【文章內(nèi)容簡介】 所有的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國家中；兩者波動(dòng)幅度都比較大，尤以就業(yè)破壞的波動(dòng)幅度更為劇烈，從而加大了就業(yè)的再配置強(qiáng)度。Daron Acemoglu（2002）系統(tǒng)回顧了技術(shù)進(jìn)步取向的演變歷史，指出事實(shí)上存在兩種類型的技術(shù)進(jìn)步，即技能退化型和技能偏好型技術(shù)進(jìn)步。一般而言，技能退化型技術(shù)進(jìn)步將增加對(duì)低技能勞動(dòng)力的需求；技能偏好型的技術(shù)進(jìn)步將增加對(duì)熟練技能勞動(dòng)力的需求、相對(duì)降低對(duì)低技能勞動(dòng)力的需求，從而提高低技能勞動(dòng)力的失業(yè)率。對(duì)于后者，理論界存在不同觀點(diǎn)，如Daron Acemoglu（1999）認(rèn)為技能偏好型技術(shù)進(jìn)步有可能同時(shí)提高這兩類勞動(dòng)力的失業(yè)率，而Mortensen和Pissarides（1999）[19] Mortensen, D. T., and C. A. Pissarides, Unemployment Responses to ’SkilledBiased’ Technology Shocks: The Role of Labour Market Policy[J], Economic Journal 1999,109: 24265.則強(qiáng)調(diào)該類型技術(shù)進(jìn)步對(duì)不同技能勞動(dòng)者就業(yè)的影響因各國制度及社會(huì)等因素而異，當(dāng)存在各種因素使得工資趨于剛性時(shí)，技能偏好型技術(shù)進(jìn)步才會(huì)引起失業(yè)水平的顯著上升。實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果也存在爭(zhēng)議（見Mincer和Daniger，2000[20] Mincer, Jacob, and Stephan Danninger, Technology, Unemployment, and Inflation[R], NBER Working Paper, 2000,No. 7817.；Bharat Trehan，2003；Timorthy C和Sargent，2001[21] Timothy C. Sargent , Structural Unemployment and Technological Change in Canada, 19901999[R], Department of Finance Working Paper, 2001,.）。Daron Acemoglu（2002）認(rèn)為，選擇哪種類型的技術(shù)進(jìn)步，是企業(yè)基于利潤目標(biāo)在現(xiàn)有資源稟賦約束下做出的理性選擇。因此技術(shù)進(jìn)步技能取向的演變過程，實(shí)質(zhì)上是企業(yè)面臨約束變化的結(jié)果。其中，最主要的約束是勞動(dòng)力供給的質(zhì)量。在19世紀(jì)和20世紀(jì)早期的工業(yè)革命時(shí)期，農(nóng)業(yè)就業(yè)人口在總就業(yè)人口中占據(jù)絕對(duì)比重，隨著工業(yè)部門的發(fā)展和農(nóng)業(yè)部門的相對(duì)衰落，農(nóng)業(yè)部門中大量剩余勞動(dòng)力向工業(yè)部門轉(zhuǎn)移，表現(xiàn)在勞動(dòng)力市場(chǎng)上以低技能勞動(dòng)力供給為主，此時(shí)企業(yè)多采用技能退化型技術(shù)進(jìn)步，即通過加快勞動(dòng)分工、引進(jìn)工廠制、流水線等方式簡化生產(chǎn)工藝，吸納大量低技能勞動(dòng)力進(jìn)入就業(yè)領(lǐng)域，促進(jìn)該時(shí)期總體就業(yè)水平的顯著提高。只是到了20世紀(jì)40年代以來，隨著高素質(zhì)勞動(dòng)力供給的日益增多，技術(shù)進(jìn)步才轉(zhuǎn)為以技能偏好型為主（Hugo Hollanders, Bas ter Weel,2002[22] Hugo Hollanders, Bas ter Weel ,Technology, Knowledge Spillovers and Changes in Employment Structure: Evidence from six OECD Countries[J], Labour Economics, 2002,9: 57999.）。三、技術(shù)進(jìn)步對(duì)我國就業(yè)總量和結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證分析（一）我國技術(shù)進(jìn)步和就業(yè)概況我國總體技術(shù)進(jìn)步狀況本文運(yùn)用勞動(dòng)生產(chǎn)率作為體現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步水平的主要指標(biāo)，原因在于，技術(shù)進(jìn)步不僅體現(xiàn)為機(jī)器設(shè)備等物化的技術(shù)進(jìn)步，還包括生產(chǎn)工藝、管理方法等非物化技術(shù)進(jìn)步類型，都能實(shí)現(xiàn)在同等投入下的更高產(chǎn)出，或是同等產(chǎn)出下的更少投入。