江蘇省產(chǎn)業(yè)結構對就業(yè)吸納能力影響分析

楊麗娟

(沈陽大學 人文學院，沈陽 110041)

0 引言

黨的十八大報告提出：將推進“經(jīng)濟結構戰(zhàn)略性調整”作為我國加快轉變經(jīng)濟發(fā)展方向的主攻方向。必須以改善需求結構、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構、促進區(qū)域協(xié)調發(fā)展、推進城鎮(zhèn)化為重點，著力解決制約經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的重大結構性問題。產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)問題一直是國家重點關注的關乎國計民生的重大戰(zhàn)略性問題。如何實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化，使得其能夠最大限度的吸納就業(yè)，這也是學術界討論的熱點話題。而江蘇省不僅是一個經(jīng)濟大省，也是一個人口大省。勞動力資源豐富，但同時就業(yè)矛盾也比較突出。如何對江蘇省的產(chǎn)業(yè)結構做出合理的優(yōu)化，使其最大程度的吸納就業(yè)，這是研究重點。

學術界有很多關于“產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)關系”的分析研究。李從容等(2010)指出：基于創(chuàng)新的產(chǎn)業(yè)結構升級、優(yōu)化是促進就業(yè)的重要途徑[1]。但是對于不同地區(qū)，要想實現(xiàn)吸納就業(yè)的最大化，產(chǎn)業(yè)結構的升級轉化方向是不同的。而對于江蘇省而言，為了實現(xiàn)最大程度的就業(yè)該如何調整產(chǎn)業(yè)方向有待研究；而史常亮(2010)運用了結構偏離度指標與VEC模型，分析了江蘇省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的動態(tài)變化關系，也指出：江蘇省的產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構之間存在長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關系[2]。因此,從產(chǎn)業(yè)結構突破來優(yōu)化就業(yè)結構可能是促進就業(yè)總量提升的一個可行途徑。這些研究成果也是本文研究的重要的理論基礎。呂文婧等(2003)站在擴大就業(yè)的立場上對產(chǎn)業(yè)結構進行研究，最后得出：應該大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)以擴大就業(yè)[3]。但是在今天的江蘇省是否也是第三產(chǎn)業(yè)拉動就業(yè)能力最強呢？陳萬明等(2012)基于江蘇省1978年至2010年產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的相關數(shù)據(jù)，重點比較研究了江蘇省第一、三產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的互動關系。文章指出：江蘇省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和就業(yè)人數(shù)是非同階平穩(wěn)序列，二者之間不具有長期的穩(wěn)定關系，但第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與就業(yè)人數(shù)之間存在著顯著地長期均衡關系[4]。

通過上述研究可知：江蘇省的產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構之間存在長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關系。這是本文研究的理論前提。在此基礎上，本文運用了多元回歸分析，研究了江蘇省的三大產(chǎn)業(yè)結構分別對就業(yè)率的吸納能力。并進一步給出了提高就業(yè)率的產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化建議。綜上所述，研究思路具體可以歸納為:(1)選取江蘇省1990年～2012年的總就業(yè)率，第一、二、三產(chǎn)業(yè)的各自產(chǎn)業(yè)就業(yè)率以及三大產(chǎn)業(yè)的GDP占省內總GDP比率的相關數(shù)據(jù)；(2)對這些數(shù)據(jù)進行一定的處理后進行產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的演變分析。在此基礎上，剔除掉某些影響因素較小的變量，保留核心變量；(3)進一步對核心變量進行ADF單位根檢驗，檢驗數(shù)據(jù)的時間序列平穩(wěn)性。保證所研究的變量存在時間序列平穩(wěn)性。并在此基礎上建立回歸模型進行變量的回歸分析；(4)得出所研究問題的結論，并針對結論給出相應的建議。

