产业结构升级影响就业的门限效应

董芳+周江涛

[摘要] 为准确把握产业结构升级对就业的影响，及时调整就业政策，基于黄河三角洲高效生态经济区的滨州市和东营市1995—2012年有关数据，运用协整回归和门限回归方法对该区域进行实证分析表明，滨州市的产业结构转换系数与第三产业从业人员人数之间不仅存在长期均衡关系，而且存在门限效应，即滨州市的产业结构调整系数变动较小（门限值小于-081）时，产业结构升级对就业影响并不明显；当该系数变动较大（门限值大于-081）时，产业结构升级对就业具有显著影响。而东营市的第三产业产值比重与第三产业就业比重存在长期均衡关系，不存在门限效应。因此，就业政策应根据区域内不同地区产业结构升级所处的区间以及调整的幅度差异等分别进行相应调整。

[关键词] 黄河三角洲；产业结构；就业；协整回归；门限效应

[中图分类号]F127[文献标识码]A[文章编号] 1673-5595（2014）04-0031-07

党的十八届三中全会指出，要建立经济发展和扩大就业的联动机制，健全政府促进就业的责任制度。当前，中国正面临转变经济发展方式、调整优化产业结构的关键时期，关注产业结构升级对就业的影响，并及时调整就业政策，是当前区域经济社会发展应该研究的重大课题。因此，本文以黄河三角洲高效生态经济区为例，探讨产业结构升级对就业的影响，以便有关部门及时采取应对措施，这对黄河三角洲高效生态经济区的经济社会发展具有重要的理论意义和现实意义。

一、文献述评

在中国转方式、调结构的“十二五”攻坚期，产业结构升级与稳定扩大就业成为学术界日渐关注的重要研究方向。通过查新检索，有关产业结构升级对劳动力就业影响的国内外研究可归纳为以下两个方面：

（一）有关产业结构与就业结构关系的研究

喻桂华、穆怀中和边文霞等分别对中国以及中国东北地区和北京市的产业结构与就业结构的关系进行了实证研究，并对区域产业结构调整指明了方向。[13]2011年，Enda Hanno等以爱尔兰某制药部门为例，研究了积极的产业政策对扩大就业的作用。[4]这个时期的研究方法主要集中在产业偏离度、就业弹性、简单相关和回归分析以及线性协整分析等方面，研究结论也相对趋同，即产业结构与就业结构存在一定偏离，劳动力就业结构不足以支撑产业结构的优化升级，应该注重两者的协同优化。

（二）以研究产业结构与就业结构的关系为基础，侧重于对劳动力就业政策的研究

2009年，蔡昉从产业结构演进规律中探讨了产业结构调整与扩大就业的一致性，认为中国具备在产业结构调整中扩大就业的条件。[5]2009年，朱轶等运用DEA方法，分析技术进步对产业结构的影响及其就业效应，认为中国产业结构的巨大变化引起的结构性失业会对就业带来负面影响。[6]2014年，莫荣等在对中国2013年的就业形势进行分析的基础上，归纳了目前中国新一轮产业升级的特点及其对就业的影响，并为未来的就业政策调整指出了方向。[7]2012年，夏海清在研究产业结构与就业结构关系的基础上，侧重于从经济增长角度同时研究中国的产业政策和就业政策。[8]2012年Song Shunfeng等则从土地制度角度，重点研究了产业结构升级对中国中年农民工就业的影响。[9]

自从黄河三角洲高效生态经济区的开发上升为国家级战略以来，围绕该区域所做的产业结构优化升级的研究也相继展开。2012年张志元等认为黄河三角洲高效生态经济区应该从财政、贸易和就业等方面注重区域经济的统筹合作发展。[10]

由此可见，有关新一轮产业结构升级对就业的影响的研究越来越具体，越来越注重理论与实践的结合。但其中侧重于扩大就业政策的宏观方向性的研究较多，而微观方面的指导性研究相对比较欠缺。

