產業結構演變如何影響中國工業和服務業就業

歐陽艷艷，謝睿婷，余雪霏

一、引言

中國經濟正處在轉變發展方式、優化經濟結構和轉換增長動力的攻關期1該觀點來自十九大報告中關于“貫徹新發展理念，建設現代化經濟體系”的相關內容。，推進經濟結構調整需要加快產業結構優化升級2該觀點來自國家發展和改革委員會：《加快推進產業結構調整》，2010年3月30日。，而產業承載著就業（郭軍等，2006），產業結構的優化升級同時影響著就業結構關系的變化3該觀點來自國家發展和改革委員會：《就業規模持續擴大、就業結構不斷優化、重點群體就業平穩——就業形勢繼續保持穩中向好》，2017年7月31日。。Petty（1691）和Clark（1940）提出的“配第·克拉克定理”揭示了產業結構和就業結構的一般演進規律：當人均國民收入提高時，國民經濟中的三次產業將會順次升級，在此過程中勞動力也會首先由第一產業轉移到第二產業，再由第二產業向第三產業轉移。在每一階段中，一種產業占據國民經濟的主導地位，同時社會的人力、物力以及其他資源都會向這個產業靠攏。越是經濟發達的國家，人均國民收入越高，產業結構中第一產業的份額越少，第二產業、第三產業的份額越高（Fisher，1935；Kuznets，1946）

但實踐證明，產業結構和就業結構各自具有一定的獨立性和差異性，產業和就業的協調程度在不同國家不盡相同（Chenery等，1986），特別在中國這樣一個擁有13.9億人口、9億多勞動力的發展中國家，產業結構對就業的影響具有完全不同于發達經濟體的特征和規律。改革開放后我國的農業勞動力比重一直居高不下（2012年以前占比最大），第二產業增加值長期居于首位是國民經濟中的主導產業。但工業從業人數比重并沒有顯著增長，甚至在1994年之后落后于第一產業和第三產業，在三次產業中處于較低的水平，反映出我國就業結構性矛盾突出1該觀點來自國家人力資源和社會保障部發布的《關于就業結構性問題的研究》，2015年2月。（見圖1、圖2）。在經濟高速發展時期，我國就業和產出往往呈現“去耦”特征，就業彈性不高，就業增長顯著低于經濟增長。此外，經濟發達的東部地區相比其他中部、西部地區，就業人數更多但產業結構與就業結構的比例沒有更好（Shan和Miao, 2014）。在國際經濟政策走勢分化、貿易保護主義加劇的新背景下，我國經濟應該始終保持穩中向好發展態勢，加快結構調整優化，增強內在動力，從而達到“十三五”規劃提出的目標：“著力解決結構性就業矛盾，鼓勵以創業帶就業，實現比較充分和高質量就業”。

圖1 中國三次產業增加值比重變化情況

本文其余部分安排如下：第二部分文獻綜述；第三部分進行模型構建，建立面板平滑轉移模型并確立了潛在的轉換變量，采用全局最優的模擬退火估計方法；第四部分變量說明和描述性統計；第五部分實證分析產業結構演變對工業和服務業就業的影響，包括有效的轉換機制、產業間就業溢出效應和就業彈性測算，對行業差異和城市差異進行對比分析；第六部分是結論與啟示。

圖2 中國三次產業就業比重變化趨勢

二、文獻綜述

產業結構和就業結構具有一定的協調性，產業結構演進是就業結構變動的主要動力。早期的研究主要關注產業結構演進對勞動力流向的促進機制，研究普遍認為各產業部門收入彈性和勞動邊際生產率（Lewis，1954；Ranis等，1961）的相對差異是產業結構優化促進勞動力流動的重要原因。當人們收入達到一定水平后，對農產品的需求難以隨人們收入增加而同步增加，即農業的收入彈性會逐步下降，而第二產業、第三產業所提供的工業產品及服務收入彈性將上升，因此國民收入和勞動力將從第一產業向第二、第三產業轉移。與此同時，由于農業的生產周期長和土地經營規模的制約，農業生產技術進步的難度相比其他產業更高，因此對農業投資沒有辦法突破“邊際報酬遞減”的局限（蔡昉和王美艷，2016），而工業和服務業則通過技術進步和要素投入實現了更高額的產出，從而吸引更多的勞動力流入。產業結構和就業結構的協調性是國民經濟健康發展的重要表現（Shan和Miao，2014），在經濟結構較為成熟的發達國家，產業結構和就業結構演進的協調性更強（Altug等，2012）。