1 江蘇省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的演變過程分析

1.1 產(chǎn)業(yè)結構的演變過程

江蘇省1990年～2012年的產(chǎn)業(yè)結構發(fā)生了升級性的變化，詳見圖1。

圖1 江蘇省三個產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造GDP占總GDP的比率

數(shù)據(jù)來源：江蘇省2011年、2012年統(tǒng)計年鑒。

從圖1可以看出，從1990年到2012年江蘇省的第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占總生產(chǎn)總值的比率逐漸下降；而第二產(chǎn)業(yè)的比率圍繞著50%的比率上下波動，沒有發(fā)生大起大落的變化；第三產(chǎn)業(yè)從1990年的26%比率逐漸上漲到2012年的43.5%。第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值創(chuàng)造率逐漸與第二產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值創(chuàng)造率持平。但是在1990年到2012年期間第二產(chǎn)業(yè)的GDP創(chuàng)造率一直明顯高于第一、三產(chǎn)業(yè)。從此圖中可以看出：江蘇省在1990年到2012年期間逐步實現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)結構的調整升級，實現(xiàn)由生產(chǎn)總值創(chuàng)造“一、二”型向“二、三”型過渡。

1.2 就業(yè)結構的演變過程

江蘇省的就業(yè)率從1990年到1996年處于最高峰98%，從1996年開始逐步下降至2002年達到谷底，此時的就業(yè)率為95.8%，從2002年至2012年就業(yè)率又逐漸回升，至2007年達到穩(wěn)定，此時的穩(wěn)定值圍繞著96%上下波動，詳見圖1。在1990年至2012年期間，第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)吸納能力逐漸下降；第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)吸納能力逐漸上升。在2002年之前第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)超過第二、三產(chǎn)業(yè)。第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)吸納能力最強。2002年以后，第二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)超過第一產(chǎn)業(yè)，并逐漸上升。第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)微超第三產(chǎn)業(yè)，詳見圖2。

圖2 江蘇省1990年到2012年就業(yè)率變化折線圖

數(shù)據(jù)來源：江蘇省2012年統(tǒng)計年鑒。

圖3 江蘇省三大產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比值折線圖

數(shù)據(jù)來源：江蘇省2012年統(tǒng)計年鑒。

從圖2和圖3來看，從1990年～2002年，就業(yè)率主要依靠第一產(chǎn)業(yè)推動。但在此期間，隨著江蘇省產(chǎn)業(yè)結構的調整升級，使得第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)快速下降，而第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)緩慢上升。但是由于第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展吸納的就業(yè)人數(shù)不及第一產(chǎn)業(yè)下降所釋放的就業(yè)人數(shù)，使得江蘇省總就業(yè)率從1990～2002年逐漸下降。此階段可以看作江蘇省產(chǎn)業(yè)結構調整的初期，在此時期產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展不平衡[5]，第一產(chǎn)業(yè)的比重逐步下降，其對勞動力人口的需求也逐漸下降。而在此時期，由于第二、三產(chǎn)業(yè)結構還處于結構優(yōu)化調整的初期，其對勞動力需求的“吞入”量不及第一產(chǎn)業(yè)對于勞動力人口的“吐出”量，這就必然引起總就業(yè)率的下降?；蛘呤菑牡谝划a(chǎn)業(yè)中釋放出來的勞動力沒有相應的從事第二、三產(chǎn)業(yè)的技能，使得勞動力和空缺職位同事存在，造成結構性失業(yè)。但是這種現(xiàn)象只是暫時的，從2002年以后，江蘇省的第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)協(xié)同增長逐漸超過第一產(chǎn)業(yè)，使得江蘇省的總就業(yè)率逐漸上升，一直到2008年達到穩(wěn)態(tài)。但是該穩(wěn)態(tài)值不高，低于產(chǎn)業(yè)結構調整前的就業(yè)率穩(wěn)態(tài)值。所以，江蘇省的產(chǎn)業(yè)結構還有待繼續(xù)調整，還有更大程度的吸納就業(yè)的空間。但是從圖3，我們無法判斷二、三產(chǎn)業(yè)哪個對就業(yè)的吸納能力更強，所以就無法判斷產(chǎn)業(yè)結構調整的方向。這需要對2002年～2012年期間的二、三產(chǎn)業(yè)進行更進一步的分析。

