制造業產業結構與就業結構的協調性研究

鄒 璇 黎恢富（湖南大學，長沙 410079）

制造業產業結構與就業結構的協調性研究

鄒 璇 黎恢富
（湖南大學，長沙 410079）

本文根據1998～2013年制造業細分行業的產出與就業等數據，分別運用結構協調度和結構偏離度來測量制造業總體和制造業三大子行業產業結構與就業結構的協調程度。結果發現制造業總體的協調度呈現出先惡化再改善的倒 “U”型的走勢，制造業三大子行業結構偏離度的走勢雖各有特點，但與制造業總體協調度大體保持了一致性。此外，本文采用了偏最小二乘模型 （PLS）對影響制造業產業結構和就業結構協調性的因素進行了分析，結果表明制造業發展戰略、對外開放程度、市場化程度、勞動者素質和技術進步是影響產業結構與就業結構協調性的主要因素。

產業結構 就業結構 協調性 制造業

引 言

中國經濟目前已經進入了新常態，這也意味著中國正式步入了工業化后期階段，中國制造業正面臨著前所未有的挑戰。在供給方面，勞動力價格優勢逐漸喪失、技術源的問題越來越突出等生產要素條件日趨惡化；在需求方面，存在著鋼鐵、建材等行業供過于求的產能過剩等問題，這些都要求我國制造業在產業結構方面做出深度的變革和調整。但產業結構升級所帶來的技術進步、資本密集程度提升以及國企減員增效等效應勢必會影響就業結構，而就業不僅關乎國計民生，也關系著改革發展的穩定，如何在制造業轉型升級中實現產業結構與就業結構的協調發展值得我們去關注和研究。

產業結構變化與就業結構調整實質上是生產要素在不同的部門以資源配置最優化為目標的流動過程，經濟的健康快速發展要求二者相互協調。（1）產業作為就業的載體，產業結構的變動在一定程度上決定了就業結構的調整。早在17世紀，威廉?配第［1］就指出不同產業間的收入差距導致了勞動力在各產業間的流動，勞動力的流向與產業結構升級的路徑一致，該結論得到了科林?克拉克（1940）的論證，并形成了著名的配第——克拉克定理。庫茲涅茨［2］在克拉克研究的基礎上進一步得出，工業化不斷推進的進程就是產業結構升級的過程，其中伴隨著就業結構的變化。錢納里——賽爾奎因［3］在對發展中國家的研究后得出發展中國家的產業結構與就業結構雖然在工業化的進程中具有一定的特殊性，但長期趨勢與發達國家是一致的，而且產業結構變化往往先于就業結構變化。Draper（2001）［4］認為產業結構的調整實質上是生產要素使用結構的變化，而技術進步是生產要素使用結構變化的原因。何德旭和姚戰琪（2008）［5］認為產業結構的調整往往伴隨著就業結構的變遷，技術進步對產業結構變遷的貢獻度在增大。張浩然和衣保中 （2011）［6］通過空間面板模型發現產業結構尤其是增量結構的快速調整對城市就業有顯著的促進作用，不同產業部門對就業的吸納能力不同。吳振球等 （2013）［7］通過靜態面板數據模型與動態面板數據模型相互印證得出產業結構升級與經濟發展方式的轉變有助于就業增長。（2）就業結構的優化尤其是產業內勞動力素質的提升能夠實現產業內生性增長，從而進一步促進產業結構的優化。索洛 （1957）［8］認為產出不僅取決于生產要素的投入數量，而且也取決于生產要素的質量和轉化效率的高低，作為生產過程中最為重要的勞動力因素其素質的高低尤為重要。適宜技術理論 （Basu和Weil，1998［9］；Acemoglu，1998［10］）認為技術需要和相應素質的勞動力相匹配才能順利實現轉化與應用 ，發展中國家應該發揮自身勞動力比較優勢發展勞動密集型產業 ，有利于提升產業結構和經濟增長潛力。Lin（2001）［11］認為一國的產業結構內生地由生產要素結構決定，政府應從自身相對優勢出發，通過生產要素結構的調整來促進產業結構的優化。Hijzen等 （2005）［12］通過實證研究發現國際外包需求與低素質勞動力之間呈反向關系，并以此來解釋英國制造業產業結構變化。代謙和別朝霞 （2006）［13］認為人力資本不僅能夠作為生產要素用來生產產品和進行技術創新活動，而且具有很強的外部性，能夠提升其他生產要素的生產效率，是一國比較優勢的源泉，對產業結構的優化升級起著至關重要的作用。方行明和韓曉娜 （2013）［14］認為目前中國勞動力的供需形勢已出現重大轉折，勞動力短缺會成為常態 ，需要通過就業結構調整，來促進產業結構的優化和升級。

