中國城鎮(zhèn)化對就業(yè)結(jié)構(gòu)影響的實證分析

劉藝容，田曉玉

(湖南師范大學 商學院,湖南 長沙 410081)

中國城鎮(zhèn)化對就業(yè)結(jié)構(gòu)影響的實證分析

劉藝容，田曉玉

(湖南師范大學 商學院,湖南 長沙 410081)

論文運用中國六個省份(北京、遼寧、浙江、廣東、湖北和四川)1996年—2014年的面板數(shù)據(jù)，研究了城鎮(zhèn)化綜合水平對就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。實證結(jié)果表明：城鎮(zhèn)化綜合水平與三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重均存在長期協(xié)整關(guān)系；隨著城鎮(zhèn)化綜合水平的提高，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重逐漸降低，而第二和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重逐漸上升；所以城鎮(zhèn)化綜合水平的提高，有利于提高第二、第三產(chǎn)業(yè)對勞動力的吸納能力。基于實證分析的結(jié)論，論文提出了相應的建議。

熵值法；城鎮(zhèn)化綜合水平；就業(yè)結(jié)構(gòu)；面板模型

一、引言

改革開放以來，中國人口城鎮(zhèn)化水平快速增長，2014年我國人口城鎮(zhèn)化水平已經(jīng)達到54.77%，比1978年提高了36.85%。根據(jù)諾瑟姆的城鎮(zhèn)化S形發(fā)展曲線理論，我國當前正處在城鎮(zhèn)化中期加速發(fā)展的關(guān)鍵階段，人口城鎮(zhèn)化比重的上升相對于提高城鎮(zhèn)化綜合水平而言，我們更應該關(guān)注城鎮(zhèn)化質(zhì)量[1]。在新形勢下，中國的城鎮(zhèn)化存在滯后，就業(yè)結(jié)構(gòu)亟須升級。根據(jù)錢納里模型參照標準，當人均收入在1 000美元以上時，城鎮(zhèn)化水平為65.8%，第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重分別為15.9%，36.8%，47.3%[2]；而2014年我國的城鎮(zhèn)化水平比錢納里模型中標準城鎮(zhèn)化水平低了11.03%，城鎮(zhèn)化水平存在一定程度的落后；就業(yè)結(jié)構(gòu)上，第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重分別為29.5%、29.9%和40.6%，盡管呈現(xiàn)出“三二一”的狀態(tài)，但就對勞動力的吸納能力而言，明顯存在第二、第三產(chǎn)業(yè)吸納不足，第一產(chǎn)業(yè)比重過大，就業(yè)結(jié)構(gòu)有待優(yōu)化。在新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展趨勢下，僅僅關(guān)注人口城鎮(zhèn)化已經(jīng)不足以解決就業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)問題，而城鎮(zhèn)化綜合水平的提高，有望于為就業(yè)結(jié)構(gòu)升級提供新思路，有助于為三次產(chǎn)業(yè)吸納剩余勞動力提供新渠道。所以，研究城鎮(zhèn)化綜合水平對就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響十分必要。

