長三角地區產業結構演進與就業結構關聯的多重性分析

戴相朝

內容摘要：長三角地區在我國經濟版圖中是較具成長潛力的區域，這一地區的產業結構狀況和人們的就業結構、狀況和收入水平高度相關。與此同時，該地區的產業結構轉型和升級同樣也會給就業帶來重要影響。因此，如何在產業結構調整過程中最大限度地達到和就業結構、人力資本技能轉變同步則值得深入思考和研究。本文通過對長三角地區16個城市的產業結構與就業結構進行研究，得出以下結論：第一，產業結構調整將促使就業人員向服務業方向流入；第二，服務業面臨著專業化升級的重任，就業人員需不斷強化專業服務技能；第三，產業結構調整將逐漸以更快的速度進行。

關鍵詞：長三角 產業結構 就業結構 格蘭杰檢驗 多重關聯

引言

產業結構是指各產業的構成以及各相關產業之間的數量比例關系。由于各個不同的產業部門構成及數量上比例不盡相同，對就業和經濟增長的貢獻也有很大不同。從而把包含產業的構成及產業之間的相互關系的內在關系的外顯化特征成為產業結構。

長三角地區是由江浙滬三省市中的上海、南京、蘇州、無錫、常州、揚州、南通、鎮江、泰州、杭州、寧波、紹興、湖州、舟山、溫州、嘉興等16個城市所組成。2008年9月，國務院下發了《關于進一步推進長江三角洲地區改革開放和經濟社會發展的指導意見》，意見強調：“產業結構進一步優化，服務業比重明顯提高……基本實現全面建設小康社會的目標”。這給長三角區域一體化帶來了重大發展機遇，美國次貸危機引發的全球金融危機也讓長三角面臨了前所未有的挑戰；在機遇和挑戰并存的形勢下，長三角加快經濟發展方式調整和產業結構轉型升級，為該地區持續健康發展打下了良好的基礎。在產業結構動態演進過程中深入研究就業結構調整對產業結構的影響，實現就業結構與產業結構最大程度的匹配，對促進長三角地區經濟持續發展，保持我國經濟領頭羊地位具有重要的現實意義。

文獻綜述

三次產業結構劃分的方法最早由費雪（A. Fisher）提出，接下來由科林·克拉克（Colin Clark）和西蒙·庫茲涅茨（Kuznets）對其進行普及和應用，并逐漸地推動三次產業劃分的方法為各國所認可。從投入和產出的比例方面來說，產業結構有協調型與失衡型兩大類型。前者是指產業之間的投入比例合理，投入與產出較為均衡，沒有某個產業發生嚴重的過剩的現象，反之則相反，這方面可以用馬克思政治經濟學有關第一和第二部類之間的相關關系進行更為明確的解釋。產業之間是相互補充與協調的，不同產業之間存在資源上的相互流動現象。當一種產業資源流入到另一產業中去時，而流入的數量恰好是另一產業所需要的，那么二者就是相互匹配的，否則就不是。另外，從我國目前二元經濟結構下存在農村隱性失業人口可以看出，我國的二元經濟結構發展是不合理的，是失衡的。

產業結構演進方面，經濟學家霍夫曼將產業劃分為消費資料產業、資本資料產業和其他產業三大類型。他通過采用20個國家的時間序列相關數據進行實際驗證后認為，消費品工業在制造業中居于主導地位，霍夫曼比例在6：1-4：1；資本品工業增長率方面快于消費品工業的增長，霍夫曼比例為3.2：1-1.6：1；第三階段是資本品的增長速度與規模均超過了消費品，霍夫曼比例為1.5：1-0.6：1。參考以上標準，我國目前處于第三階段，并將從工業化階段向重工業化進行過渡。但在這一演進的過程中，還將存在一個顯著的特點，那就是產業結構將會從勞動密集型產業逐漸向資本密集型和知識技術密集型產業結構過渡。由于不同地區的資源稟賦、經濟現實水平、比較競爭優勢等均存在一定的差異，所以在發展過程中不同地區會進行不一樣的階段演進，并且在演進的過程中呈現出來的產業結構特點也會不一樣。但綜合來說，這均是產業結構不斷走向高度化的趨勢。

