產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)影響的實證研究：1985－2011
——基于山東省的分析

趙 利，盧 潔

（山東財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，山東濟南 250014）

產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)影響的實證研究：1985－2011
——基于山東省的分析

趙 利，盧 潔

（山東財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，山東濟南 250014）

選取1985－2011年三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重和城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的相關時間序列數(shù)據(jù)，通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果分析、VAR模型以及脈沖響應分析和方差分解，探究了產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對山東省城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的影響。結果發(fā)現(xiàn)：三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重分別與城鎮(zhèn)勞動就業(yè)之間存在著長期均衡關系。長期內(nèi)，第一產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)具有負向作用，第二產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)具有推動作用，第三產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)具有正向作用；第一、二產(chǎn)業(yè)對山東省城鎮(zhèn)勞動就業(yè)波動的貢獻率隨時間推移逐漸增大，第三產(chǎn)業(yè)對山東省城鎮(zhèn)勞動就業(yè)波動的貢獻率不是很大。

三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重；產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整；城鎮(zhèn)勞動就業(yè)

產(chǎn)業(yè)結構與勞動就業(yè)是相互聯(lián)系的，因為經(jīng)濟的發(fā)展要求產(chǎn)業(yè)結構與勞動就業(yè)相互適應。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，山東省的產(chǎn)業(yè)結構發(fā)生了較大的變化，產(chǎn)業(yè)結構不斷升級，第一產(chǎn)業(yè)不斷下降，第二產(chǎn)業(yè)在產(chǎn)業(yè)結構中一直占有較大比重，第三產(chǎn)業(yè)則穩(wěn)步上升。因此第一產(chǎn)業(yè)對勞動力資源的需求下降，勞動力從農(nóng)村向城鎮(zhèn)轉移，使得城鎮(zhèn)勞動就業(yè)人數(shù)不斷增加?！笆濉庇媱澲邪呀?jīng)濟結構調(diào)整和產(chǎn)業(yè)結構升級作為主要目標。根據(jù)中宏信息網(wǎng)最新數(shù)據(jù)，截至2011年山東省城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)達到1754．47萬人。第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值為3973．85億元，占三次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的8．76%；第二產(chǎn)業(yè)增加值為24017．11億元，占三次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的52．95%；第三產(chǎn)業(yè)增加值為17370．89億元，占三次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的38．29%。研究三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占比重與城鎮(zhèn)勞動就業(yè)人數(shù)之間的關系，對促進山東省城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的增加，促進產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與城鎮(zhèn)勞動就業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。

一、文獻綜述

國外關于產(chǎn)業(yè)結構與勞動就業(yè)的相關研究，主要體現(xiàn)在配第、克拉克、庫茲涅茨、錢納里、賽爾奎因以及劉易斯的理論中。

英國的古典經(jīng)濟學家威廉·配第在17世紀末發(fā)現(xiàn)工業(yè)的收入比農(nóng)業(yè)多，商業(yè)的則比工業(yè)多。不同產(chǎn)業(yè)之間存在收入差異，這種差異導致勞動力就業(yè)發(fā)生變動。這就是“配第定理”［1］。后來，英國的經(jīng)濟學家柯林·克拉克根據(jù)威廉·配第的研究，進一步研究發(fā)現(xiàn)勞動力要素在不同產(chǎn)業(yè)之間存在分布變化。他們的研究成果被統(tǒng)稱為“配第-克拉克定理”。

美國經(jīng)濟學家西蒙·庫茲涅茨從國民收入和勞動力在產(chǎn)業(yè)間的分布兩個角度分析了多個國家的數(shù)據(jù)，對產(chǎn)業(yè)結構的升級進行深入的研究。他認為在經(jīng)濟發(fā)展中，第一產(chǎn)業(yè)得到的國民收入占整個國民收入的比重和農(nóng)業(yè)勞動力占全部勞動力中的比重都在下降。第二產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)的國民收入的相對比重增加，而勞動力的相對比重大體保持不變。第三產(chǎn)業(yè)的勞動力相對比重基本是增加的。但其國民收入的相對比重和勞動力的上升趨勢不一定是同步的［2］。

