基于鮑莫爾富克斯假說的服務業就業問題研究

梁平　焦建美

摘要：基于鮑莫爾-富克斯假說及后續修正模型，將服務業工資增長率滯后程度引入模型，建立能恰當反映重慶市服務業就業份額上升原因的計量模型，并用1985—2012年重慶市相關數據進行實證。研究表明：制成品部門勞動生產率增長率的提高對服務業就業份額的提升起抑制作用。不斷提高部門間產業依賴度才是提高服務業就業份額的重要舉措。服務業勞動生產率增長率的提高對本部門就業份額的提升起促進作用，對克服“成本病”也具有重要意義。提高服務業工資總額增長率是服務業主動提高就業份額的有效途徑。

關鍵詞：鮑莫爾-富克斯假說；服務業就業；勞動生產率增長率；工資增長率

中圖分類號：F0629 文獻標志碼：A 文章編號：10052909（2015）01016707

隨著經濟快速發展，產業結構轉型升級，人民物質生活水平不斷提高，對服務業的需求相應增加，服務業在國民經濟中的重要性持續上升。這主要體現在兩方面：一是服務業增加值比重不斷增長；二是服務業就業份額持續上升。由于服務業地位不斷上升，針對服務業勞動生產率增長、服務業就業比重增長和服務業需求彈性等相關問題的研究不斷涌現。其中，最早研究這一問題的是著名的鮑莫爾-富克斯假說（Baumol-Fuchs Hypothesis）（后文簡稱鮑假說）。該假說由鮑莫爾（Baumol，1967）[1]和富克斯（Fuchs，1968）[2]兩位學者提出，基本觀點是：第一，相較于其他產業，尤其是制造業，服務業勞動生產率存在著明顯的增長滯后現象；第二，服務業就業增長相對較快的主要原因是服務業勞動生產率增長相對滯后；第三，服務業需求彈性對于其增長起重要作用，較低的服務需求價格彈性將導致“成本?。╟ost disease）”問題。

此后，相關研究不斷涌現。主要有三類：一是證實鮑假說科學性的研究。Haig（1975）[3]，Summers、Saxonhouse、Leveson（1985）[4-6]，Triplett（2004）[7]、王?。?008）[8]等人分別從部門、國家等不同角度對鮑假說進行檢驗，研究結論基本都支持這一假說。另外，庫茲涅茨（S.Kuznets，1989）[9]、錢納里（H.Chenery，1995）等[10]還從產業結構演變的角度，討論了服務業的特殊性：就業比重不斷上升、勞動生產率因產值份額不變而停滯或下降。Spann[11]將鮑莫爾的非均衡增長模型用于公共部門擴張原因的討論。朱軼、熊思敏（2010）[12]與程大中（2008）[13]等用中國數據證明了“成本病”問題的存在。二是對鮑假說提出質疑的研究。Griliches（1992）[14] 、Riddle（1986）等[15]指出，因服務業統計核算等問題的存在，服務業的產業與生產率的計算存在誤差，以此衡量的服務業就業份額增長可信度不高。張建升、譚偉（2011）[16]則指出，在短期和長期內，服務業部門勞動生產率增長滯后對服務業就業份額增長的影響具有不同的表現形式。三是對鮑假說進行優化的研究。Inman（1988）[17]指出，服務業部門勞動生產率增長率（rs）除可能為0外，還可能小于0，甚至大于0。程大中（2004）[18]在Inman的基礎上，用“rm-rs”rm為制成品部門勞動生產率增長率。 來表示服務業部門勞動生產率增長率的滯后程度。梁東黎、張淦（2013）[19]則從經濟意義角度對鮑假說中的模型進行修正。

在服務業就業份額增長研究方面，鮑假說提供了重要的理論模型，后續研究也賦予該假說更多的經濟意義。然而，現有研究仍然存在兩點不足：一是研究模型中只考慮勞動生產率因素，對可能存在的其他因素鮮有提及；二是對“成本病”問題無力解決。以犧牲勞動生產率增長為代價的服務業就業份額增長，是一種被動增長方式。這不僅會導致“成本病”問題，還會提高服務價格，拖累政府財政。從避免“成本病”問題，探索主動就業增長方式的角度進行深入研究，具有重要的理論和現實意義。因此，文章將在鮑假說提出的模型基礎上，加入新變量，提高模型對現實經濟的解釋能力，力圖找出服務業就業的主動增長方式。

一、基本假設與計量模型

（一）基本假設

勞動生產率增長率對服務業就業份額增長具有顯著影響，而影響的方向問題，學者們尚未形成統一認識。鮑莫爾、富克斯與程大中等認為服務業勞動生產率增長滯后會提高服務業就業占比，而梁東黎等則提出相反觀點，為確定勞動生產率增長率對服務業就業份額增長影響的方向問題，提出假設一與假設二。

