龔新蜀　胡志高

摘要：城鎮(zhèn)化與就業(yè)之間并非簡單的相關關系或者線性關系，而是隨著服務業(yè)的發(fā)展表現(xiàn)出階段性變化。我國31 個省市的面板門檻回歸模型結果顯示：我國城鎮(zhèn)化與就業(yè)的關系存在顯著的“三門檻效應”；我國整體服務業(yè)發(fā)展水平不高，大部分省市仍未跨過第二門檻；我國服務業(yè)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平均存在較大的區(qū)域差異，需要采取差異化戰(zhàn)略促進就業(yè)。

關鍵詞：城鎮(zhèn)化；就業(yè)；服務業(yè)；門檻模型；工業(yè)化

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2015.11.10

中圖分類號：F124；F241 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2015）11-0045-05

Abstract：The relationship between the urbanization and employment is not simple， but changes with the development of service industry. Result of provincial panel data threshold model shows that， firstly， there is a significant “three threshold effect between urbanization and employment； secondly， Chinese service industry development is not so high， most of provinces still cant cross the second threshold； in the end， the level of service industry development and the level of urbanization in China are largely regional differences， so it needs to adopt the differential strategy to promote employment.

Key words：urbanization； employment； service industry； threshold model； industrialization

1問題的提出

城鎮(zhèn)化是擴大內需、縮小城鄉(xiāng)差距、加快第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的需要，是一國文明發(fā)達程度和社會進步的重要標志，因此，各國爭相進行工業(yè)化的同時，也不斷推動著城鎮(zhèn)化的發(fā)展。然而，快速發(fā)展的城鎮(zhèn)化卻出現(xiàn)了各種各樣的問題：歐美正面臨城市貧困問題、拉丁美洲及亞洲部分國家出現(xiàn)了過度城市化問題、我國存在人口城鎮(zhèn)化與土地城鎮(zhèn)化不協(xié)調等問題，而這些歸根到底都與城鎮(zhèn)就業(yè)問題密不可分。對城鎮(zhèn)化與就業(yè)關系的探討并不是一個全新的話題，而學者們對此卻各執(zhí)己見。

黃明和丁守海認為城鎮(zhèn)化與就業(yè)間不存在顯著關系；黃明和耿中元認為城鎮(zhèn)化率對城鎮(zhèn)就業(yè)率的影響不太顯著，大部分地區(qū)的影響程度為負，其他地區(qū)即使影響為正，影響程度也很小[1]；丁守海則根據(jù)河南、湖南、山東、四川、甘肅5省的調研數(shù)據(jù)進行了實證分析，得出我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化的就業(yè)效應具有較大的不確定性[2]；相關論者James等指出：城鎮(zhèn)化水平與就業(yè)結構之間存在非常密切的關系，特別是在非農(nóng)就業(yè)方面，聯(lián)系更加緊密[3]；Davis和Uwe blien等進一步從聚集經(jīng)濟角度出發(fā)，認定當主導產(chǎn)業(yè)發(fā)生變化，從農(nóng)業(yè)向工業(yè)以及服務業(yè)轉變時，會促使企業(yè)和勞動力從農(nóng)村遷移到城市[3，4]；而Haider Khan對孟加拉國的分析表明：快速城鎮(zhèn)化有可能導致大規(guī)模就業(yè)不足和失業(yè)，與此同時還會造成低收入和普遍貧困等現(xiàn)象[5]。部分學者進一步認為城鎮(zhèn)化與就業(yè)存在線性關系。劉愛英等、汪泓等、張艷等學者針對不同的樣本分別對城鎮(zhèn)化與就業(yè)間的長期關系及其格蘭杰因果關系進行了驗證，結果表明，雖然城鎮(zhèn)化對就業(yè)的促進效果因樣本不同而略有差異，但他們一致認為城鎮(zhèn)化與就業(yè)存在著線性關系[6～8]。薛繼亮、Yasuhiro Sato則認為城鎮(zhèn)化與就業(yè)之間并不是簡單的線性關系。薛繼亮通過Chows斷點檢驗提出了我國城鎮(zhèn)化與就業(yè)的演進具有階段性，且每個階段都有自己的特征[9]；Yasuhiro Sato等通過構造社會關系沒有互動和充分互動的兩種社會情境，并求解均衡，得出城鎮(zhèn)化對社會關系的互動具有較大的影響，當城鎮(zhèn)化率超過某一門檻時，就會使得社會關系的互動發(fā)生顯著改變，就業(yè)就會從較低水平的均衡邁入較高水平的均衡中[10]。

