基于面板數據的產業結構升級與就業結構調整的聯動效應

（1.廣東開放大學 管理工程系，廣東 廣州 510091；2.廣東理工職業學院 管理工程系，廣東 廣州 528458）

【摘 要】產業結構升級，已成為我國當前經濟發展的核心話題。勞動力是經濟增長的核心要素，也是促進產業結構優化升級的關鍵要素。文章基于廣州市1980—2013年的面板數據，檢驗30年來廣州就業結構調整與產業結構升級的聯動效應。結果顯示：就業結構調整對廣州產業結構升級具有正向作用，廣州產業結構升級符合產業結構演進的一般規律。研究表明，要加快廣州產業結構的優化升級，應該加快提高廣州勞動力素質和積極引導勞動力流動，以適應產業結構升級的需要。

【關鍵詞】產業結構；就業結構；廣州；聯動效應

【中圖分類號】F061.2；F127【文獻標識碼】A 【文章編號】1674-0688（2016）07-0020-05

0 引言

隨著經濟的發展，人均國民收入水平不斷提高，消費結構隨之做出相應的調整，社會需求的變動將導致社會供給的變動，進而導致產業結構發生調整。工業化初期，人們的收入開始逐步提高，產業結構逐步由第一產業為主轉變為第二產業為主；當人均收入進一步提高時，產業結構逐步由第二產業為主轉變為第二產業、第三產業為主；當收入達到一定水平的時候，第三產業將成為經濟的主導產業。在這個過程中，勞動力的就業結構也隨產業結構的升級而相應調整。根據20世紀50年代諾貝爾經濟學獎獲得者庫茨涅茨的人均收入影響理論[1]，現代經濟發展過程中產業結構與就業結構演進的一般規律如下：在工業化初期，第一產業國民收入比重和農業勞動力就業比重同時下降，第二、三產業國民收入比重和第二、三產業勞動力就業比重則同時上升。在工業化的中期，第一產業國民收入比重進一步下降，而第二產業國民收入比重繼續上升，但第二產業勞動力就業比重增長卻十分緩慢，這是工業勞動力生產率提高的結果，而第三產業國民收入比重和勞動力就業比重都會上升，而且第三產業勞動力就業比重的上升速度快于其國民收入比重的上升速度。庫茨涅茨的人均收入影響理論說明第三產業有很強吸收勞動力的能力。除庫茨涅茨外，錢納里、魯賓遜和塞爾奎因等經濟學家都曾經在實證研究中驗證了該理論[2-3]。

1 就業結構調整與產業結構升級的理論綜述

一個地區的產業結構代表該地區產業發達程度和地區經濟發展所處的水平，產業結構是經濟發展的重要表現和衡量標準。產業就業結構是指三次產業勞動力就業數占當期總就業數的比重，就業結構是產業市場中勞動力需求與供給共同作用的結果，就業結構調整是勞動力在不同產業之間的轉移流動的宏觀表現。對于產業結構升級與就業結構調整之間關系的研究，可追溯到20世紀三四十年代，其中較具有代表性的有配第-克拉克定理、庫茨涅茨理論、劉易斯—拉尼斯—費景漢模型等。20世紀30年代，經濟學家費雪認為，生產結構演變是無法改變的歷史進程，生產要素不斷由第一產業向第二產業轉移，再向第三產業轉移[4]。1940年，克拉克在配第產業結構收入差異理論的基礎上，通過對多個國家和地區不同時期三次產業的勞動力投入及總產出的數據進行分析后，推導出配第-克拉克定理。這一理論有效地解釋了一個經濟體在進入工業化階段后，三次產業結構的變動、勞動力在行業間的變化趨勢及國民收入水平的變動[5]。隨后，庫茨涅茨從國民收入和勞動力就業比重2個方面對產業結構的變化做了更深入的研究，并將研究成果發表在1941年出版的《國民收入及其構成》著作中。庫茨涅茨提出，農業部門勞動力比重會普遍下降，當工業化達到一定階段以后，工業部門也將不再大量吸收更多的勞動力，只有服務部門對勞動力具有較強的吸附能力[6]。20世紀50年代，劉易斯提出大多數發展中國家國民經濟結構呈現以農業部門和現代工業部門并存的二元結構，構建了農業部門勞動力向現代工業部門轉移的二元經濟結構模型[7]。隨后，拉尼斯、費景漢等經濟學家對劉易斯二元經濟結構模型進行了修正，論述了在經濟結構轉換中勞動力結構轉換的條件、階段和部門間平衡發展的深入研究[8]。中國學者對這方面的集中研究主要在21世紀開端，認為產業結構是解析經濟增長的核心因素，但是產業結構的演變受到多種宏觀和微觀經濟變量的作用，其中勞動要素是核心要素之一，勞動要素中的就業結構又是影響產業結構演變的重要因素[9]。

