就業結構升級的經濟效應及其路徑分析
——基于創新機制的調節作用

（南開大學經濟學院，天津 300071）

引 言

現階段，我國經濟正處于高速向高質量轉軌的關鍵期，產業就業結構調整和技術創新作為經濟新常態的主要特征，廣受各界關注。從總量看，我國就業結構調整穩中有進，2019年城鎮登記失業率降至3.62%，連續7年新增就業人數保持在1300萬以上，明顯高于1100萬的預期目標①；從結構看，2000～2019年間我國第一產業就業人員占比由50%降至25.1%，第二產業就業維持在20%～30%的范圍，第三產業從27.5%攀升至47.4%②。在技術創新方面，近年來，國家整體創新能力大幅提升，2019年全社會研發支出達2.17萬億元，占GDP比重為2.19%，科技進步貢獻率達到59.5%，創新指數位居世界第14位③。就業優先政策、創新驅動發展戰略的經濟效用不容小覷，然而在新常態化下，仍存在缺乏創新保障、就業供需矛盾等影響經濟發展的問題?；诖耍瑸楦玫嘏浜瞎┙o側結構性改革，如期實現十年翻番的經濟目標，對就業結構升級的經濟效應和創新機制的調節作用進行深入分析極具現實意義。

學術界對就業與經濟兩者間的關系探究頗多，除了經濟發展帶動就業的探尋外，也有不少文獻研究就業對經濟增長的影響，大致可分為3個維度：（1） 集中于結構效應的視角。如劉黨建（2008）[1]認為我國就業結構變化越大，對經濟增長的積極作用越強烈，具有較強的慣性；鄭偉和劉前（2011）[2]同樣指出合理化的就業結構可以帶動經濟增長方式的轉變；（2）側重于協調關系的視角。如陳安平和李勛來（2004）[3]通過協整理論發現短期我國有效就業和經濟發展是非一致的，長期為均衡關系，且格蘭杰檢驗表明有效就業的增加是經濟增長的原因之一；夏海清（2012）[4]認為經濟增長與就業存在正負雙面效應，不同發展時期表現不一，總體上均呈現倒 “U”型關系；（3）偏重于社會民生的視角。如蔡昉（2004）[5]指出充分就業是經濟增長的源泉，應盡可能通過擴大就業延緩人口紅利消失的時間；段龍龍和汪丹（2013）[6]認為收入差距極化效應大于就業結構優化的涓滴效應，若經濟收斂條件內生，就業結構升級與收入差距為負相關，若外生，則為正相關。

科技實力和創新能力是國家競爭力的決定性因素，熊彼特率先提出研發和創新是推動經濟增長的決定性因素[7]，又是 “創造性破壞”勞動的根本原因，創新與經濟增長的關系存在爭議是既定事實，國內外關于創新對經濟影響的研究主要集中在兩方面：（1）與產業發展相結合，如Albert等（2005）[19]指出國內外技術引進和自主研發共同有助于生產率的提高；吳延兵（2008）[8]認為引進國外技術促進生產率的提升，而引進國內技術對其無明顯影響；毛偉和蔣岳祥（2013）[9]發現新技術的不斷涌現和充分利用是維護經濟持續增長的關鍵，改造傳統產業的技術不具有持續性；（2） 與就業相結合， 如鄭偉和劉前（2011）[2]研究發現技術和勞動力替代自然資源可以促進經濟持續發展；唐國華（2011）[10]指出技術創新的就業總效應與技術創新強度正相關，且積極效應大于破壞效應，貢獻于經濟發展。

綜上，創新和就業影響經濟發展的研究成果頗豐，但仍存在些許不足，如將創新作為一個整體概念分析對經濟的影響，混淆了具體路徑的差異；分產業和分行業探究就業的創造和破壞效應，很少涉及創新與就業結構交互作用下經濟效應的研究。有鑒于此，在已有研究的基礎上，本文將創新機制、就業結構與經濟增長納入到統一邏輯框架，并把創新機制具體分化為創新環境、產業升級和技術進步3條路徑，通過分區域回歸和門限面板模型，考察創新機制、就業結構升級及兩者交互作用對經濟增長的影響機制與關聯效應。

