我國城市化對就業(yè)規(guī)模和結(jié)構(gòu)的影響
2008-01-01 00:00:00劉七華
經(jīng)濟研究導刊 2008年3期
摘要：目前，我國出現(xiàn)了城市化飛速發(fā)展和就業(yè)水平亟待提高的矛盾，以此為出發(fā)點，研究中國農(nóng)村城市化對就業(yè)規(guī)模擴大和就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的傳導過程，發(fā)現(xiàn)改革開放二十多年中，我國城市化對就業(yè)規(guī)模的擴大雖然沒有直接的影響，但與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在相互的關(guān)系，能夠表現(xiàn)出城市化對就業(yè)結(jié)構(gòu)影響的階段性特征。改革開放初期，城市化與就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整比較協(xié)調(diào)，起到相互促進的作用，我國存在著城市化水平的飛速發(fā)展，而就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整緩慢之間的沖突，這表現(xiàn)為片面追求高速城市化，而就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整沒有及時跟上，最終造成了城市化進程沒有真正的促進我國就業(yè)的增長。
關(guān)鍵詞：城市化；就業(yè)；VAR模型
中圖分類號：F127 文獻標志碼：A 文章編號：1673－291X(2008)03－0161－04
改革開放以來，中國城市飛速發(fā)展，城市化水平由1978年的17.92％，猛增到2006年的43.53％，在從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟和從鄉(xiāng)村型農(nóng)業(yè)社會向城市型工業(yè)社會的轉(zhuǎn)型過程中，中國面臨著各種嚴峻的挑戰(zhàn)，就業(yè)問題就是其中最突出的問題之一。為了對城市化和就業(yè)進行深入研究。本文把城市化與各次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)規(guī)模和就業(yè)結(jié)構(gòu)作為一個經(jīng)濟系統(tǒng)，利用平穩(wěn)性檢驗、因果關(guān)系檢驗和VAR模型等計量方法，從兩個時段分別研究城市化水平、就業(yè)規(guī)模和就業(yè)結(jié)構(gòu)之間的聯(lián)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)之間，并建立城市化與產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的長期關(guān)系模型，這對于我國促進城市化，調(diào)整各產(chǎn)業(yè)的就業(yè)結(jié)構(gòu)，擴大就業(yè)具有重大的現(xiàn)實意義。
一、數(shù)據(jù)和變量
本文采用VAR模型對城市化與三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)規(guī)模和就業(yè)結(jié)構(gòu)進行研究。為充分反映城市化和三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)規(guī)模和結(jié)構(gòu)的相互影響，分別對城市化水平，農(nóng)業(yè)、工業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)總?cè)丝诤途蜆I(yè)結(jié)構(gòu)七個變量進行描述，樣本取自1978－2005年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為《中國統(tǒng)計年鑒》。由于變量的單位存在差異，為使分析結(jié)果具有可比性，同時消除變量自相關(guān)性，分別對七個變量ul、Xi和Y1(i=1，2，3)采用定基數(shù)據(jù)取自然對數(shù)的方法進行分析，表示為lnul、lnXi和lnY1(i=l，2，3)。
本文對樣本期間進行分段考察，鑒于樣本數(shù)量的限制，我們在分段考察中，兩階段中的年份有所重疊，劃分為：1978－1994年是城市化穩(wěn)步推進的時期(由17.9％上升到28.51％，平均增長速度為2.8％)，工業(yè)就業(yè)人數(shù)持續(xù)增加，其就業(yè)比例大于第三產(chǎn)業(yè)，可以看做是城市化的第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)效應的強勢階段；1991－2005年，主要是城市化高速增長時期(由26.9％增加到43.0％，平均增長率為3.7％)，且第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)逐漸擴大，在1995年之后就大于第二產(chǎn)業(yè)，看做是城市化在促進第三產(chǎn)業(yè)在就業(yè)中發(fā)揮強勢作用時期。
二、實證分析及結(jié)果
(一)平穩(wěn)性檢驗
