技術創新、城鎮化的就業效應分析
——基于中國省際面板數據的經驗證據

李金葉，葛 濤

（新疆大學 經濟與管理學院，新疆 烏魯木齊 830046）

技術創新、城鎮化的就業效應分析
——基于中國省際面板數據的經驗證據

李金葉，葛 濤

（新疆大學 經濟與管理學院，新疆 烏魯木齊 830046）

在經濟轉向技術創新驅動、新型城鎮化加速發展的新常態背景下，文章基于2004-2014年中國31個省市區的相關數據，利用拓展的C-D生產函數構建面板數據模型，對全國以及東中西部技術創新、城鎮化及以兩者交互項表征的新型城鎮化的就業效應進行實證研究。結果發現：從全國和東、中部來看，技術創新和城鎮化對就業均呈現顯著負效應，而新型城鎮化可以有效促進就業增長；從西部來看，城鎮化抑制就業增長，但技術創新以及新型城鎮化的就業效應不顯著。以協調理念促進技術創新和城鎮化平衡發展對中國破解就業困局意義重大。

技術創新；城鎮化；就業

一、引 言

近14億的龐大人口總量使得中國就業形勢日益嚴峻。改革開放初期，中國城鎮登記失業率雖然呈現逐漸上升態勢，但一直保持在3.0%以下的水平；而在進入新世紀后，則開始突破3%，并于2002年上升至4%，之后始終在4%~4.3%的水平上下波動。此外，中國公布的失業率指標僅將登記在冊的非農業失業人員計算在內，而大量未登記的城鎮失業者及全部的農村失業者被排除在外，因此中國的實際失業規模應該遠不止此。

就業作為民生之本，一直以來為中國政府所高度重視，并制定出臺了一系列政策措施促進就業增長。習近平總書記在G20峰會發言中指出“上一輪科技與產業革命的動能已經接近尾聲”，面臨增長動力不足等問題，必須在“創新”二字下足功夫。中國提出建立技術創新、創新驅動的增長方式，不僅為解決全球經濟治理問題提供了一劑良藥，而且為我國推動經濟結構調整、加快產業結構優化，進而帶動就業結構轉變和就業總量增長提供了發展動力。

此外，自20世紀80年代首次提出發展小城鎮后，中國城鎮化建設開始步入快車道，尤其是進入新世紀后，城鎮化率以年均1.33個百分點的增速向前發展，2015年已高達56.10%。城鎮人口也由改革初期的1.72億攀升至7.71億，年均增長1 600余萬人。城鎮化發展促進了農村勞動力向城鎮遷移，在很大程度上緩解了農村的就業壓力。尤其是黨十八屆三中全會提出“推進以人為本的新型城鎮化”，這意味著中國政府在加快推進城鎮化的同時，將把擴大就業作為首要任務，以新型城鎮化發展帶動和保障就業增長。

那么技術創新和城鎮化是否如我們所想對就業具有顯著的促進效應？以兩者交互項表征的新型城鎮化的就業效應又如何？文章將對以上問題進行研究分析，以期為準確制定就業政策、緩解就業壓力提出可行性建議。

二、文獻綜述與研究假說

（一）技術創新與就業

技術創新的就業效應具有破壞與創造兩重性。破壞效應主要表現為技術創新將縮減產品的生命周期，在總量不變的情況下，提升就業的破壞率；同時技術創新使得勞動力成本相對提高，導致企業招工意愿下降（Aghion等，1991）【1】。王光棟等（2008）基于面板數據模型研究技術創新對就業的影響，結果發現技術創新不僅影響就業結構，而且改變就業總量，且對欠發達地區就業總量的作用表現為負【2】。唐國華（2011）利用VAR模型對兩者關系的研究也同樣證實前者對后者具有抑制作用【3】。而黃解宇等（2013）運用中國上市公司的微觀數據研究兩者之間的關系，結果發現整體上創新對就業具有顯著負效應【4】。

