技术进步的就业效应

技术进步的就业效应（精选九篇）

技术进步的就业效应 篇1

就业问题是宏观经济学研究的一个重要组成部分, 如何增加就业已经成为困扰世界各国的一个重要社会问题。随着改革开放的深入发展, 我国的科学技术生产力水平得到了前所未有的提高, 同时也暴露了日益突出的就业问题。许多理论研究领域的学者都试图探索其中的原因, 由于研究问题的角度不尽相同, 当前经济理论界在技术进步和就业有关的研究问题上得出的结论也各异。相关的国外文献广泛采用了不同的研究视角和研究方法, 而绝大多数国内文献几乎都采用静态分析方法, 这可能有碍于全面反映技术进步对我国就业市场变化所起到的作用。技术进步引起就业的变化过程很可能是动态的、不断变化的。而本文使用的VAR模型分析法, 正好可以较好地体现这种动态过程。实际上, 技术进步与社会就业两者之间有着非常复杂的关系:技术进步对就业的影响既有积极的, 又有消极的;既有短期的, 又有长期的。一方面, 技术进步对劳动有挤出效应 (机器排挤工人) ;另一方面, 技术进步会促进社会分工, 扩大就业领域, 刺激消费需求, 也有一个关于就业的联动效应。因此, 研究我国技术进步对就业的影响有助于探索如何利用科技进步增加就业, 这具有重要的现实意义。

1文献综述

不同因素对就业造成的影响程度不同, 技术进步是影响就业的一个重要因素。1957年, 罗伯特·索罗 (Robert Solow) 首次在其建立的经济增长模型中引入了技术进步因素[1]。在此之后, 学术界逐渐将技术进步与就业之间的影响关系作为重点研究的问题之一。下面主要从技术进步对就业总量和就业结构两个方面的影响, 对国内外相关文献进行系统的总结。

1.1技术进步对就业总量的影响

1.1.1技术进步对就业具有收缩效应

新古典经济学认为, 一方面, 劳动力市场会因工资刚性而供求失衡;另一方面, 季节性和技术性原因也会减少就业[2]。该学派的主要代表人物马歇尔 (Alfred Marshall) 认为, 在完全竞争市场条件下, 失业具有局部性和暂时性[2]。庇古 (A.C.Pigou) 认为, 工资率决定劳动力市场均衡的就业量, 劳动供求的大小可以由工资率的自由变动进行调控[3]。当代西方经济学新古典综合学派的代表人物托宾 (James Tobin) 提出了结构性失业理论, 该理论认为, 劳动的供求结构性会由于技术的结构性变化而失衡, 这将引起某些行业和地区出现职位空缺与失业并存的现象。约瑟夫·阿罗斯·熊彼特 (Joseph Alois Schumpeter) 认为科技进步在于就业创造并存的同时, 也伴随着就业毁灭的复杂过程[4]。Nickell和Bell[5,6]、Zmimerman (1991) [8]、Gal (1991) [9]等国外学者均研究得出相似结论。国内学者彭绪庶、齐建国 (2002) 对美国1947~1998年的50年经济数据进行了系统的研究, 结果发现技术进步对劳动存在较强的替代性[10]。姚战琪和夏杰长 (2005) [11]、何静慧 (2005) [12]等也得出技术进步造成了就业的减少的结论。

1.1.2技术进步对就业具有扩大效应

J.B.Say (1803) 在《政治经济学概述》中提出“供给会自行创造需求”的著名论断, 之后被人们总结为“萨伊定律”, 认为所有商品生产者均是理性的, 都倾向于扩大产品的生产和销售, 从而促进社会商品的生产和销售达到理想化状态, 最终实现充分就业。John Tamsay (1864) 认为, 增加机器的使用并不一定会削减劳动的需求, 因为机器带来的劳动生产率的提高会使产品价格更低, 在货币持有量一定的情况下, 消费者可以购买到更多的商品, 从而促进商品生产, 增加企业的就业需求[13]。马克思[14,15]在生产力和生产关系理论的基础上, 提出机械化生产和工业发展会使得非生产性劳动工人的比例越来越大。新古典经济学派认为, 企业可以谋求劳动力与资本之间的价格平衡点, 因而长期性失业的可能性不大, 但不可避免由技术进步导致的暂时性失业[16]。随后比萨瑞德斯 (Pissarides, 1990) [17]、费尔南多 (Femandodel Rio, 2001) [18]、Basu、Fernald等 (2004) [19]也得出技术进步对就业具有扩大效应的结论。国内学者丁仁船通过计量研究指出, 在总体上, 技术进步对中国就业的影响是正面的[20]。黄赜琳[21]、姚先国和周礼[22]、余源源[23]等通过实证研究得出相似结论。

1.1.3技术进步对就业双面效应

李嘉图 (David Ricardo) 在《政治经济学及赋税原理》中指出, 技术进步对就业既有创造效应又有毁灭效应, 被称为“李嘉图之谜”[24]。之后逐渐总结形成系统的“补偿理论”:技术进步对就业的创造效应比毁灭效应大, 但是不会自动、立即和无痛苦地实现这种“就业补偿”[25]。阿戈雅 (Aghion) 彼得·霍伊特 (Peter Howitt) 和比萨瑞德斯 (Pissarides) 等[26,27]在此基础上做出进一步拓展。

1.2技术进步对就业结构的影响

Davis Haltiwanger、Liu (1998) 等通过对世界范围内的市场经济体制国家的研究, 指出技术进步的“就业创造”和“就业毁灭”在所有国家中都会持续地发生, 而这两者的大幅度变动会加剧劳动力重新配置的强度[28]。Jeremy Greenwood和Anath Seshadri (2002) 得出了技术进步是产业结构变动的催化剂的结论。国内学者都阳 (2005) 研究表明, 由于我国产业结构的调整, 就业弹性降低, 从三次产业来看, 第一产业不再具有创造更多就业机会的潜力, 并且该产业就业市场已趋饱和, 剩余劳动力过多;工业资本密集度不断上升, 导致第二产业吸纳劳动力的能力降低;虽然第三产业吸纳就业的潜力仍然处于较高水平, 但增长缓慢, 仍需要进一步开发。姚战琪, 夏杰长 (2005) 的研究认为, 对我国就业影响最重要因素是工资总额的变动, 其次是劳动力成本的增加, 而产业结构的调整并不是导致就业变动的显著影响因素[29]。蒲艳萍 (2008) 对各国经济发展规律进行了总结, 并指出我国目前的产业结构的发展趋势:第一产业比重迅速下降, 第二产业比重缓慢下降, 第三产业逐步发展。同时通过实证研究指出, 我国产业结构的调整方向与变动速度对就业市场的变化有显著影响[30]。

2理论分析与研究假说

2.1技术进步与就业增长

劳动生产率提高的根本原因是技术进步, 在维持产出不变的条件下, 提高生产率就意味着减少劳动力需求。所以一直以来都有人持这样的看法:技术进步是扩大就业的一个障碍。实际上, 短期内和局部上, 技术进步难免会对就业有一定的消极影响, 但长期来说, 技术进步对就业存在的“补偿机制”可以通过诸多实现手段来增加就业需求, 并且两者的长期关系更能反映其本质联系, 所以, 从长期的总量的角度来研究技术进步与就业的关系是十分必要的。

事实上, 人类社会不断发展和进步的过程也伴随着技术水平不断提升的过程。历史上的科学技术革命虽然大幅提高了劳动生产率, 但对就业产生的消极影响微乎其微。在第一次工业革命至今的200多年间, 虽然每一次技术进步, 会导致某些部门的衰落而减少就业, 但技术进步存在的“就业补偿机制”很好地削弱了这一负面影响, 它刺激经济增长、带动新兴产业的产生和发展, 从而吸收大量的就业人员, 且一般情况下, 这种“补偿机制”带来的就业增加会超过就业减少, 所以总体上就业增长的发展趋势是上升的。长期中, 科学技术水平不断上升, 衍生出的新兴行业能够创造更多的就业机会, 同时劳动力的供给也在不断增长, 这就导致不管是就业的绝对规模还是就业的相对水平都会得到一定的改善。

由此提出假设1:技术进步对就业增长率的短期影响为负, 长期影响为正。

2.2技术进步与就业结构

已有的研究表明, 技术进步对三次产业的就业影响存在差异。中国是农业大国, 经济的发展长期依赖第一产业, 该产业成为剩余劳动力的“蓄水池”, 因此存在很多的无效就业, 这种无效就业很难真正反映行业创造就业机会的能力。一般情况下, 如果第二产业和第三产业创造就业机会的能力下降, 那么第一产业的就业将会增加, 如果第二产业和第三产业可以创造更多的就业机会时, 劳动力将从第一产业流出, 即剩余劳动力发生转移。

中国曾经实行了一段长期的计划经济体制, 在很长一段时间里国有经济在第二产业中一直占主导地位, 吸纳了大量的劳动力, 这也是政府缓解就业压力的主要渠道。但是, 国有企业内部存在严重的问题:各部门人浮于事, 存在大量的无效就业, 到了90年代国有企业改革时期, 企业内部大量的隐性失业充分暴露, 变为显性失业, 大大降低了第二产业的就业弹性。由于计划经济体制的实行, 市场化因素作用无法显现, 这可能导致第二产业的技术进步对就业的影响不显著。

已有的研究表明, 技术水平的提高促进了大量新兴产业的出现, 如金融、保险服务, 与此同时, 技术进步也能够促进传统的服务行业扩大其原有的规模, 其规模的壮大创造出更多的就业机会, 大大超过由于劳动生产率的提高而减少的就业, 即技术进步能够通过补偿机制促进就业。虽然短期内第三产业的技术创新对就业的变化没有显著的影响, 但长期看来, 第三产业的技术进步能够促进该产业的就业增长。由此看来, 第三产业将会成为我国缓解就业压力的重要渠道。

由此提出假设2:技术进步与第一、二产业的就业量无长期稳定关系;而会促进第三产业就业量的增加。

3研究设计与实证分析

本文通过研究技术进步的就业总量及结构效应, 就如何促进就业、保证各产业就业的协调发展提出有力的政策建议, 为完善我国就业保障机制提供重要参考。本文实证分为两部分, 即技术进步对就业总量和就业结构的动态影响, 在理论分析的基础上提出2个研究假说, 分别建立计量模型予以检验。

(1) 本文用全要素生产率衡量技术进步率, 利用1978~2010年的数据, 采用隐性变量法将技术进步率视为一个隐性变量, 借助状态空间模型利用极大似然估计给出技术进步率的估算结果。隐性变量法与索罗残差法相比具有明显优势, 将其视为一个独立的状态变量, 将技术进步率从残差中分离出来, 剔除掉测算误差对估算结果的影响。估算中为了避免伪回归的出现, 对变量进行平稳性检验 (ADF单位根检验) 和协整检验 (Johanson协整检验) 。在此基础上建立技术进步率与就业增长率的VAR模型, 对两者进行脉冲响应分析, 研究技术进步对就业总量增长的动态影响。

(2) 利用Johansen最大似然法对各产业的比较劳动生产率和就业人数进行协整分析, 研究技术进步与就业结构变化的关系。

3.1技术进步影响就业的动态分析

3.1.1技术进步率的估算方法

本文采用全要素生产率代表技术进步率, 利用隐性变量法对全要素生产率进行估算。如前所述, 利用隐性变量法估算我国1979~2011年全要素生产率增长率时, 为了避免出现伪回归现象, 首先需要进行模型变量的平稳性检验和协整检验。具体地, 我们使用ADF单位根检验和Johanson协整检验, 且对各个变量取自然对数。如果检验出现单位根并且变量之间存在协整关系, 则利用产出、劳动力和资本存量的一阶差分序列建立如下状态方程:

其中, Δln (TFPt) 是全要素增长率即技术进步增长率, 把它看作一个隐性变量, 且遵循一阶自回归即AR (1) 过程, 给出如下的状态方程:

其中, ρ是自回归系数, 满足ρ<1, φ为白噪声。所以, 利用空间状态模型, 通过极大似然估计同时估算出预测方程 (1) 和 (2) , 从而得到技术进步增长率。相对于索洛残差法, 隐性变量法的最大优点在于, 不再将全要素生产率视为残差, 而是将其视为一个独立的状态变量, 从而将技术进步率从残差中分离出来, 剔除掉测算误差对估算结果的影响[31]。

3.1.2数据说明

本文使用的变量包括国内生产总值 (Y) 、劳动力人数 (L) 、资本存量 (K) 、就业人数增长率 (GL) 、资本存量增长率 (GK) 以及技术进步增长率 (GTFP) 。其中, 国内生产总值以当年价格算, 劳动力人数以全社会从业人数表示, 资本存量采用全社会固定资产投资核算。中文数据来自《新中国五十年统计资料汇编》以及1978~2011年《中国统计年鉴》。

3.1.3计量检验

(1) 变量和VAR模型的平稳性检验

为保证VAR模型的可靠性, 首先对就业人数增长率 (GL) 和技术进步增长率 (GTFP) 进行单位根检验。

表1和表2说明, 变量GL和GTPF分别在1%和5%的显著水平下通过了ADF检验, 说明就业增长率和技术进步增长率在相应显著水平下是平稳的时间序列。然后对两个变量的VAR模型进行平稳性检验, 滞后阶数为2。检验结果表明:VAR (2) 模型中不存在大于1的根, 模型是稳定的。

(2) VAR模型的估计

利用Eviews6.0对GL和GTPF两个变量的VAR模型估计结果如下:

式 (3) 表明, 技术进步增长率对就业增长率在第一期影响为负, 而在第二期影响为正。式 (4) 表明, 就业增长率对技术进步增长率, 在第一期影响为正, 第二期影响为负。

(3) 脉冲响应分析

根据Cholesky分解方法, 图1是GL对GT-PF一个标准差信息的响应程度。图中实线部分为计算值, 虚线部分为响应函数值加或减两倍标准差的置信带。

图1反映了技术进步增长率对就业增长率的动态影响过程, 就业增长率在技术进步增长率的一个冲击下, 在第1~3期为负向响应, 之后为正向响应, 并逐渐减弱, 到第8期之后响应几乎完全消失。

通过以上的分析, 本文得出以下结论:技术进步对就业的影响是动态的, 即在短期内对就业具有收缩效应, 而在长期则具有扩张效应。

3.2技术进步对就业结构的影响分析

3.2.1数据来源及变量的选择

一方面, 技术进步会引起就业人数增长;另一方面, 技术进步也会导致就业结构发生变化。近几十年来, 随着改革开放的深入发展, 我国一、二、三产业的技术水平得到了突飞猛进的提升, 各个产业的就业结构也随着技术水平的提升发生了巨大的变化。下面通过研究各个产业的技术进步与该产业就业情况变化之间的关系, 来分析各产业的技术进步对就业结构变化的影响。选取各个产业的就业人数作为因变量, 选取各产业的比较劳动生产率作为自变量, 第一产业就业人数EP1, 第二产业就业人数EP2, 第三产业就业人数EP3, 第一产业比较劳动生产率LP1, 第二产业比较劳动生产率LP2, 第三产业比较劳动生产率LP3。数据均来源于各年的统计年鉴。

3.2.2协整分析

根据ADF单位根的检验方法, 对变量EP1、EP2、EP3、LP1、LP2和LP3进行单位根检验, 结果如表3所示。

结果表明1979年以来我国一、二、三产业的就业人数和比较劳动生产率都不能拒绝单位根的原假设, 序列不平稳, 但其一阶差分接受了没有单位根的假设, 这表明我国一、二、三产业的就业人数和比较劳动生产率均为一阶单整序列。由于数据具备了进行协整分析的条件, 我们接下来利用Johansen最大似然法来进行协整分析, 研究长期内各产业的技术进步对该产业的就业情况会产生怎样的影响。同样的, 由于时间趋势的存在, 假设协整方程中存在截距项, 且根据最小AIC准则检测到方程1、方程3的最优滞后期为1, 方程2的最优滞后期为3。协整检验结果如表4所示:

由协整检验可知, 1979~2010年我国第一产业就业人数比较劳动生产率、第二产业就业人数和比较劳动生产率间都不存在着协整关系, 这表明第一、二产业技术进步和就业并不存在长期的均衡关系。而第三产业就业人数和比较劳动生产率间存在协整关系, 用最小二乘法进行回归得如下结果:

