第9章 为什么“扭曲之手”不利于增进福祉？
经过三十多年的高速增长，中国经济出现了城市化水平滞后于工业化水平、经济增长过于依赖投资与出口、劳动收入占国民收入之比持续下降等结构失衡问题。 [1] 由于生产要素未能充分地进行跨地区的再配置，中国的城市体系存在着多方面的扭曲，而这也一定在中国经济的发展方式上有所体现，并产生一系列连带的后果。从上一章的分析中已经可以看出，如果一味地依赖投资和政府支出来推动经济增长，其效果最多是在短期内有用，而在长期内，其作用便消失了。更糟糕的是，过快增长的投资和政府支出可能会给经济带来大量的资源配置效率损失，而资源错配所造成的生产损失已经在中国经济中有所体现了（Hsieh and Klenow, 2009； Brandt, Tombe and Zhu, 2010）。在持续低利率的背景之下，投资和政府支出推动的经济增长方式已经形成，这使得中国经济很可能已经偏离了资本积累的最优路径，出现了过度资本深化现象。过度资本深化带来的一个必然结果就是，经济增长并不能充分地创造就业岗位，体现为每单位GDP增长带来的就业增长（即经济增长的就业弹性，以下简称“就业弹性”）较低。于是，在城市第二、第三产业GDP快速增长的同时，城市创造的就业增长却相对较快，以城市人口比重度量的城市化水平就会滞后于用第二、第三产业GDP占比度量的工业化水平。同时，在国民收入分配中，大量的收入被投资者和政府占有，劳动收入占国民收入之比持续下降的现象也就不足为奇了。总的来说，当前中国经济的发展方式并没有充分地给居民带来福利增长（陈斌开、陆铭，2016）。
对经济增长的就业弹性的研究有助于理解中国经济结构失衡和资源错配问题的成因，同时，就业弹性也是在城市化与居民福利之间建立联系时的关键变量。在市场经济中，企业选择何种生产方式的依据是生产要素的相对价格，通常在经济发展水平较低时，劳动资源相对丰富，劳动工资较低，企业将采用劳动密集型的生产方式。而随着劳动工资的逐渐上涨，企业将越来越多地使用资本，其资本密集度上升。企业的生产方式会反映在就业弹性上，较高的就业弹性意味着一单位的经济增长能够带来更多的就业机会。给定其他条件，较高的就业弹性还意味着经济增长更多地依赖劳动力的增加，经济增长的成果也更多为劳动者所分享。在中国这样一个发展中国家，农村劳动力占有相当大的比重，这时，第二、第三产业的发展能创造多少就业还直接影响到工业化进程是否与城市化进程同步，显然，如果就业弹性低，则城市化进程将显著落后于工业化进程。
一般来说，随着经济发展和劳动工资水平的提高，经济增长吸纳就业的能力会出现逐步降低的趋势，而在同处于工业化进程的国家中，通常是收入水平高的国家就业弹性较低。但是，通过国际比较可以发现，中国出现了“高增长低就业”的现象。在1994年至2010年期间，中国的经济增长速度达到了年均9.9%，这一速度领先于全球，而经济增长创造就业的能力却相对不足。与印度尼西亚、巴西等发展阶段类似的国家相比，中国的就业弹性明显偏低（见后文表9.1），因此，人们认为中国出现了“高增长低就业”的现象。 [2] 不仅如此，自20世纪90年代中期以来，中国的就业弹性出现了持续的显著下降趋势。1994年分税制改革前的16年（包括1994年）就业弹性与非农就业弹性的算术平均值分别为0.32与0.51，分税制改革后的15年就业弹性与非农就业弹性的算术平均值分别为0.11与0.26，分别下降了66%与49%。 [3] 如果这一趋势不得以扭转，那么，经济增长虽然能够创造税收和政绩，也能够带来较多的资本收益，但却较少地体现为就业和居民福利的增长，甚至加剧城市化水平滞后于工业化水平、经济增长过于依赖投资和出口，以及劳动收入占国民收入之比持续下降等结构失衡问题。
基于中国经济资本过度深化的判断，本章特别强调地方政府行为对就业弹性的影响。在政绩考核体制和税收最大化的激励之下，地方政府偏好大规模投资，而大企业往往也是资本密集程度更高的企业。同时，当政府直接推动经济增长时，也倾向投资于更为资本偏向的项目和基础设施。通过对城市级的数据分析，本章发现，地方政府干预的确通过两个机制降低了就业弹性，其中，直接机制是地方政府财政支出中的基本建设支出具有资本密集倾向，间接机制是地方政府通过招商引资政策提高了引进企业的资本密集度。因此，只要地方政府官员持续面临着经济增长上的激烈竞争，或地方政府面临的财政压力不断增加，地方政府干预经济的动机就一直存在，于是，地方政府支出与GDP的比值持续提高，就业弹性就会持续下降。这本质上就是一种过度的资本深化现象，也是中国经济存在资源错配的成因之一。与上一章相呼应的是，大量的投资和政府支出不仅在长期对于经济增长并无显著推动作用，而且也削弱了经济增长创造居民福利的能力。
9.1 资本深化与就业弹性的下降
通常来讲，一个经济体的生产方式是由其要素相对价格决定的，而要素相对价格的变迁与经济发展阶段密不可分。在工业化早期，相对劳动来说，资本更加稀缺，资本价格相对更贵，因此最大化利润的企业会选择更多地使用劳动，经济增长的就业弹性也相对较高。随着经济发展水平的不断提高，资本的稀缺程度逐渐得到缓解，而劳动力价格则日渐提高，于是，最大化利润的企业会选择使用资本更密集的技术，就业弹性也会逐步降低。在市场经济国家，就业弹性的变迁通常是伴随经济发展的自然演进过程。
就业弹性的跨国比较研究显示，在20世纪60年代到90年代，美国、加拿大与日本制造业的就业弹性分别为0.08、 0.09与0.12，德国、法国、意大利与英国制造业的就业弹性分别为-0.09、 -0.07、 -0.16与-1.07，制造业就业弹性偏低的原因在于新技术革命的不断扩展，制造业企业更多地采用了节约劳动力的技术（Padalino and Vivarelli, 1997）。Mazumdar（2003）比较了1971—1992年间东亚、经济合作与发展组织（OECD）、拉美和撒哈拉以南非洲等地区的制造业就业弹性，结果发现，OECD国家与拉美地区的制造业就业弹性为负，东亚与撒哈拉以南非洲的制造业就业弹性为正。在OECD国家与拉美地区，制造业工人的实际工资随着经济增长不断上升，抑制了制造业就业的增长，在这些地区，经济增长的成果更多地表现为现有制造业工人实际工资的上升，而非雇用人数的增加，所以制造业就业弹性较低。在东亚与撒哈拉以南非洲，劳动力供给充足，制造业工人的实际工资保持稳定，经济增长带来了企业雇用人数的增加，所以就业弹性相对较高。
同时，不同国家的经济结构也会影响其就业弹性，服务业创造就业能力较强，其发展会提高就业弹性。Pini（1995）、Padalino和Vivarelli（1997）比较了20世纪60年代到90年代OECD国家的制造业增长的就业弹性与总体经济增长的就业弹性 [4] ，发现日本、德国与法国经济增长的就业弹性相对较低，分别为0.08、 0.06与0.06，而美国与加拿大的就业弹性相对较高，分别为0.51与0.47。导致这种差异的原因在于美国与加拿大在这段时期经历了相对更快的人口增长，经济增长也更多地依靠服务业的发展，在经济增长速度相同的情况下，更多的新增人口进入劳动力市场会压低实际均衡工资，提高就业规模，从而就业弹性相对较高；与农业和工业相比，服务业的发展能够吸纳更多的就业，所以服务业比重高的经济体就业弹性也会相对较高。 [5]
