中國體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響失業(yè)率的機制分析與經(jīng)驗研究*

郭榮娟 蘇志偉

(1.商丘師范學(xué)院 體育學(xué)院，河南 商丘 476002；2.中國海洋大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山東 青島 266100)

中國體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響失業(yè)率的機制分析與經(jīng)驗研究*

郭榮娟1蘇志偉2

(1.商丘師范學(xué)院 體育學(xué)院，河南 商丘 476002；2.中國海洋大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山東 青島 266100)

本文首先從理論上刻畫了體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響就業(yè)的理論傳導(dǎo)機理，并進一步選取1980—2015年樣本內(nèi)數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與失業(yè)率的非線性門檻模型，聯(lián)合包含捕捉結(jié)構(gòu)突變與平滑漸變點的非線性方法對序列進行平穩(wěn)性檢驗，并利用完全修正最小二乘法和動態(tài)最小二乘法實證分析了體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對失業(yè)率的影響，結(jié)果表明，中國體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能夠顯著降低失業(yè)率，且我國體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對失業(yè)率的影響具有顯著的非線性及區(qū)制轉(zhuǎn)換特征，特別是依賴于經(jīng)濟發(fā)展的變動而產(chǎn)生非線性的影響，而且該區(qū)制轉(zhuǎn)換的位置處于實際GDP增長率為5.8%和11.7%。

體育產(chǎn)業(yè)；非線性；門檻協(xié)整；失業(yè)率

一、問題提出及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

2016年7月13日國家體育總局正式發(fā)布《體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展“十三五”規(guī)劃》，提出要在堅持改革引領(lǐng)、市場主導(dǎo)、創(chuàng)新驅(qū)動和協(xié)調(diào)發(fā)展的基本原則下，實現(xiàn)體育服務(wù)業(yè)增加值占比超過30%。但總體上看，目前我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平不高，結(jié)構(gòu)不盡合理，體育產(chǎn)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革亟待推進。今后我國體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展要以體育產(chǎn)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，以優(yōu)化體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為重點，擴大體育消費、拉動經(jīng)濟增長、轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，為經(jīng)濟發(fā)展提供有力支撐和持續(xù)動力。因此，今后體育產(chǎn)業(yè)要想得到長足的發(fā)展，必須進行體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級、完善產(chǎn)業(yè)布局。

體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是指體育產(chǎn)業(yè)在其經(jīng)濟活動中形成的技術(shù)經(jīng)濟聯(lián)系以及由此表現(xiàn)出來的比例關(guān)系，而體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指在原有體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上通過制度創(chuàng)新和技術(shù)創(chuàng)新，逐步提高體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的過程，是產(chǎn)業(yè)間的經(jīng)濟技術(shù)聯(lián)系包括數(shù)量比例關(guān)系走向合理化的過程，是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由低層次不斷向高層次演進的過程，是經(jīng)濟發(fā)展的必然趨勢。自改革開放以來，我國政府堅持以經(jīng)濟建設(shè)為中心，大力發(fā)展工業(yè)經(jīng)濟，推進生產(chǎn)技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)機構(gòu)的轉(zhuǎn)換升級。近年來，我國政府越來越重視產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，尤其是自2008年金融危機以來，以進出口加工貿(mào)易為代表的傳統(tǒng)低端制造業(yè)經(jīng)濟受到較大沖擊，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以提高經(jīng)濟穩(wěn)定性成為中央經(jīng)濟工作的重點。然而，我國特有的發(fā)展特征表現(xiàn)在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱、工業(yè)大而不強，加之人口眾多，這也就形成了當(dāng)前我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍然以勞動密集型為主。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級本身就是經(jīng)濟由低級形態(tài)向高級形態(tài)演進的過程。在這個過程中，考慮到我國存在著大量的以農(nóng)民和一般工人為主的體力勞動者，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對社會勞動力就業(yè)的影響就會變得十分復(fù)雜。一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中的技術(shù)進步會提高生產(chǎn)率，生產(chǎn)由勞動密集型向資本密集新演進，就會導(dǎo)致失業(yè)率水平上升，而且，我國存在相當(dāng)一部分勞動力，他們屬于知識水平較低的純體力勞動者，在技術(shù)進步中很難掌握新的技術(shù)，這就會造成他們的知識、經(jīng)驗、技術(shù)水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級優(yōu)化過程不相適應(yīng)，造成結(jié)構(gòu)性失業(yè)。另一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對資本品的需求增加，這需要更多的勞動力來進入到生產(chǎn)，而且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級導(dǎo)致社會分工更加細(xì)致、社會生產(chǎn)更加多樣化，這些都會創(chuàng)造更多的工作崗位，尤其是包括服務(wù)和流通兩大部門的興起，對吸收因技術(shù)進步被排斥的勞動力，具有正向的就業(yè)效應(yīng)。

