我國產(chǎn)業(yè)結構調整和區(qū)域轉移對就業(yè)的影響*

孟續(xù)鐸，莫 榮，徐彥紅

（1.中國勞動保障科學研究院，北京 100029；2.人力資源和社會保障部 國際勞動保障研究所，北京 100029；3.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學，北京 100073）

我國產(chǎn)業(yè)結構調整和區(qū)域轉移對就業(yè)的影響*

孟續(xù)鐸1，莫 榮2，徐彥紅3

（1.中國勞動保障科學研究院，北京 100029；2.人力資源和社會保障部 國際勞動保障研究所，北京 100029；3.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學，北京 100073）

進入21世紀以來，中國沿海地區(qū)提出了產(chǎn)業(yè)升級轉型和轉移的要求，部分產(chǎn)業(yè)搬遷轉移到內地，由此拉開了全球范圍內的第四次產(chǎn)業(yè)大轉移。通過計量研究發(fā)現(xiàn)，我國產(chǎn)業(yè)調整和轉移對就業(yè)的影響總體上是正向的，有利于就業(yè)增長，應該繼續(xù)深化產(chǎn)業(yè)的轉型升級。其中產(chǎn)業(yè)結構調整對就業(yè)的正向效應最大，產(chǎn)業(yè)轉移對中部地區(qū)就業(yè)有較大幫助，而對其他區(qū)域就業(yè)規(guī)模未產(chǎn)生顯著影響。今后，應實施就業(yè)優(yōu)先的產(chǎn)業(yè)轉型升級策略，將產(chǎn)業(yè)轉型升級與開發(fā)就業(yè)崗位結合起來，加強產(chǎn)業(yè)轉移承接地的配套產(chǎn)業(yè)發(fā)展，預防產(chǎn)業(yè)轉型升級對就業(yè)造成的消極影響。

產(chǎn)業(yè)結構調整；產(chǎn)業(yè)區(qū)域轉移；就業(yè)效應

一、引言

中國自20世紀80年代改革開放之始，開啟了對外貿(mào)易的大門，從東南沿海地區(qū)“三來一補”①“三來一補”指來料加工、來樣加工、來件裝配和補償貿(mào)易，是中國內地在改革開放初期嘗試性創(chuàng)立的一種企業(yè)貿(mào)易形式。外貿(mào)的出現(xiàn)，中國開始了利用外資和承接歐美日韓等國家產(chǎn)業(yè)轉移的歷程。2001年加入世界貿(mào)易組織（WTO）以來，中國的外貿(mào)經(jīng)濟實現(xiàn)了跨越發(fā)展。與此同時，在世界范圍出現(xiàn)了第三次產(chǎn)業(yè)大轉移，大量生產(chǎn)制造型企業(yè)從日本、韓國、臺灣等向中國沿海地區(qū)轉移。然而，隨著東部地區(qū)高污染、高能耗、低附加值（“兩高一低”）產(chǎn)業(yè)發(fā)展面臨越來越多的困境，加上國內勞動力成本不斷攀升，土地、環(huán)境等承載力越來越受到限制。特別是2008年國際金融危機的爆發(fā)，使得短期內外貿(mào)企業(yè)出口受到較大沖擊，導致東部龐大的制造業(yè)出現(xiàn)了轉型升級和向東南亞轉移的趨向。與此同時，中央政府和沿海地區(qū)地方政府也審時度勢地提出了產(chǎn)業(yè)升級轉型和轉移的要求，大量企業(yè)順應政策引導，也為了尋求更為有利的生產(chǎn)經(jīng)營條件，節(jié)約生產(chǎn)成本和用工成本，先一步搶占內地市場，在中部崛起、西部開發(fā)等區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的背景下，開始向中西部地區(qū)進行產(chǎn)業(yè)轉移（特別是生產(chǎn)制造業(yè)的轉移）。由此，拉開了全球范圍內的第四次產(chǎn)業(yè)大轉移。隨著產(chǎn)業(yè)結構的調整，就業(yè)結構也呈現(xiàn)相應變化，第三產(chǎn)業(yè)成為吸納就業(yè)的最主要產(chǎn)業(yè)，基本占了一半。在新一輪產(chǎn)業(yè)轉型升級的背景下，中國的就業(yè)形勢也隨之發(fā)生巨大的變化。對此，需要從整個中國產(chǎn)業(yè)結構調整和區(qū)域轉移的形勢出發(fā)，對產(chǎn)業(yè)的結構性調整和制造業(yè)轉移對就業(yè)產(chǎn)生的影響變化展開分析，從而為今后就業(yè)政策的完善提供建議。