在就业弹性的跨国比较中，无论是否包括农业，中国的就业弹性水平和下降速度都是不正常的。如图9.1所示，与20世纪80年代相比，中国经济的就业弹性在90年代出现了显著下降。 [6] 与就业弹性国际比较研究和对单个国家就业弹性研究中的结果相比，中国的就业弹性不仅远低于同期的发展中国家，如印度尼西亚和马来西亚（见表9.1），而且低于一些就业弹性逐渐降低的发达国家（简新华和余江，2007）。ESCAP（2006）比较了印度、孟加拉国、印度尼西亚、马来西亚、泰国与中国在20世纪80年代与90年代的就业弹性，发现中国与泰国的就业弹性在90年代出现了大幅度下滑。
针对20世纪90年代以来中国经济就业弹性的持续下降趋势，一些研究从体制转型角度给出了解释。在20世纪90年代，由于许多非正规就业和农民工进城就业没有被统计到从业人员中去，再加上有很多的就业创造用于国有企业逐步消化先前闲置的劳动力，而并不体现为从业人员的增加，因此，就业弹性很难对20世纪90年代经济增长的就业吸纳能力的变化趋势做出准确刻画（陆铭和陈钊，1998）。 [8] 在20世纪90年代中后期国有企业职工大规模下岗后，非正规就业逐渐成为一种主要的就业渠道，而多数研究在计算就业弹性时，在对就业的衡量中都没有包括非正规就业，这就会低估经济增长创造就业的能力（Cai and Wang, 2010）。但是，这些解释最多能够解释1996—2000年间的就业弹性下降，而令人困惑是，2000年左右劳动力市场转型已经结束，就业的统计也日益规范并且覆盖了常住人口，同时，非正规就业的规模在2003年以后基本保持稳定（Cai and Wang， 2010），而就业弹性在2005后却再次出现下降趋势，而且依然低于同期的其他发展中国家，如印度与墨西哥，这就需要在统计之外寻找原因了。
那么，就业弹性的下降是否可以从经济结构的变化来解释呢？经济增长的就业吸纳能力在三次产业之间存在明显差异，而现阶段向工业为主的产业结构转变不利于对劳动力的吸纳，所以就业弹性出现了下滑（张车伟和蔡昉，2002）。此外，中国的经济结构是出口导向型的，如果在出口部门出现了技术进步与资本积累，那么，出口部门所带来的就业增长也会下降（Feenstra and Hong, 2007）。但是，仅从经济结构的变化来解释就业弹性是不能令人满意的，无论是说当前产业结构不利于创造就业，还是说出口部门的资本密集化倾向，这本身都是企业技术选择的结果，是需要被解释的现象，与就业弹性的下降只是同一事物的不同表现。
要解释中国经济发展中就业弹性的下降，就必须细致地探讨企业所面对的制度环境在20世纪90年代发生的深刻变化。企业的生存与发展离不开一定的制度环境约束，市场中的企业需要对制度环境的变化做出反应。中国是一个政府干预经济程度较高的经济体，改革开放以后，直到20世纪90年代中期，以政府支出—GDP比值度量的政府干预度是逐渐下降的，但1994年之后，分税制改革加剧了政府规模的膨胀（袁飞等，2008；范子英和张军，2010a；吴木銮和林谧，2010；王文剑，2010），加强了政府对经济的干预。自20世纪90年代中后期亚洲金融危机以来，中央政府积极财政政策所引导的重点投资领域很多都是就业密集程度低的行业，如铁路、公路、机场等基础设施建设和高科技产业化项目。 [10] 而地方政府在追求GDP增长的动机驱使下，往往压低土地与资本价格，使劳动力的相对价格上升，从而导致资本替代劳动。这些都可能引起就业弹性下降（蔡昉、都阳和高文书，2004）。与此同时，由于本书前面所提到最低工资制度、劳动力流动障碍导致局部出现劳动力短缺、房价提升工资等因素，工资出现快速上升，而利率管制压低了资本相对于劳动的价格，在宏观层面创造了经济资本密集化的外部条件。如果政府支出的方向本身就具有资本密集型的特点，或者政府干预有推动经济走向资本密集化的作用，那么，随着政府支出—GDP比值的上升，中国的就业弹性持续下降就得到了解释。
9.2 为什么政府干预会降低就业弹性：背景与机制
与世界上的其他国家相比，中国是一个高度分权的经济。一方面，地方政府在很大程度上拥有对于当地经济发展的政策制定权，另一方面，地方政府又从当地经济增长中获得税收，并且是地方公共品的主要提供者（王永钦等，2007；陆铭等，2008； Xu， 2011）。在1980年，地方政府收入在全国财政收入中所占的比重为75.5%，地方政府支出在全国财政支出中所占比重为45.7%。1994年的分税制改革大幅度地提高了中央政府在财政收入中的比重，但从支出来看，地方政府仍然占据更大份额，也就是说，中央大幅度地上收了财权，而没有上收事权，如果从支出的角度来看，中国仍然是一个高度分权的国家。1994年，地方政府在全国财政收入和支出中所占的比重分别为44.3%和69.7%，而在2010年，这两个比重分别为48.9%和82.2%。 [11] 地方政府的行为深刻地影响着当地经济发展，也难免会影响经济增长方式和就业弹性。
9.2.1 地方政府发展资本密集型产业的动机
理论上，地方政府至少有两个重要动机去影响产业结构，从而影响就业弹性。首先，经济增长竞争上的压力促使地方政府倾向于引进投资规模巨大的企业，优先推动资本密集型产业发展，这些企业的引进与产业的发展能够带来快速的经济增长，对就业的吸纳能力却相对有限。在政治锦标赛中，上层政府对于下级政府官员的政绩考核是基于经济增长率，因此地方政府展开了激烈的经济增长竞争（Li and Zhou，2005；张军和周黎安，2008）。 [12] 在三次产业中，产业链较长，并能够带来快速经济增长的主要是第二产业，尤其是其中的制造业。从1978年到2009年，三次产业创造的GDP分别增长了4.018倍、28.494倍与25.16倍，其中工业增长了29.064倍。 [13] 与此同时，中国经济的资本密集程度也在提高，而且国有部门资本深化的速度明显快于非国有部门。从数据上来看，即使扣除掉基础设施之后，国有部门的资本—劳动比在1978—1997年间大约增长了1倍，但在之后的十年间却增长到接近1997年水平的4倍。相比之下，非国有部门的资本—劳动比却增长平稳，在2007年国有部门资本—劳动比相当于非国有部门资本—劳动比的4.5倍（Brandt and Zhu, 2010）。
对于地方政府资本密集型的投资行为，一种理解是，地方政府在追求经济增长的过程中强烈地表现出追赶动机。为了不在地区间分工中处于落后的地位，欠发达地区有动机采取策略性的行为，发展自己缺乏比较优势的产业，以缩小本地与较发达地区的技术差距（陆铭等，2004）。另一种对于政府投资行为的解释是，随着经济的发展，发展中国家的企业很容易对下一个有前景的行业产生共识，投资上容易出现“潮涌现象”（林毅夫，2007；林毅夫等，2010）。自20世纪90年代中后期以来，相对于其他部门，中国经济中的重工业部门变得更为有利可图。在经济增长竞争的压力下，地方政府加大了对重工业部门的扶持。
