藍 英

（川北醫(yī)學院人文社科學院，四川南充 637007）

一、相關研究綜述

隨著我國產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的不斷推進以及就業(yè)結構轉(zhuǎn)換的困難從而導致的結構性失業(yè)，表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的不相協(xié)調(diào)，最終影響產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級。鑒于此，國內(nèi)眾多學者借助西方產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構相關理論，對我國產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構展開了研究。蒲艷萍等（2005）在通過總結各國經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律后認為我國目前的產(chǎn)業(yè)結構呈現(xiàn)出第一產(chǎn)業(yè)比重快速下降，第二產(chǎn)業(yè)比重居高不下，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展緩慢的特征。就業(yè)結構表現(xiàn)為：勞動力逐步由第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。勞動力就業(yè)結構的變化對產(chǎn)業(yè)結構的升級具有能動的反作用[1]。周兵等（2008）采用就業(yè)人數(shù)的結構比例、投資結構、收入的差距作為解釋變量，分別以全國、浙江和重慶為研究對象，運用回歸方程模型來分析產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構的關系。結果表明，我國各產(chǎn)業(yè)都存在勞動力剩余，勞動力的轉(zhuǎn)移作用機制不明顯，產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構之間的關系不緊密[2]。李玉鳳等（2008）運用協(xié)整理論對我國產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的變動進行研究后認為我國第一產(chǎn)業(yè)的增加值與就業(yè)人數(shù)不存在長期穩(wěn)定均衡關系，第二、三產(chǎn)業(yè)的增加值與就業(yè)人數(shù)存在著協(xié)整關系，但對就業(yè)的帶動作用不一樣，第二產(chǎn)業(yè)對勞動力的吸納效果不及第三產(chǎn)業(yè)顯著[3]。吳江等（2007）運用回歸分析法分別對成渝經(jīng)濟區(qū)三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的相關關系進行了研究后認為，第二產(chǎn)業(yè)結構對就業(yè)結構變動的影響力明顯小于第一產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)結構對就業(yè)變動的影響力較大，高于第二產(chǎn)業(yè)，有超過第一產(chǎn)業(yè)的趨勢；各產(chǎn)業(yè)吸納勞動力的程度各不相同，就業(yè)結構變化存在著嚴重的滯后性，產(chǎn)業(yè)結構正向促進就業(yè)的方向發(fā)展[4]。劉向陽等（2007）分析了我國中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構[5]。張梅等（2009）以錢納里和賽而奎因標準結構模式為參考，對我國粵、桂、云、瓊四省區(qū)產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構進行了比較研究[6]。還有學者對四川、北京、新疆和江西產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的關系進行了研究，在此恕不贅述。

二、西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的演化趨勢分析

（一）數(shù)據(jù)說明

根據(jù)《國務院西部地區(qū)開發(fā)領導小組第一次會議紀要》界定，西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、新疆、陜西、甘肅、青海、寧夏、內(nèi)蒙古、廣西12個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）。根據(jù)這個界定范圍，本文從《中國統(tǒng)計年鑒》和各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的年度國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報取得 1997年以來三次產(chǎn)業(yè)與三次就業(yè)數(shù)據(jù)并進行匯總整理。

表1 西部地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)GDP構成

表2 西部地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)構成

（二）產(chǎn)業(yè)結構的演化趨勢

1997年以來，西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)結構比重總體上逐漸下降，由 1997年的 54%下降到 2010年的13.2%，降幅達41個百分點。尤其是在1997—1998年間，第一產(chǎn)業(yè)結構比重由54%迅速降為25%，降幅達29個百分點，以后緩慢下降，平均每年下降一個百分點。第二產(chǎn)業(yè)結構比重逐漸上升，由 1997年的14.6%上升到2010年的20.8%，升幅達6個百分點。第三產(chǎn)業(yè)結構比重穩(wěn)中有升，由 1997年的22.1%上升到2010年的32.4%，升幅達10個百分點，如圖1所示。

圖1 1997—2010年西部地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)結構比重演化趨勢（%）

（三）就業(yè)結構的演化趨勢

1997年以來，西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構比重與第一產(chǎn)業(yè)GDP結構變化方向相同，但降幅更小，由1997年的63.3%下降到2010年的46.8%，降幅達17個百分點。尤其表現(xiàn)在1997—1998年間，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構比重比第一產(chǎn)業(yè) GDP結構比重降幅小12個百分點。第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構穩(wěn)中有升，由1997年的14.6%上升到2010年的20.8%。第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構在1998—1999年間有小幅下降，以后逐漸上升，最終由 1997年的 22.1%上升到 2010年的32.4%，如圖2所示。