假設一：制成品部門勞動生產率增長率（rm）對服務業就業份額增長率（is）具有負向影響。梁東黎等認為，單純提高制成品部門勞動生產率增長率并不能帶來服務業部門就業份額的增長。張建升等指出，制成品部門勞動生產率增長率對服務業部門就業份額的增長具有負作用?；诖耍俣╮m對is具有負向影響。

假設二：服務業部門勞動生產率增長率（rs）對服務業就業份額增長率具有正向影響?，F實經濟情況表明，服務業部門勞動生產率不斷提高，該部門就業的絕對值和相對占比也逐漸增多，其勞動生產率增長和就業份額增長的方向相同。故假定rs對is具有正向影響。

前人研究模型中，只有勞動生產率增長率因素，變量單一。為增強模型的解釋能力，找出服務業就業份額主動增長的原因，將服務業部門工資增長滯后程度納入模型中，提出假設三。

假設三：服務業部門工資增長滯后程度 滯后程度相較于制成品部門而言。（rw）對服務業就業份額增長率具有負向影響。假定人都是理性經濟人，會做出趨利選擇。在服務業部門與制成品部門中，理性勞動力會選擇工資增長較高的一方。因此，當服務業部門工資增長滯后時，勞動力會流向制成品部門，這將必然導致服務業就業份額下降。故假定rw對is具有負向影響。

（二）計量模型

通過以上分析，建立如下計量模型：

二、描述性統計與計量檢驗

（一）描述性統計

在公式（1）的基礎上，運用重慶市相關數據進行實證研究。相關數據均來自《新中國60年統計資料匯編》及《重慶統計年鑒》。其中，1985—2008年數據來自《新中國60年統計資料匯編》重慶部分，2009—2012年數據來源于《重慶統計年鑒》（2010-2013年）。公式中指標除“外在沖擊”變量外，均用增長率表示。其中，服務業數據用統計年鑒中第三產業相關數據表示，制成品部門數據用年鑒中第二產業相關數據表示。勞動生產率用勞均增加值指標表示。表1顯示了重慶市1985年到2012年第二、三產業就業份額、勞動生產率、工資等情況。

由表1可知，重慶市第三產業就業份額在1985—2002年間一直處于上升趨勢，最高達到53%。此后稍有下降，但基本維持在40%左右。制成品部門與服務業部門勞動生產率都有提高，但二者勞動生產率差距不斷拉大，截至2012年，制成品部門勞動生產率基本是服務業部門勞動生產率的兩倍。工資總額方面，1999年以前，服務業部門低于制成品部門；1999年后，由于房地產業、金融業與旅游等行業的快速發展，服務業部門工資總額快速上升，并超過制成品部門。根據表1數據，計算出各變量的增長率指標，其統計信息如表2。

表2各增長率變量描述性統計特征isrmrsrwMean0.008 5330.160 3510.143 548-2.163 801Std. Dev.0.042 0140.111 5020.076 7548.121 052 資料來源：根據《新中國60年統計資料匯編》和《重慶統計年鑒》計算，考察時間為1985—2012年。

由表2可知，在1985—2012年期間，重慶市服務業就業份額增長率較低，平均增長率僅為0.85%。制成品部門與服務業部門勞動生產率平均增長率較高，前者為16.04%，后者為14.35%。服務業工資總額增長率平均滯后程度為-2.163 801，說明與制成品部門工資總額增長率相比，服務業部門工資總額增長多數處于滯后狀況。在此需指出，表1指的是工資總額方面，服務業更高。表2指的是工資增長率方面，服務業多數時候滯后。二者表示不同的概念，切莫混淆。

分析標準差可知，除rw外，其他增長率變量的標準差都小于1，說明服務業就業份額增長、制成品部門與服務業部門勞動生產率增長較平穩。服務業工資增長滯后程度的標準差較高，達到8.12。究其原因，一是兩部門各自工資總額增長率不穩定，隨著經濟的增長，兩部門工資增長幅度波動較大；二是服務業工資增長率并不總是滯后于制成品部門工資增長率，因此，rw的變動幅度較大。

（二）計量檢驗

筆者計量時，均采用時間序列數據。為避免時間序列存在單位根等問題，依次對序列的平穩性與協整性進行檢驗。

1.數據平穩性檢驗

首先從各變量的時間序列數據分析，各變量均有增長的趨勢，可能為非平穩序列，需要進行平穩性檢驗。用Eviews6.0對各變量的原序列進行平穩性檢驗，得到相應的結果，如果原序列不平穩，則對原序列進行差分后再檢驗。表3列出了對原序列進行平穩性檢驗的結果。表3對各變量的平穩性檢驗結果變量ADF檢驗值（t值）檢驗類型（C，T，K）DW值ADF臨界值結論