中國不同省份和地區的開放程度和發展水平差別十分巨大，資本和勞動力流動在這么大的范圍內流動又受到很多經濟成本和資源等的障礙，于是研究局部經濟的產業結構升級和勞動力結構調整的問題成為很多學者的偏好。比如，吳江和封曉慶等人根據改革開放以來四川省產業結構與就業結構演變所得數據對這兩者的關系進行了相關研究[10]。并通過對四川與重慶的地區發展經驗認為，不同產業吸納勞動力的程度各不相同，就業結構變化存在較為嚴重的滯后性，但產業結構正向能促進就業結構的調整[11]。為了更進一步地研究產業結構升級與就業結構調整的聯動效應，同時為了使研究結果更具有實踐意義和參考價值，在上述學者研究成果的基礎上，引入新的計量方法和數據，利用面板計量模型，對改革開放的代表性城市——廣州的經驗數據進行深入的研究。

2 就業結構與廣州產業結構的相關數據

作為改革開放的前沿陣地，廣東省自改革開放以來，經濟增長速度一直保持在較高的水平，而廣州作為廣東省的核心城市，在廣東省經濟中占有重要的地位。改革開放以來，廣州的產業結構升級和就業結構調整也發生著類似庫茨涅茨人均收入影響理論演變的過程：根據《廣州統計年鑒》，1980年，廣州第一、二、三產業的國民收入比例分別為10.85∶54.51∶34.64，第一、二、三產業的勞動力就業比重比例分別為40.22∶33.55∶26.22。1990年，這兩者之間的比例分別為8.05∶42.65∶49.3和28.24∶37.15∶35.36；2000年，這兩者之間的比例分別為3.97∶43.45∶52.60和19.28∶39.96∶40.76；2013年，這兩者之間的比例分別為1.48∶33.9∶64.61和8.51∶34.62∶56.86。由這些數據可知，這個演變過程與庫茨涅茨的人均收入影響理論十分接近。按照當前的趨勢發展，廣州市產業結構仍然有望保持這一趨勢繼續優化調整，與此同時，就業結構也將呈現類似的變化。

改革開放以來，廣州的產業結構經歷較大的變化。根據統計數據所反映的變化趨勢，廣州三次產業國民收入比重的變化具體可以分為4個階段：第一階段，1980—1982年，這是改革開放初期，第一產業和第二產業國民收入所占比重均略有上升，第三產業比重略有下降；第二階段，1983—1991年，第一產業國民收入比重逐步下降，第二產業國民收入比重經歷迅速下降的過程，第三產業國民收入比重則迅速上升，到了1991年前后，國內經濟的波動導致三次產業國民收入比重都出現不同程度的變動；第三階段，1992—1999年，這一階段的第一產業國民收入比重依然下降，但是第二、三產業國民收入比重的變動卻較為緩慢，這反映了盡管第三產業不斷發展和壯大，但當時的第二產業也出現了較為迅速的發展，從而導致了第二、第三產業國民收入比重變動緩慢；第四階段，2000—2013年，這一階段的第一產業國民收入比重依舊不斷下滑，但2005年后，下降速度有所減緩，第二產業國民收入比重從21世紀初開始出現了迅速下滑的情況，第三產業國民收入比重則迅速上升。相關變動趨勢如圖1所示。

圖1的數據顯示，第一、二產業國民收入比重均出現了下降，而第三產業國民收入比重則逐步上升；第一產業國民收入比重變動較為平緩，第三產業國民收入比重次之，第二產業國民收入比重變動則表現出一定的波動性。改革開放前期，受到以重工業為主導的政策影響，廣州第二產業占國民收入比重超過50%。但隨著改革開放的逐步深入和廣州城市化進程的推進，第三產業國民收入比重逐漸提高。

