经济增长\产业发展与劳动就业的耦合机理分析

摘要：经济增长、产业发展与劳动就业问是相互影响、相互作用的。笔者在剖析三者耦合机理的基础上，通过构建VAR模型，对河南省的经济增长、产业发展与劳动就业间的联系进行Johansen协整检验和Granger因果关系检验，发现三个变量间具有长期的协整关系，但由于产业结构与就业结构间及其内部的非均衡发展割裂了经济增长、产业发展与劳动就业间的互动，故需从提升产业发展角度来推动河南省经济的快速增长和劳动就业的扩大。

关键词：经济增长；产业发展；劳动就业

基金项目：河南省政府决策研究招标课题(B498)；河南省教育厅人文社会科学研究项目(2009-ZX-208)；郑州轻工业学院博士科研基金项目。

作者简介：刘瀑(1977-)，女，河南洛阳人，经济学博士，郑州轻工业学院经济与管理学院讲师，主要从事产业经济学、劳动就业问题研究。

中图分类号：F12；F127.61　文献标识码：A　文章编号：1006-1096(2010)01-0025-05　收稿日期：2009-11-29

一、经济增长、产业发展与劳动就业的耦合机理

经济增长的核心是一个结构变迁、不断升级的过程，本质上是一个结构转换过程，并且主要依赖于产业由小到大、由低级到高级的不断更替，实际上也就是产业的发展过程。因此，产业发展是经济增长的前提和基础，并形成劳动就业的物质基础和架构实体。可以说，产业是连接经济增长和劳动就业的桥梁。

(一).经济增长和产业发展统一于经济运行申

从经济发展的角度讲，一国的经济发展绝不是单纯经济的增长，不是简单的总量扩张，虽然没有增长的经济发展是不可能的，但只有经济增长而无质的根本变化，同样对发展的意义不大。这种质的变化主要是指产业的发展。产业的发展正是以效率提高为基础，是劳动和资本从生产效率较低的部门向生产效率较高的部门转换，变资源损失为资源收益，进而引起传统产业结构向更高的产业结构效率转变，经济总量就会由于资源重新配置而出现张力不等的扩展，这恰是经济发展之根本。正如熊彼特(1961)所说：“发展主要在于通过现存资源的不同使用方式从事新事业，而不考虑那些资源是否增长。”著名发展经济学家罗斯托也认为近代经济增长本质上是一个部门的过程。增长的序列不再仅仅是总量的运动，它成了在一连串的部门中高潮的继起并依次关联于主导部门的序列。钱纳里等人的实证研究进一步揭示了产业结构演变与经济增长的关系，并认为经济增长是生产结构转变的一个方面。在要素边际生产率不均等的非均衡的发展中国家，劳动和资本从生产率较低的部门向生产率较高的部门转移，能够加速经济增长。麦迪森在更长的时间序列与范围内，同样证明了结构变化是增长的一个重要的独立源泉。因此，伴随着一国经济的快速增长，其产业的配比关系必定会发生剧烈变动；反过来，这种产业发展带来的变动又会对经济增长产生累积性的作用，两者之间存在着一种累积性、双向循环式的作用机制(胡晓鹏，2003)。

(二)产业发展与劳动就业的作用与反作用关系

1、产业发展决定劳动就业

诸多的经济理论，如多马理论、新古典经济增长理论、奥肯定律以及学者们对我国经济的实证分析都充分表明了经济增长是扩大就业的前提条件，没有经济的快速增长，实现扩大有效就业就是“无源之水，无本之木”；而产业又是经济增长的主体，是推动经济增长的主要驱动力，现代经济增长本质上是产业的发展，只有通过产业的发展，劳动力资源才能与资本、技术等生产要素结合，转化为一种现实的生产要素，实现劳动者的就业。因此，产业发展是劳动就业发展的物质基础，它通过产业规模、产业结构和产业的提升决定着劳动就业的发展。

2、劳动就业影响产业发展

产业的发展与一个国家的劳动力资源状况有密切的关系。各次产业要进行生产并取得产出，就必须有一定的投入。正是包括劳动力在内的各生产要素在质、量方面的增加和有机结合，推动了产业发展：一方面，劳动力的丰裕程度影响着一国不同要素密集程度的产业发展状况；另一方面，劳动力素质的高低直接影响着产业结构的演进速度和高级化程度。同时，劳动就业者的消费需求引导产业发展。马克思说：“需要的形成是由于在人类社会中生产着对象，因而，也就生产着需要本身。”人们正是通过劳动就业不断地把自然力合并为自身本质的力量，既扩大社会生产，又满足自身的需要，在新的基础上创造一个发展了的自我。这个循环发展的过程，形成了人的需要的多样性，也就形成了与此相适应的社会生产的不断发展和产业结构升级。

