就業(yè)質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整關(guān)系的實證檢驗

楊海波，王 軍

（西南財經(jīng)大學(xué)a.中國金融研究中心；b.經(jīng)濟學(xué)院，成都 611130）

0 引言

就業(yè)問題一直是關(guān)乎國計民生和社會穩(wěn)定的重大問題，它又可以劃分為就業(yè)數(shù)量和就業(yè)質(zhì)量問題。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與調(diào)整的過程中，不僅會對就業(yè)數(shù)量產(chǎn)生極大的沖擊，也會從供需兩個層面來影響我國的就業(yè)質(zhì)量。而就業(yè)質(zhì)量又會反過來作用于經(jīng)濟增長，因而就業(yè)質(zhì)量的改善不僅利于社會穩(wěn)定，更利于“新常態(tài)”下穩(wěn)定我國的經(jīng)濟增長。因此，需要我們站在新的經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境下，厘清就業(yè)質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的辯證發(fā)展關(guān)系。

基于此，本文以就業(yè)質(zhì)量為研究新視角，通過時序數(shù)據(jù)和區(qū)域面板數(shù)據(jù)兩個維度來實證分析就業(yè)質(zhì)量和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的關(guān)系。

1 模型說明與指標(biāo)選取

1.1 模型說明

本文使用協(xié)整理論來檢驗全國研究樣本的時間序列數(shù)據(jù)。具體來看，先對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，隨后運用協(xié)整檢驗來分析變量間的長期均衡關(guān)系，再使用誤差修正（ECM）模型來分析變量之間的短期動態(tài)關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，運用格蘭杰因果關(guān)系檢驗來分析變量之間是否存在因果關(guān)系。此外，由于不同的地區(qū)具有不同的資源稟賦，需要加入空間維度，構(gòu)建面板回歸模型來進行進一步分析我國不同區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對就業(yè)質(zhì)量影響的異質(zhì)性特征。

1.2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說明

（1）被解釋變量：就業(yè)質(zhì)量（QOE）的衡量指標(biāo)。就業(yè)質(zhì)量的提升對新常態(tài)下穩(wěn)定我國經(jīng)濟增長、提升我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有重要的意義。本文從宏觀和微觀兩個視角來構(gòu)建我國的就業(yè)質(zhì)量指數(shù)。采用賴德勝等（2011）的賦權(quán)比重，其中微觀和宏觀角度分別選取工資水平（60%）和社會保障水平（人均財政社保支出，40%）作為表征變量，并對其進行無量綱化加權(quán)平均。具體的計算公式為：就業(yè)質(zhì)量指數(shù)=（農(nóng)民人均工資性收入*0.4+城鎮(zhèn)職工平均工資*0.6）*0.6+財政支出中社會保障和就業(yè)支出*0.4。

（2）解釋變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整（IR）的指標(biāo)選取。根據(jù)相關(guān)經(jīng)濟理論和發(fā)達國家的發(fā)展歷程，經(jīng)濟發(fā)展的過程就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化的過程，以此來實現(xiàn)生產(chǎn)效率提高和經(jīng)濟的快速健康發(fā)展。本文的研究重點是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程中對就業(yè)的影響，尤其是服務(wù)業(yè)對就業(yè)的吸納作用。用第三產(chǎn)業(yè)增加值和第二產(chǎn)業(yè)增加值之比度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整程度。

（3）控制變量：根據(jù)已有的研究和相關(guān)經(jīng)濟理論，本文選取經(jīng)濟增長、教育、外商直接投資和城鎮(zhèn)化水平作為模型的控制變量。經(jīng)濟增長（GDP）選用國內(nèi)生產(chǎn)總值的年增長率。教育（E）對技術(shù)發(fā)展水平的提高和人力資本的改善起著決定性的作用，而科技和人力資本又是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和就業(yè)質(zhì)量提升不可或缺的條件，把教育作為控制變量，用在校生的平均受教育年限衡量。城鎮(zhèn)化的進程就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和就業(yè)質(zhì)量提升的過程，它對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)都會產(chǎn)生極大地影響，因此選用其作為控制變量，城鎮(zhèn)化率（UR）選用的是城鎮(zhèn)常住人口的比重。外商直接投資（FDI）是為了考察國外因素對我國就業(yè)質(zhì)量的影響，考慮到數(shù)據(jù)口徑的統(tǒng)一性，選用的是FDI的年均增長率。

