我国工业部门技术进步对就业的双门槛效应研究

刘 明，刘渝琳，丁从明

(1.重庆市委党校经济管理教研部，重庆 400041;2.重庆大学公共管理学院，重庆 400044)

1 引言

国内外学者关于技术进步与就业的关联效应做了大量深入研究，对理解二者关系具有重要指导作用。但大部分学者在研究我国工业部门技术进步的就业效应时，主要采用线性分析法，或通过人为划分时间段进行线性研究。在我国工业部门的资本深化过程中，技术进步路径的变迁在时间和空间上存在较大差异，对就业的影响具有时间效应和区域效应，需要对工业部门中的两者关系进行非线性研究。相对于已有文献的研究，本文希望从以下几方面进行拓展:①利用数据包络分析法(Data Envelopment Analysis，DEA)中的Malmquist指数重新测度我国各省(包括直辖市、自治区，下同)工业部门的技术进步;②采用Hansen提出的门槛回归法(Threshold Regression Methods，TRM)［1］，基于我国工业部门的省际面板数据，以资本深化作为门槛变量，检验我国工业部门技术进步对就业的影响是否存在门槛效应，研究两者间是否随着资本深化而呈现出非线性特征;③研究我国工业部门资本深化的区域性特征，检验各地区在不同资本深化程度下，技术进步的就业效应是否存在显著跨区域差异。

2 工业部门技术进步与资本深化的度量

2.1 工业部门技术进步的度量

分析工业部门中技术进步对就业的影响，首先必须测度技术进步，与增长经济学中的测量方法一样，本文以全要素增长率(TFP)进行衡量，把我国每一个省作为一个决策单元，采用DEA的Malmquist指数测量我国各省工业部门1994—2011年的TFP，用以表示技术进步。估算Malmquist指数时，使用的投入产出数据分别为各省工业部门的实际产出、资本存量及就业人数。各指标的选取与数据来源说明如下:

(1)工业部门实际产出。本文采用各省实际工业增加值衡量工业部门实际产出，将工业增加值作为产出数据，以1994年为基期，利用“工业品出厂价格指数”平减，得到实际工业增加值。

(2)资本存量。目前，大多数学者对省际历年工业部门资本存量的估算采用永续盘存法 (Perpetual Inventory Method)。本文利用省际工业部门固定资产净值平均余额来替代工业资本存量，该指标是固定资产原值扣除折旧后的余额，计算公式为:

式中，Ki，t0、NIi，t分别表示基期资本存量和新增固定资产投资。为避免因数据缺失及统计口径差异造成的数据失实，本文使用1993年工业部门固定资产净值年平均余额作为初期资本存量，并采用“固定资产价格指数”换算为1994年价的初期资本存量。其次，将相邻两年的工业固定净值年平均余额之差作为新增固定资产投资，得到相应年份实际新增固定资产投资，利用“固定资产投资价格指数”对其平减，可得到以1994年为基期的实际新增固定资产投资。在此基础上，利用式(1)可计算出我国1994—2011年省际工业资本存量。

(3)劳动投入。考虑到数据的可得性与统计口径，本文选取工业部门的“年底就业人员数”代表劳动投入。

上述原始数据主要来源于历年《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、《中国区域统计年鉴》及各地方的统计年鉴，西藏和重庆的数据不完整，未包括在本文分析中。在获得投入产出数据基础上，运用由Fare等构建的基于DEA的Malmquist指数法来估算我国省际工业部门的TFP的变动情况［2］。结果显示，从1994—2011年我国工业部门的整体看，TFP的平均增长率为5．4%。从变动趋势来看 (见图1)，TFP在2004年前的技术进步相对较快，在1994—2004年间，平均增长了6．9%。但从2005年以来，大部分年份的TFP低于我国工业部门TFP平均增长率5．4%(即图1虚线所示)，在 2005—2011年，平均只增长了3．5%，相对2005年以前的阶段，工业部门技术进步呈现放缓趋势。

