產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟增長與就業(yè)結構的聯(lián)動效應研究

高 原 呂偉杰

當前，我國經(jīng)濟發(fā)展面臨新的形勢，社會矛盾也產(chǎn)生了新的轉變。伴隨產(chǎn)業(yè)結構的深化改革，經(jīng)濟高質量發(fā)展，就業(yè)結構也在悄然轉變。我國產(chǎn)業(yè)結構布局從1978 年的“第一產(chǎn)業(yè)為主、第二產(chǎn)業(yè)為輔”轉變?yōu)?019 年的“第三產(chǎn)業(yè)為主、第二產(chǎn)業(yè)為輔”，GDP總量由1978 年3678.7 億元上升至2019 年的990865.1 億元，就業(yè)結構從1978 年的70.5：17.3：12.2 轉變到2019 年的25.1：27.5：47.4。經(jīng)濟的發(fā)展帶來產(chǎn)業(yè)結構的深化變革，產(chǎn)業(yè)結構也從勞動密集和要素驅動為主體轉變?yōu)橐约夹g和資本為主體的新形式。在產(chǎn)業(yè)結構不斷優(yōu)化升級的過程中，對勞動要素的需求也產(chǎn)生了新的變化，促使就業(yè)結構發(fā)生轉變。高質量就業(yè)，是我國經(jīng)濟高質量發(fā)展新階段的重要前提。只有保障高質量就業(yè)，社會才能穩(wěn)定發(fā)展。因此，研究產(chǎn)業(yè)結構對就業(yè)結構的影響、經(jīng)濟增長和就業(yè)結構之間關系，以及三者之間的動態(tài)機理，十分必要且有一定的研究價值。