綜上所述，目前文獻多集中在產業結構對就業結構的影響上，就業結構對產業結構影響的研究較少，而從二者協調角度來進行研究的文獻就更加少了。本文以中國制造業產業結構與就業結構的協調性為研究對象，通過結構協調系數和結構偏離系數來衡量制造業總體和三大子行業產業結構與就業結構的協調程度，并采用偏最小二乘模型 （PLS）來對影響制造業產業結構與就業結構協調度的因素進行分析。

1 制造業產業結構與就業結構的演變

1.1 制造業產業結構的變化

本文按產品用途屬性將制造業劃分為輕紡制造業、資源加工工業和機械及電子制造業，其中機械及電子制造業所包含的子行業與裝備制造業一致，故本文采用裝備制造業來替代機械及電子制造業①。如圖1所示，1998～2013年制造業產業結構的演變可劃分為兩個階段： （1）1998～2008年，裝備制造業產值的占比快速上漲，在2000年超過資源加工業成為制造業中規模最大產業，并在該期間占比不斷上升，而輕紡制造業與資源加工業產值的占比均保持著下降的趨勢。（2）2008～2013年，裝備制造業在2009年略有下降后快速上升并在之后一直維持在48%左右，資源加工工業在該階段沒有太大的變化 ，大致在28%附近上下震蕩，輕紡制造業繼續下降，但下降的速度減緩。

制造業三大行業以上的演變趨勢體現了產業結構不斷高度化的過程 ，這與大部分發達國家制造業的發展歷程是基本類似的，符合錢納里工業化階段理論。

圖1 我國制造業三大產業產值的占比結構

圖2 我國制造業三大產業就業的占比結構

1.2 制造業就業結構的變化

如圖2所示，就業結構的變動大致也可分為兩個階段：（1）1998～2011年：1999輕紡制造業的就業在制造業整體占比超過資源加工工業，上升至2006年后開始逐步下滑，2003年裝備制造業的就業占比超過資源加工業，并在2007年超過輕紡制造業，開始形成主導地位，而資源加工工業就業的占比一直呈現出下降的趨勢。（2）2011～2013年，三大產業走勢開始出現平穩的跡象，裝備制造業就業的占比繼續占據主導地位，資源加工業大致保持在26%左右的低位，而輕紡制造業則介于二者之間。

就業結構的變動從側面印證了制造業產業結構的變動。統計期內，裝備制造業就業的占比一直處于上升之中，輕紡制造業則呈先上升再下降的趨勢，而資源加工業則一直處于下降的趨勢。走勢與產值結構大致相同，但要滯后于產值結構的變化，這與錢納里關于發展中國家就業結構轉變普遍滯后于產業結構轉變的理論是相符合的。

1.3 制造業產業結構與就業結構協調性分析

結構偏離系數是目前衡量產業結構與就業結構協調中應用比較廣泛的一個指標，該指標認為如果各產業勞動生產率是相等的話，那么產業結構與就業結構應該是一致的，但往往二者在現實中并不相等，而是存在著較大的偏差，結構偏離度就是反映產業結構與就業結構的偏差情況。

其中，Yi第i產業的產業結構，Xi為第i產業的就業結構，Zi為結構偏差系數，Zi的絕對值越小 ，表明第i產業的產業結構與就業結構越合理，絕對值越大，表明產業結構與就業結構越不合理，絕對值為0，則表明產業結構與就業結構是完全均衡的。

