城镇待业人口与区域发展李若建在改革开放之初，城镇待业人口问题，一度是严重的社会问题。１９ ７８年城镇待业率高达５．３％，给就业带来沉重压力。经过政府与待业者本人的努力，近些年来 ，待业问题有所缓和，但仍是一个影响社会与经济发展的重要因素，同时，各地区的社会与经济发 展，也直接影响着待业问题。一、城镇待业人口的空间分布特征目前，国家按期公布城镇待业人口 数量与待业率，但是行政机关公布的资料与第三次、第四次人口普查所得出的数字有一定差距，前 者明显偏低。因为人口普查是依靠普查人员登门调查，资料的可靠性要高于行政机关的统计数，故 本文采用人口普查的数据。中国待业人口空间分布的最主要特征与社会经济发展水平的空间特征比 较一致。中国的发展水平与经济增长，基本上是从东到中，从中到西，依次递减。就待业的情况来 讲，从东到西，待业率依次上升，两者成反比。１９８２—１９９０年间，中国待业人口无论在数 量上，还是在待业率上都上升，而上升的幅度同样表示出地区差异。东部地区上升幅度最小，中部 次之，西部最大（见表１）。从上述情况来看，城镇待业人口的分布：与区域发展紧密相关。说明 ：①待业单一市镇待业人数／第二与第三产业就业人数。②１９８２西藏市镇待业人口数来自《中 国人口·西藏分册》，非人口普查数。资料来源：第三、第四次人口普查资料。待业（或失业）问 题，历来是衡量一个地区经济发展水平的重要指标之一，待业率的高低，反映经济运作状态。各地 区之间，待业率差距的大小，在一定程度上反映了一个国家内部的地区发展差距。１９９０年中国 城镇待业率最高的省是海南省（７．３％），最低的是上海市（１．３％），相差５．６倍。如果 用变异系数（各地待业率标准差／各地待业率平均数，该系数越大，表示地区差距越大），那么１ ９９０年城镇待业率的变异系数是０．４７。与西方一些国家失业率的地区差距比较，中国待业率 的地区差距无疑较大。例如英国１９８８失业率最高的是北爱尔兰（１６．４％），最低的是东英 格尔兰（４．８％），两地相差３．４倍，各地区之间失业率的变异系数为０．３７［‘］，显然 英国失业率的地区差别远低于中国。中国各地区之间，城镇待业率的差距大，无疑与中国是世界上 区域发展差距比较大的国家之一有关［’］，也与中国尚缺乏充分的跨地区劳动力流动有关。值得 注意的是，一些经济比较发达的地区，例如广东，其城镇待业率比较高；而一些经济相对落后的地 区，其城镇待业率反而低干Ｉ“东，这种现象，将在后面深人探讨。二、城镇待业与社会经济发展 之关系待业率，在一定程度上可视为衡量一个地区的发展指标之一，同时，待业率的高低又受诸多 社会与经济发展因素影响。对待业率影响比较大的因素，大体上有：一个地区的总体发展水平、社 会与经济结构、工资水平、历史遗留问题等，为了测定各类因素的关系，引入下列变量：第一，经 济发展水平。ＸＩ：各地区１９９０年人均国民生产总值。引入这一变量，旨在验证是否经济水平 愈发达，失业率愈低。第二，社会与经济结构。ＸＺ：产业结构指数。其定义为第三产业和第二产 业的国民生产总值之比，该指数越高，反映第三产业相对愈发达。之所以使用这一变量的目的在于 检验发展第三产业是否能降低待业率。Ｘ３：工业结构指数。其定义为轻工业产值与重工业产值之 比，该指数越高，反映轻工业越发达。引人这一指标旨在说明工业结构是否会对就业率产生作用。 Ｘ４：产权指数。该指数定义为国有企业的工业产值占工业产值的比重．该指数高则说明集体、个 体及外资企业少。引人该指数，旨在探讨所有制多元化。降低国有企业的就业主渠道作用，是否有 助于降低待业率。ＸＳ：乡村劳力结构指数。该指数定义为乡村劳动力中，务农劳动力所占的比重 ，该指数越高，则说明劳动力转移的情况越差。引人该指标，旨在验证农村就业情况是否影响城镇 就业的情况。Ｘ６：城镇社会劳动者中，个体劳动者所占的比重。引入这一变量的目的在于验证发 展个体户能解决待业问题的流行观点。第三，工资水平。Ｘ７：工资水平。工资与失业率之间的关 系，历来为经济学所关注。在中国工资水平与城镇待业率之间关系如何，是引入这一变量的目的。 第四，历史遗留问题。ＸＳ：１９８２年城镇待业率。引入这一指标，意在测定１９９０年的待业 率是否受过去待广率的影响。最后，把１９９０年城镇人口待业率定为Ｙ。上述几个变量之间的相 关系数矩阵见表２。表２相关系数矩阵说明：（１）表中所列相关系数ＰＭＯ．０５。（２）２一 ”表示Ｐｔ。０５，为简化表格起见，略去相关系数。从表２中，对ＸＩ—ＸＳ等变量与待业率（ Ｙ）的关系可有以下几个结论。第一，经济水平发达，一般来说城镇待业率低（ＸＩ与Ｙ的相关系 数为一０．３９），这一点与前面的分析大体一致。第二，产权多元化，与城镇待业率之间有明显 的正相关（Ｘ４与Ｙ的相关系数０．６６）。依照产权指数的定义与相关系数，可知如果一个地区 的经济结构越是依赖于国有企业，该地区的城镇待业率越高。