表明在1979~2010年间第三产业技术进步促进了就业, 这也与我国的实际情况相吻合。

4研究结论与政策建议

本文利用1978~2010年的数据, 采用隐性变量法对期间的技术进步率进行了估算, 建立技术进步率与就业增长率的VAR模型, 对两者进行脉冲响应分析, 研究技术进步对就业总量增长的动态影响;利用Johansen最大似然法对各产业的比较劳动生产率和就业人数进行协整分析, 研究技术进步与就业结构变化的关系。研究表明, 短期内 (1~3年) 技术进步对就业变化的影响显著为负, 即技术进步在短期内会降低就业率, 但从长期看 (4~8年) , 技术进步则对就业变化的影响显著为正, 即长期中技术进步不会降低就业率, 反而能促进就业率的提高。技术进步与第一、二产业的就业量无长期稳定关系, 而会促进第三产业就业量的增加。由此可见, 通过鼓励科学技术的创新和进步能够有效缓解我国的长期就业压力。

然而, 我国创新激励机制有待进一步健全、劳动者科学技术水平有待进一步提升、产业结构有待进一步优化等诸多因素严重制约科学技术的创新和进步。我国目前主要面临两个要求: (1) 必须要将更多精力放在完善技术创新的激励机制上, 并将技术理论成果成功运用到实际生产中, 走高新技术产业化的道路, 着力打造一种较为合理的以先进科学技术为主导的就业结构。 (2) 加大力度提升劳动者素质, 扩大高新技术的普及范围, 以弥补高新技术产业对劳动力的需求缺口。简而言之, 就是要在鼓励研发的同时加强教育, 可以从以下几个方面着手。 (1) 改善鼓励创新的政策环境, 建立起与我国经济体制相适应的科技创新激励机制, 合理优化科技投资结构, 注重将科技成果应用到实际生产中, 将科技成果产业化、商业化等。 (2) 要加强教育体制改革, 提高教育质量, 重视职业教育培训。 (3) 推进第二产业改造升级, 聚焦高新技术产业。促进传统产业向高新技术产业的转化, 提供更多的就业机会给高技能水平的劳动者, 提升高新技术产业的就业创造力。以上举措可作为完善我国就业保障机制、促进各产业就业协调发展的重要参考。

摘要：通过研究技术进步的就业总量及结构效应, 就如何促进就业、保证各产业就业的协调发展提出有力的政策建议, 为完善我国就业保障机制提供重要参考。本文利用19782010年的数据, 采用隐性变量法对期间的技术进步率进行了估算, 建立技术进步率与就业增长率的VAR模型, 对两者进行脉冲响应分析, 研究技术进步对就业总量增长的动态影响;利用Johansen最大似然法对各产业的比较劳动生产率和就业人数进行协整分析, 研究技术进步与就业结构变化的关系。研究表明:短期内 (13年) 技术进步对就业变化的影响显著为负, 但长期 (48年) 则显著为正;第一产业和第二产业的技术进步和就业量不存在长期稳定的关系, 第三产业的技术进步促进了该产业就业量的增加。

河北省技术进步的就业效应研究 篇2

（1.北京交通大学 中国产业安全研究中心，北京100044；2.石家庄铁道大学 经济管理学院，河北 石家庄050043；3.中国人民银行 保定中心支行，河北 保定070000）

著名的“奥肯定律”表明[1]，经济增长与劳动就业正向相关，该规律已被多数国家的发展实践所证实。然而相关研究表明在我国出现了“奥肯悖论”（宋小川等）[2]，经济高速增长与严峻的就业形势相伴，河北省也不例外。改革开放以来河北省经济总量连年攀升，国内生产总值由1978年的183.06亿元上升为2011年的20 611亿元人民币，平均增长率达到10.4%，整体上快于全国的平均增长水平，但就业的增长幅度严重滞后于经济增幅，借助GDP就业弹性（1%的GDP变动所引起的就业变动百分比）来说明经济增长对就业的带动能力：20世纪80年代河北省GDP就业弹性平均值为0.35，具有劳动密集型经济的特征；20世纪90年代河北省的GDP就业弹性下降为0.12；21世纪前10年就业弹性平均值为0.14，虽然有轻微地回升，但总体上呈现明显的下降趋势。官方统计1990—2010年间河北省城镇登记的失业率从2.2%上升至5.3%，一些学者结合登记失业率与人口普查失业率推算出2010年河北省实际城镇失业率达到10.1%，远远超过了7%的失业警戒线。2011年新增就业人员达60万人，原本脆弱的就业均衡被进一步打破，严重的失业问题不仅造成巨大的人力资源浪费，甚至影响国家的长治久安。“十七大”报告中将解决就业问题视为“民生之本”，河北省“十二五”规划发展纲要中将保障和改善民生列入省经济和社会发展的十项要务之一。

“十七大”报告和“十二五”规划规划纲要中提出加快经济发展方式重点在于“由主要依靠增加物质资源消耗向主要依靠科技进步、提高劳动者素质、管理创新转变”，随着工业化改革进程的纵深化发展，经济增长方式正在向以主要依靠要素投入效率提升和制度释放来发展的集约方向转变，对资本、劳动的依赖作用正逐步下降，取而代之的是对科技的依赖逐步增强。技术进步已成为持久不衰的经济动力。

相关数据表明，近年来河北省高新技术企业得以迅速发展，高新技术产业规模以上企业产值在样本区间内平均增长率为19%，研发经费投入也不断增加，科技创新活动进一步增强，然而其就业效应如何？是拉升就业还是使本已严峻的就业形势进一步雪上加霜？研究技术进步的就业效应，建立二者良好的联动机制对河北这个拥有6 800万人口的经济大省具有深远的现实意义。

一、研究评述

技术进步有狭义和广义之分，狭义的技术进步仅指新的科学技术自身在生产领域中的成功应用，广义上的技术进步则是指技术变化在经济增长过程中的作用，包括经济增长率中扣除资本、劳动之外的所有因素（全要素）。希克斯（Hicks）[3]借助要素间的边际替代率（Marginal Rate of Substitution，MRS）概念将技术进步划分为资本节约型、劳动节约型和中性三个类别。边际替代率等于边际产量之比，假设总产出不变，劳动和资本的比率不变，如果因技术进步提高的劳动边际产量大则称为节约资本的技术进步；如果因技术进步提高的资本边际产量大则称为节约劳动的技术进步；如果边际产量的比率不变则称为中性技术进步，该类型的技术进步在现实生活中非常少见，往往只在理论上作为研究假设。

关于技术进步与就业的关系问题各经济学家莫衷一是。

从研究内容看国内外文献集中于两个方面，即技术进步对就业的挤出效应和补偿效应。李嘉图[4]、马尔萨斯[5]、姚战琪[6]等经济学家认同于技术进步对劳动就业的挤出效应，其作用机理是技术进步→劳动生产率提高→资本有机构成提高→企业对劳动力需求下降；与此同时，萨伊、卢卡斯[7]、彭绪庶、齐建国[8]（2002）等经济学家则倾向于技术进步对就业的补偿效应，其作用机理是技术进步→节约投入要素中的劳动成本→产品的销售价格下降→购买力提升→总需求的增加→就业与经济的增长，目前关于技术进步与就业关系的研究大多停留在国家层面，尚未涉及河北省相关数据。

就技术进步的衡量标准而言，使用最为广泛的是全要素[9]方法，将经济增长中扣除资本与劳动投入影响之外的其他所有要素视同于技术进步，但该方法有自身难以克服的缺陷，影响经济增长的其他因素中，市场因素、结构因素等都被夹杂在技术进步因素中，因此估算出的技术因子远高于实际。研究中还偶见另外四种衡量技术进步的方法：（1）明塞尔认为如果不考虑其他影响因素，生产力增长本身可以代表技术进步；（2）戴维斯认为技术进步是不变价格下产出值与投入之差；（3）Schmookler等学者认为技术进步是产出与投入的指数比；（4）列昂惕夫[10]认为技术进步率是投入在两个时间点之间的加权平均。

关于技术进步与就业关系的实证研究方法，主要多见于四种模型：运用索洛生产函数测算技术进步对就业的贡献率；运用向量自回归时间序列测算技术进步与就业的动态关系；运用数据包络模型的随机前沿边界测算技术进步与就业的相对关系；运用协整分析和格兰杰因素检验测算技术进步与就业是否具有长期稳定的因素关系。

本文将采用恒定替代弹性生产函数（Constant Elasticity of Substitution，CES）来测算河北省技术进步指数；通过构造最优雇佣函数来测算技术进步对就业总量的影响，构造就业结构模型测算技术进步对就业结构的影响。如无特殊标注，研究所用的原始数据均来自《河北统计年鉴》和《河北经济年鉴》，考虑到样本可得性，将样本区间择定为1978—2010年。

二、技术进步的度量——基于CES生产函数

CES生产函数是索洛、阿罗和钱纳里（Solow、Arrow and Cheney）[11]（1961）等人合作的结晶，强调生产要素劳动和资金的投入质量，能够避免生产要素投入质量提高对产出的影响，而且避免了索洛模型中估算出的科技因素过大的缺陷，使得计算出的科技指数更加精准。

（一）模型构建

假设投入与产出均为规模收益固定，构造由投入量与产出量组成具有恒定替代弹性的生产函数：

其中：Y代表产出，A代表科技因子，反映的是经济增长中除劳动与资本要素贡献之外的所有产出影响因素的综合贡献率，K、L分别代表资本投入、劳动投入，m为阶次，表示规模收益，ρ为替代参数，替代弹性，α、β代表资本与劳动的分配率，α+β=1，式（1）变形为：

其中：A0为基期的技术进步水平，γ为技术水平的年平均增长率，t为时间项。在CES模型加上随机误差项ut，为避免共线性，两端取对数，并令A（t）=A0（1+γ）t，式（2）变形为：

由于CES生产函数是不可线性模型，采用柯门塔（Kmenta）近似法估计，将其中的ln（αL-ρ+（1-α）K-ρ）在ρ=0时展开成泰勒级数，并分别取0-2阶项代入（3）式，得出：

其中：r≥0代表技术进步指数；λ代表新设备的技术进步指数，η≥0代表劳动质量上技术进步指数，资金和劳动的产出弹性分析为SK、SL，CES增长速度方程：

其中：y为产出增长速度，r+sKλ+sLη和ET均代表技术指数，ksK为资本指数，lsL为劳动指数，则有：

（二）数据及结果

总产业指标Y：采用河北省国内生产总值GDP数据来衡量，为排除价格波动的干扰，将1978年作为基期，各年度数据根据基期价格平减。

劳动投入指标L：用各年底的劳动就业人口总数来衡量。

资本投入指标K：用固定资产投入来表示，由于固定资产存在折旧并且内含通货膨胀因素，所以本文中仅指资本存量，采用OECT组织广泛采用的永续盘存法[14]对资本存量进行估算。

式中：It代表年份为t的固定资产投资额度；δt代表年份为t的折旧率；PFt代表年份为t的固定资产价格指数；Kt、Kt-1则分别代表要估计的t和t-1年份的资本存量。

利用Eviews6.0软件结合河北省内相关数据估算出技术进步指数如图1。技术进步与就业的变动趋势如图2所示，河北省就业总量变动呈现缓慢下降趋势，而技术变动率波动幅度较大，整体来看河北省技术进步变化率与就业人数变化率二者关系不够密切，个别年份显示出负相关关系，科技进步指数增长较快的时期劳动力的增长较慢，1984年之前这种趋势十分明显。1990年和1999年技术进步增长率波动频繁，但劳动就业变动相对稳定，其次是在2008年，河北省劳动力增长稳定而技术进步贡献率却回落到低谷。河北省技术进步对劳动就业关系从长期趋势图来看呈现中性特征，所以有必要根据CES生产函数估算的数据进行更深入的验证。

图1 技术进步指数

图2 技术进步与就业变动趋势

三、技术进步的就业总量效应

河北省从业人员总数由1978年的2 082.8万人上升为2011年的3 692.5万人，总体上有较大幅度提升，下面将构造雇佣最优利润函数测算1978—2010年间技术进步对河北省就业总量的影响。

（一）模型构建

建模基本思路是构建厂商的利润函数，基于雇佣最优原则确定出就业为自变量，以产出、工资和技术进步因子为因变量的模型。厂商的利润函数：

其中：π为利润，P为产品价格，L、K为劳动和资本的投入量，W为劳动的价格工资，R为资本的价格利息率，Y为总产出，采用柯布道格拉斯函数形式，Y=AKαLβ。则基于利润最大化原则得出：

其中，W/P代表实际工资。（8）式将劳动力需求转变成产出与劳动力价格的函数，为避免共线性，两边取自然对数，加入随机扰动项ε，再加入技术进步因素，（8）式变形为：

其中，ET为上文中采用CES生产函数估算出的技术进步指数；系数β1、β2、β3分别表示总产业弹性、工资弹性以及就业对技术进步因素的半弹性（反映的是技术水平变动1%时就业水平变动的百分数近似于100β3）。

（二）数据及结果

数据来自《河北省统计年鉴》及前文估算，样本区间选择改革开放后1978—2010年间数据，回归方程：

括号中数字为标准差，所有系数均在1%的水平上通过t检验，R2=0.967，方程拟和度良好。

回归结果表明，劳动力需求与总产出成正比，产业的就业弹性为0.19，劳动力需求与实际工资反向相关，技术进步每提高1%，则劳动力需求下降0.08%，总体上看技术进步与劳动力需求总量负相关，但相关系数过小，说明技术进步对就业总量的影响作用非常微弱。

四、技术进步与就业结构的实证分析

改革开放以来河北省产业优化调整和结构升级甚有成效，三大产业之间的产值差距明显扩大。工业产值稳居三大产业之首，服务业已逐渐取代了农业，成为继工业之后的新的主体产业。同时省内就业结构得以相应的调整，服务业从业人员占就业人数总量的比例上升很快，工业从业人员占就业人口比重平衡上升，而农业从业人员占就业人员比重大幅度下降。三次产业的产值和就业结构如表1所示。

表1 产业结构与就业结构

（一）模型构建

以下将依据国民经济三个部门，即第一产业、第二产业、第三产业的就业变动来说明1978—2010年间技术进步对河北省就业结构的作用，由于第一产业中农民没有工资，第三产业中用人机制和薪酬机制都较灵活，所以在劳动力需求模型中取消了实际工资因素，构造以下三个模型：

其中下标1、2、3分别代表三次产业，L1、L2、L3分别代表三次产业的就业人数，E1T、E2T、E3T分别代表三次产业的技术指数，其他参数和数据定义如前。

（二）结果分析

结合河北省1982—2008年相关数据及前文估算的结果，利用普通最小二乘法（OLS）估计，回归结果如表2所示：

表2 技术进步的就业结构

回归结果显示，河北省三次产业的就业人员与本部门的产出正向相关，农业产值比重由1982年的27.1%下降到2008年的13.1%，工业产值比重由1982年的49.1%下降到2008年的46.9%，使得工业与农村就业人数的下降；而服务业产值比重由1982年的22.7%上升到2008年的37%，使得服务业从业人员大幅度上升。伴随着技术进步，第二产业和第三产业从业人员得以增加，特别是对第三产业的影响程度最大，但是技术水平对第一产业就业人员数量的影响显著下降。原因在于河北省是农村大省，农村存在大量富余劳力，第一产业中的技术进步致使农村剩余劳动力大量转移到第二、第三产业，前文结论表明其中大部分转入第三产业。如图3所示，河北省就业结构图印证了上述结论。

图3 河北省就业结构图

五、结论及建议

本文在利用恒定替代弹性生产函数方法估计技术进步指数的基础上，分析了河北省1978—2010年间技术进步对就业总量以及就业结构变化的影响。实证结果表明技术进步与河北省的就业总量增长表现为负相关关系，即对就业总量存在挤出效应，但作用很微弱；另一方面，技术进步通过影响产业结构进而影响就业结构的调整，第二、第三产业的就业人数随着技术进步得以提升，尤其是第三产业增幅显著，第一产业从业人员随着农业科技的推广而下降。综上所述，技术进步在促进经济增长的同时，有利于产业结构和就业结构的调整和优化，这种趋势与工业化演进路线相吻合，即劳动力由第一产业向第二、第三产业转移，最终实现以第三产业为吸纳劳动力就业的主导产业。因此技术进步对扩大第三产业的就业提供了机遇。由于河北省处于工业化转型时期，劳动人口众多而用于提高产业技术水平的资金有限，采用最先进的技术设备容易造成资金流失过多和失业人口的加剧，在技术发展路径上可遵循“替代战略”，即现阶段采取适用于本省实际情况的、可扩大就业而又不需太多资金的“劳动密集型技术”，当资本积累达到一定程度后再过渡为资本密集型。我国沿海许多乡镇企业广泛采用的就是劳动密集型技术，这类企业吸收了大量文化程度不高的农村转移劳动力。现阶段河北省选择劳动节约型的技术进步并不意味着只能采用过时的、二流的、效率不高的技术，而排斥先进技术。节约资金不等于甘心落后，而耗费资金也不等于拥有先进。在具体技术选择方面，河北省应该优先支持清洁型劳动密集产业的发展，以提升中低收入阶层的就业机会和收入，同时在高新技术产业的发展方面，应该注重劳动密集与知识密集相结合。

