廣東省產業結構對就業結構的影響

　　摘要：文章對廣東省產業結構和就業結構做了長期均衡與短期偏離相結合分析，并提出了相關政策含義。
　　關鍵詞：產業結構；就業結構；平穩性分析；協整分析
　　經濟的發展必然引起產業結構和就業結構的變動。對產業結構和就業結構進行分析，針對不合理的部分做出戰略性調整，有利于經濟持續快速發展。
　　
　　一、模型建立
　　經濟結構用三次產業產值在國民生產總值中所占的比重來體現，Yit表示第i產業第t時期的產業比重，就業結構用三次產業中就業人數占總就業人數的比重來體現，Lit表示第i產業t時期的就業人數比重。為了減少數據可能存在的異方差，我們對以上時間序列分別取自然對數，即lnYit和lnLit，如果上述時間序列都是同階單積的，就可以對以下回歸作協整檢驗：
　　lnLit=ηi0+ηi1lnYit+υit
　　其中：υit為隨機誤差項，如果變量之間存在協整關系，二者之間有一種長期或均衡的關系。但在短期中，有可能會偏離均衡。因此，我們可以通過誤差糾正模型（ECM）來考察其在短期內的關系：
　　dlnLit=ρi0+ρi1dlnYit+ρi2υit-1+εit
　　υit-1=lnLit-1-ηi0-ηi1lnYit-1
　　其中：d表示一階差分算子，εit為隨機誤差項，υit-1即從協整回歸中得到的誤差的一期滯后值，ρi2的絕對值決定了均衡恢復的速度。
　　二、變量選取、樣本數據分析以及變量的平穩性分析
　　（一）變量選取、樣本數據分析
　　本文實證分析所采用的樣本數據取自于1989-2009年的年度數據，數據來源于《1990-2007年廣東省統計年鑒》和《廣東五十年》。
　　（二）變量平穩性檢驗
　　在對時間序列進行分析之前，先用ADF單位根檢驗方法確定各變量的單整階數。檢驗時采用AIC最小準則自動選擇滯后階數。檢驗順序如下：首先從含常數項和時間項模型開始，其次為只含常數項模型，最后為既不含常數項也不含時間項模型。時間序列lnLi和lnYi的平穩性檢驗如表1所示。檢驗結果表明，lnLi和lnYi都是1階單積序列，即都為I（1）。
　　三、實證分析
　　（一）產業結構與就業結構的協整分析
　　本文的協整檢驗方法用的是Engle和Granger于1987年提出的兩步檢驗法，即EG檢驗。這種協整檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。從協整理論的思想來看，自變量和因變量之間存在協整關系。檢驗一組變量（因變量和解釋變量）之間是否存在協整關系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩序列。首先對回歸方程進行參數估計，求出殘差序列：
　　LNL1=2.843487785+0.349565982*LNY1
　　（0.056616）（0.023536）
　　[50.22439] [14.85267]
　　LNL2=-2.840089147+1.642818006*LNY2
　　（0.828135） （0.215063）
　　[-3.429501] [7.638792]
　　LNL3=-1.949672715+1.41560084*LNY3
　　（0.513461）（0.138495）
　　[-3.797122][10.22135]
　　方程中系數估計值下面的圓括號內是漸進標準誤，方括號內是t統計量值。模型中的參數在1%的顯著性水平下全部通過T-檢驗、F-檢驗。通過上述三個回歸方程的參數估計，求出殘差序列為υ1、υ2和υ3，然后對殘差序列進行單位根檢驗，驗證其是否為平穩序列，檢驗結果如表2所示。
　　通過檢驗可以看出，三個殘差序列都是平穩的，因此，lnLi和lnYi之間是協整的，上述三個回歸方程的設定是合理的。產業結構和就業結構之間存在一種長期均衡的關系。
　　（二）誤差糾正模型
　　lnLi和lnYi兩個變量是協整的，說明二者之間存在著一種長期或均衡的關系，但在短期中，有可能會偏離均衡。下面我們把對應上述三個協整方程的誤差糾正模型進行參數估計：
　　DLNL1=-0.02158216284+0.129730744
　　*DLNY1-0.11312212*（LNL1（-1）-2.843487785-0.349565982*LNY1（-1））
　　=-0.02158216284+0.129730744*DL
　　（0.011804） （0.129616）
　　 [-4.828389] [5.000884]
　　NY1-0.11312212*U1（-1）
　　（0.115178）
　　 [3.982151]
　　DLNL2=0.01048745645+1.156206575
　　*DLNY2-0.1813734319*（LNL2（-1）+2.840089147-1.642818006*LNY2（-1））
　　=0.01048745645+1.156206575*DL
　　（0.012334）（0.384178）
　　 [8.502833] [3.009563]
　　NY2-0.1813734319*U2（-1）
　　（0.194004）
　　[-9.348954]
　　DLNL3=0.05439000076+1.025315155*
　　DLNY3
　　-0.4154723959*（LNL3（-1）+1.949672715
　　-1.41560084*LNY3（-1））
　　=0.05439000076+1.025315155*DLNY3
　　 （0.015609）（0.565639）
　　 [0.348443][1.812668]
　　-0.4154723959*U3（-1）
　　（0.243504）
　　 [-1.706221]
　　估計系數都通過了5%顯著性水平下的t檢驗，這表明短期內產業結構對就業結構存在顯著的負效應，這與長期的正效應相反。U1（-1）、U2（-1）和U3（-1）的系數-0.11312212、-0.1813734319和
　　-0.4154723959表示回復均衡的速度。
　　四、結論與政策含義
　　第一，由產業結構和就業結構的協整分析表明，廣東省產業結構的演變與就業結構的演變存在長期的均衡關系。具體數量關系為：第一產業產值比重提高1%，第一產業的就業比重提高0.35%；第二產業產值比重提高1%，第二產業的就業比重提高1.64%；第三產業產值比重提高1%，第三產業就業比重提高1.42%。從數量關系可以看出，廣東省第一產業的就業效應最低，而第二產業和第三產業的就業效應相對比較高。改革開放以來廣東省的工業和服務業的發展極大的緩解了就業壓力，為勞動力提供了更多的就業機會。因此，在以后的經濟發展過程中要不斷調整和優化廣東省的產業結構以促進就業。
　　第二，由誤差修正模型模型分析表明，我國相對與產業結構的就業結構短期偏離有向長期均衡收斂的趨勢。具體數量關系為：第一產業每年就業的短期偏離長期均衡值有11.3%被修正；第二產業每年就業的短期偏離長期均衡值有18.1%被修正；第三產業每年就業的短期偏離產期均衡值有41.5%被修正。從數量關系可以看出，廣東省的產業的就業短期偏離回復均衡的速度最慢，促進就業見效最慢，而第三產業促進就業見效最快，第二產業居中。因此，要想盡快解決就業問題，加快發展第三產業是一條捷徑。
　　參考文獻：
　　1、楊大成.我國各省區產業結構效率及產業集聚度分析[J].集團經