2.2 工业部门资本深化的度量及评价

目前，对资本深化的度量主要有两种指标，一种是采用资本—产出比;另一种是资本—劳动比。根据Burmeister和Turnovshy的定义，资本深化是指“资本—劳动比的上升”，意味着资本与劳动投入的相对变动［3］，且本文研究的是资本深化过程中技术进步对就业的影响，涉及资本与劳动的关联效应。因此，本文采用资本—劳动比来衡量工业部门的资本深化。在计算工业部门TFP过程中，上文已计算出工业部门的资本存量及就业人数，将两者相比就可以得到工业部门的资本深化数据。经计算发现，我国各省工业部门资本—劳动比均呈持续上升趋势，1994年我国各省资本—劳动比均值为2.35，至2011年达到24.47，上升了10.42倍。从时间维度看，我国各省在1994—2011年间均表现出快速资本深化态势。为了比较工业资本深化的区域差异，本文分别计算了我国东、中、西部地区工业部门的资本—劳动比，结果如图2所示。

从图2可以看出，在1994—2011年，我国东、中、西部地区工业部门的资本—劳动比均持续上升，但也存在差异。具体而言，西部地区在所有年份中的资本深化程度最高，中部地区在1994—2007年间低于东部地区，然而，在随后几年却均高于东部地区。可见，经济发展相对落后的西部地区工业资本深化态势更为显著，中部地区也逐渐超过东部，呈现出我国工业部门资本深化的“反梯度”分布。而我国中、西地区仍然处于劳动力资源丰富、资本相对匮乏的要素禀赋结构，这种工业资本深化趋势与地区要素禀赋结构相背离的趋势反映了区域技术选择与要素禀赋结构的背离。

图1 工业部门技术进步的时间趋势

图2 工业部门资本深化的区域比较

3 工业部门技术进步对就业影响的双门槛效应

3.1 门槛模型构建

要以资本深化作为门槛变量，研究技术进步对工业部门就业的影响，首先必须清晰阐释三者的关系。一方面，要素禀赋结构变化引起劳动与资本要素的相对价格变动，企业在利润最大化驱使下，将投资于能够增加相对价格较低的生产要素的边际产出的技术类型，产生技术进步的Z偏离(Z-biased Technical Change)，改变资本—劳动之比，即技术进步会改变资本深化的指标值。另一方面，资本深化的程度不同，技术进步对工业部门就业的影响也会存在差异，即当资本深化的指标值小于某一门槛值时，企业会更多采用劳动利用型技术，具有增加就业效应;当资本深化的指标值超过某一门槛值时，企业将更多采用劳动节约型技术，可能会减少就业机会。

根据上述分析，在不同资本深化程度下技术进步对就业的影响呈现出明显的区间效应。Hansen发展的门槛回归模型正好能根据数据自身的特点估计出门槛值，并对门槛值的准确性及内生的“门槛效应”进行显著性检验［1］。基于此，本文采用门槛模型进行实证研究。由于我国东、中、西部三地区呈现出明显的经济发展水平差异，而“双门槛效应”模型可根据数据特点将资本深化程度划分为三个层次。据此，本文将门槛回归模型设定为:

在式(2)中，Li，t代表i省t时期的工业部门就业数量;TFPi，t为工业部门的技术进步;DCi，t代表工业部门的资本深化程度，为门槛变量;γ1、γ2为特定的门槛值，内生地将门槛变量值进行划分;I(·) 为 指 标 函 数;IYi，t、RWi，t、URi，t、GIi，t、HUMi，t为控制变量，分别表示工业总产值、实际工资、城市化率、政府对经济的干预程度、人力资本。门槛值的估算过程可参见Hansen发表的论文，本文不再赘述。

3.2 数据来源与处理

区域研究最重要的是时期选择，不同发展阶段差异明显，经验研究则是样本跨度难题如何解决?对于此，梁琪和滕建州研究认为，我国宏观经济数据“结构断点”大多出现在1992年以前，此后并未出现明显的“大起大落使得变动频繁”，选择之后的数据可不考虑“结构断点”问题［4］。且考虑到数据统计口径差异及可得性，本文采用我国29个省1994—2010年间年度面板数据进行实证检验。除了上述已计算出的工业部门TFP、资本深化和就业人数外，其余控制变量数据主要来自《中国统计年鉴》及各省地方统计年鉴。其中，工业部门的TFP是由环比指数表示，将其转化为以1994年为基期的定比指数;各地区工业总产值根据“工业品出厂价格指数”进行平减，得到以1994年为基期的实际工业生产总值;工资以各地区“在岗人员平均工资”表示，通过“实际平均工资指数”进行平减，得到以1994年为基期的实际工资;城市化率为各地区城镇人口数与总人口数的比值;政府对经济的干预程度用各地区财政支出与地区GDP的比值表示;人力资本存量采用各地区6岁及以上人口平均受教育年数进行衡量。