勞動力方面，其就業結構狀況是反映我國經濟發展水平的重要衡量指標。因為從本質上來說，勞動力素質、技能、人力資本存量狀況決定了配置比例及規模，并由于勞動力資源的特殊性和關鍵性，從而體現了就業的復雜性與重要性。本文主要討論的是勞動力就業結構中的產業就業結構，從產業結構和就業結構這兩方面來說，它們都受到了一個國家和地區的各類資源供給情況、上層建筑和市場中消費狀況等諸多因素影響。學者們在研究產業發展與演進規律時也在探索勞動力資源在三次產業結構中的分布與變遷規律。

結合產業結構與勞動力就業結構，基于英國經濟學家威廉-配第、克拉克對若干國家的研究，其均得出了這樣的結論：隨著經濟發展，人均國民收入水平的提高，各國勞動力將首先從第一產業向第二產業轉移，當經濟進一步發展時，勞動力將從第二產業漸進流向第三產業。勞動力在各個產業之間的變化趨勢是，第一產業的勞動人口將逐漸減少，第二產業和第三產業的勞動人口不斷增加。勞動力從一個產業轉移到另一個產業，原因在于經濟發展與技術進步推動勞動力被解放出來，同時在市場潛在的同等付出獲得同等報酬激勵機制下，被解放的勞動力通過在不同產業間流動實現自身利益最大化，并在宏觀上達到均衡。沿著配第-克拉克定理的思路，美國經濟學家庫茲涅茨從表征產業結構變遷的國民收入與勞動力就業兩個指標出發，通過整理近60個國家的資料進行分析后得出，此前配第-克拉克得出的結論是正確的，但在這一過程中，產業內產值方面，農業部門的產值出現了較大幅度的下降，工業部門出現了較大幅度的上升。但就業方面，農業部門的就業出現了較大幅度的下降，而工業部門的就業并未出現較大幅度的上升，僅是略微有上升。這說明，從農業化走向工業化的過程中，相比較產業結構轉變步伐，就業結構轉變具有一定的滯后性。劉易斯通過研究發展中國家二元經濟結構后提出了劉易斯拐點，即從農業部門解放出來的勞動力成為隱性過剩勞動力，工業部門的發展將逐漸吸納這部分勞動力，直到工業部門擴大到將這部分隱性過剩勞動力全部吸收的節點，稱為劉易斯拐點。劉易斯二元經濟結構理論的關鍵之處在于把工業化與城市化過程中的產業結構與就業結構結合起來進行研究，分析了隱性過剩失業人口的緣由及歸宿，研究結果對發展中國家而言具有重要借鑒價值。后來的學者如錢納里、賽爾奎因等均在此基礎上提出了就業結構較之于產值結構存在滯后性，進一步論證了劉易斯拐點的合理性。endprint

自產業結構與就業結構關系的重要性在我國日益凸顯時，國內學者對該方面的研究主要有：錢永坤、宋學鋒、董靖等人對整體經濟增長與就業關系方面進行了深入的研究，雍紅月、李松林等對具體三次產業增長與就業兩者之間相關關系的研究，同時對此做類似研究的還有魏作磊、江小涓、李輝等。在計量方面，蒲艷萍等人通過構建多因素計量模型來做進一步研究。本文采用的是16市疊加后長三角地區產業結構和就業結構之間的數據，同時綜合采用前述定量研究方法，以從不同角度研究數據之間內在的邏輯關系和長三角地區目前的產業與就業的發展進程，為制定相應的政策出臺提供參考與借鑒。

產業結構、就業結構關系的實證分析

（一）變量選取

本文的數據來源于歷年江蘇統計年鑒、上海統計年鑒浙江統計年鑒及歷年長三角16市城市統計年鑒、城市年鑒、勞動統計年鑒、統計公報等。由于浙江省內此前統計指標的限制，浙江省勞動力產業就業分布可查詢數據截止到2002年，為此，本文通過采用指數平滑等方法擬合出1998-2001這3年的浙江省7市勞動力就業機構數據。并分別用G1、G2、G3表示長三角16市的GDP產業分布，用L1、L2、L3 表示勞動力產業分布。具體如表1所示。

