我國區域產業轉移對就業的影響

陳利敏

中圖分類號：F061.4 文獻標識碼：A

內容摘要：本文從總量和結構的雙重視角出發，實證檢驗我國區際產業轉移的就業效應。得出如下結論：第一，我國產業轉移在東中西部地區的就業總量效應明顯。其中東部地區產業轉移對就業規模的影響效果存在負效應，1%的產業轉移將會帶來東部地區0.397%的就業減少，中部地區承接產業轉移所帶來的就業拉動效應明顯，1%的產業轉移將會帶來0.368%的就業總量增加；而西部地區在承接產業轉移過程中，就業總量下降明顯，1%的產業轉移將會帶來0.303%的就業減少。第二，中西部地區承接產業轉移對勞動力從第一產業向第二、三產業轉移的趨勢產生正向效應，但從東部地區來看，其第一產業就業人口變化與產業轉移相關性并不顯著。

關鍵詞：就業數量 就業結構 區域產業轉移

引言

隨著世界經濟結構的不斷調整，我國經濟發展的重心逐步由“速度優先”向“質量優先”轉換，經濟“新常態”成為我國當前以及未來相當長時期內經濟發展的主要趨勢，產業結構調整亟待進行。從我國實際經濟發展角度來看，產業轉移不僅是產業結構調整的主要途徑，也是實現區域經濟結構優化和區域間經濟協調發展的重要手段。因此產業轉移在區域經濟協調發展的基礎上，必然會對社會經濟整體發展帶來影響。除此之外，勞動力就業問題是我國社會各界所關注的重點研究課題，隨著我國人口紅利的逐漸消失和產業轉移的不斷推進，其對勞動力就業形勢變化的影響不斷深入，不僅表現在勞動力就業總量在地理空間的重新分布，同時對勞動力就業結構和質量都產生了一定程度的影響?；诖?，本文主要針對我國區際產業轉移的就業效應展開相關研究，運用實證研究法，對我國區際產業轉移就業效應的數據經驗判斷進行深入研究，具有重要的現實意義。

相關文獻回顧

（一）國外研究回顧

在國外，針對就業和產業的研究已經有了諸多有益探索，并形成了產業經濟學和發展經濟學的一些基礎理論。西蒙·庫茲涅茨（Kuznets Simon）認為隨著經濟發展水平的提高，從事農業的勞動力將會逐漸減少，農業的地位也會有所下降；但是工業和服務業的地位和勞動力人數都會增加，且服務業增加幅度會顯著高于工業。劉易斯（W.A.Lewis）認為在二元經濟結構下，無限供給的勞動力必然會從農村的農業部門向城市的工業部門進行轉移，且這一轉移的根本原因是城鄉收入差距。托達羅（M.P.Todaro）提出農村勞動力流向城市的原因不是實際收入差距，而是預期收入差距，并認為分析勞動力流轉的基本方法應該是成本收益分析法?；衾埂ゅX納里和賽爾昆（H.B.Chenery & M.Syrquin）通過對101個國家20年的數據研究發現：發達國家的產業結構調整和勞動力轉移幾乎是同時進行的，而發展中國家的就業結構轉變普遍滯后于其產業結構調整。這是因為發展中國家可以通過技術貿易快速引進技術，導致勞動力吸納能力相對不足。國外近期的研究更多以微觀經濟樣本進行展開，Drucker J利用美國1987-1997年的微觀數據分析了產業結構和地區制造業就業人數變化間關系，產業競爭力對就業和經濟運行會產生非常重要的影響。

（二）國內研究回顧

我國許多學者站在不同的視角分析了產業轉移過程中就業情況的演化。陳飛（2013）在分析我國西部地區承接產業轉移現狀的基礎上，提出存在勞動力價格、資源和能源等比較優勢，并提出西部地區產業承接的具體對策建議。肖志鵬（2014）首先分析了我國產業轉移對就業的影響路徑，隨后在我國產業轉移的現實情況基礎上，分別從東部地區和西部地區出發，從產業轉出方和轉入方的角度為各級政府提出對策建議。李俊瑋和高菠陽（2015）將就業效應分為消費、投資、出口和其它驅動效應四類，并建立區域間產業轉移就業效應模型研究我國2007-2010年產業轉移的就業效應。研究發現：我國產業轉移就業正負效應并存，呈現由北向南、由東向西遞增趨勢，各驅動因素呈現不同效應特征。