利用歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中相關(guān)數(shù)據(jù)測(cè)算出19782002年可比的全員勞動(dòng)生產(chǎn)率及各產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率（見附表1） 需要解釋的是，基于中國統(tǒng)計(jì)局1997年調(diào)整了1990年以來的就業(yè)人數(shù)的統(tǒng)計(jì)口徑，但未相應(yīng)調(diào)整1990年以前數(shù)據(jù)，體現(xiàn)在1990年勞動(dòng)力就業(yè)增長及勞動(dòng)生產(chǎn)率數(shù)據(jù)上前后不具有連貫性，故以下分析中均略去1990年數(shù)據(jù)?？傮w上，勞動(dòng)生產(chǎn)率在逐年增長，但增長速度有較大波動(dòng)，增長速度最快的兩個(gè)時(shí)期分別為19811984年和19911992年，1992年以來增長率呈現(xiàn)持續(xù)下降態(tài)勢(shì)，到1999年后這一趨勢(shì)才有所轉(zhuǎn)變（見附圖1）。具體到各產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率則出現(xiàn)不同特征，運(yùn)用比較勞動(dòng)生產(chǎn)率指標(biāo)更能體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)間技術(shù)進(jìn)步水平的差異。比較勞動(dòng)生產(chǎn)率越高，表明勞動(dòng)投入產(chǎn)出比越高，在不考慮其他因素的影響下，相對(duì)技術(shù)水平也就越高。按西蒙庫茲涅茨根據(jù)人均國民收入水平分組的比較勞動(dòng)生產(chǎn)率變化標(biāo)準(zhǔn)模式，第一產(chǎn)業(yè)比較勞動(dòng)生產(chǎn)率隨著人均國民收入水平的提高而不斷上升，但仍小于1；第二產(chǎn)業(yè)比較勞動(dòng)生產(chǎn)率經(jīng)歷了下降再上升、再趨于平穩(wěn)的變動(dòng)；隨著人均國民收入水平的提高，三次產(chǎn)業(yè)之間的技術(shù)進(jìn)步差異逐步趨于縮小 [美] 西蒙庫茲涅茨：《國民經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)量方面》，轉(zhuǎn)引自何誠穎：《中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論和政策研究》，中國財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社1997年版。圖1顯示（數(shù)據(jù)見附表2）：我國第一產(chǎn)業(yè)的比較勞動(dòng)生產(chǎn)率最低，20世紀(jì)80年代初期略有上升，但此后則持續(xù)平穩(wěn)走低。第三產(chǎn)業(yè)比較勞動(dòng)生產(chǎn)率自1992年以來大幅下降，1998年起略有回升；第二產(chǎn)業(yè)的比較勞動(dòng)生產(chǎn)率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于第一、第三產(chǎn)業(yè)，1978年第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率是第一產(chǎn)業(yè)的7倍，；到2002年，；第二產(chǎn)業(yè)中工業(yè)部門的勞動(dòng)生產(chǎn)率及其增速又遠(yuǎn)高于第二產(chǎn)業(yè)的平均水平，顯示了技術(shù)進(jìn)步在工業(yè)部門的重要拉動(dòng)作用。圖產(chǎn)業(yè)比較勞動(dòng)生產(chǎn)率指標(biāo)解釋：相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率指標(biāo)等于某產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值比重除以該產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重。我國就業(yè)總量及結(jié)構(gòu)概況（1）就業(yè)總量變動(dòng)趨勢(shì)從我國就業(yè)及失業(yè)數(shù)據(jù)來看，由于現(xiàn)有失業(yè)率指標(biāo)難以反映真實(shí)情況，因此主要選取就業(yè)增長率作為分析指標(biāo)?？傮w上我國從業(yè)人員總數(shù)不斷上升，但這一增長速度并不快，尤其明顯的是自1980年代中期以來就業(yè)增長率持續(xù)下降，目前維持在1%左右（見附圖2）。比較各產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長情況可知，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長率遠(yuǎn)高于第一、第二產(chǎn)業(yè)，即第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)規(guī)模的持續(xù)擴(kuò)大是帶動(dòng)總體就業(yè)水平上升的主要因素，19921997年第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)呈負(fù)增長趨勢(shì)，而第二產(chǎn)業(yè)自1999年也出現(xiàn)同樣趨勢(shì)，這主要與第二產(chǎn)業(yè)中的工業(yè)有關(guān)，數(shù)據(jù)顯示工業(yè)就業(yè)增速自1980年代后期以來持續(xù)下降，19962000年為負(fù)增長，到2000年才開始呈現(xiàn)正的增長態(tài)勢(shì)。 （2）就業(yè)結(jié)構(gòu)分析本文采用公認(rèn)的Lilien（1982）[23] David M. Lilien, Sectoral Shifts and Cyclical Unemployment[J], Journal of Political Economy 1982, , : 777793.