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技术创新与进步的贸易效应研究 篇3

1 国际理论研究

研究普遍认为, 国际贸易理论大概经历了4个不同的发展阶段:古典贸易理论、新古典贸易理论、新贸易理论和新兴贸易理论。国际贸易理论发展的过程中, 对技术因素的研究经过了一个长期的发展过程后, 才形成一个较为正式的论述。本文将沿着国际贸易的理论发展路线对其中的技术因素做一个详细有序的梳理。

1.1 古典和新古典理论——从技术角度考虑国际贸易问题的萌芽

古典贸易理论是指由英国古典学派经济学家在劳动价值学说基础上, 从生产成本方面提出的关于国际贸易的发生和影响的学说, 其内容包括绝对优势理论与比较优势理论。

亚当·斯密 (1776) 提出的绝对优势理论中指出, 国际贸易的基础在于商品生产效率的不同, 即单位产品的绝对劳动时间消耗不同:商品生产效率的不同是由于各个国家所拥有的自然优势和获得性优势的不同造成的。而其中的获得性优势即是指商品的生产技术和技能。技术水平与商品的生产效率呈正相关。技术水平越高, 单位产品生产的绝对劳动时间消耗就越少, 即生产效率越高。

而后, 大卫·李嘉图 (1816) 在绝对优势理论的基础上提出比较优势理论, 发展了亚当·斯密的观点, 认为决定两国能否进行专业化分工和自由贸易的基础不是绝对成本的差别, 而是比较成本的差别。其假设前提是基于两国劳动生产率的差异。在李嘉图的模型中, 技术被认为是规模报酬不变的。一国生产具有技术优势的产品对其来说是最有利的方式。因此技术优势也就在一定程度上决定了贸易的结构与模式。在这之后的一些古典经济学家的研究进一步证实了技术差异对贸易格局的影响。

以李嘉图为代表的古典经济学家已将技术纳入对国际贸易有重要影响的因素中, 只是在这一时期的考虑还局限在“技术”的绩效——劳动生产率。古典贸易理论本质上是从技术要素差异的角度来解释国际贸易产生的原因。

在古典贸易理论中, 劳动是唯一的要素投入, 然而随着资本主义生产关系的出现以及工业革命的发生, 资本逐渐成为一个重要的生产要素, 产品生产早已不再决定于单一生产要素, 新古典理论的发展也就成了必然趋势。从古典贸易理论发展到新古典贸易理论不仅仅是要素投入数量的变动, 基本分析框架也从单一要素投入发展为多产品多要素的一般均衡体系。这一发展为国际贸易的研究开辟了新的领域, 提供了新的分析工具, 并开始形成了比较完整的国际贸易理论体系。这一领域的代表学者有埃利·赫克希尔、伯尔蒂尔·俄林、保罗·萨缪尔森、罗纳德·琼斯、沃夫冈·斯托尔珀、罗伯津斯基、瓦西里·里昂惕夫、巴格沃蒂等。这一理论中重要的理论包括要素禀赋论, 里昂惕夫悖论等。

1.2 新贸易理论——从技术进步等角度解释了新的贸易现象

这一时期的理论中主要包括了新生产要素理论、偏好相似理论、动态贸易理论、产业内贸易理论和国家竞争优势理论等。新生产要素理论体系中以基辛 (D.B.Keesing) 、凯南 (P.B.Kenen) 、舒尔茨 (T.W.Schultz) 为代表的人力资本理论将人力资本作为一种新的生产要素引入。这种理论暗示了资本技术结构对贸易结构的影响。而研究和开发能力与技术水平是密不可分的。即可以说此理论间接指出了技术水平对贸易格局的影响。

技术外溢与干中学学说强调了技术变动对国际贸易的动态影响。突破性地将技术作为内生变量, 若引进国将外溢国的技术用于比较优势产业, 则对两国均有利, 反之则均不利。此外, 假设国内技术外溢的速度高于国际技术外溢, 国家原来的领先产业有加速发展的可能, 原有比较优势会加强。技术传播使各国的差异不断扩大, 强调了技术变动对国际贸易的动态影响, 将技术的贸易效应研究引入了更细致更具体的领域。1962年由阿罗 (Arrow) 提出的“干中学”模型是最早用内生技术进步解释经济增长的模型。动态比较优势理论中林毅夫等提出, 一个国家的产业和技术结构从根本上取决于国内要素禀赋, 其升级是产业结构升级的基础。这不仅指出了技术结构对产业结构的影响, 更深层次地指出了优化技术结构的源头。

1966年弗农 (Raymond Vernon) 提出的产品生命周期理论则是对技术差距模型的总结及扩展, 深入论证“技术差异决定国际贸易流向”的观点。以产品生命周期的不同阶段所需要素密集度的不同为基础, 分析了技术进步与比较优势的相互关系, 以及技术创新和技术扩散对国际贸易格局的影响。

1.3 其他重要理论

新增长理论试图寻找经济增长的根本原因。强调经济增长不是外部力量 (如外生技术变化) , 而是内部力量 (如内生技术变化) 作用的产物, 其最重要的突破是将知识、人力资本等内生技术变化因素引入经济增长模式中。此理论主要包括五大研究思路:知识外溢和边干边学的内生增长思路, 强调技术进步对生产要素的外溢效应, 内生技术变化的增长思路, 现行技术内生增长思路, 开放经济中的内生增长思路和专业化劳动分工的内生增长思路。新增长理论将经济增长的源泉由外生转化为内生, 指出技术进步是经济增长的决定因素, 并对技术进步的实现机制作了分析。“新要素禀赋理论”中Tref ler和Daniel[12]将技术进步因素引入要素禀赋模型, 认为技术差异与要素禀赋共同影响着一国的贸易结构。

2 国内实证研究

技术一直是国际贸易领域中的一个重要研究因素, 然而对于技术与贸易之间的关系却经历了一个长期的发展才形成较为正式的论述。在理论基础逐渐夯实的过程中, 国内外学者对实证研究的探讨也逐渐丰富。大多数实证研究指出技术进步对贸易有重要影响。

技术进步是形成并强化出口的竞争优势中的重要因素之一。基于这个观点, 强永昌在有关文献中描述了技术进步与出口竞争力的关系图, 通过出口竞争系数的计算, 他发现, 技术进步对贸易的正面影响是毋庸置疑的。然而针对国内情况而言, 这种影响在此阶段还受到了一些因素的制约。

这个话题引人深思, 我国对外贸易能够保持快速增长的一个重要条件是资源优势, 但是现有的单纯依靠劳动和要素密集型产品的不断扩大对改善我国贸易现状和改变出口增长方式是不利的, 为了实现可持续的对外贸易发展, 需将现有方式向出口具有高附加值和技术含量的产品提高上去, 也就是说应该把技术进步落实到出口贸易中。要想转变我国出口的增长方式, 保持对外贸易的持续增长和高速发展, 需要提高技术进步对贸易成长的贡献度。

李怀政 (2011) 的相关研究表示我国的工业出口贸易和环境技术进步间存在着稳定的长期均衡关系。环境技术进步是对出口贸易扩张有重要影响。逯宇铎、孙博宇指出, 技术在出口中的作用已经超越要素投入, 技术进步在高技术行业出口贡献中占主导地位。然而其贡献率在中、高技术附加值产业中存在较大差异。对高技术附加值的贡献率远大于中技术附加值产业。这也是将来研究的一个发展方向。如何加快中低技术附加值产业的发展, 使技术进步发挥更大的作用, 是需要进出口企业进一步突破的地方。

技术进步对贸易的促进作用已经在很大程度上得到专家的认可。此外, 笔者认为值得一提的是, 刘钻石、张娟 (2011) 的相关分析显示出我国出口贸易技术水平的地区差异。他们结合贸易品分类法和技术附加值指数法, 给出出口贸易技术水平的测算指标, 利用2002年~2008年中国省级数据比较分析各地区的出口贸易技术水平, 得出的结论显示出了明显的地区差异。

笔者认为贸易技术水平不平衡问题的指出具有重要意义。如何促进地区平衡发展, 是有待进一步思考的问题, 这也为将来贸易问题的研究指出了一个新的方向。

3 总结与建议

国内外理论和实证研究成果证实了贸易与技术创新的内生关系, 肯定了技术创新的贸易效应, 但针对目前我国国内情况来说, 主要还停留在对进口产品总量的研究上, 我们认为将来的研究应该深化到对贸易结构及贸易模式的影响上, 从而对贸易与我国技术进步的关系有更全面的认识。其次, 技术创新的贸易效应存在地区差异的问题, 不利于协调发展。人力资本的吸收力大小对技术的吸收效果起到关键作用。因此应关注相对落后地区的人力资本要素积累, 提高企业的消化吸收能力, 促进各地区之间的协调发展。同时应注意相对落后地区的引资技术含量。

摘要：近年来, 中国已逐渐步入国际贸易大国行列。技术创新会对一国的贸易模式, 贸易规模和贸易利得造成影响。本文对技术创新的贸易效应进行了分析, 并在此基础上进行了总结, 并提出一些个人见解与政策建议。

关键词：贸易,投资,技术进步,全要素生产率

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技术进步的就业效应 篇4

关键词：制造业；技术进步偏向；就业增长；要素替代；资本替代劳动；要素报酬；劳动密集型行业；资本密集型行业；技术密集型行业；工资上涨

中图分类号：F062.4；F224.0 文献标志码：A文章编号：16748131（2015）06006208

一、引言

长期以来，技术进步与就业增长的关系是经济学界重要的研究领域。技术进步是创造了更多的就业机会，还是导致失业率的提升？针对这一问题的回答并不确定，因为即使同一国在同一经济环境的不同发展阶段也有很大的差异。Aghion et al（1994）认为技术进步对就业的影响具有双重性：一方面资本深化过程提高了资本收益，增加劳动力的需求而促进就业增长；另一方面技术创新的破坏效应缩短了劳动力的工作匹配周期，减少工作岗位而抑制就业增长。Cyert et al（1987）指出，在美国工业化进程中，前沿技术进步通过提高劳动生产效率减少劳动力需求；同时，它又会提高要素生产率而降低产品价格，引起产出需求的增加，进而扩大对劳动的需求；因此，只有在技术进步的就业增长效应大于替代效应时才会促进社会就业总量的增加。王林辉等（2011）和朱翠华等（2012）认为我国技术进步的就业增长效应是高于替代效应的，表现出就业总量的增加。而朱轶等（2009）在利用DEA方法估算全要素生产率基础上，研究了我国技术进步、产业结构对就业的影响，发现二、三产业的技术进步并没有对整体就业产生促进作用，尤其是服务业的技术进步产生了负面的就业影响。

纵观国内外研究成果，现有研究大都在广义技术进步下分析就业效应问题，但是这不能反映前沿技术进步的方向对就业增长的影响。因为随着高新技术的快速发展和先进技术、设备的引进，市场对技能劳动力需求增加，同时技能劳动力的收益增多，技术进步偏向资本如果技术进步更有助于提高某种要素的边际产出，称之为偏向该要素的技术进步，或说技术进步偏向该要素。 的同时也偏向技能劳动力，这种趋势愈来明显，即技术进步、资本和技能劳动融合发展（Antras，2004；Klump，2007；Sato et al，2009；Acemoglu，2010）。具体而言，在经济发展过程中，技术进步体现在资本和机器设备投入中，并且技术进步收益率也体现在资本收益中，即旧资本的技术水平远不如新资本。这意味下降的资本设备价格会产生两方面的影响：一是引起发展中国家对发达国家机器设备的需求增加，二是发达国家增加对新设备投入再生产。这使得无论是发达国家还是发展中国家对技能劳动力的需求都会增加，进而提升劳动力就业结构，并最终影响就业总量。

本文根据我国技术进步及经济发展的特性，基于要素增强型生产函数，构建技术进步偏向对就业增长影响的理论框架，尝试从技术进步偏向角度分析就业问题。技术进步偏向将有利于某些生产要素，但有可能降低其他要素报酬。换句话说，技术进步的方向直接决定了经济发展过程中劳动力规模和结构需求的变化。由于制造业作为经济社会发展的基础性产业，是吸纳我国庞大劳动力大军的重要部门之一，因此，本文选取1987—2013年中国制造业数据实证分析技术进步偏向对其就业增长的影响，并就实证结果提出有助于我国就业持续稳定增长的技术发展政策。

钟世川：技术进步偏向对制造业就业增长的影响

二、理论模型

本文采用要素增强型生产函数进行模型构建，具体的生产函数形式如下：

Yt=[θ（AtKt）-1-σσ+（1-θ）（BtLt）-1-σσ]-σ1-σ（1）

其中，Yt为产出，Kt为资本投入，Lt为劳动投入，At为资本增强型技术进步指数，Bt为劳动增强型技术进步指数；θ∈（0，1）是反映生产过程中资本要素和劳动要素之间的重要性分配参数，σ∈（0，∞）为资本与劳动之间的替代弹性。

在规模报酬不变时，利用厂商利润最大化的一阶条件可得资本边际产出等于资本报酬率rt，劳动边际产出等于劳动报酬率wt，即：

FKFL=θ1-θ（AtBt）σ-1σ（LtKt）1σ=rtwt（2）

将（2）式两边取对数，有：

lnrtwt=lnθ1-θ+σ-1σ（lnAt-lnBt）+1σ（lnLt-lnKt）（3）

根据Acmoglu（2002，2003，2010）和钟世川（2014）对技术进步偏向的定义可知，（3）式右边第二项便是技术进步偏向Dt的表达式：

Dt=σ-1σ（lnAt-lnBt）（4）

由技术进步偏向的定义可知，（4）式的经济学含义是：技术进步引起资本与劳动之间的边际产出比的变化率。由（4）式可知，要素替代弹性的大小决定了技术进步偏向性。当要素替代弹性σ>1时（资本与劳动之间是替代的），若lnAt>lnBt（lnAtlnBt（lnAt

根据（4）式可知，要测算各行业的技术进步偏向性，需要先估算要素替代弹性，本文沿用钟世川（2014）所采用的标准化系统方法，在（1）式下，资本和劳动按其边际产出获得报酬。结合（1）式，可得到一个方程组，并将各变量的样本均值对其自身变量进行标准化。具体过程如下：

根据（1）式，资本和劳动按其边际产出获得报酬，即：

FK = YK = θAσ-1σt （Yt Kt ）1σ（5）

FL = YL = （1-θ）Bσ-1σt （Yt Lt ）1σ（6）

早期的供给面系统估计是直接将（1）、（5）和（6）式进行估计，但是这种估计结果高度不稳定。为得到稳定的估计结果，本文对该系统进行标准化处理。假设对基准值有：

（1-θ）θ=w0L0r0K0 （7）

其中，带0下标的变量为基准值。易证A0=Y0/K0，B0=Y0/L0。将技术表示为At=A0exp[gK（t，t0）]，Bt=B0exp[gL（t，t0）]，其中，gi（t，t0）为要素效率的增长率（i=K，L）。

