中國產業結構和就業結構的協調性與城鎮化發展關系研究

張洪潮+宗香濤

內容摘要：本文以1978-2011年的數據為樣本，運用格蘭杰因果關系檢驗法和回歸模型對中國產業結構和就業結構的整體協調性及三次產業各自的協調性與城鎮化發展的關系進行了實證研究。結果發現：城鎮化發展是產業結構和就業結構協調性的格蘭杰原因，并且城鎮化發展對第二產業協調性的促進作用強于第三產業；同時，第三產業的協調性也是城鎮化發展的格蘭杰原因。基于實證結果的分析，本文提出要正確認識城鎮化建設與產業結構和就業結構的協調性之間的關系，要大力發展第三產業并且重視就業人員質量的城鎮化，要改革二元體制以充分釋放就業結構協調發展對城鎮化的推動作用。

關鍵詞：產業結構 就業結構 協調性 城鎮化發展

引言

十八大指出經濟結構戰略性調整要以城鎮化為重點；中央經濟工作會議指出要積極穩妥推進以人為核心的新型城鎮化；2013年12月召開的中央城鎮化工作會議又提出了推進城鎮化的六項主要任務。可見，新型城鎮化的發展已成為中國目前的重要任務。城鎮化的本質是生產力發展所引起的經濟要素從農業部門流向非農業部門的過程，其根本標志是產業結構的優化升級（張玉周，2010）。十八大指出要有序推進農業轉移人口市民化，并強調人的城鎮化是城鎮化的核心，而實現人口城鎮化的基本途徑是讓農業人口在城鎮就業，即推進就業結構的轉變。由產業結構的相關理論可知，產業結構的變化包含著就業結構的變化，同時就業結構的發展也影響著產業結構的發展。那么，產業結構和就業結構的協調性與城鎮化發展有怎樣的關系？是協調性的提高推進了城鎮化發展？還是城鎮化建設促進了產業結構和就業結構的協調發展？這些問題對于中國新型城鎮化建設和經濟結構調整有著重要且緊迫的現實意義。

相關文獻綜述

國外關于產業結構、就業結構和城鎮化的研究比較早也比較多。配第-克拉克定理最先說明了就業結構隨經濟發展的變化規律（Colin，M A Clark，1940）。之后，庫茲涅茨（1966）深入研究了三次產業的產值比重和就業比重的變化情況，并且指出現代經濟增長過程中工業化帶動了城市化的發展。錢納里和賽爾奎因（1986）研究了產業結構與就業結構的協調性問題。劉易斯（1972）、保羅·克魯格曼（1998）也分別從農村剩余勞動力的流動、生產要素的空間聚集等角度闡述了就業、產業和城鎮化的關系。

國內關于產業結構、就業結構和城鎮化的研究可以分為四個方面：一是產業結構與就業結構關系，徐曉丹（2011）、王慶豐（2009）分別計算了中國就業結構與產業結構的偏離度和整體協調度；二是就業結構與城鎮化關系，這方面研究比較少，劉愛英等（2011）對中國三次產業的就業比重與城鎮化水平的關系進行了協整分析，李麗莎（2011）研究了城鎮化對就業結構的影響；三是產業結構與城鎮化關系，楊文舉（2007）、肖功為等（2013）對中國城鎮化和產業結構的關系進行了實證分析；四是關于產業結構、就業結構和城鎮化三者關系的研究，何景熙等（2013）對中國產業結構變動、就業結構變動和城鎮化率變動的關系進行了實證研究，曾湘泉等（2013）對我國各省、各經濟區域在不同城鎮化模式、城鎮化水平和產業結構條件下的城鎮吸納農村勞動力效率進行了研究。

綜上所述，既有文獻多研究了產業結構、就業結構、城鎮化三者中兩兩之間的關系，對三者關系的研究很少。本文認為城鎮化的發展不僅受產業結構的影響，也受就業結構的影響，更為關鍵的是受兩者相互作用的影響；同樣，城鎮化對兩者不僅是分別產生作用，也對兩者的相互關系產生作用，因此本文從產業結構和就業結構協調性的新視角研究其與城鎮化發展的關系。