二、相關(guān)文獻綜述

國外對于城鎮(zhèn)化與就業(yè)結(jié)構(gòu)的研究，多是從人口遷移理論出發(fā)，關(guān)注人口就業(yè)遷移與城鎮(zhèn)化；在城鎮(zhèn)化指標選取上，多采用人口城鎮(zhèn)化率衡量城鎮(zhèn)化水平。最早的研究可以追溯到19世紀80年代，列文斯坦(1885)等學者通過對勞動力遷移的研究，提出了城市化進程中人口遷移的主要方向(鄉(xiāng)村遷往城市)和大城市對人口遷入的吸納力度與吸引力大等人口遷移的八大規(guī)律[3]。到20世紀中后期，對城市化與就業(yè)結(jié)構(gòu)的研究視角主要集中在系統(tǒng)分析模式和城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟。赫伯爾(1938)和馬卜貢杰(1970)的研究是采用系統(tǒng)分析方法中比較具有代表性的。赫伯爾(1938)通過“推-拉”理論，從勞動力的供需方面對人口遷移和城鎮(zhèn)化做出了解釋[4]。周皓關(guān)于馬卜貢杰貢獻的總結(jié)為：馬卜貢杰(1970)等通過系統(tǒng)分析城鄉(xiāng)的控制性系統(tǒng)和經(jīng)濟文化調(diào)節(jié)機制，得出人口遷移的原因在于整個社會經(jīng)濟文化系統(tǒng)影響的結(jié)論[5]。從城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟出發(fā)，對城鎮(zhèn)化與就業(yè)結(jié)構(gòu)進行研究的代表性學者有劉易斯(1954)、拉尼斯和費景漢(1961)和托達羅(1969)。劉易斯(1954)認為，城鄉(xiāng)人口通過勞動力平衡機制實現(xiàn)從工業(yè)部門到現(xiàn)代部門的遷移，進而促進經(jīng)濟發(fā)展，提高城鎮(zhèn)化水平[6]。拉尼斯和費景漢(1961)的研究更進一步，著重強調(diào)工業(yè)資本的增加、技術(shù)的進步和農(nóng)村人口的增長對轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力起到?jīng)Q定性作用[7]。托達羅(1970)注意到城市失業(yè)率和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移同步增長的現(xiàn)象，認為農(nóng)村人口流入城市會增加城市的就業(yè)壓力；同時，人口城鎮(zhèn)化也會使得農(nóng)村的勞動力大量流失，不利于農(nóng)業(yè)的發(fā)展[8]。

從方法上看，國內(nèi)學者對人口城鎮(zhèn)化與就業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究,前期的研究主要運用理論定性分析方法，后期則集中運用計量工具定量分析方法；從結(jié)果來看，大多數(shù)學者認為城鎮(zhèn)化對就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有正向促進作用；小部分學者持反對意見。理論定性分析方面：吳宏洛等(2004)認為，就業(yè)結(jié)構(gòu)升級和城鎮(zhèn)化的發(fā)展存在雙向制約作用，城鎮(zhèn)化的滯后和就業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理都會對彼此造成阻礙作用[9]。楊宜勇(2005)認為城鎮(zhèn)化對我國就業(yè)問題的解決意義重大，同時，提出層次較低的城鎮(zhèn)化發(fā)展會對就業(yè)產(chǎn)生負面影響，進而影響就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整[10]。近期的大多數(shù)學者都采用計量工具定量分析，用人口城鎮(zhèn)化率代表城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，進行城鎮(zhèn)化與就業(yè)結(jié)構(gòu)的研究，代表性的研究如下：劉愛英等(2011)采用人口城鎮(zhèn)化率代表城鎮(zhèn)化水平，通過誤差修正模型分析了城鎮(zhèn)化水平與三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重之間的關(guān)系，得出結(jié)論：城鎮(zhèn)化與就業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)長期均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化對第一和第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)吸納有很大影響[11]。極少有文獻研究城鎮(zhèn)化綜合水平與就業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，其中，龍彥文(2014)采用就業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)和城市化綜合指數(shù)，通過協(xié)調(diào)度評價模型，對湖南省城鎮(zhèn)化與就業(yè)結(jié)構(gòu)進行系統(tǒng)分析，發(fā)現(xiàn)湖南省的城鎮(zhèn)化綜合水平不斷提高且發(fā)展速度加快，就業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化[12]。

綜合國內(nèi)外學者的研究，我們發(fā)現(xiàn)他們分別從不同的角度對城鎮(zhèn)化與就業(yè)結(jié)構(gòu)進行了分析，大多數(shù)學者肯定了城鎮(zhèn)化對就業(yè)結(jié)構(gòu)的促進作用，少數(shù)學者持否定觀點。但是，這些研究存在兩個不足之處：第一，大多數(shù)學者關(guān)注的焦點在人口城市化上，多以此出發(fā)研究其與就業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，很少有學者能夠考慮涵蓋城市建設、居民生活、經(jīng)濟水平、生態(tài)環(huán)境和社會發(fā)展等方面的城鎮(zhèn)化綜合水平對就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。當前我國堅持走新型城鎮(zhèn)化道路，我們更應該關(guān)注城鎮(zhèn)化的綜合質(zhì)量[13]。第二，在研究方法與數(shù)據(jù)上，現(xiàn)有文獻往往是基于全國、東中西部或某一省區(qū)的分析，大多數(shù)實證分析采用時間序列數(shù)據(jù)，很少有涉及多個省份的面板數(shù)據(jù)分析。鑒于此，本文選取我國六個代表性省份(北京、遼寧、浙江、廣東、湖北和四川)，運用面板數(shù)據(jù)模型，研究城鎮(zhèn)化綜合水平對就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，在此基礎上提出相應建議。

