產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的就業(yè)效應(yīng)分析

周學(xué)良

摘 ?要：研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與失業(yè)率的關(guān)系作為判斷產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級就業(yè)效應(yīng)的重要指標，具有現(xiàn)實意義。本文通過構(gòu)建全國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與失業(yè)率的非線性閾值模型進行研究，研究結(jié)果表明：我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級呈非線性動態(tài)變化，并且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中對就業(yè)產(chǎn)生了較大影響，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨于成熟時，就業(yè)效應(yīng)反而不顯著。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;非線性;閾值協(xié)整;FMOLS

中圖分類號：F830 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1674-2265（2015）02-0021-06

一、引言

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)一般被定義為各產(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。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指在原有產(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。一個國家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否合理，決定了國家經(jīng)濟發(fā)展的速度、效益和可持續(xù)性。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)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)換升級。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)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)定成為中央經(jīng)濟工作的重點。然而，由于我國仍處于社會主義初級階段，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱，工業(yè)大而不強，加之人口眾多，導(dǎo)致當前我國的產(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型演進，就會導(dǎo)致失業(yè)率水平上升，而且，我國存在相當一部分勞動力，他們是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進入生產(chǎn)中，而且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級導(dǎo)致社會分工更加細致，社會生產(chǎn)更加多樣化，這都會創(chuàng)造更多的工作崗位，尤其是服務(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)。

我國是一個人口大國，勞動力資源極其豐富，但是規(guī)模巨大的勞動力面對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級帶來的就業(yè)壓力會造成經(jīng)濟不穩(wěn)定。我國在大力推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的進程中，應(yīng)當著力解決好就業(yè)問題，因此明確產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的就業(yè)效應(yīng)對于我國推進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、促進經(jīng)濟增長和就業(yè)穩(wěn)定、實現(xiàn)與就業(yè)結(jié)構(gòu)相適應(yīng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有重要意義。

二、文獻綜述

從20世紀30年代經(jīng)濟危機以后，就業(yè)問題成為理論研究的一個重大課題。西方經(jīng)濟學(xué)的主流觀點認為，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1個百分點，然而有學(xué)者通過分析我國1993—2006年GDP增長率和失業(yè)率變化，發(fā)現(xiàn)用奧肯定律來解釋我國的經(jīng)濟運行，效果并不理想。潛在的一個重要原因是我國處于工業(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：皮薩里德斯（Pissarides，1990）在理性預(yù)期的前提下，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)的機制，認為產(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。姚戰(zhàn)琪、夏長杰（2005）用2000—2003年31個省的截面數(shù)據(jù)進行回歸分析，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。段敏芳、徐鳳輝（2011）利用中國科學(xué)院國情研究小組建立的非線性函數(shù)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的低就業(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)。郭丹（2010）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)。二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級會導(dǎo)致結(jié)構(gòu)性失業(yè)，對就業(yè)增長具有負面影響。如：卡爾茲和墨菲（Kalz和Murphy，1992）指出技術(shù)進步使勞動市場需求從低技能勞動力轉(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。米凱拉奇（Claudio Michelacci，2004）和薩利多（David Lopez-Salido，2004）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，從而使技術(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)。喻桂華、張春煜（2004）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，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中會造成失業(yè)率的上升。張浩然、衣保中（2011）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)生負面影響。三是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對就業(yè)存在正負雙向的影響，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：庫茲涅茨（Simon Kuznets，1966）通過對國民收入與勞動力在三大產(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)展使勞動就業(yè)逐步以第三產(chǎn)業(yè)為主。切納里（Chenery，1975）運用回歸分析的方法研究了101個國家1950—1970年的發(fā)展趨勢并指出，在發(fā)達國家農(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)當采取恰當?shù)恼撸悦獬霈F(xiàn)較高的失業(yè)率。班納吉（Ranadev Banerji，1980）分析印度和臺灣地區(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)，使經(jīng)濟穩(wěn)定增長。魏燕、龔新蜀（2012）利用我國2000—2009年31個?。ㄊ?、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。