與此同時，廣州三次產業的就業結構隨著產業結構不斷調整。三次產業就業人員比重變化趨勢與上述三次產業國民收入比重變化趨勢大致一樣，第一產業就業人員比重逐步下滑，第三產業就業人員比重隨著改革開放的不斷深入逐步上升。但第二產業就業人員變化趨勢表現較為特殊。1980—2013年，這一比重一直維持在33%～40%波動。自2008世界金融危機爆發以來，第二產業從業人員呈現下降趨勢，這可能反映了3個問題：一是工業增長減速，二是工業生產效率提高，三是就業人員流向第三產業（如圖2所示）。

從圖2反映的變動趨勢可以看出，就業結構中變動最大的是第一產業，其就業人員比重從1980年的40%，一直下降到2010年的10%左右。這反映了隨著經濟的快速增長，原本束縛于農村的勞動力隨著產業結構升級及大城市由于經濟發展帶來的生產技術水平的提高逐步被釋放出來，不斷地轉移到第二、第三產業的就業中。此外，正是第二、三產業的迅速發展改變了產業結構和就業結構，使得第一產業中大量的勞動力得以轉移到現代產業中。對于產業結構升級與就業結構調整的這種聯動效應，鮮有學者對它們之間的機理進行分析。為此，可以構建一個它們之間的聯動模型（面板數據能從截面更好地分析），以此對廣州產業結構升級與就業結構調整進行聯動效應機理分析。

3 就業結構調整與廣州產業結構升級聯動效應機理

面板模型是近年來計量經濟學理論方法的重要發展，它通過時間序列沿空間方向擴展，增加了數據的自由度并減少解釋變量之間的共線性；同時，面板模型既可以分析同一時期不同截面單元差異的影響，也可以分析同一截面單元不同時間差異的影響，具有傳統時間序列或截面數據難以替代的優勢[12]。面板模型的這些優點有利于更好地研究問題。通過上面的分析，三次產業國民收入比重的相對變化是反映產業結構的主要指標，而勞動力投入對產業結構的影響可以體現為不同產業在勞動力變動時對各產業國民收入比重的變動。以INDi表示第i產業總產值占GDP的比重（產業國民收入比重）并作為被解釋變量，以LBRi表示第i產業中的就業人員數量占總就業人員數量的比重（就業人員比重）并作為解釋變量，構造模型：

LNDit=αi+βit LBRit+uit i=1，2，3

以上模型中，i為第i次產業，即第一、二、三產業；t為時間，為每個截面成員（三次產業）的樣本觀測時期數；參數αi表示面板數據模型的截距項，參數βit表示對應于k個解析變量的系數；uit為隨機誤差項。

為了保證回歸方程具有實際意義，需要對所有截面成員序列（“IND？”和“LBR？”）進行平穩性檢驗，結果見表1。

表1顯示，面板數據序列“IND？”和“LBR？”的統計量分別為-1.503 09和-3.002 48，相應的概率分別為0.066 4和0.001 3，在0.1的水平上拒絕“所有截面序列都有單位根”的原假設。因此，可以認為面板數據序列“IND？”和“LBR？”是平穩的。

由于面板數據序列“IND？”和“LBR？”是平穩的，可對廣州三次產業的面板數據進行回歸方程估計。采用固定效應估算，得到模型1，結果見表2。

模型1顯示方程整體通過F檢驗，回歸系數的t統計量都很顯著，回歸方程的擬合效果較好（R2=0.942 548），回歸方程總體的線性關系顯著。常數項C的估計值等于0.123 423，其t統計量在1%的水平下顯著；解析變量LBR的系數估計值為0.629 730，其t統計量在1%的水平下也非常顯著。根據所采用的估計模型，解析變量的系數估計值對3個截面成員（三次產業）都是相同的。

為了進一步確定要選用的估計模型，進一步對數據進行隨機效應變截距模型估計。隨機效應變截距模型把變截距模型中用來反映個體差異的截距項分解為常數項和隨機變量項2個部分，隨機變量項表示計量模型中被忽略的、反映個體差異的解析變量的影響。得到模型2，結果見表3。

與模型1相比，模型2采用隨機效應變截距模型估計出來的結果存在顯著不同。由于回歸方程擬合效果在采用固定效應變截距模型估計時明顯比隨機效應估計大（0.942 548>0.682 385），而且前者的DW值也比后者的大（0.137 273>0.057 375），所以選用固定效應變截距模型估計出的回歸方程作為估計模型。此外，盡模型1的DW值相對較低，但是經過協整檢驗，其檢驗統計量為-2.582 18，相應的概率為0.004 9，表明被解析變量與解析變量之間存在協整關系。因此，根據模型1，可以給出回歸模型的估計結果：