1 理論框架

1.1 就業結構與經濟增長

經濟增長與就業結構的協調性是評判社會經濟狀況的標準之一，國外大多符合兩者變動一致的奧肯定律，我國則偏向非一致的奧肯悖論，這與就業結構息息相關，體現在生產效率和人力資源的相互作用[1]。生產率高的產業可吸納較多的剩余勞動力，隨著產業調整升級，勞工資源得到優化配置；另外，產品供給的增多加速人力資源需求，勞動力多向生產率或附加值高的產業轉移，逐步合理化的就業結構有助于提升經濟效應。此外，縱觀經濟發展過程，倒 “U”型趨勢明顯[4]，初期軟實力滯后，就業結構優化緩慢；發展到一定階段，配套設施趨于完善，就業結構升級；越過成熟期后，“瓶頸”出現，結構轉變再次變緩。結合我國處于經濟發展上升期的實際，目前積極的就業結構可能起主導作用，由此提出第1個待檢驗的理論假說：

理論假說1：在控制其他影響因素下，就業結構升級將提高一地區的經濟發展水平。

結合上述分析，本文以柯布—道格拉斯函數為理論模型的基礎，假設經濟增長不僅受資本和勞動力的影響，還與就業結構有關。據此，在基礎生產函數式（1）上加入就業結構變量，擴展為式（2）：

Yit為國內生產總值；Ait為全要素生產率；Kit為物質資本投入；Lit為勞動力投入；Git為就業結構；i代表地區，t代表年份；α、?、γ分別代表影響參數。

1.2 創新機制與經濟增長

新熊彼特經濟學認為，發達經濟正向以信息化為基礎的 “新技術經濟”方向發展[7]，眾多研究表明，“新技術”影響是雙重的，通過多種路徑作用于經濟增長：（1）以創新環境為路徑。良好的創新環境能促進新行業涌現，激勵企業研發新產品，刺激消費，也會導致部分傳統行業衰落，加重中小企業發展危機[11]；（2）以產業升級為路徑。產業結構升級得益于技術創新，最直觀的體現是 “二三一”產業結構向 “三二一”結構的轉變[12]，然而這種轉變易引發資源分配滯后、結構性失業等問題；（3）以技術進步為路徑。相對于產業結構變遷，技術進步對經濟發展的貢獻呈現“趕超”趨勢[13]，但其仍有補償和破壞雙效應，既有益于企業提高生產效率，淘汰落后產能，也需耗用大量研發資金，增加生產成本。本文將3種路徑統稱 “創新機制”，其對經濟效應的影響要根據社會發展狀況具體分析，不可一概而論。由此，提出本文第2個待檢驗的理論假說：

理論假說2：創新機制對經濟增長具有不確定性，很可能呈現非線性特征。

在經濟發展體系中，全要素生產率不僅受到產業結構升級的影響，創新環境和技術進步也會對其產生作用，借鑒吳延兵（2008）[8]的做法，將全要素生產率定義為：

Mit、Nit、Qit分別代表創新環境、產業升級和技術進步；ηt代表時間效應；μi代表未觀測的個體效應；A為常數；εit為隨機誤差項。根據Albert等（2005）[19]的研究， 將函數設定為f（·）＝δ1lnMit＋δ2lnNit＋δ3lnQit。

將式（3）代入式（2），兩邊取對數，得到：

1.3 創新機制、就業結構與經濟增長

如前文所述，分別從就業結構和創新機制兩個獨立的維度提出對經濟效應影響的假說，如果將兩者相結合，會對經濟發展產生怎樣的影響？基于創新的背景環境，將技術進步轉化成生產率才能帶動就業結構轉變，促進經濟發展，從3個維度進行闡述：（1）創新環境規制有利于轉變消費結構，匹配資本供給，擴展市場需求，優化就業結構的經濟效應；（2）我國就業結構變動明顯滯后于產業結構變化[14]，處于失衡狀態，且勞動力 “極化”現象顯著[12]，但總體上仍以積極效應為主[15]，促進經濟發展；（3）技術進步會引發勞動生產率差異和企業內部結構變化，對就業效應產生 “創造性的破壞”，呈現波動性特征，初期以替代就業效應為主，中期變化為補償效應，長期效應不顯著[10]， 且補償效應大于擠出效應[16]。據此，產生本文第3個待檢驗的理論假說：

理論假說3：創新機制確有調節作用，就業結構升級與其交互效應共同促進經濟增長。

為檢驗假說3是否成立，在式（4）的基礎上考察就業結構升級和創新機制的交互效應，模型表達式修正為：

2 模型構建及指標選取

2.1 模型構建

本文的研究目的是考察創新機制和就業結構升級對經濟增長的影響，及檢驗二者交互作用下的經濟效應。由此，以理論模型式（5）為基礎，構建本文的計量模型：

其中，lnGDPit為經濟增長；LABOURit為就業結構升級；MECHit為創新機制，具體路徑包括：創新環境（INNOV）、產業結構升級（INDUST）及技術進步（TECH）；lnCAPITALit為資本存量；lnPOPULit為就業規模；URBANit為城鎮化；MAR?KETit為市場化；σ為常數，μit代表隨機誤差項。

