范文一:服务业劳动生产率理论分析
一、对“服务业劳动生产率增长滞后论”的提出
服务业的劳动生产率一直是一个有争议的问题。W. 鲍莫尔和V. 富克斯最早提出了服务业生产率增长滞后的理论观点。
美国经济学家富克斯在解释美国经济中日益重要的服务业就业时,探究了三个设想的主要原因:
(1)服务需求的收入弹性大于1,结果当实际人均可支配收入增加时,实际人均服务将以大于收入增长率的比率增长。因此,服务不仅消耗了国民收人的越来越大的份额,而且吸纳了国民就业的越来越大的份额。
(2)随着经济增长,经济的专业化和自动化程度不断提高,原先在公司或家庭内部提供服务转变为从市场上购买服务。服务的提供量可能与以前没有什么两样,但不同的是,这些服务变得市场化了。而且,专业化程度的提高还导致了服务的较高质量和较低的平均成本,进而导致对这些服务的需求和生产的增加。
(3)服务业相对于农业或制造业的较低的劳动生产率增长率,说明了国民经济中服务业就业的日益重要性。低于平均水平的服务业生产率增长率意味着服务业平均成本高于平均水平。如果服务需求对于上升的价格相对不敏感,那么,随着经济的扩张,总就业中服务业的比重将增加。
富克斯回顾了1929—1965年的史实,得出结论:虽然每一种设想都是有根据的,并且都解释了服务业增长的一部分,但对于美国经济中日益重要的服务业就业的最主要解释,则是服务业的劳动生产率增长滞后。 鲍莫尔则通过构造一个简单的两部门增长模型,说明服务部门生产率增长落后于制成品部门。
无论是鲍莫尔的一般均衡分析,还是富克斯的宏观计量分析都得出了相同的一般性结论:1929—1965年期间美国服务业就业比重的增加,在很大程度上是由于服务业劳动生产率增长的滞后。
上述理论与实证研究实际上隐含着一个“悸论”:一方面,服务业生产率增长滞后;另一方面,如果按照经济发展的一般规律,服务业尤其是现代服务业应该是人力资本密集型产业,既然人力资本密集,又怎么会出现生产率增长滞后的现象呢?
“悸论”的出现,原因很多,其中最重要的有:第一,现代服务业的状况与该理论提出时服务业的状况是大相径庭的。现代服务业是一些新兴的人力资本密集型服务业占主导地位,而那时的服务业则以传统服务业为主导,主要是劳动密集型服务业。第二,从服务业与制造业的关系来看,新兴服务业与制造业的关系紧密,而传统服务业与制造业的联系松散。可以说,现代新兴服务业的发展对制造业生产率的提高作出了很大贡献。因此,不仅要从服务业本身,而且还应该从与服务业有紧密联系的制造业的角度,去综合评
判服务业的劳动生产率。应该说,人力资本较丰裕的服务业必然拥有较高的劳动生产率,而不是相反。第三,一般来说,人力资本越密集的产业,污染就越少或根本就没有污染。服务业尤其是新兴服务业很少具有负的外部性,而制造业就比较复杂了。如果将此因素考虑在内,服务业的生产率就不一定滞后,况且随着能源与原料成本的上升,以及环境保护的加强,制造业面临的限制将越来越多于服务业,从而使生产率发生有利于服务业的变化。第四,一些因素造成的扭曲。首先是统计方面的扭曲;其次是人们对服务业的歧视;再次是在服务业的发展过程中,非市场的政府行为使一些国家,特别是发展中国家的服务业劳动力过度膨胀,整体素质不高,人力资本缺乏,劳动生产率低下。
二、发展中国家服务业的劳动生产率
一个行业的劳动生产率高低与该行业劳动力的数量与质量密切相关。很明显,如果一个行业的劳动力数量膨胀、质量低下,那么,在其他条件既定的情况下,该行业的生产率无疑是低下的。这就是一些发展中国家服务业的现状。
配第—克拉克定理关于劳动力产业间转移的规律,己被许多发达国家的历程所证实。但在《第三产业活动中就业增长比较分析》一书中,萨博洛等人指出,在一些发展中国家存在服务业(第三产业) 劳动力过度膨胀现象,即大批剩余劳动力不是先从第一产业即农业转向第二产业即制造业,然后再转向服务业,而是直接从农业转向服务业。具体说,服务业的劳动力不仅在比例上远远高于制造业,而且在增长速度上也高于制造业。这一现象显然有悸于配第—克拉克定理。
为了论证上述结论,萨博洛及其合作者搜集并分析了阿根廷、巴西、智利、埃及、西班牙、印度、日本、墨西哥、菲律宾、葡萄牙和土耳其等12个国家从19世纪80年代至20世纪70年代的有关资料。这些国家在上述时期内基本上属于发展中国家。在1900—1950年间,除了葡萄牙以外,这些国家服务业劳动力比例平均已超过20%,高于制造业劳动力的比例。到1960年,这一比例已超过30%。而且,服务业劳动力比例的增长速度也都高于制造业。这些情况在当时的英、美、法等发达国家则明显不同。这一现象说明,当时这些发展中国家农业转移出来的剩余劳动力主要流入了服务业,而不是制造业。在这一时期,这些国家的制造业普遍发展缓慢,但服务业部门却不断涌现,并吸收了大批劳动力。
萨博洛继续解释道,发达国家服务业吸纳劳动力主要是因为经济发展引起对服务业劳动力的需求增加,而发展中国家则主要取决于农业剩余劳动力的供给状况。也就是说,农村人口增长速度和农业人口向城市的流动速度是影响服务业劳动力过度膨胀的两个基本因素。一般来说,一国人口,特别是农村人口,其增
长越迅速,服务业劳动力就业的比例也就上升得越快。制造业由于本身所存在的技术障碍,对非技术人员的需求数量就比较有限。因此,就业压力更多地在服务业,特别是那些对专业技术要求不高的生活性服务部门。 尽管如此,发展中国家服务业劳动力的增长与实际需要大体上还是相适应的,但这种适应是以损害居民储蓄和制造业产品的增加为代价的,即制约了工业化的进程,这种适应是与较低的服务业劳动生产率相伴生的。总之,服务业劳动力的过度膨胀,是各种因素综合作用的结果,最重要的是农村剩余劳动力转移时首先流入城市,而不是首先确定流入制造业还是服务业。
萨博洛所引用的都是1970年以前的数据,那么,以后的情况如何?也就是说,服务业就业人口过度膨胀的现象是否仍然存在呢?国内有些学者进行了一些考察,得出结论:除了原来实行传统计划经济体制的国家外,在大多数发展中国家这一现象们在继续。从1970—1988年,有关埃及、巴西、智利、哥伦比亚、秘鲁、韩国、印度、印度尼西亚、菲律宾、西班牙、希腊、土耳其等12个国家的数据表明,在这些发展中国家,服务业劳动力的增长速度郡高于制造业,而且农业劳动力比重都有明显下降,其中有6个国家下降了10个百分点以上,另外6个国家也下降了5—10个百分点。这些国家从农业中转移出来的劳动力并没有被制造业所吸纳。在这12个国家中,韩国工业劳动力增长最快,也仅为9.2个百分点,而有5个国家制造业劳动力就业比重在同期甚至有所下降,如智利下降了6.8个百分点,菲律宾下降了2个百分点,巴西下降了1.1个百分点。这些从农业转移出来的劳动力绝大部分被服务业吸收了。在这12个国家,服务业劳动力都程度不等地增加了,智利和哥伦比亚的这一比例在80年代甚至超过了50%。这些事实雄辩地说明,服务业劳动力过度膨胀现象在实行市场经济的发展中国家中继续。
可以看出,发展中国家服务业劳动力过度膨胀并不是与工业化密切相关的,而是与城市化紧密联系。城市化会直接引起农业部门与非农业部门劳动比例的变动,在存在大量农村剩余劳动力的情况下更是如此。一般地说,城市化的程度越高,农业劳动力的比例就越低,城市化程度与农业劳动力的比重呈负相关。工业化则是一个比城市化更复杂、更漫长的过程。城市化或多或少与一些外部因素有关,一个城市的形成与发展,往往与一定的政治、历史、地理等条件相联系,而工业化则更主要地表现为生产力发展到一定程度的内在要求。所以说,城市化进程往往易于且快于工业化迸程。对于存在大量剩余劳动力的发展中国家来说,如果缺乏政府强有力的行政干预,则很容易产生盲目城市化的倾向。在这种情况下,大批农业剩余劳动力涌大城镇。相对而言,城镇服务业也较易于向这些新来者包括文盲和缺少技术培训的普通劳动力提供就业岗位。因为,这些新的就业岗位比起创造制造业就业岗位需要较少的资本,也往往没有过高的知识和
技术要求。
然而,在一般情况下,城市化并不代表一国经济发展的水平,城市化发展速度与人均收入的增长是不同步的。一个国家的城市化进程,在正常情况下应取决于两个条件:一是必须能够提供新增城市人口所必需的食物,即必须存在真正意义上的农业剩余劳动力;二是在城市中必须真正存在非农业部门对劳动力的需求。二战之后的许多发展中国家情况并非如此,在不具备上述条件的情况下出现了城市化热潮,似乎“一城就灵”。结果,城市化往往是以损害制造业和农业劳动生产率而实现的,这也正是一些发展中国家虽然城市人口比例上升,服务业劳动力比例上升,但人均收入却仍然较低的原因。这些国家服务业劳动力过度膨胀现象,并不是经济增长所应追求的目标。如果这种现象盲目地持续下去,即资本有机构成低、科技含量低、生产率低下的服务业部门的扩张,不能同时伴随农业和制造业劳动生产率的相应提高,那么最终将制约国民经济的健康发展。
