我國三次產業的發展對就業的影響研究*

劉曉英

(湖南工學院，湖南 衡陽 421008)

就業是民生之本，穩定之基。就業問題解決的好壞，直接關系到人民的切身利益。當前，全球金融危機的影響還在不斷深化，我國經濟增長下行壓力加大，解決就業問題，穩定就業形勢顯得尤為重要。

一、文獻綜述

發達國家產業結構的演進歷程表明，伴隨經濟水平的不斷提高，勞動力在各產業之間將發生規律性轉移。主要是勞動力從第一產業轉向第二產業，隨著經濟水平的進一步提高，勞動力將更多地向第三產業轉移。克拉克［1］，庫茲涅茨［2］，錢納里、艾金同和西姆斯［3］，錢納里、魯賓遜和塞爾奎因［4］分別利用不同國家的時間序列數據和截面數據驗證了該定律。

改革開放以來，雖然我國經濟不斷增長，但我國是世界上最大的發展中國家，人口將呈繼續增長的趨勢，就業問題也將日益此凸顯［5］。李曉嘉，劉鵬(2005)通過對我國整體經濟增長與就業關系的研究，認為我國經濟增長和就業增長不一致［6］;陳楨(2007)通過對比較勞動生產率和結構偏離度的分析，認為我國就業結構變動顯著滯后于產業結構［7］;郭軍等(2006)認為產業發展是就業發展的基礎，應選擇就業發展型經濟增長模式以保證就業［8］;李惠玲，朱永杰(2008)利用就業弧彈性研究了三次產業經濟增長與三次產業就業增長的關系［9］;江小涓，李輝(2004)研究了第三產業與就業的關系［10］，蒲艷萍，陳娟(2008)研究了產業結構變動方向和產業結構變動速度對我國就業的影響［11］。而對三次產業產值與就業的交叉作用是否成因果關系，以及它們之間的交叉影響研究尚存不足。利用1978-2009年我國的相關數據，通過Granger因果檢驗和雙對數模型對產業結構與就業結構的因果關系及其就業交叉彈性進行了實證分析，為政府在全球金融危機下解決就業問題提供政策依據以制定適宜的政策。

二、數據與模型

(一)數據來源

本文采用的數據有1978-2007年我國國內生產總值GDP和總就業人數L，第i產業產值GDPi和就業人數Li(i=1，2，3)。數據如表1所示。

表1 我國產業與就業的相關數據

注：所有數據均由歷年《中國統計年鑒》計算而來;國內生產總值以1978年不變價計算;由于1990年統計口徑調整，使得1990年前后有關人口與就業方面的數值不可比，本文根據歷年的就業增長率調整為1978年的可比值，用前后兩期的加權平均值測算1990年的就業增長率［12］。

(二)因果檢驗模型

Granger因果檢驗主要是解決經濟時間序列出現的偽相關問題的比較有效的方法。其基本思想如下：X的變化引起Y的變化，則X的變化應發生在Y之前。特別的就是若X是引起Y變化的原因，則需要滿足兩個這樣的條件：(1)能夠根據X預測Y。即根據Y的過去值對Y進行回歸時，如加上X的過去值這個解釋變量能凸顯地增強回歸方程的解釋能力;(2)不能根據Y預測X。即如果能夠根據X預測Y，又能夠根據Y預測X，只說明X和Y是關聯在一起的，并很有可能X和Y都是由第三者或更多的其它變量所決定。

檢驗X是否為引起Y變化的原因的過程如下。

首先，檢驗X不是引起Y變化的原因的原假設，需對下面兩個模型進行估計：

無約束模型：

有約束模型：

然后用回歸的殘差平方和計算F統計量的值，看檢驗系數βj(i=1，2，…，m)是否同時顯著不為零。即檢驗的原假設H0：X不是引起Y變化的原因，即βj(i=1，2，…，m)。構 造 F 統 計 量：F =

其中RSS1和RSS2分別表示無約束條件回歸和有約束條件回歸的殘差平方和，n是觀察個數，k是無約束條件回歸中待估參數的個數，m是最優滯后階數(即選擇m使模型中的誤差項μt為白噪聲)。