二、文獻綜述

關于產(chǎn)業(yè)結構調整和區(qū)域轉移對就業(yè)是正面影響還是負面影響的問題，各種研究得出了不同的結論。學者們對產(chǎn)業(yè)結構調整對就業(yè)影響的研究較為集中，普遍運用就業(yè)彈性、結構協(xié)調度以及計量回歸模型等方法進行實證研究，而得出的結論相對而言比較一致。首先，三次產(chǎn)業(yè)對就業(yè)的吸納程度較為不同，第一產(chǎn)業(yè)排斥勞動力，而第二和第三產(chǎn)業(yè)吸納勞動力；其中第二產(chǎn)業(yè)又是資本密集型的工業(yè)化發(fā)展模式，就業(yè)彈性沒有第三產(chǎn)業(yè)高；第三產(chǎn)業(yè)則是典型的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，對就業(yè)貢獻大（胡鞍鋼，1997）[1]。其次，學者們主要對產(chǎn)業(yè)結構調整的就業(yè)效應采用實證模型來進行驗證，認為既有正向的也有負向的，但發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構調整所產(chǎn)生的積極效應大于消極效應，最終凈效應使得就業(yè)增加。如董炳南（2008）匯總了東部、東北部、中部和西部四大地區(qū)2000-2007年的面板數(shù)據(jù)，通過建立數(shù)量模型，分析了產(chǎn)業(yè)結構變動方向、產(chǎn)業(yè)結構變動速度對就業(yè)的影響，得出其對就業(yè)的最終效應是正向的影響[2]。穆懷中、閆琳琳（2008）以東北地區(qū)為例，對該地區(qū)1980-2006年的產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構進行了協(xié)調度分析，結論也認可產(chǎn)業(yè)結構調整對就業(yè)產(chǎn)生了積極影響[3]。還有一些學者將研究視角放在產(chǎn)業(yè)區(qū)域轉移對就業(yè)影響方面，他們分析了產(chǎn)業(yè)由東部沿海向中西部地區(qū)內遷的過程，認為勞動力回流、內地工業(yè)化和城市化水平的提高等都使得中西部和東部地區(qū)在容納就業(yè)方面的差距不斷縮小（郭力，2012）[4]。周均旭、江奇（2012）以湖北蘄春為例，研究了中部產(chǎn)業(yè)轉移對勞動力就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)中部承接產(chǎn)業(yè)轉移后主要通過發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)促使當?shù)剞r(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)加速轉移，就業(yè)結構得到改善[5]。

通過對現(xiàn)有研究文獻的整理，可以發(fā)現(xiàn)，我國學界比較重視產(chǎn)業(yè)結構調整對就業(yè)的影響，研究方法上則比較注重實證模型的分析，但在產(chǎn)業(yè)結構調整的區(qū)域差異研究上還有所不足。實際上，中國由于地區(qū)差異巨大，不同區(qū)域的經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)結構也有所不同，發(fā)展的重點產(chǎn)業(yè)方向更是千差萬別，產(chǎn)業(yè)結構調整有必要與區(qū)域特點結合起來。此外，產(chǎn)業(yè)轉移對就業(yè)影響的定量分析也有欠缺，產(chǎn)業(yè)轉移對東部地區(qū)而言是轉出，而對中西部而言主要是轉入，不同區(qū)域的產(chǎn)業(yè)轉移的就業(yè)效應究竟怎樣，還需要進一步研究。本文將嘗試對我國不同區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結構調整和轉移的就業(yè)影響效應問題給予解答。

三、數(shù)據(jù)來源和研究方法

1.數(shù)據(jù)來源

本文中所涉及的全國層面數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計局發(fā)布的歷年統(tǒng)計年鑒，數(shù)據(jù)時期為1980-2011年，考察自改革開放以后的產(chǎn)業(yè)轉型升級對就業(yè)影響的有關情況。此外，使用分省數(shù)據(jù)來分析產(chǎn)業(yè)區(qū)域變化和就業(yè)結構效應，分省數(shù)據(jù)主要來自于各省、自治區(qū)、直轄市公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，獲取渠道為中國知網(wǎng)的“中國經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫”。由于分省歷史數(shù)據(jù)缺失較為嚴重，因此選取2000-2011年數(shù)據(jù)。