三、城鎮(zhèn)化對就業(yè)結(jié)構(gòu)影響的實證分析

(一)變量選取和數(shù)據(jù)說明

考慮到全國情況的復雜性以及數(shù)據(jù)的代表性，本文選取1996年—2014年六個代表性省份的面板數(shù)據(jù)(北京、遼寧、浙江、廣東、湖北和四川)，這六個省份遍布中國各個地區(qū)，基本可以代表中國大體的發(fā)展情況。數(shù)據(jù)主要來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》以及各個省份的統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報。

在城鎮(zhèn)化水平指標選取上，考慮到人口城鎮(zhèn)化率比較單一，難以包括城鎮(zhèn)化的全部內(nèi)涵，容易產(chǎn)生片面強調(diào)城鎮(zhèn)規(guī)模的擴大和空間的擴張的錯誤導向，而以人為本的、全面的新型城鎮(zhèn)化應該有其衡量標準，所以本文在姜愛林(2002)的“現(xiàn)代城市化指標體系”[14]的基礎上，參考黃穎(2014)的指標標準進行略微調(diào)整，最后選定6大類一級指標下的26個二級指標來構(gòu)建指標體系，并通過熵值法進行客觀賦權(quán)運算，得出全面科學地衡量城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量的城鎮(zhèn)化綜合水平(URDLit，其中，i=1,2,3，…，7；t=1,2,3，…，19)[15]。具體指標詳情見表1。

根據(jù)表1的現(xiàn)代城市化指標體系對城鎮(zhèn)化質(zhì)量進行測度，在對數(shù)據(jù)進行無量綱化之后，運用熵值評價方法，對我國六個省份的城鎮(zhèn)化指標體系求權(quán)重，然后得到城鎮(zhèn)化綜合水平評分表(見表2)。就業(yè)結(jié)構(gòu)指標選用三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人口的比重(FIERit，SIERit，TIERit；其中，i=1，2，3,…,7；t=1，2，3,…,19)。

根據(jù)表2可知，盡管六個省份的歷年城鎮(zhèn)化綜合水平各不相同，但是均呈現(xiàn)出隨時間變化而逐漸上升的趨勢。北京、遼寧和四川三省城鎮(zhèn)化綜合水平的增速漸緩，而浙江、廣東、湖北增速依然迅猛。

(二)數(shù)據(jù)檢驗

1.單位根檢驗

單位根檢驗在對面板回歸分析之前進行，目的是規(guī)避偽回歸問題和確保數(shù)據(jù)平穩(wěn)。考慮到有相同根情形、不同根情形兩種情況，本文綜合采用LLC 和 ADF檢驗方法，使用E-Views 6.0對面板數(shù)據(jù)進行檢驗，結(jié)果見表3。值得注意的是以下分析中，“▲、△、*”分別表示在1%、5%、10%的置信水平下顯著。

表1 現(xiàn)代城市化指標體系[15]