通過對國內外相關文獻回顧可以發現：國內外針對就業和產業結構調整的研究已經形成了很多成果，并提出了諸多建設性對策建議。但是也存在一個顯著的問題，即這些研究多是從就業結構與產業結構的角度進行探討，針對產業轉移進程中就業效應的研究還鮮有所見，這亦是本文的研究意義所在。

模型簡介與數據說明

（一）模型簡介

本文使用2008-2015年分省、市、自治區數據構建面板模型進行數據分析處理，分別從東中西部地區建立面板數據模型。在對所有變量進行對數化處理后，面板數據模型如下所示：

LnENit=α1LnITit+α2LnRGDPit+α3LnASit+α4LnIFSit+α5LnFEit+α6LnEEit+μi （1）

LnENit=β1LnITit+β2LnRGDPit+β3LnASit+β4LnIFSit+β5LnFEit+β6LnEEit+νi （2）

其中，公式（1）為產業轉移中就業總量效應的回歸模型，公式（2）為產業轉移中就業結構效應的回歸模型，EN表示就業人數，ES表示為就業結構，IT為產業轉移，RGDP為人均GDP，AS為平均工資，IFS為固定資產投資，FE為財政支出，EE為教育支出，μi和νi表示隨機誤差項。下標t和i分別代表時間和省份。

（二）指標選取與數據說明

被解釋變量。本文主要分析2008年以來我國產業轉移在就業總量、就業結構的影響，并且以東中西部地區為區際變量。因此本文選取的被解釋變量為2008-2015年全國31個省區的城鎮就業人員數量、第一產業就業人員比例。從就業效應的指標解釋來看，反映就業總量和結構效應的指標分別為城鎮就業人員數量和第一產業就業人員比例。

解釋變量。產業轉移指標，本文選取2008-2015年全國31個省區規模以上工業增加值比例變量作為衡量產業轉移的主要指標。同時為了可以橫向對比，本文將我國31個省區的規模以上工業增加值進行比例處理，形成“規模以上工業增加值比例”作為產業轉移的衡量變量。

控制變量。本文選取全社會固定資產投資、人均GDP、城鎮單位就業人員平均工資、當地政府財政支出和教育支出為控制變量，分別使用全社會固定資產投資、人均GDP、城鎮單位就業人員平均工資、地方政府財政支出和地區教育支出為衡量指標。

文中相關數據均來源于2009-2016年《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》、《中國人口和就業統計年鑒》及2015年相關政府統計公報。同時，為了消除可能存在的異方差性，對相關數據進行取對數處理。此外，本文東中西部省份分別為：東部地區選取北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、山東、海南；中部地區選取山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區選取四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古。

實證分析

（一）單位根檢驗

為了避免出現“偽回歸”問題，提高研究結果的準確性，在進行實證分析之前，先要進行單位根檢驗。本文運用ADF單位根檢驗方法進行分析。檢驗結果表明，變量全社會固定資產投資、人均工資、人均GDP、財政支付和就業結構的原始時間序列數據2008-2015年是平穩序列，而其它變量的原始時間序列數據2008-2015年是非平穩序列，因此分別對這些非平穩變量進行一階差分處理，得到所有變量數據同時是平穩序列。由于所選取變量都是同階平穩，因此可以對模型進行協整分析。

（二）協整檢驗

在確定研究變量為非平穩的一階單整序列后，需要對相關變量進行協整檢驗，以此確定變量間的長期均衡關系。在此采用Johansen協整檢驗法對方程1和2之間進行檢驗，以探討方程內部相關變量的長期均衡關系。根據AIC準則，把協整檢驗的滯后期設定為2，檢驗結果如表1和表2所示，發現就業與產業轉移間存在長期均衡關系，需要進一步的定量分析。

（三）就業總量效應面板回歸結果分析

運用eviews9.0對方程1進行回歸，結果如表3所示。由表3可知，東中西部地區的面板回歸模型 R2分別0.768、0.721和0.694，模型擬合度較高。并且從回歸結果的顯著性來看，產業轉移對我國東中西部地區的勞動力就業總量在1%的顯著性水平上顯著。同時，從控制變量的回歸結果來看，三個地區大部分變量的回歸系數在5%的顯著性水平上顯著。由此可以得出，我國東中西部地區的區際產業轉移對其就業總量存在顯著影響，其影響系數分別為-0.397、0.368和-0.303，表現為東部地區和西部地區的產業轉移對就業總量存在負效應，即在2008-2015年間，我國東西部地區產業轉移變化1%分別帶來0.397%和0.303%的就業總量減少，而對于中部地區而言，其產業轉移對就業總量存在正效應，即在2008-2015年間，我國中部地區產業轉移對其就業總量在1%的水平上顯著，產業轉移變化1%帶來0.368%的就業總量增加。

