中国的“制度性失业”[J]. 经济社会体制比较,1998(4).
[14]杲永亮. 扩张性货币政策与就业的相关性分析[J]. 市场经济,2004(5).
[15]国家发展和改革委员会宏观经济研究院课题组. 当前我国的就业形式和对策[J]. 经济学动
态.
[16]胡鞍钢,杨韵新. 就业模式转变：从正规化到非正规化——我国城镇非正规就业状况分析[J].
141
华中 科技 大 学博士学位论文
管理世界,2001(2).
[17]胡鞍钢. 中国就业状况分析. 管理世界,1997(3).
[18]李恩平. 利率参照与储蓄动员、分配—一个两部门、二元金融市场的分析框架[J]. 金融研
究,2002(3).
[19]李红松. 我国经济增长与就业弹性问题研究[J]. 财经研究,2003(4).
[20]李培林. 老工业基地的失业治理：后工业化和市场化——东北地区9 家大型国有企业的调查
[J]. 社会学研究,1998(4).
[21]李实,邓曲恒. 中国城镇失业和非正规再就业的经验研究[J]. 中国人口科学,2004(4).
[22]李勇坚. 内生增长与失业关系研究综述[J]. 经济学动态,2004(4).
[23]李正友,毕先萍. 战略与政策[J]. 宏观经济研究,2001(2).
[24]刘树成. 论中国的菲利普斯曲线[J]. 管理世界,1997(6).
[25]柳欣,郭金兴. 总量增长、结构调整与就业问题—2004 年中国宏观经济运行报告[J]. 经济
学动态,2005(3).
[26]陆铭,陈钊. 就业体制转轨中的渐进改革措施—国有企业二层次内部劳动力市场的效率改进
[J]. 经济研究,1998(11).
[27]莫荣,贾红梅,李宏. 中国经济增长与就业增长的非一致性及其形成机理[J].经济学动
态,2002(10).
[28]钱小英. 我国失业率的特征及其影响因素分析[J]. 经济研究,1998(10).
[29]钱永坤,宋学锋,董靖. 经济增长与就业关系实证研究—以江苏省城镇就业为例[J]. 经济科
学,2003(1).
[30]阮杨,陆铭,陈钊. 经济转型中的就业重构与收入分配[J]. 管理世界,2002(11).
[31]沈坤荣.1978-1997 年中国经济增长因素的实证分析[J]. 经济科学,1999(4).
[32]宋奇成,祝雪峰. 论中国经济转型时期的就业前景与对策[J]. 经济评论,2001(6).
[33]宋小川. 凯恩斯经济学微观基础的重新构造[J]. 经济学动态,2001(9).
[34]宋小川. 非均衡的经济动态模型[J]. 经济研究,2003(7).
[35]宋小川. 无就业增长与非均衡劳工市场动态学[J]. 经济研究,2004(7).
[36]苏剑. 降低利率有助于解决我国的失业问题吗?[J]. 经济研究,1998(10).
142
华中 科技 大 学博士学位论文
[37]王诚. 中国就业发展新论--核心就业与非核心就业理论分析[J]. 经济研究,2002(12).
[38]王诚. 中国就业转型：从隐蔽失业、就业不足到效率型就业[J]. 经济研究,1996(5).
[39]王朗玲. 二元金融结构及其对经济的影响[J]. 求是学刊,1995(4).
[40]吴敬琏. 论通货膨胀政策之不可行和根本出路在于落实各项改革措施[J]. 改革,1994(2).
[41]夏华. 从基尼系数的测算看我国居民收入状况[J]. 现代财经,2003(5).
[42]杨云彦,徐映梅,向书坚. 就业替代与劳动力流动：一个新的分析框架[J]. 经济研
究,2003(8).
[43]袁志刚,何樟勇. 以新的视角审视当前中国宏观经济增长[J]. 经济研究,2004(7).
[44]袁志刚. 失业理论与中国失业问题[J]. 经济研究,1994(9).
