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产业结构变动
就业
实证分析
论文初稿
广东产业结构变动与就业互动关系的实证分析
连洪泉
摘要：促进产业结构变动优化升级和实现劳动力的充分就业，是一个国家或者地区在经济发展过程当中所追求的两个重要的目标，而两者的关系也是备受理论学界关注的经济问题之一。然而，学术上对这两者关系的理论探讨更多地是散见于实证分析的过程当中。有鉴于此，本文在现有研究文献的基础上，通过借鉴现有的计量分析建模思想，引进新的变量，对广东产业结构变动下的就业效应和就业对产业结构变动的制约进行实证分析，并且深入的探讨实际的宏观经济变量对两者的影响效果，最后针对性地提出促进两者良性互动的政策建议。
关键词：产业结构变动；就业；实证分析
A Positive Study on the Relations between Industrial Upgrading and Employment in the Guangdong Province
Lian Hong-quan
(510006，south china normal university，Guangdong)
Abstract: Pursuing sufficient employment and realizing industrial upgrading are two important goals in economic development of a nation or areas. The relationship between them is also a hotspot in researching. There's already some articles in this field, but most of them are dispersedly in different empirical works. For that reason, this paper will first summarize the relationship between sufficient employment and industrial upgrading, then introduces some new variables into the used econometrics model and then make a positive analysis on the relations between industrial upgrading and employment in the Guangdong province ,at last proposes a policy for adjustment of industrial structure and coordinating development of full employment.
Key words：industrial upgrading；employment；positive research
1、 引言
促进产业结构变动和实现充分就业，是一个国家或者地区在经济发展过程当中追求的两个重要的目标，而两者的关系也是备受理论学界关注的经济问题之一。两者的关系主要体现在：一方面，产业结构的演进、结构变动会具有排挤和吸纳劳动力的双重效应(杜传忠、李建标，2001)，它在导致劳动力发生转移结构性失业增加的同时，会促进劳动力技术素质的提高，影响到劳动者的收入水平和消费水平，并且通过推动经济增长而带来更多的就业机会；另一方面，巨大的就业压力、落后的劳动力技术结构会形成就业“刚性”效应(陈自芳，2002)，制约着产业变动结构变动。两者之间的这种相互制约影响的矛盾关系，使得理论上的分析往往无法得出确定性的结论，研究文献更多地是采用实证分析。因而，对这两者关系的理论探讨更多的是散见于实证分析的过程当中。然而，从现有的研究文献来看，对两者的研究更多的是分开的，而且比重差距很大。更多的文献是侧重于分析产业结构变动对就业效应的影响（如：张杰，2004；王少国，2005；孙都光，2004；李文，2004；王云平，2003；蒲艳萍，2005；黄少华，郭松山，2005；梁向东、殷允杰，2005等），而只有一些文献（陈自芳，2002；姜明，1999；田传江、赵佳佳，2003）分析了就业压力对产业结构变动结构变动的制约，对两者关系进行综合考虑的（杜传忠、李建标，2001；刘杜建，2005）并不多。
实践当中产业结构变动与就业变动显著的应该是集中在发达的地区、城市和省份，其次才是整个国家。然而从研究对象来看，对这两者关系的分析，很多文献却是集中在我国，而对于同一省份或者城市进行研究的并不多，区域方面的则更少。学术方面的研究明显地滞后于实践方面的发展。