（二）平穩性檢驗

在對數據進行長期動態分析之前，首先需要對變量進行平穩性檢驗，而后在符合條件的基礎上進行格蘭杰因果關系分析和協整研究。考慮到數據變量的典型性，同時ADF檢驗是最常用的方法，本文故采用此方法進行檢驗。原理如下，通過在回歸方程式里面加入因變量的滯后差分項來控制殘差的高階序列的相關性。檢驗方程設為：

其中，εt 為隨機誤差項，服從獨立同分布，μ 、ν 、 、τ 為參數。

模型有三種變換形式：

分別用于不同情形下有無表征常數項與時間趨勢項問題，原假設H=0：r=0；即存在單位根，屬于非平穩序列。本文通過采用Eviews6.0軟件對該模型進行平穩性檢驗，結果如表2所示。

利用單位根檢驗方法得到的平穩性結果表明：總產出和第三產業的產出數據是平穩的，總產值含有時間趨勢項，而第三產業在產出的平穩性方面不含有時間趨勢項；勞動力就業方面，勞動力總量上含有時間趨勢項，二階差分表現出平穩的特性，第一產業和第二產業的勞動力分布均在趨勢項上呈現平穩的特征，但第三產業在二階差分后呈現平穩特征，同時不含有時間趨勢項。

由此可見，第一、二產業的產值及勞動力分布情況均為對應的非同階平穩序列，相互之間不具有長期穩定的關系，因此不能對其進行進一步的因果關系檢驗。而總體產出和勞動力就業滿足同階平穩序列要求，及第三產業產出和第三產業勞動力就業也滿足未含時間趨勢項的同階平穩，也具有長期穩定的關系。因此為了進一步驗證GDP與L、第三產業產值與第三產業勞動力分布的因果關系，本文采用格蘭杰檢驗方法進行因果關系分析，具體如表3所示。

通過分別對滯后1期、2期、3期進行檢驗，結果顯示：在滯后2期、3期條件下，勞動力產業分布變化是國內總產出變化的原因，而滯后1期是互為原因。這說明，勞動力產業分布調整對經濟總產出的影響在第2年、第3年表現得明顯；在滯后1期、3期情況下，勞動力在第三產業的分布是第三產業產出變動原因，而滯后2期并無明顯變化。

產業結構與就業分布的灰色關聯分析

由于統計數據客觀的不足，前面平穩性分析、格蘭杰檢驗未全面地反映產業結構與勞動力就業結構兩者之間分布的關系，因此接下來，本文通過采用灰色關聯分析來從另一角度揭示產業結構與就業結構之間的關系。文中主要采用以下變量：產業結構系數（X0）、總就業人數（X1）、第一產業就業人數（X2）、第二產業就業人數（X3）和第三產業就業人數（X4），其中產業結構系數定義為：（第二產業產值+第三產業產值）/國內生產總值。

設產業結構系數X0為參考序列，即因變量，X1、X2、X3和X4分別為自變量序列，關聯性是指曲線相互之間幾何性質的差別，即將曲線間的差值大小作為關聯程度的衡量尺寸。令消除量綱后的第一個序列為{X0（t）}，另一序列表示為{X1（t）} ，即：

用△i 表示同一時刻兩者之間的差值，即：，則：

關聯系數計算公式為：

其中為分辨系數，為了防止△max 取值過大而使得計算結果失效，取值介于0-1之間，本文取值=0.5，綜合計算得出結果如表4所示。

為了方便比較，現將各個時刻的參考值用簡化的處理方式計算出綜合關聯效應指數：

計算結果如表5所示。

由表5得出，R1>R3>R4>R2。從中可以看出，現階段第二產業的發展對國內生產總值的提升具有更高的貢獻，兩者之間的關聯度達到0.66，第三產業次之，第一產業最弱。基于平穩性分析和格蘭杰因果檢驗可知，第三產業的發展在滯后兩期即較長的一段磨合效應后能大幅度帶動國內生產總值的增加。

結論與建議

（一）結論

改革開放以來，隨著經濟持續發展，產業結構發生的大幅度變化，尤其是2000年以來，勞動力就業結構由農業主導逐漸向第二、三產業過渡；在對區域總產出的貢獻方面，第二、三產業的貢獻度大幅度領先于第一產業，而勞動力分布仍然有相當大一部分滯留在了第一產業內，這也反映出勞動力產業分布不均勻影響勞動力發展收入水平，反過來也影響第二、三產業進一步發展；就發展階段性來說，當前第二產業仍然是長三角區域生產總值遞增的最大動力所在。