技術創新對就業具有創造效應主要是因為技術創新對就業具有“資本化”累積效應，即技術創新促進生產效率的提升和企業利潤的增長，企業進一步擴大就業意愿上升（Pissarides，1990）【5】。Smolny （1998）以德國為樣本，利用企業的微觀數據分析創新對就業的影響，同樣發現前者對后者具有促進效應【6】。李從容等（2010）則采用中國宏觀數據分析技術創新與就業彈性的關系，結果表明前者投入增加可以有效緩解失業【7】。而胡雪萍等（2015）基于省際面板數據對兩者的關系進行研究，結果發現自主創新每提升一個百分點，就業人數將增加0.09~0.1個百分點【8】。

（二）城鎮化與就業

針對城鎮化的就業效應，學術界進行了深層次研究。Harris（1970）認為發展中國家明顯的城鄉收入差距將使得大規模的農村勞動力向城鎮轉移，從而造成城鎮勞動力市場失衡，就業難題加劇【9】。Khan （2008）對孟加拉國的研究也表明城鎮化水平發展過快將導致大量失業以及收入水平下降等問題【10】。國內學者黃明等（2012）利用脈沖響應分析各省市城鎮化與就業的關系，發現在大部分地區城鎮化對就業的作用為負，而即使在小部分為正效應的地區，影響系數也非常低【11】。

持有城鎮化促進就業觀點的學者主要分為兩種：一是認為城鎮化與就業之間的關系是線性的。如汪泓等（2012）運用實證分析研究城鎮化與就業的關系發現，中國城鎮化水平每提高一個百分點，城鎮就業人口相應地增加1.27%【12】。張秀霞等（2014）則指出新型城鎮化將通過加法效應、乘法效應和指數效應提高居民收入和再就業水平【13】。二是認為兩者之間的關系是非線性的（Sato等，2014）【14】。龔新蜀等（2015）利用門檻回歸模型證實城鎮化對就業的影響為非線性。在跨越最低門檻前，前者對后者的影響系數僅為0.19，而跨越最高門檻后影響系數將攀升至1.06【15】。

上述學者分別就技術創新與就業、城鎮化與就業的關系進行了卓有成效的探討，但是將技術創新、城鎮化及兩者的交互作用與就業置于同一框架下的定量分析成果欠缺，因此本文將在現有成果下進行擴展：第一，在研究技術創新和城鎮化對就業作用的同時，分析以技術創新與城鎮化交互項表征的新型城鎮化的就業效應。第二，國內現有研究大多針對各個省份或特定區域，鮮有基于國家層面及國內地區差異視角的研究，而中國又恰恰是疆域廣袤、技術創新及城鎮化建設不平衡較為嚴重的國家，因此，利用各省份技術創新、城鎮化以及就業等方面的相關數據進行實證研究，以期準確把握技術創新、城鎮化及兩者交互項的就業效應，進而為國家和地區制定發展戰略提供可靠依據。

（三）研究假說

技術創新可以提升企業生產效率，在產出固定不變的情況下，企業將縮減從業人員；并且由于技術創新能夠縮短產品的生產周期，單位產品所需勞動量減少，也將引起就業量下降。而除了排斥效應外，技術創新也能夠降低產品生產成本，間接促進企業利潤上升，進而擴大生產規模意愿上升，就業量增長。此外，技術的創新與擴散有助于推動新行業的興起和新產品的應用，提供更廣泛的就業崗位。所以技術創新的就業效應要根據不同時期各產業的具體情況具體分析，不能一概而論（方建國，2012）【16】。但葉仁蓀等（2008）基于省際面板研究當前兩者關系，卻發現技術進步抑制就業增加【17】。鑒于此，本文提出第一個假說。

假說1：技術創新不具有緩解失業壓力、促進就業增長功能。

“回波擴散效應”理論認為，正在進行擴張的城鎮可以加快周邊落后鄉村的人口凈流入，自身發展速度提升，但其周邊鄉村的發展速度將變緩；而隨著城鎮的持續擴張，周邊鄉村將從城鎮吸收資本和人才，促進自身經濟增長。所以城鎮化建設過程中的人口轉移速度與非農就業崗位的增長速度需要保持一致。如果人口轉移速度大于非農就業崗位的增長速度，那么偏低的非農就業水平將制約城鎮化發展，并且可能引起過度城鎮化，導致失業問題產生。如果城鎮化水平滯后，城鎮的集聚和擴張功能不能得到充分發揮，那么城鎮創造就業機會的能力將受到限制，進而影響就業總量增長。因此只有做好相關配套措施，推動城鎮化和就業協調發展，才能夠充分利用城鎮化提供的就業機會，有效緩解向城鎮轉移勞動力就業問題（楊宜勇，2000）【18】。此外，丁守海（2014）研究發現，利用中心地區的輻射效應加快發展城鎮化，能夠增加地區的就業總量；但對于脫離周邊的協同效應、獨立推進城鎮化建設的區域，失業情況將加劇【19】。考慮到中國城鎮多數存在產業集聚功能不足、搬遷農民就業困難等突出問題，并且由于新型城鎮化推行時間尚短，區域統籌能力有待提高，本文提出第二個假說。

