產業結構升級影響就業的門限效應

董芳+周江濤

[摘要] 為準確把握產業結構升級對就業的影響，及時調整就業政策，基于黃河三角洲高效生態經濟區的濱州市和東營市1995—2012年有關數據，運用協整回歸和門限回歸方法對該區域進行實證分析表明，濱州市的產業結構轉換系數與第三產業從業人員人數之間不僅存在長期均衡關系，而且存在門限效應，即濱州市的產業結構調整系數變動較?。ㄩT限值小于-081）時，產業結構升級對就業影響并不明顯；當該系數變動較大（門限值大于-081）時，產業結構升級對就業具有顯著影響。而東營市的第三產業產值比重與第三產業就業比重存在長期均衡關系，不存在門限效應。因此，就業政策應根據區域內不同地區產業結構升級所處的區間以及調整的幅度差異等分別進行相應調整。

[關鍵詞] 黃河三角洲；產業結構；就業；協整回歸；門限效應

[中圖分類號]F127[文獻標識碼]A[文章編號] 1673-5595（2014）04-0031-07

黨的十八屆三中全會指出，要建立經濟發展和擴大就業的聯動機制，健全政府促進就業的責任制度。當前，中國正面臨轉變經濟發展方式、調整優化產業結構的關鍵時期，關注產業結構升級對就業的影響，并及時調整就業政策，是當前區域經濟社會發展應該研究的重大課題。因此，本文以黃河三角洲高效生態經濟區為例，探討產業結構升級對就業的影響，以便有關部門及時采取應對措施，這對黃河三角洲高效生態經濟區的經濟社會發展具有重要的理論意義和現實意義。

一、文獻述評

在中國轉方式、調結構的“十二五”攻堅期，產業結構升級與穩定擴大就業成為學術界日漸關注的重要研究方向。通過查新檢索，有關產業結構升級對勞動力就業影響的國內外研究可歸納為以下兩個方面：

（一）有關產業結構與就業結構關系的研究

喻桂華、穆懷中和邊文霞等分別對中國以及中國東北地區和北京市的產業結構與就業結構的關系進行了實證研究，并對區域產業結構調整指明了方向。[13]2011年，Enda Hanno等以愛爾蘭某制藥部門為例，研究了積極的產業政策對擴大就業的作用。[4]這個時期的研究方法主要集中在產業偏離度、就業彈性、簡單相關和回歸分析以及線性協整分析等方面，研究結論也相對趨同，即產業結構與就業結構存在一定偏離，勞動力就業結構不足以支撐產業結構的優化升級，應該注重兩者的協同優化。

（二）以研究產業結構與就業結構的關系為基礎，側重于對勞動力就業政策的研究

2009年，蔡昉從產業結構演進規律中探討了產業結構調整與擴大就業的一致性，認為中國具備在產業結構調整中擴大就業的條件。[5]2009年，朱軼等運用DEA方法，分析技術進步對產業結構的影響及其就業效應，認為中國產業結構的巨大變化引起的結構性失業會對就業帶來負面影響。[6]2014年，莫榮等在對中國2013年的就業形勢進行分析的基礎上，歸納了目前中國新一輪產業升級的特點及其對就業的影響，并為未來的就業政策調整指出了方向。[7]2012年，夏海清在研究產業結構與就業結構關系的基礎上，側重于從經濟增長角度同時研究中國的產業政策和就業政策。[8]2012年Song Shunfeng等則從土地制度角度，重點研究了產業結構升級對中國中年農民工就業的影響。[9]

自從黃河三角洲高效生態經濟區的開發上升為國家級戰略以來，圍繞該區域所做的產業結構優化升級的研究也相繼展開。2012年張志元等認為黃河三角洲高效生態經濟區應該從財政、貿易和就業等方面注重區域經濟的統籌合作發展。[10]

由此可見，有關新一輪產業結構升級對就業的影響的研究越來越具體，越來越注重理論與實踐的結合。但其中側重于擴大就業政策的宏觀方向性的研究較多，而微觀方面的指導性研究相對比較欠缺。