2.變量描述

（1）產(chǎn)業(yè)結構變量

用第一、二、三產(chǎn)產(chǎn)值占比來表示產(chǎn)業(yè)結構情況。在三次產(chǎn)業(yè)中，第一產(chǎn)業(yè)所占比重從1980年改革開放之初的30.2%下降到2011年的10.0%，減少了20.2個百分點。第二產(chǎn)業(yè)比重呈現(xiàn)上下波動的形式，波峰為1980年的48.2%，波谷為1990年的41.3%。到2011年，第二產(chǎn)業(yè)所占比重為46.6%，比1980年最高值僅下降1.6個百分點，在三次產(chǎn)業(yè)中的比重基本保持穩(wěn)定。第三產(chǎn)業(yè)比重波動上升，除個別年份有所下降外整體比例不斷上升，從1980年的21.6%增加到2011年的43.4%，增加了21.8個百分點。

（2）就業(yè)結構變量

用三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重來表示就業(yè)結構。第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重持續(xù)下降，從1980年改革開放之初的68.7%下降到2011年的34.8%，減少了33.9個百分點。第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重呈現(xiàn)波動上升的趨勢，分別在1990年前后和2000年前后出現(xiàn)了兩輪先降后升的變化，但總體呈上升趨勢，從1980年的18.2%增長到2011年的29.5%，增長了11.3個百分點。第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重持續(xù)增加，已經(jīng)從1980年的13.1%增長到2011年的35.7%，提高了22.6個百分點，并且在2011年時第三產(chǎn)業(yè)首次成為就業(yè)人數(shù)最多的產(chǎn)業(yè)。

（3）區(qū)域分類變量

本文將全國劃分為八大經(jīng)濟區(qū)域①八大經(jīng)濟區(qū)域這個劃分最早出現(xiàn)在2005年由國務院發(fā)展研究中心提交的“四大板塊八大經(jīng)濟區(qū)”方案中，其根據(jù)各省份的地理位置、經(jīng)濟發(fā)展特色和優(yōu)勢等實際，基于因地制宜、區(qū)域協(xié)調發(fā)展、科學可行的原則將全國劃分為東部、中部、西部、東北四大板塊，并將這四大板塊劃分為南部沿海（福建、廣東、海南）、東部沿海（上海、江蘇、浙江）、北部沿海（北京、天津、河北、山東）、東北地區(qū)（遼寧、吉林、黑龍江）、長江中游（湖北、湖南、江西、安徽）、黃河中游（陜西、山西、河南、內蒙古）、西南地區(qū)（云南、貴州、四川、重慶、廣西）、西北地區(qū)（甘肅、青海、寧夏、西藏、新疆）八大綜合經(jīng)濟區(qū)，較之東中西三大經(jīng)濟區(qū)的劃分更細化、科學，是目前對區(qū)域經(jīng)濟格局變化和我國區(qū)域經(jīng)濟空間梯度變化的最好反映。，將利用各省市2000-2011年相關數(shù)據(jù)對八大經(jīng)濟區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展與就業(yè)問題進行詳盡描述。

（4）產(chǎn)業(yè)轉移變量

本文利用地區(qū)工業(yè)產(chǎn)值占比指標來衡量產(chǎn)業(yè)轉移的發(fā)展態(tài)勢。21世紀以來，國務院先后出臺了西部大開發(fā)、中部崛起等國家戰(zhàn)略，東部沿海發(fā)達地區(qū)部分勞動密集型產(chǎn)業(yè)加快了向中西部地區(qū)梯度轉移的進程。在此過程中，產(chǎn)業(yè)轉移主要表現(xiàn)為工業(yè)制造業(yè)的轉移，從八大經(jīng)濟區(qū)域看，2005-2010年北部沿海、東部沿海和南部沿海三大經(jīng)濟區(qū)的工業(yè)產(chǎn)值占全國比重都出現(xiàn)不同程度的下降，其中東部沿海經(jīng)濟區(qū)（長三角地區(qū)）下降最為明顯。黃河中游、長江中游等其他五個中西部經(jīng)濟區(qū)工業(yè)產(chǎn)值占全國比重都出現(xiàn)了上升勢頭，其中長江中游地區(qū)工業(yè)產(chǎn)值占全國比重提高了3.2個百分點，是“十一五”時期工業(yè)增長最為迅猛的地區(qū)。由此可以看出，區(qū)域工業(yè)產(chǎn)值占全國比重完全符合制造業(yè)轉移的變化趨勢，可以作為產(chǎn)業(yè)轉移的指標來使用。