一、文獻綜述

有關產(chǎn)業(yè)結構的最早論述來源于William Petty，他在1672 年出版的《政治算術》中提出在農(nóng)業(yè)、工業(yè)和商業(yè)之間，商業(yè)的收入最高，工業(yè)的收入次之，農(nóng)業(yè)的收入最低。這種不同產(chǎn)業(yè)在收入上的差距，是導致勞動力發(fā)生流動的主要原因①威廉·配第，馬妍譯.政治算術［M］.北京:中國社會科學出版社，2010:60-80.。Colin Clark 在William Petty 的基礎上，通過對不同時期不同國家和地區(qū)的研究，總結出著名的克拉克定理，揭示了勞動人口轉移的演進趨勢②Colin Clark.The Conditions of Economic Progress［M］.London：Macmillan&Co.Ltd，1940.。Kuznets curve 則在Colin Clark 研究的基礎上，更進一步地提出在不同經(jīng)濟部門產(chǎn)業(yè)比重都會影響到就業(yè)比重③庫茲涅茨，常勛譯.各國的經(jīng)濟增長［M］.北京：商務印書館，1985:94-118.。在經(jīng)典理論的基礎上，關于產(chǎn)業(yè)結構、就業(yè)結構以及經(jīng)濟增長的相關研究成為國內外學者們較為關切的問題。Evan Jone認為不同產(chǎn)業(yè)具都具有自己的勞動分割形式，產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的關系不能同一而論④Evan Jones.Industries Structure and Labor ForceSegmentation［J］.Review of Radical Political Economics，1983，（15）:22-24.；Grifhth 則認為就業(yè)結構的改變是基于產(chǎn)業(yè)結構的變化而產(chǎn)生的⑤Grifhth R.，Harrison R.The link between product market reform andmacro-economic Performance［R］.Brussels:Euro Pean Commission，2004:4-7.，Egger 發(fā)現(xiàn)二者之間呈現(xiàn)正相關⑥Hartmut Egger，Peter Egger，Labour market effects of outsourcing underindustrial interde Pendenee［J］.International Review ofEconomic&Finance，2005，（3）:349-363.，F(xiàn)eldmann 認為當二者的變動方向產(chǎn)生偏差時，很可能帶來失業(yè)⑦Feldmann H.labour market institution and labour market performancein transition countries［J］.Post-Communist Economics，2005，（1）:47-82.。我國學者也在研究產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的關系過程中發(fā)現(xiàn)二者存在一定的滯后關系⑧于晗.產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構演進趨勢及預測［J］.財經(jīng)問題研究，2015，（6）:26-31.⑨衛(wèi)平，任安然，李健.中國產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構的關系研究——基于協(xié)調性和沖擊性視角分析［J］.經(jīng)濟問題探索，2015，（11）:54-62.⑩李群芳，孫賀先尹繼東.中部產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構相關性分析［J］.學習與實踐，2007，（8）:22-29.11吳江，畢正操，祝云.成渝經(jīng)濟區(qū)產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的實證分析［J］.社會科學研究，2007，（4）:36-40.12張抗私，高東方.遼寧省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調關系研究［J］.中國人口科學，2013，（6）:80-90+128.13王少國，劉歡.北京市產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的協(xié)調性分析［J］.經(jīng)濟與管理研究，2014，（7）:85-90.，沈濱認為產(chǎn)生這種滯后的主要原因在于資本和技術的投入過多，取代了部分勞動資本，從而產(chǎn)生了產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構的不協(xié)調14沈濱，李許卡.我國產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調發(fā)展路徑探析［J］.哈爾濱商業(yè)大學學報（社會科學版），2014，（2）:3-10.。張抗私、王振波的研究表明城鎮(zhèn)化水平和市場化水平的提高有利于產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的協(xié)調發(fā)展15張抗私，王振波.中國產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構的失衡及其政策含義［J］.經(jīng)濟與管理研究，2014，（8）:45-53.。王鈺娜認為產(chǎn)業(yè)結構升級能夠優(yōu)化就業(yè)機構16王鈺娜，趙麗芬.產(chǎn)業(yè)結構調整與就業(yè)結構優(yōu)化——基于微笑曲線的分析［J］.山東社會科學，2014，（3）167-171.，但徐悅等人認為產(chǎn)業(yè)結構升級與就業(yè)結構優(yōu)化沒有顯著的聯(lián)系17徐悅，張居營.中國省際經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構變動對就業(yè)效應影響的實證檢驗［J］.統(tǒng)計與決策，2015，（6）:97-101.。王歡認為我國目前的就業(yè)結構已經(jīng)出現(xiàn)問題18王歡，黃健元，王薇.人口結構轉變、產(chǎn)業(yè)及就業(yè)結構調整背景下勞動力供求關系分析［J］.人口與經(jīng)濟，2014，（2）:96-105.，呂文靜和周建安等人提出要發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)以拉動就業(yè)19呂文靖，胡雁雁.產(chǎn)業(yè)結構的就業(yè)比較分析［J］.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學學報，2003，（2）:44-41.20周建安.中國產(chǎn)業(yè)結構升級與就業(yè)問題的灰色關聯(lián)分析［J］.財經(jīng)理論與實踐（雙月刊），2006，（9）:94-98.21方行明，韓曉娜.勞動力供求形勢轉折之下的就業(yè)結構與產(chǎn)業(yè)結構調整［J］.人口學刊，2013，（2）:60-70.。產(chǎn)業(yè)結構、就業(yè)結構和經(jīng)濟增長離不開關系，夏建紅等人發(fā)現(xiàn)我國在上世紀90 年代促進經(jīng)濟增長的手段包含擴大就業(yè)，但在90 年代后期則發(fā)生了轉變，增加就業(yè)并不能帶來經(jīng)濟增長，取而代之的是生產(chǎn)效率的提高22夏建紅，矯衛(wèi)紅.產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構演變路徑及耦合效應分析:以山東省為例［J］.經(jīng)濟問題，2018，（10）:65-71.。

通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，我國產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構之間的確存在著密不可分的關聯(lián)，就業(yè)結構的改變也影響著經(jīng)濟發(fā)展的脈搏。但對于三者之間是如何相互作用，缺少實證分析論證。本文在相關性、結構偏離度、就業(yè)彈性和結構變動度的基礎上，建立產(chǎn)業(yè)結構、就業(yè)結構和經(jīng)濟增長的向量自回歸模型，通過脈沖響應和方差分析的實證方法，從計量分析角度論證三者的動態(tài)關系，以提高論證的可靠程度。

二、研究方法

（一）相關系數(shù)

相關系數(shù)最早是由卡爾·皮爾遜設計的統(tǒng)計指標，是衡量變量之間線性關聯(lián)程度的量。其基本公式經(jīng)過線性變化可以轉換為如下表達形式：

Rij表示第i 產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重與第j 產(chǎn)業(yè)的貢獻率之間的相關系數(shù)，其值越大表明關聯(lián)性越強。Mit表示第t 年第i 產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重，Njt表示第t 年第j產(chǎn)業(yè)的貢獻率，分表代表第i 產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的平均值和第j 產(chǎn)業(yè)貢獻率的平均值。

（二）結構偏離度

結構偏離度是指各產(chǎn)業(yè)的貢獻率和就業(yè)比重之比與1 的差，用來衡量各產(chǎn)業(yè)貢獻率與就業(yè)比重的差異程度23吳江，封曉慶.四川省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的動態(tài)關系［J］.財經(jīng)科學.2006（7）:102-109.，公式為：