從表3中，可以看出，is與rm在5%的水平上顯著，rs與rw在1%的水平上顯著，各變量的原序列都不存在單位根問題，且表現出極高的平穩性。因此，可以直接對原序列的長期關系進行下一步協整檢驗。

2.數據協整檢驗

協整關系指變量之間可能存在某種平穩的線形組合，這種線形組合反映了變量間的長期穩定關系。采用EG（Engle-Granger）兩步法，首先對上述四個變量運用OLS法構造一元回歸模型，然后檢驗其殘差是否平穩，如果平穩，則可證明兩者是協整的，否則是非協整的。

第一步，進行回歸分析，得到回歸方程：

3.最終檢驗結果

基于上述檢驗，可以確定文章采用的時間序列數據均平穩，并且存在長期穩定的關系。因此，可以利用原序列直接進行回歸分析。

表5顯示，系數a在三個階段均通過檢驗，且高度顯著。其數值為負，表明第二產業勞動生產率增長率（rm）的提高會導致服務業就業份額的增長率下降，驗證了假設一。這與程大中模型中強調“服務業勞動生產率增長滯后會帶來服務業就業份額增長率上升”的觀點截然相反。按程大中的觀點，只要不斷提高制成品部門勞動生產率增長率，服務業就業份額增長率則會相應提高。而根據筆者研究，這一政策觀點并不適用于重慶的實際情況。

理論上來說，社會生產的發展會增加對中間服務的需求，如與商品貿易有關的融資、分銷、維修等服務，與生產變革有關的人力資本培訓、教育、管理等服務，以及為協調和管理整個生產活動而需要的金融、物流、信息等服務[21]。然而，這種帶動作用建立在較高的專業化與市場化程度之上，且需要二者有極強的產業關聯度。從重慶市實際情況來看，其市場化程度與專業化程度遠不如北京、天津、上海等東部發達城市，很多部門還沒有從制成品部門剝離。另外，制成品部門對服務業部門的產業依賴度較低，導致制成品部門對服務業的需求帶動不足。

由于受傳統觀念和體制的制約，重慶企業尤其是國有及國有控股企業生產的專業化水平仍不高，機制轉換缺乏靈活性，企業的職能轉換、非核心業務剝離、人員精簡仍面臨著高昂的交易成本，這些都制約了企業職能型服務外包和對專業化服務需求的增長。從生產方式來看，重慶企業主要依靠低勞動力成本以及價格優勢來發展。企業生產活動集中在價值鏈的加工組裝制造環節，如重慶的筆記本電腦生產制造，僅是與一些知名筆記本電腦品牌建立生產制造協議，而對于價值鏈兩端的研發、推廣等服務幾乎沒有涉足。

專業化程度低，市場化水平低，制成品部門對服務業部門的產業依賴度低，這些因素直接導致重慶制成品部門勞動生產率增長率的提高，不僅沒有帶來服務業就業份額的增長，反而對服務業就業份額增長起著抑制作用，即所謂的擠出效應。

據表5所示，系數b均通過了檢驗，除在1985—1998年期間顯著性水平一般以外，其余兩階段的顯著性水平都很高。其數值均為正，說明服務業部門勞動生產率增長率（rs）對服務業就業份額增長率起正向的作用。因此，假設二成立。這一點也再次證明，鮑模型與程大中模型所述服務業勞動生產率增長滯后會帶來該部門就業份額上升這一觀點對于重慶的不適用性。

張建升等[16]認為，從長期來看，服務業勞動生產率增長滯后不利于本部門就業份額的增長。筆者研究結論與此一致。從數學邏輯來看，勞動生產率等于產值與勞動力人數之比，只要產值增長率大于勞動力增長率，那么勞動生產率增長就會提高。數據顯示，重慶市在1985—2012年期間，第三產業就業人數平均增長不到6%，而產值平均增長卻超過了20%。因此，出現勞動生產率增長率提高的同時，第三產業就業份額增長也提高這種情況是合乎邏輯的。

從實際情況來看，重慶市自直轄以來，各部門勞動生產率增長率得以提高，服務業勞動生產率增長自然也不例外。在此條件下，服務業規模不斷擴大，對勞動力的需求持續增加，這必然帶來服務業就業份額增長的提高。因此，實證表明，服務業勞動生產率增長率的提高對服務業就業份額增長率起正向的促進作用。