產業結構和就業結構的協調性評價方法

以往文獻中關于產業結構和就業結構協調性的評價方法，主要有比較勞動生產率、就業彈性、結構偏離度和協調系數四種方法。比較勞動生產率指各產業的產值比重與就業比重的比值，側重于從各產業的勞動效率衡量產業結構和就業結構的協調性。結構偏離度指各產業的產值比重與就業比重的比值減1，總結構偏離度指三次產業偏離度絕對值之和，可以從產業細分和產業整體來評價產業結構和就業結構的協調性；就業彈性指就業增長率與經濟增長率的比值，側重于從經濟增長吸納就業能力的角度衡量兩者的協調性。協調系數法是王慶豐借鑒產業結構相似系數公式，將產業結構與就業結構相結合定義的方法，具體計算公式見文獻（劉愛英等，2011），其側重于從宏觀整體上衡量兩者的協調性。鑒于本文不僅要從整體上也要從各產業的細分層面研究產業結構和就業結構的協調狀況與城鎮化發展的關系，因此選擇結構偏離度評價法。

產業結構和就業結構的協調性與城鎮化發展關系實證分析

（一）數據來源和變量定義

本文以1978-2011年作為樣本區間，數據來源于2012年《中國人口與就業統計年鑒》。結構偏離度的絕對值越小說明產業結構和就業結構的協調性越好，兩者發展越均衡；反之，則說明兩者的協調性越不好，越不均衡。第一產業結構偏離度的絕對值表示第一產業產業結構和就業結構的協調性（X1），第二產業結構偏離度的絕對值表示第二產業產業結構和就業結構的協調性（X2），第三產業結構偏離度的絕對值表示第三產業產業結構和就業結構的協調性（X3），三次產業結構偏離度絕對值之和表示產業結構和就業結構的整體協調性（X），城鎮人口比重表示城鎮化發展水平（Y）。

（二）格蘭杰因果關系檢驗

為初步探討產業結構和就業結構的協調性與城鎮化發展的關系，本文將進行格蘭杰因果關系檢驗。首先對各變量序列的平穩性分別進行ADF單位根檢驗，由表1可知，在10%的顯著性水平下，各變量序列均拒絕原假設，即不存在單位根，這說明X1、X2、X3、X、Y序列均平穩，已符合格蘭杰因果關系檢驗的條件。

格蘭杰因果關系檢驗時會遇到滯后階數確定的問題，對此不同學者有不同的觀點，其中信息準則是應用最廣泛的，但信息準則也有不同的形式，因此，為避免最佳滯后階數確定的問題，本文將滯后階數為2-6的檢驗結果都呈現出來，如表2所示。endprint

由表2可知，在10%的顯著性水平下，盡管滯后階數不同，但判斷卻比較一致，具體結果如下：城鎮化與產業結構和就業結構的整體協調性存在單向格蘭杰因果關系，城鎮化是整體協調性的格蘭杰原因。這表明城鎮化的建設對產業結構和就業結構的協調發展有影響。城鎮化與第一產業結構和就業結構的協調性不存在格蘭杰因果關系。城鎮化與第二產業產業結構和就業結構的協調性存在單向格蘭杰因果關系，城鎮化是第二產業協調性的格蘭杰原因。這表明城鎮化發展影響第二產業的產業結構和就業結構的協調性。城鎮化與第三產業產業結構和就業結構的協調性存在雙向格蘭杰因果關系，這說明城鎮化與第三產業的產業結構和就業結構的協調性之間相互作用、相互影響。