Kit是第t 年第i 產(chǎn)業(yè)結構偏離度，當Kit>0 時，即Nit>Mit，表明該產(chǎn)業(yè)勞動力未飽和，還可繼續(xù)增加勞動力；當Kit<0 時，即Nit

（三）就業(yè)彈性

就業(yè)彈性反應了經(jīng)濟增長對就業(yè)增長的影響程度，可以通過計算三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性系數(shù)以及總體就業(yè)彈性系數(shù)來判斷經(jīng)濟增長和就業(yè)結構之間的關系，具體公式為：

Dit表示第t 年第i 產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性系數(shù)，當Dit>0時，表明經(jīng)濟增長與就業(yè)增長是同向變化的，經(jīng)濟增長對就業(yè)的提高是具有促進作用的，且值越大表明促進作用越強。當Dit<0 時，表明經(jīng)濟增長與就業(yè)增長是反向變化的，即經(jīng)濟增長就業(yè)減少或經(jīng)濟負增長就業(yè)增加。前者代表該產(chǎn)業(yè)存在勞動力剩余，已經(jīng)不具備拉動就業(yè)的作用；后者代表該產(chǎn)業(yè)不需要增長甚至負增長也會增加就業(yè)，正處于產(chǎn)業(yè)擴張階段，具有吸引大量勞動力的作用。隨著智能化和生產(chǎn)力水平的提高，對勞動的替代程度就越大，就業(yè)彈性系數(shù)也會隨之降低。Dt表示第t 年總體就業(yè)彈性系數(shù)，其含義與單一產(chǎn)業(yè)解釋相同。△mit/mit表示第t 年第i產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長率，△mt/mt表示第t 年總體就業(yè)增長率；△nit/nit表示第t 年第i 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長率，△nt/nt表示第t 年GDP 增長率。

（四）結構變動度

本文參考王慶豐等人24王慶豐，黨耀國.基于Moore 值的中國就業(yè)結構滯后時間測算［J］.管理評論，2010，22（7）:3-7.Moore 結構值的方法，測算產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構的結構變動度，其公式為：

W 代表產(chǎn)業(yè)結構變動度，H 代表就業(yè)結構變動度，單位為弧度。Ni，t和Ni，t+1表示第i 產(chǎn)業(yè)第t 年和第t+1 年的貢獻率；Mi，t和Mi，t+1表示第i 產(chǎn)業(yè)第t 年和第t+1 年的就業(yè)比重。若要采用結構變動度作為變量進行考察時，需將弧度單位轉換為角度單位，轉換后，得到新的變量X 和Y，分別代表產(chǎn)業(yè)結構變動度和就業(yè)結構變動度，單位為弧度。X 或Y 的值越大，反應結構變化程度越大。

（五）VAR 模型

VAR 模型是由Christopher Sims 提出，其基本思想是變量系統(tǒng)會受到隨機擾動的影響而無法確定其為內生變量還是外生變量，因此需均等的對待所有變量而建立的一種多方程模型。本文采用該模型對產(chǎn)業(yè)結構、就業(yè)結構和經(jīng)濟增長三者之間的關系進行動態(tài)分析。其數(shù)學表達式為：

上式中y 是平穩(wěn)向量組，y=（X，Y，Z）T，Z 代表經(jīng)濟增長率，p 為滯后階數(shù)，矩陣A1，A2…AP是被估計的系數(shù)矩陣，μt是隨機擾動向量，T 為樣本個數(shù)。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文截取1978-2019 年我國三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重、三次產(chǎn)業(yè)增加值、三次產(chǎn)業(yè)貢獻率和三次產(chǎn)業(yè)指數(shù)作為原始數(shù)據(jù)，測算出三次產(chǎn)業(yè)之間的產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構相關系數(shù)，以及1979-2019 年的結構偏離度、就業(yè)彈性，1979-2018年的結構變動度。其中原始數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計年鑒》和中國統(tǒng)計局官網(wǎng)發(fā)布的年度數(shù)據(jù)。