本文不同于既有研究之处在于采用线性协整和门限协整回归估计的方法，对产业结构升级对就业的影响进行了双重检验，打破了时间序列偏离长期均衡的趋回调节是连续性的这一假定，更加真实地反映了产业结构升级影响就业的动态效应，以期为有关部门调整就业政策提供微观、量化且有针对性的参考依据。

二、黄河三角洲高效生态经济区产业结构与劳动力就业结构演进趋势

掌握区域产业结构与劳动力就业结构的演进趋势，可以为实证分析产业结构优化升级对就业的影响提供现实依据。

（一）黄河三角洲高效生态经济区产业结构演进趋势

在黄河三角洲高效生态经济区的整个版图中，滨州市是该区域内面积最大、人口密集的行政区，是黄河三角洲高效生态经济区开发建设的主战场之一；而东营市是中国特大型企业胜利油田的所在地，其产业基础雄厚，发展势头迅猛，是黄河三角洲高效生态经济区开发建设的中心城市和主战场之一。两市合计占黄河三角洲高效生态经济区总面积的661%，总人口的571%。因此，以滨州市和东营市两个地级市的数据为例，对黄河三角洲高效生态经济区产业结构优化升级对劳动力就业的影响进行实证研究，并提出相关对策建议，具有较强的区域代表性和说服力。

如图1所示，滨州市的三次产业结构比重由1995年的381∶40∶219转变为2012年的95∶526∶379，而东营市的三次产业结构比重由1995年的123∶777∶10转变为2012年的35∶708∶257。尽管两市的产业基础和发展水平等不同，但是1995—2012年，黄河三角洲高效生态经济区的产业结构都表现出大致相同的变动趋势：三次产业产值比重排序由原来的“二、一、三”转变为“二、三、一”的格局，第二、三产业所占比重越来越大，第一产业所占比重越来越小，第三产业发展基础偏弱但增速明显，产业结构正在优化升级。

（一）实证模型及变量数据说明

1.实证模型

如果时间序列在偏离长期均衡时的趋回调节是连续的，则主要采用经济学家Engles和Granger于1987年提出的协整（cointegration）理论，即如果经济变量本身是非平稳序列，但是它们的线性组合却可能是平稳的。此时，经济变量之间可以构造协整方程，并可解释为经济变量之间存在长期稳定的均衡关系，用于检验两变量之间协整关系的方法简称为EG检验。[11]若两个变量的单整阶相同，才可能存在协整关系，用OLS法估计长期均衡方程（即协整回归方程）yt=a1xt+a0+et，然后用ADF检验残差序列是否平稳。[12]在确立了经济变量间存在协整关系的前提下，便可以通过线性误差修正模型来进一步表述经济变量偏离长期均衡的短期变动规律。

如果现实中的时间序列在偏离长期均衡时的趋回调节是非连续的，则应采用门限协整（threshold cointegration）理论。1996年Balke和Fomby对协整理论进行完善，提出了解决现实经济变量的非连续调节的门限协整理论。[13]该理论能够对均衡关系非线性和非对称的趋回调节进行准确描述，并使用门限自回归（TAR）模型精确刻画时间序列对长期均衡的非连续趋回调节。2002年Hansen和Seo在Balke和Fomby基础上提出了一种以误差修正项作为门限变量的两阶段门限协整模型，采用LM检验方法进行检验，如果存在门限协整效应，则应构造门限协整误差修正模型以得到偏离均衡趋回调节的非线性调整机制。[14]

欲研究黄河三角洲高效生态经济区产业结构升级对就业的影响，首先要对所设计的计量模型中包含的时间序列逐一进行平稳性检验，如果两个变量的单整阶相同，才可能存在协整关系。然后，需要检验变量之间的协整关系，先后建立协整回归方程和误差修正模型。最后，运用Hansen和Seo的LM检验方法检验门限效应是否存在，以期获得更加逼真的非线性趋向均衡的短期调整速度。