为进行标准化，引入一个规模因子ξ，使得Y0=ξY，K0=K，L0=L，t0=t。其中，Y、K、L、t分别是各变量的均值。并将要素效率的增长率设定为gK（t， t）=trKλK[（tt）λK-1]，gL（t，t）=trLλL[（tt）λL-1]。其中，rK与rL为技术增长参数，λK与λL为技术曲率。值得注意的是，要素效率的增长率随时间变化而变化。当λK=1时，gK（t，t）=rK（t-t），这意味资本效率为常数增长率；同样，当λL=1时，gL（t，t）=rL（t-t），即劳动效率为常数增长率。因此，我们便得到具体的标准化的供给面方程组，如下所示：

ln（Yt/K）=ln（ξ）+σσ-1lnθKtKexp[gK（t，t）]σ-1σ+

（1-θ）LtLexp[gL（t，t）]σ-1σ

ln（rtKt/Yt）=ln（θ）+σ-1σln（ξ）+

1-σσln（Yt/KKt/K）+σ-1σ（gK（t，t）

ln（wtLt/Yt）=ln（1-θ）+σ-1σln（ξ）+

1-σσln（Yt/KLt/L）+σ-1σgL（t，t） （8）

三、实证模型设定和数据说明

由（1）式导出的模型可知，资本与就业的系数应一致，但现实情况并非如此。因此，为避免理论分析与实际情况的不一致，并为便于分析技术进步偏向对就业增长的影响，本文在计量模型设定中，剔除了资本投入对就业增长的影响。因此，根据（3）式和（4）式，将计量模式设定如下：

lnLit=c+c1lnDit+c2lnwitrit+εit（9）

其中，i为行业。由上式可知，技术进步的偏向和要素报酬率的比值直接决定了就业增长，通过计量分析，便可知技术进步偏向、要素报酬率比值与就业增长之间的关系。

本文选用1987—2013年中国的制造业数据，基于数据的可获得性，包括28个行业。鉴于制造业各行业的生产特征不同，参考蒙英华等（2010）对制造业28个行业的划分标准进行分类，劳动密集型行业包括14个行业具体包括食品加工、食品制造、饮料制造业、烟草加工、纺织业、服装及其他纤维制品制造、皮羽及其制造、木材加工及木竹藤棕草制品、家具制造、造纸及纸品业、印刷业和记录媒介的复制、文教体育用品制造、橡胶制品和塑料制品。 ，资本密集型行业包括8个行业具体包括：石油加工及炼焦、非金属矿物制品、黑色金属冶炼及压延加工、有色金属冶炼及压延加工、金属制品、通用设备制造、专用设备制造和仪器仪表制造。 ，技术密集型行业包括6个行业具体包括：化学原料及化学制品、医药制造、化学纤维制造、交通运输设备制造、电气机械机器材制造和通信设备及其他设备制造。 。其中，劳动密集型行业主要依靠大量劳动力投入，对技术和设备的依赖度较低；资本密集型行业拥有技术装备多、投资量大、劳动力较少，资本成本与劳动成本相比所占比重较大；技术密集型行业对技术和智力要素的依赖远远超过对其他生产要素的依赖。

研究技术进步偏向对中国制造业就业增长的影响，所需要的数据包括行业增加值、资本投入、劳动投入、资本报酬率和劳动报酬率。

行业增加值：1992年前《中国统计年鉴》只有净产值，而实际上，真正统计的行业增加值是净产值与提取的折旧基金之和，因此，利用此计算方法便得到1987—1992年的行业增加值。1992年后的行业增加值数据来自《中国制造业经济统计年鉴》和《中国统计年鉴》。同时，本文以1990年为基期，利用行业工业品出厂价格指数对行业增加值进行平减。

资本投入：将1987年年末行业固定资本形成作为初始资本存量，利用永续盘存法估算各行业年末的资本存量，其中折旧率取9.6%（张军，2004），并用行业固定资产投资价格指数进行平减。

劳动力投入：1987—2002年的行业年末职工人数数据来源于《中国制造业统计年鉴》，2003—2013年的行业年末就业人数数据来源于各年的《中国统计年鉴》，将相邻数据平均就可得平均职工数或平均就业人数，本文将其视为各年的劳动力投入。

劳动报酬率和资本报酬率：《中国劳动统计年鉴》公布了历年城镇行业就业人员的平均报酬，将其视为行业劳动者报酬，并按1990年的消费价格指数进行平减。将历年行业劳动报酬乘以行业劳动力人数并除以行业增加值，便得到历年行业劳动者报酬率。在规模报酬不变时，资本报酬率=1-劳动报酬率。表1给出了各变量的统计描述。

表1各变量统计描述

变量观察数均值标准差最大值最小值

lnYt75611.029.4312.288.70

lnKt7566.334.6210.043.23

lnLt7565.163.977.462.71

rt/wt7560.350.484.520.57

四、实证分析

利用上述数据，根据方程组（8）估算要素替代弹性和要素分配参数，本文采用可行的广义非线性最小二乘法。由于该方法的估计结果可能对初始值敏感，因此，这里采用“全局最优”的方法。由于要素替代弹性是关键的初始值，本文尝试在（0，∞）寻找要素替代弹性的各种取值，找到使对数似然值最大的估计结果，也就是“全局最优”的估计结果，

估计结果如表2所示。表2中的要素替代弹性估算结果为0.492，略微高于整个工业的要素替代弹性值（0.481），表明在制造业部门生产过程中，资本与劳动之间是互补的。其中，劳动效率的增长参数rL为0.103，表明劳动效率的增长率为正；而资本效率的增长参数rL为-0.020，表明资本效率的增长率为负；要素之间的重要性分配参数θ为0.705。

表2CES生产函数标准化参数估计值

参数估计值P值参数估计值P值

ξ0.734***0.012rK-0.020**0.005

σ0.492***0.007rL0.103**0.005

θ0.705**0.002λK3.203*0.011

———λL1.8810.025

对数似然值263.56

观测值27

注： ***、**和*分别表示在1%、5%和10%的置信水平下显著。

将要素替代弹性值0.429代入（4）式，便可得到整个制造业行业的技术进步偏向情况，如图1所示。在1987—2013年，技术进步偏向值均在0线之上，这说明整个制造业技术进步偏向资本，其偏向均值为0.094。值得注意的是，在2000年前，制造业技术进步偏向波动较大；在2000年后，制造业技术进步偏向波动较为平缓。

图1制造业技术进步偏向情况

同时，将要素替代弹性值代入（5）式也可测算劳动密集型行业、资本密集型行业和技术密集型行业的技术进步偏向情况，如表3所示。在劳动密集型行业，除了1988年、1989年、1993年、1994年和2008年外，其他年份的技术进步均偏向资本，其均值为0.090；在资本密集型行业，1987年、1988年、1989年、1990年、1993年、1994年和2010年的技术进步偏向劳动，其他年份的技术进步偏向资本，其偏向均值为0.095；在技术密集型行业，除了1988年、1989年、1993年、1994年和2005年外，在其他年份技术进步均偏向资本，其偏向均值为0.128。值得注意的是，在三类行业中，技术密集型行业技术进步偏向资本的均值最大，这与现实行业的发展情况相吻合

我们首先利用（9）式分析整个制造业技术进步偏向对就业增长的影响，估计结果如表4所示。在固定效应模型和随机效应模型中，技术进步偏向在10%水平上负显著，这表明技术进步偏向每提高1个百分点，制造业的就业增长将下降0.113个百分点和0.128个百分点；劳动与资本的报酬比在1%水平上负显著，这表明劳动与资本的报酬比每提高1个百分点，制造业的就业增长将下降0.263个百分点和0.240个百分点。

为进一步考察技术进步偏向对制造业就业增长的影响，本文根据图1中的技术进步偏向走势图，将样本划分为两个阶段：1987—1999年（第一阶段）和2000—2013年（第二阶段），并分别对其进行面板估计，估计结果如表5所示。与第一阶段相比，第二阶段技术进步偏向对就业增长的影响明显下降。以固定效应模型的估计结果为例，在第一阶段，技术进步偏向每提高1个百分点，就业增长将下降0.123个百分点，而在第二阶段，就业增长将下降0.105个百分点。这主要与2000—2013年间技术进步偏向的走势较为平稳有关。一些研究指出，改革开放以来，我国采用的是以资本积累为基础的粗放型增长方式，但是，近些年我国也注重人力资本的发展，减缓了技术进步偏向资本的速度，进而使得技术进步偏向对就业增长的抑制作用有所缓解。

在过去的二十多年里，制造业三种类型行业的技术进步基本偏向资本，是不利于扩大劳动力就业规模的，进而使技术进步对行业就业增长的影响表现为负效应，但是在不同类型行业这种影响的程度是不同的。本文分行业的估计结果如表6所示。技术密集型行业的技术进步偏向对就业增长的影响最大，在固定效应模型和随机效应模型中，技术进步偏向每提高1个百分点，就业增长将下降0.092个百分点和0.129个百分点；劳动密集型行业的技术进步偏向对就业增长的影响最小，在固定效应模型和随机效应模型中，技术进步偏向每提高1个百分点，就业增长将下降0.008个百分点和0.006个百分点；而资本密集型行业的技术进步偏向每提高1个百分点，就业增长将下降0.051个百分点和0.072个百分点。

根据表6，以随机效应模型的估计结果为例，我们具体分析在制造业行业中技术进步偏向、劳动与资本的报酬比对就业增长的影响：

从技术进步偏向角度看，劳动密集型行业在10%水平上负显著，而资本密集型行业和技术密集型行业在5%水平上负显著。若资本偏向型技术进步提高1个百分点，劳动密集型行业的就业增长将下降0.006个百分点，资本密集型行业的就业增长将下降0.072个百分点，技术密集型行业将下降0.129个百分点。这表明制造业大多数行业的技术路径均呈现出较强的资本替代劳动特征，因此技术进步对就业增长表现出抑制作用，即技术进步偏向资本在一定程度上加剧了“就业破坏”效应（王晓 等，2013）。值得注意的是，劳动密集型行业的技术进步偏向对其就业增长的抑制并不明显，主要原因在于劳动密集型行业的技术进步对劳动的替代相对较小。

从劳动与资本的报酬比角度看，劳动密集型行业在1%水平上正显著，而资本密集型行业和技术密集型行业在1%水平上负显著，这意味劳动与资本的报酬比提高1个百分点，劳动密集型行业的就业增长提高0.348个百分点，而资本密集型行业的就业增长下降0.273个百分点，技术密集型行业的就业增长下降0.295个百分点。这说明工资上涨是劳动密集型行业就业增长的主要因素；而在资本密集型行业和技术密集型行业中，工资上涨会使这些行业更多地使用价格相对低廉的资本，进而诱导行业的技术进步选择更加偏向资本。

五、结论与启示

本文基于要素增强型生产函数构建了技术进步偏向对就业增长影响的理论模型，并采用1987—2013年中国制造业数据进行了实证分析，结果显示：制造业部门中的资本与劳动之间的替代弹性大于0且显著小于1，表明资本与劳动之间呈现互补关系；1987—2013年，技术进步偏向值均大于0，说明整个制造业的技术进步明显偏向资本；同时，制造业三种类型行业的技术进步也基本是偏向资本的，其中技术密集型行业的技术进步偏向资本最为明显。进一步的实证分析表明：无论在固定效应模型还是在随机效应模型中，技术进步偏向对整个制造业就业增长具有抑制作用；但与1987—1999年相比，2000—2013年技术进步偏向对就业增长的影响明显下降；制造业大多数行业的技术进步具有较强的资本替代劳动特征，其中劳动密集型行业技术进步对劳动的替代较小；工资上涨是影响劳动密集型行业就业增长的主要因素，而工资上涨也会使资本密集型行业和技术密集型行业更倾向于使用价格相对低廉的资本，进而诱导其技术进步路径的资本替代劳动倾向更为明显。

目前，我国还是发展中国家，技术进步更多的是通过引进国外的先进机器设备或是采用国外先进的生产技术来实现的，而这样的技术进步路径选择需要大量资本品的投资和更高质量的生产要素的投入，容易造成对制造业部门劳动力的替代，尤其是导致劳动密集型行业中大量低技能劳动力的闲置。由此可以看出，制造业部门技术进步偏向与就业增长之间呈现非一致性关系，尤其是在经济新常态下，在经济发展速度放缓和经济结构转型的宏观经济环境下，技术进步与就业稳定增长的矛盾将会更为突出。因此，为保证制造业部门乃至整个中国的就业稳定增长，根据当前中国就业结构形势及人口老龄化趋势，在逐步提升各行业的技术水平的同时，还应注意合理引导技术进步的偏向。值得注意的是，如果过度关注就业稳定增长，很可能会牺牲前沿技术进步。而我国正处于由粗放型向集约型经济增长方式转变的过程中，意味着制造业部门必须通过技术创新实现创新驱动，进而实现经济增长方式的转变。那么，如何实现技术进步和就业增长的良性互动？解决这一矛盾的关键是：加强对前沿技术引进的宏观调控和管理，根据宏观经济环境和发展趋势合理化技术进步偏向；当前，应注意降低制造业资本替代劳动的速度，并大力发展中小企业，增强对劳动力的吸纳能力，提高劳动力的供需协调能力。

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技术进步的就业效应 篇5

长三角是全国乃至全世界最具活力和发展前景的经济区域之一。在日益剧烈的市场化竞争中, 我国的经济要在国际经济舞台中胜出, 就必须走区域经济合作的道路, 这将有利于减少区域间的利益冲突, 改善区域发展环境, 实现优势互补、利益共享、资源的高效配置和生产要素的合理流动, 从而降低地区经济发展成本, 提高我国地区经济的综合竞争力, 这对于进一步促进我国经济的发展, 乃至推动世界经济整体发展水平都具有十分重要的意义。

二、模型建立

本文采用柯布——道格拉斯生产函Y=AKaLb来解释GDP (Y) 与综合技术水平 (A) 以及资本 (K) 和劳动力 (L) 之间的投入产出关系, 由于是非线性函数, 因此对函数进行简单的变换, 建立双对数计量经济模型。数据取自1999~2008年的生产总值、社会固定资产投资额、从业人数。

上海市模型回归计算结果:

在a=0.05时, T检验均通过。查F (2, 7) 临界值为4.74, 此时F=569.2014>4.74, 说明该回归方程显著。拟合优度为0.9939, 表明方程拟合很好。

江苏省模型回归计算结果:

在a=0.05时, T检验均通过。查F (2, 7) 临界值为4.74, 此时F=3675.127>4.74, 说明该回归方程显著。拟合优度为0.9990, 表明方程拟合很好。

浙江省模型回归计算结果:

在a=0.05时T检验均通过。查F (2, 7) 临界值为4.74, 此时F=672.6568>4.74, 说明该回归方程显著。拟合优度为0.994824, 表明方程拟合很好。

通过对以上三个回归方程的分析发现, 上海市的综合技术水平明显高于其他两地, 而江浙两地的综合技术水平明显偏低。上海、江苏、浙江三个地区的α+β值分别为1.6823、7.9874、3.3135, 均大于1, 说明经济正处于规模报酬递增阶段。江苏省规模报酬最大, 经济发展潜力最大。同时从方程中可以发现上海市每增加1%资本投入产生0.8573%的GDP, 增加1%的劳动力投入产生0.8250%的GDP增加。而江苏省每增加1%资本投入和劳动力分别带动GDP增长0.5525%和7.4351%。浙江省则是每增加1%的资本和劳动力投入分别带动GDP增长0.3658%和2.9477%。从中可以明显发现资本带动经济增长上海市比江苏和浙江两省作用大, 而浙江和江苏劳动力的投入会更快带动经济增长。

三、结论和建议

地区经济一体化是长三角地区当前经济增长在投资、人力资本等动力源泉基础上的新的动力源, 其促进增长的作用已经初步显现。为更好地利用地区经济一体化的经济增长效应, 该地区需要着力推进地区经济一体化和协调发展问题, 建议从以下几个方面加以把握:

(一) 大力发展上海市的技术密集型和资本密集型产业, 将劳动力密集型产业转移到江浙两省。集中优势打造上海科技、金融中心, 打造江浙制造业基地。

(二) 由于各地区拥有不同的地区差异, 上海可以优先发展对整个区域有主导作用的产业, 集中江浙以及上海的一切力量大力发展高级产业, 同时对江浙两省进行辐射作用。

(三) 打破地区市场分割, 促进产品、要素和投资市场一体化, 着力推进市场竞争规则的一体化。实现地区市场的统一, 取缔阻碍地区市场一体化的各种势力, 建立共同市场和统一的竞争规则, 构建地区经济一体化的根基。

(四) 进一步完善地区市场一体化的基础条件。

(五) 构建具有实施力的地区一体化协调组织, 切实推进三地政府职能转变, 制止地方政府不符合一体化协调发展方向的各种显性和隐性壁垒, 确保产品、要素、人员和投资能够遵循一体化市场的原则运行。

(六) 联手生态环境治理和保护实现区域经济可持续发展“长三角”区域要制定统一的环境管理制度。

参考文献

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[9]、丁建勋.基础设施投资与经济增长J]山西财经大学学报, 2007, (2) .