結構偏離系數可以分別衡量制造業三次產業各自產業結構與就業結構的協調程度，而要衡量制造業整體產業結構與就業結構的協調程度，則需引入 “協調系數”指標，該指標源于1989年聯合國工業發展組織的產業結構相似系數公式，本文將公式中的變量重新定義，變產業結構與就業結構相似系數為協調系數，通過該公式將產業結構與就業結構聯系起來 ，從整體上衡量制造業產業結構與就業結構的協同程度。

其中，Yi第i產業的產業結構，Xi為第i產業的就業結構，Cxy制造業產業結構與就業結構的協調系數，且0≤Cxy≤1，Cxy越接近0，表明產業結構與就業結構越不協調，Cxy越接近1，表明產業結構與就業結構越協調。

根據1998～2013年制造業各子行業的產值和就業數據，通過分析整理可得出結構偏離系數與協調系數如表1所示。

表1 1998～2013年制造業結構偏離系數與協調系數

續表

1.3.1 從制造業總體來看

在1998～2013年間，制造業總體產業結構與就業結構的協調系數從1998年的0.9987下降至2007年的0.9634，再逐步上升到2013年的0.9721，大致呈先惡化再改善的倒 “U”型變化，這表明雖然在1998～2007年間我國制造業的規模得到了快速的擴張，但產業結構與就業結構的協調性卻在不斷變差，2008年開始的金融危機使得這一問題暴露出來并得到了應有的重視，我國制造業產業結構與就業結構的協調性開始逐步好轉。

1.3.2 從制造業三大產業來看

輕紡制造業結構偏離系數一直為負，且在1998～2007年間由-0.055快速上升至-0.321，表明輕紡制造業勞動生產率在不斷下降，需要轉移的勞動力數量越來越多，產業結構與就業結構的協調性不斷惡化，而在2007～2013年間，結構偏離系數繼續維持在-0.32左右，雖然沒有進一步惡化，但也沒有得到妥善的修正，仍存在大量需要轉移的低效率勞動力。資源加工業的結構偏離系數除了2002年為負以外，其余年份基本為正，絕對值較小，大致呈 “W”狀的走勢，絕對值由1998年的0.021上升到2013年的0.08，表明相對于其他兩個行業，資源加工業產業結構與就業結構的協調性較好，能夠吸收一定數量的勞動力。裝備制造業的偏差系數先由1998年的0.071快速上升到2004年的0.354，再緩慢下降至2013年的0.237，表明裝備制造業產業結構與就業結構的協調性呈現出先惡化再逐步改善的趨勢，其值一直保持為相對較大的正值，表明該行業能夠吸收較多的勞動力就業，制造業三大子行業的結構偏離系數變化與我國制造業發展戰略存在很大的關聯。

2 制造業產業結構與就業結構不協調的因素分析

2.1 偏最小二乘模型

偏最小二乘模型 （Partial Least Square Modeling）最早由S.Wold和C.Albano等人在1983年提出，并迅速由化學領域向其他領域發展并得到了廣泛應用。該模型的優點在于集成了多元回歸分析、主成分分析和典型相關分析 ，而且無需對所觀察的變量做出特定的概率分布假設，因而不存在模型不可識別的問題。同時，由于采用了偏最小二乘方法，不僅能更有效地處理變量內部存在較高相關性的數據，而且對樣本容量的要求也不高。

PLS模型由測量模型和結構模型所組成。設模型中共有j組顯變量，每組又可以分為pj個變量，則每組顯變量可用Xj=（xj1，xj2，…，xjpi）（j=1，2，…，J）表示，并假設顯變量Xjh（j=1，2，…，J；h=1，2，…，pj）不僅均基于n個共同的觀察點，而且均為中心化的。每組顯變量Xj均有一個隱變量ζj（j=1，2，…，J）與之相對應，并假定隱變量均為標準化的。