（三）回歸模型的建立與估計

根據上述格蘭杰因果關系檢驗的結果，本文通過模型建立、模型估計對這些相關關系做進一步研究。

1.城鎮化與整體協調性的關系。將各年中國城鎮化發展水平作為解釋變量，產業結構和就業結構的整體協調性作為被解釋變量，建立如下模型：

X=α+βY+ε

利用OLS法對其進行估計，結果如下：

X=3.183282-3.077802Y

（24.15234）（-7.825679）

R2=0.656804，調整后的R2=0.646079，DW=0.289406

異方差檢驗。利用懷特檢驗對模型進行異方差檢驗，在顯著性水平α=5%的情況下，由于nR2=5.519927<χ0.052（2）=5.99，且概率值p分別為0.0642和0.0633都大于0.05，所以認為此模型不存在異方差。

自相關檢驗。在顯著性水平α=5%時，n=34（樣本數），k=1（解釋變量個數），查表可得：dL=1.39，dU=1.51。根據D-W檢驗準則，由于0

模型修正。由于解釋變量只有一個，因此不存在多重共線性問題。利用廣義差分法進行自相關性調整得到：

X=2.795350-2.189344Y

（12.54401）（-3.735564）

R2=0.915331，調整后的R2=0.909686，DW=1.415479

調整后的模型DW=1.415479，k=1，n=33，查表得dL=1.383，dU=1.508，此時dL

2.城鎮化與第二產業協調性的關系。將各年中國城鎮化發展水平作為解釋變量，第二產業的產業結構和就業結構的協調性作為被解釋變量，按上述同樣的方法進行檢驗與修正后的模型如下：

X2=1.576815-1.815369Y

（6.123725）（-2.704649）

R2=0.955141，調整后的R2=0.950334，DW=2.262426

3.城鎮化與第三產業協調性的關系。第一，將各年中國城鎮化發展水平作為解釋變量，第三產業的產業結構和就業結構的協調性作為被解釋變量，按上述同樣的方法進行檢驗與修正后的模型如下：

X3=1.041747-1.675317Y

（7.368002）（-4.210343）

R2=0.903329，調整后的R2=0.892971，DW=2.118651

第二，將各年第三產業的產業結構和就業結構的協調性作為解釋變量，中國城鎮化發展水平作為被解釋變量，按上述同樣的方法進行檢驗與修正后的模型如下：

Y=133.1434+0.000273X3

（0.004029）（0.026817）

R2=0.998834，調整后的R2=0.998709，DW=1.730592

結論與政策建議

通過上述對產業結構和就業結構的協調性與城鎮化發展關系的實證研究，本文得到如下結論：

一是在統計學意義上，中國城鎮化發展引起了產業結構和就業結構整體協調性的變化，并且也引起了第二、三產業協調性的變化。同時，第三產業協調性也影響城鎮化發展水平。

二是城鎮化發展水平的提高促進了產業結構和就業結構的協調發展，城鎮化水平提高1%，整體協調性提高約2.2%；具體而言，城鎮化發展對第二產業協調性的促進作用大于第三產業，城鎮化水平提高1%，第二、三產業的協調性分別提高1.82%和1.68%。可見，1978-2011年間中國城鎮化過程中第二產業的產業和就業得到了更好的協調提升。

三是第三產業產業結構和就業結構協調性的提高對城鎮化發展產生了不顯著且非常小的反向作用，即第三產業偏離度與城鎮化發展呈現很微弱很小的正相關關系。這是因為中國第三產業的發展水平不高，現代服務業等高附加值的產業發展緩慢，產值比重增加幅度不大，但仍吸納了較多的農村剩余勞動力。因此，在第三產業偏離度增加的同時，城鎮化水平仍得到了提高。

針對上述結論，本文提出如下一些政策建議：

一是政府應該認識到目前中國城鎮化發展與產業結構和就業結構的協調性之間的關系，從而有助于制定合理一致、相互促進的宏觀政策方針。具體來說，中國城鎮化建設促進了產業結構和就業結構的協調發展，那么就要分析新型城鎮化建設對產業結構優化和就業結構調整的影響，特別是對兩者協調發展的影響，從而使三者的相關政策能夠協調一致、相輔相成。