假說2：如果城鎮化作為一個孤立的發展體系，缺乏與之配套的政策措施，那么其對就業的影響表現為負。

此外，綜合假說1、2，即技術進步和城鎮化對就業不具有顯著促進作用，那么兩者交互項對就業的影響理論上應該無就業拉動效應。然而，在兩者配套實施、協調發展的情況下，技術創新可以帶動城鎮化發展，城鎮化建設也可以反推技術創新，使兩者的就業促進效應進一步凸顯，而抑制作用得到消減。所以本文提出第三個假說。

假說3：如果技術創新和城鎮化協調發展，即推進新型城鎮化，那么其對就業具有正向促進作用。

三、研究設計

（一）模型設定

Cobb-Douglas生產函數是經濟學中使用最廣泛的一種數學模型，可以用于構建經濟預測模型、測算技術進步及生產要素對經濟增長的貢獻等方面。文章在Cobb-Douglas生產函數基礎上對其拓展變形，建立模型分析技術創新、城鎮化與就業之間的關系。其基本形式為：

其中，Y表示總產出；A代表技術進步；L、K分別是勞動力與資本投入；α、β分別是勞動力與資本產出的彈性系數；u為隨機干擾項。廠商利潤最大化的一階條件為：

其中，w是利用名義工資與物價指數之比來表示的實際工資。根據方程（2）整理出勞動力投入L：

聯立方程（1）、（3）得到基本的就業經驗模型后，兩邊同時取對數得到：

對方程（4）進一步簡化，得到：

其中，Lit表示i省t年的就業人數；wit、Yit分別表示i省t年的人均實際收入水平和總產值；εit為隨機誤差項。

根據上文理論分析可知，技術創新、城鎮化以及兩者的交互作用對就業具有重要影響，因此本文將技術創新TC、城鎮化UR以及兩者交互項表征的新型城鎮化TCUR引入模型；將被解釋變量就業人數用TL表示；將推導出的就業影響因素Y用GDP表示，并將其與已經被學者證實的就業影響因素一道引入方程作為一組控制變量。于是方程（5）擴展為：

（二）數據描述

文章選擇中國31個省市2004-2014年為樣本區間，所使用年度數據均來源于歷年《中國統計年鑒》以及各地區的人口抽樣調查資料。

為了確保結果可靠，文章將解釋變量分為核心變量與控制變量。其中，選取技術創新、城鎮化以及兩者交互項表征的新型城鎮化為核心變量；選取已經被學者證實對就業具有顯著影響的經濟增長【20】、產業結構【21】、對外貿易【22】以及外商直接投資【23】等為控制變量。各變量及其定義見表1所列。

表1 變量定義及說明

四、實證分析

（一）單位根檢驗

為避免回歸分析中存在偽回歸，保證估計結果可靠，需要利用單位根檢驗法對所有變量進行平穩性分析。文章選取同質單位根檢驗中的LLC和異質單位根檢驗中的ADF-Fisher方法進行面板單位根檢驗，如果兩種檢驗均拒絕存在單位根的原假設，那么判斷此序列是平穩的，反之則不平穩（見表2）。

表2 單位根檢驗結果

通過上述檢驗結果發現，除了TC、TCUR以及TE為一階單整外，其余均為水平序列平穩，所以因變量和自變量可能具有協整關系。本文采用Pedroni的PanelPP、PanelADF、Group PP以及Group ADF四個檢驗統計量判斷是否存在協整關系，得到全國和東、中、西部地區①樣本的協整檢驗結果，結果見表3所列。