本文不同于既有研究之處在于采用線性協整和門限協整回歸估計的方法，對產業結構升級對就業的影響進行了雙重檢驗，打破了時間序列偏離長期均衡的趨回調節是連續性的這一假定，更加真實地反映了產業結構升級影響就業的動態效應，以期為有關部門調整就業政策提供微觀、量化且有針對性的參考依據。

二、黃河三角洲高效生態經濟區產業結構與勞動力就業結構演進趨勢

掌握區域產業結構與勞動力就業結構的演進趨勢，可以為實證分析產業結構優化升級對就業的影響提供現實依據。

（一）黃河三角洲高效生態經濟區產業結構演進趨勢

在黃河三角洲高效生態經濟區的整個版圖中，濱州市是該區域內面積最大、人口密集的行政區，是黃河三角洲高效生態經濟區開發建設的主戰場之一；而東營市是中國特大型企業勝利油田的所在地，其產業基礎雄厚，發展勢頭迅猛，是黃河三角洲高效生態經濟區開發建設的中心城市和主戰場之一。兩市合計占黃河三角洲高效生態經濟區總面積的661%，總人口的571%。因此，以濱州市和東營市兩個地級市的數據為例，對黃河三角洲高效生態經濟區產業結構優化升級對勞動力就業的影響進行實證研究，并提出相關對策建議，具有較強的區域代表性和說服力。

如圖1所示，濱州市的三次產業結構比重由1995年的381∶40∶219轉變為2012年的95∶526∶379，而東營市的三次產業結構比重由1995年的123∶777∶10轉變為2012年的35∶708∶257。盡管兩市的產業基礎和發展水平等不同，但是1995—2012年，黃河三角洲高效生態經濟區的產業結構都表現出大致相同的變動趨勢：三次產業產值比重排序由原來的“二、一、三”轉變為“二、三、一”的格局，第二、三產業所占比重越來越大，第一產業所占比重越來越小，第三產業發展基礎偏弱但增速明顯，產業結構正在優化升級。

（一）實證模型及變量數據說明

1.實證模型

如果時間序列在偏離長期均衡時的趨回調節是連續的，則主要采用經濟學家Engles和Granger于1987年提出的協整（cointegration）理論，即如果經濟變量本身是非平穩序列，但是它們的線性組合卻可能是平穩的。此時，經濟變量之間可以構造協整方程，并可解釋為經濟變量之間存在長期穩定的均衡關系，用于檢驗兩變量之間協整關系的方法簡稱為EG檢驗。[11]若兩個變量的單整階相同，才可能存在協整關系，用OLS法估計長期均衡方程（即協整回歸方程）yt=a1xt+a0+et，然后用ADF檢驗殘差序列是否平穩。[12]在確立了經濟變量間存在協整關系的前提下，便可以通過線性誤差修正模型來進一步表述經濟變量偏離長期均衡的短期變動規律。

如果現實中的時間序列在偏離長期均衡時的趨回調節是非連續的，則應采用門限協整（threshold cointegration）理論。1996年Balke和Fomby對協整理論進行完善，提出了解決現實經濟變量的非連續調節的門限協整理論。[13]該理論能夠對均衡關系非線性和非對稱的趨回調節進行準確描述，并使用門限自回歸（TAR）模型精確刻畫時間序列對長期均衡的非連續趨回調節。2002年Hansen和Seo在Balke和Fomby基礎上提出了一種以誤差修正項作為門限變量的兩階段門限協整模型，采用LM檢驗方法進行檢驗，如果存在門限協整效應，則應構造門限協整誤差修正模型以得到偏離均衡趨回調節的非線性調整機制。[14]

欲研究黃河三角洲高效生態經濟區產業結構升級對就業的影響，首先要對所設計的計量模型中包含的時間序列逐一進行平穩性檢驗，如果兩個變量的單整階相同，才可能存在協整關系。然后，需要檢驗變量之間的協整關系，先后建立協整回歸方程和誤差修正模型。最后，運用Hansen和Seo的LM檢驗方法檢驗門限效應是否存在，以期獲得更加逼真的非線性趨向均衡的短期調整速度。