2.1.1 測量模型

測量模型描述了模型中顯變量與隱變量之間的關系，又稱外部模型。可通過一元線性回歸方程來表示。

其中，εjh為隨機誤差項，且均值為0。為保證顯變量與隱變量的對應是唯一維度的，需要進行檢驗，主要的方法有主成分分析法、科隆巴奇系數α和迪儂——高德斯丹系數ρ。

2.1.2 結構模型

結構模型描述了模型中隱變量內部之間的關系，又稱內部模型。可通過一組線性方程組表示。

其中，ηj為隨機變誤差項，均值為0且與εj無關。

2.1.3 模型估計

PLS模型采用迭代的方法分別從外部估計和內部估計兩方對隱變量進行估計。

（1）外部估計，根據顯變量與隱變量之間的關系對隱變量進行估計，記Yj為顯變量Xjh（j= 1，2，…，J；h=1，2，…，pj）的線性組合對隱變量ζj的估計量，則有：

其中，wj為權數向量，星號表示對估計量進行標準化處理。

（2）內部估計，根據隱變量內部之間的關系對隱變量進行估算。記Zj為隱變量ζj和其他相關聯隱變量的估計量，則有：

其中，eji為內部權數。eji的計算公式為：

其中，sign為符號函數，r（Yj，Yi）表示外部估計量Yj與Yi的相關系數。

權重向量wj的計算公式為：

由公式可知，wj是變量Xj與Zj的相關系數或方差，若對變量標準化，則wj是變量Zj對Xj作偏最小二乘回歸的第一個成份的權數和第一個軸向量。

2.2 變量設定及數據來源

我國許多學者對產業結構與就業結構之間的關系展開過卓有成效的研究。孫蚌珠 （2005）［16］認為在工業化進程中，就業結構隨著產業結構的變動而呈現出不同的階段性特征，而工業化戰略、技術選擇和制度因素是影響就業的產業結構變動的因素。陳楨 （2007）［17］則認為就業結構與產業結構失衡的原因在于發展戰略與經濟政策、投資與消費的關系、技術進步和政策取向。孟憲生和關鳳利 （2007）［18］認為非公有制經濟、城鎮化及勞動力供給是影響就業結構優化的主要因素。王慶豐 （2010）［19］總結得出影響產業結構與就業結構的主要因素有制度因素、發展戰略、經濟政策、技術進步、投資與消費等。綜合已有相關文獻資料，本文認為影響產業結構與就業結構不協調的因素主要包括制造業發展戰略、市場化程度、對外開放程度、勞動力素質、技術進步水平和城市化水平。根據偏最小二乘模型要求，本文設置的隱變量和顯變量如表2。

表2 偏最小二乘模型 （PLS）的隱變量和顯變量

本文數據主要來源為 《中國工業統計年鑒2000～2014》、《中國統計年鑒1999～2014》、《中國人口和就業統計年鑒1999～2014》和UN COMTRADE數據庫，或經計算所得。同時，為避免由于數據間量綱不同對結果產生影響，本文數據全部采用相對數據的形式，所有變量數據在進行分析前均進行了標準化處理 （具體數據見附表1）。

2.3 實證分析

PLS模型要求顯變量所反映的隱變量是唯一維度的 ，本文采用Cronbach α來進行唯一維度檢驗，通常要求α值大于0.7，本文所用到的包含多個顯變量α值均大于0.7，這表明唯一維度是通過的，具體數值如表3所示：

表3 顯變量唯一維度檢驗

本文采用SmartPLS軟件對模型進行偏最小二乘分析，模型可決系數R2為0.971，具體路徑系數如表4所示：

表4 隱變量路徑系數

結果顯示X6城鎮化對結構偏離度Y1的直接影響系數只有0.048，t經驗值只有0.261，因而剔除X6，重新建立新的偏最小二乘模型，得出最終的隱變量路徑系數如表5所示：

表5 最終的隱變量路徑系數

最終計算結果顯示模型的可決系數R2為0.975，擬合程度較高，各個隱變量路徑系數的t檢驗值也通過，調整后的模型對原始數據具有較強的解釋能力，估計結構總體而言符合預期，根據表5所示的路徑系數，可得各影響因素與結構偏離度之間的方程，如式 （7）所示：