表3 協整關系檢驗結果

（二）估計結果及分析

通過表3可知，在10%的顯著性水平下，四種檢驗統計量均得出TL與TC、UR以及TCUR序列之間存在協整關系。本文通過F檢驗與Hausman檢驗方法選定最佳回歸模型。首先，采取F檢驗確定選擇混合效應模型或者固定效應模型，結果顯示統計量F大于臨界值，所以應建立后者。其次，根據Hausman檢驗確定建立個體固定效應模型還是隨機效應模型，其原假設為建立隨機效應模型，檢驗結果中P值顯示為0.000 0，說明拒絕原假設，建立個體固定效應模型。為把握技術創新、城鎮化以及兩者交互項在全國及東中西部不同地區的就業效應及差異，文章分別對全國和東中西部的樣本進行回歸分析，見表4所列。

表4 技術創新、城鎮化對經濟增長的影響

從全國范圍來看，模型的擬合優度很好，除了TE、FDI分別在5%、10%的水平通過檢驗之外，其余指標均在1%的顯著水平通過檢驗。TC的系數是-0.057 697，說明技術創新抑制就業增長，假說1成立。這主要與技術水平的提升使得技術與資本愈來愈排斥勞動、技術的就業破壞效應占據了主導地位有關。UR的系數為-1.745 771，說明獨立的城鎮化建設對就業同樣具有抑制作用，支持假說2。其原因可能是：一方面，城鎮化發展過程中剝奪了農村資源，使得農村與城鎮間經濟差距拉大，就業增長受限；另一方面，城鎮化可以解決農村轉移勞動力就業難題的一個重要前提是在城鎮化建設中相應發展起來的工業能持續不斷地創造越來越多的就業機會以滿足不斷增加的就業需求，而在中國多數城鎮兩者的發展速度并不匹配。TCUR的系數顯著為正，這表明新型城鎮化對就業具有積極作用，也進一步表明，推進技術創新和城鎮化協調發展是破解就業困局的重要策略，假說3成立。之所以會出現這種情況是因為：當技術創新與城鎮化協調發展時，技術創新可以通過帶動新興行業和推動工業化發展，緩解城鎮化引起的農村轉移勞動力的失業問題；而城鎮化建設又可以充分利用其創造的優質人才和資源集聚條件，助推技術創新和技術擴散，進而形成互促互進、循環發展的良好機制。SPR的系數為負數，這主要是因為經濟結構和就業結構具有明顯的非一致性。中國產業結構與就業結構的變動符合“配第—克拉克”定理，其大體方向是一致的，但在變動幅度和頻度上卻存在很大的非一致性，主要表現在第一產業就業人口比重嚴重偏高，第二產業提供就業崗位有限，第三產業從業人數比重嚴重偏低。根據國家統計局相關資料，在2014年我國就業構成中，一、二、三產所占比重分別為29.50%、29.90%、40.60%，而在發達國家中，一、二產從業人數占比一般不超過5%、30%，三產占比則在65%以上。

就東部而言，模型的擬合優度很高，TC、UR、TCUR、GDP以及SPR均在1%的水平上顯著。同時這五個指標的系數符號均與全國范圍相同，說明技術創新和城鎮化在東部的就業效應也表現為負，而新型城鎮化則可以促進就業增長。假說1、2、3同樣成立。然而TCUR的系數僅為0.066 731，低于全國和中部，其原因可能是東部已經處于50%~70%的加速發展階段，在這一階段城鎮化由量變向質變轉變、由城鄉分裂逐漸走向城鄉融合，勞動力實行雙向流動，社會經濟與城鎮化維持緩慢穩步增長，其就業效應也逐漸趨于平穩。SPR的系數高于全國范圍，這主要與東部大量聚集的優質人才提高了地區勞動力成本、抑制了企業對低端勞動力的需求有關。FDI的系數為-0.028 012，并通過5%水平的顯著性檢驗，表明在東部外商直接投資抑制就業增長。這主要是因為：第一，東部吸引了全國80%~90%的外商直接投資，大量的資本流入占領了市場，對東部投資產生擠出效應；第二，外國投資能夠通過技術外溢提升中國企業勞動生產率，而勞動生產率的提升又會降低對低端勞動者的需求，出現技術對低端勞動的替代。

