我國城市化對就業規模和結構的影響

摘要：目前，我國出現了城市化飛速發展和就業水平亟待提高的矛盾，以此為出發點，研究中國農村城市化對就業規模擴大和就業結構調整的傳導過程，發現改革開放二十多年中，我國城市化對就業規模的擴大雖然沒有直接的影響，但與就業結構之間存在相互的關系，能夠表現出城市化對就業結構影響的階段性特征。改革開放初期，城市化與就業結構調整比較協調，起到相互促進的作用，我國存在著城市化水平的飛速發展，而就業結構調整緩慢之間的沖突，這表現為片面追求高速城市化，而就業結構調整沒有及時跟上，最終造成了城市化進程沒有真正的促進我國就業的增長。

關鍵詞：城市化；就業；VAR模型

中圖分類號：F127 文獻標志碼：A 文章編號：1673－291X(2008)03－0161－04

改革開放以來，中國城市飛速發展，城市化水平由1978年的17.92％，猛增到2006年的43.53％，在從計劃經濟向市場經濟和從鄉村型農業社會向城市型工業社會的轉型過程中，中國面臨著各種嚴峻的挑戰，就業問題就是其中最突出的問題之一。為了對城市化和就業進行深入研究。本文把城市化與各次產業的就業規模和就業結構作為一個經濟系統，利用平穩性檢驗、因果關系檢驗和VAR模型等計量方法，從兩個時段分別研究城市化水平、就業規模和就業結構之間的聯系，產業結構和就業結構之間，并建立城市化與產業就業結構的長期關系模型，這對于我國促進城市化，調整各產業的就業結構，擴大就業具有重大的現實意義。

一、數據和變量

本文采用VAR模型對城市化與三次產業就業規模和就業結構進行研究。為充分反映城市化和三次產業就業規模和結構的相互影響，分別對城市化水平，農業、工業和第三產業的就業總人口和就業結構七個變量進行描述，樣本取自1978－2005年的年度數據，數據來源為《中國統計年鑒》。由于變量的單位存在差異，為使分析結果具有可比性，同時消除變量自相關性，分別對七個變量ul、X_i和Y₁(i=1，2，3)采用定基數據取自然對數的方法進行分析，表示為lnul、lnX_i和lnY₁(i=l，2，3)。

本文對樣本期間進行分段考察，鑒于樣本數量的限制，我們在分段考察中，兩階段中的年份有所重疊，劃分為：1978－1994年是城市化穩步推進的時期(由17.9％上升到28.51％，平均增長速度為2.8％)，工業就業人數持續增加，其就業比例大于第三產業，可以看做是城市化的第二產業就業效應的強勢階段；1991－2005年，主要是城市化高速增長時期(由26.9％增加到43.0％，平均增長率為3.7％)，且第三產業就業逐漸擴大，在1995年之后就大于第二產業，看做是城市化在促進第三產業在就業中發揮強勢作用時期。

二、實證分析及結果

(一)平穩性檢驗

滿足VAR模型成立的假設條件，必須對各序列進行單位根檢驗，使其嚴格服從隨機擾動項為白噪聲序列。利用DiekeyFuller(1974)提出的ADF檢驗法對各變量進行單位根檢驗。lnul、lnX_i和lnY_i(i=1，2，3)的水平序列圖和差分序列圖可以看出，各變量的水平值序列為非平穩變量，一階差分值序列△lnul、△lnX_i和△lnY₁(i=1，2，3)為平穩變量，且有相似的變化周期，是可以建立VAR模型的。所建立的水平序列模型和一階差分序列的形式分別為包含趨勢和截距項以及只包含截距項，對各變量的單位根檢驗結果如表1所示。

結果表明，我國1978－2005年度的lnul、lnX_i和lnY_i和序列均是非平穩序列；經過一階差分，△lnul、△lnX_i和△lnY_i(i=1，2，3)為I(1)平穩過程，可以進行因果關系和VAR分析。

(二)因果關系檢驗

只有在變量平穩的基礎上，對變量進行granger因果關系檢驗才是可信的。在對城市化與就業規模、結構進行因果關系檢驗過程中，通過FIE值選擇滯后階數。檢驗結果為：在整個樣本區間內(1978－2005年)城市化與三次產業就業規模和結構之間基本不存在顯著的因果關系(僅有城市化和農業之間存在一定的因果關系)，故劃分為兩個階段進行研究還是非常必要的。兩階段12對關系中，1978－1994年間僅存在2對強因果關系和3對無明顯因果關系；1994－2004年間存在4對強因果關系。

