中國就業結構與產業結構偏離的分析

徐曉丹

（東北師范大學 城市與環境科學學院，吉林 長春 130117）

中國就業結構與產業結構偏離的分析

徐曉丹

（東北師范大學 城市與環境科學學院，吉林 長春 130117）

就業增長和經濟增長的不一致可以用就業結構和產業結構的偏離度進行衡量。利用近30年的數據，可以計算出中國就業結構與產業結構的偏離度。利用多項式分布滯后（PDLS）模型，對三次產業的固定資產投資對就業的滯后作用進行研究，研究結果表明，三次產業對就業的影響都有一定的滯后性，但長期來看，第三產業的固定資產投資的就業彈性最大，第一產業的固定資產投資的就業彈性最小。要解決中國的就業問題就要大力發展第三產業。

就業結構；固定資產投資結構；PDLS模型

一、問題的提出

經濟增長與就業之間有著密切的關系，美國經濟學家奧肯通過對美國1947年第二季度至1960年第四季度的實際GNP和失業率的變化得出一個規律：失業率每低于自然失業率1個百分點，經濟增長將高于潛在產出3個百分點，或者說GNP增長1個百分點，失業率將下降0.3個百分點[1]。改革開放以來，我國經濟不斷增長，失業率卻居高不下，農村的剩余勞動力不能很好地被安置，城市中存在著大量面臨再就業難的下崗職工，就連大學生的就業也成了我國就業中的一個難題。這說明我國的就業增長落后于經濟增長。

就業增長落后于經濟增長，在結構上表現為三次產業的就業人口的增長率與產值的增長率發生偏離。分析就業結構和產業結構偏離程度，國內學者多采用結構偏離度和就業彈性兩個指標衡量。結構偏離度是指某一產業的就業比重與增加值比重之差[2]。一般來說，結構偏離度與勞動生產率成反比。而且，結構偏離度大于零（正偏離），也即該產業的就業比重大于增加值比重，意味著該產業的勞動生產率較低；反之，結構偏離度小于零（負偏離），則意味著該產業的勞動生產率較高。從另外一個角度來說，結構正偏離的產業存在勞動力轉出的可能性，相反，結構負偏離的產業則存在勞動力轉入的可能性。如果國民經濟各產業都是開放的，產業間沒有行政壁壘，即呈完全競爭狀態，那么通過市場對勞動力資源的重新配置，會使各產業的生產率逐步趨于一致，各產業的結構偏離度也就趨于零。就業彈性是指經濟增長每變化1個百分點所對應的就業數量變化的百分比[3]。就業彈性為正值時，表明經濟增長對就業增長的拉動效應為正，彈性越高，經濟增長對就業的拉動效應越大。就業彈性為負值時，經濟增長對就業的作用形成一種“海綿”效應：一方面表現為“擠出”效應，即經濟增長為正但就業增長為負時，就業彈性的絕對值越大，對就業的“擠出”效應就越大；另一方面表現為“吸入”效應，即經濟增長為負但就業增長為正時，就業彈性的絕對值越大，對就業的“吸入”效應就越大。嚴格說來，“吸入”效應不是正常的經濟現象，這種現象有悖經濟發展的一般規律。此外，如果就業彈性為零，就說明經濟增長對就業增長沒有拉動作用。

國內很多學者從不同的角度對中國就業增長與經濟增長的不一致性進行了分析。程紅莉從勞動生產率與失業之間的關系角度進行了實證研究，選取1978—2002年城鎮登記失業率和根據有關數據計算的三次產業的勞動生產率，利用SARS程序進行了回歸分析[2]；蘇遠琳在研究四川省就業與經濟增長關系時，計算了三次產業就業彈性的變化趨勢[4]；張車偉、蔡在研究我國就業彈性變化趨勢時，進一步分析了各行業對就業彈性的影響[3]；喻桂華、張春煜利用多國模型，將中國的結構偏差與世界上其他國家進行比較，結果發現我國的就業結構滯后于產業結構，隨著人均GDP的增加，世界其他國家第二、第三產業的結構偏差是不斷變小的，說明了這兩個產業吸納的勞動力的比例正逐步與產業結構創造的產值比例相匹配。而我國的三個產業結構偏差大于其他國家，并且隨著人均GDP的增長，偏差越來越大[5]。關于中國就業增長與經濟增長非一致性的原因，國內的一些學者也進行了定性分析。夏靜、劉建國認為體制性因素是主要原因[6]；潘海嵐認為改革開放以來，我國經濟的增長以優先發展工業為目標，傾向于用資本和技術代替勞動力的資金密集度大、勞動力密集度小的產業增長方式，不僅對勞動力素質有較高的要求，而且工業擴張的邊際就業彈性低，出現就業結構的轉換滯后于產業結構的調整[7]；陳楨認為，GDP的產業結構和就業構成都會由第一產業占絕對比重向第二產業比重逐漸增大轉化，并最終形成以第三產業為支撐的增長格局[8]；王慶豐的研究更進一步，通過運用灰色關聯分析法，計算產業結構與就業結構的灰色關聯度，預測我國三次產業的就業結構滯后時間[9]。