3.3 实证结果与分析

(1)门槛值的确定。估计门槛值时，需要确定是否存在资本深化的双门槛值。以DCi，t为门槛估计值，依次对不存在门槛、一个门槛和两个门槛的原假设进行检验，得到F统计值。再采用“自抽样法”(Bootstrap)模拟F统计量的渐近分布及临界值，从而检验是否存在门槛效应。检验结果显示(见表1)，单门槛和双门槛效应都非常显著，相应的自抽样P值均为0.0000，表明存在以资本深化为门槛变量的双门槛值。

表1 门槛效应检验

根据门槛模型的原理，门槛估计值是似然比检验统计量LR为零时r的取值，图3和图4为两个门槛值的似然比函数图，图中的实线为门槛变量似然比，虚线为5%显著性水平下的临界值(7.35)。两个门槛的估计值和相应的95%置信区间见表2，结果表明两个门槛估计值在95%置信度下分别是4.36 和8.38。

表2 门槛值估计结果

图3 第一个门槛的估计值

(2)实证结论。上述检验结果表明，在工业部门中，技术进步对就业的影响存在“双门槛效应”，且分别是4.36和8.38。因此，在进行实证分析时，可按照这两个门槛值将我国省际工业资本深化的程度划分为三个区间，分别为工业资本深化程度较低地区(DC≤ 4.36)、中等地区(4.36 ＜ DC≤8.38)和较高地区(DC＞ 8.38)。分别对三个区间内的样本进行门槛回归估计，可得到门槛回归结果(见表3)。为了便于比较，本文还对无门槛效应的线性固定效应模型进行了实证检验，并将结果同时列入了表中。

图4 第二个门槛的估计值

表3中的实证结论显示，在线性固定效应模型和门槛回归模型估计结果中，工业总产值、实际工资、城市化率、政府对经济的干预、人力资本5个控制变量的回归系数差异较小。但在线性固定效应模型中，技术进步对就业有显著负面影响，回归系数为-17.68，而在门槛回归模型中，该系数随着工业资本深化程度的变化呈现出明显的区间效应。表明在工业部门中，技术进步对就业的影响会随着资本深化的程度变化而不同，两者间的真实关系是非线性关系。因此，设立线性回归模型将无法扑捉到两者间的动态关系，面临模型选择错误，设立非线性门槛模型能更好地解释工业部门技术进步与就业之间的内在关系。

(3)结果分析。通过门槛回归发现，工业部门技术进步对就业的影响存在基于资本深化的“双门槛效应”，两者间不是简单的线性关系，而是具有区间效应的非线性关系。在资本深化程度较低的情况下(DC≤4.36)，技术进步的估计系数为145.12，且在1%水平显著，即工业部门TFP增加1%，会带动145.12万人就业，表明对工业部门就业产生了极大的促进作用;在资本深化处于中等水平时(4.36 ＜DC≤8.38)，技术进步的估计系数下降为34.80，尽管对就业仍有促进作用，但相对于资本深化程度较低区间，促进作用下降了3.17倍;在资本深化程度高地区(DC＞8.38)，技术进步的系数下降为 -18.80，表明技术进步对劳动的“替代效应”大于“补偿和创造效应”，减少了就业机会。上述实证结论与我国现实较为相符，根据上文对我国工业部门资本深化程度的计算，在1998年前，均低于第一个门槛值4.36。20世纪80年代后至1998这一阶段，我国处于劳动力资源丰富、物质资本相对匮乏的要素禀赋阶段，工业部门资本深化程度较低，大力发展纺织、食品等劳动密集型产业，走了一条劳动利用型的技术进步路径。该技术进步能吸收大量农村剩余劳动力，发挥了技术进步对就业的“创造效应”，因而这一阶段技术进步对就业的促进作用较大。而1998年后，随着我国工业化进程的加速，劳动力成本上升、“人口红利”逐渐消失，工业部门的资本深化程度相继超过两个门槛值，技术路径呈现出资本深化特征，弱化了技术进步对劳动力的吸纳能力，甚至使技术进步对就业的“替代效应”逐渐大于“补偿与创造效应”，产生负的净效应，使技术进步反而降低工业部门对就业的吸纳能力。