2.变量选取

本文基于滨州市1995—2012年国内生产总值、三次产业产值（按当年价格计算）和三次产业就业人数的数据，用产业结构转换系数说明产业结构变动情况，其中产业结构转换系数公式为IND=（第二产业产值+第三产业产值）/国内生产总值，用ZRS、NY、GY与SC分别表示滨州市全社会总就业人数、第一产业从业人数、第二产业从业人数和第三产业从业人数，以说明滨州市的劳动力就业结构变动情况。从东营市统计年鉴中提取1995—2012年产业结构转换系数（Y，计算方式同上）与历年的全社会总就业人数（X），分别用三次产业产值比重YB1、YB2、YB3来说明东营市的产业结构的变动情况，分别用三次产业就业比重XB1、XB2、XB3来说明其就业结构变动情况。

（二）时间序列的平稳性检验

根据协整理论，运用EViews60软件，对考察年份黄河三角洲高效生态经济区产业结构与劳动力就业结构相关时间序列的单位根检验结果见表1。

检验结果表明，NY、GY数列是平稳数列（1%显著性水平），DSC～I（1），DIND～I（1），DZRS～I（1），即黄河三角洲高效生态经济区中滨州市的产业结构转换系数（IND）与第三产业从业人数（SC）是（1，1）阶单整，而且与地区从业人员总数间也是（1，1）阶单整，可能存在协整关系。而东营市的产业结构转换系数（Y）、地区从业人员总数（X）、产业结构转换系数的一阶差分（DY）等序列均为非平稳数列，故不能采取与滨州市相同的建模思路，而是分别检验了东营市三次产业产值比重（YB1、YB2、YB3）和三次产业就业比重（XB1、XB2、XB3）以及相应的一阶差分DYB1、DYB2、DYB3、DXB1、DXB2、DXB3等时间序列变量的平稳性。由检验可知，只有三个数列为平稳数列，其余均不平稳，其中在5%显著性水平下（DXB1）是平稳数列，在1%的显著性水平下（DYB3）、（DXB3）是平稳数列，并且满足DYB3～I（1），DXB3～I（1），即东营市的第三产业产值比重与第三产业就业比重是一阶单整的，具有相同的阶数，是稳定数列，可能存在协整关系。

（三）协整关系分析

1.平稳性检验

运用时间序列的平稳性ADF检验，发现滨州市产业结构转换系数与第三产业从业人员人数两个变量之间可能存在协整关系，东营市的第三产业产值比重与第三产业就业比重之间也可能存在协整关系。

2.协整关系分析

运用最小二乘法，分别建立滨州市和东营市两对变量之间的协整回归方程。

滨州市的第三产业从业人员人数为被解释变量，协整回归方程为：

其中方程（1）中的R2=0888674，残差序列在5%的显著性水平下是平稳的，可以认为滨州市第三产业从业人员人数与产业结构转换系数之间存在协整关系，存在长期均衡关系。即当滨州市产业结构调整1个百分点时，可增加第三产业就业人数约89人。

同理，以XB3为被解释变量，运用最小二乘法（OLS）对东营市第三产业产值比重与第三产业就业比重的协整关系进行分析，协整方程为：

其中方程（2）的R2=0871982，残差序列在1%的显著性水平下是平稳的，即东营市第三产业产值比重（YB3）与其就业比重（XB3）协整关系成立，且存在长期稳定的均衡关系。在东营市的产业结构升级中，第三产业产值比重每提高1个百分点，就业比重可相应提高1254025个百分点。

（四）线性误差修正模型

1.滨州市的线性误差修正模型

滨州市的第三产业从业人数与产业结构调整系数存在协整关系，据此建立误差修正模型：

ΔSC=1375995+3327055ΔIND-0104846εt-1 （3）

由方程（3）可见，考察年份1995—2012年滨州市的产业结构转换系数IND与第三产业从业人员数SC之间具有长期均衡关系，长期弹性为8897469，短期弹性为3327055。εt-1，即误差修正系数为-0104846，表明IND短期波动的调整力度为-0104846。