技术进步的就业效应 篇6

一、文献综述

(一) 国外研究现状

国际上, 对溢出理论的研究最早在60年代初。90年代以来, 开始关注国际贸易的技术溢出效应。很多学者从进口和出口两方面对技术进步效应进行了研究。

出口贸易方面, 大多数学者认为出口贸易的技术溢出效应是存在的, 但对其对推动经济的程度有不同见解。Kavoussi (1984) 、Falvey等 (2002, 2004) 认为出口技术进步效应能推动经济增长。也有持相反观点的学者。Clerides (1998) 、Bemard&Jensen (1999) 的研究成果则认为, 不存在出口贸易的技术进步效应。

进口贸易方面, 大多数学者认为存在进口贸易的技术溢出效应, 但是对溢出效应的大小有不同看法。Coe&Helpman (1995) 、Misa Okabe (2002) 认为进口贸易技术溢出对TFP增长具有促进作用。也有学者质疑进口贸易技术进步效应。Keller (1997, 2000) 实证结果表明贸易伙伴国的R&D活动通过进口贸易对本国TFP的提高并没有显著的影响。

(二) 国内研究现状

国内研究成果同样从出口贸易和进口贸易两个方面来论述。

出口贸易方面, 大多数学者肯定出口贸易存在技术进步效应, 可以促进经济增长。李平、田朔 (2001) , 许和连、来永玉 (2005) 肯定了出口贸易的技术进步效应。但是也有学者持反对态度。杨全发 (1998) 运用Feder (1982) 两部门模型实证得出, 出口贸易的经济增长效应不明显, 甚至经济增长与工业制成品的出口增长呈现负相关关系。

进口贸易方面, 大部分学者肯定进口贸易技术进步效应的存在, 并做了大量实证研究。佟家栋 (1995) , 方希桦、包群 (2004) , 谢众 (2009) 认为以进口贸易为传导机制的国际技术溢出对我国技术进步具有促进作用。也有少数学者持质疑态度。王英、刘思峰 (2008) 运用中国1985—2005年数据实证分析, 认为基于进口贸易的技术进步效应并未推动我国的技术进步。

国内外学者大多数都是单纯研究国际贸易的技术进步效应及关联效应, 没有进一步挖掘对外贸易与产业结构升级的具体联系。因此本文力求在理论上构建技术进步效应和产业结构升级互动作用的模型, 并将理论和实证研究相结合, 对中国的对外贸易和产业结构升级提出建设性建议。

二、对外贸易技术进步效应和产业结构升级关系的理论研究

(一) 对外贸易与产业结构升级的关系

中国的对外贸易发展中, 产业结构得到了不断调整, 本章探索对外贸易和产业结构升级的联系。其中, 对外贸易通过技术进步带来产业结构升级属于间接联系, 技术进步以外的其他因素作为对外贸易对产业结构升级的直接影响, 下文将具体解释这些因素的作用机制, 并通过互动关系模型说明三者关系。图1用以说明对外贸易和产业结构升级的关系。

(二) 对外贸易对产业结构升级的间接影响

1、技术进步提高产业生产率

对外贸易具有技术进步效应, 技术的革新必然带来劳动生产率的提高。采用先进生产方式的过程中, 劳动力由技术进步部门转移到落后部门。生产者为了追求技术进步中的超额利润, 会将大量生产要素投入到技术进步的部门, 导致生产要素在产业间流动, 由落后产业归集到技术密集产业, 最终促进产业结构升级。

2、技术进步改变要素供给结构

从供给角度看, 技术进步可以改善生产要素供给结构。具体来说: (1) 自然资源。拥有先进技术可以开发出新的资源, 使生产要素投入到资源利用更有效的行业, 实现产业高加工度化。 (2) 资本投入。技术创新可以改变产业技术基础, 优化资源配置, 使资金产值率提高, 实现产值结构高级化和资产结构高级化。 (3) 劳动投入。技术进步可以提高劳动者素质, 扩大劳动对象范围, 可以提高管理水平, 实现劳动力结构高级化。

3、技术进步改变需求结构

从需求角度看, 技术进步可以刺激需求结构升级。 (1) 技术进步降低产品成本, 改变产品价格, 扩大生产规模和市场占有率, 由生产决定消费推动需求发生变化。 (2) 技术进步使产品的资源消耗强度下降, 使可替代资源增加, 改变生产需求结构, 从而引起产业结构发生变化。 (3) 技术进步使产品升级换代, 改变需求结构, 促进产业结构升级。技术的运用不断出现新的产品, 满足消费者需求, 产业结构得到升级。

4、技术进步催生新兴产业

技术进步可以改造传统产业, 通过新设备、新工艺、新的生产线的引进使传统产业更具竞争力。同时, 技术进步还可以促进产业间融合, 促进新兴产业的形成。以信息技术、空间技术、生物医药、节能环保等为代表的新兴产业的形成并成规模发展, 是技术进步效应的重要体现。

5、技术进步具有产业链关联效应

进出口贸易中的技术溢出效应通过产业间前向或后向关联效应影响上下游产业的产出和需求, 进而引发关联产业的技术进步和创新。技术进步的产业间关联效应体现为率先采用新科技的部门影响和带动上下游企业运用先进科技对本部门内进行改革, 使技术结构高级化, 推动产业结构升级。图2用以说明对外贸易通过技术进步效应间接作用于产业结构。

(三) 对外贸易对产业结构升级的直接影响

1、优化产业结构升级所需的制度创新

发展中国家落后于发达国家的根本原因在于制度安排, 制度的革新和变更对经济的发展和产业结构的调整都起着重要作用。对外贸易可以使现代经济制度通过外贸方式进入发展中国家, 形成制度创新所需的意识形态基础。

2、通过信息传递影响产业结构升级

信息是沟通和连接各国产业结构互动的重要链条。没有信息的跨国传递, 不仅单个国家产业结构无法正常运行, 而且也不会有各国产业结构的互动演进。信息还是是影响各国分工结构的重要因素, 对外贸易过程中伴随的信息传递对产业结构升级产生了重要影响。

3、对外贸易资本积累促进产业结构升级

对外贸易通过出口规模的扩大, 可以增加出口国的外汇储备, 从而进口国外先进技术设备以及本国不具有比较的优势的产品及服务, 使由出口吸收而来的外汇储备转化为一国的实际生产力, 有效的实现资本的积累, 并对国内产业的发展起到传导作用。资本积累通过投资实现增值过程, 最终实现国内原有产业升级和新兴产业的发展。

4、外贸结构变化影响产业结构变化

国际货物贸易中, 发展中国家出口产品以劳动密集型为主, 出口贸易经常受损。为扭转贸易逆差格局, 改变在国际贸易中的不利地位, 发展中国家应对先进技术产品进行改造生产来改变外贸竞争格局, 优化对外贸易结构。与货物贸易相比, 技术贸易更为直接地促进技术引进国转变了生产方式、转变了进出口贸易结构, 促进了国内传统产业革新和新兴产业形成。图3用以说明对外贸易如何直接促进产业结构升级。

本章从理论上分析了对外贸易促进产业结构升级的作用机制。下文将从实证方面展开, 用数据证明中国对外贸易技术效应的存在性, 对理论分析的结果进行说明和加强。

三、对外贸易技术进步效应和产业结构升级关系的实证研究

本章采用修正后的CH模型检验中国对外贸易中技术进步效应是否存在。

1、CH模型定义及修正模型选用

CH模型:贸易溢出模型, 是建立在Grossman&Helpman的“创新驱动”的增长理论模型基础之上的, 其目的是评价来自于进口商品和服务的技术溢出效应。CH模型可以表述为:

其中, i=1, 2, …, n代表国家, t表示时间, Fit表示i国在t时期的全要素生产率;是常数;代表误差项;是国外R&D资本存量的产出弹性, yi表示i国的GDP, 将国外R&D资本存量的贡献率与进口依存比例结合起来, 更符合实际;是国内R&D资本存量的产出弹性;是国内R&D资本存量;表示外国R&D资本存量, 定义为以进口比例加权的贸易伙伴国平均R&D资本存量, 即:, 其中, mij是i国从j国进口的商品和服务总额, mi是i国从所有贸易伙伴进口的商品和服务总额, 。

模型 (4-1) 只考虑了进口商品和服务的技术溢出效应, 没有考虑到出口, 而实际上出口的技术溢出效应是存在的, 因此本文对模型进行了修正:

加入部分为外国R&D资本存量的一部分, 即以出口比例加权的贸易伙伴国平均R&D资本存量, (i≠j) , 其中nij是i国向j国出口的商品和服务总额, ni是i国向所有贸易伙伴出口的商品和服务总额, 。

2、数据处理结果及分析

采用1990-2012年度的数据, 将 (4-2) 进行回归运算, 结果如下:

由可以得出, 模型具有较好的拟合优度, F检验证明回归模型总体具有显著性, t值反映各回归参数具有显著性。通过DW检验证明不存在序列自相关性, 模型能较好的反映TFP与国内外R&D资本存量的关系。

由变量系数可知, 模型证明了:一、国内R&D资本存量对我国全要素生产率的增长具有促进作用。二、国外R&D资本存量的增加和TFP增长呈正相关关系, 即对外贸易具有技术进步效应。三、通过贸易渠道溢出的国外R&D资本存量对TFP的推动作用要小于我国自身R&D资本存量即我国的研发投入的作用, 因此, 自主创新的价值得到突显。

四、我国对外贸易发展的建议

通过总结本文理论和实证两方面的研究成果, 对中国对外贸易发展和产业结构升级有了新的认识。结合我国对外贸易和产业结构的现状, 特别是对外贸易中存在的不足, 从以下几个方面对中国对外贸易发展提出了建议。

(一) 充分利用对外贸易的技术溢出效应, 提高我国全要素生产率

1、引进和吸收国外的技术设备及创新人才, 为技术创新储备人力资本。

创新在经济发展和技术扩散中起着重要的作用, 企业要更新产业链、完善产业结构必须学习先进经验。引进国外先进技术设备和引进创新人才, 可将先进技术、理念投入生产和研发, 对企业提升绩效, 产业整合具有重要作用。

2、鼓励和支持新兴产业发展, 充分利用产业链效应提升相关产业的产业结构。

新兴产业如新能源、信息产业、空间技术、节能环保等是在技术进步的作用下催生的, 具有快速增长和技术密集的特点, 对于产业结构调整具有重要作用。国家应制定相关政策保障其成长环境, 鼓励和支持新兴产业的发展。而且应该充分利用产业链效应, 通过技术革新带动更多产业朝着技术密集型的方向调整。

(二) 重视国内R&D资本投入, 提高我国自主创新能力和品牌竞争力

1、加大国内研发资本投入, 努力提高我国自主创新能力。

实证研究发现国内R&D资本存量对我国TFP的促进作用大于通过贸易渠道溢出的国外R&D资本对我国TFP的影响。因此, 必须加大资金、技术投入, 提高我国自主研发能力。

2、树立品牌, 提高我国出口产品的国际竞争力。

由于我国缺乏有竞争力的民族品牌, 加工生产多为贴牌生产, 导致附加值和竞争力不足。而且我国外贸依存度高, 过高的外贸依存度很容易增加我国的贸易摩擦和贸易风险。因此, 加大国内投资, 树立民族品牌显得尤为重要。

(三) 优化对外贸易结构, 加大贸易结构对产业结构提升的拉动作用

1、进口贸易方面, 高技术含量的商品和生产要素的进口是引进国外先进设备技术和管理方式的重要渠道。有效地利用、吸收和改进国外技术, 将有利于我姑传统企业的改造, 有利于提高产品竞争力, 有利于国内产业结构的优化。

2、出口贸易方面, 中国应该致力于转变出口贸易结构, 使出口产品由劳动密集型向技术密集型转变。提高中国制成品出口中资金、技术密集型产品出口的比重, 是增进中国出口贸易对非出口部门的技术扩散, 最终提高产业结构的关键。

总之, 充分认识和发挥对外贸易中的技术进步效应的作用, 对于贸易结构转型、产业结构提升具有重要意义, 对于我国对外贸易的可持续发展具有重要作用。

摘要：加入WTO以来, 我国对外贸易取得了重大发展。本文在前人研究基础上, 创新提出对外贸易、技术进步效应和产业结构升级的互动关系模型, 并使用修正后的CH模型进行检验。通过理论研究和实证研究相结合的方法, 说明中国如何充分利用对外贸易的技术进步效应, 促进产业结构升级。

关键词：对外贸易,技术进步效应,产业结构升级,全要素生产率

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技术进步的就业效应 篇7

技术进步促进高技术产业的发展,高技术产业的发展同样也促进技术进步。就整个产业而言,这种作用时相互的,且具有递延性和传递性。对此问题的研究,Schumpeter(1942)提出了“创造性毁灭理论”,认为技术进步与整个经济的增长关系密切,初步给出了技术进步与经济增长的理论观点[1]。随后新增长理论较为系统的概括了其原理,代表性的有:20世纪60年代阿罗(Arrow)“干中学”模型[2](Learning bydoing)和宇泽弘文(Hirofumi Uzawa)“两部门”模型[3],上世纪80-90年代罗默(Paul M.Romer)和卢卡斯(Robert B.Lucas)关于长期增长原因的研究[4],Rosenberg Nathan(1986)全面回顾了技术进步与经济增长间的关系[5]。1986和1990年,保罗.罗默的两篇论文 (Romer,P.M.,1986[6]; Romer,P.M.,1990[7])把技术内生化更进一步地研究了技术进步与经济增长的相互作用。随后以Grossman和Helpman[8]、F.M. Scherer[9]、R.Nelson[10]、Manuelli和Jones [11]为代表的内生增长理论更为详细准确的研究分析技术进步与经济增长的相互作用。据以上理论,国内学者对技术进步与经济增长与产业产出增长做过大量实证研究,杨先卫等(2005)构建了生产函数的产出梯度模型对华北技术进步与经济增长关系进行了探讨,认为生产函数产出梯度与技术进步之间影响显著[12];张磊(2008)分析了技术进步与经济增长的互动性,并在理论上详细论述了其测度方法[13];赵镇(2009)用模糊分析法研究了技术进步与经济发展的互动,得出技术进步与经济互动机制运行绩效评价值为0.715478,运行状态良好[14]。

然而遗憾的是,已有成果在研究中忽略了这种互推作用的递延作用,二是鉴于技术进步没有传递性[15],没有涉及对技术进步累积作用的研究。本文基于乘数理论的思想以北京高技术产业为实证对象,通过测算高技术产业产出乘数与技术进步乘数解决这些问题。

2 技术进步与高技术产业产出增长的关系

2.1 技术进步与高技术产业产出增长的相互作用

技术进步促进高技术产业产出增长,高技术产业产出增长又反过来推动技术进步。技术进步与高技术产业产出增长之间是一种互动关系:技术进步带来产出效应、规模效应和新产品,促进各行业的总产值及新产品的变化,进而调整资源在不同行业间、新旧产品间的配置,促进高技术产业产出增长;高技术产业增长应会带来科研投入的增加,高技术产业结构的调整应会带来科研投入结构上的变化,最终促进高技术产业的技术进步。因此,高技术产业产出增长与技术进步是相互耦合的统一体。这种相互作用具有传递性。当期的技术进步对当期的高技术产业产出增长发生作用进而影响下期的技术进步,下期的技术进步又会对高技术产业产出增长发生作用进而影响再后一期的技术进步,如此往复循环。

如果考虑这种循环过程的每个期间作用时间的长短,我们可以把这种相互作用分为有时滞和无时滞的互推效应。其中,有时滞是指这种互推过程中的每一个环节存在着较长时间的作用时间,而无时滞是指在这种互推过程中的每个环节的作用时间趋于无穷短的理想状态。若只考虑一定期间(比如一年),有时滞的互推效应在这个期间只会发生有限次的相互作用,在这一定期间的有时滞的互推效应就是这几次相互作用的效果作用之和;而无时滞的互推效应在这一定期间会发生无限次互推作用,其互推效应就是这无限次作用效果和的极限值。