从研究方法来看，在分析的过程当中，很多学者（刘杜建，2005；王春枝，2005等）主要采用各产业就业弹性和结构偏离度[1]这两个常用的指标进行分析。也有几位作者是采用政策变量作为分析。而在这分析过程当中，比较有代表性的是其中王少国（2005）分改革开放前后两个不同时段对经济增长产业结构变动对城镇就业的不同影响进行分析；而王彤、姜全海（2000）则对三大产业产值与一二三产业就业人员进行回归分析；蒲艳萍（2005）则是通过把资本、全要素生产素、产业结构指标、总人口四个实际变量纳入就业量决定模型分析它们的变动对就业效应的影响；而张中华、刘继兵同样也是采用建模的方法分三大产业对各产业的就业影响进行实证分析。
分析的方法界定了对策的提出。很多学者由于采用的是常用的指标因而分析更多的是局限于对产业结构变动与就业两者关系的现状分析，因而他们提出的对策侧重于宏观化，比如，针对第三产业吸纳劳动力的能力而提出应大力发展第三产业，针对劳动密集型产业能够提供更多的就业机会而提出应当注重对劳动密集型技术的侧重和选择等措施。与此相比的是，蒲艳萍（2005）则提出了放松要素市场管制、加大对教育的投入以提高就业匹配效率等建议；而张中华、刘继兵（2005）则提出了加快农业剩余劳动力转、调整投资经济政策、加快城市化进程和扩大服务业部门等的建议。尽管后者的建议有些会与前者相类似，但是他们对策的提出是与他们分析过程所采纳的经济变量相关的，论证的逻辑性较强，理由充分更令人信服。
有鉴于此，本文在现有研究文献的基础上，对产业结构变动与就业两者的互动关系进行综合考虑，并把关注的焦点放在了产业结构变动与就业变化显著的广东省，借鉴现有的计量分析模型的思想，引进新的变量对广东产业结构变动下就业效应和就业对产业结构变动的制约两个方面进行实证分析，并深入探究实际经济变量对就业和产业结构变动的影响。在本文的第二部分主要两部分进行论述分析，第一部分是对广东产业结构与就业所存在的互动关系进行细致的描述。在此基础上进入第二部分，主要对就业、产业结构变动以及实际的宏观经济变量三者各自之间的关系进行实证的回归分析，而在文章地第三部分对分析进行小结并提出针对性的政策建议。
1、广东产业结构结构变动与就业互动关系实证分析
2.1、广东产业结构变动与就业互动关系的现状分析
在我国进行改革开放以及进行社会主义市场经济改革的实践以来，作为沿海地区的广东省，充分地利用了有效的时机，从“六五”到“十五”的五个五年计划时期间，GDP的增长速度都超过了10%，在第一产业增长速度不断下降的同时，“八五”时期成为了第二三产业一个明显地界分点：从“六五”到“八五”二三产业产值增长速度是激增的；“九五”跌得很低，随后回升。这样一个数据上的变化明显地可以看出1992年我国市场经济改革这一政策的变化对整个市场产生了重要的影响，使得广东省的二三产业结构也因此发生了如此巨大的变化。具体的数据情况如下面表一所示：
表一：广东各时期GDP增长速度及三次产业平均增长速度 单位：%
数据来源：经济普查系列分析报告之十五：广东产业结构现状、特点及调整优化研究，载于广东省统计信息网。
与此同时，三大产业的劳动力也发生了转移。改革开放之初，广东全部从业人员中，第一产业从业人员占70.7%，第二、三产业从业人员分别只占17.1%和12.2%；而到了2004年，一二三产业就业人员的比重已经变化为34.7%，36.9%，28.9%。（同上，广东省统计信息网）第一产业就业人员的下降的同时第二三产业就业人员上升的情况与其对应的产业产值变动的大体变动趋势是相关的。
然而，细化到每年产业产值和就业的变动状况，可以发现，两者并不是存在着简单的相关关系，具体情况可以从下面图一和图二的三大产业产值变化趋势图以及图三的劳动力就业图中可以看出。两者之间的变化差异主要表现为：变化的界分点和变动情况存在差异。在三大产业产值方面，变化的明显的界分点在1985年和2002年，1985年之后，第三产业产值开始超过第一产业的产值，并且与第二产业一起猛升且两者差距相差不大，直到2002年之后差距扩大至2004年，而2005年两者又再次逼近；第一产业在整个时期当中表现平淡，处于缓慢地上升中。而与此相对应的三大产业就业则是以是以1989年，1993年、2000年和2003年为转折点。具体的变化情况是：第一产业就业人数是以1993年为主要转折点，它在1993年之前缓慢地下降，之后是缓慢地回升又回落，就业人数在1500万人附近，存在“刚性”就业的情景；而二三产业的就业人数却是有着很大的密切相关关系，但又不单一，以1989，2000和2003为转折点。1989年之前两者同步上升，差距不大；1989年之后到2000年这段时间，第三产业就业人数直线型上升而第二产业的呈倒U型的上升形状。2000年至2002年三年里，第三产业就业人数超过了第二产业就业人数，之后回落又低于第二产业的，然而上升的趋势使得2005年时其就业人数又超过第二产业就业人数。
