太原市产业结构与就业结构协调发展研究

历史性突破。2010 年太原市工业增速达到11.9%，比GDP增速高2 个百分点；工业化率达到34.1%，工业化水平较2000年提高2个百分点。

产业结构逐步向高级化演进，但第三产业比重领先地位依旧不稳固。2000 年以来，太原市产业结构逐渐趋向高级化，但第三产业比重还没有形成对第二产业绝对领先位置。2000～2010年，第三产业与第二产业比重差最高差12.5个百分点， 最低差1.9个百分点，第三产业比重提高并不稳定，与第二产业处于拉锯状态。随着电子信息以及网络技术普及，第三产业中金融业、房地产业等新兴服务业迅速发展。2010 年太原金融业比重达到19%，比2000 年高7个百分点。随着科技的发展，太原产业体系逐步由低技术、低附加值的传统产业体系向高技术、高附加值的现代产业体系发展。

（二）就业结构特征

就业结构与产业结构同步变化是市场经济发展规律性的表现。一般来说，随着生产力水平的不断提高，第一产业在GDP 中的比重逐步下降，第二、三产业的比重不断上升。与此同时，在农业中就业的劳动力也不断向第二、三产业转移。伴随着产业结构的调整，太原市就业结构也在不断优化。三次产业就业结构由2000 年的17.2∶38.0∶44.8 调整为2010年的13.8∶32.3∶53.9。

1. 第一、二产业就业比重下降，第三产业就业比重大幅上升

各国实践发展证明，随着人均收入水平的提高，劳动力在三次产业间逐次转移。2000 年以来，太原市就业结构发展也遵循这个规律，第一产业就业比重由17.2%下降13.8%，下降3.4 个百分点，第二产业就业比重稳步下降，由38%下降到32.3%，下降了5.7 个百分点；第三产业就业比重提高，由44.9%提高到53.9%，提高了9个百分点。

2．第三产业成为扩大就业的主要渠道

伴随着城镇化化率的快速提高，第三产业成为扩大就业的重要渠道。2010年，太原市城镇化率达到83.3%，城镇化率已处于高点，第三产业就业率53.9%，就业率较城镇化水平而言是较低的 。相比产业结构而言，第一产业就业比重过高，第三产业就业比重适应第三产业。

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表1 太原市产业结构与就业结构

就业结构

第一产业

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010

17.2 16.8 18.1 17.3 17.3 16.8 16.2 15.3 14.8 14.8 13.8

第二产业 38.0 36.6 35.4 33.9 33.8 32.9 32.9 33.9 32.7 31.5 32.3

第三产业 44.8 46.6 46.5 48.8 48.9 50.3 50.9 50.8 52.5 53.7 53.9

第一产业 3.9 3.2 3.5 2.9 2.7 2.3 1.9 1.5 1.5 1.9 1.7

第二产业 41.8 42.5 41.4 43.7 46.3 47.1 45.7 49.2 48.3 43.7 44.9

第三产业 54.3 54.3 55.1 53.4 51.0 50.6 52.4 49.3 50.2 54.4 53.4

产业结构

资料来源：太原市统计局

二、太原市产业结构与就业结构相关性分析

促进产业结构与就业结构的协调发展，是实现区域产业结构优化调整和劳动力充分就业的根本途径。为了更加准确反映产业结构与就业结构的协调性，需要对就业结构和产业结构之间的相关性进行分析。

（一）指标的选取

代表产业结构的变量通常有第一、二、三产业的增加值结构、劳动就业结构、资本结构和技术结构，这些变量从不同角度说明产业结构状况。本报告将选取三次产业的增加值占地方生产总值（GDP）的比重作为产业结构调整变量。度量产业结构存在多种视角，学者们主要根据就业的所有制结构、就业的地域结构、就业的性别结构、就业的产业结构、就业的技术结构展开研究。鉴于本报告主要研究就业结构同产业结构之间的协调关系，报告采用就业的产业结构统计指标对就业结构进行衡量。就业的产业结构是指三次产业中年末就业人数占总就业人数的比例。

（二）平稳性检验

检查序列平稳性的标准方法是单位根检验，通常有6种检验方法：Dickey-Fuller(DF)检验、Augmented Dickey-Fuller(ADF)检验、Phillips-Perron(PP)检验、KPSS检验、ERS检验和NP检验。本报告采用的是经常用于变量平稳性检验的ADF检验，其模型为：

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?yt??yt?1????t???i?yt?i?uti?1p

u为待检验的时间序列，?为常数项，t为时间趋势，t为白噪声，原假设为

y?0??0：，即t有单位根（非平稳）。若ADF值小于Mackinnon临界值，则时间

yt序列是平稳的，否则不平稳。最佳滞后阶数由赤池信息准则（AIC）和施瓦茨准则（SC）确定。根据以上方法得出太原市产业结构与就业结构各组变量平稳性检验结果，见表2。

