【正文】 以上工業(yè)企業(yè)（1998年前為獨立核算工業(yè)企業(yè)）增加值外商港澳臺企業(yè)增加值采掘及原材料工業(yè)增加值；國有及規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)增加值（1998年前為獨立核算工業(yè)企業(yè)）+非正規(guī)制造業(yè)增加值=工業(yè)增加值。（2）“非正規(guī)制造業(yè)”=制造業(yè)正規(guī)制造業(yè)。（3）數(shù)據(jù)來源：統(tǒng)計年鑒自1993年起才有外商、港澳臺企業(yè)的明細指標，因此數(shù)據(jù)跨度為19932002年；數(shù)據(jù)分別來源于1998年以后“國有及規(guī)模以上工業(yè)增加值”數(shù)據(jù)，及1998年以前的歷年“獨立核算工業(yè)企業(yè)主要指標”。 以上數(shù)據(jù)顯示，兩種類型制造業(yè)的勞動生產(chǎn)率都有了迅速提升，按可比價計算，非正規(guī)制造業(yè)也提高了2倍；從兩者間對比來看，正規(guī)制造業(yè)在1994年以前都高于非正規(guī)制造業(yè)；然而由于這期間非正規(guī)制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的增長率遠快于前者，1995年起非正規(guī)制造業(yè)的勞動生產(chǎn)率超越正規(guī)制造業(yè)，只是到1999年以來，這一局面才得以逆轉(zhuǎn)，數(shù)字顯示正規(guī)制造業(yè)經(jīng)歷了飛速的技術(shù)進步，勞動生產(chǎn)率迅速提升，與非正規(guī)制造業(yè)的差距日益拉大。（二）按技能偏好分類的技術(shù)進步對就業(yè)總量及結(jié)構(gòu)的影響分析技術(shù)進步類型對就業(yè)量的影響回歸分析結(jié)果顯示如表10和11：表10 技術(shù)進步類型對就業(yè)量影響的回歸檢驗序號回歸方程Y對XDW值 自變量系數(shù)T值F值F檢驗T檢驗異常1正規(guī)制造業(yè)就業(yè)人數(shù)對正規(guī)制造業(yè)勞動生產(chǎn)率無2非正規(guī)制造業(yè)就業(yè)人數(shù)對非正規(guī)制造業(yè)勞動生產(chǎn)率有表11 技術(shù)進步類型對就業(yè)量影響的回歸分析模型未標準化的系數(shù)標準化的系數(shù)未標準化的系數(shù)P值.系數(shù)值標準誤系數(shù)值1常數(shù)項.028.999.131.0242（變換后）常數(shù)項.006.009.631.552.100.248指標解釋：1代表對正規(guī)制造業(yè)勞動生產(chǎn)率增長率與就業(yè)增長率進行回歸分析，2代表對非正規(guī)制造業(yè)相關(guān)指標進行回歸分析，由于方程2顯示有正自相關(guān)，參照注2做變量轉(zhuǎn)換后的結(jié)果如上表。結(jié)果顯示，正規(guī)制造業(yè)的勞動生產(chǎn)率與就業(yè)增長之間呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系，即正規(guī)制造業(yè)勞動生產(chǎn)率每提高1%%；而非正規(guī)制造業(yè)的勞動生產(chǎn)率與就業(yè)之間則不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。協(xié)整檢驗表12 協(xié)整檢驗結(jié)果協(xié)整分析變量X對Y是否為同階單整序列5%臨界值PP檢驗統(tǒng)計量協(xié)整關(guān)系正規(guī)制造業(yè)勞動生產(chǎn)率對正規(guī)制造業(yè)就業(yè)人數(shù)2變量同為同階(2階)單整序列有非正規(guī)制造業(yè)勞動生產(chǎn)率對非正規(guī)制造業(yè)就業(yè)人數(shù)2變量同為同階(2階)單整序列無表12顯示，正規(guī)制造業(yè)可比勞動生產(chǎn)率與該產(chǎn)業(yè)就業(yè)量均為同階(2階)單整序列，在做協(xié)整檢驗時殘差序列為平穩(wěn)序列，即兩個變量之間具有協(xié)整關(guān)系；而非正規(guī)制造業(yè)勞動生產(chǎn)率與該產(chǎn)業(yè)就業(yè)量之間不存在協(xié)整關(guān)系。以上分析初步顯示，不同類型的技術(shù)進步對就業(yè)的影響存在差異，其中正規(guī)制造業(yè)以技能偏好型技術(shù)進步為主，傾向于提高技術(shù)密集程度以替代勞動力，不利于就業(yè)增加；以鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、個體等為主體的非正規(guī)制造業(yè)，自20世紀80年代中期以來不斷加大技術(shù)更新力度，體現(xiàn)在資本勞動比上是持續(xù)大幅攀升（于立、姜春海，2003[25] 于立、姜春海，中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)吸納勞動就業(yè)的實證分析[J]，《管理世界》，2003年第3期。），資本對勞動力的吸納彈性系數(shù)一直處于下降階段，然而以上分析顯示該類型技術(shù)進步對就業(yè)量并沒有影響。這一結(jié)論不同于通行觀點，即認為技術(shù)進步導致資本勞動比的上升，出現(xiàn)資本深化現(xiàn)象，進而導致在提高勞動生產(chǎn)率的同時出現(xiàn)就業(yè)增速減緩現(xiàn)象。這預(yù)示著，判斷技術(shù)進步是促進還是不利于就業(yè)，不能單純依據(jù)資本勞動比或就業(yè)彈性這些指標，而應(yīng)基于行業(yè)技術(shù)類型細分這一基本前提。因為，不同類型的技術(shù)進步，都需要體現(xiàn)于機器設(shè)備等資本品的投入，然而不同類型的技術(shù)進步雖然都能提高勞動生產(chǎn)率，但對勞動力的數(shù)量及質(zhì)量需求是各異的。例如，王大明、佟仁城（1999）[26] 王大明、佟仁城，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與就業(yè)機會[J]，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》，1999年第4期 。[27]畢先萍、李正友，技術(shù)進步對就業(yè)的綜合作用機制及社會福利影響研究，《中國軟科學》，2004年第5期。