受長期經(jīng)濟發(fā)展不平衡、人口結(jié)構(gòu)變化，以及轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式要求等多方面因素影響，就業(yè)結(jié)構(gòu)矛盾將成為就業(yè)領(lǐng)域的主要矛盾之一，主要體現(xiàn)在四個方面：一是隨經(jīng)濟升級轉(zhuǎn)型，傳統(tǒng)低端制造業(yè)對就業(yè)的貢獻(xiàn)會下降，新增就業(yè)將主要集中于生產(chǎn)、生活服務(wù)業(yè)；[1]二是受產(chǎn)業(yè)調(diào)整、生活成本上升等多種因素影響，過去對就業(yè)增長貢獻(xiàn)較大的長三角、珠三角及環(huán)渤海經(jīng)濟圈，勞動力需求總量會下降，新興經(jīng)濟區(qū)域以及相當(dāng)一部分中小城市對就業(yè)增長的貢獻(xiàn)率會不斷加大；[2]三是隨高等教育大眾化，新增勞動力供給中高端勞動力比重較大，低端勞動力明顯出現(xiàn)短缺；[3]四是勞動力年齡結(jié)構(gòu)加快老化，與產(chǎn)業(yè)和市場對勞動力的需求差距越來越大。[4]突出的結(jié)構(gòu)矛盾，意味著未來大量勞動力必須在職業(yè)、行業(yè)、區(qū)域之間進行調(diào)整，這對于勞動者自身職業(yè)選擇、職業(yè)能力，對于人口政策以及公共服務(wù)體系建設(shè)都會形成巨大挑戰(zhàn)，此外，隨著新技術(shù)的不斷被采用，高技能工人的需求不斷加大，進而導(dǎo)致勞動就業(yè)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)變動。因此，在當(dāng)前結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的背景之下，對勞動力市場就業(yè)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性進行分析，不僅能夠從宏觀上把握我國勞動力市場就業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展現(xiàn)狀與趨勢，還能從中觀層面認(rèn)識勞動力市場就業(yè)結(jié)構(gòu)的區(qū)域差異性，對于縮小社會貧富差距、實現(xiàn)社會的協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