3.模型研究方法

本文采用就業(yè)彈性方程分析和回歸模型分析的方法對產(chǎn)業(yè)轉型升級的就業(yè)效應作出判斷，其中運用就業(yè)彈性來分析產(chǎn)業(yè)結構調整升級帶來的就業(yè)效應變化，用面板模型來考察產(chǎn)業(yè)梯度轉移（主要是制造業(yè)內遷）帶來的區(qū)域就業(yè)結構調整。

就業(yè)彈性是指就業(yè)增長對經(jīng)濟增長變化后的反映程度，即經(jīng)濟增長每提高一個百分點帶來的就業(yè)增長的百分比變化。一般情況下，就業(yè)彈性系數(shù)越大，該產(chǎn)業(yè)吸納勞動力的能力越強；反之就業(yè)彈性系數(shù)越小，該產(chǎn)業(yè)吸納勞動力的能力越弱。本文利用線性回歸的方法，對數(shù)化1980-2011年全國國民生產(chǎn)總值（GDP）、三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（GDPi，i=1,2,3）、總就業(yè)人數(shù)（P）、三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)（Pi，i=1,2,3）和2000-2011年八大經(jīng)濟區(qū)的數(shù)據(jù)，構建就業(yè)彈性方程：

lnPi=αi+βilnGDPi

其中βi表示第i產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性，即第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變化1%所引致的就業(yè)率變化值。分析得出全國不同時段、以及八大經(jīng)濟區(qū)域的三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性方程。

表1 面板模型的變量名稱和含義

此外，本文面板回歸模型將就業(yè)規(guī)模作為模型的被解釋變量，將產(chǎn)業(yè)轉移作為解釋變量，同時考慮將經(jīng)濟發(fā)展、工資率、投資、政府支出等作為控制變量納入模型。用城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)占常住人口比例代表就業(yè)規(guī)模，產(chǎn)業(yè)轉移用地區(qū)GDP中規(guī)模以上工業(yè)產(chǎn)值比重表示，用人均GDP、城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資、固定資產(chǎn)投資、地方財政支出代表全部控制變量。各變量的名稱和含義如表1所示。本文對有關數(shù)據(jù)均作了價格指數(shù)處理，排除了物價變化的影響。

在對所有變量進行對數(shù)化處理后，模型如下所示：

其中，下角標t代表時間，i代表不同省份，ui代表不可觀測的省份特征，vit為隨機誤差項，ui和vit共同作為模型的誤差項。模型采用對數(shù)線性形式，以便得到產(chǎn)業(yè)轉移對就業(yè)規(guī)模的影響系數(shù)，并減弱可能存在的異方差問題。

四、實證結果分析

1.產(chǎn)業(yè)結構調整的就業(yè)效應

（1）全國三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性方程

本文利用線性回歸的方法分析得出全國不同時段三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性方程，如表2所示。1980-2011年時間段內的總就業(yè)人數(shù)與GDP的彈性系數(shù)為0.125，總體來講經(jīng)濟增長促進就業(yè)。其中改革開放初期（1980-1989年）經(jīng)濟發(fā)展對就業(yè)的促進作用最顯著，彈性系數(shù)達0.192。但隨著產(chǎn)業(yè)升級和技術進步的推進，經(jīng)濟增長推動就業(yè)的效應逐漸減弱，但二者仍表現(xiàn)為正相關。

1980-2011時間段內的第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的關系不顯著。通過對不同階段的進一步分析可以看出，1980-1989年間的第一產(chǎn)就業(yè)彈性為0.092，即在這一階段第一產(chǎn)業(yè)尚具有一定的吸納勞動力的能力，產(chǎn)值增加可以促進就業(yè)增長。但在1990-1999年、2000-2011年兩個時間段內，第一產(chǎn)業(yè)彈性系數(shù)分別為-0.102和-0.287，由正轉負。此時產(chǎn)值的增加不僅沒有帶來就業(yè)的增長，反而降低了就業(yè)率，即第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)達到飽和，開始排斥勞動力。由于前后不同階段第一產(chǎn)業(yè)對就業(yè)的相反效應，因此，總體來講，1980-2011年間二者的彈性關系不明顯。

1980-2011年時間段內的第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性為0.195，第二產(chǎn)業(yè)對就業(yè)的帶動能力較強。分階段看，1980-1989年、1990-1999年、2000-2011年第二產(chǎn)業(yè)的彈性系數(shù)均為正，證明第二產(chǎn)業(yè)一直都是拉動就業(yè)增長的主要力量。