2.變量選取

本文基于濱州市1995—2012年國內生產總值、三次產業產值（按當年價格計算）和三次產業就業人數的數據，用產業結構轉換系數說明產業結構變動情況，其中產業結構轉換系數公式為IND=（第二產業產值+第三產業產值）/國內生產總值，用ZRS、NY、GY與SC分別表示濱州市全社會總就業人數、第一產業從業人數、第二產業從業人數和第三產業從業人數，以說明濱州市的勞動力就業結構變動情況。從東營市統計年鑒中提取1995—2012年產業結構轉換系數（Y，計算方式同上）與歷年的全社會總就業人數（X），分別用三次產業產值比重YB1、YB2、YB3來說明東營市的產業結構的變動情況，分別用三次產業就業比重XB1、XB2、XB3來說明其就業結構變動情況。

（二）時間序列的平穩性檢驗

根據協整理論，運用EViews60軟件，對考察年份黃河三角洲高效生態經濟區產業結構與勞動力就業結構相關時間序列的單位根檢驗結果見表1。

檢驗結果表明，NY、GY數列是平穩數列（1%顯著性水平），DSC～I（1），DIND～I（1），DZRS～I（1），即黃河三角洲高效生態經濟區中濱州市的產業結構轉換系數（IND）與第三產業從業人數（SC）是（1，1）階單整，而且與地區從業人員總數間也是（1，1）階單整，可能存在協整關系。而東營市的產業結構轉換系數（Y）、地區從業人員總數（X）、產業結構轉換系數的一階差分（DY）等序列均為非平穩數列，故不能采取與濱州市相同的建模思路，而是分別檢驗了東營市三次產業產值比重（YB1、YB2、YB3）和三次產業就業比重（XB1、XB2、XB3）以及相應的一階差分DYB1、DYB2、DYB3、DXB1、DXB2、DXB3等時間序列變量的平穩性。由檢驗可知，只有三個數列為平穩數列，其余均不平穩，其中在5%顯著性水平下（DXB1）是平穩數列，在1%的顯著性水平下（DYB3）、（DXB3）是平穩數列，并且滿足DYB3～I（1），DXB3～I（1），即東營市的第三產業產值比重與第三產業就業比重是一階單整的，具有相同的階數，是穩定數列，可能存在協整關系。

（三）協整關系分析

1.平穩性檢驗

運用時間序列的平穩性ADF檢驗，發現濱州市產業結構轉換系數與第三產業從業人員人數兩個變量之間可能存在協整關系，東營市的第三產業產值比重與第三產業就業比重之間也可能存在協整關系。

2.協整關系分析

運用最小二乘法，分別建立濱州市和東營市兩對變量之間的協整回歸方程。

濱州市的第三產業從業人員人數為被解釋變量，協整回歸方程為：

其中方程（1）中的R2=0888674，殘差序列在5%的顯著性水平下是平穩的，可以認為濱州市第三產業從業人員人數與產業結構轉換系數之間存在協整關系，存在長期均衡關系。即當濱州市產業結構調整1個百分點時，可增加第三產業就業人數約89人。

同理，以XB3為被解釋變量，運用最小二乘法（OLS）對東營市第三產業產值比重與第三產業就業比重的協整關系進行分析，協整方程為：

其中方程（2）的R2=0871982，殘差序列在1%的顯著性水平下是平穩的，即東營市第三產業產值比重（YB3）與其就業比重（XB3）協整關系成立，且存在長期穩定的均衡關系。在東營市的產業結構升級中，第三產業產值比重每提高1個百分點，就業比重可相應提高1254025個百分點。