滿足VAR模型成立的假設(shè)條件，必須對各序列進行單位根檢驗，使其嚴格服從隨機擾動項為白噪聲序列。利用DiekeyFuller(1974)提出的ADF檢驗法對各變量進行單位根檢驗。lnul、lnXi和lnYi(i=1，2，3)的水平序列圖和差分序列圖可以看出，各變量的水平值序列為非平穩(wěn)變量，一階差分值序列△lnul、△lnXi和△lnY1(i=1，2，3)為平穩(wěn)變量，且有相似的變化周期，是可以建立VAR模型的。所建立的水平序列模型和一階差分序列的形式分別為包含趨勢和截距項以及只包含截距項，對各變量的單位根檢驗結(jié)果如表1所示。
結(jié)果表明，我國1978－2005年度的lnul、lnXi和lnYi和序列均是非平穩(wěn)序列；經(jīng)過一階差分，△lnul、△lnXi和△lnYi(i=1，2，3)為I(1)平穩(wěn)過程，可以進行因果關(guān)系和VAR分析。
(二)因果關(guān)系檢驗
只有在變量平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，對變量進行g(shù)ranger因果關(guān)系檢驗才是可信的。在對城市化與就業(yè)規(guī)模、結(jié)構(gòu)進行因果關(guān)系檢驗過程中，通過FIE值選擇滯后階數(shù)。檢驗結(jié)果為：在整個樣本區(qū)間內(nèi)(1978－2005年)城市化與三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)規(guī)模和結(jié)構(gòu)之間基本不存在顯著的因果關(guān)系(僅有城市化和農(nóng)業(yè)之間存在一定的因果關(guān)系)，故劃分為兩個階段進行研究還是非常必要的。兩階段12對關(guān)系中，1978－1994年間僅存在2對強因果關(guān)系和3對無明顯因果關(guān)系；1994－2004年間存在4對強因果關(guān)系。
采用成對granger因果關(guān)系檢驗，并取兩階滯后，檢驗結(jié)果見表2。
在城市化和三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)規(guī)模和就業(yè)結(jié)構(gòu)的12對因果關(guān)系中，城市化與產(chǎn)業(yè)就業(yè)規(guī)模之間都表現(xiàn)出不明顯的因果關(guān)系，直至1994年以后，城市化才與農(nóng)業(yè)和商業(yè)的就業(yè)規(guī)模之間構(gòu)成了單向的因果關(guān)系，即城市化促進了農(nóng)業(yè)人口向第二、三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，同時，也促進了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。特別是城市化與各次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)結(jié)構(gòu)之間在1990年之后有強的雙向因果關(guān)系，這一結(jié)論表明城市化過程拉動了三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的迅速調(diào)整，農(nóng)村城市化與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在相互影響。
(三)VAR模型的估計
因果關(guān)系檢驗的結(jié)果為VAR模型的形式設(shè)定奠定了基礎(chǔ)，VAR模型是建立在存在因果聯(lián)系的變量之間，因此，剔出了不存在因果關(guān)系的變量，建立兩個時段的變量都基于lnul、和lnY1、lnY2、lnY3建立VAR模型。首先，建立的VAR模型。在建立VAR模型之前，必須先確定最優(yōu)的滯后階數(shù)，根據(jù)從一般到特殊的方法，通過比較發(fā)現(xiàn)當滯后期為1時，AIC和SC的值最小。因此建立的VAR(1)模型的估計表達式見表3：
從建立的VAR模型8個方程看，擬和系數(shù)均較高，分別為0.993、0.970、0.943、0.975和0.999、0.969、0.902、0.989，表明模型擬和的較好。在第一時段(1978－1994年)，從第一個方程看，三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的滯后項的系數(shù)分別為0.08、-0.035和0.1，表明第一三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)結(jié)構(gòu)滯后期變動都促進了當期城市化水平的提高，從短期上看，第一三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有利于我國城市化水平提高起到促進作用，而第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整并沒有明顯促進城市化的發(fā)展。從第二、三、四個方程看，上一期的城市化水平亦有利于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的增加，而對第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響為反方向的，這樣的影響符合配第一克拉克定律。