同理，可檢驗Y不是引起X變化的原因的原假設。

(三)產業結構對就業的貢獻測定模型

就業彈性被用來考察經濟增長與就業的相互關系。產業就業彈性表示某一產業就業量的變化對產值變化的靈敏度，用來反映某一產業在發展過程中對勞動力的吸納程度。就業彈性越大，單位經濟增長帶動就業增長的水平就越高，依靠經濟增長拉動就業的作用就越明顯。當就業彈性水平比較低時，單位經濟增長帶動就業增長的水平就越低，即使經濟保持高速增長，也不會對就業有較強的拉動，此時，依靠經濟增長解決就業就不會產生明顯的效果。

在遵循經濟增長與就業之間呈非線性經濟關系的基礎上，采取回歸模型方法對經濟增長與就業之間的具體關系進行實證分析，并進而驗證經濟增長能否促進就業，以及對就業的具體促進程度。這樣做的好處在于：一方面遵循了經濟增長與就業之間的非線性經濟關系;另一方面通過采取回歸模型能夠較為精確地求出以點彈性概念界定的就業彈性，避免了采用弧彈性概念估算就業彈性的不精確性。

本文采用雙對數模型來測量就業彈性，設第t期的就業人數為Lt，國內生產總值為GDPt，則模型形式為：LnLt=α+βLnGDPt+μt(3)

式中β即為就業彈性，μt為隨機誤差項。

三、實證結果分析

為了消除異方差和數據劇烈波動的影響，對選用的數據取對數，分別記為LNGDP、LNGDP1、LNGDP2、LNGDP3、LNL、LNL1、LNL2、LNL3，這種做法使所得結果既不會改變協整關系，又得到平穩的序列。

(一)因果關系檢驗

在進行格蘭杰因果檢驗之前，要先分析所選時間序列數據的平穩性和協整性。檢驗時間序列平穩性的方法通常有ADF檢驗法、DF檢驗法、PP檢驗法。這里采用ADF檢驗法來檢驗數據的平穩性。

ADF單位根檢驗程序主要基于以下模型：

其中Δ表示一階差分，Yt為待檢驗的時間序列，α為常數項，t為時間趨勢項，m是最優滯后階數，μt為隨機誤差項。滯后項數m按照對AIC值和SC值的多次比較來選取，運用Eviews5．0軟件，檢驗結果如表2所示。

表2 序列的平穩性檢驗結果

由平穩性檢驗知，只有第一產業和第三產業的就業人數和第一、二、三產業的產值是一階單整的，它們之間有可能具有協整關系，對它們進行協整關系檢驗。運用Engle-Granger兩步法對協整方程的模型估計殘差進行平穩性檢驗，可以得出變量存在協整關系。

根據格蘭杰因果關系檢驗原理，分別對第一、二、三產業的產值與第一產業和第三產業的就業人數之間的因果關系進行分析，結果如表3所示。

表3 Granger因果關系檢驗表

Granger因果檢驗結果表明：在5%顯著水平下，在滯后階數為1時，第一、二、三產業的產值是第一產業的就業人數的Granger原因，第一產業的產值是第三產業的就業人數的Granger原因;在滯后階數為2時，第一產業的就業人數是第二產業的產值的Granger原因。

(二)就業彈性分析

運用Eviews5．0軟件進行計量分析，對上述模型進行回歸分析，得到三次產業的就業彈性和就業交叉彈性，并以第一產業產值為例。

1．第一產業的就業彈性

其中，R2=0．0011，調整 R2=-0．0345，就業彈性系數為0．0047，但就業彈性系數不顯著，而且也非常小，說明第一產業對就業的拉動作用是很低的。

2．第一產業對第二產業的就業交叉彈性

其中，R2=0．9351，調整 R2=0．9328，就業彈性系數為0．6282，系數均顯著，說明第一產業產值每增加一個百分點，第二產業就業人數將增加0．6282個百分點。