方法測(cè)算部門間就業(yè)增長率的離差，以準(zhǔn)確反映我國就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)情況。該指標(biāo)測(cè)算公式如下：依據(jù)以上公式分別測(cè)算我國總體就業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)指數(shù)及第二、第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部就業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)指數(shù)，顯示如下圖3（測(cè)算數(shù)據(jù)見附表3）。由圖知，我國的產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)周期性波動(dòng)趨勢(shì)，1982年和1994年分別為波峰，2001年以來結(jié)構(gòu)變動(dòng)強(qiáng)度又趨加大，表明第一產(chǎn)業(yè)農(nóng)村勞動(dòng)力向第二、三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移受多種因素的影響；其中，第二和第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部行業(yè)的就業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)幅度更為劇烈。本文將總體就業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)分解為部門效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)兩部分，前者體現(xiàn)為部門內(nèi)部增長對(duì)總體就業(yè)的影響，后者表明為就業(yè)在部門間的轉(zhuǎn)移對(duì)總體就業(yè)水平的影響。由下面表1和圖4可知，1987年以前我國就業(yè)的整體變動(dòng)完全來源于部門內(nèi)部就業(yè)的變化，結(jié)構(gòu)效應(yīng)為負(fù)；此后部門效應(yīng)逐漸下降，而結(jié)構(gòu)效應(yīng)轉(zhuǎn)為正值并逐漸上升，并于19941995年和2002年超過前者。這表明，1978年以來我國就業(yè)增長的大部分是來源于部門內(nèi)部就業(yè)的變化，但自20世紀(jì)80年代末起，經(jīng)濟(jì)中部門結(jié)構(gòu)的變遷對(duì)就業(yè)變化的影響越來越大，2002年已成為影響我國就業(yè)整體變動(dòng)的主要原因。表1 我國就業(yè)變動(dòng)的部門效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)年份部門效應(yīng)結(jié)構(gòu)效應(yīng)總體就業(yè)增長年份部門效應(yīng)結(jié)構(gòu)效應(yīng)總體就業(yè)增長197919911980199219811993198219941983199519841996198519971986199819871999198820001989200119902002圖4 我國就業(yè)變動(dòng)的部門效益和結(jié)構(gòu)效應(yīng)表1指標(biāo)解釋：總體就業(yè)變動(dòng)為j年總體就業(yè)增長率；就業(yè)的構(gòu)成效應(yīng)為i產(chǎn)業(yè)在j年就業(yè)增長率與j1年就業(yè)比重之乘積，體現(xiàn)勞動(dòng)力在部門間流動(dòng)對(duì)總體就業(yè)變動(dòng)的影響程度；部門效應(yīng)數(shù)據(jù)為總體就業(yè)變動(dòng)減去部門效應(yīng)，表明部門內(nèi)部就業(yè)量的增長對(duì)總體就業(yè)變動(dòng)的影響程度；同樣，基于統(tǒng)計(jì)口徑的一致性考慮，排除了1990年數(shù)據(jù)。（二）技術(shù)進(jìn)步影響我國就業(yè)總量的實(shí)證分析本文主要運(yùn)用回歸及協(xié)整理論進(jìn)行實(shí)證分析，以判斷我國技術(shù)進(jìn)步對(duì)就業(yè)總量及結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響。協(xié)整理論的經(jīng)濟(jì)意義在于揭示時(shí)間序列變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，協(xié)整檢驗(yàn)的首要任務(wù)是判斷兩個(gè)時(shí)間序列變量是否具有同階單整性，即判斷兩個(gè)非平穩(wěn)序列經(jīng)過同階差分后能否變?yōu)槠椒€(wěn)序列，在此基礎(chǔ)上檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系。具有協(xié)整關(guān)系的變量雖然在短期具有各自的變動(dòng)規(guī)律，但在長期存在協(xié)調(diào)變化的趨勢(shì)。對(duì)數(shù)據(jù)處理的回歸結(jié)果對(duì)各勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長率和總體就業(yè)增長率的初步分析顯示，均未通過DurbinWatson檢驗(yàn)。DW值在23個(gè)樣本量、自變量個(gè)數(shù)為1的情況下?？梢娤率龇匠叹憩F(xiàn)出明顯的正自相關(guān)。即前期的數(shù)值對(duì)該期的數(shù)值有正的影響或作用。表2 技