本文認為我國城鎮(zhèn)化水平與就業(yè)具有一定的相關性，但并非線性關系。研究非線性問題通常采用交叉模型法、分組檢驗法及Chows斷點檢驗法等，其中分組檢驗法和Chows斷點檢驗需要已知結構突變點的位置，進而進行驗證，另外，以上幾種方法對于外生變量造成的結構突變的驗證具有一定的有效性，而對于內生的結構突變卻無能為力。Yasuhiro Sato的研究表明：城鎮(zhèn)化對就業(yè)的影響很可能存在內生因素導致的結構突變，且突變點的位置無法事先得知，因此，以上方法就失去了適用性。而Hansen提出的門檻模型能夠有效彌補上述方法的不足，對于研究城鎮(zhèn)化與就業(yè)之間的非線性關系就顯得非常合適[11]。

2門檻模型的理論、應用和數(shù)據(jù)說明

21門檻回歸模型

211模型設置

在上述式子中，S0所表示的是在零假設的前提下，所求得的殘差平方和。因為在具體對LM統(tǒng)計量進行分析時，并不符合標準χ2分布。對此，Hansen率先提出通過Bootstrap法來對概率p的值進行求解，這一經(jīng)典的求解方法也被叫做Bootstrap P值法。它通過模擬數(shù)據(jù)抽取來形成一組變量序列，并使服從0為均值，e∧為方差的正態(tài)分布。抽取足夠次數(shù)后可根據(jù)樣本觀測值個數(shù)和運算量選擇合適的自抽取次數(shù) ，就可以形成相應的概率值P，此時的P值與普通計量方法中的伴隨概率相類似。當門檻值有2個時，固定第一個門檻值后繼續(xù)檢驗，但此時原假設θ1=θ2的意義就變?yōu)橹挥幸粋€門檻值，多門檻檢驗也是采取這種方法來實現(xiàn)的。

213置信區(qū)間

對于某一變量而言，如果明確了門檻效應的存在，則還需求得門檻值的置信區(qū)間，以獲取更大程度上的統(tǒng)計支持。求解置信區(qū)間的原假設為H0：γ=γ，檢驗統(tǒng)計量具體如下式所示：

22變量的選擇

221控制變量的選擇

（1）服務業(yè)發(fā)展。早在1968年美國學者Victor R Fuchs就在其著作《服務經(jīng)濟學》中談到服務業(yè)是吸納勞

動力的主要產(chǎn)業(yè)。大部分服務行業(yè)就業(yè)人數(shù)的增長都超過就業(yè)人口的平均增長率，我國學者張洪（2004）、李美云（2006）、曾國平（2009）等分別從服務業(yè)吸納就業(yè)的能力和服務業(yè)推動就業(yè)增長兩方面進行了深入研究，得出服務業(yè)對就業(yè)增長具有非常重要的作用。

（2）工業(yè)化。工業(yè)化對就業(yè)的影響需要從兩方面考慮：一方面，工業(yè)化能夠加快經(jīng)濟增長，創(chuàng)造勞動需求和就業(yè)崗位；另一方面，工業(yè)化程度的加深，機器的使用又會擠出勞動力，引起失業(yè)問題。我國過去幾十年走的并非歐美式大機器工業(yè)化道路，而是以勞動密集型和資本密集型為主的小型工業(yè)化道路，因此，我國工業(yè)化對就業(yè)的擴大應該具有正效應。

（3）城鄉(xiāng)收入差距。托達羅認為：農(nóng)村人口向城市流動主要的動力是城市實際工資水平和預期工資水平，因此，盡管城鄉(xiāng)收入差距的存在對我國全面、協(xié)調、可持續(xù)發(fā)展存在負面影響，但對我國整體就業(yè)水平的提升確實存在一定的作用。從短期來看，大量農(nóng)村人口涌入城市會造成城市競爭性失業(yè)，阻礙就業(yè)擴大；從長期來看，農(nóng)村居民流向城市可以擠出農(nóng)村隱性失業(yè)人口，帶動城市經(jīng)濟發(fā)展，進而創(chuàng)造勞動需求，擴大就業(yè)水平。