3．第一產業對第三產業的就業交叉彈性

其中，R2=0．9919，調整 R2=0．9916，就業彈性系數為1．1966，系數均顯著，說明第一產業產值每增加一個百分點，第三產業就業人數將增加1．1966個百分點。

同理，我們可以分析第二產業和第三產業對三次產業就業人數的彈性影響，結果如表4所示。

表4 第二產業和第三產業的就業彈性分析

由上分析可知，第一產業的就業彈性僅為0．0047，且不顯著，第二產業的就業彈性系數為0．2366，遠低于第三產業的就業彈性0．5122。這說明第一產業對勞動力的吸納能力很弱;而第二產業雖然發展迅速，但由于資本和技術對勞動力替代趨勢的加強，對勞動力的吸納能力有限;第三產業屬勞動密集型產業，對勞動力具有很強的吸納能力，是未來增加就業，拓寬就業渠道的良好途徑。在就業交叉彈性方面，第一產業對第二產業和第三產業的就業貢獻分別達到0．6282和1．1966，說明第一產業是國民經濟的基礎，是第二產業和第三產業發展的基石，對第二、三產業的就業具有較強影響，因此我國在轉移農村剩余勞動力的同時，一定要確保第一產業的健康穩定發展;而第二產業對第三產業的就業交叉彈性也達到0．4628，說明第二產業對第三產業的發展起到了推動作用，促進了第三產業的就業增長。

四、結論與政策建議

(一)第一產業對就業的吸納能力很低，但對第二、三產業的就業交叉彈性很大，分別達到0．6282和1．1966，充分體現出第一產業作為國民經濟的基礎對就業具有重要作用，是第二、三產業發展的基石。且第一產業產值是第三產業就業人數的Granger原因。因此應該在促進農村剩余勞動力轉移的同時，保證第一產業的健康穩定發展。

(二)第二產業的就業彈性僅為0．2366，對就業的吸納能力相當有限，主要由于資本和技術對勞動力具有擠出作用;此外，轉移出來的勞動力素質不高，不適應第二產業的發展也是一個原因。但對第三產業的交叉就業彈性達到0．4628，反應出第二產業對第三產業的發展具有推動作用。因此應該加大教育和職業培訓，提高勞動力素質，增加第二產業對就業的吸納能力，并保持第二產業的持續穩定增長，不斷提高我國的工業化水平。

(三)第三產業的就業彈性達到0．5122，對就業具有很強的吸納能力，應加速發展，尤其是第三產業內的勞動密集型行業。使第三產業的產值比重和就業比重穩步上升，不斷提高我國的現代化水平。

［1］［英］威廉·配弟．政治算術［M］．北京．商務印書館．1999．

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［3］Chenery，H．B，H．Elkngton and C．Sims．A Uniform A-nalysis of Development Pattern［M］．Harvard University Center for International Affairs，Economic Development Report，Cambridge Mass，1970．

［4］Sysquin，M＆H．B．Chenery．Three Decades of Industrialization［J］．The world Bank Review，1989，(3)．

［5］彭曉燕，鐘學旗．我國目前經濟高增長與失業率上升并存原因探析［J］．宏觀經濟管理，2009，(1)．

［6］李曉嘉，劉鵬．我國經濟增長與就業增長關系的實證研究［J］．山西財經大學學報，2005，(5)：25-28．

［7］陳楨．產業結構與就業結構關系失衡的實證分析［J］．山西財經大學學報，2007，(10)：32-37．

［8］郭軍，劉瀑，王承宗．就業發展型經濟增長的產業支撐背景研究［J］．中國工業經濟，2006，(5)：24-31．

［9］李惠玲，朱永杰．北京市產業結構和就業結構的彈性與關聯分析［J］．山西財經大學學報，2008，(1)．

［10］江小涓，李輝．服務業與中國經濟：相關性和加快增長的潛力［J］．經濟研究，2004，(1)：4-15．

［11］蒲艷萍，陳娟．轉型期的產業結構變動與中國就業效應［J］．重慶大學學報(社會科學版)，2008，(1)．

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