已有的研究成果體現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對就業(yè)影響的不確定性，尤其在我國當前規(guī)模巨大的勞動力人口、相對較低的文化素質(zhì)以及城鄉(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（2001）認為國民經(jīng)濟的發(fā)展要求產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)相互適應(yīng)。當前研究產(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，無法準確刻畫我國當前產(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閾值協(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，利用完全修正最小二乘法（FMOLS）對閾值參數(shù)進行估計，由此解釋產(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。

三、現(xiàn)狀描述、變量選取

從西方發(fā)達國家以及當前的新興市場國家的實踐來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進規(guī)律主要體現(xiàn)在三大產(chǎn)業(yè)之間的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)以及勞動生產(chǎn)率的轉(zhuǎn)變與演進。進入新世紀以來，尤其在2008年金融危機以后，我國進入了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟快速發(fā)展的關(guān)鍵時期。2012年12月，黨的十八大報告指出，推進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整是加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的主攻方向，必須以改善需求結(jié)構(gòu)、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展、推進城鎮(zhèn)化為重點，著力解決制約經(jīng)濟健康持續(xù)發(fā)展的結(jié)構(gòu)性問題。優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對于引導(dǎo)勞動力的合理流動、推進城鎮(zhèn)化建設(shè)和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展意義重大。

從全國三大產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值變化來看，自1978年改革開放到1992年三大產(chǎn)業(yè)的發(fā)展較為緩慢，第一、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全國GDP的比例較大，如圖1所示。

1992年開始，在市場經(jīng)濟體制下，第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，而第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展緩慢，2013年第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和占全國GDP的比重為90%，其中第三產(chǎn)業(yè)占46.1%，這也是我國第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值首次超過第二產(chǎn)業(yè)，體現(xiàn)了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變升級的發(fā)展趨勢。

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)移按照三大產(chǎn)業(yè)的順序依次進行，先由第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)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，也造成了結(jié)構(gòu)性失業(yè)，使大量的勞動力就業(yè)向正在興起的第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。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)。因此本文選取第二產(chǎn)業(yè)在GDP中所占的比重作為衡量產(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，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。圖2顯示了第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比率的變動趨勢圖，可以看出該比率的增長率相對穩(wěn)定，也就是說我國正處于穩(wěn)步推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的時期，第三產(chǎn)業(yè)GDP與第二產(chǎn)業(yè)GDP的比率整體保持增長趨勢。

四、方法介紹、模型設(shè)定及實證分析

（一）方法介紹與模型設(shè)定

在當前分析宏觀經(jīng)濟長期趨勢最常用的方法無疑是協(xié)整分析，協(xié)整分析克服了經(jīng)典回歸模型分析非平穩(wěn)序列導(dǎo)致虛假回歸的弱點，描述了非平穩(wěn)變量之間的長期均衡關(guān)系。自恩格爾和格蘭杰（Engle和Granger，1987）提出協(xié)整理論及其方法以來，協(xié)整關(guān)系被看作是回歸關(guān)系，然而當面臨結(jié)構(gòu)性變化的時候，巴爾克和福姆比（Balk和Fomby，1997）將含有閾值變量的示性函數(shù)引入到標準協(xié)整分析框架，提出一種新的方法——閾值協(xié)整。從現(xiàn)有的文獻看，閾值協(xié)整并沒有統(tǒng)一標準的定義，歐陽志剛（2009）在巴爾克和福姆比的定義的基礎(chǔ)上，將閾值協(xié)整定義為在線性框架內(nèi)，使用TR（STR）模型將線性動態(tài)調(diào)節(jié)改進為閾值非線性動態(tài)調(diào)節(jié)，從而將長期均衡的調(diào)節(jié)從對稱擴展到非對稱。