基于上述情况,不难看出,发展中国家的做法应该是:首先,城市化的发展应该循序渐进,不可急功近利;其次,对于基本上处在工业化初级阶段的发展中国家来说,当务之急应是如何夯实制造业基础,提高制造业劳动生产率;再次,发展中国家在大力推进服务业发展的同时,要不断优化其内部结构,使消费者服务行业逐步向生产者服务行业转变,使资本、技术含量低的服务行业逐步向资本、技术含量高的服务行业转变。根本点是使服务业的发展真正建立在提高劳动生产率的基础之上,与人均国民收入水平相适应。
范文二:中国服务业相对密集度及对其劳动生产率的影响
作者:程大中陈福炯
管理世界 2005年05期
一、引言
以产业集聚和人口集聚为主要表现的经济活动的密度及其影响问题,一直是经济学家们讨论的热点。马歇尔(1890)对这种现象进行了最早的经济学分析,在马歇尔“外部经济”思想的背后,正是他关于产业地方化的洞察。20世纪60年代,有关城市经济学和区域经济学的文献,比如Greenfield(1966)、Jacobs(1969,1984)、Chinitz(1961)、Stanback(1979)等,就已认识到不可贸易中间品(主要是指服务)的重要性,将之看作是导致城市和产业复合体或产业集群(industrial complexes)形成的集聚外部性(agglomeration externalities)的重要源泉,并以此来解释地区间经济绩效的差异性。处在这一时期的库兹涅茨(1966)也指出,商品生产的区域性集中所导致的产品地方化,迫使生产不顾最终消费者的地域性分散和需求时间的差别而以一定的节奏进行。此时,服务在集中固定的生产和分散变动的需求之间所起的桥梁作用,以及由此而形成的集聚趋势就明显加强了。最近的经济地理学文献,比如Krugman(1991)、Porter(1992)、Fujita,Krugman and Venables(1999)等,也关注这一事实,即由于集聚外部性,相关联的经济活动趋于集中在一起,比如美国硅谷(Silicon Valley)的计算机产业、意大利萨索罗(Sassuolo)的瓷砖等。克鲁格曼(P.Krugman,1991)强调指出,在当今的世界,最突出的地方化的例子事实上是基于服务业而不是制造业的。有些服务行业的区位基尼系数接近于零。如美国的哈特福德是保险城;芝加哥是期货交易中心;伦敦和东京云集的基本上不是制造商;在英格兰东南部,服务业正向那里集中,而制造业正在移向别的地方。就连美国的硅谷和128号公路事实上也更接近于为制造业提供服务的中心,而不仅仅是实物的生产地。Ciccone and Hall(1996)的研究表明,在经济密度(economically dense)高的地区经营的企业比在相对隔离的地区经营的企业更有生产力。Caballero and Lyons(1992)表明,在提供投入的产业的产出提高的情况下,下游产业的生产力也会随之提高。Marshall(1988)表明,在英国的伯明翰(Birmingham)、里兹(Leeds)和曼切斯特(Manchester)3地,制造商购买的服务中80%来自于同一地区的服务提供者,而且,公司的绩效因服务投入的当地可得性而得以增强。Mckee(1988)也认为,在发展中国家,服务的当地可得性对于主导产业部门的发展非常重要。
目前,中国服务业正处于新的一轮发展时期(注:始于1978年末的中国经济改革,在农村,表现为家庭联产承包责任制的实行,在城市,用表现为以放权让利为中心的国有企业改革。然而,如果从三次产业的改革顺序来看,服务业改革在整体上则大大滞后于农业改革(家庭联产承包责任制的推行)和工业改革(城市国有工业企业改革),而且服务业改革的复杂程度要远远超过后者。当前,我国已经进入全面建设小康社会、加快推进社会主义现代化的新的发展阶段。我国的经济结构正处于战略性调整的重要历史时期。加快发展服务业,提高服务业在国民经济中的地位,既是实现国民经济持续快速健康发展的必然要求,也是改革开放以来,特别是1992年《中共中央、国务院关于加快发展第三产业的决定》(中发[1992]5号)下发以来,各级和各地政府制定发展规划和实施经济政策的重要导向之一。2001年12月20日,国务院办公厅转发了国家计委(现合并到国家发改委)《关于“十五”期间加快发展服务业若干政策措施的意见》。这是自1992年以来党中央、国务院第二次专门就服务业发展问题转发的政策性文件。2002年11月召开的党的十六大也明确提出,推进产业结构优化升级,形成以高新技术产业为先导、基础产业和制造业为支撑、服务业全面发展的产业格局。加快发展现代服务业,提高服务业在国民经济中的比重。2001年12月11日,中国正式加入WTO,成为该组织第143个成员。中国在货物贸易、服务贸易、知识产权等方面做出了相应承诺。中国的承诺在许多方面都涉及服务贸易(即服务业的对外开放)(见《中华人民共和国加入议定书》及其5个附件即附件1A、附件4、附件5A、附件5B和附件9,以及《中国加入工作组报告书》),中国服务业的对外开放从此进入一个新时代。)。中国服务业发展的诸多问题再次成为国内经济学界关注的焦点(注:20世纪80年代末、90年代初,中国服务业问题首次正式成为中国经济学界讨论的热点。比如,国务院发展研究中心第三产业专题组(1986)在指出我国当时第三产业总量不足、结构扭曲的基本格局的基础上,提出了加速我国第三产业协调发展的对策。郭克莎(1992)比较分析了中国服务业增长因素及其变动特点。刘伟和杨云龙(1992)提出,工业化和市场化是中国服务业发展的双重历史使命。胡庄君(1993)对中国服务业的固定资产投资问题进行过实证分析。)。黄少军(2000)、江小涓和李辉(2004)分析了服务业与中国经济增长的关系及加快增长的潜力。许宪春(2000)、岳希明和张曙光(2002)分析了中国服务业发展相对滞后的原因。程大中(2003;2004)系统论证了中国服务业增长的特点、原因及影响。上述研究都没有涉及中国服务业的地区相对密集度及其对服务业自身效率的影响。这一问题恰恰是中国目前及未来服务业发展过程中面临的核心问题。本文将对这一问题进行探讨。以下内容安排为:第二节介绍分析方法,第三节是关于中国服务业相对密集度的地区与分部门比较,第四节检验服务业相对密集度对服务业自身劳动生产率的影响,最后是结论。
二、分析方法
在设定服务业相对密集度这一指标之前,我们首先定义相对人口密度和相对产业密度(注:这里所设定的产业相对密集度()与相对产业密度()两个概念是不同的。)。通常衡量人口密度的方法是计算单位面积(S)的人口数(P),即P/S。对于一国之内的地区i来说,其“相对人口密度”()可定义为地区i的单位面积人口数()与全国单位面积人口数(P/S)之比,即:
注释:④由于考虑我国各省市人口密度的极大差距,本文未使用地区服务业产值占该行业全国总产值的百分比和占全国国土面积的百分比之比值表示,而以地区服务业各行业产值占该行业全国总产值的百分比与该地区人口占全国总人口的百分比比值取代。
下面将利用这里设定的指标和函数关系,对中国服务业及其各分部门的地区相对密集度及其与服务业劳动生产率的关系进行经验分析。
三、中国服务业相对密集度的地区与部门比较
我们基于公式(4),并根据2003年国家统计局公布的关于2002年的统计数据,对全国31个省、市、自治区(未包括台湾省、香港特别行政区和澳门特别行政区)的整体服务业及其分部门,以及各地GDP的相对密集度()进行计算。我们打破现有的关于三次产业的分类方法,使讨论的服务业范围涵盖农林牧渔服务业、地质勘查业水利管理业、交通运输仓储及邮电通信业、批发零售贸易及餐饮业、金融保险业、房地产业、社会服务业、卫生体育和社会福利业、教育文化艺术及广播电影电视业、科学研究和综合技术服务事业、国家机关政党机关和社会团体、“其他行业”等12个分部门(注:2003年5月,中国国家统计局出台了新的三次产业划分方法。根据新规定,第三产业包括交通运输等15大类。但农林牧渔服务业仍划归第一产业,建筑业归属第二产业。按WTO分类标准,这两者属于服务业。每个服务部门内包括的服务也存在很大差异,但更细的经验分析却因为目前统计数据的限制而无法进行。)。
(一)整体服务业相对密集度
我们结合GDP相对密集度对整体服务业的相对密集度进行讨论。从图1和附表1可以发现,中国整体服务业相对密集度的地区差异很大。如果以标准化了的全国服务业相对密集度(ESER=1)和GDP相对密集度(EGDP=1)为坐标,那么就形成了4个区域,即区域I(EGDP>1,ESER>1)、区域II(EGDP1)、区域III(EGDP1,ESER<1)。从各地的两个密集度指数的分布来看,存在以下规律:
图1 2002年中国各地区整体服务业相对密集度及其与GDP相对密集度的关系
数据来源:根据附表1。
表1 各省市服务业及其分部门相对密集度的统计描述
注:GDP代表国内生产总值,SER代表服务业,A、B、C、D、E、F、G、H、I、J、K、L分别代表服务业中的农林牧渔服务业、地质勘查业水利管理业、交通运输仓储及邮电通信业、批发零售贸易及餐饮业、金融保险业、房地产业、社会服务业、卫生体育和社会福利业、教育文化艺术及广播电影电视业、科学研究和综合技术服务事业、国家机关政党机关和社会团体、“其他服务行业”12个分部门。下同。
数据来源:根据附表1计算而得。
第一,所有的分布点都未落在区域II。落在区域I的地区有9个,按照服务业相对密集度从高到低排列,它们分别是上海、北京、天津、浙江、广东、江苏、福建、辽宁和山东。很明显,这些地区都位于中国东部地区,其服务业相对密集度和GDP相对密集度都很高。落在区域IV的地区只有黑龙江省,其GDP相对密集度虽较高,但服务业相对密集度却较低。落在区域III的地区有21个,它们的两种密集度指标都较低。其中,贵州的服务业相对密集度和GDP相对密集度都是最低的,甘肃倒数第二。
第二,31个省市的GDP相对密集度和服务业相对密集度指数的极差分别为3.27和4.37,标准差分别为0.684和0.959(见表1)。这说明,中国服务业的相对密集度的地区间差距水平远高于整体经济相对密集度的地区间差距水平,由此可以推断中国服务业发展存在地区极不均衡性。
第三,由图1可知,各省市的服务业相对密集度与GDP相对密集度之间存在明显的正相关关系,两者的相关系数高达0.95。这说明服务业发展水平与总体经济发展水平之间的依存度很高。
(二)服务业分部门相对密集度
根据表1、表2和附表1可以知道:
第一,科学研究和综合技术服务业的地区集中度最高,其相对密集度大于1的地区只有6个,分别是北京、上海、天津、吉林、辽宁、重庆,其中北京、上海和天津分别高达18.53、7.54和4.65。31个地区在该服务部门相对密集度上的标准差为3.41,极差为18.36,这两个指标在12个分部门的标准差和极差中均是最高的,反映出该服务部门在地区分布方面的极不均衡性。另外,房地产业、金融保险业的地区集中度也很高,但其相对密集度大于1的地区基本都集中于东部沿海经济发达地区。从相对密集度的标准差和极差来看,两部门的地区分布也很不均衡。交通运输仓储及邮电通信业、批发零售贸易及餐饮业、国家机关政党机关和社会团体等分部门的相对密集度的地区差距相对较小。
第二,上海不仅在整体服务业的相对密集度方面是全国最高的,而且在交通运输仓储及邮电通信业、批发零售贸易及餐饮业、金融保险业、房地产业、卫生体育和社会福利业的相对密集度方面也是全国最高的。另外,其他服务部门的相对密集度也均大于1。这反映出上海在发展服务业方面的明显优势。对于北京来说,其在社会服务业、教育文化艺术及广播电影电视业、科学研究和综合技术服务业以及“其他服务行业”上的相对密集度是全国最高的。天津的地质勘查业水利管理业的相对密集度位居全国首位。西藏则在农林牧渔服务业、国家机关政党机关和社会团体方面的相对密集度是全国最高的。与之形成鲜明对比的是,贵州、甘肃、广西、河南、安徽、江西、四川、云南等地区服务业及其分部门的相对密集度却普遍较低,反映出服务业发展的严重滞后。
第三,从各服务部门相对密集度与GDP相对密集度的关系来看,农林牧渔服务业、地质勘查业水利管理业与GDP几乎不存在相关关系。科学研究和综合技术服务事业、国家机关政党机关和社会团体以及“其他服务行业”虽与GDP存在相关关系,但相关度并不很高。而交通运输仓储及邮电通信业、批发零售贸易及餐饮业、金融保险业、房地产业、社会服务业、卫生体育和社会福利业、教育文化艺术及广播电影电视业与GDP都存在很强的相关关系,相关系数均在0.70以上,其中批发零售贸易及餐饮业与GDP的相关系数达到0.90以上。这说明,随着经济水平的提高,服务业的内部结构将会发生一些变化,有些部门将随着整体经济的发展而发展,但有些部门则停滞不前,甚至会萎缩。
四、服务业相对密集度对其劳动生产率影响的检验
关于服务业的劳动生产率问题,经济学家们普遍认为,从时间序列的角度且与其他产业或部门(尤其是制造业)相比,服务业劳动生产率增长是滞后的(注:Baumol(1967,1985)通过构造非均衡增长模型,讨论了服务部门的劳动生产率增长滞后及其相关宏观经济涵义。Fuchs(1968)基于经验分析,证明了服务业劳动生产率增长滞后是引起美国服务业就业增长的主因。库兹涅茨(S.Kuznets,1966)、钱纳里等(H.chenery,etc.,1986)从产业结构演变的角度,讨论了服务业的特殊性:就业比重不断上升、劳动生产率因产值份额不变而停滞或下降。Solow(1987)提出著名的“Solow悖论”,即:除了在生产事的统计数据上,你可以在任何方面看到计算机时代的来临。Triplett(2000)发现服务业很多部门的生产率增长率很低,甚至为负值。但以Griliches(1992)为代表的经济学家(主要是统计学家)认为,由于服务部门的“不可测度性”,服务业的产出与生产率核算存在误差,现行的统计方法均大大低估了服务业的产出和生产事的增长。Riddle(1986)则指出,不能孤立地看待服务业生产率,服务业的发展因其“黏合剂”作用而提高了经济总体生产率。但这一看法仅是以一种思想而不是以经验研究的结果提出来的。)。我们以前的研究(程大中,2004)发现,改革开放以来,中国整体服务业的劳动生产率一直很低。在服务分部门中,劳动生产率最高的是房地产业和金融保险业,最低的是“其他服务行业”。另外,批发和零售贸易餐饮业,卫生体育和社会福利业,教育、文化艺术及广播电影电视业等部门的劳动生产率也不高(注:需要提及的是,一方面,中国服务业增加值可能被低估、工业增加值可能被高估;另一方面,劳动统计也存在一些问题。通常采用的劳动统计有两种,即人口普查和每年刊登在《劳动统计年鉴》和《中国统计年鉴》上分行业就业人员数(关于就业人员的用语随时间有所不同)。其中后一种劳动境计是由国家统计局以及劳动和社会保障部负责的城镇单位劳动统计、国家工商行政管理总局对城镇私营企业就业人员和个体劳动者的行政登记以及由农村社会经济调查总队(即农调队)负责的乡村就业人员统计3个不同的统计合并编辑而成的,因此又被称为“三合一”统计。人口普查和“三合一”统计在就业人员总数上和分行业构成上存在着较大差异,而且没有明显的证据显示哪一个统计结果更可信。本文使用的是“三合一”统计结果。“三合一”统计的一个明显缺陷是,城镇私营企业就业人员和个体劳动者的行政登记以及乡村就业人员统计的行业分类粗略,教育、医疗卫生等行业从业人员数被合并到“其他行业”当中,因此,“三合一”统计所显示的“其他行业”就业人员数被高估。总之,服务业增加值核算与劳动统计方面存在的问题都可能在一定程度上影响着计量分析结果。)。
本文将从2002年全国31地区截面数据的角度,来分析服务业及其各部门的劳动生产率状况,以及服务业密集度对它的影响。受到数据细分程度及可获得性的限制,这里考察的服务分部门包括地质勘查业水利管理业、交通运输仓储及邮电通信业、批发零售贸易及餐饮业、金融保险业、房地产业、社会服务业、卫生体育和社会福利业、教育文化艺术及广播电影电视业、科学研究和综合技术服务业、国家机关政党机关和社会团体、“其他服务行业”等11个分部门。各地整体服务业及其分部门的劳动生产率的具体计算结果及统计描述分别列在附表2和表3中。
表2 各省市服务业及其分部门相对密集度比较
数据来源:根据附表1。
从表3可以知道,劳动生产率最高的服务部门是房地产业(注:我们另一项相关研究(程大中,2003)表明,从全国平均情况看,年劳均增加值与劳动力年均工资之间相关度最高的服务部门是教育文化艺术及广播电影电视业,房地产业的年劳均增加值与劳动力年均工资之间几乎不存在相关性。房地产业的工资—增加值比普遍较低,说明房地产业具有很强的资本密集型特征,同时也在一定程度上暗示了房地产业可能是一个暴利性行业。),其次是金融业,最低的是“其他服务行业”。另外,批发和零售贸易餐饮业,卫生体育和社会福利业,教育、文化艺术及广播电影电视业等部门的劳动生产率也不高。从极差和标准差看,房地产业、金融保险业的劳动生产率的地区差距最大,批发和零售贸易餐饮业、“其他服务行业”劳动生产率的地区差距最小。这些发现与我们以前基于时间序列研究而得出的结论十分相似。
那么,接下来的问题是,各地整体服务业及其各分部门在劳动生产率方面的差异与上文讨论的服务业相对密集度之间存在什么样的关系呢?