（二）建議

重點發展優勢工業，努力形成產業聚集效應，推動技術創新，穩定經濟發展重心；提高勞動力技能，加大第一產業人口的轉移力度，促使農業走現代化、產業化道路，為推動第三產業發展儲備人力資本；大力探索發展服務業，在承接產業轉移、以勞動力轉移為主體的人力資本在第二、三產業間轉移中發揮優勢作用，努力形成產業間要素流動與互動的良好局面。

參考文獻：

1.吳瑾.四川產業結構與就業結構變動關系的實證研究.數理統計與管理，2010，29（4）

2.付凌暉.我國產業結構高級化與經濟增長關系的實證研究.統計研究，2010，27（8）

3.謝蘭云，曲永義.我國區域R&D強度與產業結構的灰色關聯分析.中國人口·資源與環境，2010，20（1）

4.曾光.產業結構變動與經濟增長比較分析—基于長三角地區的實證.湖北社會科學，2008（3）

5.蒲艷萍.轉型期的產業結構變動與中國就業效應.統計與決策，2008（7）

6.鄭超愚.中國經濟增長的模式、結構與效率.金融研究，2008（11）

7.李玉鳳，高長遠.產業結構與就業結構的協整分析.統計與決策，2008（4）

8.靖學青.經濟增長、結構變動與區域差異—長三角地區實證研究.學林出版社，2008

9.韓漢君，黃復興.長三角地區第三產業發展的就業增長效應研究.上海經濟研究，2007（12）

10.沈利生，王恒.增加值率下降意味著什么.經濟研究，2006（3）

11.胡華杰.中國產業關聯效果的實證分析與理性思考.河南社會科學，2005（6）

12.雍紅月，李松林.內蒙古人口就業與經濟增長的實證研究.人口與經濟，2004（2）

13.張懷明.長三角兩種模式的灰色關聯分析.南京航空航天大學學報（社會科學版），2004，6（3）

14.錢永坤，宋學肆，董蜻.經濟增長與就業關系實證研究—以江蘇省城鎮就業為例.經濟科學，2003（1）

15.Itandall W.Jackson，Alan T.Murray. Alternate Formulations for UPdating InPut-outPut Matrices. Fourteenth Intenational Conference on InPut and OutPut Teehniques，October10-15，2002，Montreal Canadaendprint

自產業結構與就業結構關系的重要性在我國日益凸顯時，國內學者對該方面的研究主要有：錢永坤、宋學鋒、董靖等人對整體經濟增長與就業關系方面進行了深入的研究，雍紅月、李松林等對具體三次產業增長與就業兩者之間相關關系的研究，同時對此做類似研究的還有魏作磊、江小涓、李輝等。在計量方面，蒲艷萍等人通過構建多因素計量模型來做進一步研究。本文采用的是16市疊加后長三角地區產業結構和就業結構之間的數據，同時綜合采用前述定量研究方法，以從不同角度研究數據之間內在的邏輯關系和長三角地區目前的產業與就業的發展進程，為制定相應的政策出臺提供參考與借鑒。

產業結構、就業結構關系的實證分析

（一）變量選取

本文的數據來源于歷年江蘇統計年鑒、上海統計年鑒浙江統計年鑒及歷年長三角16市城市統計年鑒、城市年鑒、勞動統計年鑒、統計公報等。由于浙江省內此前統計指標的限制，浙江省勞動力產業就業分布可查詢數據截止到2002年，為此，本文通過采用指數平滑等方法擬合出1998-2001這3年的浙江省7市勞動力就業機構數據。并分別用G1、G2、G3表示長三角16市的GDP產業分布，用L1、L2、L3 表示勞動力產業分布。具體如表1所示。

（二）平穩性檢驗

在對數據進行長期動態分析之前，首先需要對變量進行平穩性檢驗，而后在符合條件的基礎上進行格蘭杰因果關系分析和協整研究。考慮到數據變量的典型性，同時ADF檢驗是最常用的方法，本文故采用此方法進行檢驗。原理如下，通過在回歸方程式里面加入因變量的滯后差分項來控制殘差的高階序列的相關性。檢驗方程設為：