表2 产业结构与就业结构变量平稳性检验结果

产业结构变量

变 量

一产比重

***

三产比重

一产就业比

就业结构变量 二产就业比重（WSIP） 0.08 -3.65 -2.96 -3.61 非平稳

三产就业比重（WTIP） 0.84 -3.66 -2.96 -2.61 非平稳

二产比重

***

（WGDPF） （WGDPS） （WGDPT） 重（WPIP）

ADF检验值 1%临界值 5%临界值 10%临界值 结 论

-10.03

-5.58

-2.46 -3.66 -2.96 -3.61 非平稳

-3.02* -3.65 -2.96 -2.61 平稳

-3.65 -2.96 -2.61 平稳

-3.65 -2.96 -2.61 平稳

注：*、**、***分布表示在1%、5%、10%的水平上显著。

根据表2得出结论，时间序列中反映产业结构变量的一产比重、二产比重和反映就业结构的一产就业比重三组序列ADF值分别在1%、1%和10%的统计水平上显著，即拒绝“存在单位根”的原假设，这表明以上三组时间序列是平稳性序列。而三次产业比重、二产就业比重及三产就业比重三组序列未能通过ADF检验，即不能拒绝“存在单位根”的原假设，这表明以上三组序列是非平稳的。要进一步考察产业结构与就业结构的协整性关系需要反映变量为同阶单整序列，因此需要对以上六组序列的一阶差分值进行检验，结果见表3。

表3 产业结构与就业结构变量平稳性检验结果

变 量 ADF检验值 1%临界值 5%临界值 10%临界值 结 论

产业结构变量

△WGDPF -5.55

***

△WGDPT -5.19 -3.66 -2.96 -3.61 非平稳

***

就业结构变量

△WPIP -4.41 -3.65 -2.96 -2.61 平稳

***

△WGDPS -4.91

***

△WSIP -13.97 -3.65 -2.96 -3.61 非平稳

***

△WTIP -10.86 -3.66 -2.96 -2.61 非平稳

***

-3.65 -2.96 -2.61 平稳

-3.65 -2.96 -2.61 平稳

注：*、**、***分布表示在1%、5%、10%的水平上显著。

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反映产业结构和就业结构的六组时间序列的平稳性结果表明，在取一阶差分后以上六组序列均在1%的统计水平上显著，即不能拒绝“存在单位根”的原假设，一阶差分后的各组序列均为平稳序列。为了进一步考察太原市产业结构与就业结构的长期关系，需要对满足平稳性检验的各序列进行协整关系检验。

（三）协整性检验

协整性检验描述的是变量之间的长期稳定均衡关系，满足协整的经济变量之间在短期内有可能发生偏离，但在长期中，随着时间推移将会回到均衡位置。检验变量间协整关系的方法，主要有Engle-Granger两步法和Johansen检验，前者适用于两变量之间的检验，后者主要用于多变量协整关系检验。根据研究需要，我们同时采用Engle-Granger两步法和Johansen检验方法来实证分析太原市产业结构与就业结构的协整关系。具体来看，用Engle-Granger两步法主要考察太原市各产业结构与其对应产业就业结构的协整关系，Johansen检验方法考察单一产

x业结构与不同产业就业结构的协整关系。Engle-Granger两步法原理如下，序列ty和t若均为d阶单整，用一个变量对另一个变量回归，即有：

yt????xt??t

??yt????xt

用?和?表示回归系数估计值，则模型残差估计值为：?xy若??I(0)，则t和t具有协整关系，否则无协整关系。

Johansen检验方法原理如下，与单变量时间序列可能出现均值非零、包含确定性趋势或随机趋势一样，Johansen极大似然法的分析框架包含以下五种可能的情况：序列有均值，协整方程没有截距项；序列有均值，协整方程有截距项；序列有均值和线性趋势项，协整方程没有截距项；序列有均值和线性趋势项，协整方程有截距项和线性趋势项；序列有均值、线性和二次趋势项，协整方程有截距项和线趋势项。对于给定的协整秩，上述五种检验的严格性递减。

协整似然比检验假设为： H0：至多有R个协整关系, H1：有 M个协整关系（满秩） 检验迹统计量为： QR=-T∑Mi=r+Log(1-ni)

其中n是根据大小排第i的特征值,T是观测期总数。这不是独立的一个检验，而是对应于R的不同取值的一系列检验。从检验不存在任何协整关系的零假设开始，然后是最多一个协整关系，直到最多m-1个协整关系，共进行m次检验，备

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