屠西偉，廖信林

（安徽財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，安徽 蚌埠 233000）

基于SVAR模型的安徽省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調(diào)性分析

屠西偉，廖信林

（安徽財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，安徽 蚌埠 233000）

產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調(diào)與否是衡量一個地區(qū)國民經(jīng)濟健康發(fā)展的標志.基于1978-2015相關數(shù)據(jù)對安徽省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構是否協(xié)調(diào)進行了實證分析.研究表明：安徽省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構不匹配，且二者協(xié)調(diào)性較差；第一產(chǎn)業(yè)滯留大量剩余勞動力，勞動生產(chǎn)效率低下，第二產(chǎn)業(yè)勞動吸納力不足；第三產(chǎn)業(yè)面臨勞動力結構失衡問題.最后針對上述問題提出了加強基礎教育建設等建議.

產(chǎn)業(yè)結構；就業(yè)結構；SVAR模型；脈沖響應函數(shù)

1 引言:文獻綜述

在經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌過程中，產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構存在關聯(lián)性.產(chǎn)業(yè)結構的不同會導致國民經(jīng)濟增長的方式、速度不同，勢必會引起勞動力在產(chǎn)業(yè)部門間重新配置，進而影響就業(yè)結構.反過來，勞動力在不同產(chǎn)業(yè)間配置的比例不同，也直接影響產(chǎn)業(yè)的發(fā)展方向.二者只有相互協(xié)調(diào)，才能促進經(jīng)濟平穩(wěn)增長.[1-3]

國內(nèi)外學者對產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構做過大量研究.威廉·配第認為工業(yè)比農(nóng)業(yè)，商業(yè)比工業(yè)更能獲取更多的利潤，因此勞動力必然由農(nóng)轉(zhuǎn)工，再由工轉(zhuǎn)商.[4]Kuznets認為不發(fā)達國家與發(fā)達國家之間的差距是由經(jīng)濟結構轉(zhuǎn)變而緩慢造成的.國內(nèi)學者對此研究成果頗豐，楊霞（2013）[5]等對民族地區(qū)1978-2010年產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構動態(tài)演化過程進行分析，結果顯示民族地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構符合配第—克拉克產(chǎn)業(yè)演進規(guī)律，但對外生政策沖擊敏感度高；崔亮（2008）[6]等運用VEC模型對新疆1978-2005年三次產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構變化進行分析，發(fā)現(xiàn)二者具有長期均衡的關系.

鑒于目前對安徽省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構研究成果較少，且研究方法上多停留在結構偏離度、就業(yè)彈性等傳統(tǒng)分析方法上，本文基于SVAR模型對安徽省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構動態(tài)關系演變做出定量分析，以期為協(xié)調(diào)安徽省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構之間關系，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，提供科學的決策和依據(jù).

2 安徽省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調(diào)關系研究

2.1 指標選取與數(shù)據(jù)來源

考察安徽省產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構之間的動態(tài)效應，需要確定可供衡量的指標.本文采用各個產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例表示產(chǎn)業(yè)結構，用各個產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的比例表示就業(yè)結構.因此GDP1、GDP2、GDP3分別表示三次產(chǎn)業(yè)結構，PE1、PE2、PE3分別表示三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)結構.本文選擇安徽省1978-2015年相關經(jīng)濟數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)來源與《安徽五十年》統(tǒng)計資料匯編和安徽省統(tǒng)計局.為了盡可能的消除異方差，將變量對數(shù)化處理.

2.2 安徽省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構演變的一般特征

1978-2015年安徽省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的演進總體落后于我國整體產(chǎn)業(yè)和就業(yè)結構的演進（見圖2）.安徽省1978三次產(chǎn)業(yè)結構為 47.18:35.55:17.27，2015年調(diào)整到11.16:49.75:39.09；就業(yè)結構從 81.69:10.26:8.05調(diào)整為32.10:28.4:39.5.其中第一產(chǎn)業(yè)GDP占比與就業(yè)人數(shù)占比保持相對較快的下降趨勢，第一產(chǎn)業(yè)GDP比重由47.18%下降到11.16%，降幅達36.02個百分點，就業(yè)比重從81.69%下降為32.10%；第二產(chǎn)業(yè)GDP占比由35.55%上升到49.75%，就業(yè)占比從10.26%增長到28.40%；第三產(chǎn)業(yè)GDP占比由17.27%上升為39.09%，就業(yè)比重由8.05上升為39.05%.可以看出安徽省產(chǎn)業(yè)結構呈“二三一”分布，就業(yè)結構呈“三一二”分布，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值相比于其他兩產(chǎn)業(yè)仍具有顯著優(yōu)勢，說明安徽省以工業(yè)、制造業(yè)為主要優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展特征.相比于國家第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，安徽省突顯出一產(chǎn)產(chǎn)值與就業(yè)比例嚴重失調(diào)，三產(chǎn)發(fā)展緩慢，總體而言安徽省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構嚴重失衡，存在較大的改善空間.