然而，產業結構與就業結構的協調程度具有國別差異，在中國、馬來西亞、墨西哥等發展中國家中就業結構調整滯后于產業結構的轉變（Chenery等，1986；Altug等，2012；蔡昉，2018）。首先，產業結構和就業結構在本質上具有差異性，產業結構的變化并不會必然帶來就業的同步轉移。產業結構代表三次產業的增長水平、產業間增加值比重和產業內的產值結構等，而就業結構則體現勞動力在三次產業的增長和產業間的流動變化。在以往對經濟結構的研究中，常以產業增加值比率衡量產業結構，并以就業比率衡量就業結構，Herrendorf等（2013）指出三種衡量經濟結構指標的差異性，分別是就業比率（employment shares）、增加值比率（value added shares）和最終消費支出比率（final consumption expenditure shares），論述了就業比率和增加值比率所代表的數量含義是不一樣的，盡管其所表現出來的行為特征具有相似性，在很多實例中也不盡相同。其次，產業和就業的影響因素不同，兩者發展變化的規律也不完全相同。產業的增長受到資本、勞動力和技術進步等多方面因素的驅動，當一個產業的資本深化程度高時，產業增長主要靠投資拉動，每單位產業增長拉動的就業增長也會相應減少（張車偉等，2002），而技術進步將帶來某一行業的收入增加和產品附加價值提高，從而有利于提高該行業的產能和增加值，但技術進步帶來產業勞動生產率的提升會擠出部分勞動力（Herrendorf等，2013）。影響就業的因素也要同時考慮需求和供給兩方面，影響就業需求的重要因素是經濟增長和產業結構升級，而就業供給的影響因素不僅包括工資水平、資本存量、進出口貿易（呂延方等，2015；李勝旗等，2018）等經濟因素，還包括行政上對勞動力流動的限制等制度因素（蔡昉，2018）。最后，由于發展中國家在工業和服務業發展上通過引進發達國家的資本和技術，勞動生產率迅速上升，產業結構升級速度加快，而資源錯配的存在和與勞動力流動相關的基礎配套制度尚未完善，使得就業結構調整滯后于產業結構的變化（蔡昉，2017）。

除了產業結構演進本身對就業結構的顯性促進機制外，還存在著一些既作用于產業又影響就業的因素，主要包括：（1）城鎮化水平：城鎮化是人口、土地、技術、信息等經濟資源集聚的過程，由于集聚效應的存在，城市規模的擴大不僅創造了勞動力供給，還會帶來勞動力需求的提高。當人口密度和經濟資源集聚到一定程度時，社會分工進一步細化，從而引起產業結構的調整，產生更多的就業機會（Han等，2012；陸銘等，2012）。（2）政府財政支出：產業結構和就業結構演變是一個緩慢的過程，但在政府和市場的雙重作用下，可以大大縮短這一過程。政府通過制定和實施產業政策引導和扶持主導產業，激勵各種資源在產業間合理優化配置，從而很大程度上影響我國勞動力流動的數量和方向（陸銘和歐海軍，2011）。（3）市場開放度：在經濟全球化背景下，我國面臨的國際資本流動包括外國投資和對外投資兩部分，其中外商直接投資對我國產業和就業影響顯著（Feenstra和Hanson，1997； Lipsey和Sjoholm，2001；冼國明等，2006）。一方面，外商直接投資促使外國產業向我國轉移，新建和并購企業創造了就業機會；另一方面，外商直接投資通過技術外溢提高了勞動生產率，吸引勞動力向第二、第三產業流動。此外，專業化水平（Henderson等，1995；Duranton和 Puga，2000；Glaeser等，1992；Forni和 Paba，2002）、多樣化程度（Comes，2000；Illy等，2011）、技術進步（Postel-Vinay，2002；Erikson，1997；Trehan，2003）也是產業結構促進就業結構的潛在機制。現有研究大多只是提出了可能同時作用于產業和就業的因素，或只將其作為研究的控制變量，少有把這些因素作為產業結構影響就業的潛在機制，并對產業結構演進如何影響就業結構的變化進行深入討論。

已有文獻涉及了產業結構與就業結構的基本關系、產業與就業的協調性、差異性以及產業與就業相互作用機制，提供了很多產業結構演進如何影響就業結構變化的研究線索，但至少存在三方面的問題：第一，產業結構優化包含了產業間調整和產業內調整兩部分，而現有文獻對于產業結構的定量衡量過于粗略，大多只采用增加值比率，只能反映產業間比重的增減變化，無法反映產業內部的結構變化；第二，已有研究缺乏產業對就業的影響機制分析，大多只是簡單地將產業增加值比重、產業就業比重變化進行時間序列上的對比，甚至簡單認為產業包含了就業、片面地看待產業和就業的聯動關系。鑒于產業和就業所代表的經濟實質、變化規律并不相同，產業和就業既存在協調性，又存在差異性和滯后效應，因而現有研究對產業結構演進如何影響就業結構調整的分析均過于含糊，其中的傳導機制也尚未厘清；第三，在經濟體制改革和經濟結構的升級過程中，很多經濟變量的動態調整呈漸進式變化（包群，2008），因此就業彈性很可能包含線性特征和非線性特征，而大多數研究預設了就業彈性是線性的，把就業彈性簡單地歸結為單位經濟或產業增長帶來的就業變動，而忽略了就業彈性的非線性部分，也沒有對工資水平、資本存量、進出口貿易等可能影響就業的其他因素進行控制，這使得對產業影響就業彈性的估計可能不夠準確。另外，關于就業彈性的分析大多從國家層面或者省份層面進行，而少有從城市層面進行系統性分析，但是產業結構和就業結構在城市層面具有相當的差異（陸銘等，2012），只從國家層面或者省份層面進行分析會弱化這種重要的異質性。