表2 不同時段全國三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性方程

1980-2011時間段內的第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性為0.299，是三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性中的最大值，說明在經(jīng)濟增長過程中，第三產(chǎn)業(yè)對就業(yè)增長的拉動作用最突出。但1980-1989年、1990-1999年、2000-2011年三個階段的彈性系數(shù)分別為0.354、0.292、0.187，依次降低。這表明第三產(chǎn)業(yè)帶動就業(yè)的能力有所下降。綜合來看，第三產(chǎn)業(yè)仍是國民經(jīng)濟中就業(yè)增長最快、吸納勞動力能力最強的產(chǎn)業(yè)部門。

（2）八大經(jīng)濟區(qū)域產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性分析

表3列出了2000-2011年間八大經(jīng)濟區(qū)的彈性方程結果。可知，第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性均為負值（西北地區(qū)二者關系不顯著），即隨著第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加，相應的就業(yè)人數(shù)會減少。其中東部沿海地區(qū)彈性系數(shù)為-0.544，第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展對就業(yè)的排擠作用十分顯著。

表3 八大經(jīng)濟區(qū)三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性方程（2000-2011）

經(jīng)濟區(qū)彈性方程SIG值調整R平方lnP=7.23571+ 0.08153*lnGDP 0.000 0.769 lnP1=8.14723-0.12143*lnGDP1 0.000 0.900西南地區(qū)lnP2=3.16921+ 0.38072*lnGDP2 0.000 0.925 lnP3=5.03856+ 0.21885*lnGDP3 0.000 0.776 lnP=5.29528+ 0.14582*lnGDP 0.000 0.944 lnP1=5.45602+ 0.05203*lnGDP1 0.140 0.125西北地區(qū)lnP2=2.88436+ 0.24415*lnGDP2 0.000 0.965 lnP3=3.44778+ 0.27376*lnGDP3 0.000 0.913

八大經(jīng)濟區(qū)第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性均為正。其中黃河中游地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性最高，達到0.981，表明第二產(chǎn)業(yè)對黃河中游經(jīng)濟區(qū)的就業(yè)拉動力量十分強勁，這也符合其經(jīng)濟區(qū)的特點和功能定位。東北地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性最低，為0.170，說明老工業(yè)基地的改造升級使得第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增長放緩。

八大經(jīng)濟區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性為正，且數(shù)值相對較大，表明進入21世紀以來，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對就業(yè)的貢獻力量持續(xù)且強勁。其中南部沿海、東部沿海、北部沿海三個經(jīng)濟區(qū)均在0.300以上，意味著這些地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增長對就業(yè)的拉動作用相對于其他經(jīng)濟區(qū)更明顯。

2. 產(chǎn)業(yè)區(qū)域轉移的就業(yè)效應

（1）全國層面的產(chǎn)業(yè)轉移對就業(yè)的影響

為了判定是使用混合估計法、固定效應估計法還是隨機效應估計法，經(jīng)過F檢驗與Hausman檢驗之后，P值為0.0002，表明選用固定效應模型合適。模型的估計結果如表4所示。

模型1至模型5的估計結果說明，產(chǎn)業(yè)轉移與就業(yè)規(guī)模之間存在顯著關系。從模型5的估計結果來看，產(chǎn)業(yè)轉移對就業(yè)規(guī)模的影響為-0.221。為了確定這種關系是否存在，需要做進一步的檢驗。為保證檢驗和估計結果的可靠性，本研究對內生性問題進行了處理，引入了被解釋變量的滯后項作為解釋變量。

表4 模型的估計結果

為了驗證估計模型的穩(wěn)健性，本研究采用面板混合最小二乘估計（Pooled OLS）、固定效應模型（FE）、bootstrap抽樣檢驗方法，這些模型和檢驗均作為穩(wěn)健性檢驗來對估計結果進行進一步的支持。穩(wěn)健性檢驗結果如表5所示。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著，括號中數(shù)值為穩(wěn)健標準誤差。

其中，模型6為FE，模型7為混合OLS，模型8為FE-bootstrap（1000）。結果顯示，模型6、7、8均未能通過檢驗。說明產(chǎn)業(yè)轉移對就業(yè)規(guī)模的影響并不能確定，模型5的結果意味著兩個變量之間僅僅存在數(shù)理統(tǒng)計上的關系，并沒有實際的經(jīng)濟意義。此外，產(chǎn)業(yè)轉移在不同區(qū)域可能對就業(yè)的影響存在正、負抵消的情況。為了進一步確定二者之間的關系，需要做更深入的分析，需要對方法和樣本選擇進行重新修正。

