基于鮑莫爾富克斯假說(shuō)的服務(wù)業(yè)就業(yè)問(wèn)題研究

梁平　焦建美

摘要：基于鮑莫爾-富克斯假說(shuō)及后續(xù)修正模型，將服務(wù)業(yè)工資增長(zhǎng)率滯后程度引入模型，建立能恰當(dāng)反映重慶市服務(wù)業(yè)就業(yè)份額上升原因的計(jì)量模型，并用1985—2012年重慶市相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證。研究表明：制成品部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的提高對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額的提升起抑制作用。不斷提高部門(mén)間產(chǎn)業(yè)依賴(lài)度才是提高服務(wù)業(yè)就業(yè)份額的重要舉措。服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的提高對(duì)本部門(mén)就業(yè)份額的提升起促進(jìn)作用，對(duì)克服“成本病”也具有重要意義。提高服務(wù)業(yè)工資總額增長(zhǎng)率是服務(wù)業(yè)主動(dòng)提高就業(yè)份額的有效途徑。

關(guān)鍵詞：鮑莫爾-富克斯假說(shuō)；服務(wù)業(yè)就業(yè)；勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率；工資增長(zhǎng)率

中圖分類(lèi)號(hào)：F0629 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：10052909（2015）01016707

隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，人民物質(zhì)生活水平不斷提高，對(duì)服務(wù)業(yè)的需求相應(yīng)增加，服務(wù)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的重要性持續(xù)上升。這主要體現(xiàn)在兩方面：一是服務(wù)業(yè)增加值比重不斷增長(zhǎng)；二是服務(wù)業(yè)就業(yè)份額持續(xù)上升。由于服務(wù)業(yè)地位不斷上升，針對(duì)服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)、服務(wù)業(yè)就業(yè)比重增長(zhǎng)和服務(wù)業(yè)需求彈性等相關(guān)問(wèn)題的研究不斷涌現(xiàn)。其中，最早研究這一問(wèn)題的是著名的鮑莫爾-富克斯假說(shuō)（Baumol-Fuchs Hypothesis）（后文簡(jiǎn)稱(chēng)鮑假說(shuō)）。該假說(shuō)由鮑莫爾（Baumol，1967）[1]和富克斯（Fuchs，1968）[2]兩位學(xué)者提出，基本觀(guān)點(diǎn)是：第一，相較于其他產(chǎn)業(yè)，尤其是制造業(yè)，服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率存在著明顯的增長(zhǎng)滯后現(xiàn)象；第二，服務(wù)業(yè)就業(yè)增長(zhǎng)相對(duì)較快的主要原因是服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)相對(duì)滯后；第三，服務(wù)業(yè)需求彈性對(duì)于其增長(zhǎng)起重要作用，較低的服務(wù)需求價(jià)格彈性將導(dǎo)致“成本?。╟ost disease）”問(wèn)題。

此后，相關(guān)研究不斷涌現(xiàn)。主要有三類(lèi)：一是證實(shí)鮑假說(shuō)科學(xué)性的研究。Haig（1975）[3]，Summers、Saxonhouse、Leveson（1985）[4-6]，Triplett（2004）[7]、王?。?008）[8]等人分別從部門(mén)、國(guó)家等不同角度對(duì)鮑假說(shuō)進(jìn)行檢驗(yàn)，研究結(jié)論基本都支持這一假說(shuō)。另外，庫(kù)茲涅茨（S.Kuznets，1989）[9]、錢(qián)納里（H.Chenery，1995）等[10]還從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的角度，討論了服務(wù)業(yè)的特殊性：就業(yè)比重不斷上升、勞動(dòng)生產(chǎn)率因產(chǎn)值份額不變而停滯或下降。Spann[11]將鮑莫爾的非均衡增長(zhǎng)模型用于公共部門(mén)擴(kuò)張?jiān)虻挠懻?。朱軼、熊思敏（2010）[12]與程大中（2008）[13]等用中國(guó)數(shù)據(jù)證明了“成本病”問(wèn)題的存在。二是對(duì)鮑假說(shuō)提出質(zhì)疑的研究。Griliches（1992）[14] 、Riddle（1986）等[15]指出，因服務(wù)業(yè)統(tǒng)計(jì)核算等問(wèn)題的存在，服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)與生產(chǎn)率的計(jì)算存在誤差，以此衡量的服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)可信度不高。張建升、譚偉（2011）[16]則指出，在短期和長(zhǎng)期內(nèi)，服務(wù)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)滯后對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)的影響具有不同的表現(xiàn)形式。三是對(duì)鮑假說(shuō)進(jìn)行優(yōu)化的研究。Inman（1988）[17]指出，服務(wù)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率（rs）除可能為0外，還可能小于0，甚至大于0。程大中（2004）[18]在Inman的基礎(chǔ)上，用“rm-rs”rm為制成品部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率。 來(lái)表示服務(wù)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的滯后程度。梁東黎、張淦（2013）[19]則從經(jīng)濟(jì)意義角度對(duì)鮑假說(shuō)中的模型進(jìn)行修正。