1975年，錢納里和賽爾奎因對1950－1970年的101個國家進行數(shù)據(jù)分析，通過研究發(fā)達國家和發(fā)展中國家的發(fā)展趨勢，得出就業(yè)結構轉換滯后理論：發(fā)達國家的勞動者從農(nóng)業(yè)向工業(yè)的轉移和產(chǎn)值結構轉換基本是同步的，但在發(fā)展中國家的產(chǎn)值結構的轉換先于就業(yè)結構的轉換?？梢钥闯觯涸诎l(fā)展中國家中，存在著勞動就業(yè)和產(chǎn)業(yè)結構失衡［3－4］。

1954年，美國經(jīng)濟學家劉易斯系統(tǒng)地提出了傳統(tǒng)就業(yè)部門和現(xiàn)代工業(yè)部門并存的二元經(jīng)濟結構的理論。他認為在經(jīng)濟早期階段，發(fā)展中國家大多數(shù)存在著二元經(jīng)濟結構。傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門存在大量剩余勞動力；而工業(yè)部門可以從農(nóng)業(yè)中得到無限供給勞動力。但是兩部門存在工資差異，剩余勞動力會向城市轉移。城市工業(yè)部門不斷發(fā)展壯大，資本家進行再投資，導致生產(chǎn)規(guī)模進一步擴大，吸收的勞動力越來越多，使現(xiàn)代工業(yè)部門的勞動力不再是無限供應。直到傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門與工業(yè)部門的差距逐漸縮小，二元經(jīng)濟結構轉變?yōu)橐辉?jīng)濟結構［5］。

國內(nèi)學者對產(chǎn)業(yè)結構與勞動就業(yè)的研究是從經(jīng)濟增長與經(jīng)濟政策、勞動力流動和轉移、產(chǎn)業(yè)結構的演變等視角展開的。

1．從經(jīng)濟增長與經(jīng)濟政策的視角研究中，羅國勛［6］從經(jīng)濟增長和勞動生產(chǎn)率這兩個角度研究了產(chǎn)業(yè)結構的變動及就業(yè)結構的變動兩者之間的相互關系。李江帆［7］研究第三產(chǎn)業(yè)勞動力要素配置的不足和優(yōu)化的政策選擇是從勞動力就業(yè)和投入效果兩個角度進行的，并且認為第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位是重要的。陳楨［8］認為中國產(chǎn)業(yè)結構與勞動就業(yè)關系不協(xié)調(diào)的主要因素包括技術進步、投資和消費的關系和發(fā)展戰(zhàn)略與經(jīng)濟政策。

2．從勞動力流動和轉移角度的研究，蒲艷萍［9］從產(chǎn)業(yè)偏離度、就業(yè)彈性等方面研究了中國勞動力逐步向第三產(chǎn)業(yè)轉移這一現(xiàn)象，并且實證分析了這一現(xiàn)象對就業(yè)的影響，得出今后勞動力將會逐漸第三產(chǎn)業(yè)轉移，尤其是新興產(chǎn)業(yè)。蔡昉［10］認為，從轉移的途徑和過程看，我國農(nóng)村勞動力轉移可以分為三步。第一步是在農(nóng)業(yè)的內(nèi)部勞動力從種植業(yè)向林牧漁業(yè)轉移，使得農(nóng)業(yè)內(nèi)部的生產(chǎn)結構和就業(yè)結構得到調(diào)整；第二步是在農(nóng)村勞動力從內(nèi)部向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉移；第三步是剩余勞動力從農(nóng)村向城鎮(zhèn)轉移。在這一過程中，我國產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整為農(nóng)村的剩余勞動力向城鎮(zhèn)和向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉移起到了推動作用。

3．從產(chǎn)業(yè)結構演變的角度，張玉英等［11］指出，就業(yè)結構的演變是由產(chǎn)業(yè)的勞動力供給和需求共同決定的，物質資本積累、技術進步以及制度變遷從不同的渠道發(fā)揮著推動就業(yè)結構優(yōu)化的作用。產(chǎn)業(yè)結構升級對勞動力素質提出了要求，將會增加人力資本投資，從而使勞動力供給的技術構成發(fā)生必要的改變。鄔愛其［12］等研究發(fā)現(xiàn)制約勞動力資源的合理配置和產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化的是中國的產(chǎn)業(yè)結構和勞動就業(yè)之間的雙重偏差。周建安［13］認為，產(chǎn)業(yè)結構及其演變決定就業(yè)結構及其變動，勞動力的投入與配置與產(chǎn)業(yè)結構相適應，有什么樣的產(chǎn)業(yè)結構，就有與之相適應的就業(yè)結構。