（2）東中西部的產(chǎn)業(yè)轉移對就業(yè)的影響

為了進一步驗證產(chǎn)業(yè)轉移是否對就業(yè)規(guī)模產(chǎn)生影響，本研究將全國分為東中西三個區(qū)域來分別進行計量分析，探索不同地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移與就業(yè)規(guī)模之間的關系。為了驗證東中西三個地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉移是否對就業(yè)規(guī)模產(chǎn)生影響，本研究分別對三個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移和就業(yè)規(guī)模進行面板回歸分析。東部地區(qū)模型經(jīng)過F檢驗與Hausman檢驗之后，P值大于0.05，因此選擇使用隨機效應模型。中部地區(qū)模型經(jīng)過F檢驗與Hausman檢驗，P值大于0.05，也選用隨機效應模型。西部地區(qū)模型經(jīng)過F檢驗與Hausman檢驗，P值小于0.05，選用固定效應模型。東、中、西部的估計結果如表6所示。

估計結果顯示：東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉移（主要是產(chǎn)業(yè)轉出）對就業(yè)規(guī)模的影響不顯著，說明在東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉移對就業(yè)規(guī)模并不存在影響。中部地區(qū)和西部地區(qū)作為產(chǎn)業(yè)承接地，產(chǎn)業(yè)轉移（主要是產(chǎn)業(yè)轉入）對就業(yè)規(guī)模的影響比較顯著，且表現(xiàn)為中部地區(qū)為正效應，西部地區(qū)為負效應。

表6 東中西部模型的估計結果

為了驗證上述關系，本研究將對上述估計結果進行穩(wěn)健性檢驗。檢驗方法依然是采用混合最小二乘估計（Pooled OLS）、固定效應模型（FE）、bootstrap抽樣檢驗方法。表7-表9中的模型1分別代表東、中、西三個地區(qū)的模型估計結果；模型2為FE，模型3為混合OLS，模型4為FE-bootstrap（1000）。穩(wěn)健性檢驗結果如表7-表9所示。

表7 東部地區(qū)的穩(wěn)健性檢驗結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著，括號中數(shù)值為穩(wěn)健標準誤差。

東部地區(qū)的穩(wěn)健性結果顯示，產(chǎn)業(yè)轉移對東部地區(qū)的就業(yè)規(guī)模確實不產(chǎn)生影響，模型2、模型3、模型4的穩(wěn)健性檢驗均未能通過。

表8 中部地區(qū)的穩(wěn)健性檢驗結果

中部地區(qū)的穩(wěn)健性檢驗結果顯示，模型2通過了檢驗，但模型3和模型4未能通過。在通過的模型2中，中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移與就業(yè)規(guī)模被證實存在正相關關系，即產(chǎn)業(yè)轉入對就業(yè)產(chǎn)生了拉動效應。但由于模型3和模型4的檢驗結果并不顯著，說明產(chǎn)業(yè)轉移對中部地區(qū)就業(yè)規(guī)模的影響存在一些不穩(wěn)定性，其效果沒有那么顯著，但仍然不能否認二者之間存在關系。

表9 西部地區(qū)的穩(wěn)健性檢驗結果

西部地區(qū)的穩(wěn)健性檢驗結果與中部地區(qū)相似，即模型2通過了檢驗，但模型3和模型4未能通過。在通過的模型2中，西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移與就業(yè)規(guī)模被證實存在負相關關系，即產(chǎn)業(yè)轉入對就業(yè)產(chǎn)生了擠出效應。但由于模型3和模型4的檢驗結果并不顯著，說明產(chǎn)業(yè)轉移對中部地區(qū)就業(yè)規(guī)模的影響存在一些不穩(wěn)定性，其效果沒有那么顯著，但仍然不能否認二者之間存在關系。

五、結論與建議

1.主要研究發(fā)現(xiàn)