[45]余恩海,刘德中. 中国就业问题综述[J]. 经济学动态,1999(4).
[46]余氏. 经济与金融二元结构下的非国有经济增长[J]. 当代财经,2000(6).
[47]詹姆斯·莫里斯. 经济学的发现[J]. 经济研究,1998(6).
[48]周其仁. 机会与能力—中国农村劳动力的就业与流动[J]. 管理世界,1997(5).
[49]周兢. 劳动力就业的歧视问题探析[J]. 人口与经济,2003(3).
[50]周天勇. 托达罗模型的缺陷及其相反的政策含义—中国剩余劳动力转移和就业容量扩张的
思路[J]. 经济研究,2001(3).
[51]周玲珍. 当前就业观念的转变问题[J]. 改革,2003(3).
[52]陈桢著. 经济增长的就业效应研究——基于经济转型与结构调整视角下的分析[M].经济管
理出版社,2007.
[53]邓大松,方晓梅等. 失业对策论[M].中国劳动社会保障出版社,2002.
[54]多恩布什等著,王志伟译. 宏观经济学[M].中国人民大学出版社,2000.
[55]古扎拉蒂著,费剑平,孙春霞等译. 计量经济学基础[M].中国人民大学出版社,2005.
[56]国家统计局. 中国统计年鉴.中国统计出版社,2000-2006.
[57]国家统计局. 中国劳动统计年鉴.中国统计出版社.
[58]J.M.伍德里奇著,费剑平,林相森译. 计量经济学导论现代观点[M].中国人民大学出版社.
[59]库兹涅茨. 各国经济的增长[M]. 商务印书馆,1985.
[60]李子奈,叶阿忠编著. 高级计量经济学.清华大学出版社,2000.
143
华中 科技 大 学博士学位论文
[61]厉以宁,吴世泰主编. 西方就业理论的演变.华夏出版社,1988.
[62]厉以宁. 中国城镇就业研究[M].中国计划出版社,2001.
[63]林毅夫. 再论制度、技术与中国农业发展[M].北京大学出版社,1999.
[64]刘乃全. 劳动力流动对区域经济发展的影响分析[M].上海财经出版社,2005.
[65]陆铭. 工资和就业的议价理论—对中国二元就业体制的效率考察[M].上海人民出版
社,2004.
[66]莫荣. 就业：中国的世纪难题[M]. 经济科学出版社,1998.
[67]杨宜勇等著. 就业理论与失业治理[M].中国经济出版社,2004.
[68]叶飞文. 要素投入与中国经济增长[M].北京大学出版社,2003.
[69]夏杰长,李勇坚,姚战琪. 增长就业与公共政策[M].社会科学文献出版社.2005.
[70]约翰·梅纳德·凯恩斯著,高鸿业译. 就业、利息和货币通论.商务印书馆,2002.
[71]张抗私. 就业问题：理论与实际研究[M].社会科学文献出版社,2007.
[72]张培刚. 发展经济学教程.经济科学出版社,2001.
144
华中 科技 大 学博士学位论文
二、英文文献
[1]Angela Birk. (2002a). Qualification – Mismatch and Long –Term Unemployment in a Growth –
Matching Model [J], HWWA DP, No.128
[2]Angela Birk. (2000b). Long – Term Unemployment and Subsidizing Vacancies in a Growth –
Matching Model[J], HWWA DP, No.131
[3]Aghion Ph.and Howitt. (1991). Unemployment: A Symptom of Stagnation or a Side-Effect of
Growth [J], European Economic Review, Vol.35: 533-541
[4]Aghion Ph. And Howitt. (1994). Growth Unemployment[J], Review of Economic Studies Vol.61:
477-494
[5]Bernd Lucke. (2001). Efficient Equilibrium Unemployment in an Ability – Based Model of and
Business Cycles[J], University of Hamburg Germany.