作為我國比較大的省份，隨著產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整，山東省的第一產(chǎn)業(yè)開始不斷下降，然后趨于穩(wěn)定；第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)一直不斷上升，農(nóng)村剩余勞動力從農(nóng)村轉移到城鎮(zhèn)，因此城鎮(zhèn)勞動就業(yè)人數(shù)不斷增加。國外關于產(chǎn)業(yè)結構與勞動就業(yè)的相關研究不完全適用于我國的發(fā)展。國內(nèi)學者雖然從經(jīng)濟增長與經(jīng)濟政策、勞動力流動和轉移、產(chǎn)業(yè)結構演變等角度論證了產(chǎn)業(yè)結構對勞動就業(yè)的影響，但未從整體上把握二者之間的均衡關系及發(fā)展趨勢。本文將在前人研究的基礎上，選取1985－2011年三次產(chǎn)業(yè)所占的比重和城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的相關時間序列數(shù)據(jù)，通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果分析、VAR模型以及脈沖響應分析和方差分解，探究產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的影響并且尋求二者協(xié)調(diào)發(fā)展的政策建議。

二、產(chǎn)業(yè)結構與城鎮(zhèn)勞動就業(yè)影響的實證研究

（一）數(shù)據(jù)來源及處理

為了分析山東省產(chǎn)業(yè)結構對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的關系，文章選取了山東省1985－2011年間的三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占的比重和城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的數(shù)據(jù)進行實證研究，本文數(shù)據(jù)主要來自于《中宏信息網(wǎng)》（1985－2011）。城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)用L表示；第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占的比重用X1表示；第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占的比重用X2表示；第三產(chǎn)業(yè)所占的比重用X3表示。為了降低數(shù)據(jù)的異方差性，分別對三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占的比重和城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的相關數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。

（二）ADF檢驗

根據(jù)ADF單位根的檢驗方法，利用Eviews6軟件，對變量ln L、ln X1、ln X2、ln X3進行單位根檢驗，結果如表1所示。

表1 5%臨界值下的變量的單位根檢驗

從檢驗結果可見，在5%顯著水平下ln L、ln X1、ln X2、ln X3接受存在單位根的原假設，說明原始序列均為非平穩(wěn)時間序列；其一階差分在5%顯著性水平下也接受了存在單位根的原假設，其二階差分在5%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設，說明他們都是二階單整的，符合協(xié)整檢驗的條件。這說明在5%顯著水平下城鎮(zhèn)勞動就業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重之間分別可能存在協(xié)整關系。

（三）協(xié)整檢驗

根據(jù)平穩(wěn)性檢驗的結果，進行協(xié)整性檢驗，其中e1表示ln L和ln X1之間的殘差；e2表示lnL和ln X2之間的殘差；e3表示ln L和ln X3之間的殘差。

協(xié)整檢驗結果如表2所示。

表2 協(xié)整檢驗結果

從表2可以看出，ln L和ln X1、ln L和ln X2、ln L和ln X3之間均存在協(xié)整關系，存在長期穩(wěn)定關系。協(xié)整方程為：

1．第一產(chǎn)業(yè)比重對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的回歸模型

2．第二產(chǎn)業(yè)比重對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的回歸模型

3．第三產(chǎn)業(yè)比重對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的回歸模型

（四）誤差修正模型

協(xié)整關系反映變量之間長期穩(wěn)定的均衡關系，而誤差修正模型則反映了短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構與城鎮(zhèn)勞動就業(yè)就業(yè)之間的協(xié)調(diào)機制。