（二）產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的線性關聯(lián)程度分析

通過公式（1）測算得到三次產(chǎn)業(yè)與就業(yè)結構的相關系數(shù)分別為：R11=0.95，R12=0.30，R13=-0.97，R21=-0.87，R22=-0.22，R23=0.88，R31=-0.95，R32=-0.32，R33=0.98。其中，R11、R22、R33表示三次產(chǎn)業(yè)內部的相關系數(shù)。R11、R33為正數(shù)，表明我國第一、三產(chǎn)業(yè)增加值比重與其自身的就業(yè)比重的線性關聯(lián)程度為正，分別達到0.95 和0.97。R22為負數(shù)，表明我國第二產(chǎn)業(yè)增加值比重與自身就業(yè)比重的線性關聯(lián)程度為負，這是由于隨著機械化和智能化的發(fā)展，第二產(chǎn)業(yè)對勞動力的需求越來越少，工業(yè)技術越完善對勞動力的需求反而會降低。再觀察產(chǎn)業(yè)間的相關程度：R12和R13的值分別是0.30 和-0.97，第一產(chǎn)業(yè)增加值比重的改變對第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的影響不大，對第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的影響呈現(xiàn)高度的負相關，表明第一產(chǎn)業(yè)增加值比重的下降會影響到第二產(chǎn)業(yè)勞動力的輕微下降，但會提高第三產(chǎn)業(yè)勞動力的增加，意味著勞動力將會從第一產(chǎn)業(yè)轉移進入第三產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)具有非常大的勞動力釋放潛力。R21和R23的值分別是-0.88 和0.88，第二產(chǎn)業(yè)增加值比重與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的線性關聯(lián)程度為負，而與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的線性關聯(lián)程度為正，表明第二產(chǎn)業(yè)增加值比重增加會引發(fā)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重降低，但是會增加第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重，這是因為隨著第二產(chǎn)業(yè)的擴大發(fā)展，高附加值的產(chǎn)業(yè)會改變勞動人口的就業(yè)選擇，大量勞動力從第一產(chǎn)業(yè)轉移出來流入其他產(chǎn)業(yè)，而作為第二產(chǎn)業(yè)的渠道商企業(yè)以及周邊服務性企業(yè)也會隨之增多，引發(fā)第三產(chǎn)業(yè)勞動力需求量大增，第三產(chǎn)業(yè)的勞動力比重也隨之增加。R31和R32的值分別是-0.95 和-0.32，表明第三產(chǎn)業(yè)增加值比重的提高會降低第一和第二產(chǎn)業(yè)的勞動力比重。由于R31的絕對值要大于R32的絕對值，表明第三產(chǎn)業(yè)對第一產(chǎn)業(yè)的勞動力影響程度要更大，第一產(chǎn)業(yè)具有更大的勞動力釋放潛力。

（三）三次產(chǎn)業(yè)結構偏離度分析

通過公式（2）測算得到1979 至2019 年我國三次產(chǎn)業(yè)偏離度，如圖1 所示。從圖中可以看到，所有曲線均在橫軸上方，都是正值，表明三次產(chǎn)業(yè)的GDP增長速度均超過了就業(yè)比重的增長速度。總體產(chǎn)業(yè)結構偏離度呈現(xiàn)出下降趨勢，從1979 年的3.0 下降至2019 年的1.27，表明優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構有利于資源配置的合理化、有利于社會總體效益的提升，這必然會使社會總體結構變化更趨于合理。

圖1 1979-2019 年我國三次產(chǎn)業(yè)及總體結構偏離度趨勢

具體來看，第一產(chǎn)業(yè)結構偏離度從1979 年的0.56 增長至2019 年的0.71，產(chǎn)業(yè)增加值增長速度超過了就業(yè)比重的增長速度，表明第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的提升，勞動力得到釋放并逐年流入第二、三產(chǎn)業(yè)。第二產(chǎn)業(yè)結構偏離度從1979 年的1.67 下降至2019年的0.42，從總體來看呈現(xiàn)下降但在1985-2003 年之間變化并不大，基本維持在1.0 左右，這期間我國產(chǎn)業(yè)結構是第二產(chǎn)業(yè)為主導，產(chǎn)業(yè)增加值增長速度與就業(yè)比重增速比例一直比較穩(wěn)定，但隨著產(chǎn)業(yè)結構調整，我國逐漸由第二產(chǎn)業(yè)主導轉型為第三產(chǎn)業(yè)主導，2004 年開始第二產(chǎn)業(yè)結構偏離度呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，從2004 年的1.04 下降至2019 年的0.42，大量勞動力從第一產(chǎn)業(yè)轉向第二產(chǎn)業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)的結構偏離度在1979-1992 年之間的變動幅度不大，始終維持在0.7 左右，在1993-1998 年之間出現(xiàn)了一個明顯的下降，1999-2019 下降速度有所減緩，2019 年第三產(chǎn)業(yè)結構偏離度為0.14，接近均衡點。第三產(chǎn)業(yè)在三次產(chǎn)業(yè)中的結構偏離度最小，這是由于第三產(chǎn)業(yè)的市場進入退出的自由度相對較大，價格機制成為市場配置的主要因素，因此其結構偏離度的值最小。