一級指標二級指標計算公式人口情況人口城鎮(zhèn)化率(%);正向人口密度(人/平方千米);正向非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎?%);正向(城鎮(zhèn)人口/全部人口)×100%人口總數(shù)/土地總面積非農(nóng)業(yè)勞動人口數(shù)/總?cè)丝跀?shù)居民生活城鎮(zhèn)職工社會保障覆蓋率(%);正向城鎮(zhèn)登記失業(yè)率(%);負向城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(元);正向城鄉(xiāng)收入差距(元);負向城鄉(xiāng)消費差距(元);負向(城市最低生活保障人數(shù)/總?cè)丝跀?shù))×100%年鑒已給出,無需計算年鑒已給出,無需計算城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之差城鄉(xiāng)居民人均消費性支出之差經(jīng)濟水平GDP增長速度;正向人均地區(qū)生產(chǎn)總值(元);正向第一產(chǎn)業(yè)占比(%);負向人均地方財政一般預算收入(元/人);正向城鎮(zhèn)居民人均消費(元);正向農(nóng)村居民人均消費(元);正向萬元GDP能耗(噸/萬元);負向GDP指數(shù),即當年GDP/上年GDP,上年為100地區(qū)總產(chǎn)值/該地區(qū)總?cè)藬?shù)(第一產(chǎn)業(yè)增加值/地區(qū)總產(chǎn)值)×100%地方財政一般預算收入/該地方總?cè)藬?shù)年鑒已給出,無需計算年鑒已給出,無需計算綜合能源消耗量(噸標準煤)/地區(qū)生產(chǎn)產(chǎn)值(萬元)生態(tài)環(huán)境人均公園綠地面積(平方米/人);正向萬元GDP污水排放量(立方米/萬元);負向萬元GDP生活垃圾(噸/萬元);負向公園綠地總面積/該地區(qū)總?cè)藬?shù)污水排放量(立方米)/地區(qū)總產(chǎn)值(萬元)生活垃圾產(chǎn)出量(噸)/地區(qū)總產(chǎn)值(萬元)城市建設建成區(qū)面積占行政區(qū)面積比重(%);正向人均城市道路面積(平方米/人);正向用水普及率(%);正向燃氣普及率(%);正向(建成面積/行政區(qū)面積)×100%城市道路面積/該城市的人口數(shù)(城市非農(nóng)業(yè)用水人口數(shù)/城市非農(nóng)業(yè)人口數(shù))×100%(使用燃氣人口數(shù)/城市人口數(shù))×100%社會發(fā)展初中畢業(yè)生升學率(%);正向普通高校在校人數(shù)(萬人);正向萬人擁有文化機構(gòu)數(shù)(個);正向萬人醫(yī)療機構(gòu)床位數(shù)(張);正向(高中招生數(shù)/初中畢業(yè)生數(shù))×100%年鑒已給出,無需計算文化機構(gòu)數(shù)/總?cè)丝卺t(yī)療機構(gòu)床位數(shù)(張)/總?cè)丝?/p>

表2 全國六個省份的城鎮(zhèn)化質(zhì)量評分

年份城鎮(zhèn)化質(zhì)量評分北京浙江遼寧廣東湖北四川19960.0300.0440.0350.0430.0420.04019970.0310.0430.0360.0430.0410.04319980.0350.0440.0380.0440.0420.04419990.0380.0450.0390.0450.0420.04520000.0440.0480.0420.0460.0460.04620010.0470.0480.0380.0450.0410.04220020.0510.0470.0400.0440.0390.04320030.0510.0510.0430.0470.0420.05020040.0550.0530.0470.0510.0450.05120050.0550.0550.0530.0540.0470.05320060.0590.0480.0560.0490.0530.05220070.0580.0560.0580.0570.0590.05620080.0580.0550.0620.0560.0580.05420090.0600.0570.0630.0580.0600.05820100.0600.0590.0660.0600.0610.06020110.0650.0600.0690.0620.0660.06420120.0660.0620.0700.0630.0700.06520130.0670.0630.0720.0660.0730.06620140.0680.0640.0720.0670.0750.066

表3 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

變量檢驗值和P值LLCADF檢驗結(jié)果URDL△URDLFIER△FIERSIER△SIERTIER△TIER-2.43018.443(0.008)*(0.103)-8.36254.902(0.000)▲(0.000)▲0.05116.401(0.520)(0.174)-4.20534.984(0.000)▲(0.001)▲-0.2166.800(0.4144)(0.871)-7.74942.060(0.000)▲(0.000)▲-0.58213.118(0.280)(0.361)-9.03559.319(0.000)▲(0.000)▲不平穩(wěn)平穩(wěn)不平穩(wěn)平穩(wěn)不平穩(wěn)平穩(wěn)不平穩(wěn)平穩(wěn)