而从反映两者关系的就业弹性系数和产业结构偏离度这两个指标来看，广东省产业产值结构跟三大产业的就业并不协调。从图四当中的反映产值增长对就业吸纳能力的就业弹性系数来看，第一产业的就业弹性系数很低，除1998年外，二十多年来其就业弹性都在1和—1之间，这表明第一产业的就业对产值的变化缺乏弹性。而第二三产业的就业弹性变化更为曲折些，不过从大体上来看，第三产业的就业弹性系数绝大部分都为正的，这表明第三产业的发展对就业具有正向的拉动效应；而其数值绝大部分都落在0和1之间，说明第三产业对就业的拉动还不显著。第二产业的就业弹性系数的曲折变化结合起图一图二的产值变化来看，表明在随着产值不断上涨的过程当中，对第二产业劳动力的就业既具有前期正的拉动效应又有后期负的挤出效应。这里面，第二产业在蓬勃发展的过程当中从粗放型的经济增长方式开始向集约型的转变可以作为第二产业就业如此变动的原因。
从图五的三大产业结构偏离度来看，第二产业的产业结构偏离度随着时间的推移而不断地向0处回落，且越来越接近，表明第二产业在调整和结构变动的发展过程当中就业和产业结构变动两者的协调性逐步地走向了合理化。第三产业结构的结构偏离度变化趋势跟第二产业的有着很大的相似，所不同的时，在1999年后，它的产业结构偏离度有开始扩大的趋势。这表明，如何协调处理好第三产业的调整结构变动与就业关系是一个需要侧重考虑的问题。第一产业的产业结构偏离度处于0以下，在缓慢的变动过程当中有逐渐扩大的趋势。这也表明，第一产业内部存在着“隐性失业”的问题，如何对广东省第一产业进行结构性调整和结构变动以及在这过程当中处理好第一产业的就业问题，这也是一个不容忽视的问题之一。
图四：三大产业就业弹性系数平滑直线图
图五：三大产业产业结构偏离度平滑直线图
从上面对广东省产业结构与就业关系的现状分析来看，三大产业的就业关系与三大产业产值所反映出的产业结构两者确实存在着一定的相关关系，但却不是单一的线性关系而是复杂曲折的；两者之间的关系也并不协调，正如上面所提及到的存在着第二产业结构调整对就业存在着既吸纳又排挤的效应，以及第一三产业结构偏离度有着扩大的情形。有鉴于此，在接下来的第二三小节当中，本文将分别从产业结构变动条件下的就业效应与就业对产业结构变动所造成的制约影响进行分析。通过这样的分析试图说明以下两个问题：一方面，探明在产业结构变动的过程当中，还有哪些实际的宏观经济变量会对就业会产生实质性的影响，影响能有多大；另一方面，试图发掘在产值与就业人数数据的背后，它所隐藏着的巨大的就业压力对广东的产业结构调整结构变动的制约影响作用。
2.2、广东产业结构变动与就业互动效应的实证分析
第一小节的分析结果表明，对就业发生影响的，不仅仅是产业结构的调整变化，还存在着其它的因素。那么，在广东省产业结构调整的过程当中，在现有的宏观实际经济变量里面，哪些因素会对广东省的就业产生实质性的影响？这些因素当中所起的影响作用能够有多大？这是在分析的过程当中不可回避的问题。
从科布——道格拉斯的生产函数可以知道，在既定的技术水平条件下，国民收入是由资本和劳动力所创造的。而国民收入又可分配为消费（C）、投资（I）和进出口（EX）三大块（政府购买算入消费）。因而，劳动力（labor）与消费、投资和进出口存在着一定的函数关系，即存在着这样的关系Y=C+I+EX=AKαLβ。为了更加具体地了解实质变量对就业的影响效应情况，本文采用统计年鉴中的数据把消费分为了居民消费（RC）和政府消费（GC）；把投资由基本建设（CC）、更新改造（IC）和房地产开发（RE）这三个主要变量来代替；而进出口细分为出口（EX）和进口（IM）。与此同时，考虑到广东作为沿海开放地区，外商直接投资会对广东的技术水平产生正负面的影响作用（黄静波、付建，2004；等）、会对广东产业结构的变动起实质性的影响作用（徐芳，2003；陈延林，2004；王莉，2006等），因而把FDI也作为一个解释变量纳入就业量决定模型当中,检验它是否对于就业也存在着影响以及有多大的影响作用。
2.2.1、模型的假设及采用
（1）、假定所有的投资都能够充分有效的，因而，对于投资总量的增加，基本建设（CC）和房地产的开发（RE）的投资增加会使得劳动力的投入相应的增加，因而CC和RE与就业（labor）是正相关的关系；而更新改造（IC）则可能是对现有的技术进行改进，技术的进步所导致的排挤和吸纳劳动力的情况是不确定的，因而，允许IC前的系数可正可负。