我们根据第二部分讨论的关于服务业劳动生产率与其相对密集度之间的函数关系[即公式(7):],做基于截面数据的对数回归分析。分析结果见表4。
表3 2002年各地区服务业部门劳动生产率
数据来源:根据附表2计算而得。西藏的房地产业有关数据缺损。其他部门的样本数均为31个。
表4 服务业劳动生产率与其相对密集度之间关系的回归分析
注:*表示不显著,其余均在0.01水平显著。
由表4可以清楚地看出,整体服务业的劳动生产率与其相对密集度之间存在显著的正相关关系。对于除房地产业(系数虽为正数,但不显著)外的其余10个服务部门来说,这种显著的正相关关系也存在着。从方程拟合优度看,整体服务业以及交通运输仓储及邮电通信业、批发零售贸易及餐饮业、金融保险业、卫生体育和社会福利业、教育文化艺术及广播电影电视业、“其他服务行业”的都很大,均在0.7以上。地质勘查业水利管理业、社会服务业、科学研究和综合技术服务业、国家机关政党机关和社会团体的略小一些,但回归方程仍是显著的。对于房地产业来说,其回归方程是不显著的,再加上自变量参数的不显著,说明房地产业劳动生产率的变化和地区差异不能够由房地产业密集度的高低来解释,即两者之间不存在正的相关关系。
因此,可以得出结论:除房地产业外,中国服务业及其分部门的相对密集度对其自身的劳动生产率具有正的影响。正如前文所讨论的那样,服务业相对密集度可以理解为某一地区人均服务供给(或产出)水平的高低,反映该地区服务业发展的水平。这里的发现不仅与前面相关文献的研究结论相一致,而且与著名的“凡尔登定律”(Verdoorn's Law)所揭示的增长与生产率之间的程式化关系(stylized relationship)不谋而合(注:Verdoorn定律最早是由Verdoorn在1949年发表的一篇关于生产率与产出增长之间关系的法文论文中提出的。该定律表明,劳动生产率在很大程度上对于增长过程来说是内生的,是通过规模经济效应由产出增长率所决定的。Kaldor(1966)最早将Verdoorn定律用于经济增长的经验分析。Verdoorn定律具有深远的意义。它揭示有一种内在的趋势使增长按一种自我增进的方式进行,并且它为Myrdal(1957)提出的“累积因果关系”思想提供了经济学原理的支撑。产出的增长引起生产率的增长加快,因此,在开放经济下,给定经济增长的累积性质,并存在自由贸易对所有国家都有利这种内在趋势。贸易自由化(包括服务贸易自由化)可能导致那些已经落后的国家经济增长的进一步恶化,因为这些国家发现其越来越缺乏竞争力。)。不过,我们这里是基于服务业的经验分析而得出这一结论的。
五、结论
以产业集聚和人口集聚为主要表现的经济活动的密度及其对经济自身效率的影响问题,也同样反映在服务业方面。
本文在构造产业相对密集度指标的基础上,讨论了中国服务业及其分部门相对密集度的地区与部门差异,由此得出的结论是:(1)像上海、北京、天津、浙江、广东、江苏、福建、辽宁和山东等东部地区的服务业相对密集度最高。(2)中国服务业的相对密集度的地区间差距水平远高于整体经济相对密集度的地区间差距水平,反映出中国服务业发展的地区间极不均衡性。(3)在分部门研究中,科学研究和综合技术服务业、房地产业、金融保险业的地区集中度最高。交通运输仓储及邮电通信业、批发零售贸易及餐饮业、国家机关政党机关和社会团体等分部门的相对密集度的地区差距相对较小。(4)上海不仅在整体服务业的相对密集度方面是全国最高的,而且在交通运输仓储及邮电通信业、批发零售贸易及餐饮业、金融保险业、房地产业、卫生体育和社会福利业的相对密集度方面也是全国最高的。这反映出上海在发展服务业方面的明显优势。但贵州、甘肃、广西、河南、安徽、江西、四川、云南等地区服务业及其分部门的相对密集度却普遍较低,反映出服务业发展的严重滞后。(5)服务业各部门相对密集度与GDP相对密集度的关系不尽相同,表明随着经济水平的提高,服务业内部结构将会发生变化,有些部门将随着整体经济的发展而发展,而有些部门则停滞不前,甚至萎缩。
本文接着基于服务业劳动生产率与其相对密集度之间的函数关系进行了进一步探讨,从而得出以下结论:除房地产业外,中国服务业及其分部门的相对密集度对其自身的劳动生产率都具有显著的正面影响。由于服务业相对密集度可以理解为某一地区人均服务供给(或产出)水平即服务业发展水平的高低,因此,这里基于中国服务业的经验分析而得出的这一结论正好与Verdoorn定律相吻合。
作者介绍:程大中 陈福炯 上海大学经济系暨服务贸易研究中心
范文三:异质型人力资本丶产业集聚与服务业劳动生产率
异质型人力资本丶产业集聚与服务业劳动生产率
2014年4月第2期异质型人力资本、产业集聚与服务业劳动生产率丁潇潇黄繁华(南京大学经济学院,南京210009)摘要:利用2002-2011年中国大陆省际面板数据,实证分析异质型人力资本和产业集聚对我国服务业劳动生产率的影响。研究发现,异质型人力资本存量、异质型人力资本集聚水平、服务业集聚程度对我国服务业劳动生产率提升,具有显著的正效应,但是,产业结构服务化程度对于服务业劳动生产率提升的效应,正好相反。进一步研究发现,异质型人力资本、产业集聚对我国服务业劳动生产率的影响,在不同区域存在明显差异。此外,基础设施和外商直接投资变量对于我国服务业劳动生产率提升也具有显著的正效应,不过在不同区域产生的效应不完全一样O关键词:异质型人力资本;产业
服务业劳动生产率服务业对于带动经济发展和就业增长具有重移[110顾集聚;
乃华和李江帆(2006)发现我国东、中、西要意义。近年来,伴随中国经济的快速发展,中国部服务业技术效率存在显著差距[2]O王恕立和胡服务业规模不断扩大,2002年中国服务业的产值为宗彪(2012)经过研究,认为从1990-2010年中国49 898.9亿元,占国内生产总值比重为41.5%; 服务业总体和细分行业的全要素生产率整体都呈2011年,中国的服务业产值已达204982.5亿元,所现上升趋势,然而20世纪90年代服务业全要素生占比重为43.4%。党的;十八大;报告中明确提出产率的增长主要来自技术效率的改进,而进入21世纪以来则主要依靠技术进步[3]O曾世宏和郑江淮要推动服务业特别是现代服务业发展壮大,使得经济发展更多地依赖现代服务业的带动。与制造业(2010 )研究了长三角地区的服务业劳动生产率和不同,服务业效率增长相对缓慢,并且与劳动力素全要素生产率,结果表明该地区服务业劳动生产率总体上来看呈现加速上升的势头[4]O原毅军和刘质高度相关,异质型人力资本、产业集聚对服务业浩(2009)认为制造业服务外包在短期对服务业劳劳动生产率起着至关重要的作用。因此,本文拟在
动生产率的提升具有不确定性,而在长期能够提升目前国内外研究现状基础上,运用省际面板数据,服务业劳动生产率[5]O通过计量模型实证研究异质型人力资本和产业集Lopez等(1998)研究显示人力资本结构指标与聚对我国服务业劳动生产率的影响,进而就我国不人均收入具有负相关性,而人力资本积累指标与经同区域的差异性进行探讨。济增长存在正相关关系[6]OCastell6和Dom岳阳ch1 相关文献综述(2002)计算了人力资本基尼系数,并利用人力资本关于服务业效率的研究,目前主要集中在服务基尼系数的测算方法研究了人力资本的分布与地业技术效率、全要素生产率以及劳动生产率等方区经济增长的关系[7J。欧晓万(2007)研究表明,异面。Oh等(2012)认为全要素生产率的提升一开始质型人力资本以及市场需求对我国技术创新能力主要是发生在大型的出口制造业企业,而在20世纪的提升具有显著的促进作用[8]O李雪艳、赵吟佳、90年代的金融危机之后,己经开始向服务企业转钱雪亚(2012)构建了一个包含人力资本结构变量基金项目:教育部社会科学研究基地重大项目;长三角生产者服务与制造业互动发展与全面升级:理论、实证与政策研究;(项目编号:0711D790134;项目负责人:黄繁华)成果之一;江苏省高校哲学社会科学研究室大项目一江苏现代服务业发展战略、思路、模式、途径与政策研究;(项目编号:201OZDAXM009;项目负责人:黄繁华)成果之一。作者简介:了潇潇,南京大学经济学院硕士研究生,研究方向:服务业发展与服务贸易;黄繁华,经济学博士,南京大学经济学院教授、博士66
生导师。研究方向.国际贸易与投资、服务贸易与现代服务业。
丁潇潇黄繁华异质型人力资本、产业集聚与服务业劳动生产率( 科技人才) 的增长模型,发现人力资本异质型程度的提升,可鉴于此,本文主要从异质型人力资本和产业集以实现规模报酬递增[9]。罗勇、王亚、范作军聚的角度,考察异质型人力资本、产业集聚以及其(2013 )运用异质型人力资本基尼系数来衡量一个他因素对服务业劳动生产率(PROD)的影响。选取地区异质型人力资本的集聚
情况,研究认为异质型的核心解释变量是:异质型人力资本存量(DH)、异人力资本基尼系数越大,该地区拥有的尖端人才就质型人力资本集聚水平(DHP)、服务业产业集聚程相对更多,创新能力就更强[山o度指标(DENS)0其他控制性解释变量包括:基础范剑勇(2006)研究表明非农业就业密度对于设施(TRAIN),产业结构服务化程度(STRU)和外商非农业劳动生产率具有显著的正向推动作用[11]。直接投资(FDI)。构成的实证计量模型如下:刘修岩(2010)通过实证检验,认为集聚经济、公共lnPROD =α+βllnDH +β21nDHP +β31nDENS 基础设施对非农劳动生产率有着显著的促进作+β41nTARLN +β51nSTRU +β61nFDI + V;, 用[口]。陈立泰和张祖妞(2011)研究发现我国的服各变量的数据来源和测算分别是:务业劳动生产率具有明显的空间集聚特征,物质资服务业劳动生产率(PROD):服务业劳动生产本的集聚程度对于地区劳动生产率具有显著的正率选择服务业增加值和服务业就业人数的比值,其影响[13]。张海峰和姚先国(2010)认为跨行业的非中服务业增加值运用服务业平减指数以2002年为农就业密度、人力资本密度和企业密度对于企业的基期进行平减,数据来源于各省统计年鉴。因2011劳动生产率具有显著的正向推动作用,但同行业的年黑龙江服务业就业人数缺失,所以用2010年的服非农就业密度、人力资本密度和企业密度对于企业务业就业人数占就业总人数比重来估算其2011年的劳动生产率的影响并不显著[M]O的服务业就业人数。此外,潘美玲(2010)研究表明,FDI的增长不异质型人力资本存量(DH):将就业人员的教仅直接推动了经济发展,而且通过对外开放和人育层次区分为未上过学、小学、初中、高中、大学专力资本间接地提升了生产率[l5]O毛丰付和潘加顺科、大学本科、研究生。将大学专科、大学本科、研究(2012)发现产业结构工业化倾向的增加在中部地生界定为异质型人力资本。用异质型人力资本的平区将会促进城市劳动生产率的提升,而在东部和均累积受教育年限,来衡量异质型人力资本存量。西部地区将会降低城市劳动生产率[;]O杨青青、一个地区的异质型人力资本存量指标越高,说明该苏秦、尹琳琳(2009)研究表明,人力资本、