2.东营市的线性误差修正模型

（五）门限协整误差修正模型

上述协整方程（1）假定时间序列在偏离长期均衡时的趋回调节是连续的，由于某些原因会使得两者偏离这种均衡关系，并可能呈现出非连续性特征，忽略系统调整的非连续性。因此，需要利用Hansen和Seo的门限协整理论，对滨州市产业结构与劳动力就业结构和东营市第三产业产值比重与第三产业就业比重间的关系重新进行检验。

1.滨州市的门限协整误差修正模型

2.东营市的门限协整误差修正模型

同理，通过运用Hansen和Seo的两阶段门限协整LM检验方法进行检验发现，东营市的第三产业产值比重与第三产业就业比重之间不存在门限协整效应，LM检验量为4357642，概率值为023。因此，线性误差修正模型准确刻画了东营市第三产业产值比重与第三产业就业比重之间偏离长期均衡的趋回调节机制。

四、结论与建议

（一）结论

目前，有关产业结构升级对就业的影响的最新研究集中在以产业结构和就业结构为基础，侧重于分析就业趋势，但其中宏观定性方向性的研究较多，微观量化指导性的研究较少。本文立足于黄河三角洲高效生态经济区，在对区域产业结构与劳动力就业结构演进趋势进行分析的基础上，依次构建了产业结构与就业的线性协整模型、线性误差修正模型和门限协整误差修正模型，对该区域的产业结构升级对就业的影响程度进行了双重检验，得出了产业结构升级影响就业的门限效应，从而验证了在中国产业结构升级中，能够同时实现扩大就业的结论。

本研究得出的具体结论是：滨州市的产业结构转换系数与第三产业从业人员人数之间不仅存在长期均衡关系，而且存在门限效应，即滨州市的产业结构调整系数变动较小时（门限值小于-081），产业结构升级对就业的影响不明显；而当该系数变动较大时（门限值大于-081），产业结构升级则对就业的影响显著。而东营市的第三产业产值比重与第三产业就业比重之间存在长期均衡关系，不存在门限效应。总之，黄河三角洲高效生态经济区在产业结构优化升级过程中，在短期内可能会对就业有负面影响，但是从长期来看，确实会对就业产生积极影响。因此，产业结构升级对就业的影响会因区域的不同而有所差异。

这一结论为中国实施扩大就业政策提供了具体思路。为促进扩大就业，在产业结构升级变动幅度不大、对就业影响不够明显时，相关部门应该坚持并且积极主动地实施扩大就业政策，就业政策应根据区域产业结构升级所处的区间以及调整的幅度差异而进行相应的调整。

（二）建议

为减少产业升级对就业造成的负面影响，避免当前转方式、调结构过程中出现结构性失业，实现在产业结构优化升级中扩大就业，笔者提出如下几点建议：

1.推动区域产业结构优化升级应当充分考虑产业结构的变化幅度对就业的影响程度

产业结构升级与促进就业要同时兼顾。劳动密集型行业（如纺织、化工等传统制造业）和现代服务业（如金融、教育培训等）都会有利于扩大就业，是产业结构优化升级中优先发展的行业。因此，针对不同行业的产业结构升级会对劳动力就业产生或正或负的影响，就需要确定相应行业的产业结构升级顺序。黄河三角洲高效生态经济区内的主导产业以纺织、化工和石油装备等为主，都是传统的劳动密集型制造业。因此，这类劳动密集型行业的产业结构升级应该在原有基础上增粗拉长产业链，提高产品附加值，有关部门的扩大就业政策应当围绕对劳动密集型行业的升级换代和现代服务业所需的劳动力培训、人才引进等方面而制定。

2.努力创造条件，积极构建产业结构升级与扩大就业联动机制

要积极构建产业结构升级与扩大就业的联动机制，需要从以下两方面着手开展工作：一方面，实时监测产业结构的变化，以便为有关部门有计划地调整产业结构升级方向和步伐等提供参考；另一方面，稳定就业政策的重点是密切跟踪各个行业和各产业的人力资源需求状况，因此，要重点监测区域内产业结构升级引起的就业变动，以便为制定扩大就业政策提供参考。