模型中c表示服務業工資增長率滯后程度對服務業就業份額增長率的影響。表5顯示，三個階段的c值均為負，這表示服務業工資增長的滯后，對服務業就業份額的增長是不利的，說明假設三成立。在1985—1998年這一階段，c未通過檢驗。究其原因，主要是1999年以前，服務業工資總額遠低于制成品部門工資總額（如表1所示）。由此計算得來的服務業工資增長率多數情況下大于制成品部門工資增長率，因此c多表現為負值，故此階段計量結果不顯著。而在重慶直轄后，服務業全方面發展，尤其是房地產業、金融業等高工資行業迅速發展，帶來整體服務業工資總額不斷上升，并于1999年開始超過制成品部門工資總額。在此情況下計算得來的制成品部門工資總額增長率超過服務業部門工資總額增長率。因此，c多表現為正，所以1999—2012年這一階段的c值通過檢驗。同時，由于受后階段的影響較大，所以1985—2012年這整個階段的c值也通過檢驗。

站在理性經濟人的角度分析，兩部門中，工資總額增長率較高的部門，對勞動力具有更大的吸引力。因此，要想提高服務業就業份額增長率，就需要提高服務業工資總額增長率，以此提高對勞動力的吸引力。

就外在性沖擊而言，朱秩等[12]指出，在全國范圍內，外在性沖擊對服務業就業份額增長的影響并不顯著。與此一致，筆者研究得出，除在1985—1998年為弱顯著外，在其余兩階段都沒有通過檢驗。所以基本不用考慮外在沖擊對重慶市服務業就業份額增長率的影響。

通過上述分析，能恰當揭示重慶市服務業就業份額增長原因的模型為：

is=arm+brs+crw+u（8）

其中，a<0，b>0，c<0。

三、結語

文章以鮑莫爾-富克斯假說及后續修正模型為基礎，通過分析，建立恰當的計量模型，探索服務業就業份額主動增長的方式。利用重慶市相關數據進行實證分析，得出以下結論。

第一，制成品部門勞動生產率的提高對服務業就業份額的增長起抑制作用。這與原模型提出的“服務業部門勞動生產率增長滯后是導致服務業就業份額上升的主要原因”這一觀點截然不同。根據原模型觀點，只要不斷提高制成品部門勞動生產率，服務業部門就業份額就會自然而然提高。上述研究表明，這一政策觀點是不可取的。提高市場專業化程度，加強兩部門間的產業關聯程度，提升制成品部門對服務業部門的產業依賴度，發揮第二產業對第三產業的帶動作用，才是有效提升服務業就業份額的有效途徑。降低交易成本，則是提高服務市場化與專業化的首選。

第二，提高服務業勞動生產率增長率對于服務業就業份額增長率的上升起著積極的促進作用。這點也與鮑莫爾模型的結論相悖。原模型強調的是服務業勞動生產率增長滯后或停滯，才會引起該部門就業占比上升。筆者認為，以犧牲勞動生產率為代價而帶來的就業上升是不健康的。正如原模型指出的，這樣會導致該部門出現“成本病”問題，直至最終消失。我們將“以勞動生產率低下為代價而換來的就業份額上升”理解為被動就業上升。文章通過重慶市的數據證明，服務業勞動生產率增長率提高與其就業份額增長率上升是可以同時實現的?？蓪⑵淅斫鉃榉諛I的主動就業。因為，服務業勞動生產率上升，服務業將不斷發展壯大，則其本身對勞動力的需求就會不斷上升，從而吸納更多的就業人數，也即服務業自身的主動就業。提高服務業的標準化程度，發揮規模經濟作用，提高服務業生產率對于“成本病”的克服至關重要。

第三，考慮工資這一因素，并以制成品部門與服務業部門工資增長率之差作為變量，引入模型中。與前人模型只間接考慮收入彈性、價格彈性不同，筆者直接考查兩部門工資增長率差額對服務業就業份額增長的影響。結果表明，服務業工資增長滯后會引起本部門就業份額增長率下降。換言之，服務業只有提高工資增長率，才能增強對勞動力的吸引力，從而提高本部門的就業份額增長率。從另一個角度來說，提高服務業工資增長率，也就是提高勞動力收入水平，收入水平提高后，對服務的需求才會上升，服務業規模才會壯大，吸納勞動力的能力才會更強，這有利于形成良性循環，從需求上拉動服務業就業。

第四，重慶直轄前，外部沖擊對服務業就業份額有些許影響，但這些影響隨著重慶直轄市的設立而漸漸消退。這主要是因為之前輕微的影響已經定型，家庭生活結構或商業實踐等外在因素已經固定，不會再有大的變化，因此，不再對重慶市服務業就業份額增長產生影響。

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