本文所使用的數(shù)據(jù)均來源于樣本期內(nèi)全國和各?。ㄊ?、自治區(qū)）的統(tǒng)計年鑒和《中國教育統(tǒng)計年鑒》。此外，本文選取Eviews9.0來進行相關(guān)的實證分析，并對相關(guān)數(shù)據(jù)取對數(shù)，以此來消除可能存在的異方差。

2 時間序列數(shù)據(jù)分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗

時間序列數(shù)據(jù)如果是非平穩(wěn)數(shù)列，在進行實證分析時就容易出現(xiàn)“偽回歸”問題。為避免出現(xiàn)“偽回歸”問題，本文運用ADF單位根檢驗方法來進行檢驗，結(jié)果見表1。

表1 單位根檢驗結(jié)果

由表1可知，序列LnIR與LnQOE、ΔLnIR與ΔLnQOE分別在5%的置信區(qū)間上是非平穩(wěn)和平穩(wěn)的，因此它們是一階單整時間序列數(shù)據(jù)，可以進行協(xié)整分析。

2.2 協(xié)整檢驗

為了確定非平穩(wěn)序列的線性組合是否平穩(wěn)，進而來衡量變量間的長期均衡關(guān)系。在此采用J-J協(xié)整檢驗法進行檢驗，根據(jù)SIC準(zhǔn)則，把設(shè)定滯后期為2，見表2。

表2 協(xié)整檢驗結(jié)果

觀察表2，可以知道，就業(yè)質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整間存在長期的均衡關(guān)系，并且就業(yè)質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間存在一個可以衡量長期均衡關(guān)系的協(xié)整方程。在對回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化后，得到協(xié)整方程（1），括號內(nèi)的數(shù)字為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

通過式（1）可以發(fā)現(xiàn)，消費升級和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的系數(shù)在5%的置信區(qū)間上顯著，這表明解釋變量可以很好地對就業(yè)質(zhì)量的長期變動做出解釋，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級有助于就業(yè)質(zhì)量的改善。從彈性系數(shù)的角度來看，就業(yè)質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的彈性系數(shù)為0.605044，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每優(yōu)化1%時，就業(yè)質(zhì)量會提高0.605044個百分點。進一步思考可以發(fā)現(xiàn)，從長期來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整有助于就業(yè)質(zhì)量的提升，這也符合我國“穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)”的基本政策取向。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來了就業(yè)質(zhì)量的提升，而就業(yè)質(zhì)量提升以后又可以促進經(jīng)濟增長。

2.3 誤差修正模型

在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，需要進一步考察變量間的短期動態(tài)關(guān)系，構(gòu)建的誤差修正模型的回歸結(jié)果見式（2）。

由式（2）可知，在短期內(nèi)，就業(yè)質(zhì)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的彈性系數(shù)為0.529617，這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整在短期內(nèi)也有助于就業(yè)質(zhì)量的改善。ECM模型的可決系數(shù)為-1.033204，這用來衡量短期內(nèi)對就業(yè)質(zhì)量偏離長期均衡狀態(tài)的調(diào)整力度。具體來看，當(dāng)就業(yè)質(zhì)量偏離其長期均衡狀態(tài)時，經(jīng)濟系統(tǒng)本身有助于撫平短期波動狀態(tài)，會存在著一個市場的力量來把其拉回到長期均衡發(fā)展路徑上來。

2.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

在確定就業(yè)質(zhì)量和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在長期均衡關(guān)系之后，需要使用Granger因果關(guān)系來檢驗二者之間是否存在統(tǒng)計意義上的因果關(guān)系。根據(jù)AIC準(zhǔn)則，選取檢驗的滯后期為2，檢驗結(jié)果見表3。

表3 LnIR與LnQOE間的Granger的檢驗結(jié)果

從表3可以發(fā)現(xiàn)，在滯后2期的情況下，LnIR是Ln-QOE的格蘭杰原因，LnQOE不是LnIR的格蘭杰原因，表明二者間存在單向Granger因果關(guān)系。這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是導(dǎo)致就業(yè)質(zhì)量改善的一個重要原因，就業(yè)質(zhì)量的改善并不能助推產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級。