3.加快产业结构升级与人力资源管理制度创新，提升个人和企业人力资本存量

产业结构升级的关键是相关企业提升人力资本存量，增强企业的核心竞争力；解决就业问题的关键是个人提升人力资本存量，增强个人就业能力。产业结构升级与就业促进两者统一于个人与企业的人力资本存量提升。因此，提升个人和企业的人力资本存量，是兼顾产业结构升级与扩大就业的有效途径。有关部门应通过重视职业培训、加强人才引进等途径提升个人和企业的人力资本存量，从而为产业结构的优化升级提供强有力的人力资源支撑。

本研究的不足之处在于，由于各产业的就业结构数据在地市级统计年鉴中体现得不完整，因此，对黄河三角洲高效生态经济区内某一具体产业的转型升级对就业的影响研究不够充分。

[参考文献]

[1] 喻桂华，张春煜.中国的产业结构与就业问题[J].当代经济科学，2004（5）：913.

[2] 穆怀中，闫琳琳.东北地区产业结构与就业结构协调度实证研究[J].西北人口，2009（2）：1821.

[3] 边文霞.北京产业结构与劳动力就业互动关系的解析[J].人口与经济，2008（4）：3943.

[4] HANNON E， MONKS K， CONWAY E， et al. The state and industrial policy in Ireland： a case study of Irish pharmaceutical sector[J].The International Journal of Human Resource Management，2011，22（18）：36923710.

[5] 蔡昉.坚持在结构调整中扩大就业[J].求是，2009，（3）：2730.

[6] 朱轶，熊思敏.技术进步、产业结构变动对我国就业效应的经验研究[J].数量经济技术经济研究， 2009（5）：107119.

[7] 莫荣，周宵，孟续.就业趋势分析：产业转型与就业[J].中国劳动，2014（1）：48.

[8] 夏海清.经济增长、产业发展与就业结构在中国的实证检验[J].经济问题，2012（1）：1316.

[9] SONG Shunfeng， WANG Chengsi， ZHENG Jianghuai， et al. Industrial upgrade， employment shock， and land centralization in China[J]. Contemporary Economic Policy， 2012（4）：523532.

[10] 张志元，周平，张淑敏.山东半岛蓝色经济区与黄河三角洲高效生态经济区统筹发展研究[J].经济与管理评论，2012（2）：135139.

[11] 高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2009：178180.

[12] MURRAY M P. Econometrics： A modern introduction[M]. Beijing： Peking University Press，2009：289302.

[13] BALKE N S， FOMBY T B. Threshold cointegration[J]. International Economic Review， 1996（4）：627645.

[14] HANSEN B E， SEO B. Testing for tworegime threshold cointegration in vector errorcorrection models[J]. Journal of Econometrics， 2002，110（2）：293318.

[责任编辑：赵玲]

2.东营市的门限协整误差修正模型

同理，通过运用Hansen和Seo的两阶段门限协整LM检验方法进行检验发现，东营市的第三产业产值比重与第三产业就业比重之间不存在门限协整效应，LM检验量为4357642，概率值为023。因此，线性误差修正模型准确刻画了东营市第三产业产值比重与第三产业就业比重之间偏离长期均衡的趋回调节机制。

四、结论与建议

（一）结论

目前，有关产业结构升级对就业的影响的最新研究集中在以产业结构和就业结构为基础，侧重于分析就业趋势，但其中宏观定性方向性的研究较多，微观量化指导性的研究较少。本文立足于黄河三角洲高效生态经济区，在对区域产业结构与劳动力就业结构演进趋势进行分析的基础上，依次构建了产业结构与就业的线性协整模型、线性误差修正模型和门限协整误差修正模型，对该区域的产业结构升级对就业的影响程度进行了双重检验，得出了产业结构升级影响就业的门限效应，从而验证了在中国产业结构升级中，能够同时实现扩大就业的结论。

