| 不同省市截面数据的回归分析表明，影响三产就业吸纳能力在不同区域间呈现较大差异的主要原因与理论模型命题相符；而对全国时间序列数据的分析也表明影响同一区域不同发展阶段的就业吸纳能力的主要因素包括了劳动生产率、产业间工资差异等。处于不同发展水平区域的三产就业吸纳能力与同一区域不同发展阶段的就业吸纳能力的演变具有大体上的一致性，表明在研究区域第三产业就业吸纳能力的发展趋势时，可以用普遍的规律大致推测其未来的变动方向。
（三）价格弹性β与收入弹性α
为了便于分析服务业劳动生产率增长率相对滞后程度、服务需求价格弹性以及服务需求收入弹性三者相互作用的状况对服务业就业增长的影响，将模型（7）重新整理，可得 。第一项中 为服务业部门劳动生产率相对滞后程度，在  的情形下，它将对服务业就业增长率的提高起正向作用。第二项表示需求收入弹性对服务业就业吸纳能力的影响，工资增长 将导致对服务需求增长 ,产出以增长，此时若服务产品需求的收入弹性较高（即 ），则有 ，即服务产出增长率大于总体增长,此时服务业就业份额会上升，否则下降。第三项反映了部门间工资差异变动率对服务业就业的影响， 且 的情形表示由于存在导致部门间劳动力市场非完全竞争的其他因素，使得部门间工资差异扩大，第三产业劳动力成本提高相对较快而对服务业就业增长率起负向作用。在程大中（2004）的模型中，由于假定行业间工资完全竞争，因此第二项简化为 ，实际上是以制造业部门的工资增长率代替了全社会的平均状况，而第三项也因此而不存在。
表31993－2008年各省的截面和面板数据回归结果
|
模型 变量
|
常数项
|
rs
|
rm+rs
|
GWs+rm-rs
|
F
|
R2
|
AR2
|
回归方法（权重）
|
|
Gls1994
|
10.35***
|
-1.34***
|
0.34**
|
-0.39***
|
19.92***
|
0.71
|
0.67
|
截面OLS
|
|
(6.00)
|
(-4.40)
|
(1.97)
|
(-3.08)
|
|
Gls1995
|
2.85***
|
-0.63***
|
0.31***
|
-0.21**
|
7.28***
|
0.47
|
0.40
|
截面OLS
|
|
(4.19)
|
(-4.51)
|
(4.15)
|
(-2.19)
|
|
Gls1996
|
4.13***
|
-0.49**
|
0.19*
|
-0.149
|
4.84***
|
0.37
|
0.29
|
截面OLS
|
|
(6.23)
|
(-2.53)
|
(1.57)
|
(-1.44)
|
|
Gls1997
|
-1.24
|
-0.73***
|
0.58***
|
-0.31***
|
15.94***
|
0.75
|
0.72
|
截面WLS（rs2）
|
|
(-0.75)
|
(-5.13)
|
(6.71)
|
(-4.57)
|
|
Gls1998
|
5.68***
|
-0.75***
|
0.32***
|
-0.35***
|
28.59***
|
0.88
|
0.87
|
截面WLS（rs2）
|
|
(3.86)
|
(-6.78)
|
(8.11)
|
(-4.59)
|
|
Gls1999
|
8.75***
|
-0.91***
|
0.14
|
-0.24***
|
69.76***
|
0.79
|
0.76
|
截面WLS（1/ rm）
|
|
(11.27)
|
(-7.96)
|
(1.49)
|
(-3.98)
|
|
Gls2000
|
8.41***
|
-1.23***
|
0.35***
|
-0.36***
|
51.28***
|
0.86
|
0.84
|
截面OLS
|
|
(8.68)
|
(-9.32)
|
(3.86)
|
(-4.06)
|
|
Gls2001
|
2.14
|
-0.73***
|
0.35**
|
-0.08
|
14.49***
|
0.78
|
0.75
|