在服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)研究方面，鮑假說(shuō)提供了重要的理論模型，后續(xù)研究也賦予該假說(shuō)更多的經(jīng)濟(jì)意義。然而，現(xiàn)有研究仍然存在兩點(diǎn)不足：一是研究模型中只考慮勞動(dòng)生產(chǎn)率因素，對(duì)可能存在的其他因素鮮有提及；二是對(duì)“成本病”問(wèn)題無(wú)力解決。以犧牲勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)為代價(jià)的服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)，是一種被動(dòng)增長(zhǎng)方式。這不僅會(huì)導(dǎo)致“成本病”問(wèn)題，還會(huì)提高服務(wù)價(jià)格，拖累政府財(cái)政。從避免“成本病”問(wèn)題，探索主動(dòng)就業(yè)增長(zhǎng)方式的角度進(jìn)行深入研究，具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。因此，文章將在鮑假說(shuō)提出的模型基礎(chǔ)上，加入新變量，提高模型對(duì)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)的解釋能力，力圖找出服務(wù)業(yè)就業(yè)的主動(dòng)增長(zhǎng)方式。

一、基本假設(shè)與計(jì)量模型

（一）基本假設(shè)

勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)具有顯著影響，而影響的方向問(wèn)題，學(xué)者們尚未形成統(tǒng)一認(rèn)識(shí)。鮑莫爾、富克斯與程大中等認(rèn)為服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)滯后會(huì)提高服務(wù)業(yè)就業(yè)占比，而梁東黎等則提出相反觀(guān)點(diǎn)，為確定勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)影響的方向問(wèn)題，提出假設(shè)一與假設(shè)二。

假設(shè)一：制成品部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率（rm）對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)率（is）具有負(fù)向影響。梁東黎等認(rèn)為，單純提高制成品部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率并不能帶來(lái)服務(wù)業(yè)部門(mén)就業(yè)份額的增長(zhǎng)。張建升等指出，制成品部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率對(duì)服務(wù)業(yè)部門(mén)就業(yè)份額的增長(zhǎng)具有負(fù)作用?；诖耍俣╮m對(duì)is具有負(fù)向影響。

假設(shè)二：服務(wù)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率（rs）對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)率具有正向影響。現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情況表明，服務(wù)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率不斷提高，該部門(mén)就業(yè)的絕對(duì)值和相對(duì)占比也逐漸增多，其勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)和就業(yè)份額增長(zhǎng)的方向相同。故假定rs對(duì)is具有正向影響。

前人研究模型中，只有勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率因素，變量單一。為增強(qiáng)模型的解釋能力，找出服務(wù)業(yè)就業(yè)份額主動(dòng)增長(zhǎng)的原因，將服務(wù)業(yè)部門(mén)工資增長(zhǎng)滯后程度納入模型中，提出假設(shè)三。

假設(shè)三：服務(wù)業(yè)部門(mén)工資增長(zhǎng)滯后程度 滯后程度相較于制成品部門(mén)而言。（rw）對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)率具有負(fù)向影響。假定人都是理性經(jīng)濟(jì)人，會(huì)做出趨利選擇。在服務(wù)業(yè)部門(mén)與制成品部門(mén)中，理性勞動(dòng)力會(huì)選擇工資增長(zhǎng)較高的一方。因此，當(dāng)服務(wù)業(yè)部門(mén)工資增長(zhǎng)滯后時(shí)，勞動(dòng)力會(huì)流向制成品部門(mén)，這將必然導(dǎo)致服務(wù)業(yè)就業(yè)份額下降。故假定rw對(duì)is具有負(fù)向影響。

（二）計(jì)量模型

通過(guò)以上分析，建立如下計(jì)量模型：

二、描述性統(tǒng)計(jì)與計(jì)量檢驗(yàn)