这一现象与近年来非国有经济在区域 发展中起重要作用的状况是比较吻合的［‘１第三，农村劳动力非农化比较差（表现为乡村劳动力 结构指数高）的地区，城镇待业率比较高（ＸＳ与Ｙ的相关系数为０．５７）。这表明，如果农村 劳力不能就地找到出路，可能就要更多地进入城镇，与城镇人口争就业机会。第四，城镇社会劳动 者中，个体户的比重与城镇人口率成正相关（Ｘ６与Ｙ·的相关系数为０．６１），说明城镇个体 户并不能解决待业问题。”实际上，个体户中有不少人是缺乏其他就业渠道才干个体的。个体户只 能是解决待业的一个方式，不能对其作用期望太高。第五，１９９０年的城镇待业率与１９８ｋ年 的待业率有显著联系（ＸＳ与Ｙ的相关系数为０．６６），说明待业问题有一定的历史继承，要解 决一个地区的待业问题，需要相当长的时间。从表２中可以看知，产业结构、工业结构、工资水平 与待业率之间彼此有一些相关系数显著，例如产业结构指数与产权指数（ＸＺ与ＸＳ）的相关系数 较高，因此尚不能定产业结构等变量对城镇待业率无明显影响。又因为ＸＩ—ＸＳ各变量之间关系 较明显，不能排除各变量之间的交互影响。为了进一步测定社会经济发展对待业率的影响，本文进 一步作标准回归分析。标准化后，消除不同变量不同量纲的不可比性，再进行回归。表３是标准化 回归的结果。说明：①回归方程为Ｙ一Ｉ一ａ儿从标准化回归方程的几个系数看，以ＸＩ、ＸＺ和 Ｘ４三个变量的系数最高。ＸＩ的系数为一０．６７，表示人均国民生产总值愈高待业率愈低，与 相关系数的分析一致。Ｘ４的系数为０．７５，表示产权指数高，国有企业比重过大，会引致待业 率上升，这也与前面相关系数分析一致。ＸＺ的系数为一０．６３，说明产业结构指数越高，第三 产业相当发达，则城镇待业率越低。从标准化回归方程各系数的ｔ检验值看，ＸＩ、ＸＺ、ＸＳ三 个变量的ａ值可信度是比较高的。尽管量化的分析只能提供一种参考，不过根据实际情况，不难总 结出以下几点：一，城镇待业率与一个地区发展水平相关；二，城镇待业受各地产业结构、产权结 构、农村发展水平影响。要缓解待业问题，必须大力发展第三产业，促进产权多元化，发展农村的 非农经济。三、发达地区的高待业率问题一般来讲，经济发达地区城镇待业率低一些，但也有一些 例外，比如说，１９９０年广东省城镇待业率为４．３３％，居全国第１２位。在广东还有一些发 达的城市，待业率居高不下。广东的待业问题是发生在一方面吸收了大量的外来劳动力，另一方面 又有大量的城镇待业人口的特殊背景下。１９９０年，在广东的外来就业人口２６８万人，本省城 镇待业人口则有５８万人，城镇待业人口相当于外来就业人口总数的ＺＩ．６％。广东省的广州市 ，其经济实力居全国各大城市之第三（以国民生产总值计），但是在１９９０年广州市区（不含郊 县）待业人口达１６．６万，同时市区有３０．３万外来就业人口，待业人口相当于外来就业人口 的５４．８％。广东的情况。有两点启示：一是需要重新评价失业的功能，另一是要对当前城镇劳 动力市场有一正确认识。失业（或待业）具有两重性。对没有和失去工作的人来说，失业意味着收 入下降或没有收入，生活陷人困境。当一个地区失业率过高，往往是经济不景气的标志。过多的失 业者，不可避免影响社会的稳定运转。由于中、国是一个发展中国家，社会保险仍处于起步阶段， 特别是失业保险几乎没有，给待业者带来的生活压力可想而知。另外，待业也可视为一种人力资源 的浪费。然而，失业或待业的积极方面是有助于形成劳动力市场，让劳动力这一生产要素在市场中 流动，合理配置。在实行市场经济的国家，都有相当一部分劳动力处于失业状态，就是在实行中央 计划经济的国家，也并不能完全解决失业。对干市场经济而言，当失业率太低，往往会出现劳动力 市场上求大于供，并引起劳动力短缺，工资上涨，成本上升，产品竞争力下降等问题。广东是中国 改革开放先行一步的地区，广东的珠江三角洲业已形成中国最大和最活跃的劳动力市场，在这种情 况下，广东保持较高的城镇待业率，大体上可视为一种正常现象。随着改革开放的全方位推进，在 一些经济比较发达的地区，很可能会出现城镇待业人口增加，待业率上升的情况。职业不同，其收 入及地位也不同。因而，会出现有的职业没人干，有的人没职业干的现象，这种情况在中国城镇也 存在。许多城市，一方面吸收大批外地人口从事一些体力工作、劳务工作、熟练或半熟练工作，另 一方面本地一些人因谋求不到满意的职位而失业。在珠江三角洲地区，虽然有大量外来劳动力就业 ，但是这些外来劳动力以从事熟练或半熟练工作为主，从事专业技术工作的人占的比重不高［‘］．应该指出的是，近年来高文化水平的待业人员有增加的趋势。１９８２年全国城镇待业人口中，大专以上文化人口只占０．０４％，而１９９０年这一比例为１．１８％。高文化层次待业人口对职业的选择要求较高，随着这批人在待业队伍中比重加大，会加高待业率。中国城乡之间的生活水
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