其中，εt 為隨機誤差項，服從獨立同分布，μ 、ν 、 、τ 為參數。

模型有三種變換形式：

分別用于不同情形下有無表征常數項與時間趨勢項問題，原假設H=0：r=0；即存在單位根，屬于非平穩序列。本文通過采用Eviews6.0軟件對該模型進行平穩性檢驗，結果如表2所示。

利用單位根檢驗方法得到的平穩性結果表明：總產出和第三產業的產出數據是平穩的，總產值含有時間趨勢項，而第三產業在產出的平穩性方面不含有時間趨勢項；勞動力就業方面，勞動力總量上含有時間趨勢項，二階差分表現出平穩的特性，第一產業和第二產業的勞動力分布均在趨勢項上呈現平穩的特征，但第三產業在二階差分后呈現平穩特征，同時不含有時間趨勢項。

由此可見，第一、二產業的產值及勞動力分布情況均為對應的非同階平穩序列，相互之間不具有長期穩定的關系，因此不能對其進行進一步的因果關系檢驗。而總體產出和勞動力就業滿足同階平穩序列要求，及第三產業產出和第三產業勞動力就業也滿足未含時間趨勢項的同階平穩，也具有長期穩定的關系。因此為了進一步驗證GDP與L、第三產業產值與第三產業勞動力分布的因果關系，本文采用格蘭杰檢驗方法進行因果關系分析，具體如表3所示。

通過分別對滯后1期、2期、3期進行檢驗，結果顯示：在滯后2期、3期條件下，勞動力產業分布變化是國內總產出變化的原因，而滯后1期是互為原因。這說明，勞動力產業分布調整對經濟總產出的影響在第2年、第3年表現得明顯；在滯后1期、3期情況下，勞動力在第三產業的分布是第三產業產出變動原因，而滯后2期并無明顯變化。

產業結構與就業分布的灰色關聯分析

由于統計數據客觀的不足，前面平穩性分析、格蘭杰檢驗未全面地反映產業結構與勞動力就業結構兩者之間分布的關系，因此接下來，本文通過采用灰色關聯分析來從另一角度揭示產業結構與就業結構之間的關系。文中主要采用以下變量：產業結構系數（X0）、總就業人數（X1）、第一產業就業人數（X2）、第二產業就業人數（X3）和第三產業就業人數（X4），其中產業結構系數定義為：（第二產業產值+第三產業產值）/國內生產總值。

設產業結構系數X0為參考序列，即因變量，X1、X2、X3和X4分別為自變量序列，關聯性是指曲線相互之間幾何性質的差別，即將曲線間的差值大小作為關聯程度的衡量尺寸。令消除量綱后的第一個序列為{X0（t）}，另一序列表示為{X1（t）} ，即：

用△i 表示同一時刻兩者之間的差值，即：，則：

關聯系數計算公式為：

其中為分辨系數，為了防止△max 取值過大而使得計算結果失效，取值介于0-1之間，本文取值=0.5，綜合計算得出結果如表4所示。

為了方便比較，現將各個時刻的參考值用簡化的處理方式計算出綜合關聯效應指數：

計算結果如表5所示。

由表5得出，R1>R3>R4>R2。從中可以看出，現階段第二產業的發展對國內生產總值的提升具有更高的貢獻，兩者之間的關聯度達到0.66，第三產業次之，第一產業最弱。基于平穩性分析和格蘭杰因果檢驗可知，第三產業的發展在滯后兩期即較長的一段磨合效應后能大幅度帶動國內生產總值的增加。

結論與建議

（一）結論

改革開放以來，隨著經濟持續發展，產業結構發生的大幅度變化，尤其是2000年以來，勞動力就業結構由農業主導逐漸向第二、三產業過渡；在對區域總產出的貢獻方面，第二、三產業的貢獻度大幅度領先于第一產業，而勞動力分布仍然有相當大一部分滯留在了第一產業內，這也反映出勞動力產業分布不均勻影響勞動力發展收入水平，反過來也影響第二、三產業進一步發展；就發展階段性來說，當前第二產業仍然是長三角區域生產總值遞增的最大動力所在。