1．第一產(chǎn)業(yè)比重對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的誤差修正模型

2．第二產(chǎn)業(yè)比重對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的誤差修正模型

3．第三產(chǎn)業(yè)比重對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的誤差修正模型

（五）格蘭杰因果關系檢驗

由表3可知，在5%的顯著性水平下，在檢驗“l(fā)n X1不是ln L的格蘭杰原因”的原假設中P＝0．02248＜0．05，則拒絕原假設，表明第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重是城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的格蘭杰原因。在檢驗“l(fā)n L不是ln X1的格蘭杰原因”的原假設中P＝0．9249＞0．05，不能拒絕原假設，表明城鎮(zhèn)勞動就業(yè)不是第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的原因。在檢驗“l(fā)n X2不是ln L的格蘭杰原因”的原假設中P＝0．04291＜0．05，則拒絕原假設，表明第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重是城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的格蘭杰原因。在檢驗“l(fā)n L不是ln X2的格蘭杰原因”的原假設中P＝0．3714＞0．05，不能拒絕原假設，表明城鎮(zhèn)勞動就業(yè)不是第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的原因。在檢驗“l(fā)n X3不是ln L的格蘭杰原因”的原假設中P＝0．0119＜0．05，則拒絕原假設，表明第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重是城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的格蘭杰原因。在檢驗“l(fā)n L不是ln X3的格蘭杰原因”的原假設中P＝0．4370＞0．05，則拒絕原假設，表明城鎮(zhèn)勞動就業(yè)不是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的原因。

表3 三次產(chǎn)業(yè)所占比重與城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的格蘭杰因果檢驗結果

（六）建立VAR模型

表4 第一產(chǎn)業(yè)滯后階數(shù)判斷結果

表4、表6、表8分別給出了三次產(chǎn)業(yè)和城鎮(zhèn)勞動就業(yè)0－5階VAR模型的LR、FPE、AIC、SC和HQ值，“*”標記出依據(jù)相應準則選擇出來的滯后階數(shù)。表4、表6的最優(yōu)滯后期都是滯后期4期，表8的最優(yōu)滯后期都是滯后期2期，表5、表7、表9為三次產(chǎn)業(yè)和城鎮(zhèn)就業(yè)的VAR平穩(wěn)性檢驗結果。

表5顯示了ln X1t和ln Lt的VAR模型滯后4期的模型特征值，模型所有特征值均小于1，且都位于單位圓內(nèi)，因此VAR模型滿足穩(wěn)定性條件，由此可以做以下的脈沖響應函數(shù)和方差分解。得到的了ln X1t和ln Lt的VAR（4）模型如下：

表5 VAR平穩(wěn)性檢驗結果

表6 第二產(chǎn)業(yè)滯后階數(shù)判斷結果

表7 VAR平穩(wěn)性檢驗結果

表7顯示了ln X2t和ln Lt的VAR模型滯后4期的模型特征值，模型所有特征值均小于1，且都位于單位圓內(nèi)，因此VAR模型滿足穩(wěn)定性條件，由此可以做以下的脈沖響應函數(shù)和方差分解。得到的了ln X2t和ln Lt的VAR（4）模型如下：

表8 第三產(chǎn)業(yè)滯后階數(shù)判斷結果

表9顯示了ln X3t和ln Lt的VAR模型滯后2期的模型特征值，模型所有特征值均小于1，且都位于單位圓內(nèi)，因此VAR模型滿足穩(wěn)定性條件，由此可以做以下的脈沖響應函數(shù)和方差分解。得到了ln X3t和ln Lt的VAR（2）模型如下：

表9 VAR平穩(wěn)性檢驗結果

（七）脈沖響應分析

圖1

圖2

圖3

本文在第一產(chǎn)業(yè)VAR（4）、第二產(chǎn)業(yè)VAR（4）、第三產(chǎn)業(yè)VAR（2）模型的基礎上采用廣義脈沖影響函數(shù)分析產(chǎn)業(yè)結構與城鎮(zhèn)勞動就業(yè)之間因果關系的強度的路徑，如圖1－圖3所示。圖中實線表示隨著預測期數(shù)的增加，一個變量對于另一個變量的一個標準信息的脈沖響應，虛線表示在響應脈沖響應圖像兩側加或減兩倍標準差的置信帶。