[6]Blanchard, O. (1998). Revisiting European Unemployment: Unemployment, Capital, Accumulation,
and Factor Prices [J], NBER Working Paper, No.6566
[7]Calmfors L. and Holmlund B., (2000). Unemployment and Economic Growth: A Partial Survey [J]
Swedish Economic Policy Review, Vol.7: 107-153
[8]Diamond, P., (1982). Wage Determination and Efficiency in Search Equilibrium [J], Review of
Economic Studies”, Vol.29: 217- 227
[9]Engelbert Stockhammer, (2004). Explaining European Unemployment: Testing the NAIRU
Hypothesis and a Keynesian Approach International [J], International Review of Applied
Economics, Vol.18, No.1: 3-23
[10]Fabien Tripier. (2002). The Dynamic Correlation between Growth and Unemployment [J],
Economics Bulletin, Vol.5: 1-9
[11]Gordon, R. J., (1993). The Jobless Recovery: Does It Signal a New Era of Production-led Growth
[J], Economic Activity, Vol. 1
[12]Hall, R.E. (1995). Lost Jobs, Brookings Papers on Economic Activity, [J], Vol.1: 221-273
[13]Hall, R.E. and Lazear, E.P., (1984). The Excess Sensitivity of Layoffs and Quits to Demand [J],
Journal of Labor Economics, Vol.2:233-257
145
华中 科技 大 学博士学位论文
[14]Hori H. (1998). A Hicksian two-sector model of unemployment, cycles, and growth [J], Journal of
Economic Dynamics and Control, Vol.22: 369-399
[15]Harrod Roy F., (1939). An essay in dynamic theory, Economic Journal Issue, Vol.39:14-33
[16]John A. Alic, (1997). Technological Change, Employment, and Sustainability [J], Technological
Forecasting and Social Change, Vol.55: 1-13
[17]Jan Boone and Lans Bovenberg, (2001). Unemployment vs. In-Work Benefits with Search
Unemployment and Observable Abilities Tilburg University, CENTER Discussion Paper,
No.2001-77
[18]J. Boone, (2000). Technological progress, downsizing and unemployment [J], Journal of
Economics Vol.111
[19]Kahn, C. and Huberman G., (1988). Two-Sided Uncertainty and ‘Up-or-Out’ Contracts.[J], Journal
of Labor Economics, Vol.6: 423- 444
[20]Krugman P., (1994). The Myth of Asia’s Miracle, Foreign Affairs, [J], Vol. 73, No. 6
[21]Lingens J., (2003),. The Impact of a Unionized Labour Market in a Schumpeterian Growth model.
[J], Labour Economics Vol.10: 91-104
[22]Mortensen, D., (1982). Property Rights and Efficiency in Mating, Racing and Related Games.[J],
American Economic Review, Vol.72: 968-979
[23]Martin Zagler, (2004). A New Look at Old Issues: Keynesian Unemployment Revisited [J],
International Review of Applied Economics. Vol.18.209-224
[24]M. Zagler, (2002). Growth and Unemployment: Theory, Evidence, and Policy, Economic Working
Paper, Vienna University of Economics and B. A.
[25]M. Zagler, (2000a). Does Economic Growth Exhibit A Different Impact On Job Creation And Job
Destruction? Some Micro econometric Evidence for the UK, Vienna University of Economics &
B. A
[26]Meckl J., (2004). Accumulation of technological knowledge, wage differentials, and
unemployment [J], Journal of Macroeconomics Vol. 26: 65-82
[27]Mortensen, D. T. and Pissarides C. A., (1998). Technological Progress, Job Creation, and Job
146
华中 科技 大 学博士学位论文
Destruction [J], Review of Economic Dynamics , Vol.1, 735-753
[28]M. Pianta and M. Vivarelli, (2000). The Employment Impact of Innovation: Evidence and Policy.
London: Rutledge [J].
[29]M. Zagler, (2000b). Economic Growth, Structural Change, and Search unemployment, Vienna
University of Economics & B. A..
[30]M. Zagler, (1999). Endogenous Growth, Efficiency Wages, and Persistent unemployment, Vienna
University of Economics and B. A.