截面WLS（rm2）
|
|
(1.51)
|
(-3.44)
|
(2.47)
|
(-1.03)
|
|
Gls2002
|
5.38***
|
-0.73***
|
0.23**
|
-0.31**
|
20.52***
|
0.71
|
0.68
|
截面OLS
|
|
(6.72)
|
(-4.75)
|
(2.26)
|
(-2.64)
|
|
Gls2003
|
1.08
|
-0.93***
|
0.36***
|
-0.18**
|
57.60***
|
0.91
|
0.90
|
截面WLS（rm2）
|
|
(0.73)
|
(-11.08)
|
(5.44)
|
(-2.47)
|
|
Gls2004
|
6.32***
|
-0.83***
|
0.13**
|
-0.01
|
21.25***
|
0.66
|
0.62
|
截面WLS（rs2）
|
|
(7.00)
|
(-4.57)
|
(2.20)
|
(-0.11)
|
|
Gls2005
|
0.74
|
-0.56***
|
0.29***
|
-0.27***
|
8.31***
|
0.62
|
0.58
|
截面WLS（rm2）
|
|
(0.73)
|
(-3.37)
|
(3.53)
|
(-3.53)
|
|
Gls2006
|
0.70
|
-0.73*
|
0.12***
|
0.01
|
10.33***
|
0.96
|
0.95
|
截面WLS（rm2）
|
|
(0.80)
|
(-1.77)
|
(2.95)
|
(0.11)
|
|
Gls2007
|
2.91***
|
-0.76***
|
0.06***
|
-0.12***
|
22.52***
|
0.73
|
0.70
|
截面OLS
|
|
(5.75)
|
(-5.02)
|
(3.05)
|
(-4.80)
|
|
Gls2008
|
3.76***
|
-0.73***
|
0.18**
|
-0.10*
|
16.61***
|
0.67
|
0.63
|
截面OLS
|
|
(4.65)
|
(-5.51)
|
(2.17)
|
(-1.47)
|
|
Glspool
|
―
|
-0.39***
|
0.20***
|
-0.06***
|
1.3
|
0.12
|
0.1
|
混合面板
|
|
―
|
(-9.04)
|
(0.91)
|
(-2.90)
|
|
Glsrandom
|
4.64***
|
-0.29***
|
0.09***
|
-0.10***
|
38.26***
|
0.21
|
0.20
|
随机效应面板
|
|
(6.18)
|
(-8.50)
|
(4.21)
|
(-4.69)
|
|
Glsfix
|
3.27***
|
-0.38***
|
0.11***
|
-0.10***
|
8.07***
|
0.30
|
0.25
|
固定效应面板
|
|
(10.75)
|
(-8.72)
|
(5.16)
|
(-4.93)
|
注：*、**和***分别表示估计值在1％，5％和10％的置信度水平上显著，下方括号内为系数的t检验值。截面数据模型采用的回归方法包括最小二乘法（OLS）和加权最小二乘回归（WLS），面板数据模型采用的回归模型包括混合面板数据模型、随机效应模型和固定效应模型。所有模型的方法和权重如最后一列所示，面板数据模型的时间固定回归项此处省略报告。
图6总结了上述所有模型中通过了检验的参数估计值，价格弹性 、收入弹性 与服务业相对劳动生产率、服务业工资差异变动程度共同作用导致了服务业的劳动吸纳能力各年间的波动。在分析的时间段，由于估计值大于-0.5，即的系数 >0成立，因而服务业部门劳动生产率相对滞后的状况对该部门就业比重增长起到了正向的作用，这意味着服务业的就业吸纳能力依赖于产品缺乏价格弹性和服务业部门低生产率的共同作用。从各年省际数据回归结果的HP滤波趋势来看经济学论文，的估计值显现出不断增长的状态（图6），而服务业劳动生产率的滞后程度也不断加深（图2），两者的共同作用保证了一定时期内服务业的就业吸纳能力，但这种“低效率、低弹性”模式并不具有可持续性，一旦价格弹性随着服务业产品多样化程度而上升，或者技术进步使得劳动生产率滞后的状况有所扭转，从而单方面打破“双低水平陷阱”，而两者又无法同时达到“高效率、高弹性”的状态，那么服务业的就业保障能力将无法维持。