本研究通過定量研究和計量分析發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構調整帶來了就業(yè)的增長，產(chǎn)業(yè)結構調整對于吸納農(nóng)村剩余勞動力、合理配置勞動力資源、協(xié)調產(chǎn)業(yè)發(fā)展與就業(yè)增長都有著積極作用，發(fā)展二、三產(chǎn)業(yè)，特別是勞動、技術密集型的第三產(chǎn)業(yè)對拉動就業(yè)意義重大。同時，還顯示出目前第一產(chǎn)業(yè)剩余勞動力仍需要轉移。此外，產(chǎn)業(yè)區(qū)域轉移對就業(yè)的影響存在明顯的地區(qū)差異：東部地區(qū)制造業(yè)轉出對就業(yè)規(guī)模的影響效果并不顯著，說明在東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉移雖未能有效拉動就業(yè)，但也未造成明顯的失業(yè)問題。中部地區(qū)作為產(chǎn)業(yè)承接地，產(chǎn)業(yè)遷入對就業(yè)存在顯著的正向影響，說明中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉入有效地帶動了當?shù)鼐蜆I(yè)的增長，產(chǎn)業(yè)區(qū)域轉移發(fā)揮了積極的就業(yè)促進作用。西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉入對就業(yè)規(guī)模存在顯著的負向影響，表面西部地區(qū)仍然存在就業(yè)凈流出的效應，承接東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉移并未有效吸引勞動力就近就地就業(yè)的趨勢。從以上結論可以看出，產(chǎn)業(yè)區(qū)域轉移對就業(yè)受益最大的是中部地區(qū)，西部地區(qū)沒有顯示出正向效果，本文對此分析認為：由于中部地區(qū)靠近東部沿海的地緣優(yōu)勢，在承接產(chǎn)業(yè)轉移時除了制造業(yè)以外，還會承接與之配套的相關服務業(yè)，甚至促進當?shù)嘏涮桩a(chǎn)業(yè)的發(fā)展；同時由于中部地區(qū)仍具備一定的人口資源優(yōu)勢，可以為制造業(yè)內遷提供人力資源，進一步促進產(chǎn)業(yè)遷入與促進就業(yè)的良性循環(huán)。而中國產(chǎn)業(yè)轉移明顯具備梯度特征，西部地區(qū)尚處于產(chǎn)業(yè)轉移的起步階段，相比中部而言產(chǎn)業(yè)遷入的規(guī)模有限，并且由于西部地區(qū)自身產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎較差，地廣人稀，相關配套產(chǎn)業(yè)和服務業(yè)發(fā)展滯后，并未真正帶來產(chǎn)業(yè)轉移的積極就業(yè)效應。

2.未來政策建議

今后一段時期，國家需要實施就業(yè)優(yōu)先的產(chǎn)業(yè)轉型升級策略，將產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策與就業(yè)促進政策充分結合，促進產(chǎn)業(yè)結構、區(qū)域發(fā)展與就業(yè)協(xié)同發(fā)展[6]。

首先，要在產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策中更加充分地堅持就業(yè)優(yōu)先原則，將產(chǎn)業(yè)發(fā)展與開發(fā)就業(yè)崗位結合起來。各地政府應根據(jù)當前產(chǎn)業(yè)結構調整升級的特點和本地資源稟賦，開發(fā)就業(yè)新領域，增加就業(yè)新空間，用產(chǎn)業(yè)結構調整升級帶動就業(yè)結構持續(xù)優(yōu)化。在制定產(chǎn)業(yè)規(guī)劃、投資項目等政策時，要綜合評價其對就業(yè)產(chǎn)生的影響，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)發(fā)展、經(jīng)濟增長和擴大就業(yè)的聯(lián)動效應。在產(chǎn)業(yè)引入方面，要注重引進知識、技術和勞動力密集型產(chǎn)業(yè)，注重引領新經(jīng)濟、新業(yè)態(tài)的發(fā)展。

其次，要加強產(chǎn)業(yè)轉移承接地的配套產(chǎn)業(yè)發(fā)展。產(chǎn)業(yè)承接地政府應做好產(chǎn)業(yè)轉移的整體規(guī)劃，不僅將沿海加工制造業(yè)轉移來，同時還應將其上下游的配套產(chǎn)業(yè)一起引進來。通過產(chǎn)業(yè)外包和服務分包等方式，延伸產(chǎn)業(yè)鏈的長度。要制定促進高校畢業(yè)生、農(nóng)村轉移勞動力及新成長勞動力就業(yè)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策，把承接勞動密集型與技術密集型產(chǎn)業(yè)放在突出位置，繼續(xù)加大第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，為社會提供更多就業(yè)崗位，促進各類群體的就業(yè)。在產(chǎn)業(yè)承接地還要注意發(fā)展相關的服務行業(yè)，一方面解決產(chǎn)業(yè)工人的各方面需求；另一方面通過發(fā)展服務業(yè)盤活當?shù)氐膭趧恿Υ媪俊?/p>