綜上所述，本文的邊際貢獻主要體現在：（1）不僅關注產業結構優化對本產業就業的影響，還考慮了產業間溢出的就業效應。通過深入構建產業結構衡量體系，將三次產業結構的變化全面擴展至增長總值、人均增長值、人均收入和產業內部結構要素等方面，而不是簡單地通過產業增加值比率指標衡量產業結構，克服了產業增加值比率此消彼漲的局限，更能體現產業結構優化的經濟實質和度量產業間溢出的就業效應；（2）通過對產業結構就業效應的非線性機制進行分析，從而闡明產業對就業變化的影響路徑。本文采用面板平滑轉移模型，考慮了包括城鎮化水平、政府財政水平和市場開放度在內的三個潛在的、非線性機制，并通過模擬退火法估算出有效的轉移變量、轉移位置和轉移速率，使研究結果更加精確，擬合出不同機制下三次產業結構演進對中國工業和服務業的影響路徑和產業間溢出的就業效應；（3）本文基于城市層面進行深入研究，利用2000-2016年54個中國城市面板數據，實證驗證產業結構對就業結構的影響，并通過對一、二、三線城市進行分組分析，探討就業彈性影響機制的城市差異效應。

三、模型構建

常見的非線性面板模型有三種：門限自回歸模型（Threshold Auto-regressive Model, TAR）、馬爾科夫體制轉換模型（Markov Switching Regime Model, MSR）和平滑轉移回歸模型（Smooth Transition Regression Model , STR）。其中，門限自回歸模型強調從一種體制迅速轉換為另一種機制，而且這種轉換是瞬時且離散的；馬爾科夫體制轉換模型強調經濟狀態的變遷是由外生的不可預測的馬爾科夫鏈驅動的，而沒有對體制前后變化的原因以及變化的時間做出解釋；平滑轉移回歸模型則假定從一種體制連續的、平滑的轉換到另一種體制，模擬了一種經濟體制逐漸轉換的過程。

本文采用面板平滑轉移模型進行非線性機制的分析，首先是因為在研究經濟結構演進時，面板平滑轉移模型所描述的機制更加符合現實情況。經濟結構中不同經濟主體行為的變化是經濟結構調整的主要原因，而經濟主體由于受自身文化、地域、偏好等因素的影響，對同一經濟信號不同經濟體不可能同時立即做出相同的反應，產業結構的調整升級往往需要經過一個長期逐漸轉換的過程；其次，由于本文使用的是中國城市面板數據，且城市截面的產業結構差異較大，而面板平滑轉移模型能更好地捕捉截面的異質性，從而揭示各城市產業結構就業效應的差異。模型將產業結構的就業效應分為兩部分：一部分是固定的就業效應，不隨時間及城市不同而發生改變；另一部分是隨機的就業效應，以轉換變量的位置參數為中心，隨著時間和城市變化，產業結構的就業效應在高低機制間進行平滑轉換。

（一）模型構建

面板平滑轉移模型的一般形式可表示為：

其中， yit為被解釋變量，表示解釋變量所組成的向量。是轉移函數，一般是0和1之間取值的連續平滑的有界函數，也正是導致模型的非線性特征。 qit為轉換變量，r＞0為平滑轉化的參數，決定機制的轉換速度，cj為轉換發生的位置參數，εit是隨機干擾項。在反映經濟變量對持久性沖擊的響應過程時，通常采用邏輯函數形式：

當轉移函數取0時，稱為低機制；轉移函數取1時，被稱為高機制。轉移函數在0-1之間連續平滑移動，反映了面板平滑轉移模型的系數以 cj為中心隨著轉換變量的變化在間平滑轉換。該模型需要解決的問題主要有三個：轉換變量 qit的選取；模型非線性形式的確定；模型的參數估計。

為了檢驗產業結構對就業變化的非線性影響，我們以城市就業結構作為因變量，其中分為工業就業結構（ESI）以及服務業就業結構（ESS）；以城市產業結構為主要的解釋變量，又分為第一產業結構、第二產業結構和第三產業結構（ I S3）。同時考慮產業結構影響就業的平滑轉換機制，選取可能的三個變量：城鎮化水平（urb）、政府財政支出（gov）和市場開放型（open）作為模型的轉換變量，并檢驗其有效性，從而確定有效的轉換變量和模型的非線性形式。模型的表達式分別為：

（二）模型參數估計方法

為了解決模型參數估計問題，我們首先利用全局最優的模擬退火法確定轉移速率r和位置參數c，進而確定模型非線性部分的轉移變量參數值。模擬退火法的原理是模擬液體冷卻成固體或金屬退火的過程，從中尋找全局最優解。模擬退火法不依賴于初始值，能在找到局部極點的情況下，以一定的概率接受跳出局部極值，從而克服了局部最優的問題，然后在退火溫度的控制下有效地找到全局最優解。模擬退火法（Simulated Annealing）最早由Metropolis 等（1953）提出，已被成功設計出大規模集成電路，之后經過Szu（1987）以及Deck和Scheuer（1990）的發展完善，已具有很強的科學應用價值。本文運用模擬退火法，可以在全局最優的視角確定最為擬合經濟現實的轉變速率r和位置參數c，進而確定有效的轉移變量itq參數值，從而得到模型估計所需要的轉移函數。在此基礎上，利用非線性最小二乘法對整個模型解釋變量的系數進行估計。根據模型設定，產業結構變化的就業彈性1本文的就業彈性有別于蔡昉（2004）、陸銘和歐海軍（2011）等文獻中分析的就業彈性，上述文獻衡量經濟增長所帶來的就業量的增加，而本文是指單純的產業結構變動引起的就業比例和就業關系的變化。如表1所示，同時涵蓋線性部分和非線性部分。