本研究得出的具体结论是：滨州市的产业结构转换系数与第三产业从业人员人数之间不仅存在长期均衡关系，而且存在门限效应，即滨州市的产业结构调整系数变动较小时（门限值小于-081），产业结构升级对就业的影响不明显；而当该系数变动较大时（门限值大于-081），产业结构升级则对就业的影响显著。而东营市的第三产业产值比重与第三产业就业比重之间存在长期均衡关系，不存在门限效应。总之，黄河三角洲高效生态经济区在产业结构优化升级过程中，在短期内可能会对就业有负面影响，但是从长期来看，确实会对就业产生积极影响。因此，产业结构升级对就业的影响会因区域的不同而有所差异。

这一结论为中国实施扩大就业政策提供了具体思路。为促进扩大就业，在产业结构升级变动幅度不大、对就业影响不够明显时，相关部门应该坚持并且积极主动地实施扩大就业政策，就业政策应根据区域产业结构升级所处的区间以及调整的幅度差异而进行相应的调整。

（二）建议

为减少产业升级对就业造成的负面影响，避免当前转方式、调结构过程中出现结构性失业，实现在产业结构优化升级中扩大就业，笔者提出如下几点建议：

1.推动区域产业结构优化升级应当充分考虑产业结构的变化幅度对就业的影响程度

产业结构升级与促进就业要同时兼顾。劳动密集型行业（如纺织、化工等传统制造业）和现代服务业（如金融、教育培训等）都会有利于扩大就业，是产业结构优化升级中优先发展的行业。因此，针对不同行业的产业结构升级会对劳动力就业产生或正或负的影响，就需要确定相应行业的产业结构升级顺序。黄河三角洲高效生态经济区内的主导产业以纺织、化工和石油装备等为主，都是传统的劳动密集型制造业。因此，这类劳动密集型行业的产业结构升级应该在原有基础上增粗拉长产业链，提高产品附加值，有关部门的扩大就业政策应当围绕对劳动密集型行业的升级换代和现代服务业所需的劳动力培训、人才引进等方面而制定。

2.努力创造条件，积极构建产业结构升级与扩大就业联动机制

要积极构建产业结构升级与扩大就业的联动机制，需要从以下两方面着手开展工作：一方面，实时监测产业结构的变化，以便为有关部门有计划地调整产业结构升级方向和步伐等提供参考；另一方面，稳定就业政策的重点是密切跟踪各个行业和各产业的人力资源需求状况，因此，要重点监测区域内产业结构升级引起的就业变动，以便为制定扩大就业政策提供参考。

3.加快产业结构升级与人力资源管理制度创新，提升个人和企业人力资本存量

产业结构升级的关键是相关企业提升人力资本存量，增强企业的核心竞争力；解决就业问题的关键是个人提升人力资本存量，增强个人就业能力。产业结构升级与就业促进两者统一于个人与企业的人力资本存量提升。因此，提升个人和企业的人力资本存量，是兼顾产业结构升级与扩大就业的有效途径。有关部门应通过重视职业培训、加强人才引进等途径提升个人和企业的人力资本存量，从而为产业结构的优化升级提供强有力的人力资源支撑。

本研究的不足之处在于，由于各产业的就业结构数据在地市级统计年鉴中体现得不完整，因此，对黄河三角洲高效生态经济区内某一具体产业的转型升级对就业的影响研究不够充分。

[参考文献]

[1] 喻桂华，张春煜.中国的产业结构与就业问题[J].当代经济科学，2004（5）：913.

[2] 穆怀中，闫琳琳.东北地区产业结构与就业结构协调度实证研究[J].西北人口，2009（2）：1821.

[3] 边文霞.北京产业结构与劳动力就业互动关系的解析[J].人口与经济，2008（4）：3943.