（4）農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。John W Mellor（1991）認為非農(nóng)就業(yè)水平的提升有利于增加農(nóng)業(yè)有效需求進而加快農(nóng)業(yè)的增長，農(nóng)業(yè)的發(fā)展也直接和間接決定了就業(yè)水平。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化意味著農(nóng)村勞動生產(chǎn)率提升，而勞動生產(chǎn)率提升能夠解放農(nóng)村勞動力，推進農(nóng)村人口向城市流動，進而提升城市就業(yè)水平。另外，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提升將帶動制造業(yè)和生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展，進而創(chuàng)造更多就業(yè)崗位，拓寬城鄉(xiāng)就業(yè)渠道。

222門檻變量的選擇

城鎮(zhèn)化對就業(yè)的促進作用與城鎮(zhèn)對就業(yè)的吸納能力有關，而第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是衡量一國或一個地區(qū)就業(yè)吸納能力的代表性指標，不同就業(yè)吸納能力會使城鎮(zhèn)化對就業(yè)的促進產(chǎn)生不同效果。當服務業(yè)占比達到一定程度時才會表現(xiàn)為就業(yè)吸納能力發(fā)生顯著的變化，因此，本文選擇服務業(yè)發(fā)展程度也就是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重作為門檻變量。

23數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)均來自中國知網(wǎng)——中國經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫

http：//#cnki.net/kns55/Dig/dig.aspx？p=&uid=WEEvREcwSlJHSldTTGJhYkdWNGhlanEvQ2dscFM3ZDFZZGZFN3hsU2F4VzdKeHJ6Z2F6TWp1cm9DYz R5UXh1TVBTZz0=MYM9A4hF_YAuvQ5obgVAqNKPCYcEjKensW4IQMovwHtwkF4VYPoHbKxJw！！ ，部分缺失數(shù)據(jù)用上年值替代。被解釋變量就業(yè)狀況用就業(yè)人數(shù)對數(shù)值lnemplo表示，核心解釋變量城鎮(zhèn)化水平用人口城鎮(zhèn)化率urb表示（實際操作中，由于我國城鎮(zhèn)人口的統(tǒng)計標準在1999年和2000年發(fā)生了改變，因此統(tǒng)一采用非農(nóng)人口與總人口之比衡量城鎮(zhèn)化水平），控制變量中，經(jīng)濟增長用GDP對數(shù)形式lngdp表示、服務業(yè)發(fā)展水平以服務業(yè)占GDP比重 （tr）反映、工業(yè)化程度用工業(yè)產(chǎn)值占GDP比重（ir）反映、城鄉(xiāng)差距通過城鄉(xiāng)人均收入之比（id）表示、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度則以農(nóng)業(yè)機械化動力對數(shù)形式lnagri反映。

3實證結果和解釋

31實證結果

利用stata12.0軟件結合門檻模型對服務業(yè)發(fā)展、城鎮(zhèn)化與就業(yè)之間的關系進行實證分析。首先對模型是否存在門檻效應以及存在幾個門檻值進行檢驗，結果表明：單門檻、雙門檻、三門檻效應拒絕原假設的概率均為0，即1%的顯著性水平下三個模型均顯著，因此模型的形式可以設定為三門檻模型（見表1）。