模型（6）表示三者間的線性關系，Hansen（1999）提出門限面板模型，對面板數據可能出現的非線性問題提出解決思路。由此，本文選取創新機制作為門限變量，構建單門限模型式（7），考慮到回歸過程中可能出現多個門檻值，故擴展為雙重門限模型式（8）：

2.2 指標選取

2.2.1 被解釋變量和解釋變量

國民生產總值：本文以2000年為基期，用GDP平減指數對各省名義GDP進行折算，得到實際GDP，作為被解釋變量衡量經濟增長。

就業結構升級：借鑒段龍龍和汪丹（2013）[6]的做法，使用就業結構動態優化指數（EMI）來表征，作為解釋變量。結果符合經濟規律，EMI指數趨于提高，第一產業就業占比下降，二三產業就業占比提高，計算方法如下：

2.2.2 門限變量

（1）創新環境：現有文獻衡量創新環境的代理指標不一，或是用R＆D投入、專利總數等單一指標，或是用熵值法或主成分分析法計算成綜合指標衡量?？紤]對區域創新體系綜合評價的全面性和準確性，本文用 《中國區域創新能力報告》④中的創新能力綜合指數來表征。

（2）產業升級：學術界衡量產業結構升級通常有兩種方式，①分化為產業合理化和高度化兩指標；②根據產業結構的演變規律，用升級系數表示。本文參照徐德云（2008）[17]的做法，采用第2種方式，計算公式如下：

其中，S表示產業結構升級系數，取值范圍為1≤S≤3；yi為第i產業的產值比重。若系數值接近1，說明結構層次低，升級速度慢；反之，接近3，說明層次高，升級速度快。

（3）技術進步：該指標的選取應充分考慮經濟增長中技術進步的作用。以2000年為基期的實際GDP為產出值，全社會年底從業人員數和資本存量為投入值，用Malmquist指數法測算全要素生產率，而后分離出技術進步指標來表征。其中資本存量參照張軍等（2004）[18]提供的部分數據和做法，用 “永續盤存法”測算，公式為：

其中，Kt、Kt-1分別為t、t-1期的實際資本存量；Pt為固定資產投資價格指數；It為名義固定資產投資；取θ為9.6%。

（4）創新機制：結合前文理論分析，本文采用熵值法將創新環境、產業結構升級及技術進步等計算出1個綜合值，表征 “創新機制”，測算出的權重分別為0.53、0.3、0.17，可見創新環境在整個機制中起主導作用。

2.2.3 控制變量

（1）資本存量。伴隨經濟發展，資本投入的變動對經濟增長率的貢獻也相應發生變化，該指標參照上述永續盤存法得出；（2）就業規模。就業規模反映出社會中勞動力資源的供給狀況，用全社會年底從業人員數衡量； （3）城市化。城市化既有助于促進產業結構升級，又可以創造更多就業機會，進而營造良好的外部經濟環境，用城市人口占總人口的比重衡量；（4）市場化。一般而言，市場化指數越高，該地的市場經濟發展程度越好，該指標參照樊綱、王小魯測算的市場化指數[20]。

本文采用2009～2018年我國30個省份（考慮數據的可獲得性，西藏和港、澳、臺地區除外）的面板數據，相關數據均來自 《中國統計年鑒》和各省份的統計年鑒，缺失值用插值法處理，為消除異方差，對絕對數變量取對數處理。

3 實證分析

3.1 全國層面回歸分析

模型回歸前，考察方差膨脹因子，顯示取值處于區間[4.83，6.28]，在合理范圍內，解決了多重共線性問題。隨后進行Hausman檢驗，發現在1%水平上顯著拒絕原假設，所以選用固定效應模型進行就業結構升級、創新機制及兩者交互項對經濟影響的實證分析，全國層面樣本回歸結果見表1。

表1 全樣本回歸結果

續 表

由表1知，模型1單純考察就業結構升級對經濟增長的影響，模型2、4、6、8加入創新機制。對比得出，就業結構升級有積極的經濟效應，且均在1%水平上顯著，支持了理論假設1。經濟增長與創新環境顯著負相關，與產業升級正相關，技術進步則無明顯影響，結合理論分析，創新機制受補償和替代效應綜合作用于經濟發展，具有不確定性，支持了理論假設2。此外，引入創新機制后，就業結構升級的經濟效應有所變動，除技術進步外，創新環境和產業升級的正向影響系數變大，說明總體上創新機制的確可以強化就業結構升級對經濟增長的推動作用。