由表3可知，在1%和5%的顯著性水平下，面板數(shù)據(jù)中URDL、FIER、SIER和TIER的原值均為非平穩(wěn)序列，而經(jīng)過一階差分后均為平穩(wěn)序列，說明URDL、FIER、SIER和TIER為一階單整，記為I(1)，滿足方程協(xié)整的必要條件，需要進行協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗

由單位根檢驗結(jié)果可知，URDL、FIER、SIER和TIER是一階單整，所以有必要對它們進行協(xié)整檢驗。本文采用了Johansen面板協(xié)整檢驗法，檢驗結(jié)果如表4所示。

由表4可知，在1%的顯著性水平下，北京、遼寧、浙江、廣東、湖北和四川六個省市的面板數(shù)據(jù)中，城鎮(zhèn)化綜合水平與三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重之間均存在長期協(xié)整關(guān)系，故可進行長期均衡的方程估計。

(三)實證模型選擇

在面板數(shù)據(jù)模型形式的選擇方法上，我們選擇URDL作為解釋變量，F(xiàn)IER、SIER和TIER分別作為被解釋變量，采用協(xié)方差檢驗得出F統(tǒng)計量，決定選用混合模型或固定效應模型，然后用Hausman檢驗確定應該建立隨機效應模型還是固定效應模型(選擇序列有確定趨勢且協(xié)整方程只有截距項的情況)[16]。給定5%的顯著水平下，通過查表得到相應的F統(tǒng)計量的臨界值：

F0.05(10,102)=1.9248，F(xiàn)0.05(5,102)=2.304

協(xié)方差檢驗結(jié)果如表5所示。

由表5協(xié)方差檢驗結(jié)果可知，F(xiàn)IER與URDL、SIER與URDL和TIER與URDL三組模型都出現(xiàn)F2>F(10，102)，F(xiàn)1>F(5，102)，所以既要拒絕H2；又要拒絕H1；同時，考慮到短面板使用固定效應模型更加能夠把擾動項中的個體異質(zhì)和時間異質(zhì)等有可能導致內(nèi)生性問題的誤差估計出來，從而提高估計結(jié)果的一致性。因此本文采用固定效應變系數(shù)的模型，其構(gòu)建如下：

FIERit=αi+βitURDIit+μit

(1)

其中i=1，2，…，6；t=1996，1997，…，2014；

SIERit=αi+βitURDIit+μit

(2)

其中i=1，2，…，6；t=1996，1997，…，2014；

TIERit=αi+βitURDLit+μit

(3)

其中i=1，2，…，6；t=1996，1997，…，2014。

表4 Johansen面板協(xié)整檢驗結(jié)果

變量原假設Fisher聯(lián)合跡統(tǒng)計量(p值)Fisher聯(lián)合λ-max統(tǒng)計量(p值)URDL與FIERURDL與SIERURDL與TIER0個協(xié)整向量65.04(0.000)▲63.00(0.000)▲至少1個協(xié)整向量20.05(0.066)20.05(0.066)0個協(xié)整向量46.14(0.000)▲45.42(0.000)▲至少1個協(xié)整向量14.65(0.261)14.65(0.261)0個協(xié)整向量41.02(0.000)▲37.77(0.000)▲至少1個協(xié)整向量20.59(0.057)20.59(0.057)

表5 協(xié)方差檢驗結(jié)果

自由度FIER與URDLSIER與URDLTIER與URDL變參數(shù)模型S1102497.4512237.91524582.710變截距模型S2107665.3033188.8359780.253不變參數(shù)模型S3112515.7101243.02418402.870F1—71.37577.37828.770F2—493.857139.745353.782