（四）線性誤差修正模型

1.濱州市的線性誤差修正模型

濱州市的第三產業從業人數與產業結構調整系數存在協整關系，據此建立誤差修正模型：

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

由方程（3）可見，考察年份1995—2012年濱州市的產業結構轉換系數IND與第三產業從業人員數SC之間具有長期均衡關系，長期彈性為8897469，短期彈性為3327055。εt-1，即誤差修正系數為-0104846，表明IND短期波動的調整力度為-0104846。

2.東營市的線性誤差修正模型

（五）門限協整誤差修正模型

上述協整方程（1）假定時間序列在偏離長期均衡時的趨回調節是連續的，由于某些原因會使得兩者偏離這種均衡關系，并可能呈現出非連續性特征，忽略系統調整的非連續性。因此，需要利用Hansen和Seo的門限協整理論，對濱州市產業結構與勞動力就業結構和東營市第三產業產值比重與第三產業就業比重間的關系重新進行檢驗。

1.濱州市的門限協整誤差修正模型

2.東營市的門限協整誤差修正模型

同理，通過運用Hansen和Seo的兩階段門限協整LM檢驗方法進行檢驗發現，東營市的第三產業產值比重與第三產業就業比重之間不存在門限協整效應，LM檢驗量為4357642，概率值為023。因此，線性誤差修正模型準確刻畫了東營市第三產業產值比重與第三產業就業比重之間偏離長期均衡的趨回調節機制。

四、結論與建議

（一）結論

目前，有關產業結構升級對就業的影響的最新研究集中在以產業結構和就業結構為基礎，側重于分析就業趨勢，但其中宏觀定性方向性的研究較多，微觀量化指導性的研究較少。本文立足于黃河三角洲高效生態經濟區，在對區域產業結構與勞動力就業結構演進趨勢進行分析的基礎上，依次構建了產業結構與就業的線性協整模型、線性誤差修正模型和門限協整誤差修正模型，對該區域的產業結構升級對就業的影響程度進行了雙重檢驗，得出了產業結構升級影響就業的門限效應，從而驗證了在中國產業結構升級中，能夠同時實現擴大就業的結論。

本研究得出的具體結論是：濱州市的產業結構轉換系數與第三產業從業人員人數之間不僅存在長期均衡關系，而且存在門限效應，即濱州市的產業結構調整系數變動較小時（門限值小于-081），產業結構升級對就業的影響不明顯；而當該系數變動較大時（門限值大于-081），產業結構升級則對就業的影響顯著。而東營市的第三產業產值比重與第三產業就業比重之間存在長期均衡關系，不存在門限效應?？傊?，黃河三角洲高效生態經濟區在產業結構優化升級過程中，在短期內可能會對就業有負面影響，但是從長期來看，確實會對就業產生積極影響。因此，產業結構升級對就業的影響會因區域的不同而有所差異。

這一結論為中國實施擴大就業政策提供了具體思路。為促進擴大就業，在產業結構升級變動幅度不大、對就業影響不夠明顯時，相關部門應該堅持并且積極主動地實施擴大就業政策，就業政策應根據區域產業結構升級所處的區間以及調整的幅度差異而進行相應的調整。

（二）建議

為減少產業升級對就業造成的負面影響，避免當前轉方式、調結構過程中出現結構性失業，實現在產業結構優化升級中擴大就業，筆者提出如下幾點建議：

1.推動區域產業結構優化升級應當充分考慮產業結構的變化幅度對就業的影響程度

產業結構升級與促進就業要同時兼顧。勞動密集型行業（如紡織、化工等傳統制造業）和現代服務業（如金融、教育培訓等）都會有利于擴大就業，是產業結構優化升級中優先發展的行業。因此，針對不同行業的產業結構升級會對勞動力就業產生或正或負的影響，就需要確定相應行業的產業結構升級順序。黃河三角洲高效生態經濟區內的主導產業以紡織、化工和石油裝備等為主，都是傳統的勞動密集型制造業。因此，這類勞動密集型行業的產業結構升級應該在原有基礎上增粗拉長產業鏈，提高產品附加值，有關部門的擴大就業政策應當圍繞對勞動密集型行業的升級換代和現代服務業所需的勞動力培訓、人才引進等方面而制定。