（四）就業(yè)彈性分析

通過公式（3）測算得到1979-2019 年的就業(yè)彈性系數(shù)，如表1 所示。由于在1979-2019 年間，我國三次產(chǎn)業(yè)和總體經(jīng)濟增長率都為正，所以表中負值的數(shù)字表明當年的就業(yè)增長率為負。我國就業(yè)彈性在1979-1999 年期間除個別年份以外均在0.1-0.2之間，2000-2017 年小于0.1，2018 和2019 年均出現(xiàn)了負值，分別是-0.007 和-0.019。表明在改革開放至上世紀結束，我國經(jīng)濟的高速發(fā)展對就業(yè)具有很大的促進作用，但隨著科技的進步和機械智能化對傳統(tǒng)勞動的代替，經(jīng)濟發(fā)展對就業(yè)的拉動作用有所降低，近兩年甚至出現(xiàn)負值，可以看出目前我國的就業(yè)壓力較大。

表1 1979-2019 年我國三次產(chǎn)業(yè)及總體就業(yè)彈性

從三次產(chǎn)業(yè)單獨情況來看，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性在-3.52 至0.92 區(qū)間，從2003 年至2019 年一直是負值，表明第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增長率為負，隨著經(jīng)濟的發(fā)展勞動力在向其他產(chǎn)業(yè)轉移，這也符合“配第-克拉克定理”中對勞動力比重的描述。第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性在-1.2 至2.58 之間，2013-2019 年一直是負值，其中2015 年出現(xiàn)歷史最低值-1.2，表明在2013 年以前，第二產(chǎn)業(yè)具有拉動就業(yè)增長的能力，但近幾年來第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展更多依賴科技的創(chuàng)新、技術的進步，導致第二產(chǎn)業(yè)勞動力剩余，存在勞動力轉出的現(xiàn)象。第三產(chǎn)業(yè)彈性系數(shù)一直是正值，2000 年之后就業(yè)彈性在0.1-0.5 之間，大多數(shù)年份保持在0.2 左右，表明第三產(chǎn)業(yè)具有很強的拉動就業(yè)的能力，這是由于第三產(chǎn)業(yè)原本就包含大量勞動密集型的傳統(tǒng)服務產(chǎn)業(yè)，例如批發(fā)零售貿(mào)易業(yè)、旅游和餐飲業(yè)、郵政運輸?shù)?，隨著電子信息行業(yè)的發(fā)展，又涌現(xiàn)出大量新型服務行業(yè)，例如金融、培訓、信息服務等，這些行業(yè)與傳統(tǒng)行業(yè)的結合又會帶來更大的勞動力需求。第三產(chǎn)業(yè)在未來還有進一步挖掘的空間。

（五）產(chǎn)業(yè)結構變動度和就業(yè)結構變動度分析

通過公式（4）測算，并借助Excel 對數(shù)據(jù)使用角度轉換函數(shù)DEGREES（），得到關于產(chǎn)業(yè)結構變動度指標變量X 和就業(yè)結構變動度指標變量Y，并繪制1978-2018 年X 和Y 的趨勢圖，如圖2 所示。

圖2 1978-2018 年我國產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構變動度趨勢

從圖2 中可以看出，1978-1982 年，我國產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構均逐步下降。在1983-2018 年我國產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構相繼出現(xiàn)三次高峰，先來看產(chǎn)業(yè)結構的情況：產(chǎn)業(yè)結構在1986-1985 年出現(xiàn)第一個波峰，然后又迅速下降；從1987-1992 年又一次出現(xiàn)波峰，之后再一次急速下降；2014 年出現(xiàn)第三個峰值2.93 之后下降至2016 年的0.55。我國就業(yè)結構在1982-1985 年出現(xiàn)急速上升達到第一個峰值1.41，1987 年下降回到波谷；1988 至1994 年進入第二個波峰達到2.38，2012 至2014 年持續(xù)走高，出現(xiàn)第三次波峰。2016-2018 年之間產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構的變化均不太明顯。從以上波動趨勢來看，我國產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的變動趨勢并未趨于同步，即沒有同時到達波峰或波谷，說明產(chǎn)業(yè)結構調整和就業(yè)結構調整之間存在著一定的時滯，需要進一步通過計量建模進行聯(lián)動分析。