圖2 1997—2010年西部地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構比重演化趨勢（%）

從圖1和圖2看出，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構的演化趨勢符合配第—克拉克定理。

三、西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的互動關系分析

（一）西部地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的影響分析

將某次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)結構作為因變量y，某次產(chǎn)業(yè)的GDP比重結構作為自變量x，運用SPSS17.0統(tǒng)計軟件，對西部地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構分別建立一元線性回歸模型，進行相關度分析，匯總統(tǒng)計分析結果如表3所示。

從表3的檢驗統(tǒng)計量可知，西部地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)GDP比重結構與三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構回歸方程的F統(tǒng)計量的最小值為5.280，都大于臨界值4.75，整體上呈現(xiàn)出線性相關關系。各個回歸方程的t統(tǒng)計量在99%的置信水平通過檢驗，表明三次產(chǎn)業(yè)GDP比重結構對三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)結構有很好的解釋作用。比較而言，第三產(chǎn)業(yè) GDP比重結構的變化對第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構變化的解釋作用最好，第一產(chǎn)業(yè) GDP比重結構對就業(yè)結構的變化解釋作用稍差，第二產(chǎn)業(yè) GDP比重結構的變化對就業(yè)結構變化的解釋作用最差。

14年以來，西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)GDP比重結構每上升1個百分點，將帶動第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構提高0.359個百分點。第二產(chǎn)業(yè)GDP比重結構每上升1個百分點，僅僅帶動第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構比重提高0.25個百分點。第三產(chǎn)業(yè) GDP比重結構每上升 1個百分點，帶動第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構比重提高 0.457個百分點?？梢?，第一產(chǎn)業(yè)結構對就業(yè)結構變動影響力大于第二產(chǎn)業(yè)，小于第三產(chǎn)業(yè)。

表3 1997—2010年西部地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)結構與三次就業(yè)結構回歸方程

（二）西部地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)增長對就業(yè)增長影響分析

產(chǎn)業(yè) GDP增長引起的產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長量大小，一般可用就業(yè)彈性指標來衡量，即在某一時期內(nèi)產(chǎn)業(yè)就業(yè)數(shù)量變化率與產(chǎn)業(yè) GDP變化率的比率。就業(yè)彈性為零，經(jīng)濟增長對就業(yè)增長無拉動作用；就業(yè)彈性為正時，經(jīng)濟增長對就業(yè)有拉動效應；就業(yè)彈性為負時，經(jīng)濟增長對就業(yè)形成兩種“海綿”效應特性，當經(jīng)濟為正增長，就業(yè)為負增長時，對就業(yè)有“擠出”效應；當經(jīng)濟為負增長，就業(yè)增加時，對就業(yè)有“吸入”效應[7]。

表4 1997-2010年西部地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性

1.經(jīng)濟增長對就業(yè)增長的影響分析

從總彈性的三項移動平均值來看，大多數(shù)年份經(jīng)濟增長還是能夠拉動就業(yè)增長，有7年時間經(jīng)濟增長對就業(yè)增長有明顯拉動作用，有4年時間經(jīng)濟增長對就業(yè)增長無拉動作用。具體地看，1999—2000年，經(jīng)濟增長的變化率為負值，就業(yè)增長的變化率為正值，經(jīng)濟增長對就業(yè)增長有“吸入”效應。1999年，西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長變化率為負值，就業(yè)增長變化率為正值，經(jīng)濟增長對就業(yè)增長有“吸入”效應；第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長變化率為正值，就業(yè)增長變化率為負值，對就業(yè)有“擠出”效應。第一、二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性為負值，分別為-4.56和-6.64，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性為1.83，直接導致總彈性形成較大的負值-8.76，從而最終導致 2000年第一個移動平均值出現(xiàn)較大負值，即-2.13。2001年，西部地區(qū)由于第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)變化率為零使得第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性為零，從而形成較小正值的總彈性，對抵消 1999年較大負值的總彈性作用相當有限，所以形成了2001年的移動平均值出現(xiàn)較大負值，即-2.08。

2004年，西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長變化率為正值，就業(yè)增長變化率為負值，經(jīng)濟增長對就業(yè)增長有“擠出”效應；第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長變化率為負值，就業(yè)增長變化率為正值，經(jīng)濟增長對就業(yè)增長有“吸入”效應。第一、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性為負值，分別為-5.34和-1.08，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性為較小正值0.88，結果，三次產(chǎn)業(yè)總就業(yè)彈性為較大負值-5.54，這一較大負值直接導致 2005年總彈性三項移動平均值為較大負值-1.95。

