施 剛

文獻研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整影響地區(qū)勞動參與率的研究比較少，因此本文就南通產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對勞動參與率的影響進行實證分析，希望能對促進地區(qū)就業(yè)產(chǎn)生一定作用。

一、指標的選取與設定

本文研究產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對勞動參與率的影響，對這兩個變動量的考慮如下：

首先，采用產(chǎn)業(yè)結構合理化與產(chǎn)業(yè)結構高級化計量產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整。

（一）產(chǎn)業(yè)結構合理化考慮采用產(chǎn)業(yè)結構偏離度衡量

結構偏離度是指一二三產(chǎn)業(yè)比重與各產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重之比與1的差值，公式為：

公式中P為產(chǎn)業(yè)結構偏離度，Li是各產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比例；GDPi是一二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重。

（二）產(chǎn)業(yè)結構高度化考慮采用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)在地區(qū)GDP產(chǎn)出中的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結構高度化

按照三次產(chǎn)業(yè)劃分，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)即為第二、三產(chǎn)業(yè)占全部產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重，記為TS，公式如下：

其中，GDP2表示該年第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，GDP3表示該年第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，理論上，TS值越大，說明產(chǎn)業(yè)向著工業(yè)與服務產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化，產(chǎn)業(yè)結構高級化。

（三）產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整考慮采用產(chǎn)業(yè)結構合理化與產(chǎn)業(yè)結構高級化來衡量產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的效果

公式中，如果TS越小，產(chǎn)業(yè)結構偏離度P大，則AD值越小，說明產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整不好，反之，AD越大，結構調(diào)整的效果好。

（四）勞動力參與率考慮統(tǒng)計資料的可獲得性與地區(qū)經(jīng)濟的實際情況，本文把勞動力參與率定義為地區(qū)年末從業(yè)人員數(shù)與年末適齡勞動人口之比

南通統(tǒng)計年鑒對適齡勞動人口的統(tǒng)計口徑為15歲到65歲以下人口，公式如下：

L為勞動力參與率，JOB為從業(yè)人員數(shù)，POW代表適齡勞動人口。

二、統(tǒng)計數(shù)據(jù)的搜集與整理

（一）搜集整理數(shù)據(jù)資料如表1-3所示。

表1 南通2010年-2016年人口就業(yè)

表2 南通2010年-2016年結構合理化（結構偏離度）

利用SPSS軟件對勞動參與率（L）、結構偏離度（P）、產(chǎn)業(yè)結構高度化（TS）和產(chǎn)業(yè)機構調(diào)整（AD）進行描述性統(tǒng)計，結果如表4。表4中可見南通勞動參與率處于較高水平，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占比平均93.5514，結構高度化好，產(chǎn)業(yè)結構偏離度平均值為1.2171，表明產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構存在一定偏差；產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的平均值為76.8814，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整存在較大的提升空間。

表3 南通2010年-2016年產(chǎn)業(yè)結構高度化與結構調(diào)整

表4 描述性統(tǒng)計

（二）數(shù)據(jù)處理

為保證變量有效性，避免序列存在異方差，一般要對原數(shù)據(jù)進行預處理，通常是變量取對數(shù)，得到ln(L)、ln(P)、ln(TS)、ln(AD)，再對取對數(shù)后變量用SPSS進行相關性分析，得到結果如下：

表5 相關性系數(shù)

表中可見，勞動力參與率與產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整正相關，與產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高度化分別為負相關和正相關；同時，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與產(chǎn)業(yè)結構合理化是負相關，與產(chǎn)業(yè)結構高度化正相關，相關性較高。另外，結構調(diào)整是由結構合理化與結構高度化計算得到的，因此考慮以ln(AD)作為ln(L)的解釋變量，構建模型：ln(L)=f[ln(L)]，采用EViews5.進行回歸分析：

1、平穩(wěn)性檢驗：對變量序列進行ADF檢驗，如表6所示：

表6 ADF檢驗

上表中原始序列不平穩(wěn)，一階差分序列平穩(wěn)，可以進行協(xié)整檢驗。

2、回歸分析以及協(xié)整檢驗：以Eviews5.0進行最小二乘法回歸分析，結果如下：

回歸方程的R2=0.8630，擬合度較好，另外，對回歸方程的殘差序列進行ADF單位根檢驗，進行變量協(xié)整檢驗，上表可見殘差序列沒有單位根，平穩(wěn)序列，通過了協(xié)整檢驗。同時，回歸方程表明產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整每變動1%，能帶來勞動就業(yè)增長0.9812%，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與地區(qū)勞動就業(yè)為正相關，但前者對后者的促進作用有限，對勞動就業(yè)的貢獻率不高。

三、研究結論

本文發(fā)現(xiàn)，近幾年南通產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整力度較大，取得了卓越的成就，但產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整，沒有帶來勞動就業(yè)的大幅度提高，產(chǎn)業(yè)調(diào)整對本地區(qū)勞動就業(yè)的促進作用有限。從統(tǒng)計年鑒資料看，本地區(qū)的勞動參與率比較高，達到了89.43%，這里有統(tǒng)計口徑的影響，也和本地區(qū)的工資水平、社會福利水平有關，存在相當統(tǒng)計口徑之外的失崗失業(yè)。為了進一步促進南通地區(qū)的勞動就業(yè)，建議政府采用一定的措施：如加強職業(yè)教育，充分發(fā)揮南通教育之鄉(xiāng)的優(yōu)勢，對適齡勞動力進行契合地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整趨勢的職業(yè)教育，實施終身教育，不斷更新勞動者的技能，減少結構性失業(yè)；通過學歷教育與職業(yè)教育，延緩勞動者進入就業(yè)市場的時間，減少就業(yè)壓力；完善地區(qū)社會保障體系，安排財政適當向社保傾斜，擴大社會福利保障范圍，減少老年人口的勞動參與率，增加新增勞動力與隱性失業(yè)人口的消化能等。