二、河南省经济增长、产业发展与劳动就业的耦合分析

(一)指标和数据的选取

本文选取以1978年为基期的商品零售价格总指数调整的真实国内生产总值(y)作为衡量河南省经济增长的指标，以全社会的就业人员数(L)作为衡量河南省就业的指标。但用什么指标能够较全面地衡量产业在河南省国民经济发展中的作用呢?在国内基本上使用两个指标：一个是产出结构，另一个是就业结构，且几乎都是以某一次产业的产值结构和就业结构作为衡量指标。如陈平(2000)、朱慧明等(2003)、陈华(2005)和王兵等(2006)用的是第一产业产值占国内生产总值的比重和第一产业的从业人员数占社会就业总人数的比重；纪玉山等(2006)采用的是第三产业的产值占GDP比重和第三产业就业人数占就业总人数的比重。本文认为，第一产业的产出和就业比重越小，或是第三产业的产出和就业比重越大，虽然能够从一定程度上说明产业结构转换的速度越迅速，产业发展的程度就越高，但是以某个具体产业来衡量整体产业演进还是有些欠缺。因此，本文选择以三次产业的产出结构总变化值(X1)及其就业结构总变化值(X2)作为衡量产业发展的指标。

测度产业结构变动的指标一般有结构变动值指标和Moore结构变化值两种。周振华(1991)在《现代经济增长中的结构效应》一书中就用结构变动值指标来测算中国产业结构变化状况，刘志彪(2002)、凌文昌等(2004)和周毅等(2006)都选用Moore结构变化值来测量中国产业产值结构的变化。通过比较，结构变动值指标可以刻画出一个系统结构相对于初始状态的总变化，但仅将各产业份额变动的绝对值简单相加，并不反映某个具体产业变动的情况，也不分辨结构演变中各产业此消彼长的方向变化，因此本文舍弃这一指标的使用。Moore结构变化值不仅考虑到两个年份间同一产业的产值比例的变化程度，而且体现出三次产业产值比例的平均变化程度，更细致、灵敏地揭示了产业发展的过程及其程度，故本文用它来衡量河南的产业发展状况(表1)。

Moore结构变化值计算公式

其中：M+i表示Moore结构变化值；Wi。表示t期第i部门所占比重，W2表示t期第i部门所占比重。整个系统可

分为n个部门，如将每一个部门当作空间的一个向量，那么.这n个部门就可表示为空间的n维向量。当某一个部门在国民经济中的份额发生变化时，它与其他向量的夹角就会发生变化。把所有的夹角变化累计起来，就可得到整个系统中各部门的结构变化情况。我们定义矢量之间变化的总夹角为θ，则有

cosθ＝M+i，即θ＝arccosM+i

两个n维空间向量wt和w的夹角θ可以看作时间区间[t1，t2]内结构变动值。θ越大，表明结构变化的速率也越大，其最大值为90度。

由于对数据取自然对数能够消除时间序列中存在异方差现象，并可通过回归分析估计变量间的弹性关系，回归结果具有很好的经济解释力，所以，在此分别对国内生产总值(Y)、产出结构总变化值(X1)、三次产业的就业结构总变化值(X2)和就业人员数(L)进行自然对数变换，并且分别用LY、LX1、LX2和LL表示自然对数的国内生产总值、产出结构总变化值、就业结构总变化值和就业人员数。

(二)河南省经济增长、产业发展与劳动就业间的格兰杰因果检验

1、时间序列平稳性检验

进行格兰杰因果检验的前提是各时间序列变量是平稳的或者变量之间存在协整关系。因此，首先基于上述数据对变量进行平稳性检验。检验序列是否平稳的通常做法是单位根检验中的ADF(Augmented Dickey Fuller)检验。本文运用AIC标准来判断检验式的动态调整滞后阶数，用麦金农(MacKinnon)临界值来判断是否具有单位根，结果如表2所示。对时间序列水平值的检验结果显示4个变量的ADF值均大于5％显著性水平的临界值，因此接受原假设，即都存在单位根，是非平稳的。继续检验它们的一阶差分，结果显示4个变量一阶差分的ADF值均小于5％限制性水平的临界值，即拒绝原假设，各序列的一阶差分是平稳的，所以4个变量都是一阶单整序列。

2、VAR模型的建立

时间序列LY、LX1、LX2和LL经检验是一阶单整序列，虽然它们自身非平稳，但其某种线性组合却可能是平稳的。这样的线性组合反映了变量之间长期稳定的均衡关系，称为协整(Cointegration)关系。

