浙江省產業結構變動的就業效應實證分析

■ 王瑞榮 李志彬 博士（、紹興職業技術學院 、紹興文理學院浙江紹興 3000）

經過30多年的改革開放，浙江省經濟取得了舉世矚目的發展成就，國內生產總值（GDP）由1978年的123.72億元，占全國GDP的3.39%，增長到2013年的37568.49億元，占全國GDP的6.60%，年平均增長率為17.21%，高于全國15.06%的年均增長率；浙江省人均GDP，也由1978年的331元，比全國人均GDP381元低50元，增長到2013年68462元，高于全國人均GDP26554.41元，位居全國省區經濟第二位。然而，在經濟快速發展的同時，浙江省的產業結構與就業結構還存在一定的偏離，二者發展的不同步制約了浙江省的經濟健康發展和社會和諧穩定。當前，浙江省的產業結構調整將圍繞“提高三產、強化二產、優化一產”的思路，逐步實現由“二三一”轉向“三二一”的產業結構。因此，在產業結構動態調整的過程中，如何促進就業，實現浙江省產業結構和就業結構協同發展，具有重要的現實意義。

浙江省產業結構變動對就業影響的實證分析

（一）研究假設

隨著科學技術的飛速發展，產業結構在動態中調整，產業結構的變動過程中出現“創造與破壞”同時并存的現象，進而對就業產生“創造效應”和“破壞效應”。“創造效應”是指由于產業結構的不斷調整和優化，新興行業的出現及原有行業的快速發展，進而引起就業人數需求的急劇增加，“破壞效應”則是與“創造效應”截然相反，是指由于產業結構的動態調整，引起落后行業衰退乃至退出歷史舞臺，進而對就業人數的需求急劇下降。當前，浙江省正處于產業結構動態調整的關鍵期，產業結構的優化升級必將對就業結構產生深遠的影響。本文將從產業結構變動方向（ISCD）和產業結構變動速度（ISCS）兩個指標對就業產生的影響進行實證分析。產業結構變動方向主要是測度一個國家或地區產業結構優化升級水平的指標。一般來說在工業化已經完成的國家或地區，主要利用第三產業產值占據總產業產值（GDP）的比值當作衡量產業結構變動方向的指標。產業結構變動速度主要是用來測度一個國家或地區三次產業變動程度的指標。一般來說，產業結構變動速度與就業呈現反方向變動趨勢，即產業結構變動速度越快，三次產業動態調整幅度就越大，進而對就業影響就越明顯，從而結構性失業人數就越多。因此，在其它條件保持不變的條件下，本文假設產業結構變動速度和就業呈反方向變動，產業結構變動方向和就業呈正方向變動。

（二）構建模型

鑒于產業結構的動態調整和就業二者之間具有非線性的關系，本文利用柯布-道格拉斯生產函數，構建包含就業人數、產業結構變動方向和產業結構變動速度的非線性函數關系，即：

在（1）式中，E代表就業人數，ISCD表示為產業結構變動方向，ISCS表示為產業結構變動速度，χ、γ分別表示產業結構變動方向、產業結構變動速度的系數，η表示常數項。

因為產業結構變動方向和產業結構變動速度與就業人數之間呈非線性函數關系，因此，對（1）式等式兩邊同時取對數，獲得如下方程：

在（2）式的基礎上建立回歸方程：

在（3）式中，ρ為常數項，b、c表示各自的系數，μ表示隨機誤差。

（三）數據采集與說明

本文選取浙江省1978-2012年的面板數據為樣本，相關的樣本數據均來自1978-2012年的《浙江省統計年鑒》。其中，就業人數（E）選取浙江省當年的從業人員總量表示；產業結構變動方向指標（ISCD）通過浙江省第二、三產業的產值（GDP）之和與浙江省全部產業產值的比重來體現；產業結構變動速度（ISCS）通過浙江省產業結構變動的K值來表示，而產業結構變動的K值其計算公式為：

表1 1978-2012年浙江產業結構變動與就業人數的單位根檢驗結果

表2 1978-2012年浙江產業結構變動與就業人數的Johansen協整檢驗結果

表3 浙江產業結構變動與就業的雙對數回歸結果

在（4）式中，qi,t是指第i產業在t期的國內生產總值中的比值，qi,0是指第i產業在基期的國內生產總值中的比值。本文以1970年為基期，計算歷年浙江省的K值。

（四）模型檢驗與分析

1.面板數據的平穩性檢驗。采用Eviews6.0計量分析軟件，使用ADF檢驗、PP檢驗（Phillips-Perron檢驗）兩種方法，對1978-2012年的面板數據實施單位根檢驗，具體檢驗結果見表1。可以看出，在1%的顯著水平下，時間序列lnE、lnISCD、lnISCS表現為非平穩序列，因此，接受原假設，即存在單位根。根據一階差分值的分析，在1%的顯著水平下，lnE、lnISCD、lnISCS拒絕存在單位根，因此拒絕原假設，即lnE、lnISCD、lnISCS三個時間序列都是一階單整時間序列，表現出穩定性時間序列，符合進一步實行協整檢驗的要求。