模型3、5、7、9考察創新機制和就業結構升級交互項的經濟效應?？梢缘贸?，創新機制在就業結構升級影響經濟發展時存在調節效應，且在1%水平上顯著，支持了理論假設3。說明創新機制對就業結構升級具有顯著的調節作用，兩者互動機制有利于提高經濟水平。從控制變量看，固定資本、城市化和市場化對經濟增長都有正向的影響，與經濟規律相符，就業規模與經濟增長呈負相關且不顯著，說明經濟效應的提升不依賴就業人數的增長，關鍵在于就業結構的合理性，也進一步印證了就業結構升級對經濟增長的重要性。

3.2 分區域回歸分析

我國地域遼闊，資源稟賦、經濟基礎差異大，創新機制、就業結構也必然有所不同。因此，進行分區域回歸既探尋兩者作用于經濟效應的差異性，也驗證上述結論的穩健性，回歸結果見表2。結果顯示分區域的各回歸系數方向與全國基本一致⑤，均通過不同水平的顯著性檢驗，證明了結果是穩健的，由此得出以下結論：

表2 分區域回歸結果

續 表

（1）從東部地區來看，就業結構升級能顯著推動經濟增長，引入創新機制后這種推動作用無變化，兩者交互效應顯著。一般來說，東部地區經濟發達，創新機制帶動新興產業發展，創新成果能較快地實現產業化，但實證結果顯示調節作用幅度偏小，推動作用未完全發揮?？赡苁且驗?，勞動力資源多傾向于流入經濟發達的東部地區，造成就業結構與創新機制的脫節，高技能的勞動力需求與 “低素質”供給間的矛盾愈發突出，不匹配的人力資源可能減弱創新機制的調節效應。

（2）從中部地區來看，就業結構升級能提升經濟增長水平，引入創新機制后這種提升作用得到強化，兩者協調作用顯著且較弱。新技術的運用為中部地區產業結構合理化和高度化提供新契機，生產效率提高，推動經濟發展；另外，中部地區多以勞動密集型產業為主，轉型難度大，技術進步提高了新崗位的要求，而勞動力技能和管理能力滯后， “民工荒”現象頻發，易引發局部結構性與摩擦性失業。因此，在積極和消極效應的綜合作用下，中部地區創新機制的調節作用較弱。

（3）從西部地區來看，就業結構升級對經濟增長的促進作用最強，創新機制能繼續強化這種促進效應，兩者交互作用顯著?？蓮膮茄颖鳾8]的研究角度解釋：①相較于中、東部地區，西部地區較大的發展空間更有利于徹底調整就業結構，創新機制的激勵作用表現的更為顯著；②西部地區自主創新能力薄弱，出于競爭和利潤的需要，國外企業輸入勞動密集型產業的互補性技術，在合作共贏中帶動西部企業發展，雖落后于中、東部地區的產業升級和技術手段，但對經濟增長仍有顯著促進作用。

3.3 門限效應分析

根據上述分析，創新機制對就業結構升級的經濟效應具有調節作用，但創新機制的差異化可能導致這種調節作用的效果不盡相同。本文以創新機制及其路徑為門限變量，采用門限效應模型對就業與經濟增長是否存在非線性關系進行深入探究?；诠潭ㄐＰ?，采用Bootstrap方法來確定門限模型以及門檻個數，見表3和表4，結果顯示均存在門限效應，回歸結果見表5，具體如下：

表3 門限效應檢驗

續 表

表4 單一和雙重門限模型的門限值檢驗

（1）在不同創新環境作用下，就業結構升級與經濟增長顯著正相關，且具有雙重門限效應。當創新環境跨越最低門檻前，就業結構升級對經濟增長的影響系數為0.00237；隨后，結構升級的正向效應增大為0.0178；當越過第二門檻時，彈性系數變為0.0122。說明基于創新環境的改善，就業結構升級的經濟效應呈現先升后降的 “倒U型”趨勢。究其原因，①良好的創新環境會改變社會資本構成，人力資本投入成本下降，經濟效益增加，當資本構成調整到一定程度時，部分勞動力被擠出，失業問題凸顯，損害經濟發展；②創新環境驅動企業新舊格局的轉變，如分化高端和低端勞動力、轉換新舊產品、更換相關先進設備等，調整期伴隨著空窗期，弱化創新環境的調節效應。