從20世紀(jì)30年代經(jīng)濟危機以后，就業(yè)問題成為理論界研究的一個重大課題。西方經(jīng)濟學(xué)的主流觀點認(rèn)為宏觀經(jīng)濟增長和就業(yè)增長有正相關(guān)的關(guān)系。著名的奧肯定律指出GDP每增加2%，失業(yè)率大約下降一個百分點，然而有學(xué)者分析中國1993年至2006年GDP增長率和失業(yè)率變化發(fā)現(xiàn)用奧肯定律來分析我國的經(jīng)濟運行，效果并不理想。這里面潛在的一個重要原因是我國處在工業(yè)化階段，經(jīng)濟增長的一個重要來源是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換過程中的技術(shù)進步。而依據(jù)馬克思的觀點，這種技術(shù)進步往往在創(chuàng)造新的工作崗位的同時導(dǎo)致由于生產(chǎn)率上升而帶來的“機器排擠人”和結(jié)構(gòu)性失業(yè)。西方經(jīng)濟學(xué)界對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的就業(yè)效應(yīng)也一直存在爭議，可以歸納為三類：一是認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級使經(jīng)濟增長，創(chuàng)造了更多的就業(yè)機會。如：Pissarides在理性期望的前提下，建立了失業(yè)率變化模型，揭示了技術(shù)進步創(chuàng)造就業(yè)機制，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中技術(shù)進步能夠創(chuàng)造更多的就業(yè)機會提高就業(yè)水平。[5]姚戰(zhàn)琪和夏長杰用2000至2003年31個地區(qū)的截面數(shù)據(jù)的回歸分析，分析了諸多因素對就業(yè)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對就業(yè)有積極的影響。[6]段敏芳和徐鳳輝利用中國科學(xué)院國情研究小組建立的非線性函數(shù)關(guān)系研究經(jīng)濟增長與就業(yè)之間的關(guān)系，結(jié)果顯示我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理造成了我國低就業(yè)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尤其是發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)可以帶動更多的就業(yè)。[7]郭丹用偏差系數(shù)量化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與就業(yè)結(jié)構(gòu)的偏差情況，認(rèn)為我國農(nóng)村地區(qū)就業(yè)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)極不相符，提出推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整以促進就業(yè)。[8]二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中會導(dǎo)致結(jié)構(gòu)性失業(yè)，對就業(yè)增長具有負(fù)面影響。如：Kalz和Murphy指出技術(shù)進步使勞動市場需求從低技能勞動轉(zhuǎn)向高技能勞動力，低技能勞動力越來越難以找到工作，使失業(yè)率上升。[9]Clandio Michelacci和David Lopez-Salido運用結(jié)構(gòu)性向量自回歸模型(VAR)得出由于技術(shù)進步使原有技術(shù)過時而使技術(shù)落后部門的就業(yè)遭到破壞，此外技術(shù)過時還使技術(shù)較差的勞動力無法適應(yīng)新的生產(chǎn)技術(shù)造成失業(yè)。[10]喻桂華和張春煜從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)彈性和就業(yè)結(jié)構(gòu)方面分析了我國歷史數(shù)據(jù)和國外數(shù)據(jù)的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)我國的勞動就業(yè)結(jié)構(gòu)變化在一定程度上滯后于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，也就是說在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中會造成失業(yè)率的上升。[11]張浩然和衣保中利用我國206個城市2003-2008年的數(shù)據(jù)采用空間面板模型對我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與就業(yè)增長的關(guān)系進行了經(jīng)驗分析，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的快速調(diào)整，特別是增量結(jié)構(gòu)的快速調(diào)整對城市就業(yè)有顯著的促進作用，同時造成的結(jié)構(gòu)性失業(yè)對城市就業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響。[12]三是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對就業(yè)存在正負(fù)雙向的影響，對不同的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的影響也不同，其就業(yè)效應(yīng)也是不確定的。如：Simon Kuznets通過對國民收入與勞動力在三次產(chǎn)業(yè)中的分布與變動趨勢，提出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動必然帶來就業(yè)結(jié)構(gòu)的相應(yīng)調(diào)整，技術(shù)進步使工業(yè)部門勞動生產(chǎn)率提高，勞動力需求下降，而以商業(yè)、金融、技術(shù)服務(wù)為主的第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展勞動就業(yè)逐步以第三產(chǎn)業(yè)為主。[13]Chenery運用回歸分析的方法研究了全世界101個國家1950-1970年的發(fā)展趨勢，指出在發(fā)達(dá)國家農(nóng)業(yè)勞動力就業(yè)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值向工業(yè)轉(zhuǎn)換基本同步，而發(fā)展中國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換普遍先于就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換，這表明發(fā)展中國家在優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)時應(yīng)當(dāng)采取恰當(dāng)?shù)恼?，以免出現(xiàn)較高的失業(yè)率。[14]Ranadev和James分析了印度和臺灣地區(qū)兩個不同類型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，發(fā)現(xiàn)資本密集型的印度在工業(yè)化進程中失業(yè)率上升，經(jīng)濟發(fā)展受阻；而勞動密集型的臺灣地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級卻帶動了就業(yè)增加，使經(jīng)濟穩(wěn)定增長。[15]魏燕和龔新蜀利用我國2000-2009年31個省(市、區(qū))的省際面板數(shù)據(jù)，采用擴展型C-D函數(shù)對技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與就業(yè)之間的關(guān)系進行了面板單位根檢驗、協(xié)整檢驗和誤差修正模型分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是區(qū)域就業(yè)差異的長期原因，但是短期影響是不穩(wěn)定的。[16]