表1 產業結構對就業的彈性系數說明

四、變量說明和描述性統計

（一）變量選擇和處理

（1）就業結構（ES）：就業結構是指勞動力在各經濟部門的分布和流動關系，反映了各城市對勞動力的利用程度。為了細化研究的需要，本文以ESI表示工業勞動力占總就業人數的比重，以ESS表示服務業勞動力占總就業人數的比重，分別衡量工業就業結構和服務業就業結構。

（2）產業結構（IS）：產業結構反映了產業部門的比例關系及變化趨勢，一般的做法是采用三次產業的產業增加值比率來衡量，但其是單一指標，很難衡量產業結構轉換速度的快慢和效率的高低。因此，本文把產業結構分解為第一產業結構（以 I S1表示）、第二產業結構（以 I S2表示）以及第三產業結構（以 I S3表示）三個部分，每部分采用更細的指標和主成分分析，并進行標準化處理。

衡量產業結構的指標體系2本文產業結構衡量指標參考《中國省域經濟綜合競爭力》藍皮書，將產業結構分為第一產業結構、第二產業結構、第三產業結構，在三次產業下采用多種指標進行全面測算。如表 2所示，三次產業結構的衡量除了包括產業增加值、產業增加值增長率、人均產業增加值和產業增加值占GDP比重等衡量三次產業增長和產業間結構轉換之外，還分別引入各個產業結構內部的要素：第一產業包含農民純收入、農村人均用電量和人均農業機械總動力，以衡量第一產業中農民生活質量、農業規模化和機械化程度等結構信息；第二產業包含工業資產總額、工業資產總額增長率、建筑業總產值和規模以上工業企業增加值，以衡量第二產業中工業規模及擴張速度、建筑業要素和大型工業的發展狀況等結構信息；第三產業包含旅游外匯收入、商品房銷售額、金融機構年末存款余額和限額以上批發零售業貿易業商品銷售額，以衡量第三產業內部結構中旅游業、房地產業、金融業和大型零售業貿易業發展狀況等結構信息。這些產業內部結構信息反映了產業結構優化的重要內容，同時影響了就業在不同經濟部門的分布。本文通過深入構建產業結構的指標體系，以更全面深刻地反映產業結構優化升級的實質，三次產業結構優化可以同步進行，突破了運用產業增加值比率指標衡量時的三次產業此消彼漲的數量局限性，更符合經濟發展和經濟結構調整的現實。

表2 衡量產業結構的指標體系

（3）其他變量：除了產業結構以外，本文還加入其他影響我國就業的重要因素。經濟發展和產業結構變化主要通過需求角度影響就業；根據呂延方等（2015）和李勝旗（2018）等文獻，影響就業供給的其他主要因素是工資（wage）、資本存量（k），同時還加上外部因素貿易沖擊（tra）。其中，工資采用勞動力2000-2016年平均工資水平進行衡量，并取自然對數值；資本存量的計算參考張軍等（2004），以各省份2000年的資本存量作為基期存量，運用永續盤存法估算出各城市的資本存量，折舊率取值為0.1，并取自然對數值。貿易沖擊采用我國進出口貿易額占GDP的比重來衡量。

（二）數據來源和變量描述性統計

本文所采用的數據來源于歷年《中國城市統計年鑒》、《中國區域經濟統計年鑒》、《中國人口與就業統計年鑒》以及“中國經濟與社會發展統計數據庫”。本文分別選取2000-2016年54個城市的面板數據，為了消除單位量綱的影響，相關數據都采用比重形式或進行標準化處理。主要變量的描述性統計如下表3所示。

表3 變量描述性統計

五、實證結果

本文的實證分為三個部分：第一，首先檢驗全國54個城市產業結構對就業變化的三個潛在轉移變量，并計算各轉移變量下的就業彈性，從而分析三大產業的產業內和產業間就業溢出效應。第二，在前一步檢驗基礎上，得到顯著有效的轉移變量和轉移函數，從而畫出各城市相應的轉移函數圖，以及分析產業促進就業由低機制向高機制轉換的路徑，并指出發展變化的長期穩態均衡。第三，將城市進行分組，檢驗一線、二線和三線城市產業對就業影響的地區間差異。