信息化地区拥有的高素质人力资本就越多。本文预测该指水平和市场化进程对服务业生产率有着显著的促标对于服务业劳动生产率有着正影响。进作用,但社会资本中的信任和社会交互因素对异质型人力资本集聚水平(DHP):本文用异质服务业生产率影响并不显著[17]O刘丹莺(2013) 型人力资本基尼系数[101表示异质型人力资本集聚研究认为,当放松管制表现为国有企业垄断力量水平,其测算公式是:的减少时,其与服务业生产率呈现正相关;当放松h c=士zzlTZA-h|rzzrzj -μJ i =0 j=。管制表现为私营企业和外资企业进入和市场自由其中,μ代表相应人口的平均受教育年限,矶化时,其与服务业生产率呈现负相关或者相关性和n不显著[IB]O代表相应层次的人口比重。Tx;和TX代表相jj应教育层次的平均累积受教育年限。受教育数据2 模型的设定和数据说明来自于《中国劳动统计年鉴》。人力资本基尼系数服务业劳动生产率水平是由多方面因素影响越高,说明高素质人才分布越不均衡,科技知识越和决定的。一方面,服务业劳动生产率直接受制于集中在少数人于中O如果这种集聚有利于科技创人力资本的状况,它体现为劳动者身上的技能、学新和扩散,这将提升服务业劳动生产率,否则,效识、科技创新能力、业务的熟练程度等。另一方面,果会相反。还受到人力资本集聚程度、服务业集聚水平的影服务业集聚程度(DENS):本文用服务业就业密度来反映服务业的集聚水平[11]测算是用各省服响。与此同时,诸如国民经济的服务化程度、基础设施状况、服务市场的竞争和开放等,也都从不同务业就业人数除以各省的土地面积。数据来源于各角度左右着一国服务业劳动生产率的高低。省统计年鉴。服务业集聚有助于更好地实现范围经67 .科技与经济2014年4月第2期第27卷/总第158期
2014年4月第2期济和规模经济效应,因此,预测该指标与服务业劳一阶单整的。所以,为检验这些变量之间是否存在动生产率之间存在正相关关系。长期均衡关系,还要进行协整检验(见表2)0表2Kao残差协整检验基础设施(TRAIN):
选择单位面积的铁路里程t-Stat??stic Prob 数作为衡量服务业基础设施发展程度的指标,数据OU ? ADF 3.702 来自于中经网(//db.ce??.gov/)。完善的基白?? UhuResidual variance 础设施能更好地支撑服务业发展,预测基础设施建HAC variance 设对服务业劳动生产率提升起着促进作用。产业结构服务化程度(STRU):本文采用第三通过Kao残差协整检验,发现该检验在1%的产业产出占第二、三产业产出和的比重来表示产业显著'性水平下拒绝了变量不存在协整关系的假设。结构服务化程度,数据来自于各省统计年鉴。产业因此,可以认为变量之间存在着长期均衡关系。结构服务化程度高,不仅反映服务业在该区域国民本文在选择最优模型的时候,针对混合模型和经济中的地位,而且体现服务业与制造业的互动程固定效应模型的选择,运用似然比检验。针对随机度和发展水平O预测该指标与服务业劳动生产率存效应模型和固定效应模型的选择,运用Hausman检在正相关关系。验,结果发现固定效应模型是最优模型。因此,以外商直接投资(FDI):外商直接投资能一定程下回归结果是基于固定效应模型。表3中的数值为度反映服务业市场规模,随着服务业外商直接投资回归系数,括号中的数值为T值。比重的增大,也体现利用国外服务业要素的数量和从表3可知,7个模型的核心解释变量和控制2市场的竞争格局。数据来源于各省统计年鉴,并以变量的计量效果很稳健,7个模型的Adjusted-R均2002年为基期的各省GDP平减指数对其进行调整。在0.96以上,模型总体拟合效果良好。预测该指标对服务业劳动生产率有正效应O模型7综合考虑所有核心解释变量和控制变量对于服务业劳动生产率的影响。从该模型可以看3 计量结果和分析到,异质型人力资本存量对于服务业劳动生产率的本文采用2ω2-2011年中国大陆30个省区(西影响最大,异质型人力资本存量每提高1%,则会拉藏地区因数据缺失较多除外)的面板数据进行计量分动服务业劳动生产率增加10.35%。服务业集聚程析。对数据进行对数化处理。首先运用llC检验和度每提升1%,则会促进服务业劳动生产率提升IPS检验来对面板数据进行单位根检验(见表1)00.259毛,这与预期
相符。异质型人力资本集聚水平表1序列单位根检验表每提升1%,会带动服务业劳动生产率提升0.04%, LLC检验IPS检验差分是否存在变量这证明在我国提升异质型人力资本集聚水平是有阶数单位根Statistic Prob. Statistic Prob.
助于服务业劳动生产率提高的,也说明与服务业产lnPROD 。-8.108 。.ω。-0.756 0.7><225>225><223 -1.="" 855="" 。.032否。'。ω业集聚程度相比,异质型人力资本集聚水平对服务lndh="" 。-10.035="" o.ω。-1.511="" 0.065="" 否业劳动生产率的提升作用要小得多。lndhp="" 。2.451="" 0.993="" 2.614="" 。.996是分析模型7的控制变量,结果显示基础设施和-\7.630="" -2.991="" o.?o="" 否。-?llndens="" 。-7.663="" 。.4490.673="" 0.0?="" 是外商直接投资变量对于服务业劳动生产率具有显-13.751="" 2.341="" 0.010="" 0.0?="" 否著的正影响,与理论预期相符。但是,在7个模型lntrain="" 。-\5.487="" 1.139="" 。.127o.?o="" 是中,产业结构服务化程度与服务业劳动生产率,均-18.367="" 0.0ω="" -1.="" 907="" 0.028="" 否lnstru="" 。-11.\58="" 0.110="" 0.544="" 0.0?="" 是呈现负相关关系,这与理论预测相反。本文认为,-13.124="" 。ωo-6.145="" 。.?o否这主要是由于我国目前总体上还处于工业化阶段,lnfdl="">223><22 o.ω。-1.682="" 0.046="" 否一些地区国民经济服务化程度,其实反映的是当地从表1的检验结果可以看出,lnprod,="" lndhp、经济发展的落后和工业化的不足。另外,这种结果lndens="" jntrain、lnstru存在单位根,而一阶差分也是缘于目前我国服务业自身的结构,即现代服务后,消除了单位根。除了解释变量中的lndh和业比重偏低,服务业还没有真正进人依靠劳动生产lnfdi是平稳的,被解释变量和其他解释变量都是率提升的发展模式。68="" science="" &="" technology="" and="" economy="" 2014="" vol.="" 27="" no.2="">22>
丁潇潇黄繁华异质型人力资本、产业集聚与服务业劳动生产率( 科技人才) 表3面板数据回归结果lnPROD 模型l模型2模型3模型4模型5模型6模型7C -35.52川(-8.48) 2.42’; (9. 70) 0.61气1.80)-33.69 (-7.95) -29.20’’’
(- 6.58) 0.56’ (1.66) -27.09’’’(- 6.06) lnDH 13.88 ’; (9. 13) 13.17 ’; (8.53) 11.18叫(6.75)10.35 (6.18) lnDHP 0.07川(4.15)0.04 .. (2. 46) 0.06
时(3.29)0.04; (2.31) 0.43 ..翩(7.72)lnDENS 。.46'''(8.36)0.24 ’;( 3. 73) 0.25川(3.86) lnTRAIN 0.47 (10.02) 0.52 ,.. (10. 27) 0.42 (8.51) 0.44叩(9.14)0.40’’’(8.14) 0.37叫(7.42)0.37’’’(7.33) lnSTRU -0.53 '叮-5.ω)-0.68’’’(- 6.84) -0.64 (-6.89) -0.51’’’(-5.57) -0.56’’’(-6.12) -0.ω'; ( -6.65) -0.54 ( -6.05) lnFDI 0.12 (8.49) 0.14 (9.29) 0.09’’’(5.67) O. 11 .82)。.08时(5.17)’;( 8.01) 0.09叫(5。.08'''(5.47)0.966 。.9670.970 0.968 Adjusted-R’ 0.%5 0.964 。.970F值254.30 240.35 298.14 249.46 258.49 287.35 255.46 样本量3ω 3? 3? 3? 3? 3? 3? 注:事、的;而这种提升效应在中、西部地区因种种原因,没4 我国东、中、西部差异性分析有得到充分和有效的显现。本文将北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙从表4还可以看到,东部和中部地区的服务业江、福建、山东、广东、海南等11个省区列为东部地集聚程度对于服务业劳动生产率的提升具有显著区,中部地区为山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河的促进作用,而在西部地区两者存在负相关性。在南、湖北、湖南等8个省区,其余地区为西部地区。控制变量中,各地区的基础设施水平对于提高服务依据前文的方法,本文选取固定效应模型作为业劳动生产率都有显著的推动作用;产业结构服务东、中、西部计量的三个最优模型。表4显示了我国化程度则在中部和西部地区不利于服务业劳动生不同地区的计量回归结果。其中,在中部地区的模产率的提升,在东部地区的影响效果则不显著。此型中,由于控制变量中的FDI与其他控制变量存在外,外商直接投资在东部和西部地区对服务业劳动多重共线性,同时鉴于该变量并不是核心解释变生产率的提升效应显著O量,因此在模型9中将其剔除。上述结果的成因,本文认为首先源自我国东、中、表4
我国东中西部计量分析表lnPROD 模型8(东部)模型9(中部)模型IO(西部)西部地区在经济社会发展阶段上的差异,即目前我国C -21.63 (-3.20) -12.20’( -1.74) -29.63 ( -3. 20) 东部地区总体上已经进入工业化的后期,但是中、西lnDH 7.55叫(2.94)5.47;(2.11) 11.63’’’(3.40) lnDHP 0.06’ (1.75) 0.03 (1. 01) O.刷(0.16)部一些地区可能还处在工业化的中期或初期。经济lnDENS 0回到叫(5.31)0.45’’’(3.82) -0.24;(-2.<22) 社会发展阶段的不同,体现在服务业功能以及影响因lntrain="" 0.20;’(2.91)="" 0.92’’’(5.14)="" 0.32’’’(4.24)="" lnstru="" -0.15(="" -0.92)="" -0.34;(="" -2.12)="" -1.20’’’(-="" 7.77)="" 素上,不同地区显然也会不一样,包括各变量对服务lnfdi="" 0.07’(1.83)="" 0.11’’’(5.32)="" 业劳动生产率的影响。其次,是由于服务业自身的复adjusted-r’="" 0.955="" 0.929="" 0.975="">22)>
F值153.8787.2喝264.%杂性,即与制造业相比,服务业内部种类繁多、特性各样本量110 80 异,基于不同的区位禀赋,我国东、中、西部地区的服注:\务业结构也不相同,从而造成影响服务业劳动生产率检验。的途径和程度也会有区别。比如,我国东部地区现代从表4可以看出,无论对东部地区、中部地区还服务业占比相对较高,因而异质型人力资本的集聚对是西部地区,异质型人力资本存量都对提升服务业劳动生产率起着显著的正向作用,而且也是核心解服务业劳动生产率的提升作用就明显。另外,我国不释变量中对服务业劳动生产率影响最大的因素。同区域在政策、消费文化等方面的差异,也会在一定从不同地区比较角度看,西部地区异质型人力资本程度上造成我国东、中、西部地区在服务业劳动生产存量对提升服务业劳动生产率影响最大,东部地区率计量分析结果上的不一致O次之,中部地区最低。在异质型人力资本集聚水平5 主要结论方面,东部地区的异质型人力资本集聚水平对于服本文研究发现,异质型人力资本存量、异质型务业劳动生产率的正向推动作用最大,中、西部地人力资本集聚水平、服务业集聚程度对提高我国服区则不显著。这说明东部地区在利用异质型人力资本集聚提升服务业劳动生产率上,是比较成功务业劳动生产率,具有显著的正影响,但是