已有的研究成果體現(xiàn)了體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對就業(yè)影響的不確定性，尤其在我國當(dāng)前巨大規(guī)模的勞動力人口、相對較低的文化素質(zhì)、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)等基本國情下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對勞動力就業(yè)的影響更加復(fù)雜。顧建平認(rèn)為國民經(jīng)濟的發(fā)展要求產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的相互適應(yīng)。[17]當(dāng)前研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的就業(yè)效應(yīng)大多用協(xié)整分析的方法，然而我國正處于經(jīng)濟快速發(fā)展時期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)很可能發(fā)生顯著性的變化，協(xié)整分析往往不能檢驗出變量中的結(jié)構(gòu)突變因素，無法準(zhǔn)確刻畫中國當(dāng)前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的就業(yè)效應(yīng)，其所揭示的經(jīng)濟意義就會受到影響。鑒于已有的研究成果，本文試圖利用非線性門檻協(xié)整模型分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級與就業(yè)水平之間的動態(tài)關(guān)系，并聯(lián)合利用完全修正最小二乘法(FMOLS)和動態(tài)最小二乘法(DOLS)對門檻參數(shù)進行估計，由此解釋體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級與就業(yè)水平之間的長期非線性關(guān)系。

二、理論機理分析

根據(jù)Romer的中間產(chǎn)品模型，假定一個地區(qū)的經(jīng)濟總量生產(chǎn)函數(shù)采取如下形式：[18]

(1)

其中，GDP代表一個地區(qū)的生產(chǎn)總值，Q代表一個地區(qū)所能生產(chǎn)的中間產(chǎn)品數(shù)量，體現(xiàn)了一個地區(qū)的技術(shù)水平，A>0代表技術(shù)進步所產(chǎn)生的外部性，n代表地區(qū)生產(chǎn)最終產(chǎn)品投入的中間產(chǎn)品數(shù)量，δ表示技術(shù)彈性。假定人力資本是中間產(chǎn)品生產(chǎn)所需要的唯一要素，一個單位第i種中間產(chǎn)品需要投入(1+φi)個單位的人力資本，這樣生產(chǎn)第i種中間產(chǎn)品的成本函數(shù)為：

c(x(i))=w(1+φi)x(i)

(2)

其中，w為一個地區(qū)中人力資本的工資水平，而邊際成本為：

mc(i)=w(1+φi)

(3)

很明顯，隨著i的提高，中間產(chǎn)品廠商生產(chǎn)需要投入的人力資本越來越多，邊際成本逐步增加，意味著不同產(chǎn)業(yè)的技術(shù)難度存在一定的差距。其中，i越大，產(chǎn)業(yè)越先進，則產(chǎn)業(yè)技術(shù)難度越大，導(dǎo)致生產(chǎn)的邊際成本越高。人力資本的積累一方面需要人力資本本身的投入，另一方面需要物質(zhì)資本的投入，假定人力資本積累方程式如(4)式所示：

(4)

其中，ηh為積累人力資本所需的物質(zhì)資本投入，而hh則為積累人力資本所需要的人力資本投入，B為正參數(shù)，而人力資本的最優(yōu)決策意味著：

(5)

由人力資本積累的一階條件可以得到：

r/w=B1/δδ(1-δ)1/δ-1

(6)

其中，r為市場均衡利率，同時人力資本的增長率為：

(7)

其中，γ=hh/h，表示人力資本占人力資本積累的比例。

在衡量勞動力市場就業(yè)結(jié)構(gòu)時，學(xué)者們常使用第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)與第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)的比值作為衡量就業(yè)結(jié)構(gòu)的指針，[19-20]該方法比較簡便，數(shù)據(jù)也比較容易獲取，但是該計算方法只能從宏觀層面來解釋勞動力在產(chǎn)業(yè)間進行的轉(zhuǎn)移狀況，忽視了勞動力遷移的微觀機理，即勞動力自身素質(zhì)的變化。根據(jù)人力資本理論可知，勞動力自身的素質(zhì)對勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)的改變存在很大關(guān)系，因此利用第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)與第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)的比例來衡量勞動力市場就業(yè)結(jié)構(gòu)存在一定的誤差。此外，還有學(xué)者采用制造業(yè)或服務(wù)業(yè)中的高技能人員與低技能人員之比來衡量勞動力產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，[21-22]這些指標(biāo)在分析產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)變動時，考慮了勞動力自身素質(zhì)的變動，但是由于研究對象針對于單個產(chǎn)業(yè)，因此只能解釋單個產(chǎn)業(yè)勞動力市場就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，尚不能判斷我國總體產(chǎn)業(yè)的分布狀況。