圖1反映了第一產(chǎn)業(yè)比重的沖擊對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的影響。在本期給ln X1一個正沖擊后，ln L在第二期上升，第三期到第四期有小幅度的下降，第四期到底八期下降幅度變大，第八期以后開始恢復平穩(wěn)在狀態(tài)。

圖2反映了第二產(chǎn)業(yè)比重的沖擊對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的影響。在本期給ln X2一個正沖擊后，ln L在第二期下降，第三期底開始穩(wěn)步增長，第九期以后開始恢復平穩(wěn)在狀態(tài)。這表明，ln X2的某一個沖擊會帶給ln L帶來正向的沖擊，即第二產(chǎn)業(yè)比重增加會在兩期后對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)產(chǎn)生拉動作用。

圖3反映了第三產(chǎn)業(yè)比重的沖擊對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的影響。在本期給ln X3一個正沖擊后，ln L在第二期到第四期下降，第五期停滯，第六期后逐漸上升，但從圖中可以看到當ln X3受到?jīng)_擊后會給ln L帶來負面的沖擊，但沖擊的幅度卻不是很大。

（八）方差分解

在ln X1和ln L的VAR（4）、ln X2和ln L的VAR（4）、ln X3和ln L的VAR（2）模型的基礎上，對ln L的標準誤差進行方差分解，從而分析產(chǎn)業(yè)結構對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的影響程度和貢獻度。

表10 Variance Decomposition of ln L

表11 Variance Decomposition of ln L

方差分解表10反映了山東省城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的1－20期的標準誤差分解成城鎮(zhèn)勞動就業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)貢獻的比重變化情況。第一產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)變化的貢獻比重由第二期的7．531105%逐漸遞增，第二十期增長到43．01512%。可見第一產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)波動的貢獻率較大。

表11反映了山東省城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的1－20期的標準誤差分解成城鎮(zhèn)勞動就業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)貢獻的比重變化情況。第二產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)變化的貢獻比重由第二期的3．788316%逐漸遞增，增長到第二十期的50．16796%?？梢姷诙a(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)有很大的波動的貢獻率。

表12 Variance Decomposition of ln L

表12反映了山東省城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的1－20期的標準誤差分解成城鎮(zhèn)勞動就業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)貢獻的比重變化情況。第三產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)變化的貢獻比重由第二期的1．945469%逐漸遞增，增長到第六期的6．109540%，然后開始下降到第二十期的4．296064%?？梢姷诙a(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)波動的貢獻率不大。

三、結論及建議

（一）結論

基于對山東省1985－2011年三次產(chǎn)業(yè)比重和城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的相關時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析，得出以下主要結論：

1．第一產(chǎn)業(yè)比重對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)有負向影響

協(xié)整分析表明第一產(chǎn)業(yè)比重和城鎮(zhèn)勞動就業(yè)存在長期的均衡關系。最小二乘法分析結果表明，第一產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)有負向的作用。在其他變量不變的情況下，第一產(chǎn)業(yè)比重每增加1個百分點，城鎮(zhèn)勞動就業(yè)減少0．57個百分點。通過建立誤差修正模型，誤差修正模型的系數(shù)是0．389826，表明第一產(chǎn)業(yè)對非均衡的調(diào)整成度是39%，是正向調(diào)整作用。在VAR（4）模型基礎上建立的脈沖響應分析和方差分解分析表明，第一產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的短期的影響效應和長期的影響效應不一致：短期內(nèi)第一產(chǎn)業(yè)的沖擊帶來城鎮(zhèn)勞動就業(yè)初期上升，后來下降后來逐漸趨于平穩(wěn)，開始貢獻比重僅為7．531105%。長期第一產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)就業(yè)具有阻礙作用，且第一產(chǎn)業(yè)對山東省城鎮(zhèn)勞動就業(yè)波動的貢獻率隨時間推移逐漸增大，貢獻比重增長到43．01512%。