2.努力創造條件，積極構建產業結構升級與擴大就業聯動機制

要積極構建產業結構升級與擴大就業的聯動機制，需要從以下兩方面著手開展工作：一方面，實時監測產業結構的變化，以便為有關部門有計劃地調整產業結構升級方向和步伐等提供參考；另一方面，穩定就業政策的重點是密切跟蹤各個行業和各產業的人力資源需求狀況，因此，要重點監測區域內產業結構升級引起的就業變動，以便為制定擴大就業政策提供參考。

3.加快產業結構升級與人力資源管理制度創新，提升個人和企業人力資本存量

產業結構升級的關鍵是相關企業提升人力資本存量，增強企業的核心競爭力；解決就業問題的關鍵是個人提升人力資本存量，增強個人就業能力。產業結構升級與就業促進兩者統一于個人與企業的人力資本存量提升。因此，提升個人和企業的人力資本存量，是兼顧產業結構升級與擴大就業的有效途徑。有關部門應通過重視職業培訓、加強人才引進等途徑提升個人和企業的人力資本存量，從而為產業結構的優化升級提供強有力的人力資源支撐。

本研究的不足之處在于，由于各產業的就業結構數據在地市級統計年鑒中體現得不完整，因此，對黃河三角洲高效生態經濟區內某一具體產業的轉型升級對就業的影響研究不夠充分。

[參考文獻]

[1] 喻桂華，張春煜.中國的產業結構與就業問題[J].當代經濟科學，2004（5）：913.

[2] 穆懷中，閆琳琳.東北地區產業結構與就業結構協調度實證研究[J].西北人口，2009（2）：1821.

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[6] 朱軼，熊思敏.技術進步、產業結構變動對我國就業效應的經驗研究[J].數量經濟技術經濟研究， 2009（5）：107119.

[7] 莫榮，周宵，孟續.就業趨勢分析：產業轉型與就業[J].中國勞動，2014（1）：48.

[8] 夏海清.經濟增長、產業發展與就業結構在中國的實證檢驗[J].經濟問題，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] 張志元，周平，張淑敏.山東半島藍色經濟區與黃河三角洲高效生態經濟區統籌發展研究[J].經濟與管理評論，2012（2）：135139.

[11] 高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京：清華大學出版社，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.

[責任編輯：趙玲]

2.東營市的門限協整誤差修正模型

同理，通過運用Hansen和Seo的兩階段門限協整LM檢驗方法進行檢驗發現，東營市的第三產業產值比重與第三產業就業比重之間不存在門限協整效應，LM檢驗量為4357642，概率值為023。因此，線性誤差修正模型準確刻畫了東營市第三產業產值比重與第三產業就業比重之間偏離長期均衡的趨回調節機制。

四、結論與建議

（一）結論

目前，有關產業結構升級對就業的影響的最新研究集中在以產業結構和就業結構為基礎，側重于分析就業趨勢，但其中宏觀定性方向性的研究較多，微觀量化指導性的研究較少。本文立足于黃河三角洲高效生態經濟區，在對區域產業結構與勞動力就業結構演進趨勢進行分析的基礎上，依次構建了產業結構與就業的線性協整模型、線性誤差修正模型和門限協整誤差修正模型，對該區域的產業結構升級對就業的影響程度進行了雙重檢驗，得出了產業結構升級影響就業的門限效應，從而驗證了在中國產業結構升級中，能夠同時實現擴大就業的結論。

本研究得出的具體結論是：濱州市的產業結構轉換系數與第三產業從業人員人數之間不僅存在長期均衡關系，而且存在門限效應，即濱州市的產業結構調整系數變動較小時（門限值小于-081），產業結構升級對就業的影響不明顯；而當該系數變動較大時（門限值大于-081），產業結構升級則對就業的影響顯著。而東營市的第三產業產值比重與第三產業就業比重之間存在長期均衡關系，不存在門限效應?？傊?，黃河三角洲高效生態經濟區在產業結構優化升級過程中，在短期內可能會對就業有負面影響，但是從長期來看，確實會對就業產生積極影響。因此，產業結構升級對就業的影響會因區域的不同而有所差異。