綜上所述，本文在人力資本理論基礎(chǔ)上，假定在勞動力市場中存在兩種技能工種，分別是高技能勞動力(Lh)和低技能勞動力(Ll)，則總的勞動力L=Lh+Ll，因此本文定義勞動力市場結(jié)構(gòu)SR=Lh/Ll，其中，Lh表示高技能勞動力從業(yè)人數(shù)，體現(xiàn)了人力資本的投入，Ll表示低技能勞動力從業(yè)人數(shù)，L代表了人力資本的積累。SR表示全部從業(yè)人員中的高技能工人與低技能工人之比，并且本文在高技能工人(Lh)定義上借鑒劉朝明的思路，利用學(xué)歷水平在大專以上的從業(yè)人員進行刻畫。[23]該勞動力市場就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)一方面能表示產(chǎn)業(yè)的相對分布的變化趨勢，若SR越大，表明某一區(qū)域中產(chǎn)業(yè)發(fā)展有向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)化，反之，產(chǎn)業(yè)發(fā)展屬于較低技術(shù)態(tài)勢；另一方面能從勞動力自身素質(zhì)層面的發(fā)展趨勢來解釋勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，更能體現(xiàn)勞動力遷移的微觀原理。若SR越大，表明某一區(qū)域勞動力素質(zhì)整體處于較高水平，反之，勞動力素質(zhì)整體處于較低水平狀態(tài)。該指標(biāo)能夠從產(chǎn)業(yè)整體層面中的勞動力自身素質(zhì)變動特征來衡量就業(yè)結(jié)構(gòu)，能夠有效把握我國勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)的分布趨勢，具有較好的衡量價值。

根據(jù)“配第—克拉克定理”，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進和勞動力在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的轉(zhuǎn)移按照三次產(chǎn)業(yè)的順序依次轉(zhuǎn)移，先由第一產(chǎn)業(yè)向第二轉(zhuǎn)移，再由第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。在此基礎(chǔ)上庫茲涅茨指出當(dāng)技術(shù)進步使工業(yè)部門勞動生產(chǎn)率提高，排斥過多勞動力的進入，也就造成了結(jié)構(gòu)性失業(yè)，使大量的勞動力就業(yè)以向正在興起的第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為主。而就結(jié)構(gòu)性失業(yè)而言，我國自進入社會主義市場經(jīng)濟時代后，高速發(fā)展的第二產(chǎn)業(yè)所包含的能源、汽車、造船、電子工業(yè)等行業(yè)的技術(shù)快速發(fā)展，對勞動力的知識、技術(shù)等素質(zhì)要求較高，往往會導(dǎo)致結(jié)構(gòu)性失業(yè)。因此本文體育產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在GDP中所占的比重作為衡量體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型造成結(jié)構(gòu)性失業(yè)的因素，用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比率作為衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的指標(biāo)，量化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的趨勢，并研究該比例與失業(yè)率之間的長期非線性關(guān)系。