2．第二產(chǎn)業(yè)比重對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)有正向影響

協(xié)整分析表明第二產(chǎn)業(yè)比重和城鎮(zhèn)勞動就業(yè)存在長期的均衡關系。最小二乘法分析結果表明，第二產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)有正向的作用。在其他變量不變的情況下，第二產(chǎn)業(yè)比重每增加1個百分點，城鎮(zhèn)勞動就業(yè)增加2．25個百分點。通過建立誤差修正模型，誤差修正模型的系數(shù)是0．390904，表明第二產(chǎn)業(yè)對非均衡的調(diào)整成度是39%，是正向調(diào)整作用。在VAR（4）模型基礎上建立的脈沖響應分析和方差分解分析表明短期內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)的沖擊帶來城鎮(zhèn)勞動就業(yè)初期略有下降，后來逐漸上升，表明第二產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)就業(yè)具有較強的、持續(xù)性的推動作用。開始貢獻比重為3．788316%，后來增加到50．16796%。而長期內(nèi)隨著產(chǎn)業(yè)結構的不斷調(diào)整所帶來的城鎮(zhèn)勞動力的增加，第二產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)就業(yè)具有推動作用，且第二產(chǎn)業(yè)對山東省城鎮(zhèn)勞動就業(yè)波動的貢獻率隨時間推移逐漸增大，貢獻比重增長到50．16796%。

3．第三產(chǎn)業(yè)比重對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)有正向影響

協(xié)整分析表明第三產(chǎn)業(yè)比重和城鎮(zhèn)勞動就業(yè)存在長期的均衡關系。最小二乘法分析結果表明，第三產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)有正向的作用。在其他變量不變的情況下，第三產(chǎn)業(yè)比重每增加1個百分點，城鎮(zhèn)勞動就業(yè)增加1．69個百分點。通過建立誤差修正模型，誤差修正模型的系數(shù)是0．421774，表明第三產(chǎn)業(yè)對非均衡的調(diào)整成度是42．2%，是正向調(diào)整作用。在VAR（2）模型基礎上建立的脈沖響應分析和方差分解分析表明，第三產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的短期的影響效應和長期的影響效應不一致：短期內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)的沖擊帶來城鎮(zhèn)勞動就業(yè)初期略有下降，后來逐漸上升后趨于平穩(wěn)。開始貢獻比重為1．945469%，后期貢獻率比重為4．296064%。長期內(nèi)隨著產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)的不斷調(diào)整所帶來的城鎮(zhèn)勞動力的增加，第三產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)就業(yè)具有推動作用。

（二）對策建議

產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整使得山東省的勞動力從農(nóng)村向城鎮(zhèn)轉移，城鎮(zhèn)勞動就業(yè)發(fā)生變動，產(chǎn)業(yè)結構與勞動就業(yè)不協(xié)調(diào)。如果從促進三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和提高勞動者素質等方面采取措施，將會推動城鎮(zhèn)勞動就業(yè)增長。因此山東省應該加快第一產(chǎn)業(yè)升級，促進第一產(chǎn)業(yè)進一步發(fā)展；走新型工業(yè)化發(fā)展道路，促進第二產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化；大力發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)，推動第三產(chǎn)業(yè)的升級；加強教育培訓，提高勞動者的素質。

1．加快第一產(chǎn)業(yè)升級，促進第一產(chǎn)業(yè)進一步發(fā)展

作為農(nóng)業(yè)大省，只有發(fā)展好農(nóng)業(yè)，才能提高農(nóng)民的收入，解決農(nóng)民的溫飽問題。要促進第一產(chǎn)業(yè)升級，要做到以下幾點：第一，要提高農(nóng)村機械化水平，提高勞動生產(chǎn)率，轉變農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)方式，提高農(nóng)產(chǎn)品的競爭力，從而增加村民的收入，促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。第二，優(yōu)先發(fā)展優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，通過政府引導、集約投入等政策，推動第一產(chǎn)業(yè)結構進行戰(zhàn)略性調(diào)整。第三，繼續(xù)推行各種支農(nóng)政策，加大對農(nóng)業(yè)的扶持力度。例如，實施農(nóng)業(yè)農(nóng)村補貼政策、加大農(nóng)業(yè)投入、強化科技興農(nóng)等政策。