(四)實證結(jié)果分析

運用E-Views 6.0進行相關(guān)操作，得到FIER與URDL、SIER與URDL和TIER與URDL三個固定影響變系數(shù)模型的參數(shù)估計結(jié)果(見表6)。由表6可知，F(xiàn)IER與URDL、SIER與URDL和TIER與URDL的擬合優(yōu)度依次為0.981、0.932、0.974，都非常接近于1，擬合度較高，而且F統(tǒng)計量也較為理想，所以，從整體上來說，該模型對樣本數(shù)據(jù)擬合得較好；在第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化綜合水平的模型中，除浙江省和湖北省的回歸系數(shù)不顯著外，其他省份均通過了1%的顯著性檢驗；在第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化綜合水平的模型中，在1%的顯著性水平下，除廣東省外其他省份的回歸系數(shù)均顯著。究其原因主要是城鎮(zhèn)化與工業(yè)化發(fā)展的不協(xié)調(diào)導致就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的壓力。浙江省和廣東省存在許多相似之處，以浙江省為例，其各方面的城鎮(zhèn)化建設成就顯著，人口城鎮(zhèn)化率高達64.87%，城鎮(zhèn)化綜合水平為0.064；而進入工業(yè)化發(fā)展后期階段，其工業(yè)化水平居高不下，占據(jù)了大部分的人力物力，使得浙江省在就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方面存在一定的問題；浙江省要想解決城市化所帶來的就業(yè)和社會保障方面的諸多負擔，必須加大第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。而湖北省的城鎮(zhèn)化發(fā)展遠不及浙江省和廣東省，較高的工業(yè)化率產(chǎn)生的人口聚集及其所帶來的的城市發(fā)展問題同樣是困擾湖北省城鎮(zhèn)化發(fā)展的關(guān)鍵因素，其根本解決辦法仍然是積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)以緩解城鎮(zhèn)化帶來的負擔[17]。

從回歸系數(shù)的正負方向上來看，在第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化綜合水平的模型中，所有省份的回歸系數(shù)都為負數(shù)，這說明城鎮(zhèn)化進程的不斷推進，釋放了農(nóng)村勞動力，而城鎮(zhèn)化綜合水平的提高，則促進了勞動力的有效轉(zhuǎn)移，使就業(yè)結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化；在第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化綜合水平的模型中，除北京和浙江的回歸系數(shù)為負數(shù)外，其余省份的回歸系數(shù)都為正數(shù)，這說明城鎮(zhèn)化綜合水平的提高，大體上能夠強化第二產(chǎn)業(yè)吸納勞動力的能力，但與其他省份相比，北京和浙江的城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)發(fā)展速度較快、綜合水平較高的特點；農(nóng)村的剩余勞動力向城市不斷聚集，為城市就業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整帶來正外部性效應；同時也給城市的經(jīng)濟增長帶來了巨大的負擔，如社會保障方面的額外支出、不斷增加的勞動力成本等[17]。第二產(chǎn)業(yè)已經(jīng)不足以吸納大部分的剩余勞動力，存在明顯的勞動力轉(zhuǎn)移障礙，只有盡快實現(xiàn)剩余勞動力向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，才能解決這種困境；在第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化綜合水平的模型中，所有省份的回歸系數(shù)均為正數(shù)，這說明城鎮(zhèn)化綜合水平的提升有助于增加第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重，進而優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)。

表6 固定效應變系數(shù)模型回歸結(jié)果

省份FIER與URDLSIER與URDLTIER與URDLβProb.βProb.βProb.北京-204.1900.000▲-595.4070.000▲799.6360.000▲遼寧-1480.8150.000▲964.8200.000▲515.9950.000▲浙江-226.3340.000▲-59.5570.184285.7630.000▲廣東-806.9250.000▲717.2020.000▲89.7490.163湖北-174.7880.000▲8.4940.866166.4140.000▲四川-815.7980.000▲381.7090.000▲434.3690.000▲R20.9810.9320.974F-statistic489.369127.339353.240

四、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

本文使用我國六個省份的面板數(shù)據(jù)，運用計量方法分析了城鎮(zhèn)化綜合水平對三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的影響,得出了以下結(jié)論：

由協(xié)整檢驗可知，這六個省份的城鎮(zhèn)化綜合水平與三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重之間均存在長期協(xié)整關(guān)系。三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化綜合水平之間的面板回歸估計結(jié)果顯示，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化綜合水平之間是顯著負相關(guān)，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化綜合水平之間大體上呈正相關(guān)關(guān)系，部分省份不顯著，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化綜合水平之間是顯著正相關(guān)關(guān)系。因此，城鎮(zhèn)化綜合水平的提高促進了就業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，實現(xiàn)了勞動力的有效轉(zhuǎn)移，有利于勞動力資源得到最優(yōu)配置；比較而言，城鎮(zhèn)化綜合水平的提高對轉(zhuǎn)移第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)和拉動第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)的作用相對較強。