最后，要預防產(chǎn)業(yè)轉型升級對就業(yè)造成的消極影響。雖然從總體上講，產(chǎn)業(yè)轉型升級給就業(yè)帶來了積極影響，但依然要警惕其中的消極因素。政府必須充分認清產(chǎn)業(yè)轉型升級帶來的消極影響，提前做好準備工作，針對產(chǎn)業(yè)轉型升級過程中出現(xiàn)的因產(chǎn)業(yè)淘汰所造成的失業(yè)情況，要加強發(fā)揮失業(yè)保險基金促進就業(yè)、穩(wěn)定就業(yè)的職能，進一步加大對就業(yè)困難群體和重點人群的就業(yè)幫扶和資助力度，及時應對突發(fā)事件。政府要鼓勵企業(yè)吸納重點群體就業(yè)；設置專門的就業(yè)困難群體就業(yè)援助信息平臺；圍繞產(chǎn)業(yè)轉型，有針對性地開展就業(yè)困難群體培訓；結合本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展優(yōu)勢和方向，實施特殊產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠政策等。此外，還要加大產(chǎn)業(yè)轉出地和轉出行業(yè)的勞動監(jiān)察力度，重點對勞動關系協(xié)調處理和失業(yè)者的經(jīng)濟補償支付情況進行監(jiān)察，保證產(chǎn)業(yè)轉移過程中勞資關系平穩(wěn)。

[1]胡鞍鋼. 中國就業(yè)狀況分析[J]. 管理世界（雙月刊），1997（3）.

[2]段敏敏，董師南，丁建勛．產(chǎn)業(yè)結構變動方向、產(chǎn)業(yè)結構變動速度對就業(yè)的顯著性分析[J].經(jīng)濟研究導刊，2009（7）.

[3]穆懷中，閆琳琳.東北地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調廢實證研究[J].西北人口，2009（2）.

[4]郭力. 產(chǎn)業(yè)轉移背景下區(qū)域就業(yè)變動及其影響因素的地區(qū)差異——基于1999年～2007年省級面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2012（3）.

[5]周均旭，江奇. 中部產(chǎn)業(yè)轉移的經(jīng)濟效應及對勞動力就業(yè)的影響——以湖北蘄春為例[J]. 當代經(jīng)濟，2012（2）.

[6]莫榮，周宵，孟續(xù)鐸. 就業(yè)趨勢分析：產(chǎn)業(yè)轉型與就業(yè)[J].中國勞動，2014（1）.

The Inf l uence of Industrial Structure Adjustment and Regional Transfer on Employment in China

MENG Xuduo1, MO Rong2, XU Yanhong3
( 1. Chinese Academy of Labour and Social Security, Beijing 100029, China; 2. Ministry of Human Resources and Social Security of People’s Republic of China, Beijing 100029, China; 3. Capital University of Economics and Business, Beijing 100073, China)

Since twenty-f i rst Century, China's coastal areas put forward the requirements of industrial upgrading, transformation and transfer, then some industries relocated to the mainland, which led to the fourth big shift of industries in the global context. Through econometric studies, it’s found that the impact of industrial restructuring and transfer on employment is positive in general, which is conducive to employment growth, and should continue to deepen the transformation and upgrading of industries. Among them, the positive ef f ect of industrial structure adjustment on employment is the biggest, and industrial transfer has a greater help to the employment in the central region, but has no signif i cant impact on the scale of employment in other regions. In the future we should implement employment priority strategy for transformation and upgrade of industry, and combine industrial transformation and upgrading with the development of employment. We also should strengthen the development of supporting industries in industrial transfer areas to prevent the negative ef f ects of industrial transformation and upgrading on employment.

industrial structure adjustment; industrial regional transfer; employment ef f ect

F241.4

A

1673-2375（2017）05-0007-09

［責任編輯：曉 智］

2017-05-24

本文系國家社科基金重大項目“產(chǎn)業(yè)轉型升級下的高校畢業(yè)生就業(yè)研究”（項目編號：14ZDA068）的階段性成果。

孟續(xù)鐸（1983—），男，北京人，經(jīng)濟學博士，中國勞動保障科學研究院助理研究員，研究方向：勞動力市場與就業(yè)、勞動關系、勞動保障政策、過度勞動；莫榮（1964—），男，貴州雷山人，人力資源和社會保障部國際勞動保障研究所所長，研究員，博士生導師，研究方向：人力資源管理、勞動就業(yè)、社會保障和 職業(yè)培訓等問題；徐彥紅（1981—），女，北京人，經(jīng)濟學博士，首都經(jīng)濟貿(mào)易大學檔案館、校史館館長，助理研究員，研究方向：勞動經(jīng)濟。