其次，地方政府税收最大化的动机也会引起发展资本密集型产业的偏向。在分税制改革之后，中央政府将财权上收，而中央政府与地方政府事权的划分模式却基本保持稳定，表现为地方财政支出占全国总财政支出的比重在分税制改革前后保持稳定，但地方政府财政收入占全国总财政收入的比重在分税制改革后出现了剧烈下降（见图9.2）。随着改革的进行，地方政府需要为本级政府的支出融资，省级政府财政预算内收入与支出的相关性从20世纪70年代的0.172上升到80年代的0.752，在90年代后半期上升到0.998（Jin et al.， 2005）。地方财政支出与当地GDP的比值在20世纪90年代中期以后持续上升，其主要收入来源是地方政府的税收收入，而地方财政收入与当地GDP的比值却基本保持稳定（见图9.3）。所以说，地方政府在为其财政支出融资方面面临巨大压力。
在分税制下，地方政府有激励通过发展资本密集型企业来增加税收。分税制改革以来，地方政府预算内收入的主要来源是划分给地方政府的那部分增值税、主要对劳务与第三产业征收的营业税、对企业利润征收的企业所得税以及上级政府的税收返还。其中，中央政府与省级政府分享增值税的比例分别是75%和25%。自分税制改革到2002年，企业所得税按照企业产权隶属关系划分，即中央企业所得税作为中央财政固定收入，地方企业所得税作为地方政府固定收入。从2002年1月1日起共享办法变为中央与地方按比例分享企业所得税，中央保证各地区2001年地方实际所得税收入基数，实行增量分成，当年中央与地方各分享50%，2003年及其以后年份中央分享60%，地方分享40%。另外，铁路运输、国家邮政、四大国有商业银行与三家政策性银行缴纳的企业所得税在分税制改革以来一直作为中央财政固定收入（谢旭人，2008）。分税制改革以来，各地也陆续比照中央对地方的分税制财政管理体制框架，对省以下财政体制适时进行了调整。在省以下财政体制中，增值税的分享办法没有固定模式，但是全国大部分省区采取的办法是省与市县共享增值税，而且分享的办法主要是按比例分享，为了体现财力向下倾斜的原则，多数省级分享比例略低于市县分享比例。 [15] 在上述分税制安排之下，地方政府有为了增加税收的目的而发展资本密集型产业的冲动。资本密集度高的企业通常也是大企业，有更大的税基，根据国家统计局的“中国规模以上工业企业数据库”的相关信息，我们的确发现，企业的人均资本存量与资产总值之间是正相关的，而且，企业的资本密集度和税收总额之间也是正相关的。
来自上级政府的税收返还也是地方重要的收入来源，为此，地方政府仍然需要发展资本密集型产业，同样是因为资本密集型的企业规模更大，从而税基也更大。分税制改革之后，地方政府预算内财政收支差额主要来源于上级政府的转移支付，其中以税收返还、财力性转移支付与专项转移支付为主。 [16] 在分税制改革初期，中央政府与省级政府的税收返还的办法是：以1993年为基期年，按分税后地方净上划中央的收入数额，作为中央对地方的税收返还的基数，基数部分全部返还。在2002年实施企业所得税分享改革时，为了保证地方政府既得利益，中央保证各地区2001年地方实际所得税收入基数（谢旭人，2008）。 [17] 总的说来，2002年以来，税收返还包括消费税和增值税返还、所得税基数返还。至于省以下的财政体制中有关税收返还的制度安排，在各省区之间并没有统一的模式，但是可以确认的是，各省、自治区和直辖市均是参照中央政府与省级政府的税收返还制度设计省以下的相应制度的（谢旭人，2008）。
税收征收中的规模经济促使地方政府在招商引资时偏向大企业。在中国的税收体制下，税收征收被视为政府下达给税务部门的任务 [18] ，税务部门都是以完成政府下达的任务为核心工作，税法的实际执行难以真正做到“应征即征”。 [19] 与去小企业征税的费时费力相比，去大企业征税通常更为容易，而且单位税收的成本更低，所以，从征税的效率来看，税务部门工作人员也更加愿意去大企业收税。通常来说，税务部门会将大型企业缴纳的税收作为完成任务的基础，甚至以分派的形式向这些企业摊派。因此，在地方政府来看，如果当地有大型企业作为税收大户，税收就更有保障，从而更有积极性来将大企业作为招商引资的对象。
9.2.2 地方政府偏向发展资本密集型产业的机制
上文已经说明，由于在经济增长上的激烈竞争与日益加大的财政压力，地方政府会倾向于增加对经济发展的干预程度，这种干预会降低当地经济增长的就业吸纳能力。政府干预降低就业弹性主要通过直接和间接两个机制来实现。
第一，在地方政府的财政支出中，生产性的基本建设支出会显著降低就业弹性。在地方政府的财政支出中，主要组成部分为基本建设支出、农业支出、文教科卫支出、公检法支出、行政费用支出与其他支出。为了获得较快的经济增长，地方政府的财政支出结构中存在“重基本建设、轻人力资本投资和公共服务”的扭曲倾向（傅勇和张晏，2007；傅勇，2010），而相对于人力资本投资与公共服务支出，基本建设支出往往投向资本密集型的行业（包括基础设施建设）。 [20] 在经济增长竞争的压力下，为了在招商引资中取得优势，地方政府也有激励投资到资本密集的基础设施建设领域（Chen and Yao， 2011）。一些地方政府官员热衷于投资基础设施，可能一部分原因也在于其中包含了寻租和腐败的机会（范子英，2011）。无论如何，偏基本建设的财政支出结构会降低经济增长的就业吸纳能力。
第二，地方政府干预可以通过影响企业投资与运行时的技术类型选择去影响就业弹性。相对于国有资本以及带有地方政府背景的银行贷款，私有部门的投资在利润最大化的驱使下，会更加倾向于去匹配当地的资源禀赋（即要素的相对价格），由于私有部门更加按照市场经济规律来经营，因此，它们会倾向于投资到中国具有比较优势的劳动密集型的行业与企业。但是，在政府干预比较严重的地方，即使不直接进行生产性的投资，地方政府也可以通过影响招商引资的资本密集度来降低就业弹性。地方政府的招商引资通常会制定重点产业目录，而地方政府又倾向于将资本和技术密集型企业作为优先的招商引资对象。更直接的做法是，在招商引资的政策中明确规定企业规模的门槛，直接对小企业进驻工业园（或产业园）进行歧视。 [21]
地方政府往往压低土地与资本价格，使劳动力的相对价格上升，从而导致资本替代劳动（蔡昉等，2004）。在招商引资中各地政府（或者当地的经济开发区）开出的优惠政策通常可以分为三类：第一类是以提供基础设施、配套服务为主的开发服务政策（罗云辉，2009）。 [22] 第二类优惠政策便是各类税收优惠，特别的，对投资规模巨大的企业的税收优惠力度更大。 [23] 第三类便是地价优惠，同样，对投资规模大的企业的优惠力度更大。 [24] 税收和地价优惠不仅直接降低了资本品的相对价格，有利于资本密集型企业的发展，同时，受到地方政府欢迎的大企业往往本身就具有更高的资本密集程度。在招商引资的过程中，对大企业的偏爱实际上还起到了挤出相对劳动密集型的小企业的作用。虽然大企业的引进能够增加当地的财政收入，但会降低经济增长的就业弹性。