[31]Petrongolo Barbara and C.A. Pissarides, (2001). Looking into the Black Box: A Survey of the
Matching Function [J], Journal of Economic Literature, Vol.38
[32]Philip S. Morrison, (2001). Employment [J], Asia Pacific Viewpoint, Vol.42, No.1
[33]Paolo Verme, (2006). Constraints to Growth and Job Creation in Low-Income Commonwealth of
Independent States Countries, World Bank Policy Research Working.
[34]Ricardo J. Caballero and Mohamad L. Hammour, (1998). Jobless Growth: Appropriability, Factor
Substitution, and Unemployment [M], Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy,
Vol. 48: 51-94
[35]Robert E. Hall, (1998). Jobless Growth: Appropriability, Factor Substitution, and Unemployment A
comment [M], Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy Vol.48:95-99
[36]Ramey, G. and Watson, J., (1997). Contractual Fragility, Job Destruction, and Business
Cycles,Quarterly Journal of Economics, Vol.112: 873-912
[37]R. Gorden, (1995). Is there a trade off between unemployment and productivity, NBER Working
Paper, NO.5081
[38]Shapiro, C. and Stiglitz J.E., (1984). Equilibrium Unemployment as a Worker Discipline Device
[J] , American Economic Review, Vol.74: 433-444
[39]Sukti Dasgupta and ILO New Delhi, (2006). Manufacturing, Services and Premature
De-industrialization in Developing Countries: A kaldorian empirical analysis, A working paper of
CBR research programme.
[40]Sonia R. Bhalotra, (1998). The puzzle of Jobless growth in Indian manufacturing [J], Oxford
147
华中 科技 大 学博士学位论文
bulletin of economics and statistics, Vol.60: 1
[41]Sudipta, Dutta Roy, (2003),. Employment Dynamics in Indian Industry: Adjustment Lags and the
Impact of Job Security Regulations.
[42]S. Bulli. Jobless, （2000）.Growth: An Empirical Analysis of the Effects of Technological Progress
on Employment [M], Summer School of the European Economic Association, Barcelona.
[43]Solow R.M., (1956). A contribution to the theory of economic growth, Quarterly Journal of
Economics, PP: 65-94
[44]Van Schaik and H.de Groot, (1996),.Unemployment and Endogenous Growth, Labour,
Vol.12:189-219
[45]Aghion Ph. And Howitt（1998）.Endogenous Growth Theory, Cambridge, [M], MIT Press.
[46]Barro Robert J., Sala-i-Martin, and Xavier, (1988).Economic Growth Cambridge [M], MA: MIT
Press.
[47]C.A. Pissarides, (1999-2000). Equilibrium Unemployment Theory [M], MIT Press.
[48]D. A. G. Draper, (2001). Explaining Unemployment: Econometric Models for the Netherlands,
North-Holland [M], Amsterdam Press.
[49]David Romer, (2001). Advanced Macroeconomics [M],McGraw-Hill, Inc.
[50]Gerald M. Meier, (1995). Leading Issues in Economic Development[M], Oxford University Press.
[51]Harrod R. F, (1948). Toward a Dynamic Economics [M],London, Macmillan.
[52]Layard R., Nickell S. and Jackman R, (1991). Unemployment: Macroeconomic Performance and
the Labour Market [M], Oxford University Press.
[53]Lindbeck A. and Snower D.J, (1998). The Insider-Outsider Theory of Employment and
Unemployment [M], MIT Press, Cambridge.