采用成對granger因果關系檢驗，并取兩階滯后，檢驗結果見表2。

在城市化和三次產業的就業規模和就業結構的12對因果關系中，城市化與產業就業規模之間都表現出不明顯的因果關系，直至1994年以后，城市化才與農業和商業的就業規模之間構成了單向的因果關系，即城市化促進了農業人口向第二、三產業的轉移，同時，也促進了第三產業的發展。特別是城市化與各次產業的就業結構之間在1990年之后有強的雙向因果關系，這一結論表明城市化過程拉動了三次產業就業結構的迅速調整，農村城市化與就業結構之間存在相互影響。

(三)VAR模型的估計

因果關系檢驗的結果為VAR模型的形式設定奠定了基礎，VAR模型是建立在存在因果聯系的變量之間，因此，剔出了不存在因果關系的變量，建立兩個時段的變量都基于lnul、和lnY₁、lnY₂、lnY₃建立VAR模型。首先，建立的VAR模型。在建立VAR模型之前，必須先確定最優的滯后階數，根據從一般到特殊的方法，通過比較發現當滯后期為1時，AIC和SC的值最小。因此建立的VAR(1)模型的估計表達式見表3：

從建立的VAR模型8個方程看，擬和系數均較高，分別為0.993、0.970、0.943、0.975和0.999、0.969、0.902、0.989，表明模型擬和的較好。在第一時段(1978－1994年)，從第一個方程看，三次產業就業結構的滯后項的系數分別為0.08、-0.035和0.1，表明第一三次產業的就業結構滯后期變動都促進了當期城市化水平的提高，從短期上看，第一三產業結構調整有利于我國城市化水平提高起到促進作用，而第二產業就業結構的調整并沒有明顯促進城市化的發展。從第二、三、四個方程看，上一期的城市化水平亦有利于第二產業和第三產業就業比重的增加，而對第一產業就業結構的影響為反方向的，這樣的影響符合配第一克拉克定律。

在第二時段(1994－2005年)，第一個方程中城市化的滯后期對其自身的影響系數為0.885，兩階段都表現出城市化對自身影響很大，表現出很強的慣性。三次產業就業結構的影響系數分別為-0.076、0.025和0.156。從數量上看，第一產業的就業結構不利于我國城市化水平的提高，第二三產業就業結構的變動對于我國城市化的發展起到促進作用，這符合城市化的規律。從第二、三、四方程來看，城市化對三次產業就業結構的影響，與城市化理論的相關規律是一致的，城市化水平的持續提高有利于吸納大量的農村剩余勞動力，在我國城市化發展正處在穩步推進階段，城市建設為大量農村剩余勞動力提供了就業機會，一方面擴大了農村勞動力的就業，另一方面對加快城市化的發展起到了重要的作用。表現出城市化水平對農業就業的促進作用。但是城市化繼續提高的過程中對第二三產業就業比重的沖擊也較大，我國目前的轉型也使城市化過程伴隨著日益凸現的就業問題，大量的新增勞動力和農村剩余勞動力涌入城市就業以及國有企業的大量富余勞動力，都使城市化的就業效應明顯減弱，表現出城市化對第二三產業的就業起反方向的作用。

(四)脈沖相應分析

脈沖響應函數是描述一個內生變量對誤差的反應，也即在擾動項上加一個標準差大小的新息(innovation)沖擊對內生變量的當前值和未來值的影響。下圖是對VAR(1)模型的脈沖響應函數曲線。其中，橫軸表示滯后階數，本文選取了10階，縱軸表示內生變量對沖擊的響應程度。