（一）產業結構對就業變化的非線性機制：轉換變量、彈性分析和產業間溢出效應

在第一階段的實證檢驗中，首先我們嘗試將城鎮化水平、政府財政支出和市場開放度三個可能的轉換變量代入轉移函數，進而找出顯著有效的轉換變量；其次，由于將產業結構分為第一產業結構、第二產業結構和第三產業結構，我們將分析產業內和產業間的就業溢出效應，并計算和分析產業結構變動引起的就業彈性變動。表4是產業結構對就業的非線性估計結果，其中1β，2β，3β是三次產業結構對工業就業和服務業就業的線性影響，'1β，'2β，'3β是三次產業結構對工業就業和服務業就業的非線性影響。由于城鎮化水平、政府財政支出和市場開放度都是有效的非線性轉換變量，能夠使得模型中回歸系數1β，2β，3β以及'1β，'2β，'3β均顯著，三種轉換機制在產業結構對工業就業和服務業就業的影響效應中總體顯著。

從表4工業就業來看，由于三次產業結構對就業的線性影響和非線性影響符號不一致，所以總體影響要看產業結構對就業的偏效應（即就業彈性，見表 5）。此時以城鎮化水平為轉移變量的模型非線性轉移的位置參數c為 0.247，轉移速率r是 14.122；以財政支出為轉移變量的模型非線性轉移的位置參數c為 0.035，轉移速率r是 32.879；以市場開放度為轉移變量的模型非線性轉移的位置參數c為0.015，轉移速率r為35.979。同理，從表4服務業就業來看，三次產業結構對就業的線性影響和非線性影響符號不一致，我們通過計算產業結構對就業的偏效應（即就業彈性，見表5）來衡量總體影響。此時以城鎮化水平為轉移變量的模型非線性轉移的位置參數c為0.221，轉移速率r是15.852；以財政支出為轉移變量的模型非線性轉移的位置參數c為0.031，轉移速率r是 31.996；以市場開放度為轉移變量的模型非線性轉移的位置參數c為 0.020，轉移速率r為23.053。

此外，工資、資本存量和貿易沖擊均對工業就業產生正向且較為顯著的影響，但對服務業就業則產生負向作用。這說明我國服務業仍以勞動密集型為主，工資水平不高，抑制了勞動力流向服務市場的積極性；而社會資本存量和貿易進出口拉動的服務業新增就業數量也非常有限。以城鎮化水平、財政支出和市場開放度為轉移變量時，模型LM值均通過1%的顯著性檢驗，表明在合適的轉移變量下，各城市的產業結構和就業結構存在顯著的非線性關系，而且城市截面存在較大的差異，因此本文采用非線性的面板平滑轉移模型是合適的。

表4 產業結構對就業的非線性估計結果

表5 產業結構變化的工業和服務業平均就業彈性

由于表4分別呈現了模型線性部分和非線性部分的系數回歸結果，并且兩部分的符號不一致，難以直接判斷三次產業結構變化對就業結構的影響程度。為了綜合反映三次產業結構變化對就業結構的總體影響，我們計算了產業結構所引起的就業彈性。表5是產業結構變化的工業和服務業平均就業彈性的計算結果，總體來看，第二產業對工業就業、第三產業對服務業就業的產業內就業效應為正向促進作用，但產業間就業溢出效應為負向。三種轉換機制下，二產結構調整能夠促進工業的平均就業，其彈性系數分別為0.071、0.066、0.062，而一產、三產對工業就業的產業間平均就業彈性均為負值；同樣地，三產結構調整對服務業的產業內平均就業彈性均為正值，分別為0.068、0.066和0.053。而從產業間的就業彈性來看，二產調整對服務業平均就業具有抑制作用，但是一產對服務業就業將產生正向的產業間溢出，也就是說，我國農業剩余勞動力流向了服務業而非工業制造業。

進入21世紀后（2000-2016年），中國處于農業規模化、工業發展速度放緩和產業結構服務化的歷史階段，一方面根據誘致性技術變遷理論，農業技術變遷的方向發生逆轉，越來越傾向勞動節約型，資本替代勞動的過程加速，農業規模化經營和使用大中型農用機械解放人力的趨勢愈加明顯（蔡昉，2016）。在這個過程中農業生產率得到大幅提高，農業釋放出大量的剩余勞動力。另一方面，由于我國第二產業規模相對下降（由 2000年占國民經濟的45.5%下降為 2016年的39.9%），加上科學技術的不斷進步，工業從業人員也在向外涌出。而服務業本身具備強大的勞動力吸納能力，隨著第三產業的比重逐步提高、產業結構逐步優化，吸引和承接了部分原來從事農業和工業的勞動力涌入。因此，現階段我國農業剩余勞動力更多地轉向高速發展、勞動密集型的服務業而非速度放緩、結構調整并且勞動力外遷的工業，因此，第一產業結構的升級伴隨著服務業就業人數的增加和工業就業人數的減少。

值得注意的是，工業和服務業的平均就業彈性均較低，原因在于測算時加入非線性因素的考量，擬合了經濟結構優化在低機制時快速增長和轉換、在實現高機制后趨于穩定和緩慢發展的路徑，因而要比只考慮線性影響效應時的就業彈性低；另外，本文研究的是產業結構引起的就業彈性變化，其效應要小于經濟增長引起的就業彈性變化，所以就業結構的演進除了受產業結構影響外，還需要就業政策、社會保障制度等各方面的引導和協調。