2005和2006這兩年，西部地區(qū)的經(jīng)濟增長對就業(yè)增長的彈性有共同之處，三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性表現(xiàn)為2005年第二產(chǎn)業(yè)和2006年第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性為較大負值，2005年的第一、三次產(chǎn)業(yè)和 2006年的第一、二次產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性為較小負值，使得這兩年的總彈性均為負值，最后導致2006年的三次移動平均值為負值，即-2.32。

2002—2004年、2007—2010年期間，西部地區(qū)經(jīng)濟增長對就業(yè)增長的總彈性三項移動平均值表現(xiàn)為正值，經(jīng)濟增長能夠很好地拉動就業(yè)增長。

2.三次產(chǎn)業(yè)吸納勞動力程度比較分析

（1）第一產(chǎn)業(yè)吸納勞動力分析

1997年以來，西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性除1999和2004年表現(xiàn)為較大負值分別為-4.56、-5.34以外，其余年份均表現(xiàn)為正值。1999年，經(jīng)濟增長變化率為負值，就業(yè)增長變化率為正值，對就業(yè)表現(xiàn)為“吸入”效應，原因之一是由于第一產(chǎn)業(yè)相對于1998年而言減少嚴重，由3 727.48億元減少到3 652.39億元；原因之二是由于西部地區(qū)國有企業(yè)改革步伐總體上慢于中、東部，大量的國有企業(yè)員工下崗，城市就業(yè)崗位減少，一方面由于知識技術的欠缺，使得農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移困難而不得不選擇繼續(xù)務農(nóng)，另一方面也不排除部分下崗工人轉(zhuǎn)而從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，最后第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員不減反增。

2004年經(jīng)濟增長變化率為正值，就業(yè)增長變化率為負值，對就業(yè)表現(xiàn)為“擠出”效應，主要原因之一是由于國家科技支農(nóng)政策的支持，政策累積效應使得農(nóng)業(yè) GDP增加較快，原因之二是西部地區(qū)多數(shù)省市農(nóng)業(yè)勞動力豐富，趕上我國城市化加速發(fā)展，大量的農(nóng)村剩余勞動力進城務工，最后留在土地上的勞動力減少，由2003年的10 921.6萬人減少到2004年的10 785.9萬人。

（2）第二產(chǎn)業(yè)吸納勞動力分析

1997年以來，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性在1999、2005、2009三年為負值，2001年為零，其余年份為正值。1999年經(jīng)濟增長變化率為正值，就業(yè)增長變化率為負值，就業(yè)彈性表現(xiàn)為負值，主要原因可能是國有企業(yè)改革加強技術管理及減員增效的結果。2005、2009年經(jīng)濟增長變化率為負值，就業(yè)增長變化率為正值，就業(yè)彈性表現(xiàn)為負值，看來在總體上開放程度不太高的西部內(nèi)陸還是或多或少地受到了 2008年金融危機的影響。另外一個原因可能是2008年汶川特大地震對經(jīng)濟帶來的負面影響，快速啟動的災后重建產(chǎn)生了大量的就業(yè)崗位所帶來的結果。

（3）第三產(chǎn)業(yè)吸納勞動力分析

1997年以來，西部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性在2003、2004、2006、2008和2010年為負值，2009年為零，其余年份表現(xiàn)為正值。在就業(yè)彈性為負值的這五年中，第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長變化率為負值，就業(yè)增長變化率為正值，就業(yè)彈性整體上表現(xiàn)為負值。2009年，盡管經(jīng)濟增長變化率表現(xiàn)為正值，由于就業(yè)變化率為零使得就業(yè)彈性為零，經(jīng)濟增長對就業(yè)增長無拉動作用。其余年份第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展整體上帶動了就業(yè)的增長，成為其他產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)出勞動力的主要去處。

（三）西部地區(qū)就業(yè)結構對產(chǎn)業(yè)結構的影響分析

根據(jù)結構偏離度公式計算得到1997年以來西部地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)的結構偏離度，見表5。

