【文章內容簡介】 所有的市場經濟國家中；兩者波動幅度都比較大，尤以就業(yè)破壞的波動幅度更為劇烈，從而加大了就業(yè)的再配置強度。Daron Acemoglu（2002）系統回顧了技術進步取向的演變歷史，指出事實上存在兩種類型的技術進步，即技能退化型和技能偏好型技術進步。一般而言，技能退化型技術進步將增加對低技能勞動力的需求；技能偏好型的技術進步將增加對熟練技能勞動力的需求、相對降低對低技能勞動力的需求，從而提高低技能勞動力的失業(yè)率。對于后者，理論界存在不同觀點，如Daron Acemoglu（1999）認為技能偏好型技術進步有可能同時提高這兩類勞動力的失業(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.則強調該類型技術進步對不同技能勞動者就業(yè)的影響因各國制度及社會等因素而異，當存在各種因素使得工資趨于剛性時，技能偏好型技術進步才會引起失業(yè)水平的顯著上升。實證檢驗的結果也存在爭議（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）認為，選擇哪種類型的技術進步，是企業(yè)基于利潤目標在現有資源稟賦約束下做出的理性選擇。因此技術進步技能取向的演變過程，實質上是企業(yè)面臨約束變化的結果。其中，最主要的約束是勞動力供給的質量。在19世紀和20世紀早期的工業(yè)革命時期，農業(yè)就業(yè)人口在總就業(yè)人口中占據絕對比重，隨著工業(yè)部門的發(fā)展和農業(yè)部門的相對衰落，農業(yè)部門中大量剩余勞動力向工業(yè)部門轉移，表現在勞動力市場上以低技能勞動力供給為主，此時企業(yè)多采用技能退化型技術進步，即通過加快勞動分工、引進工廠制、流水線等方式簡化生產工藝，吸納大量低技能勞動力進入就業(yè)領域，促進該時期總體就業(yè)水平的顯著提高。只是到了20世紀40年代以來，隨著高素質勞動力供給的日益增多，技術進步才轉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、技術進步對我國就業(yè)總量和結構影響的實證分析（一）我國技術進步和就業(yè)概況我國總體技術進步狀況本文運用勞動生產率作為體現技術進步水平的主要指標，原因在于，技術進步不僅體現為機器設備等物化的技術進步，還包括生產工藝、管理方法等非物化技術進步類型，都能實現在同等投入下的更高產出，或是同等產出下的更少投入。利用歷年《中國統計年鑒》中相關數據測算出19782002年可比的全員勞動生產率及各產業(yè)勞動生產率（見附表1） 需要解釋的是，基于中國統計局1997年調整了1990年以來的就業(yè)人數的統計口徑，但未相應調整1990年以前數據，體現在1990年勞動力就業(yè)增長及勞動生產率數據上前后不具有連貫性，故以下分析中均略去1990年數據?？傮w上，勞動生產率在逐年增長，但增長速度有較大波動，增長速度最快的兩個時期分別為19811984年和19911992年，1992年以來增長率呈現持續(xù)下降態(tài)勢，到1999年后這一趨勢才有所轉變（見附圖1）。具體到各產業(yè)勞動生產率則出現不同特征，運用比較勞動生產率指標更能體現產業(yè)間技術進步水平的差異。比較勞動生產率越高，表明勞動投入產出比越高，在不考慮其他因素的影響下，相對技術水平也就越高。按西蒙庫茲涅茨根據人均國民收入水平分組的比較勞動生產率變化標準模式，第一產業(yè)比較勞動生產率隨著人均國民收入水平的提高而不斷上升，但仍小于1；第二產業(yè)比較勞動生產率經歷了下降再上升、再趨于平穩(wěn)的變動；隨著人均國民收入水平的提高，三次產業(yè)之間的技術進步差異逐步趨于縮小 [美] 西蒙庫茲涅茨：《國民經濟增長的數量方面》，轉引自何誠穎：《中國產業(yè)結構理論和政策研究》，中國財政經濟出版社1997年版。圖1顯示（數據見附表2）：我國第一產業(yè)的比較勞動生產率最低，20世紀80年代初期略有上升，但此后則持續(xù)平穩(wěn)走低。第三產業(yè)比較勞動生產率自1992年以來大幅下降，1998年起略有回升；第二產業(yè)的比較勞動生產率遠遠高于第一、第三產業(yè)，1978年第二產業(yè)勞動生產率是第一產業(yè)的7倍，；到2002年，；第二產業(yè)中工業(yè)部門的勞動生產率及其增速又遠高于第二產業(yè)的平均水平，顯示了技術進步在工業(yè)部門的重要拉動作用。