（二）建議

重點發展優勢工業，努力形成產業聚集效應，推動技術創新，穩定經濟發展重心；提高勞動力技能，加大第一產業人口的轉移力度，促使農業走現代化、產業化道路，為推動第三產業發展儲備人力資本；大力探索發展服務業，在承接產業轉移、以勞動力轉移為主體的人力資本在第二、三產業間轉移中發揮優勢作用，努力形成產業間要素流動與互動的良好局面。

參考文獻：

1.吳瑾.四川產業結構與就業結構變動關系的實證研究.數理統計與管理，2010，29（4）

2.付凌暉.我國產業結構高級化與經濟增長關系的實證研究.統計研究，2010，27（8）

3.謝蘭云，曲永義.我國區域R&D強度與產業結構的灰色關聯分析.中國人口·資源與環境，2010，20（1）

4.曾光.產業結構變動與經濟增長比較分析—基于長三角地區的實證.湖北社會科學，2008（3）

5.蒲艷萍.轉型期的產業結構變動與中國就業效應.統計與決策，2008（7）

6.鄭超愚.中國經濟增長的模式、結構與效率.金融研究，2008（11）

7.李玉鳳，高長遠.產業結構與就業結構的協整分析.統計與決策，2008（4）

8.靖學青.經濟增長、結構變動與區域差異—長三角地區實證研究.學林出版社，2008

9.韓漢君，黃復興.長三角地區第三產業發展的就業增長效應研究.上海經濟研究，2007（12）

10.沈利生，王恒.增加值率下降意味著什么.經濟研究，2006（3）

11.胡華杰.中國產業關聯效果的實證分析與理性思考.河南社會科學，2005（6）

12.雍紅月，李松林.內蒙古人口就業與經濟增長的實證研究.人口與經濟，2004（2）

13.張懷明.長三角兩種模式的灰色關聯分析.南京航空航天大學學報（社會科學版），2004，6（3）

14.錢永坤，宋學肆，董蜻.經濟增長與就業關系實證研究—以江蘇省城鎮就業為例.經濟科學，2003（1）

15.Itandall W.Jackson，Alan T.Murray. Alternate Formulations for UPdating InPut-outPut Matrices. Fourteenth Intenational Conference on InPut and OutPut Teehniques，October10-15，2002，Montreal Canadaendprint

自產業結構與就業結構關系的重要性在我國日益凸顯時，國內學者對該方面的研究主要有：錢永坤、宋學鋒、董靖等人對整體經濟增長與就業關系方面進行了深入的研究，雍紅月、李松林等對具體三次產業增長與就業兩者之間相關關系的研究，同時對此做類似研究的還有魏作磊、江小涓、李輝等。在計量方面，蒲艷萍等人通過構建多因素計量模型來做進一步研究。本文采用的是16市疊加后長三角地區產業結構和就業結構之間的數據，同時綜合采用前述定量研究方法，以從不同角度研究數據之間內在的邏輯關系和長三角地區目前的產業與就業的發展進程，為制定相應的政策出臺提供參考與借鑒。

產業結構、就業結構關系的實證分析

（一）變量選取

本文的數據來源于歷年江蘇統計年鑒、上海統計年鑒浙江統計年鑒及歷年長三角16市城市統計年鑒、城市年鑒、勞動統計年鑒、統計公報等。由于浙江省內此前統計指標的限制，浙江省勞動力產業就業分布可查詢數據截止到2002年，為此，本文通過采用指數平滑等方法擬合出1998-2001這3年的浙江省7市勞動力就業機構數據。并分別用G1、G2、G3表示長三角16市的GDP產業分布，用L1、L2、L3 表示勞動力產業分布。具體如表1所示。

（二）平穩性檢驗

在對數據進行長期動態分析之前，首先需要對變量進行平穩性檢驗，而后在符合條件的基礎上進行格蘭杰因果關系分析和協整研究。考慮到數據變量的典型性，同時ADF檢驗是最常用的方法，本文故采用此方法進行檢驗。原理如下，通過在回歸方程式里面加入因變量的滯后差分項來控制殘差的高階序列的相關性。檢驗方程設為：

其中，εt 為隨機誤差項，服從獨立同分布，μ 、ν 、 、τ 為參數。

模型有三種變換形式：

分別用于不同情形下有無表征常數項與時間趨勢項問題，原假設H=0：r=0；即存在單位根，屬于非平穩序列。本文通過采用Eviews6.0軟件對該模型進行平穩性檢驗，結果如表2所示。