148
华中 科技 大 学博士学位论文
附录1
2001-2004 中国省级资本存量（1952 年价格）
省市2001 2002 2003 2004
北京市 5503.23 6218.47 7091.07 8052.47
福建省 1160.87 1263.2 1393.68 1567.88
广东省 4711.94 5267.61 5994.75 6832.33
海南省 298.38 319.82 349.41 380.51
江苏省 5605.82 6181.33 7207.46 8370.49
辽宁省 1319.06 1360.09 1441.05 1592.36
山东省 5907.2 6592.07 7815.75 9332.45
上海市 4798.87 5232.4 5715.95 6294.93
天津市 1537.94 1689.56 1902.8 2139.47
浙江省 3504.44 4127.75 4995.48 5971.64
安徽省 647.02 704.58 789.62 910.1
广西壮族自治区 997 1097.7 1229.23 1415.2
河北省 3297.39 3619.82 4038.39 4580.69
河南省 3005.75 3277.94 3671.58 4200.23
黑龙江省 1288.46 1382.8 1487.63 1622.42
湖北省 1318.88 1535.58 1762.83 2036
湖南省 1386.87 1544.23 1729.38 1975.19
吉林省 948.16 1063.6 1198.72 1358.58
江西省 850.3 980.72 1182.35 1430.87
内蒙古自治区 1051.28 1218.72 1535.75 2017.49
山西省 1748.84 1972.99 2299.21 2721.34
甘肃省 1226.92 1429.71 1663.77 1920.79
贵州省 588.67 674.71 774.62 881.83
宁夏回族自治区 197.6 225.74 268.59 315.56
青海省 210.88 245.35 280.79 318.75
陕西省 1352.67 1478.24 1665.8 1902.1
四川省 3556.1 4060.42 4703.62 5456.46
西藏自治区 135.12 171.46 215.75 267.22
新疆维吾尔自治区 1068.66 1173.7 1305.32 1455.51
云南省 297.29 293.43 294.9 302.04
149
华中 科技 大 学博士学位论文
附录2
2005-2007 中国省级资本存量（1952 价格）
省市 2005 2006 2007
北京市 9102.85 10346.5 11768.92
福建省 1791.54 2091.72 2544.37
广东省 7830.57 8955.82 10200.98
海南省 417.96 462.39 513.8
江苏省 9856.93 11701.12 13850.71
辽宁省 1836.73 2187.42 2640.27
山东省 11379.6 13738.59 16167.75
上海市 6977.37 7735.99 8551.58
天津市 2431.64 2799.82 3279.48
浙江省 7034.69 8236.11 9452.25
安徽省 1076.22 1321 1678.3
广西壮族自治区 1682.28 2047.78 2530.08
河北省 5315.29 6330.87 7570.41
河南省 5005.61 6154.16 7690.35
黑龙江省 1796.47 2039.77 2356.52
湖北省 2352.22 2754.27 3272.16
湖南省 2289.64 2660.36 3148.55
吉林省 1629.74 2058.78 2655.71
江西省 1751.12 2129.72 2572.35
内蒙古自治区 2720.98 3564.68 4605.94
山西省 3249.73 3898.51 4697.23
甘肃省 2220.16 2553.01 2977.47
贵州省 1003.87 1152.74 1334.9
宁夏回族自治区 369.26 427.11 494.1
青海省 360.67 413.77 473.83
陕西省 2196.01 2597.32 3158.96
四川省 6401.87 7551.97 9010.99
西藏自治区 320.63 388.62 462.21
新疆维吾尔自治区 1628.65 1830.55 2060.8
云南省 319.71 345.96 379.89
150
华中 科技 大 学博士学位论文
附录三
我国东部地区就业、增长及资本存量（1952 年价格）
年份 从业人数 GDP 资本存量 就业增长率经济增长率就业弹性
1978 13727.78 1560.53 1646.09
1979 13987.55 1692.23 1825.73 1.89% 8.44% 0.22
1980 14409.87 1874.26 2027.19 3.02% 10.76% 0.28
1981 14905.35 1993.19 2229.56 3.44% 6.35% 0.54
1982 15372.27 2174.28 2533 3.13% 9.09% 0.34
1983 16267.22 2402.91 2871.44 5.82% 10.52% 0.55
