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作者简介：李小金（1989—），女，汉族，山西省忻州市代县人，区域经济学硕士，单位：华中师范大学经济与工商管理学院区域经济学专业，研究方向：区域经济学。
摘要：本文基于中部六省（2003-2011）的相关数据，实证研究了中部地区产业结构与就业结构的关系。结果显示中部地区的产业结构和就业结构正在不断优化，第三产业产值和就业人数有着显著的长期均衡关系，引起就业变动的格兰杰原因是产值变动。
关键词：中部地区；产业结构；就业结构；优化分析
一、导言
产业结构在一个国家中对经济水平有着重要作用，尤其是对就业结构有决定性作用。劳动力的投入与配置与产业结构直接联系，不同的产业结构在很大程度上决定劳动力的构成，劳动力在不同产业的分布比例取决于产业结构的变化。因此，产业结构对就业结构有重要的影响。而且就业结构的变动如果可以适应产业结构的变动相，那么就可以推动产业结构顺畅变动。因为单位劳动者所支配的劳动资料的数量根据不同的就业结构会不同，并会形成不同的产出效应。中国作为世界上最大的发展中国家，各地区产业结构的演变程度是衡量地区间经济发展水平的一个重要指标。
二、文献综述
配第－克拉克定理、库兹涅茨以及钱纳里和赛尔奎的研究理论及相关研究成果表明产业结构与就业结构的变动有很大的关联性。产业结构的变动并不是一个单一的过程，伴随着的就业结构的变化也在经济发展中起着至关重要的作用。主流的西方经济学理论都认为经济的增长会促进就业的增长。邬爱其(2003)等指出我国产业结构与就业结构存在的双重偏差制约了产业结构的优化和劳动力的协调发展。何德旭等(2005)经过研究指出目前中国的就业结构与产业结构转型不协调；陈桢(2007)认为导致结构失衡的相关因素有发展战略、经济政策、投资和消费的关系以及技术进步；夏杰长（2009）研究指出我国劳动力就业结构的产业演变呈现明显的阶段特征。张车伟、蔡昉（2002）指出随着经济的不断增长，就业弹性的变化与就业增长出现明显的不断降低的同步变化。
三、中部地区产业结构与就业结构的演变
中部地区第一产业所占比重下降较快，下降了4.6个百分点，但仍然高于10%。这是一方面是因为我国农业生产技术和效率的提高，另一方面是由于区域统一市场的逐步完善。中部地区第二产业的占比明显大于一、三产业，第二产业所占比重显著提高，2011年比2003年增加了6.9个百分点，达到53.8%。中部第二产业在减小产业结构偏离中取得较大的成就，由2003年的1.495减小到了2011年的0.855，是东部之后第二个结构偏离度低于1的地区，这是因为中部第二产业结构有所上升的同时对劳动力有更强的吸引。中部地区是各地区中第二产业平均增长率最快的地区，也是我国第二产业占比最大的地区。一方面中部崛起的政策支持促进了中部的发展，另一方面中部有比邻东部的地理优势，可以优先吸收、承接东部先进技术和产业转移，中部还有着科研教育中心、老工业基地、煤炭资源丰厚等区位优势，都是中部第二产业快速发展的支撑。第三产业在GDP中的比重变化不大, 平均在35%左右波動，甚至有下降的趋势，2011年比2003年下降了2.2%，产业结构升级速度缓慢。2003-2011年，中部产业结构呈现“二三一”型 。到2011年中部第一产业占比高于全国平均水平，这说明第一产业在中部的经济中仍占有较重要的地位，但第二产业的比重略低于全省水平，第三产业与全国平均水平还存在差距。中部地区进入工业发展的中期加速阶段。
从中部就业结构演进来看，第一产业就业比重总体呈下降趋势；第二产业吸收就业的能力在上升，2011年比2003年增加了10.2%，对于第一产业就业释放的吸收比例为66%，可见第二产业对劳动力的吸引力还很大；第三产业吸收就业的能力有所提高，2011年就业占比比2003年上升了5.1%，但吸收第一产业释放就业的能力只有33%,远小于第二产业的吸收力，这一方面是由于中部第二产业发展迅猛，另一方面是由于中部很多省份限制第三产业的市场准入，政府的垄断经营现象也制约了第三产业的快速发展。就业结构呈现“一三二”型。产业结构和就业结构的发展趋势有一定相似性。2003-2011 年，中部第二、三产业的产值和就业人数的相关系数分别是0.975319和0.987397，呈现较强的正相关关系，二者存在正向的相互促进作用；第一产业的产值和就业人数的相关系数是-0.9912，呈现负相关。