从区域效应来看，我国各地区工业部门的资本深化程度存在显著差异。具体而言，从1994—1999年，全国工业资本深化的平均值为4.22，除了北京、天津、上海、河南、青海、新疆等少数省份略高于第一个门槛值外，大部分省份的工业资本深化程度低于该门槛值。表明在这一时期，大部分地区选择了符合当地要素禀赋结构的技术路径，技术进步利用了丰富的劳动力资源，极大促进了各省工业部门的就业。在2000—2005年间，全国工业资本深化的均值为9.89，除了河北、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖南等省份，其余省份的工业资本深化程度高于第二门槛值。而到2006年后的第三个时期，全国工业资本深化程度迅速增加到20.31，全国所有省份的资本深化程度均超过了第二个门槛值，表明技术进步对我国工业部门就业都产生了“挤出效应”。值得注意的是，近几年来，经济发展水平相对滞后的中、西部地区的工业资本深化程度高于东部地区，表明中、西部省份技术进步对就业的负效应大于东部地区。究其原因，需从技术进步对就业的影响机理出发。尽管技术进步对各地区就业均会产生“替代效应”，但其“补偿效应”的大小却存在差异。相对中、西部欠发达地区而言，东部地区具有劳动力素质、市场化程度及对外开放程度都比较高的优势，技术进步在“毁灭”就业的同时，其“补偿与创造效应”作用更大，从而呈现出我国工业部门资本深化“反梯度”的区域性特征。

表3 模型的参数估计结果

4 研究结论与政策启示

本文在利用DEA方法估算工业部门TFP的基础上，利用门槛回归模型，分析了我国工业部门1994—2011年的技术进步对就业的“双门槛效应”。研究表明，技术进步对就业具有“补偿和创造效应”，但同时也会“毁灭”就业机会，对就业产生非单调影响。从区域差异来看，各地区工业部门资本深化程度存在较大差异，呈现出中、西部地区高于东部地区的“反梯度”区域性特征。

基于上述结论，本文的政策建议如下:①在工业部门中，技术进步路径的选择对就业具有重要影响，近几年来，资本深化程度迅速超过第二个门槛值，且有不断加深的趋势，使技术进步在某种意义上成为当前就业困境的重要推手，为了在促进工业产业结构升级的同时兼顾就业，各地区应结合本地要素禀赋结构，制定合理的产业与就业政策，引进区域外的“适度技术”而非“先进技术”，在推动地区技术进步的同时，最大限度地发挥技术进步对就业的“补偿和创造效应”;②随着我国“人口红利”的逐渐消失，劳动力成本逐步上升，劳动力成本低廉的优势开始被巴西、越南等发展中国家取代，在这种背景下，应加大对我国人力资本的投入，培养熟练的技术人才，适应工业部门技术进步对劳动力的需求，尽可能缓解资本深化过程中技术进步对就业的“替代效应”;③从发达国家的发展经验来看，经济发展到一定水平后，工业部门的产出份额会逐渐下降，服务业份额相对上升，因此，应努力发展交通运输、金融、批发零售等服务业，创造更多的就业岗位，减少因产业结构调整带来的结构性失业。

［1］Hansen B E.Threshold Effects in Non-dynamic Panels:Estimation，Testing，and Inference［J］.Journal of Econometrics，1999，93(2):345-368.

［2］Fare R，Grosskopf S，Norris M，Z ZHANG.Productivity Growth，Technical Progress，and Efficiency Change in Industrialized Countries［J］.American Economic Review，1994，84(1):66-83.

［3］Burmeister E，Turnovsky S J.Capital Deepening Response in an Economy with Heterogeneous Capital Goods［J］.American Economic Review，1972，62(5):842-853.

［4］梁琪，滕建州.中国宏观经济和金融总量结构变化及因果关系研究［J］.经济研究，2006，(1):11-22.