1984 16434.2 2796.58 3323.69 1.03% 16.38% 0.06
1985 16869.73 3210.94 3927.94 2.65% 14.82% 0.18
1986 17303.04 3484.52 4629.48 2.57% 8.52% 0.30
1987 17762.55 3931.22 5447.65 2.66% 12.82% 0.21
1988 18160.22 4458.31 6315.84 2.24% 13.41% 0.17
1989 18347.94 4618.91 7016.47 1.03% 3.60% 0.29
1990 18720.1 4869.94 7757.9 2.03% 5.43% 0.37
1991 19540 5430.13 8558.23 4.38% 11.50% 0.38
1992 19826.7 6439.3 9721.59 1.47% 18.58% 0.08
1993 20025 7642.93 11400.94 1.00% 18.69% 0.05
1994 20397.5 8904.25 13494.79 1.86% 16.50% 0.11
1995 20611.8 10146.59 16037.46 1.05% 13.95% 0.08
1996 20659.5 11338.21 18694.74 0.23% 11.74% 0.02
1997 20867.3 12618.96 21415.9 1.01% 11.30% 0.09
1998 20162 13912.25 24491.86 -3.38% 10.25% -0.33
1999 20190 15276.26 27692.9 0.14% 9.80% 0.01
2000 20291 16877.51 31186.22 0.50% 10.48% 0.05
2001 20556 18571.05 34347.75 1.31% 10.03% 0.13
2002 20900 20676.99 38252.3 1.67% 11.34% 0.15
2003 21563.9 23402.17 43907.4 3.18% 13.18% 0.24
2004 22332.3 26717.23 50534.53 3.56% 14.17% 0.25
2005 23321.42 30194.61 58659.88 4.43% 13.02% 0.34
2006 24295.35 34464.96 68255.48 4.18% 14.14% 0.30
2007 25269.27 39408.29 78970.11 4.01% 14.34% 0.28
151
华中 科技 大 学博士学位论文
附录三
我国中部地区就业、增长及资本存量（1952 年价格）
年份 从业人数 GDP 资本存量 就业增长率经济增长率就业弹性
1978 16960.7 1501.24 1642.34
1979 17370 1626.46 1766.95 2.41% 8.34% 0.29
1980 17904.2 1727.41 1900.82 3.08% 6.21% 0.50
1981 18525.6 1824.79 2001.65 3.47% 5.64% 0.62
1982 19210.9 2007.73 2172.22 3.70% 10.03% 0.37
1983 19885.6 2236.92 2389.91 3.51% 11.42% 0.31
1984 20440.9 2555.54 2661.47 2.79% 14.24% 0.20
1985 21108.6 2866.72 3027.94 3.27% 12.18% 0.27
1986 21722.2 3041.97 3401.16 2.91% 6.11% 0.48
1987 22434.1 3349.76 3772.35 3.28% 10.12% 0.32
1988 23162.8 3680.19 4163.05 3.25% 9.86% 0.33
1989 23584.9 3849.07 4432.46 1.82% 4.59% 0.40
1990 24247.04 4041.66 4688.91 2.81% 5.00% 0.56
1991 25097.9 4342.3 5014.55 3.51% 7.44% 0.47
1992 25595.8 4939.37 5481.29 1.98% 13.75% 0.14
1993 26044 5684.37 6217.42 1.75% 15.08% 0.12
1994 26724.3 6483.85 7079.83 2.61% 14.06% 0.19
1995 27217.4 7319.14 8048.89 1.85% 12.88% 0.14
1996 27533.1 8269.25 9180.29 1.16% 12.98% 0.09
1997 28012.6 9205.03 10416.62 1.74% 11.32% 0.15
1998 27537 10074.27 11861.43 -1.70% 9.44% -0.18
1999 27603 10895.58 13381.77 0.24% 8.15% 0.03
2000 27971 11869.31 14996.87 1.33% 8.94% 0.15
2001 27768 12921.47 16539.95 -0.73% 8.86% -0.08
2002 27922 14182.02 18398.68 0.55% 9.76% 0.06