西部2003-2011年三次产业结构偏离度中
部第一产业-0698 -0669 -0681 -0698 -0693 -0682 -0692 -0693 -0696 第二产业1495 1442 1213 1180 1045 1016 0891 0909 0855第三产业0356 0239 0313 0264 0238 0163 0192 0104 0072 我国经济从2002年开始进入了一个以“重型化”为主要标志的高速增长时期，经历了2003年对经济过热的宏观调控后，中国经济增长的主要目标是平稳增长。新型工业化道路是发展重化工业的必然趋势，而且是重工业化绩效的衡量标准。所以根据霍夫曼系数对我国区际间的工业化水平进行比较分析是很必要的。随着我国的工业化进入集中工业化阶段，各地区都在加快重化工业的发展，一些轻型化工业城市，比如深圳，也提出了“适度重化工业”的发展战略。由霍夫曼重工业化定理知道，2011年中部霍夫曼系数为038，小于1，说明中部地区已经处在工业化第四阶段。2005-2011年中部霍夫曼系数存在先下降再上升的趋势，且小于全国水平。这主要是由于中部重工业发展过于迅猛，而2008年后受全球经济不景气影响发展放缓。中部农产品产值占据了重要地位，但占据轻工业比重较大的农产品加工业发展滞后，工业经济效益的规模水平偏低。
四、中部地区产业结构与就业结构的互动分析
（一）协同性分析
下面的分析用GDPi表示三产产值，Li表示三产就业人数（i=1、2、3），数据来自于《中国统计年鉴》。本文对变量取自然对数来平滑数据，这样可以避免数据的剧烈波动和消除数据序列的异方差的影响。我们一般用结构偏离度和协同系数分析来定量分析就业结构与产业结构变动的协同性，结构偏离度反映的是产业结构中某产业的产值比重与就业比重的变化是不是同步。结构偏离度的绝对值越大，表明产值比重与就业比重越是处在不协调状态；结构偏离度的绝对值越小，说明产业结构和就业结构发展越协调。就业结构总偏离系数衡量整体经济与就业偏离程度。
φi=GDPi/GDPLi/L－1η=∑φiS=∑GDPi*Li(∑GDP2*∑L2)1/2
其中φi和η 分别表示就业产业结构偏离度和总偏离系数。GDPi /GDP 是第i 产业产值占总产值的比重，Li /L 是第i 产业就业人员数占总就业人数的比重。协同系数反映的是产业结构和就业结构变动的协调性。系数越接近1，协同性越好。
从三次产业结构偏离度来看，2003-2011年中部第一产业结构偏离度的绝对值变化较小，偏离度小于零，但偏离程度一直维持较高水平，说明中部第一产业存在隐形失业，剩余劳动力没有向其他产业充分转移，这是因为中部第一产业劳动生产率较低、农村劳动力过剩。第二产业在减小产业结构偏离中取得较大的成就，由2003年的1495减小到了2011年的0855，是东部之后第二个结构偏离度低于1的地区，第二产业偏离度为正，说明劳动力迁入压力较高，但偏离度逐渐在下降，表明第二产业在逐步优化协调，劳动力迁入压力正在减小。这是因为中部第二产业结构有所上升的同时对劳动力有更强的吸引。第三产业偏离度最接近于0，尤其是2011年达到了0072，产业结构与就业结构较为协调。第三产业结构偏离度也有逐年减小的趋势，而且在三次产业中偏离度是最小的，说明第三产业的产业就业结构最协调，因为第三产业结构都优于就业结构，而且就业结构比产业结构的上升要快。
从2003到2011年，产业总偏离度系数总体呈现下降趋势，从2003年的1153下降到了2011年的0231，说明就业结构与产业结构正在不断优化协调。从2003到2011年，中部产业结构与就业结构协同系数在070－083范围内变化，高于全国水平，说明中部产业结构与就业结构变动存在较好的协同性。从2003到2011年间，产业总偏离系数与协同系数的相关系数是0922，在1%水平下显著，说明在描述中部产业结构与就业结构协同性方面两个变量的分析结果是一致的，但是描述二者协同性时产业总偏离度系数的变化更敏感。
(二) 协整检验
这里用ADF 单位根检验方法来检验变量的平稳性。检验结果显示:第一、二产业产值和其就业人数是非同阶平稳序列，两者之间存在长期稳定关系，不能进行协整检验；第三产业产值和就业人数是同阶平稳序列，所以下面会对这组变量进行协整关系分析。