利用單位根檢驗方法得到的平穩性結果表明：總產出和第三產業的產出數據是平穩的，總產值含有時間趨勢項，而第三產業在產出的平穩性方面不含有時間趨勢項；勞動力就業方面，勞動力總量上含有時間趨勢項，二階差分表現出平穩的特性，第一產業和第二產業的勞動力分布均在趨勢項上呈現平穩的特征，但第三產業在二階差分后呈現平穩特征，同時不含有時間趨勢項。

由此可見，第一、二產業的產值及勞動力分布情況均為對應的非同階平穩序列，相互之間不具有長期穩定的關系，因此不能對其進行進一步的因果關系檢驗。而總體產出和勞動力就業滿足同階平穩序列要求，及第三產業產出和第三產業勞動力就業也滿足未含時間趨勢項的同階平穩，也具有長期穩定的關系。因此為了進一步驗證GDP與L、第三產業產值與第三產業勞動力分布的因果關系，本文采用格蘭杰檢驗方法進行因果關系分析，具體如表3所示。

通過分別對滯后1期、2期、3期進行檢驗，結果顯示：在滯后2期、3期條件下，勞動力產業分布變化是國內總產出變化的原因，而滯后1期是互為原因。這說明，勞動力產業分布調整對經濟總產出的影響在第2年、第3年表現得明顯；在滯后1期、3期情況下，勞動力在第三產業的分布是第三產業產出變動原因，而滯后2期并無明顯變化。

產業結構與就業分布的灰色關聯分析

由于統計數據客觀的不足，前面平穩性分析、格蘭杰檢驗未全面地反映產業結構與勞動力就業結構兩者之間分布的關系，因此接下來，本文通過采用灰色關聯分析來從另一角度揭示產業結構與就業結構之間的關系。文中主要采用以下變量：產業結構系數（X0）、總就業人數（X1）、第一產業就業人數（X2）、第二產業就業人數（X3）和第三產業就業人數（X4），其中產業結構系數定義為：（第二產業產值+第三產業產值）/國內生產總值。

設產業結構系數X0為參考序列，即因變量，X1、X2、X3和X4分別為自變量序列，關聯性是指曲線相互之間幾何性質的差別，即將曲線間的差值大小作為關聯程度的衡量尺寸。令消除量綱后的第一個序列為{X0（t）}，另一序列表示為{X1（t）} ，即：

用△i 表示同一時刻兩者之間的差值，即：，則：

關聯系數計算公式為：

其中為分辨系數，為了防止△max 取值過大而使得計算結果失效，取值介于0-1之間，本文取值=0.5，綜合計算得出結果如表4所示。

為了方便比較，現將各個時刻的參考值用簡化的處理方式計算出綜合關聯效應指數：

計算結果如表5所示。

由表5得出，R1>R3>R4>R2。從中可以看出，現階段第二產業的發展對國內生產總值的提升具有更高的貢獻，兩者之間的關聯度達到0.66，第三產業次之，第一產業最弱。基于平穩性分析和格蘭杰因果檢驗可知，第三產業的發展在滯后兩期即較長的一段磨合效應后能大幅度帶動國內生產總值的增加。

結論與建議

（一）結論

改革開放以來，隨著經濟持續發展，產業結構發生的大幅度變化，尤其是2000年以來，勞動力就業結構由農業主導逐漸向第二、三產業過渡；在對區域總產出的貢獻方面，第二、三產業的貢獻度大幅度領先于第一產業，而勞動力分布仍然有相當大一部分滯留在了第一產業內，這也反映出勞動力產業分布不均勻影響勞動力發展收入水平，反過來也影響第二、三產業進一步發展；就發展階段性來說，當前第二產業仍然是長三角區域生產總值遞增的最大動力所在。

（二）建議

重點發展優勢工業，努力形成產業聚集效應，推動技術創新，穩定經濟發展重心；提高勞動力技能，加大第一產業人口的轉移力度，促使農業走現代化、產業化道路，為推動第三產業發展儲備人力資本；大力探索發展服務業，在承接產業轉移、以勞動力轉移為主體的人力資本在第二、三產業間轉移中發揮優勢作用，努力形成產業間要素流動與互動的良好局面。

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