三、實證分析

針對非平穩(wěn)數(shù)據(jù)的特性可知，即使變量之間無任何有意義關(guān)系，但由于具有相同的時間趨勢，在回歸時也可能出現(xiàn)較高的相關(guān)性，即出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。因此，為了避免計量分析中出現(xiàn)“偽回歸”問題，本文首先對變量進行平穩(wěn)性檢驗，常用的平穩(wěn)性檢驗方法主要有ADF、PP和KPSS等，但不可否認(rèn)的是，如果變量受到突發(fā)事件(非預(yù)期政策沖擊等)的影響，很有可能會導(dǎo)致變量產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性突變點(Structural Breaks)，從而導(dǎo)致傳統(tǒng)方法的檢驗“勢”大大降低。在針對時間序列數(shù)據(jù)存在結(jié)構(gòu)突變的情況進行處理時，傳統(tǒng)方法一般會通過使用虛擬變量對突變點進行刻畫，但使用虛擬變量意味著時間序列數(shù)據(jù)出現(xiàn)了較為劇烈和快速的結(jié)構(gòu)突變(sharp breaks)。但Enders和Lee發(fā)現(xiàn)時間序列數(shù)據(jù)還存在平滑漸變(smooth shifts)的特性。[24]鑒于此，為了提高檢驗結(jié)果的可信度，本文借鑒Bahmani-Oskoee等及司登奎等所采用的能同時捕捉結(jié)構(gòu)突變(sharp breaks)和平滑漸變(smooth shifts)的單位根方法。[25-26]具體而言，假設(shè)DGP如下：

(8)

其中，α、T分別表示截距項和時間趨勢項，m表示結(jié)構(gòu)突變點個數(shù)，n代表傅立葉函數(shù)的頻率，k表示平滑漸變點的個數(shù)，γ=[γ1,γ2]′是用來測量波動的振幅和位移的分量。當(dāng)γ1=γ2=0時，表明變量具有標(biāo)準(zhǔn)的線性變化特征，否則傅立葉函數(shù)將會有不同的頻率分量對非線性特征進行刻畫，由此所隱含的統(tǒng)計檢驗意義為原假設(shè)γ1=γ2=0一旦被拒絕，則可判定該時間序列具有非線性的特征。DU與DT是用來捕捉結(jié)構(gòu)突變點，且其形式可表示為：

(9)

(10)

在對式(10)進行估計時，本文首先確定結(jié)構(gòu)突變點個數(shù)(m)以及平滑漸變點個數(shù)(k)，其中平滑漸變點個數(shù)(k)的選取是依據(jù)Bai和Perron估計結(jié)果所對應(yīng)的殘差平方和最小，[28]并以此確定結(jié)構(gòu)突變點個數(shù)的位置。進一步地，本文借鑒Becker等利用F統(tǒng)計值來檢驗變量是否具有非線性形式，[29]其中F統(tǒng)計量的表達(dá)式為：

(11)

其中，SSRur與SSRr分別表示式(11)中無約束(含有結(jié)構(gòu)突變點)及受約束(不含有結(jié)構(gòu)突變點)回歸所得到的殘差平方和。但是由于冗余參數(shù)(nuisanceparameter)的存在，該統(tǒng)計量并不具有標(biāo)準(zhǔn)的分布形式，因此本文采用蒙特卡羅(MonteCarlo)模擬的形式來獲得相應(yīng)的臨界值。其中，檢驗結(jié)果見表1。

表1 含結(jié)構(gòu)突變與平滑漸變點的平穩(wěn)性檢驗

注：***、**、*分別表示1%、5%與10%的顯著性水平；臨界值(CV)采用蒙特卡羅模擬10000次獲得。

從表1中含結(jié)構(gòu)突變與平滑漸變點的非線性平穩(wěn)性檢驗結(jié)果可以看出，由于F統(tǒng)計量均在特定的顯著性水平上拒絕了“序列為線性”的原假設(shè)，表明本文所選擇的變量均呈現(xiàn)非線性的動態(tài)變化特征，這也為本文后續(xù)所要使用非線性計量經(jīng)濟模型提供了良好的佐證。從結(jié)構(gòu)突變點的檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，失業(yè)率與體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均含有三個結(jié)構(gòu)突變點，實際GDP增長率含有一個結(jié)構(gòu)突變點。而從平滑漸變點的結(jié)果來看，失業(yè)率與實際GDP增長率均含有兩個平滑漸變點，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)則含有一個平滑漸變點。同時，從Bartlett 統(tǒng)計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)除失業(yè)率無法在既定的顯著性水平下拒絕“序列為平穩(wěn)”的原假設(shè)之外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及實際GDP增長率均在既定的顯著性水平下拒絕了“序列為平穩(wěn)”的原假設(shè)，這意味著失業(yè)率為非線性平穩(wěn)序列，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及實際GDP增長率表現(xiàn)為非線性隨機游走態(tài)勢。