綜合眾多學者的研究，本文從投資對就業的滯后影響角度對中國就業增長與經濟增長的不一致性進行分析。因為我國的經濟增長是投資拉動式的，而在經濟增長的同時出現了嚴重的失業問題，這說明投資對就業增長的影響有一定的滯后性。本文首先對我國就業結構與產業結構的偏離程度進行計算，分析三次產業就業增長與產值增長不一致的程度。然后從固定資產投資對就業的滯后影響角度分析就業增長和經濟增長的不一致性，分別對三次產業固定資產投資對就業增長的滯期進行計算，為解決就業問題提供新視角。

文章的第二部分計算了中國產業結構和就業結構的偏離程度，即三次產業的就業人口的比重與相對應產值比重的差。根據計算的結構偏離度，可以了解三次產業對就業的吸納情況。與前人研究不同之處在于，本文在計算產值結構時剔出了價格因素的影響。郭松山、喻桂華等學者在計算結構偏離度時產值結構比重都是用當年價格計算的，這樣計算出的值不能準確地反映產業結構和就業結構的偏離程度。文章的第三部分利用多項式分布滯后（PDLS）模型，對三次產業的就業增長滯后性進行了回歸分析，回歸結果表明三次產業就業的增加滯后于固定資產投資的增長，只有第三產業的投資會拉動當期的就業的增長，并且從長期來看第三產業的固定資產投資的就業彈性最大，第一產業的固定資產投資就業彈性最小。文章的最后一部分根據二、三部分的分析得出結論，并給出了一些政策建議。

圖1 改革開放以來三次產業的結構偏離度

二、中國產業結構和就業結構偏離程度的測算

計算中國產業結構和就業結構的偏離程度，選取1978—2008年三次產業增加值（《中國財政年鑒2005》、《新中國60年統計資料匯編》），以1978年為不變價格的基期，計算調整后的三次產業的增加值比重；選取三次產業就業人員比重（《新中國60年統計匯編1949—2008》）。根據結構偏離度=就業比重-產值比重，計算出改革開放以來三次產業結構偏離度的變化情況，見圖1。

計算的數據表明：從就業結構看，第一產業的就業人員的比重呈逐年下降趨勢（偶爾有幾年有上升的變化，但不是太大），從1978年的70.5%下降到了2008年的39.6%，下降了30.9個百分點。第二產業就業人員的比重呈緩慢上升趨勢，先是由1978年的17.3%逐年增長，到1988年變為22.4%，11年增長了5.1個百分點，1989到1998年第二產業就業人員的比重由21.6%上升到了23.5%，1998年以來呈現出下降的趨勢。可見第二產業的就業人員比重并沒有伴隨著經濟增長而發生大的變動，即經濟增長并沒有帶來第二產業就業的增長。第三產業的就業人員比重自改革開放以來一直是增加的，從1978年的12.2%變為2008年的33.2%，上升了21個百分點。從三次產業產值結構變化的情況看：第一產業的產值自1978年以來一直呈下降趨勢，到2008年下降為5.86%；第二產業的產值比重總的來看呈上升趨勢，由1978年的48.2%變為2008年的66.36%；第三產業的產值比重由1978年的23.7%變為2008年的27.78%，在1989年到達最大為30.51%，上升了將近7個百分點，變化不是太大。產值結構說明第三產業還沒有完全發揮其作用，第二產業在經濟增長中仍發揮著重要的作用。就業結構和產值結構都發生了變化，因此結構偏離度也是不斷變化的，如圖1中所示：第一產業的偏離度為正，說明在第一產業內部，人均產值低，即勞動生產率比較低。自改革開放以來，雖然第一產業的結構偏離度有了下降，但它離理想的結構偏離度0還差很遠，亟須將農業部門的剩余勞動力轉移出來。第二產業的結構偏離度為負值，說明第二產業內部的勞動生產率比較高，對勞動力還有吸納能力，只要能提高勞動力的素質，符合現實發展的需要，就能帶來第二產業就業的增加。第三產業的偏離度由1978年的-11.5%變為2008年的5.42%，說明第三產業的就業結構和產業結構調整趨于一致，對就業的吸收能力很大。自1996年以來雖然變為正偏離，但這是第三產業內部結構升級調整的結果，只是結構性的調整，對就業還是有很大的吸納能力的，因此大力發展我國第三產業對解決結業問題是至關重要的。