2 江蘇省產(chǎn)業(yè)結構調整吸納就業(yè)的作用實證分析

基于上述演變過程的對比分析可知：從1990年～2002年期間屬于江蘇省產(chǎn)業(yè)結構的過渡時期，第一產(chǎn)業(yè)是吸納就業(yè)的主要產(chǎn)業(yè)。二、三產(chǎn)業(yè)雖然有一定的發(fā)展，但是其屬于發(fā)展的過度期，對就業(yè)吸納的人數(shù)遠遠不及第一產(chǎn)業(yè)下降釋放的就業(yè)人數(shù)(見圖3)。可以明顯看出在1990年～2002年期間，第一產(chǎn)業(yè)對于就業(yè)的吸納能力占有絕對的優(yōu)勢，而2002年以后第一產(chǎn)業(yè)的這種絕對優(yōu)勢基本消失，甚至第二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)吸納能力遠遠超過第一產(chǎn)業(yè)。所以，本文選取了2002年～2012年的樣本數(shù)據(jù)對第二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)吸納能力進行實證分析。數(shù)據(jù)全部來自于江蘇省統(tǒng)計年鑒。

在進行回歸分析之前，通過對2002年～2012年就業(yè)率數(shù)據(jù)、第二產(chǎn)業(yè)GDP占省內總GDP比率的數(shù)據(jù)、第三產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造的GDP占省內GDP總額比率的數(shù)據(jù)運用了ADF單位根平穩(wěn)性檢驗，結果得出了，這三組時間序列數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的?？梢詫@些數(shù)據(jù)進行回歸分析。

基于上述的分析可以建立二元回歸模型：Yj=aZ2j+bX3j+c+uj

根據(jù)上述模型，通過Eviews7.2軟件對數(shù)據(jù)進行處理，得散點圖(見圖4)。通過該散點圖可以看出就業(yè)率與第二、三產(chǎn)業(yè)GDP增長率都存在著線性關系?？梢詫υ撃Ｐ瓦M行最小二乘估計。通過了Goldfeld-Quant檢驗對模型進行異方差檢驗、拉格朗日乘數(shù)檢驗對變量的序列相關性進行檢驗和相關系數(shù)檢驗，檢驗變量的多從共線性。最終證明了所建立的該模型的不存在異方差、不存在序列相關性，也不存在變量之間的多重共線性。

在模型通過了上述異方差性、序列向相關性、多重共線性檢驗的基礎上，又運用Eviews7.2統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進行回歸處理，處理后得回歸結果見表1。

表1 江蘇省就業(yè)率與第二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值最小二乘分析表

通過對表1中的回歸結果的觀察可以發(fā)現(xiàn)，R2=0.9152說明該模型具有非常好的擬合優(yōu)度，即說明：回歸直線對觀測值的擬合程度很高。并且該模型在0.05顯著性水平之下，該模型的Prob(F)值為0.000052，此值小于顯著性水平(0.05)，說明該模型通過了F統(tǒng)計檢驗。該模型具有較好的顯著性。所以根據(jù)上述的擬合優(yōu)度值和F檢驗，說明可以用此模型來研究本文中的變量關系。而X2的Prob(T)值為0.0002，X3的Prob(T)值為0.000，C的Prob(T)為0.000，這說明C、X2、X3都通過了模型的T統(tǒng)計檢驗，說明Y與X2、X3都有顯著性的線性相關關系，即江蘇省的就業(yè)率與第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展都有顯著地線性相關關系。根據(jù)回歸結果又可以導出回歸方程：Yj=0.7433+0.2397X2+0.2394X3。此方程說明：江蘇省第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占總生產(chǎn)總值的比率每增加1單位，江蘇省的就業(yè)率就增加0.2397單位；第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值占總產(chǎn)值的比率每增加1單位，江蘇省的就業(yè)率就增加0.2394單位。這說明：在今天江蘇省第二、第三產(chǎn)業(yè)對江蘇省的就業(yè)人數(shù)都有很大的吸納能力。但是，第二產(chǎn)業(yè)對就業(yè)人口的吸納能力略高于第三產(chǎn)業(yè)。