产业结69 科技与经济2014年4月第2期第27卷/总第158期
2014年4月第2期The distribution of education and economic refonn
[ R J. The 构服务化程度对服务业劳动生产率的提升起着相World Bank working papers, 1998. 反的效果。进一步研究还发现,异质型人力资本和[ 7 J Castell A, Dom??nech R. Human capital inequality and econom??产业集聚程度对我国服务业劳动生产率的影响,在ic growth: Some new evidence [ J J. The
Economic Journal, 不同地区是不一样的。具体来说,虽然我国的东、2002, 112( 478) :CI87-C200. 中、西部地区的异质型人力资本存量对于服务业劳[ 8 J 欧晓万.异质型人力资本、市场需求对技术创新的影响一一基于跨省的面板数据实证检验[1].上海经济研究,2007动生产率的提升,都发挥着显著的促进作用,但是(4) :83-90 在西部地区这种提升效果最大。而异质型人力资[ 9 J 李雪艳,赵吟佳,钱雪亚.人力资本异质性、结构与经济增长本集聚水平对服务业劳动生产率的提升效应,主要[JJ.商业经济与管理,2012(5):82-88. 集中在东部地区,在中、西部效应不显著。服务业[ IOJ 罗勇,王亚,范祥军.异质型人力资本、地区专业化与收入差的集聚程度在东、中部地区是有助于服务业劳动生距一一基于新经济地理学视角[JJ.中国工业经济,2013(2): 31-43. 产率增长,但是在西部地区正好相反。此外,基础[11 J 范剑勇.产业集聚与地区间劳动生产率差异[J].经济研究,设施和外商直接技资会促进我国服务业劳动生产2006 ( 11) : 72-81 率的提升,不过在不同地区的效应也不完全一致。[12J 刘修岩.集聚经济、公共基础设施与劳动生产率一一来自中口国城市动态面板数据的证据[J].财经研究,2010(5) : 91-101. 参考文献[13 J 陈立泰,张祖妞.服务业集聚与区域经济差距:基于劳动生产[ 1 J 仙0hD, He白sh口盯rm回ra率视角[JJ.科研管理,2011(12):126-133. p严rod山u1町ch凹vi均tygrowt由h岛forSwedish ma皿nuf:a缸ctur由ni扫rn吨白1咆gand service indus??[14J 张海峰,
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eeducation puzzle: Heterogeneous Human Capital, Industrial Agglomeration and Labor Productivity of the Service Sector DING Xiao-xiao HUANG Fan-hua (Business School, Nanjing University, Nanjing 210009, China) Abstract: Based on Provincial Panel Data in China from 2α)2 to 2011, the paper
analyses the impact of heterogeneous human capital and industrial agglomeration on la.bor productivity of the service sector. The result shows that the stock of heterogeneous human capi时,the accumulation level
of heterogeneous human capital and the agglomeration degre吧。,fthe
service sector can improve the 胁。,rproductivity of the service sector.
However, the proportion of the service sector in the indu画trialstructure
has a negative eff,配ton the la.bor productivity of the service sector.哑ledeeper research shows that the inf1uence of the heterogeneous human capital and industrial agglomeration on the 胁。rp卧ductivity of the
service sector has obvious differences in different regions. Besides, the infrastructure and the foreign direct investment have positive effect on promoting the la.bor productivity of the service sector, but the effects are different in different areas. Key words: heterogeneous human capital; industrial agglomeration; labor productivity of the service sector {收
稿日期:2013-11-21) 70 Science & Technology and Economy 2014 Vol. 27 No.2
范文四:【WORD格式论文原稿】集聚结构对服务业劳动生产率增长效应的
豆丁标准与论文网免费阅读:www.docin.com/week114
集聚结构对服务业劳动生产率增长效应的
分析:基于中国省级面板数据的实证研究
宋洋
(大连理工大学经济学院,辽宁 大连 116023) 摘要:学术界把产业
集聚划分为专业化集聚和多样化集聚两种形式。不同的集聚结构产生的 集聚效应不同,本文
以劳动生产率为视角,采用面板数据考察我国服务业集聚结构的集聚效 应。估计结果表
明,1996 年,2008 年,专业化集聚效应显著为正,多样化集聚效应显著为 负。此外,两种
集聚结构与集聚效应存在正向相关的影响,在我国,体现为东部地区的专业 化集聚正效应
和多样化集聚负效应均大于中西部地区。 关键词:服务业;集聚结构;产业集聚效应
中图分类号:F124
Estimating the Effects of Agglomeration Structure to the
growth of Services Productivity:The Empirical Research
Based on the Panel Data of Province in China
Song Yang
(Department of Economics,Dalian University of Technology, LiaoNing DaLian 116023) Abstract:
There are two structures of industrial agglomeration academically, which are localization agglomeration and urbanization agglomeration. Different structures make different effects, this paper examines the influence of two agglomeration structures on labor productivity of services in China. The
results show that the agglomeration effects under two structures are just on the contrary from 1996,
2008, the localization agglomeration effect is significantly positive, whereas the urbanization agglomeration effect is significantly negative. In addition, the agglomeration structures have a positive correlationship with services labor productivity. That is in Chinese regional comparison, both the positive effect of localization agglomeration and the negative effect of urbanization agglomeration in east coast are higher than that of in central& western inland.
Keywords:Service Industry; Agglomeration Structure; Industrial Agglomeration Effects
0 引言
产业集聚效应是指经济活动集聚所产生的经济效应。经济增长是经济效应的第一表现,
[1]劳动生产率的提高是量化经济增长的一个重要指标。根据胡佛的观点,产业集聚有专业化
产业集聚和多样化产业集聚两种形式。不同集聚形式的经济效应不同。专业化产业集聚效应,
也被称为“本地化经济”,是指某区域中同一产业厂商的集中以及生产相似产品的相邻厂商
所带来的收益。学者们一般使用区域集中度指数、空间基尼系数以及区位商等指标来衡量。
多样化产业集聚效应,也被称为“城市化经济”,是指某区域中不同产业厂商的集中所带来
的收益。学者们多使用赫芬达尔指数和 EG 指数来衡量。对制造业集聚结构与经济增长问题
的研究已日渐成熟,但争议颇多。对于服务业而言尚处于初始阶段,实证结果也各不相同。
[2] Combes(2000)考察了 1984 年,1993 年间法国的经济结构与地区就业增长间的关系。[3]他发现服务业部门的专业化效应为负,多样化效应为正。Dekle(2002)以日本全要素生
产率的增长估计了集聚外部性。他发现,服务业中存在显著的专业化效应,没有多样化效应。
国内学者从产业结构角度探讨集聚效应的研究还很少,从选取的集聚指标来看,主要是围绕
[4]专业化集聚效应进行研究。程大中和陈福炯( 2005)以产业相对密集度为指标进行了研究。
作者简介:宋洋,(1982-),女,主要研究产业集聚方向. E-mail: yang.songchina@gmail.com
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他们发现,除房地产外,中国服务业及其分部门的相对密集度与其劳动生产率存在正向关系。[5]胡霞(2007)采用我国城市统计数据,运用分层线性模型检验了服务业企业集聚对城市服
[6]务业差异的影响,发现集聚对服务业生产率有显著的正向影响。童馨乐、杨向阳、陈媛 (2009)利用中国省级面板数据,以区位商、集中系数和服务业占 GDP 比重衡量的服务业 集聚程度三个指标建立联立方程,发现三个指标均对服务业劳动生产率具有显著的正向影 响。