城鎮(zhèn)化綜合水平的提高可以提高非農(nóng)就業(yè)的比重，從這個層面上來講，國家把城鎮(zhèn)化促就業(yè)、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為政策導向是相當可行的。在保障農(nóng)業(yè)正常生產(chǎn)的前提下，農(nóng)業(yè)就業(yè)比重的不斷下降，釋放了我國的農(nóng)村勞動力，為第二和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供了勞動力儲備；同時，工業(yè)和服務業(yè)吸納更多的勞動力使得就業(yè)結(jié)構(gòu)進一步優(yōu)化。因此，應該大力支持有質(zhì)量的城鎮(zhèn)化發(fā)展，重點發(fā)展第二和第三產(chǎn)業(yè)，特別是服務業(yè)，促進我國就業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

(二)政策建議

城鎮(zhèn)化的質(zhì)量與勞動力的轉(zhuǎn)移和就業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整息息相關(guān)。基于此,本文認為城鎮(zhèn)化的發(fā)展重心在于質(zhì)量,著力提升城鎮(zhèn)化綜合水平,促進勞動力更自由地流動，逐步實現(xiàn)就業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。具體政策如下：

1.節(jié)能和環(huán)保齊頭并進

城鎮(zhèn)化的綜合水平與節(jié)能環(huán)保息息相關(guān)。在城鎮(zhèn)化發(fā)展中，必須做到注重資源節(jié)約和保護生態(tài)環(huán)境。不僅要堅持發(fā)展以節(jié)能、減排和高效益為特征的城鎮(zhèn)循環(huán)經(jīng)濟，積極推進綠色消費模式；還要堅定拒絕走國外“先污染，后治理”的老路，堅持節(jié)能和環(huán)保齊頭并進。同時，還應著力提升城鎮(zhèn)綜合管理水平，特別是環(huán)保設施的建設和運行，營造綠色、環(huán)保、和諧的環(huán)境。

2.遵循規(guī)律和合理規(guī)劃并行

我國堅持走新型城鎮(zhèn)化道路，堅持遵循規(guī)律和合理規(guī)劃并行。既要遵循城鎮(zhèn)化發(fā)展的科學規(guī)律，又要合理規(guī)劃城鎮(zhèn)化建設。不但要盡快轉(zhuǎn)變不合理土地利用方式，提高土地利用效率，優(yōu)化土地的空間布局，而且要充分利用產(chǎn)業(yè)化對城鎮(zhèn)化發(fā)展的強大動力，通過產(chǎn)業(yè)發(fā)展吸收就業(yè)、進而實現(xiàn)勞動力的有效轉(zhuǎn)移。此外還要加強城鎮(zhèn)化基礎設施的建設，完善通訊、交通、教育和醫(yī)療等基礎公共設施建設,滿足居民衣食住行等方面的需求，做到便民宜居，有效加強城鎮(zhèn)化對人口的吸納能力。

3.便民利民保障優(yōu)先

新型城鎮(zhèn)化的核心是以人為本，這要求我們必須做到便民利民保障優(yōu)先。在發(fā)展中進一步擴大社保覆蓋范圍和豐富公共服務項目，切實保障居民養(yǎng)老、醫(yī)療和就業(yè)等合法權(quán)益。特別是對進城務工人員要多加關(guān)注，減少農(nóng)民工同城市居民在享受城鎮(zhèn)化成果上的差距。此外，還應建立涵蓋最低生活保障、專項救助、慈善幫扶等內(nèi)容的新型社會救助體系，建設包容性的和諧式城鎮(zhèn)[18]。

〔1〕 向鵬成,廖宗義,羅蕓.工業(yè)化與城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展測度研究——以重慶市為例[J].城市發(fā)展研究,2014,21(7):16-22.

〔2〕 錢納里.發(fā)展的格局[M].北京：中國財政經(jīng)濟出版社,1989.