在各地竞相发展资本密集型产业的时候，内地所形成的产业结构更严重地偏离了本应有的比较优势。我们根据国家统计局的“中国规模以上工业企业数据库”计算了每一个城市开发区内和非开发区内企业的平均资本密集度，即每个企业的资本存量与从业人员之比，再在城市层面取了平均值。图9.4显示了用非参数估计法得到的到香港、上海、天津三大港口的最近距离与企业资本密集度的关系。从图9.4（a）中可以看出，1998年时，地区间的非开发区企业资本密集度差异不明显，内地企业资本密集度略低，但到了2003年企业资本密集度便发生了重大变化，内地的资本密集度超过了沿海，之后所有地区共同经历了明显的资本深化过程。图9.4（b）刻画的是开发区内企业的情况，从中可以看出，在1998年，开发区内企业的资本密集度与地理的关系呈“U”形，即沿海和较远的内地资本密集度更高。在2003年前，由于开发区热，企业的资本密集度有所下降。2004年开发区的治理整顿之后，开发区内企业总体上呈现出资本密集度的上升，而这一趋势在内地更为明显。资本密集度的上升也会降低经济增长的就业弹性，这不仅与图9.1所显示的就业弹性下降趋势一致，而且从地域上来看，根据本章所计算的数据，中西部的就业弹性低于东部，也反映出内地企业资本过度深化的问题。 [25]
资本过度深化一定会带来大量的资源低效率配置问题。中国省级行政区之间工业总产值的空间集聚度在2004年达到峰值之后出现了下降，而人均GDP的省间差距在2005年之后有所缩小［参见陆铭、陈钊、朱希伟、徐现祥（主编），2011，第2、 3章］。这两个“拐点”的出现与大规模的倾向内地的财政转移和土地政策倾斜不无联系。在20世纪90年代末开始实施较大规模的区域间平衡发展政策之后，带来内地大量国有企业的投资，这些投资具有资本密集型的特征，而且产出效率较低，相应地也具有更高的资本产出比。数据显示，中部和西部地区的资本—产出比明显高于东部和东北地区，而且在1997—2007年间上升更快，在2007年，西部的资本—产出比已经达到东部的2倍多（Brandt, Tombe and Zhu, 2010）。
9.3 数据与模型
本章的实证研究所使用的数据主要来源于1995年到2008年的《中国城市统计年鉴》（国家统计局城市社会调查总队主编，中国统计出版社出版），该数据中包括了除西藏、香港、澳门与台湾外的中国30个省、自治区与直辖市的286个地级及其以上城市样本。其中，我们用到的主要变量有：地区生产总值（GDP）、第二产业GDP、第三产业GDP、年末单位从业人员、地方财政预算内收入、地方财政预算内支出、外商实际投资、非农人口、总人口、是否属于中部与是否属于西部的哑变量。除了是否属于中部与是否属于西部外，其余指标都是市辖区数据。 [26] 使用市辖区数据的主要原因是：第一，本章实证部分所用的就业弹性不考虑农业，而城市第二、第三产业就业主要集中在市辖区；第二，地级市所管辖县（市）的数量不等，且不时发生变动，而市辖区则相对稳定；第三，在1993年与1994年的《中国城市统计年鉴》中，仅有市辖区的财政数据，没有全市的财政数据。在构造政府干预的度量指标时，本章还使用了2010年由中国统计出版社出版的《新中国六十年统计资料汇编》中的省级财政数据，包括除西藏、香港、澳门与台湾外的30个省、自治区与直辖市的省级财政一般预算收入、一般预算支出 [27] 与当地的国内生产总值数据。此外，我们还从1994年到2007年由中国财政杂志出版社出版的《中国财政年鉴》中获得省级政府一般预算支出中的基本建设支出数据。
虽然所使用的数据能够构成城市级的面板数据，但我们需要检验的是政府干预对于2000年之后一段时期内的就业弹性的影响，因此，模型退化成了一个截面模型。之所以采取截面模型，是基于以下三个原因。第一，本章主要基于20世纪80、 90年代的制度变革，包括地方官员政绩考核机制与分税制改革，来考察地方政府行为对就业弹性的影响。在20世纪90年代中期以后政府行为主要与分税制改革有关（陈抗等，2002；张晏和龚六堂，2005；傅勇，2010），而分税制对政府行为的影响主要不是表现在同一个地区的不同年份之间，而是在同样的数据期在不同的地区之间有不同，因此，要识别制度的长期影响，最佳的模型设定形式就是截面模型。第二，以年为时间单位的面板数据模型识别的是解释变量对被解释变量的短期影响，基于本章的理论分析，政府干预一旦扭曲了经济的结构，其对就业弹性产生的主要还不是当期的影响，而是对未来一个时期中的影响。丁守海（2009）也证实了就业弹性对一个因素的反映是有滞后性的。相比之下，用截面模型能够更好地研究一段时间内的就业弹性的影响因素。第三，如果使用面板数据模型，就业弹性必须一年一年地计算，而在一年的时间周期里GDP的波动可能很大，而就业的调整却没有那么快，这就使得就业弹性对GDP的变化过于敏感，从而不能真实地反映经济增长吸纳就业的能力。当被解释变量的度量误差增加时，就会使得解释变量系数的显著性下降。 [28] 出于以上考虑，本章采取如下的截面模型设定形式来识别地方政府干预对于就业弹性的影响：
在式（9.1）中，下标 i 表示第 i 个城市，下标 j 表示第 j 个解释变量， α 0 与 ε i 分别是截距项与随机扰动项。模型的解释变量包括政府干预指标和外资—GDP比值。政府干预与开放的交互项用于估计外商投资创造就业的能力是否受到政府干预的影响。 X ij 是控制变量， β 1 到 β ij 是待估系数。 [29]
被解释变量“就业弹性 i ”是第 i 个城市在2000年到2007年间的就业弹性，计算方法是以市辖区年末单位从业人员 [30] 在2000年到2007年间的增长额，除以2000年与2007年年末单位从业人员的平均数，得到年末单位从业人员的增长率，以相同的方法得到消胀 [31] 后第二、第三产业GDP的增长率，再以年末单位从业人员增长率除以消胀后第二、第三产业GDP增长率，便得到就业弹性。这样计算的弹性实际上是弧弹性，而不是点弹性，如果使用点弹性，则在计算弹性前先需要根据起始点的数据计算就业和GDP的增长率，这样，就会过于受到初始点数据质量的影响，而弧弹性的计算是根据期间就业和GDP的均值来计算就业和GDP的增长率的，从而最大限度地减少了数据期间相关数据的度量误差和短期波动的影响。 [32] 使用第二、第三产业GDP是因为：第一，年末单位从业人员的统计中不包括农业中的就业人员；第二，在发展中国家的农业就业中存在隐性失业人员，如果使用全部就业人员与GDP数据计算就业弹性会低估经济增长的就业创造能力。之所以选择2000年到2007年这个时期计算平均就业弹性，主要是基于以下三个原因：第一，在《中国城市统计年鉴》中，从业人员的统计口径在2000年发生了改变，2000年之前年鉴中统计的是全部从业人员 [33] ，自2000年开始转变为年末单位从业人员。第二，由于企业存在隐性失业，2000年以前的从业人员统计会高估实际的就业人数，而2000年前后，劳动力市场的改革和企业富余职工的分流基本结束，从业人员的统计就更加接近实际就业的数量了。第三，中国经济在2008年遭遇了全球金融危机的影响，劳动力市场也受到严重的冲击，GDP增长率也出现了异常的波动，所以在计算就业弹性时没有包括2008年与2009年的数据。