[4] HANNON E， MONKS K， CONWAY E， et al. The state and industrial policy in Ireland： a case study of Irish pharmaceutical sector[J].The International Journal of Human Resource Management，2011，22（18）：36923710.

[5] 蔡昉.坚持在结构调整中扩大就业[J].求是，2009，（3）：2730.

[6] 朱轶，熊思敏.技术进步、产业结构变动对我国就业效应的经验研究[J].数量经济技术经济研究， 2009（5）：107119.

[7] 莫荣，周宵，孟续.就业趋势分析：产业转型与就业[J].中国劳动，2014（1）：48.

[8] 夏海清.经济增长、产业发展与就业结构在中国的实证检验[J].经济问题，2012（1）：1316.

[9] SONG Shunfeng， WANG Chengsi， ZHENG Jianghuai， et al. Industrial upgrade， employment shock， and land centralization in China[J]. Contemporary Economic Policy， 2012（4）：523532.

[10] 张志元，周平，张淑敏.山东半岛蓝色经济区与黄河三角洲高效生态经济区统筹发展研究[J].经济与管理评论，2012（2）：135139.

[11] 高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2009：178180.

[12] MURRAY M P. Econometrics： A modern introduction[M]. Beijing： Peking University Press，2009：289302.

[13] BALKE N S， FOMBY T B. Threshold cointegration[J]. International Economic Review， 1996（4）：627645.

[14] HANSEN B E， SEO B. Testing for tworegime threshold cointegration in vector errorcorrection models[J]. Journal of Econometrics， 2002，110（2）：293318.

[责任编辑：赵玲]

2.东营市的门限协整误差修正模型

同理，通过运用Hansen和Seo的两阶段门限协整LM检验方法进行检验发现，东营市的第三产业产值比重与第三产业就业比重之间不存在门限协整效应，LM检验量为4357642，概率值为023。因此，线性误差修正模型准确刻画了东营市第三产业产值比重与第三产业就业比重之间偏离长期均衡的趋回调节机制。

四、结论与建议

（一）结论

目前，有关产业结构升级对就业的影响的最新研究集中在以产业结构和就业结构为基础，侧重于分析就业趋势，但其中宏观定性方向性的研究较多，微观量化指导性的研究较少。本文立足于黄河三角洲高效生态经济区，在对区域产业结构与劳动力就业结构演进趋势进行分析的基础上，依次构建了产业结构与就业的线性协整模型、线性误差修正模型和门限协整误差修正模型，对该区域的产业结构升级对就业的影响程度进行了双重检验，得出了产业结构升级影响就业的门限效应，从而验证了在中国产业结构升级中，能够同时实现扩大就业的结论。

本研究得出的具体结论是：滨州市的产业结构转换系数与第三产业从业人员人数之间不仅存在长期均衡关系，而且存在门限效应，即滨州市的产业结构调整系数变动较小时（门限值小于-081），产业结构升级对就业的影响不明显；而当该系数变动较大时（门限值大于-081），产业结构升级则对就业的影响显著。而东营市的第三产业产值比重与第三产业就业比重之间存在长期均衡关系，不存在门限效应。总之，黄河三角洲高效生态经济区在产业结构优化升级过程中，在短期内可能会对就业有负面影响，但是从长期来看，确实会对就业产生积极影响。因此，产业结构升级对就业的影响会因区域的不同而有所差异。

这一结论为中国实施扩大就业政策提供了具体思路。为促进扩大就业，在产业结构升级变动幅度不大、对就业影响不够明显时，相关部门应该坚持并且积极主动地实施扩大就业政策，就业政策应根据区域产业结构升级所处的区间以及调整的幅度差异而进行相应的调整。