（二）產業結構對就業變化的非線性機制：影響路徑和長期穩態均衡

接下來，我們分別畫出六個模型的轉移函數和產業結構對就業結構的彈性（見圖 3-8）。圖3-5分別反映了以城鎮化水平、政府財政支出、市場開放度為轉移變量的工業轉移函數及其就業效應，圖6-8分別反映了以城鎮化水平、政府財政支出、市場開放度為轉移變量的服務業轉移函數及其就業效應。總體來看，在城鎮化水平、政府財政支出和市場開放度三種轉換機制中，產業結構對工業就業和服務業就業的轉移函數在各城市均大于0。

從工業就業效應來看，驗證了在三種轉換機制，第二產業對本產業的就業增長具有顯著的促進作用，而第一產業和第三產業對第二產業具有負向的產業間就業溢出效應的結論。除了2000-2002年小部分財政支出占GDP比重接近0的城市以外，第二產業的工業就業彈性均為正值，第一產業和第三產業的工業就業彈性均為負值。

從轉換路徑來看，在城鎮化水平、政府財政支出水平或市場開放度達到一定程度后，中國城市的產業結構調整對工業就業的影響趨于一個很小的穩態值。對于工業就業彈性，由于城鎮化水平機制下的轉移位置參數是0.247，政府財政支出機制下的轉移位置參數是0.035，市場開放度機制下的轉移位置參數是0.015（見表4中的位置參數）,意味著當城鎮化水平達到24.7%，政府財政支出占GDP比重達到3.5%，外商直接投資占GDP比重達到1.5%時，產業結構調整對就業結構的影響開始從低機制向高機制轉換，在此過程中，第二產業對本產業就業增長的促進作用不斷下降，第一產業和第三產業對工業就業的負向溢出作用不斷減弱。最后，三次產業結構優化影響工業就業彈性的長期穩態為：（1）城鎮化水平機制下一產的工業就業彈性趨近于0，二產的工業就業彈性約為0.05，三產的工業就業彈性約為-0.05；（2）政府財政支出水平機制下一產的工業就業彈性約為-0.025，二產的工業就業彈性約為0.05，三產的工業就業彈性約為-0.05；（3）市場開放度機制下一產的工業就業彈性趨近于0，二產的工業就業彈性約為0.02，三產的工業就業彈性約為-0.03。

圖3 （a）城鎮化水平下工業就業效應轉移函數

圖3 （b）城鎮化水平下工業就業效應

圖4 （a）財政支出下工業就業效應轉移函數

圖4 （b）財政支出下工業就業效應

從服務業就業效應來看，也同樣驗證了三種機制下，第三產業對本產業就業增長具有顯著的促進作用，第二產業對服務業就業產生負向的產業間溢出，而第一產業對服務業就業產生正向的產業間溢出的結論。在城鎮化水平和政府財政支出水平的機制下，除了2000-2002年小部分財政支出占GDP比重接近0的城市以外，一產的服務業就業彈性均為正值，二產的工業就業彈性均為負值，而三產的服務業就業彈性均為正值；在市場開放度的機制下，三產的服務業就業彈性均為正值，但一產和二產對服務業就業的影響效應與其他兩個機制略有不同，主要體現為：在市場開放度較低時，一產的服務業就業彈性為正值，在市場開放度較高時，一產的服務業就業彈性為負值；相反地，在市場開放度較低時，二產的服務業就業彈性為負值；在市場開放度較高時，二產的服務業就業彈性為正值。這說明在中國，吸引外商直接投資有利于實現工業和服務業就業的同步發展，同時對農業產值比重和就業人數的增長產生負向的溢出作用。

圖5 （a）市場開放度下工業就業效應轉移函數

圖5 （b）市場開放度下工業就業效應

從轉換路徑來看，對于服務業就業彈性，城鎮化水平機制下的轉移位置參數是0.221，政府財政支出機制下的轉移位置參數是0.031，市場開放度機制下的轉移位置參數是0.020（見表4中的轉移位置），意味著當城鎮化水平達到22.1%，政府財政支出占GDP比重達到3.1%，外商直接投資占GDP比重達到2%時，產業結構調整對就業結構的影響開始從低機制向高機制轉換，三個機制的服務業就業彈性的轉移位置參數值和工業就業彈性的轉移位置參數值基本一致，說明工業就業彈性和服務業就業彈性在三個機制下幾乎是同時開始從低機制向高機制轉換。

服務業就業彈性的轉換趨勢也和工業彈性基本一致：在城鎮化水平、政府財政支出水平或市場開放度達到一定程度后，中國城市的產業結構優化對服務業就業彈性的影響趨于一個很小的長期穩態值。（1）城鎮化水平機制下一產和三產的服務業就業彈性趨近于0，二產的服務業就業彈性約為-0.05；（2）政府財政支出水平機制下一產的服務業就業彈性約為0.025，二產的服務業就業彈性約為-0.05，三產的服務業就業彈性約為0.05；（3）市場開放度機制下，隨著外商直接投資占GDP的比重增加，三產最后穩定在約0.05的位置，一產對服務業就業的正面溢出作用不斷下降，最后由正轉負穩定在約-0.01的位置，二產對服務業就業的負向溢出作用不斷減弱，最后由負轉正穩定在約0.01的位置。