本章将年末单位从业人员的增长率与第二、第三产业GDP增长率的比值作为就业弹性的度量，由于年末单位从业人员的统计中不包括非正规就业，所以这样的度量可能低估了实际的就业弹性，尤其是考虑到非正规就业在20世纪90年代后期出现了快速增长的趋势（蔡昉和王美艳，2004； Cai and Wang， 2010）。由于在2000年之后，我们只能用单位从业人员数据来计算就业弹性，那么，这对于就业弹性的低估是不是严重的问题呢？我们认为，如果非正规就业占总就业的比重与非正规就业创造的GDP占总GDP的比重保持稳定，则用单位从业人员数据计算的就业弹性也能够较准确地度量实际的就业弹性。以 E 1 代表正规就业， E 2 代表非正规就业，设 E 2 = aE 1 ，如果假设 a 保持不变，则总就业的增长率为［（ E 2 + E 1 ） t+1 -（ E 2 + E 1 ） t ］/（ E 2 + E 1 ） t ］，将 E 2 = aE 1 代入得总就业的增长率为（ E 1(t+1) - E 1t ）/ E 1t ，即为正规就业的增长率。同理，如果非正规就业创造的GDP占总GDP的比重保持稳定，则总GDP的增长率等于正规就业创造的GDP的增长率，所以非正规就业的存在不会影响到对实际就业弹性的计算。
那么，实际数据中2000年后非正规就业的比重变化明显吗？由于国有企业职工的“下岗分流”在2002年左右基本结束（Naughton， 2007），非正规就业的规模在2003年以后基本保持稳定（Cai and Wang, 2010）。如图9.5所示，城镇非正规就业人员在城镇就业中的比重1在2002年达到峰值48%，之后开始逐年下降，在2009年下降到43%，如果在非正规就业中排除个体单位就业，非正规就业比重2在2002年达到峰值39%，在2009年下降到29%，所以城镇就业的主体仍旧是正规就业。在2002年之前，非正规就业快速增加，就业结构剧烈调整，而在2003年之后，非正规就业规模趋于稳定。在我们的数据期，2000年非正规就业占总就业的比重和2007年的这一比重相差无几，因此，非正规就业对于根据单位从业人员计算的就业弹性的影响是一个重要但并不严重的问题。
理论上，地方政府干预通过生产性的基本建设财政支出与选择外商直接投资类型去影响就业弹性，就业弹性也会反过来影响政府干预。当一个地方就业弹性相对较高时，地方经济发展就更多地偏向于劳动密集型行业，那么，在经济增长竞争与获得更多财政收入方面，地方政府就面临更多的压力，从而地方政府更加有动力去干预经济。因此地方政府干预程度提高会降低就业弹性，而就业弹性高会导致更高的地方政府干预，地方政府干预与就业弹性的双向因果关系的方向相反，这会低估政府干预对就业弹性的影响。为了缓解就业弹性与政府干预的双向因果关系所造成的估计偏误，以期有效识别政府干预影响就业弹性的直接机制与间接机制，我们用滞后的政府干预来解释当期的就业弹性。按照所使用数据的来源，对政府干预的衡量可以分为两组：一组使用城市一级数据计算，分别是地方财政预算内收入与当地GDP的比值、地方财政预算内支出与当地GDP的比值；另外一组使用省级数据计算，分别是地方财政一般预算收入与当地GDP的比值、地方财政一般预算支出与当地GDP的比值，以及地方财政基本建设支出与当地GDP的比值。
除了政府干预，我们还控制了人均GDP、人均GDP的二次项、外商投资、外商投资与政府干预的交互项、城市化水平与地区哑变量。其中，控制人均GDP与其二次项是因为随着经济发展水平的提高就业弹性将发生变化，而且这种变化并不一定是线性的。在经济发展的早期，工业部门的扩张主要是劳动密集型产业的发展，所以就业弹性会随着人均GDP的上升而逐步提高。随着人均GDP的进一步上升，劳动相对于资本越来越贵，从而就业弹性将下降，但是，当人均GDP继续升高时，服务业的比重将上升，经济发展的吸纳就业能力也将提高，就业弹性又会上升，因此，随着人均GDP的不断提高，就业弹性将经历先上升再下降，而后再上升的过程。考虑到中国的经济中服务业发展滞后，所以在做回归时我们仅控制了人均GDP与其二次项。 [34]
政府干预对就业弹性的影响和城市异质性有关，外商投资程度高的城市，吸引外资多，而外资将在市场机制作用下根据中国经济的比较优势而倾向于进入劳动密集型行业，其就业弹性也会更高。然而，在政府干预强的城市，由于政府更加倾向于发展资本密集型产业，将更愿意吸引相对资本密集的外商直接投资。为了检验政府干预是否会显著降低外商投资对就业弹性的影响，我们控制了政府干预与外商投资的交互项。其中，外商投资用外商实际投资额与当地GDP的比值来度量。
最后，我们控制了城市化这一非常重要的结构变量，用年末非农业人口占总人口的比重来度量。一方面，城市化可能捕捉到除了人均GDP之外其他与经济发展水平相关的信息，通常情况下，城市化水平越高，劳动力的收入水平越高，产业发展将出现资本深化的倾向，因此，城市化指标对就业弹性有负的影响。另一方面，城市化也会促进服务业的发展，从而提高就业弹性。因此，城市化对就业弹性的净影响只能通过实证模型来估计。
在正式报告实证结果之前，不妨先看一下就业弹性与政府干预的散点图（见图9.6），可以看出，两者之间存在明显的负相关关系，政府干预越高的地方，就业弹性相对更低。 [35] 在我们所建的数据中，不论是用市级数据计算的指标还是用省级数据计算的指标，所有衡量政府干预的指标都随着时间呈现出上升趋势。如果政府干预的确降低就业弹性，那么，就业弹性逐渐下降的趋势就不奇怪了。
9.4 实证结果
9.4.1 基础回归
为了识别政府干预对就业弹性的影响，首先尝试用政府税收—GDP比值去解释就业弹性，结果见表9.2中的模型（1）到模型（3）。模型（1）中我们仅仅控制了人均GDP及其二次项，在模型（1）的基础上，为了识别政府干预影响就业弹性的间接机制，在模型（2）中加入了外商投资及其与政府税收—GDP比值的交互项。为了尽量减少遗漏变量偏误，在模型（3）中控制了城市化水平和代表中部、西部的地区哑变量。中国的一些发展政策（如“西部大开发”和“中部崛起”）是在地区层面实施的，因此中部和西部的哑变量能够捕捉这些政策的差异。除此之外，一些地形和气候的差异也能够部分地在中部和西部的哑变量上得到反映。
在这一组回归中，政府干预对就业弹性的影响系数都不显著。在模型（2）与（3）中，外商投资的系数显著为正，在开放程度更高的城市，就业弹性更高，这说明相对于国内资本，外商直接投资更加倾向于发挥中国经济的比较优势，投资于劳动密集型企业。政府税收—GDP比值与外商投资的交互项的系数显著为负，这表明政府干预通过影响外商直接投资的类型去影响就业弹性。在模型（3）中，结合外商投资及其与政府税收—GDP比值的交互项的系数，可以得到外商投资影响就业弹性的净效应为零时政府干预的临界值为0.0821，所以对于那些政府税收—GDP比值大于0.0821的城市，外商投资影响就业弹性的净效应为负，在税收—GDP比值程度小于0.0821的城市，即使考虑了政府干预的影响，外商投资仍然促进经济增长对就业的吸纳能力。在我们的样本城市中，有14%的城市税收—GDP比值高于0.0821，从而外商投资有降低就业弹性的作用。