考慮到經(jīng)濟增長對就業(yè)的正向效應(yīng)，本文將GDP增長率作為影響失業(yè)率的因素納入閾值協(xié)整模型之中，則失業(yè)率的理論函數(shù)模型為：

los=f（RGDP;IS） ? ? （1）

其中，los代表失業(yè)率，RGDP代表實際GDP，IS是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比率，代表產(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，將以上變量均取對數(shù)處理，該處理并不影響最終的閾值協(xié)整結(jié)果。

為了精確描述產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對失業(yè)率的影響在經(jīng)濟發(fā)展不同階段存在不同的效應(yīng)，在此引入示性函數(shù)I（LNIS（λ）），IS代表第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比率，其中λ為閾值變量。當滿足示性函數(shù)時，該函數(shù)值為1;當不滿足該示性函數(shù)時，該函數(shù)值為0。將式（1）中的各變量做對數(shù)化處理，可得模型形式如下：

[LNlost=α0+α1LNISt+α2LNRGDPt+β0+β1LNISt+β2LNRGDPt×ILNIS>λ+μt]（2）

當（2）式中的I（LNIS>[λ]）=1時，表明在實際GDP增長率不同的發(fā)展階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級對失業(yè)率的影響存在機制轉(zhuǎn)移，即存在閾值效應(yīng)。此時可將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級分為兩個不同的時期。當LNIS>[λ]時，示性函數(shù)I=1，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的就業(yè)效應(yīng)將由[α+β]刻畫：若[α1+β1]>0，則產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的就業(yè)效應(yīng)為負，即降低了失業(yè)率;若[α1+β1≤0]，則產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的就業(yè)效應(yīng)為正，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級增加了失業(yè)率。當LNIS[≤λ]時，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的就業(yè)效應(yīng)由[α]來體現(xiàn)：若[α1]>0，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的就業(yè)效應(yīng)為負;若[α1≤0]時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的就業(yè)效應(yīng)為正。

（二）實證分析

為了避免在時間序列中因為具有相同的時間趨勢引起的虛假回歸，本文需要先對各個變量進行平穩(wěn)性檢驗。然而，如ADF、PP、KPSS等傳統(tǒng)線性檢驗存在一定的缺陷，即變量序列中的部分值都是平穩(wěn)的，而序列中存在的結(jié)構(gòu)突變點，往往影響整個序列的檢驗結(jié)果。徐勝、司登奎（2013）提出采用ADF檢驗、PP檢驗、KPSS檢驗和ZA檢驗進行聯(lián)合檢驗，以避免單一方法檢驗對檢驗結(jié)果造成誤判，提高檢驗的準確性。其中ADF檢驗、PP檢驗和KPSS檢驗是針對變量之間存在的“勢”的檢驗，而ZA檢驗是針對變量中存在的結(jié)構(gòu)突變因素的檢驗，采用上述4種方法對各變量進行平穩(wěn)性檢驗（結(jié)果略）。從單位根檢驗的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：失業(yè)率、實際GDP增長率和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比率是非平穩(wěn)的，但是經(jīng)過一階差分后，所有變量都變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即以上變量皆為一階單整。此外，ADF、PP、KPSS和ZA檢驗的檢驗結(jié)果一致，表明檢驗結(jié)果具有一定的可靠性和準確性。

設(shè)定模型（2）的目的是為了檢驗產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在經(jīng)濟發(fā)展的不同階段的就業(yè)效應(yīng)是否具有明顯的差異，因此要確定閾值區(qū)間的個數(shù)及其相對應(yīng)的閾值?。在模型（2）中，原假設(shè)H0：[β]=0，表示模型（2）不存在閾值協(xié)整效應(yīng);如果[β≠]0，就拒絕原假設(shè)，模型（2）中存在閾值協(xié)整效應(yīng)。為了方便表述，將模型（2）簡化為以下形式：

[LNlost=α′xt+β′xtI（LNIS>?）+μt=Xα+Xλβ+U]（3）

本文將簡化后模型中的X定義為X=（LNRGDP，LNIS），根據(jù)前文中第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展狀況，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1個門限值，因此擴展的模型形式如下：