3 結論和建議

3.1 結論

通過上述的關于江蘇省1990年～2012年產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構的演變過程，可以得出：

(1)第二產(chǎn)業(yè)是江蘇省吸納就業(yè)的主導產(chǎn)業(yè)。通過對2002年～2012年期間數(shù)據(jù)的實證分析，可以得出結論，第二、第三產(chǎn)業(yè)是江蘇省現(xiàn)今吸納就業(yè)人口兩大主要產(chǎn)業(yè)。但是，江蘇省因為地域等各方面的原因，第二產(chǎn)業(yè)是拉動就業(yè)的主導產(chǎn)業(yè)，其吸納勞動力的能力超過第三產(chǎn)業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)。通過江蘇省的例子也可以說明，并不是所有地區(qū)都是第三產(chǎn)業(yè)對就業(yè)率貢獻度最大。江蘇省由于地域性特征、文化特征和傳統(tǒng)的產(chǎn)業(yè)觀念等因素的影響，使得省內的企業(yè)中多以生產(chǎn)、加工、制造業(yè)和建筑業(yè)為主。這些中小企業(yè)對創(chuàng)造產(chǎn)值、吸納就業(yè)等方面具有很好的推進作用。

(2)第三產(chǎn)業(yè)也是推動江蘇省就業(yè)率的“潛力股”。雖然第二產(chǎn)業(yè)是該省拉動就業(yè)的主導產(chǎn)業(yè)，但是第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)空間也不容忽視。根據(jù)上述產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構演變過程的折線圖分析可知，江蘇省現(xiàn)今基本上實現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)結構對生產(chǎn)總值的創(chuàng)造模式由“二、一、三”型向“二、三、一”型轉變和對就業(yè)的貢獻模型由“一、二、三”型向“二、三、一”型轉變。并且在這十一年間，第三產(chǎn)業(yè)GDP創(chuàng)造值大幅度上升，在2013年與第二產(chǎn)業(yè)基本持平,在未來的某一天有可能超過第二產(chǎn)業(yè)。

(3)由圖2、3可知，江蘇省在進行產(chǎn)業(yè)結構調整的初期經(jīng)歷了就業(yè)率的短暫下降。這可能是因為第二、三產(chǎn)業(yè)對勞動力的技能要求一般高于第一產(chǎn)業(yè)，在產(chǎn)業(yè)結構調整的初期，隨著第一產(chǎn)業(yè)的比重不斷下降，第一產(chǎn)業(yè)中的勞動力被大量釋放出來，雖然比重不斷增加的二、三產(chǎn)業(yè)對勞動力存在著大量的需求，但是第一產(chǎn)業(yè)中釋放出來的勞動力沒有從事二、三產(chǎn)業(yè)工作的技能。由于政府在產(chǎn)業(yè)結構升級過程中過度的強調資本密集和技術密集，這使得調整后的二、三產(chǎn)業(yè)中更多的崗位被機器所占有，而短期內技術人員又難以培養(yǎng)出來，結構性失業(yè)增加。并且根據(jù)江蘇省的經(jīng)驗也可以推斷，任何一個地區(qū)在進行產(chǎn)業(yè)結構升級的初期都有可能會經(jīng)歷就業(yè)率的短暫下降。因為上述原因是任何一個地區(qū)在進行產(chǎn)業(yè)結構調整的初期所普遍存在的現(xiàn)象。