2.2 有时滞的技术进步与高技术产业产出增长的互推效应

有时滞的技术进步与高技术产业产出增长的互推效应强调的是考虑技术进步与高技术产业产出增长相互作用的每个具体环节,即技术进步与高技术产业产出增长相互作用的动态过程。比如,t期增加一单位技术投入,会带来0.5单位的高技术产业(该行业)产出的增长,这0.5单位的产出增长带来0.25单位t+1期的技术投入(假定技术投入与技术进步正向相关),然后这0.25单位的技术投入的增加又会带来t+1期0.125单位产出的增加,如此往复循环。这样,考虑到每一次循环的互推效应就是有时滞的技术进步与高技术产业产出增长的互推效应。

2.3 无时滞的技术进步与高技术产业产出增长的互推效应

无时滞的技术进步与高技术产业产出增长的互推效应强调的是不考虑技术进步与高技术产业产出增长相互作用的具体环节,它考虑的是技术进步或者高技术产业的产出增长经过一系列的互推传递后带来的技术进步以及高技术产业产出增长的总变化。沿用上例,如果认为上例中总的效应为即时效应,则技术进步投入的总变化为0.67,产出的总变化为0.67。

2.4 有无时滞的技术进步有高技术产业产出增长的互推效应间的关系

首先,有时滞的互推效应是技术进步与高技术产业产出增长相互作用的具体体现,无时滞的互推效应是二者相互作用的最终体现。其次,无数个连续时滞无限小的有时滞的互推效应构成无时滞互推效应。形象地可以理解为这些时滞无限小的有时滞的互推效应是无时滞互推效应的“骨骼”,无时滞的互推效应这些有时滞互推效应的“整体”。

3 模型的推导及数据的整理

3.1 乘数模型的推导

为研究方便,文章给出了以下5点相关假定:

假定1:若存在某外力因素(如政府投入),则认为其同自身增长对技术进步的作用方式、作用效果一致。

假定2:若存在某外力因素(如政府投入)且其值占高技术产业产值比重较小,则近似忽略其增长带来的技术进步。

当没有外力因素或者外力因素较小,高技术产业产出增长与技术进步的相互作用就等于高技术产业产出增长与技术进步体系内部的相互作用大小。

假定3:专利申请数能够较大程度上反映技术进步水平,与技术进步成正比。

技术进步对高技术产业增长的作用可用技术进步对全要素生产率(TFP)的贡献度衡量,表示当投入增加一单位,由技术进步带来的产出变化的大小(VM)。高技术产业增长对技术进步的作用表现为技术增长对R&D投入的增加和知识生产的全要素生产率的变化的贡献,设其作用大小为 △p,则:

e=△p/p=△Aa+△R(1+△Aa)/R (1)

其中 △P是专利申请数的变化,e是专利申请数的变化的百分比, △Aa是知识生产的全要素生产率的变化, △R是R&D投入的增加量。

假定4:前一期高技术产业产出的变化与本期R&D投入成正向关系,且保持一定的比例波动。则:

R=a+bY (2)

R=b△Y (3)

将(2)、(3)式代入(1)式中可得:

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据假设2,若某外力因素的影响对产出增长无作用或者作用较小,则(4)式便可简化为:

eo=△P/P=△Aa (5)

假定5:若R&D投入形成的知识(比如专利)能很好地转化为现实技术,即专利代表的技术进步与现实技术进步(技术进步带来TFP的变化)相等,则可认为其转化达到理论上的效果;若R&D投入形成的知识(比如专利)不能很好地转化为现实技术,即专利代表的技术进步与现实技术进步(技术进步带来TFP的变化)差别较大,则我们认为存在技术转化效率问题。

理想乘数:鉴于厂商理性和利益最大化的经济学假设,在理论上,高技术产业厂商会积极实现技术的消化吸收以及转化,即专利代表的技术进步与现实技术进步相等,其带来的技术进步乘数和产出增长乘数我们称为理想乘数。这样,从高技术产业增长对技术进步作用的角度,我们就也可直接用知识反映技术进步。这时,t时期某外力带来一单位的产出增长,会带来t+1期e(e<1)单位技术进步的增加,即会带来e单位产出的增加,e单位产出的增加继续来e×e单位技术进步的增加,如此循环。

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实际乘数:由于信息不对称、管理上的低效率等原因,知识代表的技术进步并不能够非常有效地转化为实际的生产技术,即存在转化效率问题,这种情况下带来的技术进步乘数和产出增长乘数我们称为实际乘数。这样,用实际技术进步来反映技术进步乘数的作用,则实际乘数可表述为:t时期某外力带来一单位的产出增长,会带来t+1期e(e<1)单位技术进步的增加,但技术进步的增加只会带来c(理论上c=VM-1< e)单位产出的增加, c单位产出的增加继续带来c×e单位技术进步的增加,继而带来c*c单位的产出的增加,如此循环。

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其中M表示乘数大小,上标i表示理想乘数,上标f表示实际乘数,下标output表示产出乘数,下标t表示技术进步乘数。

3.2 数据的收集整理

本文选用我国22个省市的高技术各行业1998～2008年的面板数据均来自各年《中国高技术统计年鉴》,由于部分省市的部分行业数据缺失,为了准确起见,在分析中删除了西藏、新疆、宁夏、青海、甘肃、海南、浙江、内蒙古8个省的数据,并把重庆包含在四川省中。实际技术进步和知识生产的全要素变动数值均在以上面板数据基础上由数据包络分析的方法(DEA)计算得出。

4 对北京技术进步与高技术产业产出增长互推效应的实证分析

4.1 北京各高技术行业产出增长与R&D投入的关系

在表1中,航空航天制造业的产出增长中对技术进步的投入的比重最大,且其R&D资金投入基数较小,说明它对理想乘数的影响最为显著,而电子及通信设备制造业及医疗设备及仪器仪表制造业则相反。其原因一是由行业的性质不同决定的。航空航天制造业多为国有高尖端领域,该行业受政治、社会因素影响相对较大,技术进步对R&D投入的要求比较高。二是航空航天制造业总产值占整个高技术产业的比重较小,而其发展又要求必须有持续的大量资金。

4.2 有时滞的北京高技术产业产出增长与技术进步互推效应

在表2中,e是指当外在因素使产出变动1%时,带来的技术进步在有时滞时的变动幅度,它包括知识生产的全要素的增长(平均增长)和外因带来产出的变动引起的技术进步两个部分,当假设2成立时,则技术进步为e0。可以看到,当没有外力作用或外力作用很小时,整个产业的技术进步的增加值为0.275,而外力因素作用明显时,外在因素使产出变动1%时,带来的技术进步的增加值为0.279;而从e- e0可以得出,外力带来产出平均增长1%,会带来技术进步增长0.4%。在各行业中,电子及通信设备制造业的技术进步增加值分别为0.619和0.624,而航空航天制造业仅为0.083和0.104;航空航天制造业外力带动产出的变动1%,对技术进步的作用为2.1%,而电子及通信设备制造业仅为0.5%。其原因一是这两个行业新增产出中用于R&D资金投入的比重不同(可由表1得出)。二是由于行业中企业市场规模不同所致。电子及通信设备制造业厂商相对零散且数目相对较多,竞争更为激烈,理论上各企业对R&D资金投入受产出变化波动相对较小,表1该行业回归方程中常数项系数较大,也体现出了这点。三是行业自身的特点决定的。航空航天制造业创新难度较大、周期长,技术进步效果不明显。

此外,知识代表的技术进步的增加(e)大于实际生产中发生的技术进步,即存在一定程度上的转化效率问题。表中后三行分别代表了在有时滞时外力对产出作用程度不同带来知识生产代表的技术进步的变化量及其转化效率。在外力因素对产出变化作用不明显和明显两种情况下整个产业的平均技术进步转化效率为86.7%和86.4%,考虑到用知识特别是单纯用专利申请数来衡量技术进步的局限性及用全要素生产率(TFP)的变化衡量现实技术进步中可能存在的技术非有效性等原因,可以认为北京高技术产业在知识(理论技术进步)向现实可用技术(现实技术进步)的转换是比较理想的。从行业的角度看,航空航天制造业两种情况下的转化率分别为98.5%和96.6%,不考虑上述两点缺陷,可以认为该行业的技术转化效率非常显著,而电子及通信设备制造业的转化效率仅为70.5%和70.3%。其差异主要是电子及通信设备制造业技术进步速度快,产品更新周期短,可能造成某些技术实现的机会成本大于实现成本而未实现转化。另外该行业企业众多,管理水平差异较大,技术转化效率高低不同。再者该行业专利侵权现象比较严重,侵权的挤出效应较大。

4.3 无时滞且外力带来产出的变化较小时北京高技术产业产出增长与技术进步互推效应

表3说明,整个无时滞且外力带来产出的变化较小时产出增长的理想乘数和实际乘数大小分别为1.379和1.117,产出乘数效果明显。从行业角度来看,产出乘数均大于1,其中电子及通信设备制造业乘数达2.265和1.164,而航空航天制造业仅为1.091和1.072。对于技术进步乘数,由于考虑到知识代表的技术进步受上一期产出的影响,因此在计算技术进步比产出增长少一次循环,得到的乘数便小于产出增长乘数。其中理想乘数假定知识代表的技术能够有效地转化为实际技术进步,因此理想乘数得到的结果为产出乘数减1。可以看出,整个产业技术进步实际乘数0.307,电子及通信设备制造业最大为0.721,航空航天制造业最小为0.089。各行业产出乘数和技术进步乘数的差异主要是由北京各高技术行业技术进步效率的不同引起的。表中最后一行计算得出各行业乘数的转化效率,其结果与表2大致相同。

4.4 无时滞且外力带来产出的变化较大时北京高技术产业产出增长与技术进步互推效应

在表4中,整个无时滞且外力带来产出的变化较大时产出增长的理想乘数和实际乘数大小分别为1.386和1.117,其中电子及通信设备制造业最大为2.662和1.164,航空航天制造业最小为1.116和1.072。整个行业的技术进步理想乘数和实际乘数分别为0.386和0.312。从技术的转化效率看,航空航天制造业与医疗设备及仪器仪表制造业的转化效率最高,而电子及通信设备制造业转化效率最低。

5 结果及讨论

第一,有时滞的北京高技术产业产出增长与技术进步的相互作用大小等于当期二者相互作用的大小,其作用效果明显。在外在因素对北京高技术产业产出的作用较小和较大两种情况下,整个产业的理论技术进步的增加值(当期技术进步乘数)分别为0.275和0.279,其中以电子通信设备制造业最为突出,而整个产业的实际技术进步的增加值(当期产出乘数)为0.105。

第二,无时滞的北京高技术产业的产出增长乘数和技术进步乘数增长乘数显著。在外在因素对北京高技术产业产出的作用较小和较大两种情况下,整个产业技术进步的理想乘数分别为0.379和0.386,实际乘数分别为0.307和0.312,其中以电子通信设备制造业最为突出; 整个高技术产业的产出的理想乘数分别为1.379和1.386,实际乘数为1.117。

第三,整体上来看,北京高技术产业技术转化效率较高。有时滞时整个产业当期的技术转化效率为86%,无时滞时的技术转化效率也在80%以上,其中航空航天制造业的技术转化效率最高,达95%以上,而电子及通信设备制造业的转化效率最低,无时滞时的转化效率不足50%。

摘要：在基于乘数理论及其5点假设的基础上推导出技术进步与高技术产业产出增长的乘数模型,并测度技术进步与北京高技术产业在不同外力作用程度下的有无时滞两种情况下的互推效应的理想乘数和实际乘数。研究结果表明:有无时滞两种情况下技术进步与北京高技术产业产出增长的互推效应效果显著;北京高技术产业整体上技术转化效率较高,其中航空航天制造业最为突出,但电子及通信设备制造业无时滞时的转化效率不足50%。

技术进步的就业效应 篇8

(1)提高粮食生产率是我国粮食经济增长贡献的现实选择。经济增长方式分为两种,其中,以生产要素在数量上的扩张为代表的粗放型增长方式,对于我国粮食乃至整体农业生产而言并不可取,而以提高粮食生产率为代表的集约型增长方式更符合社会整体福利改善的发展趋势。

(2)单要素生产率是理解全要素生产率的基础及补充,高度平均的指标体系如果失去单要素生产率方面的基础性分析,则无法详实反映经济增长过程中所存在的结构性问题[2]。

(3)单要素生产率是衡量经济发展阶段及技术进步方式的重要指标。根据“诱致性技术进步与资源替代”理论,用粮食生产环节各要素生产率可以衡量其粮食经济发展中各要素的产出率,继而可判断其所依靠的技术进步类型。

1 数据来源与处理

本文研究数据来自于湖北省政府相关部门调研数据,主要来源于湖北省统计局、农业厅、物价局等部门1978—2010年的统计数据。另外,涉及到价格的粮食产值与生产要素成本的指标,本文皆以1978年为基期,将涉及价格的指标转化为以1978年为标准的实际价格与价值。

2 粮食生产要素劳动生产率的增长趋势和增长因素

2.1 粮食生产要素劳动生产率的增长趋势

无论是从产量或产值衡量,湖北省粮食生产劳动生产率均呈刚性增长趋势。结合农业经济整体发展背景所分阶段来看,(1)1978-1984年,湖北省劳均年生产粮食为4350.46 kg/a,劳均粮食产值为1254.15元/a,此阶段内受家庭联产责任承包责任制等一系列政策的激励,该省粮食劳动生产率提升幅度较大。(2)1985—1991年期间相对上一阶段而言,劳动生产率增幅较小,甚至此阶段末期发生了一定小幅下滑的现象,其中以产值计量的波动幅度明显小于以产量计量的劳动生产率。从平均角度而言,此观察期内,湖北省劳均粮食生产率为5576.97kg/a,以产值计量的劳均生产率为2500.41元/a。(3)1992-1996年受国内制度改革、经济环境良好的刺激,湖北省迎来了粮食生产率的高速发展,此期间该省以产值计量的粮食生产率为7092.73kg/a,以产量计量的粮食劳均生产率为7098.33元/a,这两个指标相较上一阶段而言分别上涨27.18%和183.89%,涨幅较大。(4)1997-2000年,以产量计量的湖北省粮食劳动生产率仅为7367.09 kg/a,以产值计量的劳均生产率为7783.53元/a,较上一阶段明显增幅较小。(5)新世纪以来,即2001—2010年,该省又重新进入劳动生产率高速上涨的新阶段,这一时期,以产量及产值计量的年均劳动生产率分别为14424.95kg/a、21605.05元/a,较上一阶段分别上涨95.80%和177.57%,幅度明显。总体而言,1978—2010年,无论是以产量或产值计量的湖北省粮食劳均生产率呈波动式上涨趋势。其中,以粮食产量计量的劳均生产率由2490.15 kg/a上涨至19452.10 kg/a,年均增幅8.20%,以粮食产值计量的劳均生产率则由542.61元/a上涨至40431.96元/a,年均增长率为17.91%,这说明湖北省单位粮食产品所需劳动力生产要素越来越少、同时劳动力产出率越高[3](图1)。

注:观察期内各年劳均粮食产值均按照以1978年价格为基期进行调整。数据来源:湖北省统计局、物价局调研数据,经计算整理得来。

2.2 粮食生产要素劳动生产率的增长因素

在湖北省粮食产量大幅增加的背景下,导致粮食劳动生产率提高的直接因素有:

(1)劳动力投入量的减少。一方面,农村劳动力的自然增长为净减少趋势。1978年湖北省人口总量、城镇人口和乡村人口数量分别为4574.91万人、690.23万人、3884.68万人,至2010年分别为5723.77万人、2846.13万人、2877.64万人,观察期内年均增长率分别为0.71%、4.73%、-0.62%。从城乡构成比例来看,湖北省农村人口绝对数量是净减少的;另一方面,粮食生产劳动力作为较高自由流动力的生产要素,其投入方向受劳动边际报酬率即工资率的直接影响,湖北省粮食生产乃至农业生产的劳动力一直处于快速流失状态。

(2)劳动改进型技术的作用(直接体现在劳动力素质的提高)。作为“第三类”重要生产要素,粮食生产者的人力资本得到提高,劳动力的直接生产要素效应得以发挥,这些能力与资本等生产资料一样形成新的不断完善的劳动力[4]。另外,粮食生产者素质的提高意味着其人力资本的“外溢性”(externality)将突破传统生产要素规模报酬递减效应,同时技术进步内生化,从而构造出规模报酬递增的生产函数。观察期内,湖北省单位粮食产品产出所需劳动力投入的年际递减趋势则是佐证。1978年湖北省100元/50kg粮食产品所需标准劳动工日分别为7.23日和66.35日,至2010年分别下降为0.93日和0.89日,年均下降4.71%和10.21%。