作者簡介：（1）畢先萍：經(jīng)濟學博士聯(lián)系方式：北京市西三環(huán)北路25號 中國青年政治學院經(jīng)濟系，郵政編碼：100089電話：01088568338（H）； 手機：13911822392；Email：bixp@（2）趙堅毅：經(jīng)濟學碩士聯(lián)系方式：北京市西三環(huán)北路25號 中國青年政治學院經(jīng)濟系，郵政編碼：100089電話：01068712337（H）； 手機：13693065189；Email：proteus@（3）李正友：經(jīng)濟學博士聯(lián)系方式：哈爾濱市商業(yè)大學經(jīng)濟研究中心，郵政編碼：150028。電話：13520656225；Email：lzyou@附 錄附表全員及各產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率（可比價，單位：元/人）年份全員勞動生產(chǎn)率第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)工業(yè)第三產(chǎn)業(yè)1978197919801981198219831984198519861987198819891990199119921993199419951996199719981999200020012002指標解釋：全員勞動生產(chǎn)率=GDP/就業(yè)人數(shù)，可比勞動生產(chǎn)率是通過運用GDP指數(shù)加以調(diào)整而得；1990年可比勞動生產(chǎn)率出現(xiàn)絕對下降的原因在于，1997年國家統(tǒng)計局對1990年及以后年份的從業(yè)人員數(shù)據(jù)做了大幅度的上調(diào)，但并未對1990年前數(shù)據(jù)進行調(diào)整。數(shù)據(jù)的不連貫導致1990年可比勞動生產(chǎn)率及就業(yè)增長率出現(xiàn)異常變動，故在分析中剔除該年數(shù)據(jù)。附表產(chǎn)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率年份第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)工 業(yè)第三產(chǎn)業(yè)年份第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)工 業(yè)第三產(chǎn)業(yè)1978199119791992198019931981199419821995198319961984199719851998198619991987200019882001198920021990指標解釋：相對勞動生產(chǎn)率指標等于某產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值比重與就業(yè)比重之商。附表總體及分產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)變動指數(shù)年份總體就業(yè)結(jié)構(gòu)變動指數(shù)第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動指數(shù)第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動指數(shù)年份總體就業(yè)結(jié)構(gòu)變動指數(shù)第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動指數(shù)第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動指數(shù)1979%%%1991%%%1980%%%1992%%%1981%%%1993%%%1982%%%1994%%%1983%%%1995%%%1984%%%1996%%%1985%%%1997%%%1986%%%1998%%%1987%%%1999%%%1988%%%2000%%%1989%%%2001%%%1990%%%2002%%%附圖19782002年全員勞動生產(chǎn)率的增長率（%）附圖分產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長率（%）以北京為例測算了1995年高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)對就業(yè)的影響，結(jié)果顯示，在勞動力需求上，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的乘數(shù)最高、輻射力最強、拉動力最大。五、結(jié)論以上理論及實證分析表明，技術(shù)進步通過就業(yè)創(chuàng)造及破壞機制對就業(yè)總量及結(jié)構(gòu)產(chǎn)生深刻影響。具體結(jié)論如下：（1）無論從總體還是各產(chǎn)業(yè)來看，技術(shù)進步與就業(yè)總量之間不存在協(xié)整關(guān)系，即不能斷言技術(shù)進步的迅速發(fā)展影響我國就業(yè)增長；（2）技術(shù)進步水平的提升顯著影響我國就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動，導致勞動力在各產(chǎn)業(yè)及部門間流動強度增大，引起勞動力的再配置；（3）不同類型的技術(shù)進步對就業(yè)的影響存在顯著差異，對制造業(yè)的初步分析結(jié)果顯示，技能偏好型技術(shù)進步（以正規(guī)制造業(yè)為代表）導致就業(yè)水平下降，而技能退化型技術(shù)進步（以非正規(guī)制造業(yè)為代表）與就業(yè)增長之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。本文的不足在于，基于分析方法及數(shù)據(jù)的不健全，僅以制造業(yè)為例分析了不同技能取向的技術(shù)進步對就業(yè)的影響，對技術(shù)進步類型對就業(yè)總量及結(jié)構(gòu)的實證分析遠未完善。如何細分技術(shù)類型，進而對不同類型的技術(shù)進步對就業(yè)的影響予以系統(tǒng)的實證研究，將是本文作者下一步研究的重點。22 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