3 省際面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

3.1 平穩(wěn)性檢驗

平穩(wěn)性檢驗有利于了解研究樣本數(shù)據(jù)的屬性，提高研究結(jié)論的可靠性。ADF-Fisher單位根檢驗的結(jié)果見表4。

表4 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗結(jié)果

觀察表 4可知：變量 LnQOE、LnIR、LnGDP、LnE、LnFDI和LnUR在5%的置信水平上面是平穩(wěn)的，但是其一階差分序列平穩(wěn)，符合面板回歸分析的要件。

3.2 全國和分區(qū)域面板回歸結(jié)果分析

考慮到研究目的和本文的短面板數(shù)據(jù)特征，構(gòu)建固定效應(yīng)變系數(shù)面板回歸模型如式（3）所示：

其中：LnQOE為因變量，LnIR、LnGDP、LnFDI、LnE和LnUR為自變量，i為1至31，t為2000年至2014年。模型估算結(jié)果見下頁表5所示。

由表5可知，從全國樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，其研究結(jié)論與時序數(shù)據(jù)的研究結(jié)論基本一致，這可以提高模型分析結(jié)論的可靠性和準(zhǔn)確性。從區(qū)域視角來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對就業(yè)質(zhì)量影響的力度由大到小依次為：西部、東部和中部地區(qū)。究其原因，可以發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)最差，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化后可以給當(dāng)?shù)貛砻黠@的就業(yè)質(zhì)量改善；其次因為東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)較好，社會福利水平較高，此外，第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展助推了工資水平的提高，進而提升了其就業(yè)質(zhì)量；最差的為中部地區(qū)，是因為中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度不夠，地方政府財政收入水平較低，無法提供高水平的社會福利。

表5 全國及東中西部地區(qū)面板模型回歸結(jié)果

從控制變量的角度來看：第一，經(jīng)濟增長對就業(yè)質(zhì)量的影響由大到小依次為東中西部，這是因為經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，其產(chǎn)業(yè)層次越高、政府財政收入越多，可以為勞動者提供更高的工資、更好的就業(yè)保障和就業(yè)機會，有助于提高就業(yè)者的質(zhì)量。第二，教育對就業(yè)質(zhì)量的影響由大到小依次為東西中部，這充分說明了經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的教育水平會優(yōu)于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，而教育對就業(yè)質(zhì)量的提高起著至關(guān)重要的作用。第三，外商直接投資對就業(yè)質(zhì)量的提高會產(chǎn)生非常積極的影響，這是由于就業(yè)益處效應(yīng)的存在，此外，外商直接投資對就業(yè)質(zhì)量的影響由大到小依次為東中西部，這也與我國現(xiàn)有的FDI國內(nèi)分布情況相吻合。第四，城鎮(zhèn)化也有助于我國就業(yè)質(zhì)量的提升，因為廣大人口在向城鎮(zhèn)集聚的同時，也可以獲得更好的社會福利和更高的工資水平，且其對就業(yè)質(zhì)量的影響由大到小依次為中東西部，這是因為今年來中部地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展速度最快，東部地區(qū)具有良好的城鎮(zhèn)化發(fā)展基礎(chǔ)，而西部地區(qū)受制于自然資源稟賦情況，其城鎮(zhèn)化發(fā)展水平最低。

4 結(jié)論

本文以中國的時序數(shù)據(jù)和省級面板數(shù)據(jù)為研究樣本，運用協(xié)整分析、向量自回歸模型、格蘭杰因果檢驗和面板回歸模型，對就業(yè)質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整間的關(guān)系進行實證研究。得出如下結(jié)論：（1）就業(yè)質(zhì)量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整直接存在著長期均衡關(guān)系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整在短期有助于撫平就業(yè)質(zhì)量的波動，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是就業(yè)質(zhì)量的單向Granger原因；（2）省際面板模型佐證了時序數(shù)據(jù)的結(jié)論，此外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對就業(yè)質(zhì)量影響力度由大到小依次為：西部、東部和中部地區(qū)，F(xiàn)DI、教育、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長都對就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生了重要的影響。

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