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

在公式（1）的基礎(chǔ)上，運(yùn)用重慶市相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)自《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》及《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中，1985—2008年數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》重慶部分，2009—2012年數(shù)據(jù)來(lái)源于《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》（2010-2013年）。公式中指標(biāo)除“外在沖擊”變量外，均用增長(zhǎng)率表示。其中，服務(wù)業(yè)數(shù)據(jù)用統(tǒng)計(jì)年鑒中第三產(chǎn)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)表示，制成品部門(mén)數(shù)據(jù)用年鑒中第二產(chǎn)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)表示。勞動(dòng)生產(chǎn)率用勞均增加值指標(biāo)表示。表1顯示了重慶市1985年到2012年第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額、勞動(dòng)生產(chǎn)率、工資等情況。

由表1可知，重慶市第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額在1985—2002年間一直處于上升趨勢(shì)，最高達(dá)到53%。此后稍有下降，但基本維持在40%左右。制成品部門(mén)與服務(wù)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率都有提高，但二者勞動(dòng)生產(chǎn)率差距不斷拉大，截至2012年，制成品部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率基本是服務(wù)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率的兩倍。工資總額方面，1999年以前，服務(wù)業(yè)部門(mén)低于制成品部門(mén)；1999年后，由于房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)與旅游等行業(yè)的快速發(fā)展，服務(wù)業(yè)部門(mén)工資總額快速上升，并超過(guò)制成品部門(mén)。根據(jù)表1數(shù)據(jù)，計(jì)算出各變量的增長(zhǎng)率指標(biāo)，其統(tǒng)計(jì)信息如表2。

表2各增長(zhǎng)率變量描述性統(tǒng)計(jì)特征isrmrsrwMean0.008 5330.160 3510.143 548-2.163 801Std. Dev.0.042 0140.111 5020.076 7548.121 052 資料來(lái)源：根據(jù)《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算，考察時(shí)間為1985—2012年。

由表2可知，在1985—2012年期間，重慶市服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)率較低，平均增長(zhǎng)率僅為0.85%。制成品部門(mén)與服務(wù)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)率較高，前者為16.04%，后者為14.35%。服務(wù)業(yè)工資總額增長(zhǎng)率平均滯后程度為-2.163 801，說(shuō)明與制成品部門(mén)工資總額增長(zhǎng)率相比，服務(wù)業(yè)部門(mén)工資總額增長(zhǎng)多數(shù)處于滯后狀況。在此需指出，表1指的是工資總額方面，服務(wù)業(yè)更高。表2指的是工資增長(zhǎng)率方面，服務(wù)業(yè)多數(shù)時(shí)候滯后。二者表示不同的概念，切莫混淆。

分析標(biāo)準(zhǔn)差可知，除rw外，其他增長(zhǎng)率變量的標(biāo)準(zhǔn)差都小于1，說(shuō)明服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)、制成品部門(mén)與服務(wù)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)較平穩(wěn)。服務(wù)業(yè)工資增長(zhǎng)滯后程度的標(biāo)準(zhǔn)差較高，達(dá)到8.12。究其原因，一是兩部門(mén)各自工資總額增長(zhǎng)率不穩(wěn)定，隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，兩部門(mén)工資增長(zhǎng)幅度波動(dòng)較大；二是服務(wù)業(yè)工資增長(zhǎng)率并不總是滯后于制成品部門(mén)工資增長(zhǎng)率，因此，rw的變動(dòng)幅度較大。

（二）計(jì)量檢驗(yàn)

筆者計(jì)量時(shí)，均采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)。為避免時(shí)間序列存在單位根等問(wèn)題，依次對(duì)序列的平穩(wěn)性與協(xié)整性進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先從各變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析，各變量均有增長(zhǎng)的趨勢(shì)，可能為非平穩(wěn)序列，需要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。用Eviews6.0對(duì)各變量的原序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得到相應(yīng)的結(jié)果，如果原序列不平穩(wěn)，則對(duì)原序列進(jìn)行差分后再檢驗(yàn)。表3列出了對(duì)原序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果。表3對(duì)各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF檢驗(yàn)值（t值）檢驗(yàn)類(lèi)型（C，T，K）DW值A(chǔ)DF臨界值結(jié)論

從表3中，可以看出，is與rm在5%的水平上顯著，rs與rw在1%的水平上顯著，各變量的原序列都不存在單位根問(wèn)題，且表現(xiàn)出極高的平穩(wěn)性。因此，可以直接對(duì)原序列的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行下一步協(xié)整檢驗(yàn)。