這一結論為中國實施擴大就業政策提供了具體思路。為促進擴大就業，在產業結構升級變動幅度不大、對就業影響不夠明顯時，相關部門應該堅持并且積極主動地實施擴大就業政策，就業政策應根據區域產業結構升級所處的區間以及調整的幅度差異而進行相應的調整。

（二）建議

為減少產業升級對就業造成的負面影響，避免當前轉方式、調結構過程中出現結構性失業，實現在產業結構優化升級中擴大就業，筆者提出如下幾點建議：

1.推動區域產業結構優化升級應當充分考慮產業結構的變化幅度對就業的影響程度

產業結構升級與促進就業要同時兼顧。勞動密集型行業（如紡織、化工等傳統制造業）和現代服務業（如金融、教育培訓等）都會有利于擴大就業，是產業結構優化升級中優先發展的行業。因此，針對不同行業的產業結構升級會對勞動力就業產生或正或負的影響，就需要確定相應行業的產業結構升級順序。黃河三角洲高效生態經濟區內的主導產業以紡織、化工和石油裝備等為主，都是傳統的勞動密集型制造業。因此，這類勞動密集型行業的產業結構升級應該在原有基礎上增粗拉長產業鏈，提高產品附加值，有關部門的擴大就業政策應當圍繞對勞動密集型行業的升級換代和現代服務業所需的勞動力培訓、人才引進等方面而制定。

2.努力創造條件，積極構建產業結構升級與擴大就業聯動機制

要積極構建產業結構升級與擴大就業的聯動機制，需要從以下兩方面著手開展工作：一方面，實時監測產業結構的變化，以便為有關部門有計劃地調整產業結構升級方向和步伐等提供參考；另一方面，穩定就業政策的重點是密切跟蹤各個行業和各產業的人力資源需求狀況，因此，要重點監測區域內產業結構升級引起的就業變動，以便為制定擴大就業政策提供參考。

3.加快產業結構升級與人力資源管理制度創新，提升個人和企業人力資本存量

產業結構升級的關鍵是相關企業提升人力資本存量，增強企業的核心競爭力；解決就業問題的關鍵是個人提升人力資本存量，增強個人就業能力。產業結構升級與就業促進兩者統一于個人與企業的人力資本存量提升。因此，提升個人和企業的人力資本存量，是兼顧產業結構升級與擴大就業的有效途徑。有關部門應通過重視職業培訓、加強人才引進等途徑提升個人和企業的人力資本存量，從而為產業結構的優化升級提供強有力的人力資源支撐。

本研究的不足之處在于，由于各產業的就業結構數據在地市級統計年鑒中體現得不完整，因此，對黃河三角洲高效生態經濟區內某一具體產業的轉型升級對就業的影響研究不夠充分。

[參考文獻]

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[10] 張志元，周平，張淑敏.山東半島藍色經濟區與黃河三角洲高效生態經濟區統籌發展研究[J].經濟與管理評論，2012（2）：135139.

[11] 高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京：清華大學出版社，2009：178180.

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[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.

[責任編輯：趙玲]

2.東營市的門限協整誤差修正模型

同理，通過運用Hansen和Seo的兩階段門限協整LM檢驗方法進行檢驗發現，東營市的第三產業產值比重與第三產業就業比重之間不存在門限協整效應，LM檢驗量為4357642，概率值為023。因此，線性誤差修正模型準確刻畫了東營市第三產業產值比重與第三產業就業比重之間偏離長期均衡的趨回調節機制。