本文使用Johansen(1995)基于完全信息极大似然估计建立的似然比(LR)检验上述4个变量的协整关系。由于Johansen协整检验是一种基于向量自回归模型的检验方法，所以在进行协整检验之前，必须先确定VAR模型结构。本文采用对数似然值和AIC与SC信息量来决定滞后阶数。经过多次实验以及运用上述判断准则的检验后确定，滞后阶数p取2时最好，且在此情况下，各方程的拟合优度也最好。利用EViews5.0软件，得出VAR(2)模型参数估计值、各方程检验、整体检验结果(表3)。通过输出结果可看出，4个回归函数的调整拟合优度R2分别是0.993875、0.8781350、0.969743和O.995269，说明这4个回归函数拟合得很好。

进一步运用AR根的图表来检验VAR(2)模型滞后结构的稳定性。根据Lutkpohl(1991)，如果被估计的VAR模型所有根模的倒数小于1，即位于单位圆内，则其是稳定的；如果模型不稳定，模型结果将不是有效的。从单位根图1看出，所有单位根落在单位圆内，表明所设定的VAR(2)模型是稳定的。

3、Johansen协整检验

运用Johansen和Juselius于1990年提出的用极大似然估计来检验多变量之间的协整关系，即Johansen检验。以表3的结果为基础，进行Johansen协整检验。检验设定形式采用VAR模型和协整方程(CE)都仅有截距项，不含线性趋势。另外，协整检验的VAR模型是基于误差纠正的VAR设定，即被解释向量是一阶差分形式。由于无约束VAR模型的最优滞后期为2，因此协整检验的VAR模型滞后期确定为1。

根据表4的检验结果，似然比迹检验结果和似然比最大特征值检验结果均显示，在5％的显著水平下，均拒绝没有协整方程的假设，即变量LY、LX1、LX2和LL之间存在一种长期的均衡关系。

4、Granger因果关系检验

协整检验结果表明河南就业、GDP、产出结构和就业结构之间存在长期稳定的均衡关系。这种均衡关系是否构成因果关系，还需要进一步验证。在此采用恩格尔(Eng!e)和格兰杰(Granger)提出的因果关系检验对此进行分析。

根据协整检验的结果和无约束VAR的滞后阶数，对LJ、LY、LJG、LCG进行Granger因果关系检验，检验设定形式的滞后阶数为2。

根据格兰杰理论，从表5得出：(1)GDP的变化可引起就业量的变化，而就业量的变化不能引起GDP的变化。这说明河南经济增长引起了就业增长(尽管这种增长可能是不同步的)。(2)就业量的变化不能引起产出的变化，而产出结构的变化可引起就业量的变化。这说明河南产业结构的调整引起了就业的增长。(3)就业量的变化不对就业结构的变化产生影响，而就业结构的变化对就业量的变化有影响。这说明河南劳动力在三次产业间的转移引起就业总数的增加，也从另一个角度验证了结论(2)，即产业结构的调整有利于就业总数的增加。(4)GDP的变化可引起产出结构的变化，而产出结构的变化也可引起GDP的变化。两者的互动影响说明河南产业结构调整具有明显的增长效应，通过加速产业结构调整促进经济增长在理论上和实践中是可行的。(5)GDP的变化可引起就业结构的变化，而就业结构的变化不能引起GDP的变化。这说明河南经济增长有助于劳动力在三次产业间的转移，但我国劳动力过剩和户籍制度限制劳动力流动的现实，使转移速度缓慢；同时河南第一、第二产业的劳动力转移主要表现为第三产业劳动力的增加与社会失业人数的增多，所以在Granger因果分析中就业结构的变化对产出增长没有什么解释力。(6)产出结构的变化不能引起就业结构的变化，就业结构的变化也不会引起产出结构的变化。这说明河南产出结构的变化与就业结构变化的非同步性。根据以上分析，可以勾勒出河南经济增长、产业发展与就业之间的互动关系(图2)。

三、结论与启示

理论分析表明，产业发展作为经济增长的本质内容和劳动就业的物质载体，是连接经济增长和劳动就业的桥梁，必定对两者的发展产生重大影响。从对河南省3个变量间的实证分析中，得出河南省经济增长、产业发展和劳动就业三者之间存在长期的均衡关系。根据格兰杰因果检验结果，可勾勒出三者间的互动关系是：经济增长可直接引起就业增长，同时促使产业发展中产出结构的调整，产出结构的调整又促进经济增长和就业总量的增加；但产出结构和就业结构的扭曲，导致结构效应难以发挥，对就业总量的增加作用有限。这表明在河南经济发展中，三次产业的产出结构和就业结构内部发展不平衡，并且两者间的发展也是不协调的，而这种产业发展的非均衡既严重制约了就业的增长，又制约了经济的更快增长。这证实了产业发展对促进经济增长和扩大就业的重要性。今后，我们有必要进一步从产业发展的角度深刻探讨河南经济增长对劳动就业的吸纳力。