2003 28109.8 15747.88 20924.69 0.67% 11.04% 0.06
2004 28566.7 17760.24 24268.11 1.63% 12.78% 0.13
2005 29002.2 20078.63 28869.3 1.52% 13.05% 0.12
2006 29397.51 22781.29 34959.9 1.36% 13.46% 0.10
2007 29792.83 25979.77 42777.6 1.34% 14.04% 0.10
152
华中 科技 大 学博士学位论文
附录四
我国西部地区就业、增长及资本存量（1952 年价格）
年份 从业人数 GDP 资本存量 就业增长率经济增长率就业弹性
1978 9090.75 520.34 1296.59
1979 8250.14 558.18 1407.02 -9.25% 7.27% -1.27
1980 8639.24 606.52 1486.83 4.72% 8.66% 0.54
1981 8964.03 629.25 1545.15 3.76% 3.75% 1.00
1982 9302.1 699.57 1626.39 3.77% 11.18% 0.34
1983 9645.45 774.23 1726.4 3.69% 10.67% 0.35
1984 9943.26 887.81 1877.04 3.09% 14.67% 0.21
1985 10238.49 1003.36 2098.52 2.97% 13.02% 0.23
1986 10562.49 1072.18 2330.93 3.16% 6.86% 0.46
1987 10846.59 1173.9 2570.89 2.69% 9.49% 0.28
1988 11187.28 1313.05 2786.28 3.14% 11.85% 0.26
1989 11485.57 1371.65 2909.33 2.67% 4.46% 0.60
1990 11890.16 1448.28 3049.5 3.52% 5.59% 0.63
1991 13722.6 1566.62 3234.97 15.41% 8.17% 1.89
1992 13998.9 1738.02 3463.43 2.01% 10.94% 0.18
1993 14152 1944.65 3744.94 1.09% 11.89% 0.09
1994 14348.2 2144.19 4097.07 1.39% 10.26% 0.14
1995 14558 2352.11 4526.37 1.46% 9.70% 0.15
1996 14645.3 2588.3 4984.18 0.60% 10.04% 0.06
1997 14786.8 2837.47 5502.62 0.97% 9.63% 0.10
1998 14660 3084.95 6184.11 -0.86% 8.72% -0.10
1999 14641 3305 6906.5 -0.13% 7.13% -0.02
2000 14716 3589.68 7717.69 0.51% 8.61% 0.06
2001 14730 3905.77 8633.91 0.10% 8.81% 0.01
2002 14958 4283.51 9752.76 1.55% 9.67% 0.16
2003 15189.3 4746.1 11173.16 1.55% 10.80% 0.14
2004 15410 5317.85 12820.26 1.45% 12.05% 0.12
2005 15703.83 5936.2 14820.83 1.91% 11.63% 0.16
2006 15996.22 6674.56 17261.05 1.86% 12.44% 0.15
2007 16288.66 7571.8 20353.15 1.83% 13.44% 0.14
153
华中 科技 大 学博士学位论文
附录五
1990-2007 中国就业人数与资本产出比
年份 从业人数（万人） 资本劳动比
1990 10275.70 0.377519
1991 11221.07 0.402286
1992 12814.46 0.440447
1993 14608.48 0.499503
1994 16522.19 0.561446
1995 18323.11 0.622741
1996 20155.42 0.684206
1997 22029.88 0.748227
1998 23748.21 0.823091
1999 25553.07 0.900926
2000 27699.53 0.98409
2001 29998.59 1.071983
2002 32728.46 1.179562
2003 36001.31 1.319763
2004 39637.44 1.486387
2005 43759.73 1.693395
2006 48835.86 1.922506
2007 54647.33 2.193155
154
华中 科技 大 学博士学位论文
附录六
攻读博士学位期间发表论文
[1]熊思敏、朱轶，在线逆向拍卖在采购中的应用，《中国物流与采购》，2008 年第9
期
2.熊思敏、朱轶，武汉城市圈区域协作问题与对策，《当代经济》，2008 年第11 期
3.熊思敏、朱轶，东部地区技术进步与经济增长的经验研究，《当代经济》，2008 年
第12 期
4.宋德勇、熊思敏，中部地区优势产业培育的案例研究，《科技创业月刊》，2006 年
第5 期