[LNlost=Xα+Xλ1β1+U] ?（4）

為了檢驗產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變升級對失業(yè)率是否存在非線性閾值協(xié)整效應(yīng)，本文借鑒徐勝、司登奎（2013）所提出的針對不同的經(jīng)濟發(fā)展階段進行非線性轉(zhuǎn)換的方法，根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展周期不同而導(dǎo)致模型顯著的非線性轉(zhuǎn)換，其極限分布約束LM非線性約束統(tǒng)計量為[LM（?）=1S2U′[I-X（X′X）-1X′]X?[I-X（X′X）-1X′U]]，在該式中，[?]為模型（2）的估計值，S[2]為模型（2）在原假設(shè)條件下樣本估計殘差的方差，以此可以檢驗所設(shè)定的模型中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對失業(yè)率的影響是否有閾值效應(yīng)，并確定該模型中閾值的個數(shù)。對模型的擴展形式（4）進行檢驗（檢驗結(jié)果略）。

從模型設(shè)定檢驗結(jié)果可以看出，在以上兩種線性原假設(shè)下，對應(yīng)統(tǒng)計量檢驗的p值分別為0.033和0.047，均在5%的置信水平上拒絕了原假設(shè)，表明我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與失業(yè)率存在非線性動態(tài)關(guān)系，即存在閾值協(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。該閾值模型的閾值個數(shù)為2，分別為-0.40和-0.12，意味著第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比率在0.67和 0.89時發(fā)生機制轉(zhuǎn)移。

（三）參數(shù)估計及分析

將所得閾值（見表1）代入到模型（4）中。本文選取1980—2013年的樣本數(shù)據(jù)，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驗。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，二是殘差項的平方和最小。估計結(jié)果如下：

表1：利用FMOLS回歸估計參數(shù)結(jié)果：

[閾值[?]＼&IS<0.67＼&0.670.89＼&常數(shù)C

IS

LNRGDP＼&7.342

-5.646

-14.450＼&-4.466

9.081

4.580＼&不顯著

不顯著

不顯著＼&]

因此，在不同的經(jīng)濟增長階段下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與失業(yè)率之間的長期閾值協(xié)整模型為：

LNlos=[7.342-5.646LNIS-14.450LNRGDP-4.466+9.081LNIS+4.580LNRGDP不存在顯著的關(guān)系] ?[（IS<0.67）（0.670.89）]

從該閾值模型中可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的就業(yè)效應(yīng)在第三與第二產(chǎn)業(yè)比率為0.67和0.89處發(fā)生轉(zhuǎn)換，對此進行劃分，結(jié)果如表2所示：

表2：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級分界及時間歸屬

[產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級分界點＼&時間區(qū)間＼&第三、二產(chǎn)業(yè)比率較低：IS<0.67

第三、二產(chǎn)業(yè)比率中等：0.67

第三、二產(chǎn)業(yè)比率較高：IS>0.89＼&1980-1985

1986-2000，2004-2008

2001-2003，2009-2013＼&]

從閾值協(xié)整模型估計結(jié)果來看，以第三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對我國就業(yè)產(chǎn)生了較大影響，然而隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的成熟，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對就業(yè)的影響變得并不顯著。在第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比率較低時產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有正向的就業(yè)效應(yīng);在第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比率中等時具有負向的就業(yè)效應(yīng);在第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比率較高時產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的就業(yè)效應(yīng)不明顯。

五、結(jié)論

本文針對我國1980—2003年的失業(yè)率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的非線性特點進行閾值協(xié)整分析，揭示了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型不同階段與失業(yè)率長期的非線性關(guān)系，概括如下：