本文采用EG检验来分析LnL3和LnGDP3这组变量的协整关系。结果显示，LnL3和LnGDP3之间存在长期稳定的均衡关系。在长期均衡方程中LnGDP3对LnL3的影响系数是0198374，说明第三产业对就业有拉动作用，但拉动作用还没有充分发挥。
回归方程：lnlab3=5650949+0198374lngdp3
t值：-3238867，顯示通过1%水平下的显著性检验
p值： 00557
(三)格兰杰因果关系检验
上述研究表明第三产业产值与第三产业就业人数之间具有长期的稳定关系，下面本文进一步采用格兰杰因果关系检验方法明确二者之间是否存在时间上的因果关系，主要检验滞后1年、2 年的平稳变量。结果显示:在95%显著性水平下，在滞后1期的情况下，第三产业产值与就业量存在单向因果关系，第三产业产值变动是其就业数量变动的格兰杰原因。在滞后2期的情况下，第三产业产值与就业数量存在双向因果关系，第三产业产值变动和就业数量变动互为格兰杰原因。
五、结论
从2003到2011年，中部产业结构升级速度缓慢，产业结构呈现“二三一”型 ，就业结构呈现“一三二”型，滞后于产业结构的调整。从库兹涅茨三次产业工业阶段划分法来看，我国的工业化水平已经进入后期阶段，但从三次产业劳动力就业结构看我国还处于工业化初期阶段，我国劳动力结构的转变严重滞后于三次产业结构的转变。中部地区已经进入工业发展的加速阶段，中部产业结构应该采取各省省会增长极发展模式，同时发展资源与加工业,政府应该制定优惠的产业政策, 引进东部的先进技术、管理理念和人才，重点发展核心城市，充分发挥第一产业优势，促进相对落后的第二产业的发展，充分发挥金融等新兴服务产业对经济的促进作用，增强第三产业吸引就业的能力。
参考文献：
［1］邬爱其,贾生华:我国产业就业结构的偏差及优化［J］经济纵横,2003(1)．
［2］陈桢.产业结构与就业结构关系失衡的实证分析［J］.山西财经大学学报,2007,29(10)．
［3］张车伟,蔡昉就业弹性的变化趋势研究［J］中国工业经济2002(2)
［4］夏杰长.我国劳动结业结构与产业结构的偏差［J］.中国工业经济，2000(1).
［5］何德旭,姚战琪.中国产业结构调整的效应,优化升级目标和政策措施［J］.中国工业经济,2008(5)．
摘要：本文基于中部六省（2003-2011）的相关数据，实证研究了中部地区产业结构与就业结构的关系。结果显示中部地区的产业结构和就业结构正在不断优化，第三产业产值和就业人数有着显著的长期均衡关系，引起就业变动的格兰杰原因是产值变动。
关键词：中部地区；产业结构；就业结构；优化分析
一、导言
产业结构在一个国家中对经济水平有着重要作用，尤其是对就业结构有决定性作用。劳动力的投入与配置与产业结构直接联系，不同的产业结构在很大程度上决定劳动力的构成，劳动力在不同产业的分布比例取决于产业结构的变化。因此，产业结构对就业结构有重要的影响。而且就业结构的变动如果可以适应产业结构的变动相，那么就可以推动产业结构顺畅变动。因为单位劳动者所支配的劳动资料的数量根据不同的就业结构会不同，并会形成不同的产出效应。中国作为世界上最大的发展中国家，各地区产业结构的演变程度是衡量地区间经济发展水平的一个重要指标。
二、文献综述
配第－克拉克定理、库兹涅茨以及钱纳里和赛尔奎的研究理论及相关研究成果表明产业结构与就业结构的变动有很大的关联性。产业结构的变动并不是一个单一的过程，伴随着的就业结构的变化也在经济发展中起着至关重要的作用。主流的西方经济学理论都认为经济的增长会促进就业的增长。邬爱其(2003)等指出我国产业结构与就业结构存在的双重偏差制约了产业结构的优化和劳动力的协调发展。何德旭等(2005)经过研究指出目前中国的就业结构与产业结构转型不协调；陈桢(2007)认为导致结构失衡的相关因素有发展战略、经济政策、投资和消费的关系以及技术进步；夏杰长（2009）研究指出我国劳动力就业结构的产业演变呈现明显的阶段特征。张车伟、蔡昉（2002）指出随着经济的不断增长，就业弹性的变化与就业增长出现明显的不断降低的同步变化。
三、中部地区产业结构与就业结构的演变