表5 1997-2010年西部地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)結構偏離度

第一產(chǎn)業(yè)結構偏離度為負值，其絕對值總體上呈上升趨勢，由1997年的0.15上升到2010年的0.72，表明其就業(yè)結構比重明顯大于產(chǎn)業(yè)GDP結構比重，且就業(yè)結構與產(chǎn)業(yè)結構的不協(xié)調(diào)性有明顯增強趨勢。由此說明，相對于第一產(chǎn)業(yè) GDP比重而言，西部地區(qū)還有大量富余的勞動力需要轉(zhuǎn)出。

第二產(chǎn)業(yè)結構偏離度為較大正值，其絕對值經(jīng)歷了一個先增加后減小的變化過程，由 1997年的0.78增加到2010年的1.41，表明其就業(yè)結構比重嚴重偏離產(chǎn)業(yè) GDP結構比重，由此說明第二產(chǎn)業(yè)吸納勞動力空間還比較大。

第三產(chǎn)業(yè)結構偏離度在 1997、1998兩年為負值，其余年份為正值且總體上呈下降趨勢，由1999年的0.40下降到2010年的0.13，說明1997年以來西部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與產(chǎn)業(yè) GDP比重逐漸趨于協(xié)調(diào)。

根據(jù)庫茲涅茨的相對國民收入含義，結合表5看出，1997年以來，西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)的相對國民收入小于1，第二產(chǎn)業(yè)的相對國民收入大于1，第三產(chǎn)業(yè)的相對國民收入從1999年開始大于1，產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構演化總體上符合庫茲涅茨法則。

四、結論及政策建議

第一，優(yōu)化第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構，改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力?？煽偨Y推廣成渝經(jīng)濟區(qū)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合改革成功經(jīng)驗發(fā)展特色觀光農(nóng)業(yè)，休閑農(nóng)業(yè)，盤活土地，形成獨具特色的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營模式。加大生態(tài)建設和環(huán)境保護力度，從源頭上扭轉(zhuǎn)生態(tài)環(huán)境惡化趨勢。對農(nóng)產(chǎn)品主產(chǎn)區(qū)和其他地區(qū)實施分類指導，加強環(huán)境綜合治理和節(jié)能減排，大力發(fā)展農(nóng)村循環(huán)經(jīng)濟。一切優(yōu)化第一產(chǎn)業(yè)結構的政策措施始終都要圍繞提高第一產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率，增加產(chǎn)值、增加農(nóng)民收入和轉(zhuǎn)移農(nóng)村富裕勞動力展開。

第二，調(diào)整優(yōu)化第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構，挖掘吸納勞動力的更廣闊空間。充分發(fā)揮西部地區(qū)比較優(yōu)勢，借助國家產(chǎn)業(yè)發(fā)展指導政策和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移原理，將西部地區(qū)資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)勢，盡快建立生態(tài)補償和資源開發(fā)補償機制，資源富集區(qū)的資源使用安排應優(yōu)先滿足資源地的使用需求。努力發(fā)展特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，抓緊建設國家能源、資源深加工、裝備制造業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)基地，增強科技創(chuàng)新能力，建設創(chuàng)新型區(qū)域，創(chuàng)造出更多就業(yè)崗位。同時，優(yōu)先發(fā)展教育，推進基本公共服務均等化，尤其是加強對農(nóng)村剩余勞動力的技能培訓，為他們掌握一技之長從而進入第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)服好務。

第三，優(yōu)化調(diào)整第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構，大力發(fā)展生產(chǎn)性服務業(yè)，創(chuàng)造新的就業(yè)崗位。西部地區(qū)2010年底第三產(chǎn)業(yè)比重為 36.7%，低于全國平均水平約7個百分點，與中東部地區(qū)差距就更大。況且西部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)主要是生活性服務業(yè)，交通運輸、現(xiàn)代物流、金融服務、信息服務、商務服務等生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展相對不足。將來，要以成都、重慶、西安為核心，帶動其他城市加快生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展，進一步改造傳統(tǒng)服務業(yè)，創(chuàng)造更多就業(yè)崗位。

第四，加大財政支持力度，鼓勵創(chuàng)新，努力發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，增加就業(yè)崗位。建議國家在西部地區(qū)發(fā)展上堅持“傾斜、扶持、均等”三大原則，盡快研究制定《西部開發(fā)促進法》，以法律形式保證西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施的連續(xù)性和穩(wěn)定性；建議中央加大財政支持力度，設立預算內(nèi)西部大開發(fā)專項建設資金。同時，西部地區(qū)自身也要加大研發(fā)經(jīng)費投入，鼓勵創(chuàng)新，迎難而上，發(fā)展符合國家產(chǎn)業(yè)政策的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，從而創(chuàng)造出更多就業(yè)崗位。

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