（二）建议

为减少产业升级对就业造成的负面影响，避免当前转方式、调结构过程中出现结构性失业，实现在产业结构优化升级中扩大就业，笔者提出如下几点建议：

1.推动区域产业结构优化升级应当充分考虑产业结构的变化幅度对就业的影响程度

产业结构升级与促进就业要同时兼顾。劳动密集型行业（如纺织、化工等传统制造业）和现代服务业（如金融、教育培训等）都会有利于扩大就业，是产业结构优化升级中优先发展的行业。因此，针对不同行业的产业结构升级会对劳动力就业产生或正或负的影响，就需要确定相应行业的产业结构升级顺序。黄河三角洲高效生态经济区内的主导产业以纺织、化工和石油装备等为主，都是传统的劳动密集型制造业。因此，这类劳动密集型行业的产业结构升级应该在原有基础上增粗拉长产业链，提高产品附加值，有关部门的扩大就业政策应当围绕对劳动密集型行业的升级换代和现代服务业所需的劳动力培训、人才引进等方面而制定。

2.努力创造条件，积极构建产业结构升级与扩大就业联动机制

要积极构建产业结构升级与扩大就业的联动机制，需要从以下两方面着手开展工作：一方面，实时监测产业结构的变化，以便为有关部门有计划地调整产业结构升级方向和步伐等提供参考；另一方面，稳定就业政策的重点是密切跟踪各个行业和各产业的人力资源需求状况，因此，要重点监测区域内产业结构升级引起的就业变动，以便为制定扩大就业政策提供参考。

3.加快产业结构升级与人力资源管理制度创新，提升个人和企业人力资本存量

产业结构升级的关键是相关企业提升人力资本存量，增强企业的核心竞争力；解决就业问题的关键是个人提升人力资本存量，增强个人就业能力。产业结构升级与就业促进两者统一于个人与企业的人力资本存量提升。因此，提升个人和企业的人力资本存量，是兼顾产业结构升级与扩大就业的有效途径。有关部门应通过重视职业培训、加强人才引进等途径提升个人和企业的人力资本存量，从而为产业结构的优化升级提供强有力的人力资源支撑。

本研究的不足之处在于，由于各产业的就业结构数据在地市级统计年鉴中体现得不完整，因此，对黄河三角洲高效生态经济区内某一具体产业的转型升级对就业的影响研究不够充分。

[参考文献]

[1] 喻桂华，张春煜.中国的产业结构与就业问题[J].当代经济科学，2004（5）：913.

[2] 穆怀中，闫琳琳.东北地区产业结构与就业结构协调度实证研究[J].西北人口，2009（2）：1821.

[3] 边文霞.北京产业结构与劳动力就业互动关系的解析[J].人口与经济，2008（4）：3943.

[4] HANNON E， MONKS K， CONWAY E， et al. The state and industrial policy in Ireland： a case study of Irish pharmaceutical sector[J].The International Journal of Human Resource Management，2011，22（18）：36923710.

[5] 蔡昉.坚持在结构调整中扩大就业[J].求是，2009，（3）：2730.

[6] 朱轶，熊思敏.技术进步、产业结构变动对我国就业效应的经验研究[J].数量经济技术经济研究， 2009（5）：107119.

[7] 莫荣，周宵，孟续.就业趋势分析：产业转型与就业[J].中国劳动，2014（1）：48.

[8] 夏海清.经济增长、产业发展与就业结构在中国的实证检验[J].经济问题，2012（1）：1316.

[9] SONG Shunfeng， WANG Chengsi， ZHENG Jianghuai， et al. Industrial upgrade， employment shock， and land centralization in China[J]. Contemporary Economic Policy， 2012（4）：523532.

[10] 张志元，周平，张淑敏.山东半岛蓝色经济区与黄河三角洲高效生态经济区统筹发展研究[J].经济与管理评论，2012（2）：135139.

[11] 高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2009：178180.

[12] MURRAY M P. Econometrics： A modern introduction[M]. Beijing： Peking University Press，2009：289302.

[13] BALKE N S， FOMBY T B. Threshold cointegration[J]. International Economic Review， 1996（4）：627645.

[14] HANSEN B E， SEO B. Testing for tworegime threshold cointegration in vector errorcorrection models[J]. Journal of Econometrics， 2002，110（2）：293318.

[责任编辑：赵玲]