由估計結果可知，產業轉移對東中西部地區的就業總量變化影響都較為顯著。首先，東部地區產業轉移對就業規模存在負效應，說明就目前來說，東部地區產業轉移未能有效拉動就業，反而會帶來就業總量減少，這是因為東部地區向中西部地區轉移了大量傳統勞動密集型產業。雖然隨著服務業規模擴大帶來產業轉型升級，東部地區的就業數量在部分產業的擴張同時存在，但仍然要警惕大量產業轉出帶來的勞動力市場失業風險。其次，中部地區承接產業轉移所帶來的就業拉動效應較為明顯，這說明產業轉移是中部地區勞動力市場擴大就業量的主要途徑之一，同時中部地區的產業轉移不僅是某一行業的轉移，同時還帶來了相關配套產業和服務業的蓬勃發展，共同促進了本地區就業，也有助于經濟穩定增長。最后，西部地區承接產業轉移會對就業總量帶來不利影響，即西部地區承接產業轉移并沒有很好的拉動就業總量的增加，這與西部地區目前還沒有很好地跟進和完善產業轉移配套措施，以及承接過來的產業沒有很好發揮市場拉動就業的作用。西部地區產業轉入尚處于起步階段，相關配套產業與服務業未能有效建立，因此造成制造業內遷的就業擠出效應。同時由于配套產業和第三產業未能充分發展，缺乏容納剩余勞動力的空間，因此造成了產業轉移后的就業規模減少。

（四）就業結構效應面板回歸結果分析

運用eviews9.0對方程2進行回歸，結果如表4所示。由表4可知，我國東中西部地區的面板回歸模型R2分別為0.612、0.449和0.561，模型擬合度較好。從回歸結果的顯著性來看，除了東部地區，中西部地區產業轉移與就業結構調整的關系較為顯著，而其它自變量與就業結構調整的關系不確定。由此可以得出，中西部地區的產業轉移對其就業結構存在顯著相關性，并且系數分別為-9.594和-7.964，表現為中西部地區的產業轉移會帶來就業結構的變化，即在2008-2015年期間，我國中西部地區分別在1%和5%的水平上對其就業結構的變化影響是顯著的，中部地區和西部地區的產業轉移變化1%會分別帶來9.594%和7.964%的農業人口的減少，進而使其進入第二、三產業，但西部地區的就業結構變化也受人均工資和人均GDP的影響，中部地區就業結構的變化與人均工資、人均GDP等其它變量關系并不確定；東部地區的就業結構變化與產業轉移關系并不顯著，其更多受人均工資、人均GDP的影響。

從我國區際產業轉移就業結構調整效應的估計結果來看，中西部地區的產業轉移會帶來更多的第一產業就業人口的減少，對于其就業結構而言，產業轉移會使更多的第一產業勞動力逐步向第二和第三產業轉移。這與經濟理論中產業結構和就業結構發展規律相符合，同時也符合我國目前產業轉移過程中，中西部地區就業結構向“二、三”產業轉移的規律。因為我國產業轉移主要以工業制造業為主，對于中西部而言，目前工業制造業吸納就業的能力仍然較大，特別是為農村富余勞動力就近就地就業提供主要渠道。但從東部地區來看，其產業轉移對第一產業從業勞動力數量的變化并沒有產生顯著影響，這與東部地區本身的社會經濟發展水平和資源稟賦狀況有關。改革開放以來，隨著我國工業化水平的不斷提升，東部地區農村剩余勞動力轉移已經基本完成，反而在不斷地吸納中西部地區的剩余勞動力，同時，東部地區現代農業經濟的發展也促進了其第一產業的轉型升級。因此實證檢驗結果表明，東部地區的第一產業人口變化與產業轉移或者產業發展關聯性不大。

參考文獻：

1.陳飛，管麗華，李建雄.我國西部地區承接產業轉移的比較優勢和對策分析[J].價格理論與實踐，2013（3）

2.肖志鵬.關于我國產業轉移與就業結構變動的思考[J]. 商業時代，2014（33）

3.李俊瑋，高菠陽.產業轉移的就業效應研究—基于區域間投入產出表分析[J].工業經濟論壇，2015（3）