三、就業增長的滯后性分析

從第二部分計算的結構偏離度可以看出，除第三產業外，一、二產業的偏離度一直很大。這說明投資帶來經濟增長的同時沒有帶動就業的同幅度的增長，所以有必要對就業增長的滯后性進行分析，以為解決失業問題提供一個新的思路。

（一）多項式分布滯后模型（PDLS）

在時間序列模型中，從經濟決策到政策變化所造成的影響，可能經過了若干不同的時段，其所建立的模型中包含了滯后的變量，這就是分布滯后的基礎。形如（1）式是分布滯后模型：

系數向量β描述了x對y的乘數的作用：β0是當期乘數的作用，βi反映了在i期后對y的乘數作用，（β0+β1+…+βk）反映出x對y的總的影響或長期乘數。

為了避免分布滯后模型中滯后項之間的多重共線性對估計的影響，不能直接采用OLS進行回歸分析，解決這個問題常采用的是多項式分布滯后（PDLS）模型，也可稱為Almon分布滯后模型。PDLS的基本形式（y c pdl（x，q，p，k）），其中q為自變量滯后的期數，p為多項式的階數，k可以取1，2，3（1表示一個近端約束限制x對y一期超前作用為0，2表示一個遠端約束限制x對y作用在大于定義滯后的數目衰減，3表示兩個約束都存在）。建立模型的關鍵就是確定p和q的值，使模型達到最優的擬合效果。

（二）指標的選取和數據來源說明

分析固定資產投資對就業的滯后作用，不同產業間這種影響是不同的，所以我們分別選取三次產業的固定資產投資額 x1、x2、x3和三次產業的就業人數 y1、y2、y3；以就業人數為被解釋變量，以固定資產投資為解釋變量，利用分布滯后模型進行回歸分析。

文中所選的是1982—2008年的數據，由于以前對固定資產投資沒有按三次產業統計，1982—1994年的數據主要是利用國有經濟、城鄉集體單位和城鄉個人在國民經濟各行業的投資計算的，數據來源于《中國固定資產投資統計年鑒1950—1995》，1995和1996年的數據來源《中國固定資產投資統計年鑒1997》，1997和1998年的數據來源于《中國固定資產投資統計年鑒1999》，2000和2001年的數據來源于《中國固定資產投資統計年鑒2003》，2002—2008年的數據來源于相應年份統計年鑒。就業人數數據來源于《中國統計摘要2009》。

分析固定資產投資結構對就業結構的影響，由于固定資產指標含有價格因素，用固定資產投資價格指數對固定資產投資額進行價格調整，而固定資產投資價格指數的統計數據只有1991年以后的，所以調整的只是1991—2008年的。1982—1991年的數據是利用固定資產投資的增長率以1991年為基期向回推算的。數據來源于《固定資產投資統計數典2000》。

（三）模型的建立與估計結果

對所選擇的變量的值進行對數處理，根據方程（1）分別對三次產業的模型進行估計。利用eviews4.0分別對第一產業、第二產業和第三產業的就業人數與固定資產投資兩個變量進行回歸分析。結果表明：第一產業在選擇q=3、p=2、k=1時模型擬合得比較好，在增加或減少滯后變量的個數及改變多項式的階數時，都會使SC和AIC的值變大，修正后的R2變小；第二產業在q=5、p=2、k=2時，模型擬合得比較好，滿足AIC和SC值最小，修正的R2比較大，F檢驗的相伴概率為0；第三產業在q=7、p=2、k=2時模型擬合得比較好。三個模型的估計統計量見表1。

估計的方程中包含了滯后項，DW值對殘差序列的自相關檢驗失效。這里利用LM檢驗對殘差序列自相關進行檢驗。LM檢驗的原假設是只給定階數，殘差不具有序列相關，從表2可以看出三個模型的F檢驗的相伴概率分別是0.145897、0.426346、0.88329，所以應該接受原假設，即殘差不存在序列相關。

表1 一、二、三產業模型回歸結果匯總

表2 回歸模型的殘差的序列相關性的LM檢驗

因此一、二、三產業的模型的回歸方程可以表示為：

從回歸方程我們可以看出，Log x1、Log x1（-1）的系數是負值，說明第一產業的固定資產投資當期和滯后1期時與就業是反向變動的，這種情況主要是由于在第一產業投資，帶來了勞動生產率的提高，從而對就業有擠出效應。而滯后2期和3期時，二者之間呈正相關變動，這是由于投資所帶來的生產率的提高會產生規模經濟，進而對就業有了拉動作用。從長期來看，第一產業固定資產投資對就業是有拉動作用的，表1中的sum of lags的回歸系數0.05394就是第一產業固定資產投資對就業的長期影響，即從長期來看第一產業投資每增長1個百分點，就業就增長0.05394個百分點。可以看出第一產業固定資產投資對就業的拉動力很小。