圖1 安徽省產(chǎn)業(yè)、就與結構演變軌跡圖

2.3 安徽省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調(diào)性分析

1.序列平穩(wěn)性檢驗

為保證數(shù)據(jù)的有效性，采用ADF檢驗方法對序列進行平穩(wěn)性檢驗（見表1）.

2.協(xié)整檢驗與最優(yōu)滯后期選擇

由于存在部分指標是I(1)，為檢驗其是否存在長期均衡關系，采用EG兩步法進行檢驗.檢驗結果表明在5%的顯著性水平下，lnGDP2與lnPE2存在協(xié)整關系，lnGDP3與lnPE3存在協(xié)整關系.為了尋找最優(yōu)滯后期，我們以三類產(chǎn)業(yè)為樣本，分別建立VAR模型，通過最優(yōu)滯后結構檢驗得出一、二、三產(chǎn)業(yè)VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為p分別為3,1,1.

表1 ADF檢驗結果

3.格蘭杰因果檢驗

協(xié)整分析未能說明變量之間是否存在因果關系，因此需要采用Granger因果檢驗進一步驗證.由檢驗結果可知：（1）滯后階數(shù)為3時，LNPGDP1與LNPE1在顯著性水平為5%的水平上互為因果，說明二者之間存在相互作用機制且這種作用的發(fā)生具有滯后性.(2)“LNPE2不是LNPGDP2的Granger原因”在5%的置信水平內(nèi)被拒絕，而“LNPGDP2不是LNPE2的Granger原因”在5%的置信水平內(nèi)被接受.結合安徽省2015年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)：第二產(chǎn)業(yè)GDP占比49.75%，就業(yè)占比28.4%，表明第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展未能充分拉動就業(yè).（3）“LNPE3不是LNPGDP3的Granger原因”在5%的置信區(qū)間內(nèi)被拒絕，“LNPGDP3不是LNPE3的Granger原因”在5%的置信水平內(nèi)被接受.說明第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠吸納勞動力就業(yè)，促進就業(yè)結構調(diào)整.但第三產(chǎn)就業(yè)結構的調(diào)整卻未能促進產(chǎn)業(yè)結構升級，這可能是現(xiàn)有的勞動力素質(zhì)不能滿足第三產(chǎn)業(yè)對勞動者素質(zhì)的要求.

4.SVAR模型的構建

本文采用內(nèi)生變量k=2的AB-型SVAR模型，表達式如下：

式中變量和參數(shù)矩陣為

對于①式中的AB-型SVAR模型由于模型中有2個內(nèi)生變量，需一個條件才能使模型可識別，根據(jù)經(jīng)濟理論和實證研究發(fā)展中國家就業(yè)結構的調(diào)整一般滯后于產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整，施加短期約束條件，提出“產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整不會影響當期就業(yè)結構的調(diào)整”假設，即a12=0.因此可以使用FIML方法估計SVAR模型中其他未知參數(shù).

第一產(chǎn)業(yè)SVAR(3)模型估計結果為:a21=0.002465(p= 0.9611),b11=0.068430(p=0.000),b22=0.020485(p=0.000),a21的假設結果被拒絕，因此令a21=0，重新估計，最終表達式為：

第二產(chǎn)業(yè)SVAR(1)模型估計結果為:a21=-0.118205(p= 0.4933),b11=-0.048398(p=0.000),b22=0.050798(p=0.000),a21的假設結果被拒絕，因此令a21=0，重新估計，最終表達式為：

第三產(chǎn)業(yè)SVAR(1)模型估計結果為:a21=0.114136(p= 0.3099),b11=0.062182(p=0.000),b22=0.042513(p=0.000),a21的假設結果被拒絕，因此令a21=0，重新估計，最終表達式為：

5.脈沖響應函數(shù)分析

基于脈沖響應函數(shù)分析不同產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對自身和就業(yè)結構沖擊的軌跡（依據(jù)經(jīng)濟學理論我們可知產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整在一定程度上決定就業(yè)結構的調(diào)整，此處著重分析產(chǎn)業(yè)結構對新息沖擊的反應狀況），響應結果見圖2.