3 粮食生产要素土地生产率与增长因素

3.1 粮食生产要素土地生产率

湖北省粮食生产无论是单位面积产量还是产值角度的测度,该省粮食土地生产率同样一直处于上升状态。其经历轨迹为:1978—1984年的“高速增长期”、1985—1991年的“停滞徘徊期”、1992—1996年的“转型加速期”、1997—2000年的“低谷危机期”和2001—2010年的“契机增长期”。整体而言,1978—2010年湖北省粮食土地生产率依旧呈较快上涨态势,观察期初至期末,以粮食产量计量的土地生产率指标由3291.15kg/hm2上涨至5965.99 kg/hm2,同时,以粮食产值计量的土地生产率由717.15元/hm2上涨至3052.06元/hm2,总观察期内这两个指标的年均增长率分别为2.34%和6.39%(图2)。由图2可看出,这两种土地生产率指标的历史走势基本保持一致,均处于波动式上升趋势中,但单位面积粮食平均产值的波动幅度较产量而言较大一些,这说明受粮食生产技术所限单产增长不会有大起大落的变化,而粮食产值同时受单产水平及市场价格的影响,因此波动幅度较为明显,同时说明了粮农收益受粮食价格影响深远,从粮食价格手段着手保护农民种粮积极性,可能是不错的选择。

资料来源:湖北省统计局、物价局调研数据,经笔者计算整理得来。

3.2 粮食生产要素土地生产率的增长因素

除了湖北省粮食及相关主要品种的产量及产值的大幅提高外,该省粮食生产土地生产率提升的主要因素源自以下两点:

(1)土地与播种面积的下降。湖北省耕地资源一直处于流失减少状态。1978年湖北省耕地总面积为376.81万hm2,其中水田和旱地分别为195.96万hm2、180.84万hm2;至2010年耕地总面积减少为332.39万hm2,其中水田、旱地分别为193.21万hm2、139.19万hm2。改革开放以来湖北省农用耕地、水田、旱地的年均下降0.38%、0.03%、0.80%。

(2)土地改进型技术的作用。作为重要生产要素之一的土地资源,其自身质量的改进也会造成生产效率的提升[5]。一是土地作为自然资源禀赋的内在质量的提高。随着国家《农业法》、《基本农田保护条例》等法律法规的贯彻落实,尤其是2006年《湖北省农业环境保护条例》,该省粮食生产自然环境得到了较好的改善;二是粮田以外的土地外在条件改善。湖北省近年来完成恢复和改善灌溉面积9.40万hm2,诸如此类的土地外在条件改善也有利于其他依附于土地之上的生产物资的效用发挥,从而实现土地生产率的提高。

4 技术进步对传统生产要素的替代效应和特征

4.1 劳动替代型技术和特征

农业劳动替代型技术进步主要是是指通过创造和改良农用机械及其他生产设施等固定生产资料,以节省劳动力数量与用时、提高劳动生产率的机械性技术进步类型。此模式一般适合土地资源丰富而劳动力供给相对短缺的国家和地区,美国可以说是此种类型技术进步的代表。

(1)替代效应和特征。采用包含以1978年为基期计算的机械租赁费用为特定指标,对湖北省粮食生产资本要素发挥效用环节中劳动替代型技术利用情况进行考察。总体而言,改革开放至今湖北省粮食生产采用替代劳动力的现代生产物资使用情况呈波动式上升势态,有关数据显示,单位面积租赁费用,1978年按粮食生产为72.75元/hm2,其中早籼稻、中籼稻、晚籼稻分别为89.85元/hm2、88.95元/hm2、73.65元/hm2,小麦、玉米分别为56.1元/hm2、24.6元/hm2;至2010年按粮食生产涨至1092.05元/hm2,其中早籼稻、中籼稻、晚籼稻分别涨至1652.25元/hm2、2080.8元/hm2、1914元/hm2,小麦、玉米分别涨至1263.00元/hm2、780.60元/hm2,观察期内各自年均增长率分别为41.58%、11.02%、12.98%、11.62%、15.15%,涨幅较大。

虽然湖北省粮食生产总量在不断提升,但从该省以租赁费用为代表的劳动替代型物资生产率来看,却不尽人意。由表1可见,1978-1984年、1985-1991年、1992-1996年、1997-2000年和2001-2010年这五个历史阶段,无论是以单位面积产量或产值衡量的单位租赁费用生产率一直处于下降状态,尤其是以产量计量的单位租赁费用的粮食生产率下降速率更快,从期初阶段的40.25kg/元下降至期末的6.99kg/元,年均跌幅为29.28%。这表明湖北省粮食生产中替代劳动力的资金费用增长速率远远超出了粮食产量及产值的增长幅度。长时间以来,湖北省粮食生产由传统农业模式逐渐向现代资本扩张性增长方式转变,具体表现为劳动生产率大幅提高,但从实际使用效率看来,该省粮食生产资本利用中技术进步效应未完全体现,粮食生产本质上仍有可能是以粗放型和资本大量投入为主的增长方式。

资料来源:湖北省统计局、物价局调研数据,经笔者计算整理得来。

(2)粮食生产仍表现为以粗放型和资本投入为主的增长方式的原因。(1)改革开放以前,湖北省乃至全国范围内正在进行一场以重工业为主的工业化进程,此阶段技术选择主体为政府,强制性技术进步由政府决策并控制实施[6],劳动型替代技术进步的效用已经大规模提前释放。(2)发展环境和生产条件不匹配。大型机械等劳动替代型现代资本物资的使用必须有相应的生产环境相匹配,如耕地规模、道路交通、田间环境等因素相结合,才能使得生产效率提高,但从湖北当前省情看来,湖北省人均耕地低于全国平均水平,加上土地破碎化现象较为严重。(3)近年来农用物资价格的大幅提高远远高于粮食价格上涨幅度,而粮农的粮食产量及产值的增速未能跟上种粮成本的速度,因此该省粮食生产很有可能处于机械使用边际效应为负的粮食生产潜在威胁中。

一方面,如果资本投入在科学配置和有效利用的情况下,能长期有效驱动优质劳动力投入到粮食生产过程中,并能稳定资本-劳动比率,从而达到技术选择选择不会过分向资本替代劳动的路径偏差的同时实现经济效率提高[7]。但从湖北省调研数据看来,该省资本投资的增长加速了资本深化的趋势,最后有可能造成资本边际回报率的递减;另一方面,大型机械等资本生产要素等向粮食生产投入的规模是非中性的,容易产生规模偏向效应的同时也会在收入分配上增加社会不公平、减少粮农生产福利,最后造成社会价格偏离引致整体效率降低[8]。值得注意的是,日益迅速见涨的以租赁费用为代表的替代劳动型资本利用成本,也增加了粮农生产的成本、抵消了粮食价格上涨带来的种粮收益,长此以往,不利于湖北省在粮食生产方面的生产要素优势发挥,更不利于粮食安全保障的长期可持续发展。

4.2 土地替代型技术和特征

土地替代型技术进步又被称为生物性技术进步,主要指通过采用种子改良、农药、化肥等现代生物型生产资料的开发和利用,以提高土地生产率的技术革新类型,此模式一般为土地稀缺而劳动力相对丰富的国家和地区选择,如日本。

新形势下,从湖北省粮食生产物资投入数据可以看出,粮农选用土地节约型技术进步的发展模式倾向也较为明显,由于种子改良效应难以量化,而作为现代化学物资,农药主要对粮食产出起“保健作用”,仅对减少粮食产出损失方面起一定作用,而对增产效应较小,因此本文在湖北省粮食生产的土地替代型技术方面重点考察化肥这一生物化学物资的利用情况。有关数据资料显示,湖北省粮食生产化肥投入量一直在加速增长。1978年,该省单位面积化肥施用量和施用值分别为50kg/hm2、49.05元/hm2,至2010年这个指标值分别上涨至440kg/hm2、1433.56元/hm2,年均增长率分别为7.44%和23.20%。据悉,虽然同样一直处于上升期,但该省粮食生产单位面积的化肥施用数量增长速率较为平稳,而其施用价值增长速率虽然一直在上涨,但明显地,1998年开始此速率呈加速增长。一方面,1998年开始湖北省粮食市场进入高速市场经济改革时期,因此激发了粮农提高土地生产率的积极性;另一方面,单位面积的化肥使用价值增长速率远远超过了施用数量的增长率,从这点看来,湖北省粮食生产可能同时存在施肥过量和粮食生产成本增长过高两大隐患。

由表2可知,观察期内从湖北省粮食生产化肥使用的效果看来,大致呈现出倒U型的发展趋势,依旧以前文中划分的历史阶段来看,1978-1984年、1985-1991年、1992-1996年、1997-2000年和2001-2010年这五个历史阶段,湖北省内年均单位化肥费用以产量计量的粮食生产率分别为9.13 kg/元、12.94 kg/元、14.44 kg/元、6.33 kg/元、1.88 kg/元,而以产值计量的粮食生产率分别为39.75元/元、50.04元/元、47.01元/元、20.39元/元、5.14元/元。观察期内可见,1997年以前以化肥为代表的土地替代型现代化学生产物资,确实对粮食增产做出了不可小觑的贡献,无论从粮食产量抑或产值角度土地生产率皆得到了较大程度的提高。但是,由于土地的技术吸纳功能有限,湖北省粮食产量增长速率未赶上以化肥为代表的生物技术物资施用的增长速率,因此,从上世纪90年代中期开始,化肥的施用效率基本上处于强劲的下降状态。有数据显示,尤其从1999年开始,湖北省单位化肥施用所生产的粮食产量抑或产值都处于观察期内历史最低阶段,至2010年湖北省单位化肥费用生产的粮食产量和产值分别为4.16 kg和2.13元,这距改革开放初期1978年的指标值(67.10 kg和14.62元)相差甚远。

资料来源:湖北省统计局、物价局调研数据,经笔者计算整理得来。

化肥等现代生产物资的使用反映了粮食经济增长中的土地替代型技术进步类型,依托我国国内从中央到地方的政策支持,从科研院所、高等学习到基层技术推广站,湖北省乃至全国范围内诸多生物技术处于国际领先水平,这对于湖北省粮食生产的优化可持续发展提供了良好的政策和技术保障。更重要的是,与机械技术进步不同的是,生物技术进步属于规模中性特性,发挥的是生产率经增长效应而且替代效应,不会对社会整体收入分配发生偏向效应,这对于当前国内农业生产背景来说,更具意义。

我们也应看到,一方面,湖北省粮食生产的化肥施用量与粮食总量增长是同步进行的,现代化学生产物资确实保证了再有限的农业土地上获取最大产量的粮食,但从微观单位面积化肥施用效率来看,虽然其对粮食增产的贡献功不可灭,但其边际效用确实在递减,而且相对于同样增长但增幅有限的粮食产量及产值而言,增幅过大的化肥费用支出成为粮农生产成本负担加大的重要原因之一;另一方面,以化肥为代表的现代化学生产物资虽然可以替代土地,但不可能完全替代,而且土地承载能力有限,在一定要素配置比例下,过量的化学肥料会造成要素使用效率降低,从而造成未被完全吸收的化学物资变为农业生产环境恶化的面源污染来源,长此以往不利于土地的可持续地力的保持,甚至会危害粮农生产效益的提高和食品质量安全的保障[9]。结合前文所述的近年来湖北省粮食生产中化肥投入量的急速上升,以及化学肥料生产率的递减与低谷徘徊,再次肯定了本文对于湖北省粮食生产化肥可能过量的判断。

5 基本结论及其政策建议

5.1 基本结论

本文以粮食主产省湖北为例,通过对其改革开放以来粮食生产单要素生产率变迁进行实证分析,重点结合该省粮食生产投入情况,对该省粮食生产率增长所反映的资源利用效率与技术进步特征进行探讨,研究结果发现:

(1)湖北省粮食生产的劳动生产率与土地生产率增长特征非常显著。一方面,改革开放至今的观察期内,该省粮食生产的劳动生产率与土地生产率一直处于上升状态;另一方面,湖北省粮食生产的劳动生产率与土地生产率,不仅各自水平在观察期内一直高于国内平均水平,而且各自增长速率也远远高于全国平均水平。这说明湖北省作为全国粮食主产省份确实具有一定生产优势。

(2)湖北省粮食生产在技术选择中表现出诱致性技术进步特征。据“希克斯-速水-拉谈-宾斯旺格”(Hicks-HyamiRuttan-Binswager)的诱致性技术创新理论,一国或地区特有的资源和文化禀赋、技术进步与制度基础在经济增长中存在的一般均衡关系由诱致性理论所刻画,具体体现在由于不同生产要素间的稀缺程度、价格高低、需求弹性等变化所引起的技术发明与革新。从湖北省近年来资源禀赋及粮食生产资源利用等各方面综合情况看来,该省粮食生产反映了在一定遵循要素比较优势的资源利用过程中,表现出一定以农业机械化和生物技术进步为代表的诱致性技术进步特征。

(3)技术进步成为湖北省粮食经济增长的重要来源,但该省粮食经济增长本质上仍以要素积累型增长为主,经济增长成本较高。(1)湖北省粮食生产中资本投入部分,现代生产要素的投入使用本身就代表了一定技术革新,以机械和生物技术为代表的生产物资施用量的增长,体现了该省粮食生产中的技术进步情况,此时,湖北省粮食生产现代化进程加速,并且有可能由劳动密集型向资本密集型转变。(2)由于这些物资同时也是资本投入的一部分,粮食生产的物质与服务总费用远远超过了该省粮食单产与总产量的增长速率,从侧面印证了林毅夫[10]关于中国经济增长仍以要素投入为主的判断。同时,高涨的生产成本也为该省粮食生产效率的进一步提高增加了新的难度。

(4)湖北省粮食生产发展方式转型刻不容缓。湖北省粮食劳动生产率的增长速度远高于土地生产率,而且劳动替代型生产物资的投入增长速率同样远高于土地替代型物资的使用情况,这种现象在一定程度上验证了中国经济增长中出现的问题是“技术进步的类型不对”,并且经济增长方式一定程度上与生产资源禀赋结构现状不相吻合的观点。从各要素替代型生产物资的生产率递减的现实看来,湖北省粮食生产实现可持续发展关键仍在于发展方式的转型。

5.2 政策建议

为保障湖北省粮食生产的可持续增长,以最终实现粮食安全保障的目的,现提出以下政策建议:

(1)加大农业科学技术的投入与推广的力度。技术进步不仅是经济增长的长期源泉,更是实现湖北省农业内涵式扩大再生产的重要途径。一应充分利用省内的农业科研资源,以设立粮食专项科研项目、“产学研”合作等形式,完成刺激省内粮食生产相关技术的自主创新。二应继续完善基层农业技术推广体系的建设,使得优秀的粮食生产科技成果得以顺利推广。

(2)大力发展环境友好型粮食生产模式。一是对粮农进行环境保护的宣传与教育,提升其环境保护意识,并选择普及农药化肥等化学生产物资的科学使用技术、并大力发展和推广粮食生产环节的循环农业技术;二是地方政府应强化粮食主产区安全监测与管理,包括加强县级农业面源污染防治监测站、农业污染防治基础设施建设等一系列的农田生态改造外,也需要将补贴与粮农采用环境友好型技术措施挂钩,以提高粮农的环境保护积极性,如,对采用配方施肥、化肥深施、使用有机肥、采用低毒低残留农药的粮农进行补贴等等。

(3)实现土地规模化经营。(1)因地制宜地根据湖北省内不同粮食主产区的具体情况确定粮食生产最优规模,并配合耕地整理、粮田改造等基础设施建设,扩大对粮田的利用效率。(2)在健全农村社会保障制度的同时,建立和健全农村耕地流转机制,尤其促进小规模农户的粮地流转,避免土地流转过程中出现不必要的矛盾以致降低粮食生产效率。(3)扶持中等规模的粮农,促使其完成向种粮大户的转型,使粮食连片种植。在这个过程中,需要政府在粮田流入、贷款优惠、财政补贴等不同支持政策的扶持才能得以顺利进行。