模型分析结果表明， 估计值基本保持在0.5以下，因此服务需求的收入弹性小于1，工资收入提高使得对服务需求增加，但增长的幅度较小，这表明我国的服务业产品目前相对 而言还未成为重要的消费组成部分，其对吸纳就业的正向作用无法体现。并且从HP滤波趋势来看，由于 的估计值显现不断下降的状态，因而 的值不断缩小，尽管第二、第三产业的整体劳动生产率 为正，但随着服务需求收入弹性的下降，它对服务业 的就业吸纳能力反而起到负向作用论文开题报告范文。
九十年代中期之后，实际工资差异变动率 保持较高的正值对服务业就业比重增长起负向作用，部分抵消了价格弹性和生产率的正向的效应，这意味着制约服务业就业吸纳能力的“成本病”问题的确可能存在，这与我国服务业中存在的垄断经营状况不无关系（胡鞍钢，2002）[16]，并且从工资差距不断扩张的趋势来看，近期内这一制约因素很难彻底消除。
五、结论及政策含义
我国服务业就业吸纳能力较高的主要原因是该部门劳动生产率相对滞后，九十年代以来滞后程度的提高增强了该因素的作用。我国服务业产出需求收入弹性较低，对该部门就业份额的扩张起负向作用，但是与劳动生产率滞后效应相比，其作用强度相对较弱，因此并未抵消“滞后效应”对服务业就业份额扩张的正向作用。服务业人均工资的提高对该部门就业增长起负向作用，九十年代中期以来，产业间工资差异的扩大成为服务业就业份额增长速度的放慢的重要因素之一，但由于其作用相对“服务业劳动生产率滞”后而言较小，因此并未导致服务业就业份额的负增长。服务业产品需求的收入弹性较小也对该部门的就业增长起负向作用。处于不同发展水平的区域与全国整体不同发展阶段的就业吸纳能力演变具有大体上的一致性。要消除制约服务业就业扩张的因素经济学论文，发挥其在促进就业增长中的作用，有以下几点针对性的政策建议：
首先，随着技术进步和资本深化，我国服务业劳动生产率相对滞后性可能发生变化，单纯凭借低劳动生产率来维持我国服务业的就业吸纳能力有其无法克服的局限性，因此需要寻求新的途径来保证服务业就业的可持续增长。方法之一是保障服务业的价格弹性同步提升，这就需要不断提升服务产品的质量、增加其多样化程度和运用广泛程度，从而打破服务业就业增长依赖“双低水平陷阱”的状态。其次，服务需求收入弹性的增长是服务业就业吸纳能力提高的重要源泉，服务产品作为满足人们基本需求之外的更高层次需求的消费品，其收入弹性的提高与国民经济整体收入水平和服务产品相对重要性有关。收入增长以及伴随发生的需求结构变动仍然是服务业就业增长的关键因素，这一方面需要提高服务业产品需求程度，另一方面要从收入分配水平合理化角度入手，以降低收入差距的方式保证收入弹性的增长。最后，服务业工资的相对上升使得其一直无法摆脱“成本病”困扰，我国服务业内部的工资水平层次不一，与竞争性的服务业相比，具有垄断经营性质特别是国有垄断性质的服务业人员成本高于合理水平，推升了这一行业整体的工资水平，同时其就业容量则因为垄断经营而无法扩张。目前治疗这一顽疾的关键方法是降低服务业内部的垄断经营水平，从2005年开始，国家就明确鼓励非公有资本进入金融服务业、现代服务业，以及实行市场化运作的基础设施、市政工程和其他公共服务领域，垄断的打破将有利于服务业就业吸纳能力的提高。
[①] 数据来源：《中国统计年鉴2009》
参考文献:
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[16]胡鞍钢.打破垄断向服务业要岗位[J].学习月刊，2002(11)
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