四、結論與建議

（一）結論

目前，有關產業結構升級對就業的影響的最新研究集中在以產業結構和就業結構為基礎，側重于分析就業趨勢，但其中宏觀定性方向性的研究較多，微觀量化指導性的研究較少。本文立足于黃河三角洲高效生態經濟區，在對區域產業結構與勞動力就業結構演進趨勢進行分析的基礎上，依次構建了產業結構與就業的線性協整模型、線性誤差修正模型和門限協整誤差修正模型，對該區域的產業結構升級對就業的影響程度進行了雙重檢驗，得出了產業結構升級影響就業的門限效應，從而驗證了在中國產業結構升級中，能夠同時實現擴大就業的結論。

本研究得出的具體結論是：濱州市的產業結構轉換系數與第三產業從業人員人數之間不僅存在長期均衡關系，而且存在門限效應，即濱州市的產業結構調整系數變動較小時（門限值小于-081），產業結構升級對就業的影響不明顯；而當該系數變動較大時（門限值大于-081），產業結構升級則對就業的影響顯著。而東營市的第三產業產值比重與第三產業就業比重之間存在長期均衡關系，不存在門限效應?？傊?，黃河三角洲高效生態經濟區在產業結構優化升級過程中，在短期內可能會對就業有負面影響，但是從長期來看，確實會對就業產生積極影響。因此，產業結構升級對就業的影響會因區域的不同而有所差異。

這一結論為中國實施擴大就業政策提供了具體思路。為促進擴大就業，在產業結構升級變動幅度不大、對就業影響不夠明顯時，相關部門應該堅持并且積極主動地實施擴大就業政策，就業政策應根據區域產業結構升級所處的區間以及調整的幅度差異而進行相應的調整。

（二）建議

為減少產業升級對就業造成的負面影響，避免當前轉方式、調結構過程中出現結構性失業，實現在產業結構優化升級中擴大就業，筆者提出如下幾點建議：

1.推動區域產業結構優化升級應當充分考慮產業結構的變化幅度對就業的影響程度

產業結構升級與促進就業要同時兼顧。勞動密集型行業（如紡織、化工等傳統制造業）和現代服務業（如金融、教育培訓等）都會有利于擴大就業，是產業結構優化升級中優先發展的行業。因此，針對不同行業的產業結構升級會對勞動力就業產生或正或負的影響，就需要確定相應行業的產業結構升級順序。黃河三角洲高效生態經濟區內的主導產業以紡織、化工和石油裝備等為主，都是傳統的勞動密集型制造業。因此，這類勞動密集型行業的產業結構升級應該在原有基礎上增粗拉長產業鏈，提高產品附加值，有關部門的擴大就業政策應當圍繞對勞動密集型行業的升級換代和現代服務業所需的勞動力培訓、人才引進等方面而制定。

2.努力創造條件，積極構建產業結構升級與擴大就業聯動機制

要積極構建產業結構升級與擴大就業的聯動機制，需要從以下兩方面著手開展工作：一方面，實時監測產業結構的變化，以便為有關部門有計劃地調整產業結構升級方向和步伐等提供參考；另一方面，穩定就業政策的重點是密切跟蹤各個行業和各產業的人力資源需求狀況，因此，要重點監測區域內產業結構升級引起的就業變動，以便為制定擴大就業政策提供參考。

3.加快產業結構升級與人力資源管理制度創新，提升個人和企業人力資本存量

產業結構升級的關鍵是相關企業提升人力資本存量，增強企業的核心競爭力；解決就業問題的關鍵是個人提升人力資本存量，增強個人就業能力。產業結構升級與就業促進兩者統一于個人與企業的人力資本存量提升。因此，提升個人和企業的人力資本存量，是兼顧產業結構升級與擴大就業的有效途徑。有關部門應通過重視職業培訓、加強人才引進等途徑提升個人和企業的人力資本存量，從而為產業結構的優化升級提供強有力的人力資源支撐。

本研究的不足之處在于，由于各產業的就業結構數據在地市級統計年鑒中體現得不完整，因此，對黃河三角洲高效生態經濟區內某一具體產業的轉型升級對就業的影響研究不夠充分。

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[責任編輯：趙玲]