〔3〕 RAVENSTEIN E G. The laws of migration[J].JournaloftheStatisticalSocietyofLondon,1885,48(2):167-235.

〔4〕 HEBERLE R. The causes of rural-urban migration a survey of german theories[J].TheAmericanJournalofSociology,1938,43(6)：932-950.

〔5〕 周皓.我國人口遷移研究的回顧、總結(jié)與討論[J].人口與經(jīng)濟,2002(1):56-59.

〔6〕 LEWIS W. Economic development with unlimted supplies of labour[J].ManchesterSchoolofEconomic&SocialStudies,1954,22:139-191.

〔7〕 RANIS G, JOHN C H F. A theory of economic development[J].TheAmericanEconomicReview,1961,51(4):533-565.

〔8〕 HARRIS J R, TODARO M P. Migration unemployment and development:a two-sector analysis[J].AmericanEconomicReview,1970,60(1):126-142.

〔9〕 吳宏洛,王來法.城市化與就業(yè)結(jié)構(gòu)偏差的相關(guān)性分析[J].東南學術(shù),2004(1):77-83.

〔10〕 楊宜勇,顧嚴,魏恒.我國城市化進程與就業(yè)增長相關(guān)分析[J].教學與研究,2005(4):5-12.

〔11〕 劉愛英,姚麗芬.中國城鎮(zhèn)化水平和就業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的協(xié)整分析[J].特區(qū)經(jīng)濟,2011(2):264-266.

〔12〕 龍彥文.湖南省就業(yè)結(jié)構(gòu)與城市化協(xié)調(diào)發(fā)展研究[D].湘潭：湘潭大學,2014.

〔13〕 任遠.人的城鎮(zhèn)化:新型城鎮(zhèn)化的本質(zhì)研究[J].復旦學報(社會科學版),2014(4):134-139.

〔14〕 姜愛林.城鎮(zhèn)化水平的五種測算方法分析[J].中央財經(jīng)大學學報,2002(8):76-80.

〔15〕 黃穎.基于面板數(shù)據(jù)模型下城鎮(zhèn)化發(fā)展與就業(yè)結(jié)構(gòu)的實證分析[D].成都：西南財經(jīng)大學,2014.

〔16〕 趙朝霞.中國貨幣政策的就業(yè)結(jié)構(gòu)效應研究[D].湘潭：湘潭大學,2010.

〔17〕 馬博.我國城市化滯后于工業(yè)化狀況的研究——基于全國31個省級行政單位面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].城鎮(zhèn)化與集約用地,2015(3):21-31.

〔18〕 葛婷婷.如何推進新型城鎮(zhèn)化建設[J].經(jīng)營管理者,2015(1):322.

(責任編輯 周吉光)

An Empirical Analysis of the Impact of Urbanization on Employment Structure in China

LIU Yi-rong, TIAN Xiao-yu

(Hunan Normal University, Changsha, Hunan 410081)

Based on the panel data of six provinces(Beijing, Liaoning, Zhejiang, Guangdong, Hubei and Sichuan) in China, this paper studies the influence of the comprehensive level of urbanization on the employment structure. The empirical results show that: there were a long-term co-integration relationship between the urbanization comprehensive level and the tertiary industry employment proportion; with the improvement of the comprehensive level of urbanization, the proportion of the first industry employment gradually reduced, while the second and third industry employment proportion gradually increased. So the improvement of the comprehensive level of urbanization is conducive to improve the second and the third industry to absorb the labor force. According to the conclusions of empirical analysis, this paper puts forward the corresponding suggestions.

entropy method; comprehensive urbanization level; employment structure; panel data model

10.13937/j.cnki.sjzjjxyxb.2016.06.007

2016-10-19

http://www.cnki.net/kcms/doi/10.13937/j.cnki.sjzjjxyxb.2016.06.007.html < class="emphasis_bold">網(wǎng)絡出版時間

時間：2016-12-20 15：30

劉藝容(1963—)，女，湖南安化人，經(jīng)濟學博士，湖南師范大學商學院教授，碩士生導師，主要從事社會主義經(jīng)濟理論、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學和消費經(jīng)濟學研究。

F293.1

A

1007-6875(2016)06-0041-07