接下來，我們進一步考察變量之間的如果變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系，則意味著會存在對應(yīng)的誤差項評估變量差分的過程，具體模型如下：

(12)

(13)

其中，Zt-1=yt-1-α-βxt-1為誤差修正項，λ為修正速度，m、n為滯后期，μ1、μ2為截距項，又模型可以看出x、y變動除了受自身前期影響之外，也具有協(xié)整關(guān)系。值得注意的是，假如變量之間存在非線性的門檻協(xié)整關(guān)系，則可將模型設(shè)定如下：

(14)

其中，Δxt表示一階差分項，ωt-1表示前一期誤差修正項，Ai表示調(diào)整系數(shù)矩陣，γ表示門檻值，β表示協(xié)整向量，xt-1(β)=[1,ωt-1(β),Δxt-1,…,Δxt-1]′。進一步將上式進行改寫，具體如下所示：

(15)

在對參數(shù)進行估計時，根據(jù)Hansen和Seo采用極大似然法對參數(shù)進行估計，[30]假設(shè)隨機擾動項浮動獨立同分布的高斯分布，此時高斯似然函數(shù)為：

(16)

(17)

考慮到經(jīng)濟增長對就業(yè)具有顯著的正向影響，因此本文將GDP增長率作為影響失業(yè)率的因素納入非線性門檻協(xié)整模型之中，則失業(yè)率的理論函數(shù)模型為：

los=f(RGDP;IS)

(18)

其中，los代表失業(yè)率，RGDP代表實際GDP，IS采用體育制造業(yè)與體育休閑業(yè)的比例，用來衡量體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。為了消除總量變化的趨勢性因素和減少量化研究中的異方差對結(jié)果的影響，將以上變量均做去對數(shù)處理，該處理并不影響最終的門檻協(xié)整結(jié)果。

LNlost=a′xt+b′xtI(LNRGDP>D)+mt=Xa+Xlb+U

(19)

本文將簡化后模型中的X定義為X=(LNRGDP，LNIS)，據(jù)前文中第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r，即第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動趨勢，本文暫將經(jīng)濟的發(fā)展劃分為兩個階段，即取一個門檻值，因此擴展的模型形式如下：

LNlost=Xa+X11b1+U

(20)

為了檢驗產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級對失業(yè)率是否存在非線性門檻協(xié)整效應(yīng)，本文根據(jù)不同的經(jīng)濟發(fā)展階段進行非線性轉(zhuǎn)換的方法，其極限分布約束LM非線性約束統(tǒng)計量如下所示：

(21)

表2 模型設(shè)定檢驗結(jié)果

從表2的模型設(shè)定檢驗結(jié)果可以看出，在以上兩種線性的原假設(shè)下，對應(yīng)的LM統(tǒng)計量分別為50.67和33.45，其相應(yīng)的伴隨概率p值分別為0.033和0.012，均在5%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，表明我國體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級與失業(yè)率存在非線性動態(tài)關(guān)系，即存在門檻協(xié)整關(guān)系，并且在不同時期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與失業(yè)率、經(jīng)濟增長率之間的關(guān)系具有顯著的差異性。此外，從模型的檢驗結(jié)果中可以看出，并通過檢驗，該門檻模型的門檻個數(shù)為2，分別為0.058和0.084，意味著實際GDP增長率為5.8%和8.4%時發(fā)生機制轉(zhuǎn)移，再次體現(xiàn)了中國體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對失業(yè)率的影響具有顯著的非線性及區(qū)制轉(zhuǎn)換特征。

將所得門檻(見表2)代入到模型(19)中。本文選取1980-2015年的樣本數(shù)據(jù)，樣本相對較少，為消除不同變量之間存在的內(nèi)生性問題，避免殘差變化而引起結(jié)論的錯誤和扭曲，本文利用完全修正的最小二乘法(FMOLS)在小樣本下估計結(jié)果的精準(zhǔn)性，利用FMOLS對模型參數(shù)進行估計，并對估計后的殘差項進行檢。在這里，檢驗殘差項需要滿足兩個條件：一是殘差項序列必須是平穩(wěn)的，二殘差項的平方和最小。估計結(jié)果見表3。