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型初期（1980—1985年） 也正處于改革開放初期，第三產(chǎn)業(yè)的興起創(chuàng)造了大量的就業(yè)崗位，因此這段期間失業(yè)率急劇下降，從1980年的4.9%下降到1985年的1.8%。隨著科學(xué)發(fā)展和技術(shù)進步，人們對服務(wù)業(yè)的要求越來越嚴苛，尤其是在2004年以后，雖然產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于快速發(fā)展時期，但是金融業(yè)、生物產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)以及其他高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對基數(shù)龐大但知識水平相對較低的普通勞動力需求并不高，這也造成了技術(shù)性的結(jié)構(gòu)性失業(yè)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對就業(yè)產(chǎn)生了負面影響。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨于成熟后，其就業(yè)效應(yīng)反而不顯著，原因是社會整體的結(jié)構(gòu)性失業(yè)正處于調(diào)整時期，一方面勞動力的知識水平和技能正在快速提升以適應(yīng)新的工作崗位的需求;另一方面是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級速度放緩，創(chuàng)造就業(yè)崗位的能力也逐漸減小。

參考文獻：

[1]Pissarides C.A.，1990.Equilibrium Unemployment Theory，London： Basil Blackwell，146.

[2]Kalz，Lawrence F and Kevin M Murphy.1992.Changes in Relative Wages，1963-1987.Supply and Demand Factors[J].Quarterly Journal of Economics.

[3]Clandio Micheiacci and David Lopez-Salido，2004.Technology Shocks and Job Flows，CEMFL working Paper，5.

[4]Simon Kuznets，1966，Modern Economic Growth：Rate，Structure and Spread [M].New Haven： Yale University Press.

[5]Hollis Burnley Chenery，Moises Syrquin，1975，Patterns of development，1950-1970[M].London： Oxford University Press.

[6]Ranadev Banerji，James Riedel.1980.Industrial employment expansion under alternative trade strategies： Case of India and Taiwan：1950-1970[J].Development Economics，Volume 7， Issue 4.

[7]Engle R.F and Granger C.W.J，1987，Co-integration and Error Correction：Representation，Estimation and Testing [J].Vol.55，No.2.

[8]Nathan S.Balk and Thomas B.Fomby，1997，Threshold co-integration[J].Internation economic reviews，Vol.38，No.3.

[9]姚戰(zhàn)琪，夏長杰.資本深化、技術(shù)進步對中國就業(yè)效應(yīng)的經(jīng)驗分析[J].世界經(jīng)濟，2005，（1）.

[10]段敏芳，徐鳳輝.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對就業(yè)的影響分析[J].經(jīng)濟縱橫，2011，（14）.

[11]郭丹.基于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的我國農(nóng)村勞動力就業(yè)分析[J].中國軟科學(xué)，2010，（1）.

[12]喻桂華，張春煜.中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)問題[J].當代經(jīng)濟科學(xué)，2004，（5）.

[13]張浩然，衣保中. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的就業(yè)效應(yīng)：來自中國城市面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2011，（3）.

[14]魏燕，龔新蜀.技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與區(qū)域就業(yè)差異[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2012，（4）.

[15]顧建平，劉保金.中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長[J].中國軟科學(xué)，2001，（12）.

[16]邵仲文，高鋒.西部欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中金融支持的路徑重構(gòu)——以四川省雅安市為例[J].西南金融，2013，（1）.

[17]歐陽志剛. 非線性誤差校正模型中的閾值協(xié)整檢驗——基于閾值協(xié)整向量未知的擴展[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009，（1）.

[18]徐盛，司登奎. 投資者情緒對金融脫媒的閾值協(xié)整效應(yīng)研究——基于中國不同經(jīng)濟周期的數(shù)據(jù)驗證[J].審計與經(jīng)濟研究，2013，（5）.

Analyze the Effect of Upgrading Industrial Structure

Zhou Xueliang

（Ocean University of China，Qingdao ? Shandong ? 266100）

Abstract：The relationship between unemployment and upgrading of industrial structure can be used as an important index of industrial structure upgrade employment effect. This paper constructs a nonlinear threshold model between national unemployment rate and upgrading of industrial structure. Results show that Chinas industrial structure upgrading has nonlinear dynamic change，and it exhibits an obvious effect on employment，while when industrial structure towards maturity，employment effect is insignificant.

Key Words：upgrading industrial structure，nonlinear mechanism，threshold cointegration，F(xiàn)MOLS