2.面板數據的協整檢驗。運用Johansen協整檢驗法，檢驗lnE、lnISCD、lnISCS三個變量之間的協整關系，檢驗結果見表2。由表2可以發現，Johansen檢驗跡統計量（Trace Statistic）與最大特征值（Max-Eigen Statistic）顯著大于在5%水平下的臨界值，說明lnE、lnISCD、lnISCS之間至少具有一個協整關系。

3.回歸方程分析。利用Eviews6.0計量分析軟件，回歸估計與檢驗方程（3），得到如下回歸模型：

根據表3的回歸結果可以發現，R2=0.878，F值=115.283，DW值=0.241等都比較理想，說明回歸方程（5）的擬合優度較好，長期來看，產業結構變動方向和產業結構變動速度與就業人數存在比較穩定的比例關系。

根據（5）式估算的雙對數回歸方程，可以發現兩個變量中一個反向變動，一個正向變動，這與模型假設相一致，即產業結構變動方向（ISCD）與就業同方向變動，表明第二、第三產業越蓬勃發展，吸納的就業人數就越多；產業結構變動速度（ISCS）與就業反方向變動，表明產業結構變動速度越迅速，吸納的就業人數就越少。從兩個指標來看，產業結構變動方向（ICSD）對就業人數的影響最顯著，其就業彈性系數為2.655，而產業結構變動速度（ISCS）的就業彈性系數為-0.451，說明產業結構變動速度帶來的破環效應遠遠低于產業結構變動方向帶來的創造效應。所以，整體而言，產業結構變動的凈效應為正值，即產業結構動態調整的最終結果實現增加就業的目標。這主要是因為產業結構變動方向帶來的正效應大于產業結構變動速度帶來的負效應，進而浙江省在經濟快速發展、產業結構動態調整的過程中，就業人數隨之增加。

政策建議

（一）第一產業：以低碳經濟理念為指導大力發展生態循環農業

由于浙江省第一產業的就業結構與產值結構還存在一定的偏離，第一產業吸納就業能力非常薄弱，而第一產業對浙江省國民生活具有舉足輕重的影響。因此，鑒于浙江省當前的實際，并且當今世界農業發展的趨勢是“高效、低耗、持續”的低碳環保農業發展模式，因此，浙江省可以通過發展生態循環農業，來消化和吸收部分閑置的勞動力，提高第一產業的產品附加值，增強第一產業的綜合競爭力。

浙江省在發展生態循環農業的過程中，首先必須在生態循環理念指導下，以市場需求為導向，建立農村家庭型和農業龍頭企業、農村合作社相結合的生態循環機制。其次，建立以行業協會和農村家庭個體戶、龍頭企業、合作社組成的規范生態循環農業發展的協調機構，在關注農業、農村、農民經濟效益的同時，關注其社會及生態效益，增強浙江省農業生產的品牌競爭力。

（二）第二產業：積極推進戰略性新興產業和傳統產業協同發展

浙江省政府把先進裝備制造業、海洋新興產業、生物產業、節能環保產業、新能源產業等九大產業確定為浙江省戰略性新興產業，制定了促進戰略性新興產業發展的政策。但是戰略性新興產業的發展不是一蹴而就的，需要一個產業間不斷碰撞和融合發展的過程。戰略性新興產業的發展必須要與傳統產業的協同發展才能展現其強勁的生命力。因此，在積極推進和培育戰略性新興產業發展的同時，要關注二者的協同發展，形成優勢互補、結構合理的協同發展產業格局。在戰略性新興產業和傳統產業協同發展的過程中，積極穩妥的吸納勞動力就業，促進社會和諧穩定。

（三）第三產業：建立生產型服務業和消費性雙輪驅動的現代服務業

上述實證分析表明，第三產業產值變動對就業產生正向變動，第三產業在吸納勞動力就業方面的作用日益增強。因此，第三產業已經成為浙江省吸納勞動力就業的主戰場。所以，應該建立生產型服務業和消費性雙輪驅動的現代服務業，切實增強現代服務業在國內生產總值中所占比重，進一步增加就業容量，充分發揮現代服務業對勞動力就業的帶動作用。一方面，要以市場需求為根加速發展生產性服務業，重點加強金融服務業、信息服務業、現代物流業和商務服務業等核心生產性服務業，提升產業綜合競爭力；另一方面，要以居民消費需求結構升級為引領，重點發展商貿服務業、房地產業、旅游業和核心的消費性服務業，提升服務產品品質，適宜引導大眾的消費取向和消費模式，充分發揮消費性服務業在拉動勞動力就業方面的優勢。

總之，要想實現浙江省產業結構變動中就業效應的正向變動，還必須創造適合產業結構動態調整和就業結構互動的產業環境和就業環境。此外，隨著產業結構的不斷優化，對勞動者的職業素質要求越來越高，特別是“機器換人”對就業者的技能要求越來越高。因此，必須加強就業人員的職業技能培訓，提高就業人員的崗位適應能力。

1.蒲艷萍.轉型期的產業結構變動與中國就業效應[J].統計與決策，2008（7）

2.郭 潔.蘇中經濟區域產業結構變動的就業效應研究[D].上海師范大學，2013