在第二時段(1994－2005年)，第一個方程中城市化的滯后期對其自身的影響系數(shù)為0.885，兩階段都表現(xiàn)出城市化對自身影響很大，表現(xiàn)出很強的慣性。三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響系數(shù)分別為-0.076、0.025和0.156。從數(shù)量上看，第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)結(jié)構(gòu)不利于我國城市化水平的提高，第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對于我國城市化的發(fā)展起到促進作用，這符合城市化的規(guī)律。從第二、三、四方程來看，城市化對三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，與城市化理論的相關(guān)規(guī)律是一致的，城市化水平的持續(xù)提高有利于吸納大量的農(nóng)村剩余勞動力，在我國城市化發(fā)展正處在穩(wěn)步推進階段，城市建設(shè)為大量農(nóng)村剩余勞動力提供了就業(yè)機會，一方面擴大了農(nóng)村勞動力的就業(yè)，另一方面對加快城市化的發(fā)展起到了重要的作用。表現(xiàn)出城市化水平對農(nóng)業(yè)就業(yè)的促進作用。但是城市化繼續(xù)提高的過程中對第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的沖擊也較大，我國目前的轉(zhuǎn)型也使城市化過程伴隨著日益凸現(xiàn)的就業(yè)問題，大量的新增勞動力和農(nóng)村剩余勞動力涌入城市就業(yè)以及國有企業(yè)的大量富余勞動力，都使城市化的就業(yè)效應明顯減弱，表現(xiàn)出城市化對第二三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)起反方向的作用。
(四)脈沖相應分析
脈沖響應函數(shù)是描述一個內(nèi)生變量對誤差的反應，也即在擾動項上加一個標準差大小的新息(innovation)沖擊對內(nèi)生變量的當前值和未來值的影響。下圖是對VAR(1)模型的脈沖響應函數(shù)曲線。其中，橫軸表示滯后階數(shù)，本文選取了10階，縱軸表示內(nèi)生變量對沖擊的響應程度。
如上圖可見，第一階段中，農(nóng)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的變量lnY1的一個單位的正向標準差沖擊，lnul在這個滯后期中均為負向效應，在滯后的十年內(nèi)均較為平穩(wěn)，沖擊保持在-0.007的水平上，這與城市化理論是相悖的，我國農(nóng)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)并沒有為城市化的發(fā)展提供保障；第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的變量lnY2、lnY3的一個單位的正向標準差沖擊，在整個滯后期中都表現(xiàn)為正向效應，且緩慢下降，但仍保持正向的效應，這就表明，第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展變化為城市化水平的提高起到了促進作用，此時，農(nóng)村勞動力城鎮(zhèn)化是對就業(yè)結(jié)構(gòu)的有效調(diào)整，這種關(guān)系也是符合實際的。第二階段中，從圖形上看與第一時段發(fā)生了質(zhì)的改變，表明第一階段和第二階段的劃分是有必要的；第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的變量lnY1的一個單位的正向標準差沖擊，lnul在滯后的四年內(nèi)都是正向的影響，但影響的正向程度逐漸減小，在第五年達到最低點，此后滯后內(nèi)負向影響一直平穩(wěn)保持；第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的變量lnY1、lnY1的一個單位的正向標準差沖擊，在整個滯后期中都表現(xiàn)為負向效應，但影響會迅速上升，到滯后3、4期時達到最高點，保持正向的效應平穩(wěn)波動，這就表明，我國當前的第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)不利于城市化進程的發(fā)展。特別是我國第二產(chǎn)業(yè)的升級使第二產(chǎn)業(yè)吸納勞動力的水平下降，第三產(chǎn)業(yè)是實現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的良方，我國目前的第三產(chǎn)業(yè)比重較小，這是我國將城市化與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展割裂開來造成的。這種關(guān)系造成了我國城市化與就業(yè)結(jié)構(gòu)間的不協(xié)調(diào)。
三、結(jié)論