通過產業對就業影響路徑的擬合與分析，可知城鎮化水平、政府財政支出和市場開放度都是產業演進影響中國工業就業和服務業就業的有效轉換機制。首先，城鎮化能夠在產業結構升級條件下實現就業數量的增加。我國在推進城鎮化進程中，通過產業結構調整和統籌城鄉就業，有效地促進了農村富余勞動力轉移到非農產業。其次，與城鎮化途徑不同的是，政府財政支出則是通過積極的政策引導，達到盤活就業存量、優化就業配置的效果。政府加大財政資金的投入力度，也有效地提高了勞動者的人力資本，從而使勞動力得到更好的配置。最后，市場開放度的提高也有助于設立更多的外資企業（或合資企業），增強國際競爭程度的同時，也吸引勞動力向技術管理水平更高的制造業和服務業流動。加大市場開放度引入了競爭，有效地發揮了市場在人力資源配置上的決定性作用，使我國勞動力形成了供需雙向選擇、自主就業的良性格局。

圖6 （a）城鎮化水平下服務業就業效應轉移函數

圖6 （b）城鎮化水平下服務業就業效應

圖7 （a）財政支出下服務業就業效應轉移函數

圖7 （b）財政支出下服務業就業效應

圖8 （a）市場開放度下服務業就業效應轉移函數

圖8 （b）市場開放度下服務業就業效應

（三）產業結構對就業變化的非線性機制：城市差異

基于上述分析的結果，該部分實證檢驗我們仍以城鎮化水平、政府財政支出和市場開放度為模型的轉換變量，分析不同層級城市在產業結構和就業結構演進中的不同表現。我們對一線、二線、三線城市1按照城市的人口規模和經濟發展水平，一線城市包括北京、天津、上海、廣州、深圳；二線城市包括杭州、南京、濟南、重慶、青島、大連、寧波、廈門、成都、武漢、哈爾濱、沈陽、西安、長春、長沙、福州、鄭州、石家莊、蘇州、佛山、東莞、無錫、煙臺、太原、合肥、南昌、南寧、昆明、溫州、烏魯木齊、貴陽、海口、蘭州、泉州、南通、徐州、常州、紹興、洛陽、臺州、嘉興、金華、中山、惠州、珠海；三線城市包括淄博、唐山、銀川、西寧、呼和浩特、包頭、大慶、濰坊、鄂爾多斯、濟寧、鹽城、邯鄲、臨沂、東營、揚州、滄州、榆林、泰州、鎮江、昆山、江陰、張家港、義烏、保定、吉林、鞍山、泰安、宜昌、襄陽、南陽、威海、德州、岳陽、聊城、常德、漳州、濱州、茂名、淮安、江門、蕪湖、湛江、廊坊、菏澤、柳州、寶雞、綿陽、汕頭。進行分組回歸，回歸結果如表6-8所示。

由表6可知，在一線城市中，城鎮化水平是工業就業和服務業就業有效的非線性轉換變量，以城鎮化水平為轉移變量能實現一線城市產業結構演進對工業就業、服務業就業從低機制向高機制的轉換。模型中回歸系數2β，3β，2β′，3β′均顯著，1β，1β′均不顯著，說明在一線城市，二產和三產結構變化會顯著影響中國工業和服務業就業，而第一產業結構的發展對中國工業和服務業就業沒有顯著影響。對于一線城市來說，由于政府財政支出和市場開放度已經達到相對高度，因此兩者促進產業就業互動的作用有限。但是目前我國一線城市的城市規模仍在繼續擴大，城鎮化水平和資源集聚能力不斷增強，從而促進了先進制造業和高端服務業發展，在吸引大量勞動力的同時，也產生了大量的就業需求。隨著分工的進一步細化，能顯著帶動產業創新和產業結構優化升級，實現工業和服務業的共同發展，提高企業生產效率，吸引人才流入和創造就業。

由表7可得，二線城市中城鎮化水平和市場開放度是工業就業和服務業就業有效的非線性轉換變量，以城鎮化水平和市場開放度為轉移變量能實現二線城市產業結構演進對工業就業彈性和服務業就業彈性從低機制向高機制的轉換；模型中回歸系數1β，2β，3β，1β′，2β′，3β′均顯著。對于二線城市來說，城鎮化進一步推進和城市規模擴大帶來的規模經濟效應對二線城市產業集聚和就業增長顯著有效，同時二線城市對外開放時間相比一線城市較遲，勞動力成本較一線城市低。而相比三線城市，二線城市的基礎設施、商業配套設施和交通設施更加完善，具備更好的經濟基礎，商業活躍度相對較強，因此成為外資布局的戰略地區。二線城市本身產業結構和就業結構不如一線城市成熟，還處于享受外資福利的階段，引入外資帶來的資本、技術溢出能有效帶動產業就業彈性向高機制轉換。