從中部來看，模型的擬合優度也較好。TC、UR、TCUR、GDP以及FDI均在1%的水平上通過檢驗，各個指標的系數符號也與全國范圍相同。說明技術創新、城鎮化抑制就業增長，而新型城鎮化等對就業則具有顯著的拉動效應。分別支持三個假說。但是中部TC、UR的系數絕對值大于東、西部，這意味著中部技術創新、城鎮化對就業的負效應要強于東、西部。這主要是因為：第一，東部人才、資源等優質生產要素集中，規模報酬遞增效應更明顯，經濟增長對就業的促進作用消弱了城鎮化的抑制作用；同時相對豐富的自主創新減少了從國外的技術引進，弱化了對就業的排斥。第二，西部的技術創新、城鎮化整體水平分別低于中部，兩者的就業負效應均顯現較小。TCUR的系數同樣大于東、西部，說明新型城鎮化下加大中部的技術創新投入具有更顯著的就業效應。TE的系數為負，其原因可能是中部進口的資本技術產品導致一些低效率資本密集型產業工人失業，同時淘汰的勞動密集型產業也會帶來相關企業的大量失業。

就西部而言，模型的擬合優度同樣很好。其中，UR的系數為負，并且通過10%水平的檢驗，表明西部推進城鎮化建設限制了就業增長。TC、TCUR的系數分別為-0.033 032、0.041 035，但是未通過顯著性檢驗。GDP的系數為-0.167 698，并在1%的水平通過檢驗，這意味著在西部經濟增長反而排斥就業。這主要是因為：第一，西部的GDP構成中一產占比較重，但其對就業的拉動作用有限；第二，中國走的是一條資本深化逐漸加速的發展道路，生產過程一定會減少資本對勞動力的吸納率，導致資本投資限制了對工業的勞動力需求；第三，投資在帶動經濟高速增長的同時，自身也在不斷地排擠勞動力，并且西部落后的第三產業未能充分消化勞動力。

五、穩健性分析

（一）變量內生性檢驗

技術創新和城鎮化對就業表現為抑制作用，而兩者的交互作用則對就業產生積極影響。那么反之，就業對技術創新、城鎮化以及兩者交互項是否具有影響？考慮到技術創新、城鎮化和就業之間可能存在變量的內生性，影響回歸結果的正確性，文章進行面板格蘭杰因果檢驗。即將自變量作為因變量，考察就業滯后期的城鎮化效應。結果發現城鎮化與就業兩者不存在雙向因果關系，變量間不具有內生性（見表5）。所以本文認為表4的回歸結果具有可靠性。

表5 因變量為UR時的面板格蘭杰因果檢驗

（二）變量替代性檢驗

為了確保結果的準確性，上文進行回歸分析時引入了經濟增長、產業結構、對外貿易以及外商直接投資四個控制變量，結果發現控制變量的結果總體比較可靠，但結果也顯示核心變量技術創新、城鎮化均排斥了就業增長，這與胡雪萍等（2015）學者的研究結果有所出入。為此，文章將被解釋變量更換為就業率參與分析，以考察核心變量技術創新、城鎮化以及兩者交互項對就業的作用是否有所變化。結果發現，全國及東中西部的系數符號均保持不變，顯著性水平也基本沒有改變，表明研究結果具有一定的穩健性。

六、結論及建議

基于中國技術創新日益提升且城鎮化建設不斷推進的現狀，探討技術創新、城鎮化及兩者交互項表征的新型城鎮化對就業的影響具有重要的理論價值及實踐意義。文章根據中國31個省2004-2014的年度數據，采用面板數據模型，重點考察了技術創新、城鎮化以及兩者交互項對不同區域的就業效應及其差異，并進行了穩健性檢驗。研究結果表明：就全國而言，技術創新和城鎮化對就業都表現為負增長，但兩者的交互作用可以顯著促進就業。就地區而言，東、中部狀況與全國類似，而西部城鎮化對就業同樣表現為負相關，但技術創新及新型城鎮化對就業影響不顯著。針對上述結論，文章提出以下政策建議：