32結果分析

321控制變量影響分析

4個控制變量在1%顯著性水平下均顯著，且系數(shù)為正，與預期相符。其中第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重每提升一個百分點，就業(yè)人口增加0513%；城鄉(xiāng)收入差距每擴大1%就會吸引農(nóng)村居民到城鎮(zhèn)就業(yè)，使總就業(yè)率提升0022%；工業(yè)化程度每提升1%就會引起就業(yè)人口增加0582%；農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平每提升1%，就會使就業(yè)提升009%。從以上變量系數(shù)大小來看：工業(yè)化程度和服務業(yè)發(fā)展對我國就業(yè)的促進作用最為顯著；農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對就業(yè)的促進作用相比較弱；城鄉(xiāng)差距對就業(yè)正向影響則更加有限。我國早期工業(yè)化進程中，主要以勞動和資本密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展為主。特別是1978年至1992年間，工業(yè)化采取了消費導向型的發(fā)展戰(zhàn)略，注重市場需求導向，優(yōu)先發(fā)展輕工業(yè)，以紡織工業(yè)及各種加工制造業(yè)為代表的輕工業(yè)快速發(fā)展自1980年起對輕工業(yè)實行了“六個優(yōu)先”的政策，即原材料、燃料、電力供應優(yōu)先；挖潛、革新、改造的措施優(yōu)先；基本建設投資優(yōu)先；銀行貸款優(yōu)先；外匯和引進技術優(yōu)先；交通運輸優(yōu)先。 ，農(nóng)村剩余勞動力以每年2000～3000萬的規(guī)模向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉移[14]。2001年加入WTO以后我國更是戴上了世界加工廠的帽子，加上建筑業(yè)近些年作為我國各省市的主導產(chǎn)業(yè)重點發(fā)展，工業(yè)化對就業(yè)的貢獻就變得十分顯著。而早期服務業(yè)發(fā)展受到思想觀念影響，對就業(yè)的吸引不夠明顯，后期才顯著呈現(xiàn)。因此從整個考察時段來看：我國工業(yè)化對就業(yè)的貢獻略微高于服務業(yè)對就業(yè)的貢獻；農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對就業(yè)的影響雖然不及工業(yè)化和服務業(yè)，但對農(nóng)村就業(yè)的作用卻是不可替代的，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提升加快了剩余勞動力擠出，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，增加了農(nóng)村居民收入，因此，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對就業(yè)的影響更多體現(xiàn)在提升農(nóng)村就業(yè)的質量；另外，城鄉(xiāng)差距的存在雖然是吸引農(nóng)民進城就業(yè)的一股較大力量，但戶籍制度和農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民自身存在的人力資本差異大大減弱了這股力量，事實上，城鄉(xiāng)就業(yè)的增進也根本不需要這股存在較大副作用的力量。

322城鎮(zhèn)化就業(yè)效應分析

根據(jù)門檻效應檢驗結果能夠得出：我國城鎮(zhèn)化進程中，城鎮(zhèn)化對就業(yè)的影響存在顯著的基于服務發(fā)展的“三門檻效應”，門檻值分別為026、044和07。具體而言，服務業(yè)占GDP比重未跨越最低門檻值026時，城鎮(zhèn)化的就業(yè)效應僅為0190；跨越最低門檻后，就業(yè)效應提升為0493；若跨越了較高的門檻值044后，就業(yè)效應就提升為0627，當跨過更高門檻07時，城鎮(zhèn)化的就業(yè)效應就陡升至1064。這說明，我國城鎮(zhèn)化就業(yè)效應很大程度上決定于各地區(qū)服務業(yè)發(fā)展水平。要更好地實現(xiàn)就業(yè)，需要城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展作為支撐，只有城鎮(zhèn)吸納就業(yè)能力跨過一定的門檻，城鎮(zhèn)化引入的人口才能實現(xiàn)有效就業(yè)，而有效的就業(yè)又能加快行業(yè)自身發(fā)展，進而提升就業(yè)需求，增強城鎮(zhèn)就業(yè)吸納能力，當就業(yè)吸納能力沖破下一門檻時，城鎮(zhèn)化水平的提升就會帶來更大程度的有效就業(yè)，形成一個馬太效應。

323擴展分析

利用3門檻模型對我國31個省市進行劃分，可以劃分為4個區(qū)域，所對應的發(fā)展程度區(qū)間分別為：低服務業(yè)發(fā)展程度區(qū)間（tr≤ 026）、中等服務業(yè)發(fā)展程度區(qū)間（02607），表4給出了每年4個區(qū)間內的省份數(shù)。