人均GDP对就业弹性的影响呈现倒U曲线特征，转折点出现在人均GDP在5万元左右的水平，几乎全部样本都位于转折点的左边 [36] ，也就是说，经济发展的确伴随着就业弹性的上升，而且这一趋势是逐渐减缓的。理论上，随着城市的出现与工业部门（在早期，主要是劳动密集型产业）的成长，城市中单位GDP带来的就业吸纳数量会上升。随着城市经济的进一步发展，尤其是经济发展成熟以后，单位GDP带来的就业吸纳数量会趋于下降。值得注意的是，如果越是欠发达地区越有发展资本密集型产业的动机来实现赶超和增加税收，那么，这就会进一步使得人均GDP低的城市反而就业弹性更低。
城市化显著降低城市就业弹性。在其他条件一定的情况下，城市化水平每上升1个百分点，就业弹性大约下降0.00325。在中国，当城市化水平提高时，农村剩余劳动力相应减少，农村劳动生产率提高，因此，城市化有降低城乡收入差距的作用。在此过程中，农民工进入制造业和服务业的保留工资相应提高，劳动相对资本变得更贵，就业弹性相应下降。相对于东部城市，中部与西部城市的就业弹性没有显著差异，但系数为负，这说明，在统计上中、西部城市的就业弹性更低是可以由模型中其他变量解释的。
地方财政收入中的主要组成部分是税收，虽然地方政府可以采取各种办法去增加税收，但税收收入还是受到税法等法律法规的限制。由于地方的经济活动还有一部分由中央向地方的财政转移来支持，因此，政府的财政支出才真正地代表地方政府的规模，财政支出与GDP的比值能够更好地度量政府干预，也是经济增长实证文献中对于政府干预程度的度量（Barro, 2000；陆铭等，2005）。用财政支出与GDP的比值衡量的政府干预来解释就业弹性的回归结果见表9.2中的模型（4）到模型（6）。与税收—GDP的比值一样，支出—GDP比值的系数符号仍然不显著。一个可能的原因是政府干预与就业弹性之间存在严重的双向因果关系，就业弹性高的地方，政府更会有激励通过加大政府干预来发展资本密集型的产业。另外一个可能的原因是地方财政支出中包括了农业支出、行政费用支出、公检法支出与教育支出等非生产性支出，而这些支出可能能够增加经济增长的就业吸纳能力。在地市级城市数据中我们不能区分这些支出类型，用全部财政支出与GDP的比值衡量政府干预不能够有效识别支出—GDP比值影响就业弹性的直接机制。模型的其他变量的系数符号与显著性均没有明显变化。
9.4.2 用滞后的政府干预去解释就业
为了缓解政府干预与就业弹性之间存在的双向因果关系引起的估计偏误，我们采取了滞后解释变量的做法，即用1994年与1999年间的财政收入—GDP比值的算术平均值作为政府干预的度量去解释就业弹性，其余的控制变量都用1994年与1999年两年间所有年份该变量的算术平均值，回归结果见表9.3中的模型（7）和（8）。使用同样的方法，我们也使用滞后的财政支出与GDP的比值度量的政府干预去解释就业弹性，回归结果见表9.3中的模型（9）和（10）。当使用了滞后的政府干预指标后，政府干预与就业弹性的双向因果关系得到了一定程度的缓解，的确政府干预是降低就业弹性的，但其效应仍然主要体现在间接效应上，而直接效应仍然不显著。政府干预直接降低就业弹性的效应仍旧不显著，可能还是因为地方财政支出中包括了农业支出、行政费用支出、公检法支出与教育支出等非生产性支出，而这些支出相对于基本建设支出来说能够增加经济增长的就业吸纳能力。在地市级城市数据中我们不能区分这些支出类型，用全部财政支出与GDP的比值衡量政府干预不能够有效识别政府干预影响就业弹性的直接机制。滞后的外商投资与政府干预（税收—GDP比值或支出—GDP比值）的交互项的系数显著为负，政府干预显著降低了外资创造就业的能力。至此我们可以确认，政府干预的确降低了外资创造就业的能力。另外，城市化、人均GDP及其二次项、中部与西部的系数符号与显著性都没有明显变化。
9.4.3 加入省级政府干预去解释就业弹性 [37]
在用市级数据计算的政府干预去解释就业弹性的基础上，我们加入基于省级数据计算的政府干预去解释就业弹性。这样做主要有两个目的。第一，进一步减少政府干预的系数可能存在遗漏变量偏误的问题，因为更大地域范围的政府干预与城市一级的相应指标是相关的。分税制改革主要是在中央政府与地方政府划分税收收入与支出方面的权利和义务，加入省级政府干预变量，可以捕捉到一些在模型中没能控制的变量对就业弹性的影响。 [38] 第二，在省级财政数据中有财政支出的明细数据，因此用省级数据可以更加有效地识别政府干预影响就业弹性的直接机制，即生产性财政支出对就业弹性的影响。我们同时放当期的省市数据计算的政府干预去解释就业弹性，因为省级数据计算的政府干预与外商投资的交互项与市级数据计算的政府干预与外商投资的交互项之间存在严重的共线性问题，所以本章只控制了市级数据计算的政府干预与外商投资的交互项。回归结果见表9.4中的模型（11）到模型（14），其中，模型（11）与模型（12）是在当期政府干预（税收—GDP比值与支出—GDP比值）的基础上加入省级政府干预（相应的税收—GDP比值与支出—GDP比值），模型（13）与模型（14）是在滞后的政府干预（税收—GDP比值与支出—GDP比值）的基础上加入省级政府干预（税收—GDP比值与支出—GDP比值）。市级政府干预的系数符号与显著性没有发生明显变化，除模型（11）外，省级政府干预的系数符号显著为负，说明省级政府干预经济的行为也会显著降低城市的就业弹性。在模型（13）中，滞后的省级政府税收—GDP比值每上升1个百分点，城市就业弹性下降0.049。 [39] 外商投资及其与政府干预的交互项的系数符号与显著性没有发生明显变化，政府干预影响就业弹性的间接机制仍然存在。
为了进一步识别政府干预影响就业弹性的直接机制，即生产性财政支出对就业弹性的影响，本章使用了用省级基本建设支出与GDP的比值衡量的政府干预去解释就业弹性，回归结果见表9.4中模型（15）与模型（16），其中，模型（15）是在当期的城市级支出—GDP比值基础上加入省级基建支出—GDP比值，模型（16）是在滞后的城市级支出—GDP比值基础上加入滞后的省级基建支出—GDP比值。结果显示，省级基建支出—GDP比值能够显著降低就业弹性，而且其系数绝对值远远高于在其他回归中政府干预影响就业弹性的系数的绝对值。根据模型（15）的结果，省级政府基本建设支出与GDP的比值每增加1个单位，就业弹性就下降0.089。
9.4.4 稳健性检验
由于本章中所研究的政府干预对于就业弹性的影响主要是因为1994年实行的分税制改革和地方财政压力增强，因此，为了检验上述回归结果的稳健性，我们以1994年数据计算的城市级政府干预来解释就业弹性，政府干预影响就业弹性的两种机制仍然显著存在。除此之外，我们还做了其他一些稳健性检验。从本章所使用的数据情况来看，2000—2007年间，有不少城市的单位从业人员数量是下降的，从而造成就业弹性为负这种情况较多地出现在较早的年份，同时，在地区分布方面，就业弹性为负的样本更多地分布在中、西部地区。虽然我们在前文中已经提出，即使本章的就业弹性是低估的，也不会对分析产生实质性的影响，但我们仍然做了三组稳健性检验：首先，我们将被解释变量的就业弹性换成了2001—2007年间的就业弹性；其次，我们剔除掉就业弹性偏低的西部城市样本，而仅保留东部和中部样本；第三，我们将就业弹性最低的5%的样本剔除掉。在这些稳健性检验中，政府干预以及政府干预与FDI的交互项的系数符号没有变化，略发生变化的仅是这些变量的显著性有所下降。限于篇幅，此处就不报告这些稳健性检验的结果了。