如上圖可見，第一階段中，農業就業結構的變量lnY₁的一個單位的正向標準差沖擊，lnul在這個滯后期中均為負向效應，在滯后的十年內均較為平穩，沖擊保持在-0.007的水平上，這與城市化理論是相悖的，我國農業就業結構并沒有為城市化的發展提供保障；第二三產業就業結構的變量lnY₂、lnY₃的一個單位的正向標準差沖擊，在整個滯后期中都表現為正向效應，且緩慢下降，但仍保持正向的效應，這就表明，第二、三產業就業結構的發展變化為城市化水平的提高起到了促進作用，此時，農村勞動力城鎮化是對就業結構的有效調整，這種關系也是符合實際的。第二階段中，從圖形上看與第一時段發生了質的改變，表明第一階段和第二階段的劃分是有必要的；第一產業就業結構的變量lnY₁的一個單位的正向標準差沖擊，lnul在滯后的四年內都是正向的影響，但影響的正向程度逐漸減小，在第五年達到最低點，此后滯后內負向影響一直平穩保持；第二三產業就業結構的變量lnY₁、lnY₁的一個單位的正向標準差沖擊，在整個滯后期中都表現為負向效應，但影響會迅速上升，到滯后3、4期時達到最高點，保持正向的效應平穩波動，這就表明，我國當前的第二三產業就業結構不利于城市化進程的發展。特別是我國第二產業的升級使第二產業吸納勞動力的水平下降，第三產業是實現農村剩余勞動力轉移的良方，我國目前的第三產業比重較小，這是我國將城市化與第三產業發展割裂開來造成的。這種關系造成了我國城市化與就業結構間的不協調。

三、結論

通過實證分析，本文得到以下結論：1978年我國從事農業的人口占全部就業人口的70.5％，到2005年下降到49％。城市化過程雖然只把20％從事農業人口轉移出來，人口比重比例不大，但是絕對數量巨大，在20年內把近兩億農村勞動者安置于第二三產業，這個工程是相當浩大的。從數量研究的結果來看，一是城市化與我國三次產業就業規模的變化沒有直接關系，僅在1994年之后才與農業就業規模間表現出一定因果關系；二是城市化與三次產業的就業結構間緊密聯系。城市化水平提高，我國三次產業的就業結構也發生相應的變化。尤其在1978－1994年和1991－2005年中表現出城市化對就業結構的不同效應，第一時段通過發展小城鎮和建立鄉鎮企業的形式緩解農村就業壓力；20世紀90年代，城市化過程在近些年并不能表現出對第二三產業就業的促進作用，如果僅將城市化作為我國剩余勞動力就業，緩解就業壓力的方法是欠妥當的。因此，緩解我國就業壓力不應過分強調城市化對就業的促進作用，更應看到我國當前的城市化水平與目前城市化對各次產業就業的內在影響。

通過對城市化和我國就業規模和就業結構關系的研究。可以看出城市化不能作為唯一的、切實有效的措施，城市化對就業的影響并不會立竿見影。對于我國亟待解決的就業壓力，筆者認為還應從以下幾個方面著手：

(一)兼顧城市化的量變與質變

改變我國城市化追求城市化率(2005年已達40.3％)，而忽略城市化質量的現狀，大力發展城市化不僅僅是城市人口的增加，更應該是城市就業人數的增長和城市就業結構的調整。真正把城市化過程作為我國解決城市就業和緩解我國農村就業壓力的良方。同時，城市化過程應控制成本的提高，如房價等，為城市化水平進一步提高做好鋪墊。

(二)協調產業結構與就業結構之間的關系

1、加快社會主義新農村建設。我國農業產值比重(2004年占14.6％)與農業勞動力比例(2004年占49％)存在結構偏差，大力發展農業可以為城市化的發展提供保證，也可以擴大農業及與農業相關產業的就業，緩解我國農村勞動力過剩的現狀。

2、協調工業資本密集化和就業密集化的關系。我國目前處在產業升級的階段，其中，鄉鎮企業日益由“就業型”向“效益型”轉變，我國的工業企業的資本化程度不斷提高，其結果是就業需求減少，因此，我們要在保證重點行業企業效益的同時，給予勞動密集型產業適當的政策傾斜，鼓勵發展高就業規模、低污染的產業，以緩解我國就業緊張的形勢。

3、大力發展第三產業，發展城市第三產業，擴大城市的就業規模，同時注重農村環境旅游與農業產品相關的產業鏈的發展。

(三)提高勞動者的市場競爭力

提高勞動者的教育水平，造就高素質的勞動力，注重職業培訓，培養多技能的勞動者、提高勞動者競爭力，從而改善勞動力供給結構，改變我國目前就業結構不平衡的面貌。

[責任編輯 張 凌]