表3 參數(shù)估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

四、結(jié)論及啟示

本文在人力資本理論的基礎(chǔ)上刻畫了體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響中國失業(yè)率的微觀傳導(dǎo)機理，并利用有別于傳統(tǒng)線性平穩(wěn)性的檢驗方法，采用能夠捕捉結(jié)構(gòu)突變和平滑漸變傅立葉函數(shù)對1980—2015年期間體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與中國失業(yè)率的穩(wěn)定性進行檢驗。由于非線性傅立葉函數(shù)具有能夠檢驗帶有各種未知平滑結(jié)構(gòu)突變點非線性平穩(wěn)的功能，因此在檢驗含有結(jié)構(gòu)突變的非線性序列比傳統(tǒng)線性的檢驗方法具有更高的檢驗“勢”。同時利用非線性門檻協(xié)整模型實證分析了中國體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對失業(yè)率影響的非線性門檻效應(yīng)，本文結(jié)論可概述為以下幾點：

第一，中國體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展對失業(yè)率的影響具有長期效應(yīng)，且該效應(yīng)依賴于經(jīng)濟的發(fā)展，當(dāng)經(jīng)濟處于不同的發(fā)展階段時，體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、經(jīng)濟發(fā)展對失業(yè)率的影響作用不同；當(dāng)經(jīng)濟處于同一發(fā)展階段時，體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對失業(yè)率的影響也不同。

第二，中國體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對失業(yè)率的影響具有顯著的非線性門檻效應(yīng)，且該門檻的非線性機制轉(zhuǎn)換發(fā)生在實際GDP增長率為5.8%和8.4%處，且在高區(qū)制下(門檻參數(shù)大于8.4%時)，體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對于降低失業(yè)率的影響幅度最大，其次是低區(qū)制下(門檻參數(shù)小于5.8%)，而當(dāng)GDP介于5.8%和8.4%之間時，體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對失業(yè)率的降低程度最小。這意味著，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展處于高增長階段時，體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級會帶動較高的就業(yè)效應(yīng)，即能夠在最大程度上降低失業(yè)率。而當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展處于低增長階段時，體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級所帶來的就業(yè)效應(yīng)次之。

總之，體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟發(fā)展能夠有效降低失業(yè)率，因此在中國當(dāng)前轉(zhuǎn)型發(fā)展的背景下，中國體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)應(yīng)采取合適的策略轉(zhuǎn)型升級。還需注意的是，人力資本政策作為一種致力于解決勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)性失業(yè)的經(jīng)濟政策，也理應(yīng)成為我國解決失業(yè)問題的現(xiàn)實政策工具之一。因此，當(dāng)前從人力資本的角度進一步深人研究勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)問題及其解決方法在理論層面上和實踐層面上都有著重要的意義。在加大教育投資的同時，重點是以擴大與就業(yè)結(jié)構(gòu)相適應(yīng)的教育投資，建立有利于就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的體制機制，使新進入勞動力市場的大學(xué)生等群體盡快成長為中等收入群體。

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責(zé)任編輯：王明舜

The Microscopic Mechanism and Empirical Analysis of Chinese Sports Industry Structure Upgrade affect Unemployment

Guo Rongjuan1Su Chiwei2

(1. Sport institute, Shangqiu Normal School, Shangqiu 476002, China； 2. College of Economics, Ocean University of China, Qingdao 266100, China)

This paper describes the transmission mechanism of sports industry structure upgrade to employment from the theoretical perspective, and further selects the sample data for the period 1980 to 2015 to investigate the relationship empirically with nonlinear threshold model, our results show that China's sports industry structure upgrade can significantly reduce the unemployment rate, and the impact of China's sports industry structure upgrade on the unemployment rate has significant non-linear and regional transformation characteristics, in particular, depends on changes in economic development and non-linear impact, and the regional conversion rate is in real GDP growth rate of 5.8% and 11.7%.

sports industry; non-linear; threshold cointegration; unemployment rate

2017-04-10

郭榮娟(1979- )，女，河南新鄉(xiāng)人，商丘師范學(xué)院體育學(xué)院講師，體育學(xué)博士，主要從事體育產(chǎn)業(yè)、體育人文社會學(xué)研究。

F121.3;F249.2

A

1672-335X(2017)04-0051-07