2.數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系指變量之間可能存在某種平穩(wěn)的線(xiàn)形組合，這種線(xiàn)形組合反映了變量間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。采用EG（Engle-Granger）兩步法，首先對(duì)上述四個(gè)變量運(yùn)用OLS法構(gòu)造一元回歸模型，然后檢驗(yàn)其殘差是否平穩(wěn)，如果平穩(wěn)，則可證明兩者是協(xié)整的，否則是非協(xié)整的。

第一步，進(jìn)行回歸分析，得到回歸方程：

3.最終檢驗(yàn)結(jié)果

基于上述檢驗(yàn)，可以確定文章采用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)均平穩(wěn)，并且存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。因此，可以利用原序列直接進(jìn)行回歸分析。

表5顯示，系數(shù)a在三個(gè)階段均通過(guò)檢驗(yàn)，且高度顯著。其數(shù)值為負(fù)，表明第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率（rm）的提高會(huì)導(dǎo)致服務(wù)業(yè)就業(yè)份額的增長(zhǎng)率下降，驗(yàn)證了假設(shè)一。這與程大中模型中強(qiáng)調(diào)“服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)滯后會(huì)帶來(lái)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)率上升”的觀(guān)點(diǎn)截然相反。按程大中的觀(guān)點(diǎn)，只要不斷提高制成品部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率，服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)率則會(huì)相應(yīng)提高。而根據(jù)筆者研究，這一政策觀(guān)點(diǎn)并不適用于重慶的實(shí)際情況。

理論上來(lái)說(shuō)，社會(huì)生產(chǎn)的發(fā)展會(huì)增加對(duì)中間服務(wù)的需求，如與商品貿(mào)易有關(guān)的融資、分銷(xiāo)、維修等服務(wù)，與生產(chǎn)變革有關(guān)的人力資本培訓(xùn)、教育、管理等服務(wù)，以及為協(xié)調(diào)和管理整個(gè)生產(chǎn)活動(dòng)而需要的金融、物流、信息等服務(wù)[21]。然而，這種帶動(dòng)作用建立在較高的專(zhuān)業(yè)化與市場(chǎng)化程度之上，且需要二者有極強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度。從重慶市實(shí)際情況來(lái)看，其市場(chǎng)化程度與專(zhuān)業(yè)化程度遠(yuǎn)不如北京、天津、上海等東部發(fā)達(dá)城市，很多部門(mén)還沒(méi)有從制成品部門(mén)剝離。另外，制成品部門(mén)對(duì)服務(wù)業(yè)部門(mén)的產(chǎn)業(yè)依賴(lài)度較低，導(dǎo)致制成品部門(mén)對(duì)服務(wù)業(yè)的需求帶動(dòng)不足。

由于受傳統(tǒng)觀(guān)念和體制的制約，重慶企業(yè)尤其是國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)生產(chǎn)的專(zhuān)業(yè)化水平仍不高，機(jī)制轉(zhuǎn)換缺乏靈活性，企業(yè)的職能轉(zhuǎn)換、非核心業(yè)務(wù)剝離、人員精簡(jiǎn)仍面臨著高昂的交易成本，這些都制約了企業(yè)職能型服務(wù)外包和對(duì)專(zhuān)業(yè)化服務(wù)需求的增長(zhǎng)。從生產(chǎn)方式來(lái)看，重慶企業(yè)主要依靠低勞動(dòng)力成本以及價(jià)格優(yōu)勢(shì)來(lái)發(fā)展。企業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)集中在價(jià)值鏈的加工組裝制造環(huán)節(jié)，如重慶的筆記本電腦生產(chǎn)制造，僅是與一些知名筆記本電腦品牌建立生產(chǎn)制造協(xié)議，而對(duì)于價(jià)值鏈兩端的研發(fā)、推廣等服務(wù)幾乎沒(méi)有涉足。

專(zhuān)業(yè)化程度低，市場(chǎng)化水平低，制成品部門(mén)對(duì)服務(wù)業(yè)部門(mén)的產(chǎn)業(yè)依賴(lài)度低，這些因素直接導(dǎo)致重慶制成品部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的提高，不僅沒(méi)有帶來(lái)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額的增長(zhǎng)，反而對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)起著抑制作用，即所謂的擠出效應(yīng)。