方程（3）中固定資產投資的當期值與就業成反向變動的，說明第二產業當期固定資產投資會對就業有“擠出”效應，這可能是因為引進新的生產設備，勞動生產率提高，從業人員的素質不能滿足新技術情況下企業對勞動力的需求。滯后1、2、3期的系數逐漸變大，說明新技術、新的生產設備已經普及，從業人員已經有很多人加入新的就業崗位。因此，固定資產投資在第二產業對就業的影響是滯后的，并且在4、5期影響又變小，說明隨著滯期長度的增加，投資對就業的影響越來越小。從長期來看，第二產業固定資產的投資的就業彈性為0.208，比第一產業的要大很多，即第二產業的固定資產投資每增加1個百分點就會拉動就業增長0.208個百分點。

將方程（4）與（2）、（3）進行比較，可以發現（4）的一個明顯的特征就是Log x3的系數為正，即第三產業固定資產投資當期就會促進就業的增長，而且還可以看出Log x3、Log x3（-1）、Log x3（-2）、Log x3（-3）、Log x3（-4）的系數是逐漸變小的，這說明第三產業固定資產投資對就業的拉動力在投資的當期就能表現出來，而且很明顯，其對就業有滯期的影響，但隨著滯后長度的增加，這種影響是越來越小的。從長期來看，第三產業的固定資產投資的就業彈性為0.26694，即第三產業固定資產投資每增長1個百分點，就業就增加將近0.27個百分點。顯然，第三產業的投資對就業的拉動力要大于一、二產業投資對就業的拉動力。

根據以上的分析，筆者得出如下結論。

（1）我國就業結構與產業結構的偏離度很大，尤其是第一、二產業的結構偏離度一直都很高，其中第一產業為正偏離，對就業有“擠出效應”，第二產業為負偏離，還有吸納就業的空間，第三產業的結構偏離度隨著經濟的發展在不斷地縮小。

（2）三次產業的就業結構和產業結構的偏離的原因是三次產業內部投資對就業的拉動力不一致。第一產業的投資對就業的拉動力最小，使就業增長趕不上經濟增長的步伐，造成了正偏離；第三產業的偏離度是最小的，而且第三產業的投資對就業的拉動力也是最強的。

（3）第三產業的固定資產投資當期就能促進就業的增加，而一、二產業的投資當期會減少就業。而且從方程（2）、（3）、（4）可以看出三次產業的固定資產投資對就業都有滯后的影響。但從長期來看，第三產業固定資產投資的就業彈性是最大的，第一產業固定資產投資的就業彈性最小。

根據本文的分析，筆者為解決就業問題提出幾點政策建議。

（1）第一產業的結構偏離度大，這是由于第一產業長期以來勞動生產率很低，增加投資首先會提高勞動生產率，對就業會有“擠出”效應，只有達到一定的規模時才能對就業有“吸納”作用，因此要解決第一產業勞動力的就業問題，必須使大量的剩余勞動力轉移出來。而從分析中可以看出所以要解決就業問題大力發展第三產業是很必要的，政府可以引導投資的方向，使其流向第三產業。

（2）第一、二產業的固定資產投資當期對就業有“擠出”效應，可能的原因就是投資帶來了勞動生產率的提高，同時需要的高素質的勞動力可能不能滿足需求。因此政府應該增加一些投資事先對勞動力進行必要的培訓。第三產業投資的就業彈性比較大是因為第三產業多為勞動密集型行業，而且信息傳遞得比較快，勞動者自我提高的意識比較強。

（3）固定資產投資對就業的影響都有一定的滯后性，這可能是因為信息傳遞比較慢，面對新的投資所帶來的就業機會，勞動者沒有做好充足的準備進行自我培訓以滿足社會的需求。因此政府對一些新的投資項目應該及時地公布，并加快信息傳遞的基礎設施的建設，以達到促進就業的目的。

（致謝：本文在寫作過程中得到了東北中小企業信用再擔保股份有限公司吉林分公司趙曉旭的幫助，特此致謝。）

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F12

A

1007－905X（2011）05－0090－04

2011-06-11

徐曉丹（1978— ），女，吉林遼源人，東北師范大學城市與環境科學學院博士研究生，延邊大學講師。

責任編輯 呂學文

（E－mail：dalishi＿sohu＠sohu.com）