通過實證分析，本文得到以下結(jié)論：1978年我國從事農(nóng)業(yè)的人口占全部就業(yè)人口的70.5％，到2005年下降到49％。城市化過程雖然只把20％從事農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)移出來，人口比重比例不大，但是絕對數(shù)量巨大，在20年內(nèi)把近兩億農(nóng)村勞動者安置于第二三產(chǎn)業(yè)，這個工程是相當浩大的。從數(shù)量研究的結(jié)果來看，一是城市化與我國三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)規(guī)模的變化沒有直接關(guān)系，僅在1994年之后才與農(nóng)業(yè)就業(yè)規(guī)模間表現(xiàn)出一定因果關(guān)系；二是城市化與三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)結(jié)構(gòu)間緊密聯(lián)系。城市化水平提高，我國三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)結(jié)構(gòu)也發(fā)生相應的變化。尤其在1978－1994年和1991－2005年中表現(xiàn)出城市化對就業(yè)結(jié)構(gòu)的不同效應，第一時段通過發(fā)展小城鎮(zhèn)和建立鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的形式緩解農(nóng)村就業(yè)壓力；20世紀90年代，城市化過程在近些年并不能表現(xiàn)出對第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)的促進作用，如果僅將城市化作為我國剩余勞動力就業(yè)，緩解就業(yè)壓力的方法是欠妥當?shù)摹Ｒ虼?，緩解我國就業(yè)壓力不應過分強調(diào)城市化對就業(yè)的促進作用，更應看到我國當前的城市化水平與目前城市化對各次產(chǎn)業(yè)就業(yè)的內(nèi)在影響。
通過對城市化和我國就業(yè)規(guī)模和就業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究?？梢钥闯龀鞘谢荒茏鳛槲ㄒ坏?、切實有效的措施，城市化對就業(yè)的影響并不會立竿見影。對于我國亟待解決的就業(yè)壓力，筆者認為還應從以下幾個方面著手：
(一)兼顧城市化的量變與質(zhì)變
改變我國城市化追求城市化率(2005年已達40.3％)，而忽略城市化質(zhì)量的現(xiàn)狀，大力發(fā)展城市化不僅僅是城市人口的增加，更應該是城市就業(yè)人數(shù)的增長和城市就業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。真正把城市化過程作為我國解決城市就業(yè)和緩解我國農(nóng)村就業(yè)壓力的良方。同時，城市化過程應控制成本的提高，如房價等，為城市化水平進一步提高做好鋪墊。
(二)協(xié)調(diào)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系
1、加快社會主義新農(nóng)村建設(shè)。我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重(2004年占14.6％)與農(nóng)業(yè)勞動力比例(2004年占49％)存在結(jié)構(gòu)偏差，大力發(fā)展農(nóng)業(yè)可以為城市化的發(fā)展提供保證，也可以擴大農(nóng)業(yè)及與農(nóng)業(yè)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)，緩解我國農(nóng)村勞動力過剩的現(xiàn)狀。
2、協(xié)調(diào)工業(yè)資本密集化和就業(yè)密集化的關(guān)系。我國目前處在產(chǎn)業(yè)升級的階段，其中，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)日益由“就業(yè)型”向“效益型”轉(zhuǎn)變，我國的工業(yè)企業(yè)的資本化程度不斷提高，其結(jié)果是就業(yè)需求減少，因此，我們要在保證重點行業(yè)企業(yè)效益的同時，給予勞動密集型產(chǎn)業(yè)適當?shù)恼邇A斜，鼓勵發(fā)展高就業(yè)規(guī)模、低污染的產(chǎn)業(yè)，以緩解我國就業(yè)緊張的形勢。
3、大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，發(fā)展城市第三產(chǎn)業(yè)，擴大城市的就業(yè)規(guī)模，同時注重農(nóng)村環(huán)境旅游與農(nóng)業(yè)產(chǎn)品相關(guān)的產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展。
(三)提高勞動者的市場競爭力
提高勞動者的教育水平，造就高素質(zhì)的勞動力，注重職業(yè)培訓，培養(yǎng)多技能的勞動者、提高勞動者競爭力，從而改善勞動力供給結(jié)構(gòu)，改變我國目前就業(yè)結(jié)構(gòu)不平衡的面貌。
[責任編輯 張 凌]