INDit=0.123 423+αi+0.629 73LBRit i=1，2，3；t=1980，1981，…，2010

固定效應ai：第一產業為-0.212 331；第二產業為0.097 182；第三產業為0.115 149。

R2=0.682 385，對數似然LR=149.425 7，DW統計量=0.137 273。

從模型1可以看到，回歸模型的所有參數估計量的t統計量在1%的檢驗水平上都是顯著的。解析變量LBR的系數符號為正，與期望的一樣，說明廣州就業結構的調整對廣州產業結構的升級具有正向的促進作用。因為解析變量的系數估計值對三次產業都是相同的，所以對于任何產業，當其他因素不變時，如果它的就業人員比重增加1個單位，那么這產業國民收入比重將提高約0.63個單位。

廣州三次產業就業人員比重的確定效應系數分別為-0.212 331、0.097 182和0.115 149，即對第一產業國民收入比重產生負效應；對第二、三產業國民收入比重產生正效應，而且對第三產業國民收入比重的正效應又要大于對第二產業國民收入比重的正向效應。這可能是由于不同產業本身獨特的性質所引起的，也就是不同產業所具有的異質性。比如，不同產業的生產效率差異或者政府對不同產業的政策差異等，也可能反映第三產業吸收勞動力的能力強于第一、二產業。

4 結論與建議

過去30多年，廣州產業結構變動發生較為較為顯著，就業結構也隨這一過程發生了相應的變動。第一產業國民收入比重逐年下降，就業人員大規模減少，所占比重也相應降低，勞動力向第二、三產業轉移。第二產業占國民收入比重總體上出現較為明顯的下降，相應的就業人員比重維持在33%～40%，變動表現得較為穩定。第三產業國民收入比重上升明顯，相應的就業人員比重上升較為迅速，第三產業吸收勞動力的能力顯著。這驗證了庫茨涅茨的人均收入影響理論，也說明廣州產業結構變動符合產業結構演進的一般規律。從實證結果得出如下結論：{1}廣州就業結構調整對廣州產業結構升級具有正向作用。{2}廣州產業就業人員比重增加1個單位，那么產業國民收入比重提高約0.63個單位。{3}廣州三次產業就業人員比重的確定效應各不相同，第一產業就業人員比重表現為負效應，第二、三產業就業人員比重表現為正效應，而且對第三產業國民收入比重的正向效應大于對第二產業國民收入的正向效應。根據發達國家的經驗，對第三產業國民收入比重正向效應可以達到70%以上。而目前，廣州的實證結果僅為61%，仍具有較大的提升空間。

勞動力是經濟增長的核心要素，也是促進產業結構優化升級的關鍵要素，當第一產業生產效率得到提高時，農村勞動力將會釋放，并為第二、三產業提供巨大的增長源泉；隨著勞動力素質和第二產業生產效率的提高，其每生產1單位產值所需要勞動力將會減少，原本大量積聚于第二產業的勞動力將會進一步向第三產業轉移；隨著第三產業就業人口的增長，第三產業產值將會出現快速增長，而其所占比重也將快速提高。由此可知，勞動力素質和生產效率的提高對產業結構升級起到十分關鍵的作用。因此，要加快廣州產業結構的升級，應該從加快提高廣州勞動力素質和生產效率方面著手。一是要加大教育投入，不僅要加大對未就業人口的教育投入，還要大力發展針對就業人口的職業培訓。二是要建立和完善勞動力市場體系，一方面建立統一的勞動力市場，降低勞動力流動的成本，另一方面完善市場服務體系和勞動力市場調控體系，保障勞動力各方面的權利，建立完善的社會保障體系。三是要制定合理的產業政策，引導勞動力向產業結構升級的方向流動。雖然近30年來廣州的第二、三產業國民收入比重不斷攀升，但由于第二、三產業中也包含著大量的低端制造業和服務業，因此應當加大先進制造業和高端服務業的扶持力度，從而促進廣州產業結構的進一步升級。

參 考 文 獻

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[責任編輯：鄧進利]

【基金項目】廣東理工職業學院資助項目“基于stackelberg模型的SMPEs運營系統優化研究”（項目編號：1530）。

【作者簡介】賴玉霞，女，廣東清遠人，碩士研究生，廣東開放大學管理工程系教師，從事管理科學與工程研究。