3.2 建議

(1)根據(jù)以上對江蘇省的分析所得的結論，第二產(chǎn)業(yè)是江蘇省吸納就業(yè)的主導產(chǎn)業(yè)。政府應該加大對省內的第二產(chǎn)業(yè)的扶持力度，不斷實現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級，進一步挖掘第二產(chǎn)業(yè)，尤其是制造業(yè)的吸納勞動力的潛力[6]，以此來提高省內主導產(chǎn)業(yè)對勞動力的吸納能力。若銀行為了配合政府的擴大省內就業(yè)率的政策目標而向企業(yè)貸款時，應加大對省內的主導產(chǎn)業(yè)，即第二產(chǎn)業(yè)，尤其是生產(chǎn)、加工制造業(yè)的貸款。以此來滿足第二產(chǎn)業(yè)的融資需求，促進第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提高省內的就業(yè)率。因為雖然目前江蘇省仍以第二產(chǎn)業(yè)為其擴大就業(yè)的主渠道，但是第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)貢獻率不可忽視。所以說，政府也需要在保證第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展前提下，逐步擴大對第三產(chǎn)業(yè)的扶持和融資力度，逐步實現(xiàn)二、三產(chǎn)業(yè)協(xié)調拉動，創(chuàng)造就業(yè)率。

(2)基于上述產(chǎn)業(yè)結構升級調整的初期，就業(yè)率出現(xiàn)短暫的下降結論。政府在對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的過程中也需注意加大對第一產(chǎn)業(yè)工人的二、三產(chǎn)業(yè)工作技能的指導培訓，這樣才能解決在產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的初期出現(xiàn)的，一方面是“用工荒”，另一方面卻是“就業(yè)難”[7]的尷尬境地；無論是發(fā)展資本密集型產(chǎn)業(yè)還是知識密集型產(chǎn)業(yè)，其產(chǎn)業(yè)的增值的實現(xiàn)都必須以勞動力的參與為主體，知識技術密集型需要掌握知識技術的人參與，資本密集型是以資本投入比例大于其他要素的投入，但也是以勞動就業(yè)為參與主體[8]。這樣才不會在產(chǎn)業(yè)調整的初期面臨就業(yè)率的大幅度下降。

(3)政府著手“經(jīng)濟結構戰(zhàn)略性調整”過程中應當綜合考慮，對省內的三大產(chǎn)業(yè)進行優(yōu)化升級時，可能會在調整初期促使省內的就業(yè)率出現(xiàn)短暫的下降，這是政府需要面對的一個難題。這就需要政府根據(jù)當期的政策目標，選擇調控對象。若政府當期的目標是急需提高就業(yè)率，則需謹慎的推進產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化；若省內的就業(yè)率控制在了政府所需達到的一定的范圍之類，則應以產(chǎn)業(yè)結構調整為優(yōu)先。

參考文獻：

[1] 李從容,祝翠華,王玉婷.技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結構調整對就業(yè)彈性影響研究—以中國為例的經(jīng)驗分析[J].科學研究，2010，28(9)：1428-1433.

[2] 史常亮.江蘇省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的動態(tài)關系[J]四川經(jīng)濟管理學院學報，2010，21(4)：43-47.

[3] 呂文倩,胡雁雁.產(chǎn)業(yè)結構的就業(yè)分析[J].首都經(jīng)濟貿易大學學報，2003(2)：41-44.

[4] 陳萬明,石麗.江蘇產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)就業(yè)結構互動關系[J].商業(yè)研究，2012(21)：74-78.

[5] 張潔瑩.江蘇省產(chǎn)業(yè)結構分析[J].河北農業(yè)科學，2009，13(6)：116-118.

[6] 劉社建.就業(yè)結構與產(chǎn)業(yè)升級協(xié)調互動探討[J].社會科學，2005(6)：17.

[7] 樊秀峰,周文博,成靜.我國產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)吸納能力的實證分析[J].經(jīng)濟與管理研2012，27(2)：82.

[8] 姚明明,陳丹.產(chǎn)業(yè)結構調整優(yōu)化與就業(yè)結構轉變分析—基于新結構經(jīng)濟學的視角[J].經(jīng)濟研究參考，2013(65)：97.