可以看出,我国对服务业集聚效应的研究还未深入,比较分析区域间集聚效应差异的研 究则更少。因此,本文将从劳动生产率的视角,考察集聚结构与中国服务业的集聚效应。
1 模型设定与数据来源
1.1 模型设定
无论是同一产业的集聚还是不同产业在某一区域的集聚,产业集聚引起的经济增长效应 都被视为经济外部性的一种,因此产业集聚的经济增长效应可以由生产函数 F (?) 与集聚因
[7] 子 g (?) 相乘得到,即
(2.1) = g (?) F (?)Y
根据本文的研究框架,对产业集聚的经济增长效应做出以下几点假设:
(1)服务业有两种产业集聚形式,一是专业化产业集聚,一是多样化产业集聚;
(2)在某一区域内,服务业的专业化集聚和多样化集聚都会对区域服务业劳动生产率 的变化产生一定的影响;
(3)服务业的生产函数符合两要素 Cobb-Douglas 生产函数的形式。
[8](4)服务业的增长在技术前沿上运行,不考虑技术效率的影响。
Y 在 2.1 式中,表示企业的产出,对于产业集聚的经济增长效应,企业层面的数据很难 获得,因此实际研究中多采用城市层面或省级层面的合并产业数据来建立生产函数,从而Y 就用来表示产业的产出。 g (?) 表示集聚因子,是集聚经济转换函数,如果 g (?) 中的参数是 对某一区域内单一产业集聚规模的测度,那么该集聚经济效应表现为专业化集聚效应,如果 g (?) 中的参数是对某一区域总体经济规模的测度,那么该集聚经济效应就表现为多样化集 聚效应。 F (?) 表示生产函数,是生产过程中投入的生产要素的某种组合同它可能的最大产 出量之间的依存关系的数学表达式,两要素 Cobb-Douglas 生产函数符合规模报酬不变的假 定。
两要素 Cobb-Douglas 生产函数的形式为:
(2.2) Y = g (?) F (K , L)
其中,Y 表示服务业的增加值, K 表示服务业的资本存量, L 表示服务业的就业人员 数, g (?) 为集聚经济转换函数。在规模报酬不变的假定下,等式两边同时除以 L ,2.2 式就 可以改写为 Y = g(?) F (K L)L (2.3)
这样就得到了服务业的劳动生产率,即YL 。另外,KL 表示服务业的劳动资本密度,根据集聚结构,本文将集聚经济转换函数 g (?) 中服务业集聚的测度用两个指数表示:分别
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是专业化集聚指数( )和多样化集聚指数( ),将各指数分别代入集聚经济转换 SPE DIV
函数,并进行对数变换。考虑到地区规模和服务业需求的影响,模型中引入地区就业规模 ( Size )和地区工业化水平( AI )作为控制变量,得到专业化集聚效应和多样化集聚效应 两个模型: (2.4) Log (Y L) = α + αLog ( K + α LogSPE + α Size + α AI + ε L) jt0 1 jt 2 jt 3 jt 4 jt(2.5) Log (Y = α + αLog ( KL) 0 1 jtL) + α LogDIV + α Size + α AI + ε jt 2 jt 3 jt 4
jt
= 1,2,......30 t = 1,2,......n j 对服务业劳动生产率和资本密度两个变量已经有所( ,)
说明,下面对其他变量作具体解释:
(1)专业化集聚水平。本文选用区位商指标来衡量地区专业化集聚水平,用 SPE 表 jt 示,它代表第t 年服务业在地区 j 的专业化集聚水平,公式为: υ υ jt j SPE = jtυυct c (2.6)
υ 和υ分别表示第t 年服务业在地区 j 的增加值和在全国的增加值,υ 和υ分别表示 jt j ct c 第 t 年地区 j 的国内生产总值和全国的国内生产总值。
(2)多样化集聚水平。用标准化的赫芬达尔指数的倒数表示,其公式为:
2 1 s ? jkk = DIV jt2 s 1 ? ck k (2.7)
s 表示 j 地区服务业第 k 个行业增加值在地区 j 服务业增加值中的份额,s为全国范 jk ck 围内服务业第 k 个行业增加值在全国服务业增加值中的份额。
(3)地区就业规模。采用从地区从业人员中去除服务业从业人员数指标来衡量地区规模,以避免与因变量相关产生的内生性问题。
(4)地区工业化水平。考虑到制造业对服务业需求的影响,在建立服务业劳动生产率 的影响因素模型时,还要将区域的工业化水平考虑在内,以减少估计结果的偏误。为了与被 解释变量服务业劳动生产率相匹配,本文选用地区人均工业增加值指标表示该变量。
1.2 数据来源
1本文选取中国 30 个省区 14 个服务行业为样本,这是由于西藏自治区部分年度的服务 业数据缺失,故将其排除在样本之外。此外,由于服务业地区固定资产投资数据在 1996 年 之后的统计年鉴中才有所记录,因此本文选取的样本区间为 1996 年,2008 年。数据来源于
1997 年,2009 年的《中国统计年鉴》和《中国固定资产投资统计年鉴》。其中,服务业的
劳动生产率YL ,Y 用各地区第三产业实际增加值表示,以 1992 年为基年计算所得,L 用
1 即第三产业涵盖的 14 个行业:交通运输.仓储和邮政业;信息传输.计算机服务和软件业;批发和零 售业;住宿和餐饮业;金融业;房地产业;租赁和商务服务业;科学研究.技术服务和地址勘查业;水利. 环境和公共设施管理业;居民服务和其他服务业;教育;卫生.社会保障和社会福利业;文化.体育和娱乐业: 公共管理和社会组织。
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各地区第三产业就业人员数表示; KL 代表服务业的劳动资本密度, K 用各地区第三产业全社会固定资产投资额的实际值表示,以 1992 年为基年计算所得;υ 和υ分别用不变价的 j c 地区国内生产总值和全国国内生产总值表示,以 1992 年为基年计算所得;考虑到数据的可 得性和统计口径的一致性,s 以各地区服务业 5 大类行业增加值占份额表示,s以全国服 jk ck 务业 5 大类行业增加值所占份额表示,这五大类行业分别为交通运输、仓储和邮政业,批发 零售和住宿餐饮业、金融业、房地产业和其他行业。在当今我国服务业的发展阶段,前 4
般都能占地区服务业比重的 50%以上,因此,按这 5 类行业计算服务业 类服务业的比重一
多样化集聚的程度,可以充分体现我国服务业的多样化集聚水平。
2 实证结果
本文用 Eviews 6.0 软件对面板数据进行模型设定形式的 Hausman 检验,无论是专业化 集聚效应还是多样化集聚效应,检验结果均为推翻原假设建立个体固定效应模型。
2.1 专业化集聚效应实证结果
全国服务业专业化集聚效应回归结果显示,劳动资本密度、专业化集聚水平和地区工业 化水平对我国服务业劳动生产率的均具有显著的正向影响。服务业的劳动资本密度对服务业 的劳动生产率具有显著的正向影响,影响系数为 0.443762。服务业的专业化集聚能够促进服 务业劳动生产率的提高,影响系数为 0.443202。地区工业化水平对服务业劳动生产率的影响 系数为 0.381465,说明现阶段我国的工业发展对服务业发展存在带动效应。地区规模对服务 业劳动生产率没有显著的正向影响,说明服务业的就业规模没有对服务业的增长起到显著的 作用。
分区域回归结果表明:?我国东部和中西部两个地区的服务业专业化集聚水平对地区服 务业劳动生产率都存在显著的正向影响,东部地区的影响系数为 0.534214,西部地区的影响 系数为 0.495026,东部地区的集聚效应大于中西部地区。从区域内省市分布可知,东部地区 集中了我国所有沿海开放省区,在这些省区之中,房地产业、金融保险业以及社会服务业等 劳动生产率高的服务行业的集聚程度明显高于中西部省区,服务业行业之间以及服务业企业 之间的外部性优势突出,企业间“交易成本”大幅下降。?东部和中西部地区服务业的资本 投入对服务业的经济发展也有显著的正向效应,说明资本投入也是影响区域服务业劳动生产 率的重要因素,产业集聚更体现为资本要素的集中。与集聚水平一样,东部地区服务业资本 投入的贡献率也明显高于中西部省区。这印证了金荣学和许广月(2009)的研究结果,即我 国现代服务业的人均增加值与服务业资本存量之间存在显著的长期协整关系,东部地区服务 业资本存量对劳动生产率的长期弹性系数高于中西部地区。?与全国回归结果一致,地区工 业化水平对东部和中西部地区的服务业劳动生产率都存在显著的正向影响,东部的影响系数 高于中西部地区,这表明东部地区制造业的发展对服务业需求的拉动作用更为明显,进而促 进了东部地区服务业劳动生产率的发展。地区服务业规模对地区服务业劳动生产率没有显著 的影响,东部地区尤其不显著,说明我国服务业的增长集中体现为资本投入、专业化集聚和 需求的拉动,与自身从业人员规模扩大的关系不大。
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表 1 中国服务业专业化集聚静态效应回归结果
Tab. 1 The regression of static effect of localization agglomeration in China T 统计量 P 值 变量回归系数标准误差 C -0.072249 0.063083 -1.145294 0.2529 Log(K/L) 0.443762 0.027570 16.09598 0.0000 LogSPE 0.443202 0.046028 9.628928 0.0000 AI 0.381465 0.031403 12.14730 0.0000 Size 4.01E-05 2.55E-05 1.571829 0.1169 2 R0.825730 2 Adjusted R0.824595
Pro(F-statistic) 0.000000
表 2 两大区域服务业专业化集聚静态效应回归结果
Tab. 2 The regression of static effect of localization agglomeration in two regions
变量 回归系数 标准误差 T 统计量 P 值
C-0.145601 0.124328 -1.171107 0.2435 1 C-0.260875 0.071291 -3.659315 0.0003 2 0.524313 0.063837 8.213322 0.0000Log(K/L) 1
K/L)Log(0.488154 0.023778 20.52990 0.0000 2 LogSPE0.534214 0.091690 5.826276 0.0000 1 LogSPE0.495026 0.051189 9.670628 0.0000 2 AI0.393614 0.065530 6.006628 0.0000 1 AI0.317501 0.030161 10.52702 0.0000 2 Size4.60E-06 4.61E-05 0.105511 0.9161 1 Size1.92E-05 3.22E-05 0.596776 0.5513 2 2 2 0.865725 R 0.842091 R 1 2 2 2Adjusted R0.835886 Adjusted R0.862329 12 Pro(F-statistic) 0.000000 Pro(F-statistic) 0.000000 12
下标 1 代表东部地区,下标 2 代表中西部地区
2.2 多样化集聚效应实证结果