（2）、假定产业结构的变动由第二、三产业产值占所有GDP比值的变动来反映。这其实是对产业结构的变动的衡量指标的选择假定。在蒲艳萍（2005）一文当中，只考虑第三产业的变化与就业的关系，用第三产业产值占全部GDP的比重的TRE产业结构指标作为衡量产业结构变动的主要指标。因当说，该文的这一处理有它的合理之处（P27），但是，只有TRE一个指标来衡量产业结构的变动，似乎还不够全面。特别是对于广东省这样一个是以第二产业作为主导产业来发展的区域来说，是不能对第二产业所占的比例变化进行忽略的。因而，本文借鉴了蒲艳萍（2005）一文对产业结构变动衡量指标的构建思想，分别通过第二、三产业产值占全部GDP的比重作为广东省产业结构变动衡量的主要指标，分别用TRE2和TRE3来表示。
（3）、假定就业量（labor）的对数与所采用的宏观经济经济变量RC,GC,CC,IC,RE,EX,IM以及FDI的对数存在着多元的线性相关关系。蒲艳萍（2005）一文当中，有对就业量决定模型的推导，结果是就业量的对数与所选择的各宏观经济变量的对数存在着多元线性关系。本文所采用的宏观经济变量指标与蒲艳萍一文所采用的存在着差异之处，尽管在前面一节当中论及到因国民收入的关系使得就业量与所选择的参数存在着函数关系，但是更为准备的方法应当是通过推导或者是用计量中的迭代法进行。但是，由于新引进的变量FDI的原因，使得理论的推导难行；而迭代法的最终结果还是把两者关系处理成线性关系。因而，本文直接设定两者存在着多元线性关系，通过计量检验其合理性与否。
2.2.2、数据的采集及说明
（1）、时期的选择。考虑到我国正式确立社会主义市场经济的目标是在1992年之后，文中如无特别说明，所用的时期均为1993年至2005年；
（2）、数据的来源，详见后面附表四所示；
（3）、产业结构的变动指标用TRE2和TRE3来表示，分别通过第二、三产业产值占全部GDP的比重来衡量；
（4）、模型的变量数据都是经过了取自然对数的处理，为了方便表示，各变量名省略了自然对数符号ln，因而，模型回归的结果是自然对数处理化的结果，而并非直接对变量名进行回归分析，这是应当特别注意的地方；
（5）、考虑到产业结构指标的特殊性和产业作为经济的“中观”指标的含义，模型的分析将把产业结构指标跟实际的宏观经济变量指标分开使用，而不像蒲艳萍（2005）一文当中指它也作为一个变量与其它变量一起作为模型的解释变量。主要的出于两个方面的考虑，一方面是由指标的性质所决定，它是由产业产值与总产值的比值转化而来，因而，把它纳入模型当中与实际的经济变量一起作为解释变量会存在着多重共线性的问题，这一多重共线性问题难以在模型当中消除。另一方面是由产业这一作为经济学当中的“中观”变量性质所决定。因而，本文的回归分析将分三个部分进行，第一部分是对就业与实际的宏观经济变量关系进行回归分析；第二部分是对产业结构与实际宏观经济变量关系进行回归分析;第三部分是对就业和产业结构关系进行回归分析。
2.2.3、分析的结果
（1）、分析结果之一：产业结构变动的就业效应
方程一：产业结构变动对就业的回归
LABOR = 5.101529881 + 3.733617253*STR2 + 3.374681754*STR3 +
T值 8.32 4.89 5.49
[AR(1)=1.172467397,AR(2)=-0.9943285147,AR(3)=0.3973594107]
3.65 -2.81 1.49
R-squared：0.982538；Adjusted R-squared： 0.970065；Durbin-Watson stat：1.907239
F-statistic：78.77303；Prob(F-statistic)：0.000005
从方程一的检验结果来看，方程的拟合度很高，整个方程的F统计系数通过检验；各参数变量系数的T检验值也都通过显著性检验，通过自相关的处理，DW值与2非常接近，已经消除了自相关性的存在。
该方程的结果有着重要的经济意义，它表明：就业与产业结构指标存在着很大的正相关关系，而且第二产业结构指标对就业的效应明显显著。因而，促进第二三产业的蓬勃发展有助于扩大就业的空间，特别是第二产业的发展。
（2）、分析结果之二：就业对产业结构变动的制约影响
方程二：就业人员对第二产业结构指标变动的回归
STR2 = -0.8997579156 + 0.3172668334*LAB1 - 0.02618728241*LAB3 +
T值 -3.51 7.91 -3.60
0.04404114562*LAB2 + 0.0649574939*LAB2(-1) - 0.2140243658*LAB2(-2) +
3.62 2.94 -10.12
[AR(1)=-0.5121410137]
-1.42
R-squared：0.993488；Adjusted R-squared：0.980464；Durbin-Watson stat：2.361646
F-statistic：76.28280；Prob(F-statistic) ：0.002281
方程三：就业人员对第三产业结构指标变动的回归
STR3 = -0.5086970631 - 0.1165056792*LAB2 + 0.1121217819*LAB2(-1) +