首先，促進技術創新和就業增長耦合發展。技術創新作為經濟增長的核心動力，是解決就業難題的重要途徑。為此，一方面，政府需要針對當前與今后一段時期內就業增長的需要與特點，積極尋求發揮國家科技人力資本紅利的有效途徑，甄選出有助于緩解失業、提高產業發展層次的技術戰略與路線；另一方面，要繼續營造激勵創新的公平競爭環境，推動社會經濟由消費拉動向創新驅動轉型，探索出適合國家人力資源稟賦與社會發展需要的經濟增長道路。此外，政府應使企業真正成為在擴大就業和促進高質量就業過程中積極創新的主體，重視并發揮科技型企業、創新型企業以及科技服務業機構在促進就業與創造持續就業方面的重要作用，建立企業持續技術創新和人才培養的良性互動機制。

其次，推進城鎮化與產業化協調發展。城鎮化是一個復雜的系統過程，在追求城鎮規模擴張、人口膨脹的同時，必須搜尋產業發展的支撐點，只有形成產城融合、協調發展的良好機制，才能妥善解決就業問題。因此，發展城鎮化建設，一方面要緊抓經濟結構調整的機遇，立足地方實際，盡快培育出能聚攏人才、擴大就業的新興產業，同時借助嵌入、延伸已有產業鏈，集聚優勢產業資源，釋放充足的就業空間；另一方面，要充分利用發達城市及鄉鎮的擴散效應與拉動作用，通過產業鏈的分工、配套及互補等前后向關聯效應與技術溢出，夯實并提升自身的產業發展層次與水平。比如，承接周邊地區的產業及加工環節的轉移，發展自身制造業；中西部城鎮甚至可以跨過周邊地區，同東部城市直接對接，以“飛地經濟”承接產業轉移。

最后，增進技術創新助力城鎮化、城鎮化反推技術創新的循環發展。新型城鎮化是以人為本的城鎮化，利用新型城鎮化解決就業問題，必須以協調理念發展技術創新與城鎮化。一方面，要借助利用城鎮化帶來的優質人才、資源等要素，提升自主創新能力，開拓發展新的需求空間，改造生產過程和創造綠色就業，從而推動經濟可持續增長、解決就業壓力；另一方面，充分利用技術創新推動城鎮化發展，通過技術改造、產業升級、延伸產業鏈條、促進傳統產業結構和能源結構調整，減少城鎮化進程中的資源和環境消耗，大力建設技術含量高、經濟效益好、資源消耗低、環境污染少的新的經濟形態、新的生產方式和新的增長方式。比如，依靠技術創新驅動，建立現代化農業，將農產品綠色供應鏈產業化，在提高農產品國際競爭力的同時，也可以促進農民收入增長，加快城鄉一體化建設。

注 釋：

①根據一般劃分方法，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、山東、上海、江蘇、浙江、福建、廣東及海南；中部地區包括吉林、黑龍江、山西、河南、安徽、江西、湖北以及湖南；西部地區包括內蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、西藏、云南、貴州、四川、重慶以及廣西。

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An Analysis on the Employment Effectof TechnologicalInnovation,Urbanization —EmpiricalEvidence Based on the Chinese ProvincialPanel Data

LIJin-ye,GE Tao
(School ofEconomics and Management,Xinjiang University,Wulumuqi 830046，China)

In the new normalcontextofeconomy shifting to technologicalinnovation-driven and new-type urbanization accelerating devel?opment,the paper,based on the related data of 31 provincialadministrative areas in China from 2004 to 2014,applies the extended C-D production function to construct the paneldata model,and makes an empirical analysis of the nation and the eastern,central and western regions technologicalinnovation,urbanization and their interaction effects on employment.The study finds that from the perspective ofthe nation and the eastern and central regions,technological innovation and urbanization all have significant negative effects on employment, but new-type urbanization have a positive effect on employment growth.In terms of the west,urbanization suppresses the employment growth,however,the effects of technological innovation and new-type urbanization on employment are not significant.Itis of greatsignifi?cance to solve the problem of employment in China by promoting the balanced development of technological innovation and urbanization with the conceptofcoordination.

technologicalinnovation;urbanization;employment

F241；F061.5

A

1007-5097（2017）01-0044-07

［責任編輯：余志虎］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.01.006

2016-09-09

新疆大學經濟與管理學院絲路基金項目（JGSL16011）

李金葉（1963-），女，新疆烏魯木齊人，教授，博士生導師，經濟學博士，經濟與管理學院院長，研究方向：區域經濟學；

葛 濤（1990-），男，安徽亳州人，碩士研究生，研究方向：勞動經濟學。