二是1978-2011年間中國城鎮化發展對于第三產業協調性的促進作用小于第二產業，這說明第三產業還有很大的發展空間。目前，第三產業雖然提高了就業吸納能力，但產業發展水平不高，這是因為勞動力雖然在數量上實現了產業轉移，但在質量上尚未得到提升，阻礙了高附加值的現代服務業等產業的快速發展。因此，政府在注重就業人員數量城鎮化的同時，更要關注就業人員質量的城鎮化，使其文化素質、技術能力等達到城鎮化應有的水平。

三是雖然格蘭杰因果關系是統計意義上的，但仍能反映一部分事實。中國產業結構和就業結構的協調發展沒有引起城鎮化水平的提高，這不符合經濟理論和發達國家的發展事實。這是因為中國二元制度的阻礙，就業已經實現了城鎮化，但教育、養老、醫療等生活水平和方式并沒有實現城鎮化，出現“就業在城，生活在鄉”的現象，最終導致產業和就業的協調發展對城鎮化的促進作用被遏制和屏蔽。因此，政府要盡快改革戶籍制度等制約城鎮化發展的不協調政策，并減少城鎮基礎設施和公共資源享有的不公平性，從而使產業結構和就業結構的協調發展能夠更好地推動新型城鎮化建設。

參考文獻：

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17.曾湘泉，陳力聞，楊玉梅.城鎮化、產業結構與農村勞動力轉移吸納效率[J].中國人民大學學報，2013（4）endprint

二是1978-2011年間中國城鎮化發展對于第三產業協調性的促進作用小于第二產業，這說明第三產業還有很大的發展空間。目前，第三產業雖然提高了就業吸納能力，但產業發展水平不高，這是因為勞動力雖然在數量上實現了產業轉移，但在質量上尚未得到提升，阻礙了高附加值的現代服務業等產業的快速發展。因此，政府在注重就業人員數量城鎮化的同時，更要關注就業人員質量的城鎮化，使其文化素質、技術能力等達到城鎮化應有的水平。

三是雖然格蘭杰因果關系是統計意義上的，但仍能反映一部分事實。中國產業結構和就業結構的協調發展沒有引起城鎮化水平的提高，這不符合經濟理論和發達國家的發展事實。這是因為中國二元制度的阻礙，就業已經實現了城鎮化，但教育、養老、醫療等生活水平和方式并沒有實現城鎮化，出現“就業在城，生活在鄉”的現象，最終導致產業和就業的協調發展對城鎮化的促進作用被遏制和屏蔽。因此，政府要盡快改革戶籍制度等制約城鎮化發展的不協調政策，并減少城鎮基礎設施和公共資源享有的不公平性，從而使產業結構和就業結構的協調發展能夠更好地推動新型城鎮化建設。

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二是1978-2011年間中國城鎮化發展對于第三產業協調性的促進作用小于第二產業，這說明第三產業還有很大的發展空間。目前，第三產業雖然提高了就業吸納能力，但產業發展水平不高，這是因為勞動力雖然在數量上實現了產業轉移，但在質量上尚未得到提升，阻礙了高附加值的現代服務業等產業的快速發展。因此，政府在注重就業人員數量城鎮化的同時，更要關注就業人員質量的城鎮化，使其文化素質、技術能力等達到城鎮化應有的水平。

三是雖然格蘭杰因果關系是統計意義上的，但仍能反映一部分事實。中國產業結構和就業結構的協調發展沒有引起城鎮化水平的提高，這不符合經濟理論和發達國家的發展事實。這是因為中國二元制度的阻礙，就業已經實現了城鎮化，但教育、養老、醫療等生活水平和方式并沒有實現城鎮化，出現“就業在城，生活在鄉”的現象，最終導致產業和就業的協調發展對城鎮化的促進作用被遏制和屏蔽。因此，政府要盡快改革戶籍制度等制約城鎮化發展的不協調政策，并減少城鎮基礎設施和公共資源享有的不公平性，從而使產業結構和就業結構的協調發展能夠更好地推動新型城鎮化建設。

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