中部地区第一产业所占比重下降较快，下降了4.6个百分点，但仍然高于10%。这是一方面是因为我国农业生产技术和效率的提高，另一方面是由于区域统一市场的逐步完善。中部地区第二产业的占比明显大于一、三产业，第二产业所占比重显著提高，2011年比2003年增加了6.9个百分点，达到53.8%。中部第二产业在减小产业结构偏离中取得较大的成就，由2003年的1.495减小到了2011年的0.855，是东部之后第二个结构偏离度低于1的地区，这是因为中部第二产业结构有所上升的同时对劳动力有更强的吸引。中部地区是各地区中第二产业平均增长率最快的地区，也是我国第二产业占比最大的地区。一方面中部崛起的政策支持促进了中部的发展，另一方面中部有比邻东部的地理优势，可以优先吸收、承接东部先进技术和产业转移，中部还有着科研教育中心、老工业基地、煤炭资源丰厚等区位优势，都是中部第二产业快速发展的支撑。第三产业在GDP中的比重变化不大, 平均在35%左右波動，甚至有下降的趋势，2011年比2003年下降了2.2%，产业结构升级速度缓慢。2003-2011年，中部产业结构呈现“二三一”型 。到2011年中部第一产业占比高于全国平均水平，这说明第一产业在中部的经济中仍占有较重要的地位，但第二产业的比重略低于全省水平，第三产业与全国平均水平还存在差距。中部地区进入工业发展的中期加速阶段。
从中部就业结构演进来看，第一产业就业比重总体呈下降趋势；第二产业吸收就业的能力在上升，2011年比2003年增加了10.2%，对于第一产业就业释放的吸收比例为66%，可见第二产业对劳动力的吸引力还很大；第三产业吸收就业的能力有所提高，2011年就业占比比2003年上升了5.1%，但吸收第一产业释放就业的能力只有33%,远小于第二产业的吸收力，这一方面是由于中部第二产业发展迅猛，另一方面是由于中部很多省份限制第三产业的市场准入，政府的垄断经营现象也制约了第三产业的快速发展。就业结构呈现“一三二”型。产业结构和就业结构的发展趋势有一定相似性。2003-2011 年，中部第二、三产业的产值和就业人数的相关系数分别是0.975319和0.987397，呈现较强的正相关关系，二者存在正向的相互促进作用；第一产业的产值和就业人数的相关系数是-0.9912，呈现负相关。
西部2003-2011年三次产业结构偏离度中
部第一产业-0698 -0669 -0681 -0698 -0693 -0682 -0692 -0693 -0696 第二产业1495 1442 1213 1180 1045 1016 0891 0909 0855第三产业0356 0239 0313 0264 0238 0163 0192 0104 0072 我国经济从2002年开始进入了一个以“重型化”为主要标志的高速增长时期，经历了2003年对经济过热的宏观调控后，中国经济增长的主要目标是平稳增长。新型工业化道路是发展重化工业的必然趋势，而且是重工业化绩效的衡量标准。所以根据霍夫曼系数对我国区际间的工业化水平进行比较分析是很必要的。随着我国的工业化进入集中工业化阶段，各地区都在加快重化工业的发展，一些轻型化工业城市，比如深圳，也提出了“适度重化工业”的发展战略。由霍夫曼重工业化定理知道，2011年中部霍夫曼系数为038，小于1，说明中部地区已经处在工业化第四阶段。2005-2011年中部霍夫曼系数存在先下降再上升的趋势，且小于全国水平。这主要是由于中部重工业发展过于迅猛，而2008年后受全球经济不景气影响发展放缓。中部农产品产值占据了重要地位，但占据轻工业比重较大的农产品加工业发展滞后，工业经济效益的规模水平偏低。
四、中部地区产业结构与就业结构的互动分析
（一）协同性分析
下面的分析用GDPi表示三产产值，Li表示三产就业人数（i=1、2、3），数据来自于《中国统计年鉴》。本文对变量取自然对数来平滑数据，这样可以避免数据的剧烈波动和消除数据序列的异方差的影响。我们一般用结构偏离度和协同系数分析来定量分析就业结构与产业结构变动的协同性，结构偏离度反映的是产业结构中某产业的产值比重与就业比重的变化是不是同步。结构偏离度的绝对值越大，表明产值比重与就业比重越是处在不协调状态；结构偏离度的绝对值越小，说明产业结构和就业结构发展越协调。就业结构总偏离系数衡量整体经济与就业偏离程度。
φi=GDPi/GDPLi/L－1η=∑φiS=∑GDPi*Li(∑GDP2*∑L2)1/2