（1）第二產(chǎn)業(yè)LNPE2、LNPGDP2對LNPGDP2脈沖響應分析

由圖可知對第二產(chǎn)業(yè)GDP占比施加一個正的結構沖擊，在1-10期內(nèi)對自身有正向的影響，其中第1期影響最大，此后影響逐漸減弱.給第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構一個正向結構沖擊，從第1期開始對產(chǎn)業(yè)結構就呈現(xiàn)反向沖擊趨勢，說明安徽省產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整并未對就業(yè)結構產(chǎn)生有效的拉動作用，印證了Granger檢驗的結果.繼2010年安徽省皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)建立、2014年正式納入到長三角城市群到2016年成為國家系統(tǒng)推進全面創(chuàng)新改革試驗試點省，獲批建設合蕪蚌國家自主創(chuàng)新示范區(qū)，安徽省迎來重要戰(zhàn)略機遇期.近年來安徽省抓住機遇不斷深化產(chǎn)業(yè)內(nèi)部調(diào)整，加大科技和資本投入，大力發(fā)展工業(yè)化和信息化融合的產(chǎn)業(yè)，傳統(tǒng)以勞動密集型為主的產(chǎn)業(yè)逐漸被淘汰，因此第二產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整反而減少了勞動力需求.

（2）第三產(chǎn)業(yè)LNPE3、LNPGDP3對LNPGDP3脈沖響應分析

圖2 第二、三產(chǎn)業(yè)SVAR模型脈沖響應函數(shù)圖（部分）

第三產(chǎn)業(yè)SVAR模型中GDP占比對自身在1-36期內(nèi)均產(chǎn)生正的沖擊，并在第1期達到最大值6.2%，此后逐漸下降，但均穩(wěn)定在1%的水平左右.GDP占比對就業(yè)比例在1-36期內(nèi)均產(chǎn)生正向沖擊效果，其中在第8期達到最大值3.1%，9期后開始下降.說明安徽省短期的第三產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對自身產(chǎn)生的影響逐步增強，見效快.同時發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對結構調(diào)整的積極影響停留在前8期，這可能是由于第三產(chǎn)業(yè)對勞動素質(zhì)要求比較高.在一段時間高素質(zhì)人才流入后，會遇到勞動力供需不匹配的矛盾，從而阻礙第三產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對就業(yè)的拉動作用.

4 結論與建議

1978年以來安徽省產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構持續(xù)進行優(yōu)化調(diào)整，但仍存在就業(yè)結構調(diào)整滯后于產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整、勞動生產(chǎn)率低下等問題.此外，本文通過格蘭杰因果檢驗和SVAR脈沖響應函數(shù)的分析得出相關結論：（1）總體來看三次產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整會促進就業(yè)結構的調(diào)整，但沒有形成良好的互動關系，協(xié)調(diào)性較差；（2）第二產(chǎn)業(yè)對勞動力的吸納能力不強；（3）第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展?jié)摿^大，但隨其發(fā)展將會面臨高素質(zhì)勞動力供求失衡的瓶頸，據(jù)此提出以下建議.

農(nóng)業(yè)內(nèi)部進行更加深層次的調(diào)整，改變傳統(tǒng)以種植業(yè)為主生的產(chǎn)模式，大力發(fā)展“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”,提高勞動生產(chǎn)率，釋放農(nóng)村剩余勞動力；積極穩(wěn)妥地推進第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，深化產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結構調(diào)整，培育建設一批重大新興產(chǎn)業(yè)基地，同時適當擴大輕工業(yè)比重，發(fā)揮輕工業(yè)勞動密集型特點，吸納更多勞動力，緩解就業(yè)難題；大力推進高等教育建設，分類建設一批高等特色水平的高校，為安徽省加快產(chǎn)業(yè)結構升級儲備優(yōu)質(zhì)人才.

〔1〕周榮蓉.產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構互動關系的實證分析[J].統(tǒng)計與決策，2016（10）:135-138.

〔2〕汪軍.產(chǎn)業(yè)結構演進隊就業(yè)的影響分析[J].三峽大學學報，2017,39（1）：55-57.

〔3〕肖昕茹.我國產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調(diào)性的區(qū)域差異研究[J].西部論壇，2013,23（3）：84-85.

〔4〕李悅.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學[M].中國人民大學出版社，2005.82-85.

〔5〕楊霞，單德朋.轉(zhuǎn)型期中國民族地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構演化實證研究[J].經(jīng)濟問題探索，2013（2）:93-94.

〔6〕崔亮，艾冰.對產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構關系的探討[J].財經(jīng)問題研究，2008（6）:112-113.

F207；F062.9

A

1673-260X（2017）06-0063-03

2017-04-14

本文屬安徽省社會科學創(chuàng)新發(fā)展研究課題重大研究項目《安徽省推進供給側結構性改革研究》（2016ZD007）階段性研究成果