綜上可知，對外開放程度X3與科技進步X5與結構偏離度呈正向變動的關系，是導致產業結構與就業結構偏差的主要因素，但影響的力度并不強，分別為0.103與0.098。20世紀90年代中后期，外資企業在我國的投資開始呈現出資本和技術密集的特征，對勞動者數量的需求大幅度減少，導致我國制造業產業結構與就業結構的不協調程度加劇；從2004年開始并愈演愈烈的 “勞工荒”不僅引發了勞動密集型企業的區域轉移，也促使留下的制造業開始更多采用 “機器替代人”的應對策略 ，技術促進就業增加的 “補償效應”遠低于技術引致失業增加的 “衰減效應”，雖然技術的快速推進有利于制造業產業結構升級，但過快的實行 “機器替代人”的戰略導致制造業就業崗位的大量流失，從而導致產業結構與就業結構的失衡。

制造業發展戰略X1、市場化程度X2和勞動者素質X4均與結構偏離度呈反向關系，這表明裝備制造業的快速發展、市場化程度的提升和勞動者素質的提升都會促使結構偏離度減小并得到改善。市場化程度對結構偏離度的影響最大，影響系數達到了1.381，這與國有企業更多受政府影響，資源配置效率遠低于非國有企業有關，資源配置效率的提升能夠極大的推進產業結構與就業結構的協調發展；制造業發展戰略和勞動者素質的影響系數分別為0.206和0.154，裝備制造業的發展有利于我國制造業產業結構的升級轉型，而勞動者素質的提升則有利于就業結構的調整，同時，二者還可以相互促進，共同提升產業結構與就業結構的協調性。

3 結論及建議

本文分別采用了結構協調度與結構偏離度來測量制造業總體和三大產業的產業結構與就業結構的協調性，并通過偏最小二乘模型 （PLS）計算出產業結構與就業結構協調性影響因素的影響系數。結果表明：（1）在1998～2013年間，制造業總體產業結構與就業結構的協調性呈現出先下降后回升的倒 “U”型趨勢。具體到三大產業而言，輕紡制造業前期下降，2007年后開始走平，產業內存在較多的勞動力需要轉移；資源加工工業則呈現出 “N”型的走勢，但協調程度較高；裝備制造業與制造業總體協調性的走勢大致一致，可以吸納較多的勞動力。（2）影響制造業產業結構與就業結構協調性的因素主要有制造業發展戰略、市場化程度、對外開放程度、勞動力素質和技術進步水平。其中對外開放程度、科技進步水平與協調程度呈反向關系，但影響系數較小。而制造業發展戰略、市場化程度和勞動力素質與協調程度呈正向關系，市場化程度對協調性的影響系數最大，達到了1.381。雖然制造業總體產業結構與就業結構的協調性2007年后已經開始逐步改善，但總體水平仍然是下降的，而且各子行業的協調程度不一。從影響協調性的因素出發，本文認為可以從以下幾個方面來促進制造業產業結構與就業結構的協調發展。

3.1 堅持大力發展裝備制造業的發展戰略

中國制造業優先發展裝備制造業的戰略有利于制造業產業結構與就業結構的協調。（1）裝備制造業的發展能夠促進技術進步，提升產業結構。（2）裝備制造業的發展能夠提升就業。裝備制造業不僅是技術密集和資本密集型產業，而且由于其屬于組裝式工業，因而又具有勞動密集型產業的特征，能夠吸納較多的勞動力就業，據2006年國家統計數據顯示，裝備制造業每億元固定資產吸納就業774人遠高于同期全國工業292人的平均水平。因此，發展裝備制造業不僅有利于我國制造業產業結構升級和就業結構調整，而且能夠促進二者協調發展。