其中φi和η 分别表示就业产业结构偏离度和总偏离系数。GDPi /GDP 是第i 产业产值占总产值的比重，Li /L 是第i 产业就业人员数占总就业人数的比重。协同系数反映的是产业结构和就业结构变动的协调性。系数越接近1，协同性越好。
从三次产业结构偏离度来看，2003-2011年中部第一产业结构偏离度的绝对值变化较小，偏离度小于零，但偏离程度一直维持较高水平，说明中部第一产业存在隐形失业，剩余劳动力没有向其他产业充分转移，这是因为中部第一产业劳动生产率较低、农村劳动力过剩。第二产业在减小产业结构偏离中取得较大的成就，由2003年的1495减小到了2011年的0855，是东部之后第二个结构偏离度低于1的地区，第二产业偏离度为正，说明劳动力迁入压力较高，但偏离度逐渐在下降，表明第二产业在逐步优化协调，劳动力迁入压力正在减小。这是因为中部第二产业结构有所上升的同时对劳动力有更强的吸引。第三产业偏离度最接近于0，尤其是2011年达到了0072，产业结构与就业结构较为协调。第三产业结构偏离度也有逐年减小的趋势，而且在三次产业中偏离度是最小的，说明第三产业的产业就业结构最协调，因为第三产业结构都优于就业结构，而且就业结构比产业结构的上升要快。
从2003到2011年，产业总偏离度系数总体呈现下降趋势，从2003年的1153下降到了2011年的0231，说明就业结构与产业结构正在不断优化协调。从2003到2011年，中部产业结构与就业结构协同系数在070－083范围内变化，高于全国水平，说明中部产业结构与就业结构变动存在较好的协同性。从2003到2011年间，产业总偏离系数与协同系数的相关系数是0922，在1%水平下显著，说明在描述中部产业结构与就业结构协同性方面两个变量的分析结果是一致的，但是描述二者协同性时产业总偏离度系数的变化更敏感。
(二) 协整检验
这里用ADF 单位根检验方法来检验变量的平稳性。检验结果显示:第一、二产业产值和其就业人数是非同阶平稳序列，两者之间存在长期稳定关系，不能进行协整检验；第三产业产值和就业人数是同阶平稳序列，所以下面会对这组变量进行协整关系分析。
本文采用EG检验来分析LnL3和LnGDP3这组变量的协整关系。结果显示，LnL3和LnGDP3之间存在长期稳定的均衡关系。在长期均衡方程中LnGDP3对LnL3的影响系数是0198374，说明第三产业对就业有拉动作用，但拉动作用还没有充分发挥。
回归方程：lnlab3=5650949+0198374lngdp3
t值：-3238867，顯示通过1%水平下的显著性检验
p值： 00557
(三)格兰杰因果关系检验
上述研究表明第三产业产值与第三产业就业人数之间具有长期的稳定关系，下面本文进一步采用格兰杰因果关系检验方法明确二者之间是否存在时间上的因果关系，主要检验滞后1年、2 年的平稳变量。结果显示:在95%显著性水平下，在滞后1期的情况下，第三产业产值与就业量存在单向因果关系，第三产业产值变动是其就业数量变动的格兰杰原因。在滞后2期的情况下，第三产业产值与就业数量存在双向因果关系，第三产业产值变动和就业数量变动互为格兰杰原因。
五、结论
从2003到2011年，中部产业结构升级速度缓慢，产业结构呈现“二三一”型 ，就业结构呈现“一三二”型，滞后于产业结构的调整。从库兹涅茨三次产业工业阶段划分法来看，我国的工业化水平已经进入后期阶段，但从三次产业劳动力就业结构看我国还处于工业化初期阶段，我国劳动力结构的转变严重滞后于三次产业结构的转变。中部地区已经进入工业发展的加速阶段，中部产业结构应该采取各省省会增长极发展模式，同时发展资源与加工业,政府应该制定优惠的产业政策, 引进东部的先进技术、管理理念和人才，重点发展核心城市，充分发挥第一产业优势，促进相对落后的第二产业的发展，充分发挥金融等新兴服务产业对经济的促进作用，增强第三产业吸引就业的能力。
参考文献：
［1］邬爱其,贾生华:我国产业就业结构的偏差及优化［J］经济纵横,2003(1)．
［2］陈桢.产业结构与就业结构关系失衡的实证分析［J］.山西财经大学学报,2007,29(10)．
［3］张车伟,蔡昉就业弹性的变化趋势研究［J］中国工业经济2002(2)
［4］夏杰长.我国劳动结业结构与产业结构的偏差［J］.中国工业经济，2000(1).
［5］何德旭,姚战琪.中国产业结构调整的效应,优化升级目标和政策措施［J］.中国工业经济,2008(5)．