（六）聯(lián)動分析

產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟增長對就業(yè)結構都會產(chǎn)生一定的影響，通過建立VAR 模型，可以將動態(tài)關系量化，得到關于產(chǎn)業(yè)結構變動度、就業(yè)結構變動度和經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系。產(chǎn)業(yè)結構變動度和就業(yè)結構變動度可通過公式（4）測算得到，對應變量為X 和Y；經(jīng)濟增長指標選取GDP 指數(shù)減100 計算得到，對應變量為Z。對變量X、Y、Z 取自然對數(shù)，然后進行平穩(wěn)性檢驗，在5%的顯著水平下，變量LNX、LNY和LNZ 均為平穩(wěn)變量，可以直接建立VAR 模型。

1.VAR 方程參數(shù)的估計

采用Eviews10 對變量建立VAR 模型，依據(jù)AIC和SC 準則通過反復檢驗，選取滯后階數(shù)為2，參數(shù)估計結果如下：

對以上估計方程進行單位根檢驗，所有根模倒數(shù)均小于1，表明模型穩(wěn)定，可以進行下一步分析。

2.脈沖響應分析

隨機干擾項的最初影響會在模型中逐步擴散，將會影響到模型中的其它內生變量，從而產(chǎn)生內生變量之間的相互影響，脈沖響應函數(shù)正是內生變量對自己或其它內生變量的變化的反應25杜江，李恒，賈文.計量經(jīng)濟學及其應用［M].機械工業(yè)出版社，2010:177-180.。通過Eviews10 進行脈沖響應分析，選取期數(shù)為10。如圖3-1 顯示的是LNX 對所有變量的脈沖響應結果，圖3-2 顯示的是LNY 對所有變量的脈沖響應結果，圖3-3 顯示的是LNZ 對所有變量的脈沖響應結果。

在圖3-1 中，產(chǎn)業(yè)結構對自身的脈沖響應在起始時表現(xiàn)為迅速下降，第1 期是0.87，至第3 期時下降至最低點-0.01，之后逐漸趨于平穩(wěn)。對就業(yè)結構的脈沖響應存在一定的滯后，到第2 期達到最大值0.02，然后迅速下降到第3 期時達到最小值-0.12，表明雖然就業(yè)結構的改變對產(chǎn)業(yè)結構存在一定的滯后效應，但是這種影響作用有限。產(chǎn)業(yè)結構對經(jīng)濟增長脈沖響應在初期為0 直到第3 期時達到最低值-0.21，然后于第5 期時回歸至0 之后基本穩(wěn)定在0.04 左右，表明經(jīng)濟發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化具有滯后效應，經(jīng)濟增長對產(chǎn)業(yè)結構的沖擊先負后正且沖擊范圍很小，表明經(jīng)濟增長對產(chǎn)業(yè)結構調整的影響作用有限。

圖3-2 中，就業(yè)結構對產(chǎn)業(yè)結構的脈沖響應在第1 期表現(xiàn)為負，在第2 期時達到最低點-0.65，之后有所增加，在第5 期時接近橫軸并逐漸趨于平穩(wěn)。表明產(chǎn)業(yè)結構對就業(yè)結構會產(chǎn)生較大的脈沖沖擊，1單位的正向脈沖會引起就業(yè)結構0.6 單位的負向響應，表明產(chǎn)業(yè)結構1 單位變動會給就業(yè)結構打來比較大的變動影響。結合前面的結構變動度趨勢分析，產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構之間存在時滯效應，從圖2 中能看到產(chǎn)業(yè)結構的波峰與就業(yè)結構的波谷會在同一時間發(fā)生，脈沖分析恰好印證了這一點。就業(yè)結構對自身的脈沖響應從起始的0.077 跌落至第5 期的0.07，之后逐漸趨于平穩(wěn)。表明就業(yè)結構對自身的影響雖始終為正但越來越弱。就業(yè)結構對經(jīng)濟增長的脈沖響應存在滯后現(xiàn)象，在1 至2 期時都為0，在2至4 期開始出現(xiàn)下降，在第4 期時達到最低值-0.25，之后慢慢趨0 并平穩(wěn)波動幅度很小且時間短暫。表明經(jīng)濟增長對就業(yè)結構又會存在滯后效應，且經(jīng)濟增長過程對就業(yè)結構存在的影響作用有限。