圖產業(yè)比較勞動生產率指標解釋：相對勞動生產率指標等于某產業(yè)的國內生產總值比重除以該產業(yè)就業(yè)比重。我國就業(yè)總量及結構概況（1）就業(yè)總量變動趨勢從我國就業(yè)及失業(yè)數據來看，由于現有失業(yè)率指標難以反映真實情況，因此主要選取就業(yè)增長率作為分析指標?？傮w上我國從業(yè)人員總數不斷上升，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）。比較各產業(yè)就業(yè)增長情況可知，第三產業(yè)就業(yè)增長率遠高于第一、第二產業(yè)，即第三產業(yè)就業(yè)規(guī)模的持續(xù)擴大是帶動總體就業(yè)水平上升的主要因素，19921997年第一產業(yè)就業(yè)呈負增長趨勢，而第二產業(yè)自1999年也出現同樣趨勢，這主要與第二產業(yè)中的工業(yè)有關，數據顯示工業(yè)就業(yè)增速自1980年代后期以來持續(xù)下降，19962000年為負增長，到2000年才開始呈現正的增長態(tài)勢。 （2）就業(yè)結構分析本文采用公認的Lilien（1982）[23] David M. Lilien, Sectoral Shifts and Cyclical Unemployment[J], Journal of Political Economy 1982, , : 777793.方法測算部門間就業(yè)增長率的離差，以準確反映我國就業(yè)結構的變動情況。該指標測算公式如下：依據以上公式分別測算我國總體就業(yè)結構變動指數及第二、第三產業(yè)內部就業(yè)結構變動指數，顯示如下圖3（測算數據見附表3）。由圖知，我國的產業(yè)就業(yè)結構呈現周期性波動趨勢，1982年和1994年分別為波峰，2001年以來結構變動強度又趨加大，表明第一產業(yè)農村勞動力向第二、三產業(yè)的轉移受多種因素的影響；其中，第二和第三產業(yè)內部行業(yè)的就業(yè)結構變動幅度更為劇烈。本文將總體就業(yè)結構變動分解為部門效應和結構效應兩部分，前者體現為部門內部增長對總體就業(yè)的影響，后者表明為就業(yè)在部門間的轉移對總體就業(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)的整體變動完全來源于部門內部就業(yè)的變化，結構效應為負；此后部門效應逐漸下降，而結構效應轉為正值并逐漸上升，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部就業(yè)的變化，但自20世紀80年代末起，經濟中部門結構的變遷對就業(yè)變化的影響越來越大，2002年已成為影響我國就業(yè)整體變動的主要原因。表1 我國就業(yè)變動的部門效應和結構效應年份部門效應結構效應總體就業(yè)增長年份部門效應結構效應總體就業(yè)增長197919911980199219811993198219941983199519841996198519971986199819871999198820001989200119902002圖4 我國就業(yè)變動的部門效益和結構效應表1指標解釋：總體就業(yè)變動為j年總體就業(yè)增長率；就業(yè)的構成效應為i產業(yè)在j年就業(yè)增長率與j1年就業(yè)比重之乘積，體現勞動力在部門間流動對總體就業(yè)變動的影響程度；部門效應數據為總體就業(yè)變動減去部門效應，表明部門內部就業(yè)量的增長對總體就業(yè)變動的影響程度；同樣，基于統計口徑的一致性考慮，排除了1990年數據。（二）技術進步影響我國就業(yè)總量的實證分析本文主要運用回歸及協整理論進行實證分析，以判斷我國技術進步對就業(yè)總量及結構變動的影響。協整理論的經濟意義在于揭示時間序列變量之間是否存在長期穩(wěn)定關系，協整檢驗的首要任務是判斷兩個時間序列變量是否具有同階單整性，即判斷兩個非平穩(wěn)序列經過同階差分后能否變?yōu)槠椒€(wěn)序列，在此基礎上檢驗兩個變量之間是否具有協整關系。具有協整關系的變量雖然在短期具有各自的變動規(guī)律，但在長期存在協調變化的趨勢。對數據處理的回歸結果對各勞動生產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。DW值在23個樣本量、自變量個數為1的情況下?？梢娤率龇匠叹憩F出明顯的正自相關。即前期的數值對該期的數值有正的影響或作用。表2 技