2．走新型工業(yè)化發(fā)展道路，促進第二產(chǎn)業(yè)的結構優(yōu)化

對山東省而言，走新型工業(yè)化道路更重要的是解決資源環(huán)境和經(jīng)濟增長的矛盾，有效地利用資源和環(huán)境，從而降低經(jīng)濟增長的成本。第一，要改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，使傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)適應發(fā)展的需要，才能繼續(xù)發(fā)揮對經(jīng)濟增長的作用。第二，要大力發(fā)展支柱產(chǎn)業(yè)，充分發(fā)揮對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用。加強與跨國集團合作，大力發(fā)展支柱產(chǎn)業(yè)，推動產(chǎn)業(yè)結構的高技術化，從而形成產(chǎn)業(yè)層次高、帶動作用大的新型產(chǎn)業(yè)，從而實現(xiàn)工業(yè)上的新突破。第三，節(jié)約資源，減少能源消耗，促進工業(yè)長期發(fā)展。加強對消耗資源和能源的企業(yè)進行管理，推進高科技低能源消耗工業(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)工業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

3．大力發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)，推動第三產(chǎn)業(yè)的升級

山東省第三產(chǎn)業(yè)還沒有發(fā)展到相應水平，還有很大的發(fā)展空間。發(fā)展措施可以從以下方面考慮：第一，改造傳統(tǒng)服務業(yè)。在傳統(tǒng)服務業(yè)的基礎上，利用科學技術改變傳統(tǒng)服務業(yè)的經(jīng)營方式，發(fā)展成為有特色的服務業(yè)。第二，發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)。在發(fā)展過程中，會出現(xiàn)房地產(chǎn)業(yè)、旅游業(yè)、金融業(yè)和信息服務業(yè)等新興產(chǎn)業(yè)，成為支柱產(chǎn)業(yè)。第三，加強城鎮(zhèn)化建設，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。促進人口向城鎮(zhèn)集聚，促進第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。加快發(fā)展大城市的步伐，充分發(fā)揮大城市的優(yōu)勢，推動新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

4．加強教育培訓，提高勞動者的素質

產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化對勞動者素質提出要求，勞動者素質要適應產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化，減少失業(yè)最重要的是進行教育培訓。第一，采取多元化和多渠道的教育，是山東省的教育水平處于較高水平，能適應經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的需要。第二，大力開展對農(nóng)村的教育培訓。農(nóng)村勞動力的技能單一，對新技能的了解不夠，制約了他們的發(fā)展。第三，加強職業(yè)培訓。產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化對在職人員也提出了新要求。提高在職人員的素質，就需要對他們進行職業(yè)培訓，使之適應市場的新要求，以至于不會被淘汰。

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An Empirical Study of Industrial Structure Ad justment Influence on Urban Em ployment：from 1985 to 2011——An Analysis Based on Shandong Province

ZHAO Li，LU Jie
（School of Economics，Shandong University of Finance and Economics，Jinan 250014，China）

The influence of industrial structure adjustment on Shandong Province urban employment is explored by selecting the time series data about the proportion of the three industrial output values and urban employment from 1985 to 2011 and by adopting unit root test，co-integration test，error correctionmodel，Grainger causality analysis，VAR model，impulse response analysis and variance decomposition．The results show that a long-term equilibrium relationship exists between the proportion of the three industrial output values and urban employment：the first industry has a long-term negative effect on urban employment，the second industry has a promoting effect on urban employment，and the third industry has a positive effect on urban employment while the contribution rates of the first and second industries to Shandong Province urban employment fluctuations increase gradually with the third industry contributing little．

proportion of the three industrial output value；industrial structure adjustment；urban employment

F207

A

1008－2670（2014）05－0055－10

（責任編輯 時明芝）

2014－03－16

國家社科基金項目“城鎮(zhèn)化對勞動就業(yè)的影響效應及對策研究”（14BJY210）；山東省社科規(guī)劃研究項目“城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的影響因素及其效應研究——基于山東省數(shù)據(jù)的實證分析”（13CJJJ06）。

趙利，男，山東冠縣人，管理學博士，山東財經(jīng)大學經(jīng)濟學院教授、碩士生導師，勞動經(jīng)濟研究所所長，研究方向：勞動就業(yè)；盧潔，女，山東威海人，山東財經(jīng)大學經(jīng)濟學院碩士生，研究方向：勞動就業(yè)。