據(jù)表5所示，系數(shù)b均通過(guò)了檢驗(yàn)，除在1985—1998年期間顯著性水平一般以外，其余兩階段的顯著性水平都很高。其數(shù)值均為正，說(shuō)明服務(wù)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率（rs）對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)率起正向的作用。因此，假設(shè)二成立。這一點(diǎn)也再次證明，鮑模型與程大中模型所述服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)滯后會(huì)帶來(lái)該部門(mén)就業(yè)份額上升這一觀(guān)點(diǎn)對(duì)于重慶的不適用性。

張建升等[16]認(rèn)為，從長(zhǎng)期來(lái)看，服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)滯后不利于本部門(mén)就業(yè)份額的增長(zhǎng)。筆者研究結(jié)論與此一致。從數(shù)學(xué)邏輯來(lái)看，勞動(dòng)生產(chǎn)率等于產(chǎn)值與勞動(dòng)力人數(shù)之比，只要產(chǎn)值增長(zhǎng)率大于勞動(dòng)力增長(zhǎng)率，那么勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)就會(huì)提高。數(shù)據(jù)顯示，重慶市在1985—2012年期間，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)平均增長(zhǎng)不到6%，而產(chǎn)值平均增長(zhǎng)卻超過(guò)了20%。因此，出現(xiàn)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率提高的同時(shí)，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)也提高這種情況是合乎邏輯的。

從實(shí)際情況來(lái)看，重慶市自直轄以來(lái)，各部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率得以提高，服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)自然也不例外。在此條件下，服務(wù)業(yè)規(guī)模不斷擴(kuò)大，對(duì)勞動(dòng)力的需求持續(xù)增加，這必然帶來(lái)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)的提高。因此，實(shí)證表明，服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的提高對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)率起正向的促進(jìn)作用。

模型中c表示服務(wù)業(yè)工資增長(zhǎng)率滯后程度對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)率的影響。表5顯示，三個(gè)階段的c值均為負(fù)，這表示服務(wù)業(yè)工資增長(zhǎng)的滯后，對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額的增長(zhǎng)是不利的，說(shuō)明假設(shè)三成立。在1985—1998年這一階段，c未通過(guò)檢驗(yàn)。究其原因，主要是1999年以前，服務(wù)業(yè)工資總額遠(yuǎn)低于制成品部門(mén)工資總額（如表1所示）。由此計(jì)算得來(lái)的服務(wù)業(yè)工資增長(zhǎng)率多數(shù)情況下大于制成品部門(mén)工資增長(zhǎng)率，因此c多表現(xiàn)為負(fù)值，故此階段計(jì)量結(jié)果不顯著。而在重慶直轄后，服務(wù)業(yè)全方面發(fā)展，尤其是房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)等高工資行業(yè)迅速發(fā)展，帶來(lái)整體服務(wù)業(yè)工資總額不斷上升，并于1999年開(kāi)始超過(guò)制成品部門(mén)工資總額。在此情況下計(jì)算得來(lái)的制成品部門(mén)工資總額增長(zhǎng)率超過(guò)服務(wù)業(yè)部門(mén)工資總額增長(zhǎng)率。因此，c多表現(xiàn)為正，所以1999—2012年這一階段的c值通過(guò)檢驗(yàn)。同時(shí)，由于受后階段的影響較大，所以1985—2012年這整個(gè)階段的c值也通過(guò)檢驗(yàn)。

站在理性經(jīng)濟(jì)人的角度分析，兩部門(mén)中，工資總額增長(zhǎng)率較高的部門(mén)，對(duì)勞動(dòng)力具有更大的吸引力。因此，要想提高服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)率，就需要提高服務(wù)業(yè)工資總額增長(zhǎng)率，以此提高對(duì)勞動(dòng)力的吸引力。

就外在性沖擊而言，朱秩等[12]指出，在全國(guó)范圍內(nèi)，外在性沖擊對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)的影響并不顯著。與此一致，筆者研究得出，除在1985—1998年為弱顯著外，在其余兩階段都沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)。所以基本不用考慮外在沖擊對(duì)重慶市服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)率的影響。

通過(guò)上述分析，能恰當(dāng)揭示重慶市服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)原因的模型為：

is=arm+brs+crw+u（8）

其中，a<0，b>0，c<0。

三、結(jié)語(yǔ)

文章以鮑莫爾-富克斯假說(shuō)及后續(xù)修正模型為基礎(chǔ)，通過(guò)分析，建立恰當(dāng)?shù)挠?jì)量模型，探索服務(wù)業(yè)就業(yè)份額主動(dòng)增長(zhǎng)的方式。利用重慶市相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出以下結(jié)論。