表5 門限模型回歸結果

（2）在不同產業升級作用下，就業結構升級與經濟增長顯著正相關，且具有單門限效應。當產業升級低于2.586時，就業結構升級影響經濟增長的系數值為0.003；當高于2.586時，系數值攀升至0.00664，說明通過產業升級的調節作用，就業結構優化的經濟效應逐漸強化。優化產業結構能夠提高單位產品生產率和資源利用率，降低用工成本，刺激就業結構升級；另外，產業結構升級會增加創新型人才的需求，人才集聚進一步促進生產要素配置效率的提高，加速就業結構轉型升級，這都有助于經濟持續發展。

（3）在不同技術進步作用下，就業結構升級與經濟增長顯著正相關，且具有雙重門限效應。當技術進步低于第一門檻值時，就業結構升級對經濟增長的邊際效應為0.00445；當超過第二門檻值時，邊際效應變為0.00361。說明當技術進步不足或過高，與就業結構脫節，會弱化對經濟增長的促進效果，同樣呈現 “倒U型”趨勢。原因是，①技術進步有助于累積資本，為擴大再生產提供了可能，但資本過度深化可能會降低對勞動力的吸納能力，從而限制對就業結構轉化的作用；②技術進步帶動生產率提高的同時也增加了生產成本，在產出不變的情況下會減少勞動力需求，減弱調節效應。

（4）在整體創新機制作用下，就業結構升級對經濟增長顯著正相關，且具有單門限效應。當創新機制低于0.334時，就業結構每升級1%，經濟增長提高0.0382%；高于0.334時，就業水平每增加1%，經濟增長提高0.00188%。印證了隨著創新機制作用的加深，就業結構升級影響的經濟效應是有限度的，其中創新環境和技術進步的調節作用有明確的上限。

4 結論及建議

本文通過分區域回歸和門限效應分析，考察創新機制、就業結構升級及兩者交互項對經濟增長的影響，得出以下結論：（1）總體上，就業結構升級顯著促進經濟增長，創新機制的經濟效應具有不確定性，而基于創新機制的就業結構升級對經濟具有正向影響；（2）分路徑看，創新機制存在顯著的調節效應，創新環境的調節作用最大，產業升級次之，技術進步最??； （3）分區域看，三大地區的就業結構升級均能有效促進經濟增長，創新機制與就業結構的交互作用呈現 “西強中弱”的分布格局；（4）從門限特征看，基于創新機制的就業結構升級影響經濟發展時存在明顯的門限效應，以創新環境和技術進步為門限變量時，經濟效應呈現先升后降的 “倒U型”趨勢；以產業升級為門限變量時，經濟效應逐漸強化。

結合研究結論，本文提出以下建議：（1）創新發展機制，營造良好環境。企業應將自主研發和技術引進相結合，“創造”抑制 “破壞”，提高原始創新能力，合理化投資結構，推動資本流向新興產業；同時，強化政府的間接引導作用，做好保護知識產權、增加科研資助、完善科創政策等相關服務，營造激勵創新的社會環境；（2）調整產業結構，構建多元體系。注重產業間協同發展，調整重點由 “結構占比”轉向 “功能性服務”，推動第一產業集約化和產業化，做強做優第二產業，提升第三產業發展層級，同時加快傳統行業改造，發展新興戰略性產業，多元化拓寬發展路徑，提升競爭力；（3）優化就業結構，合理配置勞工資源。①深化產學研合作，以社會需求為導向培養專業人才，差別化工資設置，積極完善人才引用和保障機制；②改善勞動力配置，緩解就業市場供需矛盾，完善政府就業指標考核體系，實現 “即期”和 “遠期”就業率的雙提升；（4）凸顯區域特色，統籌協調發展。各地應結合自身實際，合理配置人力資源和資本投入，針對性制定創新激勵政策，處理好資本與勞動密集型產業的關系。同時東部應加強自主研發，拓寬外資利用領域，積極參與國際合作，中、西部應注重技術引進，發揮勞動力密集的比較優勢，引導外資西進，努力實現區域間經濟發展的良性互動。

注釋：

①新浪財經.2019年中國GDP增長6.1%，五大亮點解讀.2020-01-17.

②數據來源：國家統計局官網。

③國新網.科技部：加強研發攻關，我國創新指數位居世界第14位.2020-5-19.

④數據來源：中國科技發展戰略研究小組、中國科學院大學中國創新創業管理中心聯合發布，包括知識創造能力、知識流動能力、企業技術創新能力、創新環境、創新經濟績效五大體系。

⑤考慮研究目的，同時為減少篇幅，未展示控制變量的回歸結果。