摘要：本文以粮食主产省湖北为例,通过对其改革开放以来粮食生产单要素生产率变迁进行实证分析,重点结合粮食生产投入情况,对该省粮食生产率增长所反映的资源利用效率与技术进步特征进行探讨。研究结果表明:湖北省粮食生产的劳动生产率与土地生产率增长特征非常显著,并且生产技术选择中表现出诱致性技术进步特征;技术进步成为湖北省粮食经济增长的重要因素,但该省粮食经济增长本质上仍以要素积累型增长为主,经济增长成本较高,指出湖北省粮食生产发展方式转型刻不容缓。提出了加大农业科学技术的投入与推广力度;发展环境友好型粮食生产模式;实现土地规模化经营的对策和建议。

关键词：湖北省,粮食生产,劳动生产率,土地生产率,劳动替代型技术,土地替代型技术,技术进步

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技术进步的就业效应 篇9

1 物化技术进步对就业的促进作用

1.1 物化技术进步通过影响厂商行为而影响就业

厂商对劳动力的需求取决于劳动的边际产品价值与劳动力的市场价格,当劳动的边际产品价值大于或等于劳动力的市场价格时,厂商才会增雇劳动力,使就业量增加。

物化技术进步是生产率提高的因素之一。生产率提高意味着劳动边际产品量增加,在产品价格一定的情况下,劳动的边际产品价值也会提高。当边际产品价值大于工人工资时,追逐利润最大化的厂商会增雇工人,直到边际产品价值等于工资,这样的情况下,厂商雇佣工人的数量就会增加。

物化技术进步前,工人的边际产品价值曲线VMP1,当工资水平为W0时,对应的雇佣人数为N0。物化技术进步后,劳动生产率提高,工人的边际产品量增加,边际产品价值曲线移至VMP2,在同样的工资水平下,劳动就业量为N2。显然,N2大于N0,在工资提高的情况下,如由W0提高到W1,此时的就业量依旧大于技术进步前的就业量。因此,物化技术进步,劳动生产率提高,最终增加就业量如(图1)所示。

1.2 物化技术进步通过影响社会分工而增加就业量

社会分工就是将一个完整的劳动生产过程,根据一定的原则,分割成相互独立而又紧密联系的工序的过程,这种分割,在工厂内部表现为不同的但又前后贯序的车间的相互分立和配合,在社会内部表现为不同的生产部门之间的相互的独立和配合。物化技术进步可以使工序内部进一步分工细化,如技术创新使得技术创新部门作为一个独立的部门进入企业的生产过程,这样从企业的生产过程独立出研发部门,研发部门内部按职能进一步深化分工。另一方面,技术发展又能促使社会出现新的产业部门。如第二产业、第三产业的相继出现,都是以新技术的出现作为基础。新兴部门与新兴产业的出现,对劳动力提出新的要求,从而增加总的就业量。总之,物化技术进步影响到社会分工的广度和深度,随着分工的加深,对劳动力的需求量也随之加大。

另外,一些技术进步如交通、通信技术及其应用能极大的降低交易成本。市场交易成本和厂商内部交易成本的降低都能提高效率。交通、通信技术发展降低市场交易成本可有效增加市场规模,而市场规模扩大一方面能带动企业生产规模扩大,直接增加对就业的需求。再者,市场规模扩大,能增进企业内部分工,而分工提高效率,使边际产品价值提高,这样进一步增加厂商对于劳动力的需求。

2 物化技术进步对失业的影响

2.1 物化技术进步引致需求不足失业

在社会总资本中,技术水平决定了生产资料和劳动力之间的比例关系,如果用不变资本C代表生产资料的价值,可变资本V代表劳动力商品的价值。由技术水平所决定的不变资本与可变资本之间的比例称为资本有机构成。

技术发展水平不变,资本有机构成也不会改变。随着资本积累的进展,社会总资本用于不变资本与可变资本的部分会依据原有比例同比例增加,可变资本会随着社会资本总量的增加而增加,即对于劳动力的需求量DV随着资本积累的增加而增加。

物化技术进步使资本有机构成提高,随着资本积累进行,社会总资本变大。在新增社会资本中,用于不变资本C的部分增加相对多些,而用于可变资本V的部分相对减少,即新增社会资本对于劳动力的需求量DV相对于资本有机构成不变时同量资本对劳动力的需求量减少。这样,对于劳动力的需求量就会以递减的速度上升,劳动力就业总量增加少于资本有机构成不变时的增加量。如果原有有机构成提高,原有资本会绝对的排斥劳动,出现在岗职工的下岗失业,资本对劳动力的需要绝对减少。

从劳动力的供给看,由于生产技术的不断进步和机器的广泛使用,许多操作变得简单,对劳动力的体力要求降低,这导致大量妇女、儿童成为劳动力的新供给源。经济发展和社会资本总量增大的过程,也是工业化的过程,在此过程中,会有许多小生产者迅速分化,大批农民和手工业者依靠些许生产资料不能维持生计,纷纷加入雇佣劳动者的队伍,构成劳动力的另一供给源。市场经济下,竞争会使一些中小企业破产,这些破产的小业主们为了生计也要另谋职业,成为劳动力供给的第三供给源。最后,每年都会有新成年劳动力涌入就业市场,它们构成劳动力供给的第四源泉。

物化技术进步使原有资本有机构成提高会导致对劳动力的需求绝对的减少,而新增资本资本有机构成提高,引起劳动力需求相对减少。这样随着时间推移,对劳动力需求增量会相对减少。一方面资本对劳动力的需求增量有不断变小的趋势,另一方面,劳动力的供给增量却有不断增大趋势,二者共同作用的结果会使劳动力的供给大于需要,出现常在的失业人口,即产业后备军。这种失业类型失业可称为资本需求不足型失业。

2.2 物化技术进步导致结构性失业

任何工作岗位都要求劳动者同时付出两种劳动能力,即体力和智力,但不同的岗位要求付出的体力和脑力的比重不同,付出以体力为主的劳动称为体力劳动,以脑力为主的劳动称为脑力劳动。社会对劳动力的总需求TD由脑力劳动的需求D1和体力劳动的需求D2构成,脑力劳动的需求D1和体力劳动的需求D2存有一定比例关系,这一关系可称之为资本对劳动的需求结构。

物化技术进步会使资本对劳动需求结构处于变动中。在不同技术水平下,工作岗位对这两种劳动能力的要求程度不同。一方面,技术的应用使得一些工作要求付出的智力劳动多些,而体力劳动少些,如研发工作、财务工作、管理工作等;另一方面,技术发展又使得一些工作体力劳动多些,而智力劳动少些,如流水线工人、机械工人、建筑工人等。因此,随着技术发展,社会对劳动力的能力需求结构发生变化。

一定时期的社会劳动力,体力劳动者和智力劳动者也有一定的比例关系,它构成劳动力的能力供给结构。物化技术进步使劳动力的需求结构居于不断变动中,这一变动通过劳动力市场价格信号传递出来,同时期中的社会劳动力依据这种信号相应的调整和改变着自己的劳动能力,微观层次的调整反映在客观方面是整个社会劳动力供给结构发生变化,以适应劳动力需求结构的改变。

充分就业要求劳动力市场供给与需求的总量平衡和能力结构平衡,这本身就有一定难度。而物化技术进步使劳动力的需求结构处于变动中,并通过劳动力市场价格传递出来,由于价格信号的滞后性及掌握新技能需要一定时间,最终使劳动力供给结构变动滞后于劳动力需求结构的变动。这使得劳动力的供给结构完全适合需求结构更加困难,或者说是不可能。由于物化技术进步导致劳动力的需求结构变动快于劳动力的供给结构变动,所以,即使劳动力的供给总量与劳动力的需求总量相同,也会导致失业现象发生,这种失业,称之为结构性失业。

2.3 物化技术进步引致摩擦性失业

随着技术水平的不断提高,原有产业部门分工更细化,同时也出现一些新兴部门,随着分工的深度加深、广度加大,各部门专业化的程度越来越高。不同经济主体之间的信息不对称和不完全程度也会随之越来越大。在劳动力市场也是如此,劳动力的供给方和需求方信息不对称,即使是劳动力的供给和需求在总量上和结构上平衡,由于劳动力的需求方和供给方信息不对称,需求方不知道它所需要的劳动力在哪儿,供给方不知道它劳动力的需求者在何处,也会出现短暂的失业现象。这种失业人口称为摩擦性失业。劳动力供给与需求在增量上的变动以及劳动力需求结构与供给结构不断变动又会加剧这种信息不对称,使磨擦性失业成为经济生活中的常态之一。

3 物化技术进步使就业增长呈波动式上升的机理分析

技术进步对就业有双面影响,有使就业增加的因素,如对厂商行为影响而增加就业(N1)、对社会分工的影响而增加就业(N2);也有使就业减少的因素,如结构性失业(N3)、引致需求不足失业(N4)和摩擦性失业(N5)。这样技术变迁后,总就业增量就是这五个方面因素综合作用的结果,即△N=(△N1+△N2)+(△N3+△N4+△N5)。对五方面进行分析,得如下结论:

物化技术进步后,经济体系内有两种作用相反的力量左右就业量,N1、N2促使就业增加,N3、N4、N5导致就业的减少。在经济体系内,一定时期的就业量是这两方综合作用的结果。当N1、N2引致就业上涨的程度大于N3、N4、N5引致失业的程度时,总就业增量增加;当N1、N2引致就业上涨的程度小于N3、N4、N5引致的失业程度时,总就业增量就减少,因此,就业增量会随着物化技术的进步而发生波动性的变化。

从长期来看,随着物化技术进步及其在生产中的应用,N1、N2有增加的趋势并且持久,尤其是对N2的影响更明显。

对于引致需求不足失业N4而言,物化技术进步会引致资本有机构成提高,从而导致相对需求不足失业,但是如果资本增加量远远大于资本有机构成提高的程度,这种失业也可能减少。假设工人工资1000元/人,资本有机构成4:1,此时资本总量为100万元,就业量为20人。技术进步后,有机构成提高到5:1,但资本总量却有100万元增加到600万元,在工资不变的情况下,就业量为60人。因此,资本有机构成提高导致相对失业人口可能由资本总量的大幅增加来补偿。而一般情况下,伴随着技术进步,资本总量总是会大幅增加,因此,引致需求不足失业N4会因资本总量的增加而受到补偿。

对于结构性失业N3而言,劳动者会依据市场传出的信号,自觉调整自己的能力结构,另外厂商也对员工积极培训助其改善其能力,这样,结构性失业会随着时间推移而减少。对于N5而言,信息技术的发展,劳动力市场的完善,也会使其减少。因此,N1、N2、N3、N4、N5对就业量的综合影响,长期来看,随着技术物化技术进步,就业量有增加的趋势。综上所述,理论上就业增量随着物化技术进步呈现波浪式上升趋势,如图2所示。

技术引进之初,由于N1和N2的原因,使得就业增量增加;随着技术推广,整个行业的资本有机构成提高,于是出现引致需要不足失业;同样因这一原因,使得大多数劳动力的能力结构不适应新情形下的资本对劳动力能力的需要结构,出现结构性失业。所以,在物化技术中后期,对劳动力的需求增量有减少的趋势。这样,降低物化技术进步对就业的正面影响。物化技术不断变迁,使得劳动力就业增量的变动再次出现这样的变化。总的结果是就业增量随着物化技术进步呈现波浪式上升运动。

4 我国物化技术进步使就业增长呈波动式上升的实证分析

随着社会经济发展,会产生大量新技术,这些新技术的力量传导到经济活动中,才能对经济活动产生实际影响。在资本品中,设备资本通常能物化最新的技术进步成果。伴随着技术进步在资本设备品中的物化,技术力量被传导到经济活动中去,最终影响到经济增长、生产率的变化和就业的变动。因此,可用设备工具的投资量及其资本设备投资增长率(X)衡量物化技术进步程度。

4.1 物化技术进步对就业影响的实证分析

4.1.1 指标确定。

物化技术进步会提高劳动的边际产品价值,从而增加就业量。劳动力的边际产品价值是指增加一单位劳动力所引致的产品增量的市场价值。它的变动在数值上可用劳动生产率的变化来表示。由于物化技术是以第二产业为载体,所以,物化技术进步对边际产品价值的影响可用第二产业劳动生产率的变动表示。

第二产业劳动生产率变化=(当期第二产业人均产值—上期第二产业人均产值)/上期第二产业人均产值。第二产业劳动生产率的变化如表1所示。

4.1.2 回归分析。

以设备投资增长率为自变量,第二产业劳动生产率变化为因变量,进行回归分析,得α=0.009,β=0.478,R2=0.631,α=0.009说明设备投资增长率与劳动生产率增长率相关性极强;β=0.478说明二者正相关;即劳动生产率随着物化技术进步而提高。R2=0.631,设备投资增长率对于劳动生产率的提高解释力极强。从以上分析结果可知,物化技术进步可以极大提高劳动的边际产品价值,而边际产品价值的提高会激励厂商雇佣更多劳动力,从而增大就业。

4.2 物化技术进步对失业影响的实证分析

4.2.1 指标确定。

资本的生命在于运动,产业资本运动中采取了三种职能形式,即货币资本、生产资本和商品资本,这三种职能形式在空间并存、在时间上要继起,确保单个资本运动的持续性。第二产业的资本运动过程:

其中,Pm是用于生产资料的资本;A是用于劳动力部分的资本,其和为生产资本量。由于生产资本量与商品资本量基本相近,而商品资本在量上约等于第二产业产值。因此,可用第二产业产值表示生产资本量。这样,用于第二产业生产资料资本量就等于第二产业产值减去第二产业工资总额计算而得。

第二产业资本构成=(第二产业产值—第二产业工资总额)/第二产业工资总额第二产业工资总额是制造业、采矿业、建筑业、电力燃气水的生产与供应业等行业工资总额的加总和。第二产业资本构成如表1所示,从表1中数据显示,第二产业资本构成在不断变大,从1991到2009年,资本构成逐渐变大,从4左右增大到9,增长了一倍多。

4.2.2 回归分析。

以设备工具投资为自变量,以第二产业资本构成为因变量,对其进行回归分析,得α=0.007,β=8.646E-5,R2=0.358,α=0.007说明设备、工具投资与第二产业资本构成二者显著相关,β值大于零,说明设备、工具投资与第二产业资本构成变动方向一致。即随着物化进步,资本构成提高。资本构成提高,增加总资本用于生产资料的部分相对增加,而用于劳动力部分的资本相对减少,从而产生资本需求相对不足失业。当资本构成提高时,往往会引致结构性失业和摩擦性失业,这些会进一步增加失业量。

4.3 物化技术进步对就业双面影响的实证分析

物化技术进步对一方面通过提高劳动生产率增加就业,另一方面会因提高资本构成而产生相对失业,物化技术进步对就业的双面影响的最终结果如何?机理分析得出,从长期来看,它会增加就业。

就业衡量指标有多种。物化技术主要以第二产业为载体、它的外溢影响即促进社会分工的广化和深化主要表现为第三产业的发展,因此,物化技术进步对就业的影响可用第二、第三产业的就业之和的增长率(R)表示。其数据如表1所示根据1991—2009年资本设备投资增长率(X)和第二、第三产业的就业增长率(R)的变动趋势(图3)可以看出,就业增长率随设备投资增长率同方向变动。从1991—1995年,设备投资增长率增加,就业增长率也随之增长,1995年设备投资增长率达到高点时,就业增长率也达到了时期内的高点;从1995—2002年,设备投资增长率降低,就业增长率也降低;从2002—2006年,设备投资增长率增加;就业增长率也增加。因此,中国的物化技术进步和就业之间的关系与机理推理得出的结论相符合。

以上由2010年统计年鉴相关数据计算而得

如果把第二、第三产业的就业增长率(R)作为被解释变量,资本设备投资增长率(X)为解释变量,进行回归分析,结果如下(表2):

(注:因变量:第二第三产业就业之和增长率)

从显著性水平为0.034,说明设备投资增长率对就业增长率有显著性影响;值为0.065,说明设备投资增长率对就业增长率有正向的影响,即就业增长率随着投资增长率的变动而同方向变动,物化技术进步一个点,将使就业增长率提高0.065个点。

综合以上结果,可知,我国物化技术进步对就业的影响,与机理推理结论基本吻合。

摘要：物化于设备的技术进步是影响就业的重要变量,物化技术进步对就业产生双面影响,它使就业增长率呈波浪式上升。我国物化技术进步对就业影响的实证分析结果也基本符合机理分析所得结论。

关键词：物化技术进步,双面影响,就业波动上升

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