由表8可得，三線城市中政府財政支出是工業就業和服務業就業有效的非線性轉換變量，以政府財政支出為轉移變量能實現三線城市產業結構演進對工業就業彈性和服務業就業彈性從低機制向高機制的轉換；模型中回歸系數1β，2β，3β，1β′，2β′，3β′均顯著。這可能是因為，三線城市多數是城市規模、基礎設施建設和交通建設都較為普通的中小城市，城市化帶來的規模經濟效應在產業結構升級和就業結構調整上作用相比一線、二線城市較弱。同時三線城市的經濟社會發展往往依托于本地的中小型企業或資源型企業，對外資的吸引力較低。在市場作用相對較小的情況下，政府對產業就業的支持和引導在三線城市產業結構升級和就業結構調整的過程中具有重要的作用。合理的產業就業政策和政府財政支持有利于合理利用和配置城市資源，發展具有地方優勢的產業，創造就業機會，而不合理的政策會導致資源錯配、過度投資等現象，不利于產業結構和就業結構的協調健康發展。

表6 一線城市產業結構對就業的非線性估計結果

表7 二線城市產業結構對就業的非線性估計結果

（續表）

基于表6-8對一線、二線、三線城市的回歸結果，為了綜合反映三次產業結構變化對就業結構的總體影響，我們分別計算了一線、二線、三線城市在有效機制下的產業結構所引起的平均就業彈性。如表9-11所示。

表9 一線城市產業結構變化的工業和服務業平均就業彈性

表10 二線城市產業結構變化的工業和服務業平均就業彈性

表11 三線城市產業結構變化的工業和服務業平均就業彈性

從就業彈性來看，在一線城市和二線城市中，滿足第二產業對工業就業、第三產業對服務業就業的產業內就業效應為正向促進作用，但產業間就業溢出效應為負向的結論，由于產業結構演進對工業就業和服務業就業的影響主要依賴城鎮化、市場開放等經濟機制的影響，產業結構和就業結構發展較為協調和合理；而在三線城市，第二產業對工業就業產業內就業效應為負向，說明三線城市工業發展沒有帶來工業就業的相應增長，產業結構和就業結構發展的協調性較差，三線城市主要靠勞動密集型的服務業來吸納就業。對比一線、二線、三線城市的就業彈性大小發現：三線城市的產業結構調整對工業就業和服務業就業的影響最大，二線城市次之，一線城市產業結構調整對工業就業和服務業就業的影響最小，再次驗證隨著城市和經濟的發展，產業結構演進對中國工業和服務業就業的影響效應呈下降趨勢，只依賴產業發展無法持續實現就業增長和就業結構優化。

六、結論與啟示

中國產業結構演進顯著影響了就業結構的變化。本文基于2000-2016年中國54個城市面板數據，利用主成分分析法構建產業結構體系，將產業結構分解為第一產業結構、第二產業結構和第三產業結構，運用模擬退火法、面板平滑轉移模型和非線性最小二乘法，實證檢驗了包括線性影響和非線性影響在內的中國產業結構對工業就業和服務業就業的總體影響，并對城市進行分組檢驗和城市差異分析。本文得到以下主要結論和政策啟示：

第一，從總體上說，城鎮化水平、政府財政支出和市場開放度均是產業結構演變促進工業和服務業就業增長的有效轉移機制；提高城鎮化水平和市場開放度均有助于新增就業數量和機會，從而有效地促進一線城市和二線城市的產業升級并拉動就業增長，而政府財政支出則在三線城市中實現了產業就業的合理存量配置。由于城鎮化是規模經濟的重要體現，有助于先進制造業和高端服務業集聚，因此我國仍應在大中型城市繼續深化城鎮化水平（陸銘，2016），雙向促進勞動需求和勞動供給，因地制宜支持發展優勢產業，鼓勵高附加值的服務業發展，遏制產能盲目擴張；同時城市應該合理引進外資，進一步促進勞動力向工業企業和服務業企業流動。不同層級城市的經濟基礎和發展階段不同，適用于不同的轉換機制，地方政府應實行因地制宜的產業、就業促進政策，促進產業結構和就業結構的協調發展。

第二，第二產業對工業就業、第三產業對服務業就業的產業內就業效應為正向促進作用，但產業間就業溢出效應為負向，農業剩余勞動力轉移至服務業。工資、資本和貿易不能有效新增服務業就業。生產性服務業是目前中國服務業發展的短板，為了更有效地推進經濟結構改革和產業結構優化升級，需要降低產業間的負向摩擦，深化產業融合，因此，要優先發展面向工業生產的現代服務業，推動生產性服務業向中、高端發展，不斷提升對工業轉型升級的服務支撐力。此外，還要制定服務業發展的中長期政策，提高服務勞動者的收入，增加服務業的資本存量，并推動服務貿易增長，降低阻礙服務從業人員發展的桎梏。

第三，產業結構調整引起的就業變化將趨于長期穩態，由于我國的就業彈性較小，因此幾乎不會對就業產生持久的根本影響。產業結構和就業結構在經濟實質和演變規律上具有差異性，目前我國通過產業升級帶來的就業調整力度有限，就業演變具有其自身的規律。要改善就業結構的滯后性，還需要通過完善勞動力市場機制、加強職業培訓體系建設、鼓勵創新創業等專門就業政策，幫助勞動者更好地適應市場需求和尋找崗位，同時建立健全戶籍管理制度和社會保障制度，為勞動力向效率更高的經濟部門流動創造有利條件。