由表4可知：1985～1991年，我國各省市服務業(yè)發(fā)展程度均處在較低或一般水平，其中，處于最低門檻值以下的省份逐年減少，1991年所有省市均已跨過最低門檻，進入中等服務業(yè)發(fā)展程度區(qū)間。1992年北京率先跨越第二門檻，1993～2002年，東部沿海各省市也相繼跨過第二門檻。2003年以后，農(nóng)業(yè)稅的取消，農(nóng)村政策的實施，帶來了農(nóng)村人口的回歸，對服務業(yè)發(fā)展造成了一定影響，致使部分省份2003～2008年間相繼回到了第二門檻以內；而另一方面，北京卻憑借政治、文化、交通等無可比擬的優(yōu)勢于2006年跨越了第三門檻，成了至今為止唯一一個就業(yè)效應達到1064的省級行政單位。進一步分析較高和高服務業(yè)發(fā)展程度的省份所屬地區(qū)可知：就業(yè)效應達到0627和1064的省份中有5個來自東部地區(qū)，而來自西部地區(qū)省份僅僅只有2個，而1991年以前未跨過第一門檻的省份中，絕大部分屬于中西部地區(qū)。由此可知，我國東西部地區(qū)的服務業(yè)發(fā)展水平存在較大的差距，城鎮(zhèn)化對就業(yè)的促進作用也存在較大的區(qū)域差異。

4結論與啟示

利用Hansen提出的門檻模型，結合我國31個省市的面板數(shù)據(jù)分析我國城鎮(zhèn)化的就業(yè)效應，可以得出以下結論：（1）第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不但對我國就業(yè)起到顯著的直接促進作用，還在城鎮(zhèn)化促進就業(yè)的過程中起著非常重要的作用，一個地區(qū)城鎮(zhèn)化就業(yè)效應的大小需要該地區(qū)服務業(yè)發(fā)展水平跨越相應的門檻，即城鎮(zhèn)化的就業(yè)效應在我國存在顯著的基于服務業(yè)發(fā)展程度的“三門檻效應”；（2）我國整體服務業(yè)發(fā)展水平一般，城鎮(zhèn)化就業(yè)效應有待提高。截止2011年，我國仍有24個省服務業(yè)發(fā)展水平處在第一門檻和第二門檻之間，只有6個省市跨過了第二門檻，一個省沖破了第三門檻；（3）我國城鎮(zhèn)化的就業(yè)效應存在較大的區(qū)域差異。2009年至2011年我國31個省市中有7個屬于較高或高服務業(yè)發(fā)展水平，其中，東部地區(qū)占5個，而中西部占2個，中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化的就業(yè)效應明顯弱于東部地區(qū)，加上我國的城鎮(zhèn)化水平增長速度也呈現(xiàn)東、中、西部越來越低的現(xiàn)象[15]，我國未來一段時間的就業(yè)將仍然以東部地區(qū)為主戰(zhàn)場。

啟示：城鎮(zhèn)化進程過慢不能滿足我國經(jīng)濟發(fā)展需求，而城鎮(zhèn)化速度過快但服務業(yè)發(fā)展水平?jīng)]能越過相應門檻就會導致城鎮(zhèn)吸納就業(yè)能力不足，使城鎮(zhèn)產(chǎn)生較大的就業(yè)壓力。隨著西方國家工業(yè)40的興起，我國工業(yè)化也必將進一步推進從勞動和資本密集型向技術和知識密集型轉變，工業(yè)發(fā)展對就業(yè)的促進作用可能會經(jīng)歷一段時間的弱化，甚至會從工業(yè)部門擠出勞動力，減少就業(yè)，因此面對我國越發(fā)嚴峻的就業(yè)形勢，只有通過加快服務業(yè)的發(fā)展、協(xié)調城鎮(zhèn)化速度與服務業(yè)發(fā)展程度，才能穩(wěn)定就業(yè)形勢，促進有效就業(yè)。另外，我國城鎮(zhèn)化水平及就業(yè)效應存在著較大的東西差異和內部差異，西部地區(qū)小城鎮(zhèn)非農(nóng)基礎薄弱，城鎮(zhèn)化水平較低[16]，因此，要注重中西部地區(qū)小城鎮(zhèn)配套設施建設，以產(chǎn)業(yè)發(fā)展為支撐，提升中西部城鎮(zhèn)化水平和就業(yè)吸納能力；而東部地區(qū)城市化發(fā)展水平較高，城市人口膨脹較快，需大力發(fā)展農(nóng)村非農(nóng)經(jīng)濟，增加非農(nóng)生產(chǎn)性就業(yè)，分擔大城市就業(yè)壓力。

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（責任編輯：冉春紅）