圖3-3 中，經(jīng)濟增長對產(chǎn)業(yè)結構的脈沖響應在第4 期之前一直是負值，在第4-7 期時轉為正值，第8 期開始趨于平穩(wěn)。表明產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化對經(jīng)濟增長的影響作用是先降低后拉升，主要體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的過程中整治關閉了一些高污染、高耗能、高耗水的企業(yè)，在近期會降低整體GDP，但取而代之的節(jié)能、環(huán)保產(chǎn)業(yè)的相繼出現(xiàn)，對經(jīng)濟發(fā)展又具有促進作用，從長期來看產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化有利于經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展，對經(jīng)濟發(fā)展是有促進作用的。經(jīng)濟增長對就業(yè)結構的脈沖響應在初期為正，在第3 至6 期時出現(xiàn)負值，第6-7 期時逐漸趨0 后變平穩(wěn)。表明勞動要素是經(jīng)濟發(fā)展的重要生產(chǎn)要素，就業(yè)結構1 單位正向沖擊會帶來短期經(jīng)濟效益提升，但也會產(chǎn)生其他支出的增加又引起經(jīng)濟的回落，長期來看其影響作用均衡。經(jīng)濟增長對自身脈沖響應也是先正后負，正向影響作用一直持續(xù)至第4 期，表明經(jīng)濟發(fā)展過程中受到多因素影響作用的復雜性。

3.方差分解分析

方差分解能夠給出隨機干擾項的相對重要性信息，解釋序列由于受到自身沖擊和其他變量的沖擊而導致移動的比例。通過已建立的VAR 模型可進行方差分解分析，圖4-1、圖4-2 和圖4-3 分別是產(chǎn)業(yè)結構、就業(yè)結構和經(jīng)濟增長的方差分解情況。

在圖4-1 中可以看到產(chǎn)業(yè)結構的對自身的貢獻率占88%以上，隨著期數(shù)的增加貢獻程度呈現(xiàn)衰減的趨勢。就業(yè)結構和經(jīng)濟增長對產(chǎn)業(yè)結構的貢獻率從第1 期的0%逐漸增加至第4 期的2%和9%，經(jīng)濟增長的貢獻率要大于就業(yè)結構。

圖4-2 中，就業(yè)結構的方差分解中自身的貢獻率仍然占主要成分，但隨著期數(shù)增加也呈現(xiàn)出衰減趨勢，在1、2 期時下降速度更快。產(chǎn)業(yè)結構對就業(yè)的貢獻從第1 期至第2 期時表現(xiàn)明顯，由29%上升至46%，結合脈沖響應分析，可以得出在前兩期，就業(yè)結構主要受到自身和產(chǎn)業(yè)結構的影響，其中自身的影響力是正向的并逐漸減少，而產(chǎn)業(yè)結構對其影響力是負向的并逐漸增多。從第2 期至第5 期，就業(yè)結構和產(chǎn)業(yè)結構的貢獻率繼續(xù)減少，經(jīng)濟增長的貢獻率由1%增加到8%。從長期來看，產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構對就業(yè)結構的貢獻程度幾乎持平。

圖4-3 中，可以看到經(jīng)濟增長主要依賴自身的影響，貢獻率始終維持在85%左右，而產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構對經(jīng)濟增長的貢獻率分別是5%和10%，對經(jīng)濟增長的貢獻程度有限。

四、結論與建議

（一）結論

通過對三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的線性關聯(lián)程度、結構偏離度、就業(yè)彈性、結構變動度分析，以及產(chǎn)業(yè)結構、就業(yè)結構和經(jīng)濟增長之間的動態(tài)分析，得出以下結論：

（1）目前我國就業(yè)壓力較大，就業(yè)崗位和就業(yè)需求之間存在不平衡。從分析結果來看，我國第一產(chǎn)業(yè)目前就業(yè)飽和，在新型產(chǎn)業(yè)鏈條形成規(guī)模以前不太可能扭轉當前的局面，很難產(chǎn)生拉動就業(yè)能力，勞動力存在大量向外轉出的情況。第二產(chǎn)業(yè)在2013 年以前是拉動就業(yè)的主要產(chǎn)業(yè)，在2013 年之后就業(yè)彈性一直為負，勞動力轉入比例逐年縮小。第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性始終為正，目前是三次產(chǎn)業(yè)中最具有拉動就業(yè)能力的產(chǎn)業(yè)，具有較強的潛力。隨著第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模和類型的進一步擴展，新的行業(yè)新的格局將會給第三產(chǎn)業(yè)帶來更進一步的勞動力挖掘空間。

（2）產(chǎn)業(yè)結構調整會給就業(yè)結構帶來較大改變，通過產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構變動度趨勢圖可以看出產(chǎn)業(yè)結構調整和就業(yè)結構調整存在時滯關系，結合脈沖響應和方差分解發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構的調整在當期對就業(yè)結構的影響為負，也就是就業(yè)結構并沒有隨產(chǎn)業(yè)結構同向發(fā)生改變，證明時滯關系確實存在。但產(chǎn)業(yè)結構的對就業(yè)結構的貢獻率高達46%，是影響就業(yè)結構諸多因素中占比最大的一個因素。因此，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構能夠引發(fā)就業(yè)結構的較大轉變，促進就業(yè)結構的優(yōu)化。