3.2 繼續深化國有企業改革，提升市場化程度

國有企業作為我國的經濟命脈，對我國經濟的發展起著決定性的作用，但由于產權制度的缺失，導致國有企業的盲目擴張的發展目標與市場并不一致，這不僅不利于國有企業自身的發展，而且導致部分產業的社會產能嚴重過剩，出現了產業結構紊亂、人力資源極大浪費的現象。國有企業產權的深度改革，能夠提升市場化程度，優化產業結構和就業結構 ，實現二者的協調發展。

3.3 有選擇地吸收國外產業轉移 ，科學引導外資流向

改革開放進行到今天，我們不能局限在吸收國外投資的量上，而更應注重國外投資的質。當前的國外投資多集中在資本和技術密集型產業，這無疑有利于我國產業結構的提升，但這同時也導致了外資企業的就業機會創造能力大幅度減弱，不利于我國就業結構的調整。因此，對于外商投資，我們應有選擇性的吸收，注重資本與技術產業資本吸收的同時，也要注重對創造就業多的產業進行吸收，在二者的協調中找到新的均衡點。

3.4 加強職業技能培訓，提升勞動者素質

在產業結構不斷演變過程中，勞動者素質的提升跟不上產業和技術的發展導致了結構性失業現象的產生，不利于產業結構與就業結構的協調。當前我國制造業正處在產業結構升級轉型的關鍵時期 ，與歐美國家相比，我國勞動者素質普遍偏低，這需要我國大力發展職業技能培訓，積極將人力資源優勢轉化為人力資本優勢，源源不斷地為我國制造業的發展提供高素質的勞動者，促進制造業產業結構與就業結構的協調。

3.5 強化技術的“就業創造效應”，積極尋找二者的均衡點

我國制造業目前正處于結構轉型的關鍵時期，發展資本密集型產業和技術密集型產業是當前產業發展的主要方向，技術進步對失業增加的 “衰減效應”更為顯著。然而，目前巨大的就業壓力要求我們在發展高新技術產業，提升產業結構層次的同時，也要積極發展具有相對優勢的勞動密集型產業，促進就業量的提升。因此，尋求技術進步與就業增長的均衡點至關重要，只有實現二者的均衡，才能使得技術進步既有利于產業結構優化升級，又有利于吸納和發揮我國的勞動力優勢，實現產業結構與就業結構的協調。

注釋：

①按用途屬性將制造業劃分為：Ⅰ.輕紡制造業：農副食品加工業、食品制造業、飲料制造業、煙草制品業、紡織業、紡織服裝、鞋、帽制造業、皮革、毛皮、羽毛 （絨）及其制品業、木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業、家具制造業、造紙及紙制品業、印刷業和記錄媒介的復制、文教體育用品制造業；Ⅱ.資源加工業：石油加工、煉焦及核燃料加工業、化學原料及化學制品制造業、醫藥制造業、化學纖維制造業、橡膠制品業、塑料制品業、非金屬礦物制品業、黑色金屬冶煉及壓延加工業、有色金屬冶煉及壓延加工業；Ⅲ.裝備制造業 （機械及電子制造業）：金屬制品業、通用設備制造業、專用設備制造業、交通運輸設備制造業、電氣機械及器材制造業、通信設備、計算機及其他電子設備制造業、儀器儀表及文化辦公用機械制造業。由于機械及電子制造業所包含的行業與裝備制造業同 ，故本文用裝備制造業進行替代。由于其他制造業行業由于統計時間較短 ，不具有代表性 ，故予以忽略。

［1］威廉?配第.政治算術 ［M］.北京 ：中國社會科學出版社，2010

［2］西蒙?庫茲涅茨.各國的經濟增長 ［M］.北京：商務印書館，1999

［3］H?錢納里，賽爾奎因.工業化和經濟增長的比較研究 ［M］.上海：上海人民出版社，1995

［4］D.A.G.Draper.Explaining Unemployment：Econometric Models for The Nerthland［M］.North-Holland，2001