全国多样化集聚效应回归结果显示,劳动资本密度、服务业地区规模和地区工业化水平 对我国服务业增长具有显著的正向影响,劳动资本密度的影响最为显著,系数为 0.473131。 多样化集聚水平对服务业的增长具有显著的负向影响,系数为-0.113621,与专业化集聚效 应的结果恰好相反。
分区域回归结果表明:?与整体回归结果一致,资本密度对各地区服务业劳动生产率的 影响显著为正,表明资本密度是服务业增长的一个重要影响因素。各地区的影响系数分别为 东部地区 0.470220,中西部地区 0.495641,东部地区的影响系数略低于西部地区。?与整体 回归结果一致,多样化集聚水平对区域服务业的增长存在显著的负效应,东部地区和中西部 地区的经济增长效应均显著为负。东部地区的负效应更强一些,在其他因素不变的情况下, 东部地区多样化集聚水平每提高 1%,该区域的服务业劳动生产率会下降 15.8%。综合描述 性统计分析结果和回归结果,可以看出,多样化集聚水平对区域服务业的增长存在正相关的 负效应,即多样化集聚水平越高负效应越大。?与全国回归结果一致,地区工业化水平对东 部和中西部地区的服务业劳动生产率都存在显著的正向影响,东部的影响系数明显高于中西 部地区,这表明东部地区制造业的发展对服务业需求的拉动作用更强,进而促进了东部地区 服务业劳动生产率的发展。?1996 年,2008 年间,东部地区存在显著的从业人员规模效应, 中西部地区不存在显著的从业人员规模效应。表明东部地区大规模的就业人员集聚对地区服 务业的增长依然有明显的拉动作用,中西部地区服务业集聚的规模效应还没有产生。
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表 3 中国服务业多样化集聚静态效应回归结果
Tab. 3 The regression of static effect of urbanization agglomeration in China T 统计量 P 值 变量回归系数标准误差 C 0.443023 0.064848 6.831726 0.0000 Log(K/L) 0.473131 0.030635 15.44435 0.0000 LogDIV -0.113621 0.042783 -2.655780 0.0083 AI 0.330668 0.034433 9.603122 0.0000 Size 4.98E-05 2.83E-05 1.758482 0.0795 2 R0.856616 2 Adjusted R0.852595
Pro(F-statistic) 0.000000
表 4 两大区域服务业多样化集聚静态效应回归结果
Tab. 4 The regression of static effect of urbanization agglomeration in two regions
变量 回归系数 标准误差 T 统计量 P 值
C0.526879 0.106890 4.929169 0.0000 1 C0.462907 0.074926 6.178156 0.0000 2 Log(K/L)0.470220 0.067175 6.999932 0.0000 1
Log(K/L)0.495641 0.030693 16.14856 0.0000 2 LogDIV-0.158106 0.092165 -1.715471 0.0885 1 LogDIV-0.098082 0.043031 -2.279319 0.0236 2 AI0.380532 0.067732 5.618211 0.0000 1 AI0.278608 0.035801 7.782166 0.0000 2 Size5.48E-05 2.53E-05 2.166073 0.0320 1 Size-7.84E-06 3.67E-05 -0.213584 0.83112 2 2 0.855167 R 0.831236 R 1 2 2 2Adjusted R0.823869 Adjusted R0.850726 12 Pro(F-statistic) 0.000000 Pro(F-statistic) 0.000000 12
下标 1 代表东部地区,下标 2 代表中西部地区
3 结论与启示
通过实证分析,本文发现服务业两种集聚结构的集聚效应恰好相反,而且集聚效应存在 明显的区域差异。专业化集聚的效应显著为正,多样化集聚的效应显著为负。两种集聚结构 与集聚效应存在正向相关的影响,即专业化集聚程度越高正效应越大,多样化集聚程度越高 负效应越大。在我国,就体现为东部地区的专业化集聚正效应和多样化集聚负效应都大于西 部地区。
此外,地区工业化水平对地区服务业劳动生产率的提高有显著的正向影响。无论是何种 集聚结构,在其他影响因素不变的情况下,东部地区工业化水平对服务业劳动生产率的影响 都要高于西部地区。这表明,需求是影响服务业劳动生产率的重要因素。在我国服务业现在 所处的发展阶段,地区工业化水平也能够解释服务业区域发展水平的差异。改革开放初期的 不平衡发展战略使得我国东部沿海地区成为经济发展的前沿地带,大规模的投资、税收、贸 易以及人才政策使东部地区基本完成了工业化进程,从而正向服务经济转型,这就从需求角 度带动了服务业劳动生产率的增长。进入 21 世纪,我国政府提出了西部大开发战略以提高 西部地区的经济和社会发展水平、巩固国防,2004 年 3 月,**总理在政府工作报告中 正式提出“促进中部地区崛起的”重要战略构想。中部崛起与西部开发的最终目标都是要加 快中西部地区的工业化进程,协调我国整体的区域发展,因此,中西部地区工业化水平对服 务业的促进作用还不像东部地区那么显著。服务业的区域资本密度对地区服务业劳动生产率 存在显著的正向影响。多样化集聚结构下,资本密度对区域服务业劳动生产率的影响系数更 高些。在不同的集聚结构中,区域服务业就业规模对服务业劳动生产率的影响不同。专业化 集聚结构下,无论是全国范围内还是在东部和中西部地区,就业规模对服务业劳动生产率没 有显著的正向影响;多样化集聚结构下,全国和东部地区存在显著的正向规模效应,中西部
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地区不存在。
鉴于以上分析结果,本文提出一些提高服务业集聚效应的政策建议:首先,推动服务业 专业化集聚发展,避免服务业“大而全”的多样化集聚。提高服务业的专业化集聚水平,就 是要提高服务业在国家整体产业中所占的比重;降低服务业多样化集聚水平,就是要调整服 务业的产业结构,找出适合地区发展的那些服务行业。具体来说,一是要实施服务业集聚的 区域协调发展政策,国家进行整体部署,各个地区根据自身实际情况制定更为细化的服务业 集聚政策;二是要制定科学合理的地区服务业集聚发展规划,包括用地规划、引进人才规划 和基础设施规划等;三是建立鼓励服务业专业化集聚的激励政策,通过对优势服务行业实施 税收优惠、财政补贴等财政政策和优惠贷款等货币政策,引导具有竞争力的服务行业主动集 聚,通过建立服务业集聚区,吸引优势服务业企业的到来。其次,调整产业结构,注重服务 业与制造业的配套发展。工业化水平的显著影响说明,我国服务业发展受第二产业需求因素 的影响依然很大,高端服务业还很不发达。因此,现阶段应该制定促进制造业和服务业配套
是鼓励制造业中的服务项目尽快分离,比如鼓励外包业务的发展;二是 发展的相关政策。一
鼓励生产性服务业的集聚,对于交通运输仓储和物流业、金融保险业和科技服务业等与制造 业密切相关的服务业,东中西部地区应根据区域工业发展水平和未来发展需要,调整生产性 服务业的总体规模,并引导其集聚发展。实施上述两方面的政策,既能保持区域产业结构的 平衡,又能逐渐提高服务业在整体产业中所占的比例。
[参考文献] (References)
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[2] Combes Pierre-Philippe. Economic Structure and Local Growth: France, 1984–1993[J]. Journal of Urban
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Economics and Statistics, 2002, 84: 310-315.
[4] 程大中,陈福炯.中国服务业相对密集度及对其劳动生产率的影响[J].管理世界,2005,2:77-84.
[5] 胡霞.集聚效应对中国城市服务业发展差异[J].财贸研究,2007,1:44.
[6] 童馨乐,杨向阳,陈媛.中国服务业集聚的经济效应分析:基于劳动生产率视角[J].产业经济研究,2009,6:30. [7] 张明倩.中国产业集聚现象统计模型及应用研究[M].北京:中国标准出版社,1997.
[8] 顾乃华.1992-2002 年我国服务业增长效率的实证分析[J].财贸经济,2005,4:86.
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范文五:服务业劳动生产率对就业的动态影响
服务业劳动生产率对就业的动态影响
内容摘要:本文利用我国1980~2009年的数据,通过向量自回归(V AR )模型分析了服务业劳动生产率以及工资水平对就业的动态影响。研究结果表明,服务业劳动生产率滞后在短期内对就业有显著的正向影响,但从长期来看则具有显著的负向影响;服务业平均工资增长率对就业具有显著的正向影响,表明服务业工资水平的提高有利于就业增加。
关键词:服务业 就业增长 向量自回归模型
从发达国家就业结构发展演变历程来看,劳动力在各产业之间的转移具有一定的规律性。随着工业部门劳动生产率的提高,劳动力从传统的农业部门逐渐转移到工业部门,而随着经济水平的进一步提高,劳动力将更多地向服务业部门转移,服务业最终将成为吸纳劳动力就业的最主要部门。
改革开放以来,我国服务业获得了快速发展。服务业增加值占GDP 比重由1978年的23.9%增加到2009年43%,就业比重从12.2%提升至34.1%,在这期间,服务业就业人数以年均5.6%的速度增长。到2009年末,服务业就业比重达到34.1%;超过第二产业7个百分点,并且呈快速上升的态势(见图1)。
相关文献概述
服务业何以对就业有如此大的吸纳能力,对此问题最著名的研究来自鲍穆尔-富克斯假说(Baumol-Fuchs Hypothesis )。在美国20世纪60年代日益严重的财政危机背景下,鲍穆尔(Baumol ,1967)提出了著名的非均衡增长模型(unbalanced growth model)。在该模型中,鲍穆尔假设经济系统是由一个劳动生产率增长率为正的“进步部门”和劳动生产率增长率为零的“停滞部门”组成,而且名义工资与平均劳动生产率按同样的速度增长,两个部门的名义工资均衡维持于相同的水平,随着进步部门劳动生产率的不断提升,两个部门名义工资的同水平增加,滞后部门的成本将不可避免地不断上升。在这种情况下,如果滞后部门的产品需求价格弹性小于1,那么在整体工资水平上升后,对滞后部门产品的社会需求量将不断增加,需求量的增加又吸引劳动力流向滞后部门,最终导致滞后部门就业在总就业中的份额不断提升。富克斯(1968)在基于美国1929-1965年服务业数据进行实证研究后,认为服务业就业增长的主要原因在于其劳动生产率的相对滞后,得到了与鲍穆尔相同的结论,学术界将其称为“鲍穆尔—富克斯假说”。
国内研究中,程大中(2004)基于我国服务业发展的实际,较为系统地检验
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