（3）優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構都有利于經(jīng)濟增長，其中產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化對經(jīng)濟增長的影響是先負后正，在產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化過程中強制關停的一些企業(yè)會在短時間內對經(jīng)濟帶來不利影響，但從長期來看有利于經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。就業(yè)結構優(yōu)化短期來看有利于經(jīng)濟增長，隨著勞動人口醫(yī)療、社保等社會保障資本的投入又會對經(jīng)濟產(chǎn)生一定的反向影響。

（二）建議

穩(wěn)步推進第一產(chǎn)業(yè)勞動力轉移，要從三方面入手：一是更進一步加大農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和機械化轉變的步伐，擴大現(xiàn)代農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)規(guī)模，既要提高生產(chǎn)效率又要從根本上增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)品附加值，吸引勞動力回流進入第一產(chǎn)業(yè)；二是要改進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)鏈，提供更多職業(yè)崗位，讓農(nóng)業(yè)人口從原本的生產(chǎn)環(huán)節(jié)向運輸和銷售環(huán)節(jié)轉移，利用互聯(lián)網(wǎng)平臺實現(xiàn)產(chǎn)、運、銷一體化，增加互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)的新鏈條的覆蓋率；三是加強農(nóng)業(yè)人口的職業(yè)素養(yǎng)和文化底蘊，從根本上提高農(nóng)業(yè)勞動力的職業(yè)選擇范圍。

進一步深化工業(yè)改革，改造傳統(tǒng)工業(yè)增加就業(yè)崗位。加大新型制造業(yè)、新能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，加強區(qū)域優(yōu)勢促進產(chǎn)業(yè)集聚，鼓勵并促進民營企業(yè)的發(fā)展，為第二產(chǎn)業(yè)提供更多的就業(yè)崗位。與此同時，還要合理推進新科技對勞動力的替代效應，在新技術取代傳統(tǒng)勞動的同時，挖掘新型勞動崗位，穩(wěn)定勞動人口就業(yè)問題，防止大量失業(yè)導致的不穩(wěn)定因素出現(xiàn)。

大力發(fā)展信息化產(chǎn)業(yè)，更進一步加大第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)吸納能力。信息產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟發(fā)展起著至關重要的作用，為工業(yè)轉型和產(chǎn)業(yè)升級提供了技術保障，也為國民經(jīng)濟的發(fā)展提供了物質基礎，信息產(chǎn)業(yè)對其他產(chǎn)業(yè)具有引導性、戰(zhàn)略性的作用，應促進信息產(chǎn)業(yè)向專業(yè)化、產(chǎn)業(yè)化和現(xiàn)代化的方向發(fā)展。對于信息制造業(yè)，要鼓勵企業(yè)自主創(chuàng)新、加強自主研發(fā)技術、開拓新型就業(yè)崗位，提高資源配置效率，增加總體經(jīng)濟效益；對于信息服務業(yè)，要向專業(yè)化、個性化和多樣化發(fā)展，鼓勵自主創(chuàng)業(yè)、鼓勵新型的服務產(chǎn)業(yè)形式。同時，也要加強規(guī)范第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人員的職業(yè)素養(yǎng)和行為規(guī)范，提高就業(yè)質量。

提高全要素生產(chǎn)率，增強供給側市場調節(jié)的動力，完善市場退出機制。一是從整體上去產(chǎn)能提高效率，一方面要通過市場機制自動化解過剩產(chǎn)能，使生產(chǎn)要素自動向效率更高的產(chǎn)業(yè)、行業(yè)或企業(yè)流入；另一方面要通過宏觀調控手段合理配置生產(chǎn)要素，轉移中東部多余產(chǎn)能到西部待開發(fā)的區(qū)域，促進西部開發(fā)，實現(xiàn)全國經(jīng)濟的整體發(fā)展。二是加快信息平臺建設，增加云數(shù)據(jù)、云技術的資源共享和服務能力，為形成創(chuàng)新型驅動的社會奠定基礎。三是加強校企合作，建立以企業(yè)為核心，以高等院校和科研機構為輔助的校企聯(lián)合機構，促進產(chǎn)學研一體化的發(fā)展，增強企業(yè)的科技創(chuàng)新能力，轉變要素驅動型經(jīng)濟向創(chuàng)新驅動型經(jīng)濟發(fā)展，為經(jīng)濟高質量發(fā)展提供不竭動力。