［5］何德旭 ，姚戰琪.中國產業結構調整的效應、優化升級目標和政策措施 ［J］.中國工業經濟，2008，（5）：46～56

［6］張浩然 ，衣保中.產業結構調整的就業效應 ：來自中國城市面板數的證據 ［J］.產業經濟研究 ，2011，（3）：50～55

［7］吳振球，程婷，王振.產業結構優化升級、經濟發展方式轉變與擴大就業——基于我國1995～2011年省級面板數據的經驗研究 ［J］.中央財經大學學報，2013，（12）：70～77

［8］Solow R M.Technical Change and the Aggregate Production Function ［J］.Review of Economics and Statistics，1957，39（1）：312～320

［9］Basu S，Weil D N.Appropriate Technology and Growth［J］.Quarterly Journal of Economics，1998，113（4）：1025～1054

［10］Acemoglu D.Why do New Technologies Complement Skills？Directed Technical Change and Wage Inequality ［J］.Quarterly Journal of Economics，1998，113（4）：1055～1089

［11］Lin J Y.Development Strategy，Viability，and Economic Convergence［EB/OL］.http：∥doc.mbalib.com/view/90cl bc93485bf44b 0614111fba81e828.html，2001-12-30.

［12］Hijzen A，Holger G，Robert C H.International Outsourcing and the Skill Structure of Labour Demand in the United Kingdom ［J］.The Economic Journal，2005，115（10）：860～878

［13］代謙，別朝霞.人力資本、動態比較優勢與發展中國家產業結構升級 ［J］.世界經濟，2006，（11）：70～96

［14］方明行，韓曉娜.勞動力供求形勢轉折之下的就業結構與產業結構調整 ［J］.人口學刊 ，2013，（2）：60～70

［15］牛沖槐，等.我國不同產業聚集區域技術創新對就業的動態影響分析 ［J］.工業技術經濟，2014，（11）：136～143

［16］孫蚌珠.中國工業化進程中就業的產業結構變動 ［J］.北京師范大學學報 （社會科學版），2005，（5）：95～100

［17］陳禎.產業結構與就業結構關系失衡的實證分析 ［J］.山西財經大學學報 ，2007，29（10）：32～37

［18］孟憲生，關鳳利.吉林省就業結構優化的主要制約因素及對策 ［J］.經濟縱橫，2007，（2）：48～51

［19］王慶豐.我國產業結構與就業結構整體協調發展研究評述［J］華東經濟管理 ，2010，（7）：146～149

Research on the Coordination between Industrial Structure and Employment Structure in Manufacturing Industry

Zou Xuan Li Huifu
（Hunan University，Changsha 410079，China）

According to the output and employment data of 1998-2013 manufacturing industry，this article uses the structure of coordination degree and structure deviation to measure the industrial structure and employment structure of manufacturing industry and three subsectors of manufacturing industry respectively.The results show that manufacturing coordination degree shows an inverted“U”shaped trend of first deterioration and then improve.Although the structure deviation trend of three major subsystems has different characteristic，maintaining a consistent coordinated with the coordination degree of manufacturing industry generally.In addition，this paper uses partial least squares（PLS）model to analyze the influence factors of manufacturing industry structure and employment structure coordination.The results show that the development strategy of manufacturing industry，the degree of openness，the degree of marketization，labor quality and technological progress has certain influence to the coordination between industrial structure and employment structure.

industrial structure；employment structure；coordination；manufacturing industry

附表1 標準化后的變量數據

10.3969/j.issn.1004-910X.2016.08.010

F121.3

A

2016—04—17

本文系國家社科基金重大項目 “我國分省經濟發展方式轉變與產業、人口、教育、就業和遷移政策仿真模型及技術支撐平臺構建研究”（項目編號：13&ZD156）的部分研究成果。

鄒璇，湖南大學經濟貿易學院教授 ，博士，博士生導師，國家社科基金重大項目 （13&ZD156）首席專家，湖南大學區域經濟學學科帶頭人。研究方向：產業經濟理論與應用、區域經濟理論與政策、經濟發展方式轉變。黎恢富，湖南大學經濟貿易學院碩士研究生。研究方向：產業經濟學。

（責任編輯：王 平）