9.5 小结
本章虽然仅以经济增长吸纳就业的能力为研究对象，但却试图以此来反映中国政府干预经济的增长方式的福利后果。经济增长本身不是目的，最终，经济增长要创造福利，还是要通过促进就业，这样，GDP意义上的经济增长才会转化为人民的福利，而在统计意义上，增加就业的经济增长才会提升劳动收入在国民收入中的份额。
本章试图说明的道理是，政府推动型的发展方式只有在顺应市场机制的正确方向上才能起到积极的作用。全球化和市场化的力量在引导资源向沿海和区域性大城市周围集聚，资源利用效率可以在空间再配置的过程中得以提高，人民的福利也将提高。在改革开放的最初20年，政策在区域发展政策上鼓励沿海优先发展，看上去是一种“优惠”，实际上是适应了经济全球化和中国经济重新加入国际分工体系的客观需要。美中不足的是，受到户籍、土地、社会保障等体制的制约，劳动力流动不够自由，于是，人口的集聚落后于经济的集聚，地区间的差距有所扩大。面对这一问题，兼顾效率与平等的政策本应是进一步促进生产要素流动，特别是促进劳动力在城乡间和地区间自由流动。遗憾的是，在进入21世纪之后，中国在资本和土地两大生产要素的配置上却走上了一条通过行政力量对抗市场的道路。
在政府干预加强的发展道路上，中国出现了过度资本深化的现象，经济增长创造就业的能力随之被削弱。中国的就业弹性在20世纪90年代中期以来出现了较明显的下降，而且与其他发展中国家相比，中国的就业弹性也明显更低。如果是在一般的市场经济国家，生产过程中的资本密集度主要取决于要素的相对价格。而在中国，政府干预却使经济增长中的资本密集度与现阶段的资源禀赋相偏离。本章的实证研究发现，外商直接投资能够显著提高当地的就业弹性，但是，政府干预将削弱外资的就业创造能力。同时，通过细分省级政府的支出结构，我们发现，具有生产性的基本建设支出与GDP的比值每上升1个百分点，城市就业弹性下降0.089。从趋势上来看，1994年的分税制改革加剧了政府规模的膨胀，加强了政府对经济的干预。地方政府干预程度的持续上升可以为就业弹性的持续下降提供合理的解释。
政府干预加剧和就业弹性下降除了在时间维度上有所体现之外，在空间维度上也有所体现。一方面，中国自进入21世纪以来，对欠发达地区进行了大规模的转移支付。以西部大开发为例，从2000年到2007年，国家对西部地区的各类财政转移支付累积近15000亿元，国债、预算内建设资金和部门建设资金累计安排西部地区7300多亿元（刘生龙等，2009）。另一方面，在建设用地指标的分配上，也有意识地向内地倾斜，直接的手段就是在开发区用地管理上，对内地采取相对较松的政策。这些政策的实施实际上就是在对内地进行资本的补贴，其结果就是导致内地经济的过度资本深化，而其直接的体现就是经济增长创造就业的能力在内地下降得更为明显。从城市发展的角度来看，这样的趋势所带来的将是城市体系人为的分散化和土地利用效率的下降，经济增长和城市化进程进一步脱节，人民的就业机会和福利未能得到充分的提高。本章的研究说明，对于政府推动经济增长和基础设施建设的发展方式，需要从其可能产生的负面影响出发，予以谨慎地再审视。如果要提高经济增长的就业创造能力，使城市发展和城市的产业结构重回正常的轨道，使人民从中真正地得到福利改善，必须减少政府对招商引资和经济发展的干预，减少由于政府的税收动机而对产业结构产生的扭曲作用。
[1] 具体参见陆铭等（2008）的论述。陈斌开、陆铭（2016）分析了利率管制对中国经济结构性扭曲的影响，有兴趣的读者不妨参阅。
[2] 较早指出这一现象的有Rawski（2001）和李红松（2003）。
[3] 作者根据《中国统计年鉴2010》与《新中国六十年统计资料汇编》的数据计算。其中，实际GDP是根据1978年GDP与国内生产总值指数（1978=100）计算而来。由于从1996年开始，统计年鉴中的从业人员数据根据经济普查数据做了调整，1996年的《中国统计年鉴》中包括了调整后的1995年数据，为保持数据口径一致，在计算1996年从业人员增长率时，使用了调整后的1995年从业人员数据。在计算1996年之前的就业人员增长率使用的都是未经调整的数据，计算1996年之后的就业人员增长率使用的都是调整后的数据。
[4] 在计算弹性时，Padalino和Vivarelli（1997）还区分了经济增长的就业弹性与经济增长的总体工作时间弹性。
[5] Islam和Nazara（2000）估计了20世纪70年代到90年代印度尼西亚的总体经济就业弹性与分部门就业弹性，同样发现，服务业部门与对外贸易部门的就业弹性显著高于农业部门与工业部门的就业弹性。
[6] 一系列研究都指出，中国经济增长的就业弹性在20世纪90年代出现了显著下降（胡鞍钢，1997；张车伟和蔡昉，2002；蔡昉等，2004；常进雄，2005）。
[7] 以当年的（第二、第三产业）从业人员数减去上一年的（第二、第三产业）从业人员数，以这个差额除以两个年份（第二、第三产业）从业人员数的算术平均值，得到当年（第二、第三产业）从业人员的增长率，再以类似的方法得到（非农）GDP的增长率，然后以（第二、第三产业）从业人员的增长率除以（非农）GDP的增长率，就得到这一年的（非农）就业弹性。
[8] 简新华和余江（2007）重新估计了中国1980—2004年剔除国有企业冗员影响后的就业弹性，结果显示1995年后中国经济增长对就业的拉动能力并没有下降。调整方法是 ，其中 β 是未经调整的就业弹性， β′ 是调整后的就业弹性， k 是就业弹性计算时期冗员变化量占就业变化量的比重， d 是期初冗员数量在就业量占有的比重。通过估计 k 与 d 来调整就业弹性。
[9] 弹性是以2000年与2007年数据计算的弧弹性。实际GDP的数据根据1978年GDP与国内生产总值指数（1978=100）计算而来。其中，巴西非农就业的数据为2000年与2006年的数据。计算就业弹性的就业数据包括农业就业，GDP数据包括农业部门创造的GDP。计算非农就业弹性的就业数据不包括农业就业，GDP数据也不包括农业GDP。计算方法是：以2007年的（非农）就业减去2000年的（非农）就业，以这个差额除以2007年与2000年（非农）就业的平均值，得到（非农）就业增长率，以同样方法得到（非农）GDP的增长率，以（非农）就业增长率除以（非农）GDP增长率，就得到（非农）就业弹性。因为没有找到印度非农就业数据，所以印度的非农就业弹性没有计算。
[10] 关于当时政府投资的重点方向，参见贾康（2002）。
[11] 数据来自《中国统计年鉴2011》，中国统计出版社。
[12] 虽然学者们对于晋升是否基于经济增长还存在争议（陶然等，2010； Shih, Adolph and Liu, 2012），但至少在基层政府，经济发展、招商引资和税收增长是评价政府工作绩效的主要标准，这是没有异议的。
[13] 所用数据来自《中国统计年鉴2010》中的国内生产总值指数（1978=100），中国统计出版社。