第一，制成品部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額的增長(zhǎng)起抑制作用。這與原模型提出的“服務(wù)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)滯后是導(dǎo)致服務(wù)業(yè)就業(yè)份額上升的主要原因”這一觀(guān)點(diǎn)截然不同。根據(jù)原模型觀(guān)點(diǎn)，只要不斷提高制成品部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率，服務(wù)業(yè)部門(mén)就業(yè)份額就會(huì)自然而然提高。上述研究表明，這一政策觀(guān)點(diǎn)是不可取的。提高市場(chǎng)專(zhuān)業(yè)化程度，加強(qiáng)兩部門(mén)間的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)程度，提升制成品部門(mén)對(duì)服務(wù)業(yè)部門(mén)的產(chǎn)業(yè)依賴(lài)度，發(fā)揮第二產(chǎn)業(yè)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)作用，才是有效提升服務(wù)業(yè)就業(yè)份額的有效途徑。降低交易成本，則是提高服務(wù)市場(chǎng)化與專(zhuān)業(yè)化的首選。

第二，提高服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率對(duì)于服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)率的上升起著積極的促進(jìn)作用。這點(diǎn)也與鮑莫爾模型的結(jié)論相悖。原模型強(qiáng)調(diào)的是服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)滯后或停滯，才會(huì)引起該部門(mén)就業(yè)占比上升。筆者認(rèn)為，以犧牲勞動(dòng)生產(chǎn)率為代價(jià)而帶來(lái)的就業(yè)上升是不健康的。正如原模型指出的，這樣會(huì)導(dǎo)致該部門(mén)出現(xiàn)“成本病”問(wèn)題，直至最終消失。我們將“以勞動(dòng)生產(chǎn)率低下為代價(jià)而換來(lái)的就業(yè)份額上升”理解為被動(dòng)就業(yè)上升。文章通過(guò)重慶市的數(shù)據(jù)證明，服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率提高與其就業(yè)份額增長(zhǎng)率上升是可以同時(shí)實(shí)現(xiàn)的?？蓪⑵淅斫鉃榉?wù)業(yè)的主動(dòng)就業(yè)。因?yàn)椋?wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率上升，服務(wù)業(yè)將不斷發(fā)展壯大，則其本身對(duì)勞動(dòng)力的需求就會(huì)不斷上升，從而吸納更多的就業(yè)人數(shù)，也即服務(wù)業(yè)自身的主動(dòng)就業(yè)。提高服務(wù)業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)化程度，發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)作用，提高服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率對(duì)于“成本病”的克服至關(guān)重要。

第三，考慮工資這一因素，并以制成品部門(mén)與服務(wù)業(yè)部門(mén)工資增長(zhǎng)率之差作為變量，引入模型中。與前人模型只間接考慮收入彈性、價(jià)格彈性不同，筆者直接考查兩部門(mén)工資增長(zhǎng)率差額對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)的影響。結(jié)果表明，服務(wù)業(yè)工資增長(zhǎng)滯后會(huì)引起本部門(mén)就業(yè)份額增長(zhǎng)率下降。換言之，服務(wù)業(yè)只有提高工資增長(zhǎng)率，才能增強(qiáng)對(duì)勞動(dòng)力的吸引力，從而提高本部門(mén)的就業(yè)份額增長(zhǎng)率。從另一個(gè)角度來(lái)說(shuō)，提高服務(wù)業(yè)工資增長(zhǎng)率，也就是提高勞動(dòng)力收入水平，收入水平提高后，對(duì)服務(wù)的需求才會(huì)上升，服務(wù)業(yè)規(guī)模才會(huì)壯大，吸納勞動(dòng)力的能力才會(huì)更強(qiáng)，這有利于形成良性循環(huán)，從需求上拉動(dòng)服務(wù)業(yè)就業(yè)。

第四，重慶直轄前，外部沖擊對(duì)服務(wù)業(yè)就業(yè)份額有些許影響，但這些影響隨著重慶直轄市的設(shè)立而漸漸消退。這主要是因?yàn)橹拜p微的影響已經(jīng)定型，家庭生活結(jié)構(gòu)或商業(yè)實(shí)踐等外在因素已經(jīng)固定，不會(huì)再有大的變化，因此，不再對(duì)重慶市服務(wù)業(yè)就業(yè)份額增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。

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