[14] 财政收入与财政支出分别为省级政府当年一般预算收入与一般预算支出，所有数据都是以当年价格计算。计算方法如下：对中国除西藏、香港、澳门与台湾外的30个省（自治区、直辖市）分别计算1978年到2008年的财政收入/GDP与财政支出/GDP，然后在每一年，分别计算所有省（自治区、直辖市）财政收入/GDP与财政支出/GDP的算术平均值。
[15] 主要分享方法有按比例分享、按隶属关系划分与按比例与隶属关系交叉划分，有关分享方法的具体信息参见谢旭人（2008）。
[16] 财力性转移支付的主要目标是增强财力薄弱地区地方政府的财力，促进基本公共服务均等化。专项转移支付是中央对地方政府承担中央委托事务、中央地方共同事务以及符合中央政策导向事务进行的补助，主要用于公共支出（谢旭人，2008）。
[17] 从1994年起，税收返还与消费税和增值税（75%部分）的增长率挂钩，每年递增返还。最初确定的递增率是按当年全国增值税与消费税的平均增长率的1∶0.3系数确定，在1994年8月改为按照各地区分别缴入中央金库的消费税与增值税（75%部分）增长率的1∶0.3系数确定。
[18] 在国税部门，是中央政府经过税务总局下达任务，在地税部门，是当地政府下达任务。
[19] 我们在调研中发现过这样的情况：在税务机关完成当年的税收任务后，即使企业想交税，税务局也不愿意收。一旦当年所征收的税款过高，会抬高税收任务的基数，这会增加来年完成任务的难度，毕竟对基层地税局考核的关键是税收增长率，而不是税收总量。
[20] 根据1999年颁布实施的《财政基本建设支出预算管理办法》，“财政基本建设预算支出范围包括：（一）农业、水利、林业、铁路、交通、通讯、电力、市政设施建设投资支出；（二）国防、教育、科学、文化、卫生、政法等社会公益设施建设投资支出；（三）经法定程序确定的其他建设投资支出。”
[21] 以“招商引资优惠政策”为关键词在百度搜索，在前100个搜索结果中，明确规定优惠政策与企业投资规模挂钩的就占到86%，搜索时间为2011年3月18日下午四点。
[22] 比如四川省人大在1995年颁布实施了《台湾同胞投资保护法（实施办法）》，为在成都投资的台商营造了一个良好的法治环境。多数开发区都设立政务大厅，对投资项目的审批等相关手续实行一条龙服务，如成都市在2000年对台商投资企业负担实行登记监督制度，并在企业设置企业负担监督员，对台商投资审批实行“一站式”服务。江苏连云港经济技术开发区对符合产业导向的重大项目，可享受“一事一议”的特殊扶持政策，而且区内设有“一站式行政服务中心”，可确保项目审批事项全部在区内办结。
[23] 例如，山西忻州经济开发区对于上缴税收开发区留成部分超过100万元的企业，开发区管委会将留成部分的10％至30％扶持企业，用于技术开发、改造和管理升级。河南郑州出口加工区规定从进驻开发区的项目建设之日起两年内完成固定资产投资1亿元以上或实际利用外资1000万美元以上的生产性项目，投产后，按该项目征地费用同等额度，县政府对企业每年缴纳增值税和企业所得税留县部分予以返还。一年内完成固定资产投资6000万元以上或注册利用外资500万美元以上的生产性项目，以同等方式减半返还。外商新增100万美元以上用于扩大固定资产规模的投资，新增所得税留县部分两年内全部返还，后三年减半返还。
[24] 例如，海南洋浦经济开发区规定对投资在30亿人民币以上的龙头项目、具有国际先进水平的高新技术项目的生产装置用地地价给予50%的补贴；对投资在10—30亿人民币的龙头项目、具有国内先进水平的高新技术项目的生产装置用地和开发区基础设施项目用地地价给予30%的补贴；对投资在3—10亿人民币的龙头项目的生产装置用地地价给予10%的补贴。
[25] 再次感谢陈斌开在数据分析中提供的帮助。此处的分析均指“规模以上”企业。
[26] 市辖区包括城区和郊区，全市包括市辖区、下辖的县和县级市。
[27] 一般预算收入是指通过一定的形式和程序，由各级财政部门组织并纳入预算管理的各项收入，也就是会计制度改革以前所称的“预算收入”，一般预算支出是指各级财政部门对集中的一般预算收入有计划地分配和使用而安排的支出。
[28] 事实上，我们也尝试过年度面板数据模型（包括3—5年移动平均的面板数据模型），未得到任何有意义的结果。
[29] 在模型形式上，也有文献以就业的对数作为被解释变量，以GDP的对数作为核心解释变量，再加入一些控制变量做回归，ln（GDP）的系数也就是需要估计的就业弹性（Islam and Nazara， 2000）。我们没有采取用GDP对数解释就业对数的形式，是因为以下两点原因：第一，如果直接用当期GDP解释当期就业，还是不能处理GDP对就业的吸纳能力有滞后性的问题；第二，不同的就业弹性本身度量的就是在不同生产方式下经济增长吸纳就业的能力，相比之下，就业—GDP的双对数模型更适合于用来估算一个经济体的就业弹性，其假设是在控制了其他变量之后，不同的观察点处在同一个生产函数之下。事实上，即使使用双对数模型，我们仍然证实，政府支出占GDP比重更高的地方，其经济增长对就业吸纳能力较低。
[30] 单位从业人员是指在国家机关、政党机关、社会团体以及企业、事业单位中工作并取得劳动报酬的全部人员。
[31] 以各省城市居民消费物价指数（1978=100）进行消胀。之所以不用GDP平减指数，是因为在省一级没有分产业的GDP平减指数。
[32] 在研究过程中，我们也尝试过使用点弹性作为被解释变量，未得到任何有统计显著性的结果。由于使用点弹性和弧弹性的模型在其他方面都是一样的，因此，使用点弹性的模型未得到有统计显著性的结果的主要原因就是初始年份数据的度量误差和短期波动太大。
[33] 全部从业人员是指从事一定社会劳动并取得劳动报酬或经营收入的全部劳动力，包括职工、再就业的离退休人员、私营业主、个体户主、私营企业和个体从业人员、农村从业人员、其他从业人员。
[34] 实际上，即使控制人均GDP的三次项，本文的实证结果也是稳健的。
[35] 在做描述性统计与回归分析时，我们将数据中就业弹性绝对值大于1的样本作为奇异点删除。就业弹性绝对值大于1表示就业增长率的绝对值大于GDP增长率，这种情况出现的可能性极小，因此，作为奇异点处理。这样的奇异点为7个，分别是黑龙江牡丹江、黑龙江绥化、安徽宣城、广东湛江、广东揭阳、江西吉安与江西抚州。即使保留这些奇异点做回归，本章的分析结果依然稳健。
[36] 根据计算，处于倒U曲线转折点右边的城市为深圳与东莞，这两个城市的人口统计中没有包括大量非户籍的常住人口，所以计算出来的人均GDP相当高。
[37] 我们也使用省级数据计算的政府干预代替地市级数据计算的政府干预去解释就业弹性，其结果在同时用省级数据与市级数据计算的政府干预去解释就业弹性时没有发生实质性变化，限于篇幅，这里只报告同时放省市数据计算的政府干预去解释就业弹性的回归结果。
[38] 另一个令人担心的问题是市一级的变量也会遗漏，因此我们在表9.4的基础上加入1994年初始年份的市级政府干预指标，结果依然稳健。
[39] 因为政府干预的单位是%，所以政府干预每上升1个百分点，城市就业弹性的变动为政府干预的系数/100。