T值 -5.82 -7.40 5.18
0.04623803996*LAB3 + 0.08190921358*LAB3(-1) +
3.06 3.44
0.003660611203*LAB3(-2) + [AR(1)=-2.053601935]
0.20 -6.18
R-squared：0.992314；Adjusted R-squared： 0.976943；Durbin-Watson stat：2.490731
F-statistic：64.55494；Prob(F-statistic) ：0.002921
注：以上lab1,lab2,lab3的均为各产业从业人数占总从业人数的比值，在本文中且简称为第一、二、三产业从业人员系数指标。
从方程二和方程三的拟合系数和F统计量都很好，能通过检验；而各系数的T统计量值，除了方程三中的lab3(-2)之外，都可以通过检验。DW统计量又跟2接近，可以排除自相关的存在。两个方程的回归效果很好。
从回归的效果来看，第二产业结构的变动与第一、三产业的从业人员系数lab1,lab3相关；差别的地方在于str2跟lab1是正相关，而与lab3负相关。而str2与第二产业的从业人员系数各滞后期既有正的相关关系又有负的相关关系，可以看出第二产业结构的变动受第二产业从业人员系数本期和滞后一期的影响，而且滞后一期对它的影响效果比本期的还要高。从第三产业结构指标的回归结果来看，第一产业从业人员系数lab1由于无法通过检验，它对第三产业结构的变动str3是可以忽略的。Str3主要是受第二、三产业从业人员系数lab2,lab3本期和滞后一期的影响。Lab2的滞后一期对其有正的影响效应，而其本期则有负的效果；而str3受lab3本期和滞后一期的影响，与str2相似的是，滞后一期的lab3(-1)比lab3的影响系数要大。
（3）、分析结果之三：就业与宏观经济变量
分别对1987-2005年以及1993-2005年就业人数labor与实际宏观经济变量RC，GC，EX，IM，CC，RE，IC，FDI进行回归，结果发现，两者的模型拟合度都很高，分别为0.998107和0.999161，后者明显高于前者；F统计量结果显著，后者明显高于前者；但由于方程存在着多重其线性，导致各参数的T检验量不显著，无法通过检验。尽管如此，比较而言，后者的所有参数的T统计量也明显地高于前者。同样的数据同样的参数和模型，得出这样有所差异的结果，原因在于所选择的时间时段不同。可以推断，在我国1992年正式建立市场经济体制目标之前，依靠计划经济指令下的劳动力就业存在着隐蔽性失业的空间，导致各宏观经济变量对就业的拉动性不强。
为了更好地分析所选择的宏观经济变量变动后对就业的效应，在下面分析过程当中，选择的时间区间为1993-2005年这段时间。在这段时间之内，对就业人数labor与实际宏观经济变量RC，GC，EX，IM，CC，RE，IC，FDI进行回归，结果如下所示：
方程四、就业人数与总投资的回归方程
LABOR = 6.275353997 + 0.2483251796*TI
T值 67.03 21.42
R-squared：0.976595；Adjusted R-squared：0.974467；Durbin-Watson stat：1.913727
F-statistic：458.9846；Prob(F-statistic)：0.000000
方程五、就业人数与居民消费的回归方程
LABOR = 5.966770219 + 0.2758523606*RC +
T值 19.89 7.95
[AR(1)=0.8957057488,AR(2)=-0.2707764031]
5.07 -1.82
R-squared： 0.986955；Adjusted R-squared 0.982607；Durbin-Watson stat ：2.759471
F-statistic：226.9774；Prob(F-statistic) ：0.000000
方程六、就业人数与外商直接投资和净出口的回归方程
LABOR = 7.183218729 - 0.05485903036*FDI + 0.2166415612*EX
T值 73.79 -3.18 25.98
R-squared：0.988756；Adjusted R-squared：0.986507；Durbin-Watson 2.453531
F-statistic：439.6796； Prob(F-statistic)： 0.000000
从上面的三次拟合方程当中可以看出，模型的拟合优度很高，而且各参数和T统计量都通过了检验，而且各变量前面的参数符合经济的含义；方程的F统计量也很高，整体拟合的比较好。查表可知，对于n=13,k=1的DW统计值在（1.34，2.66）区间内无自相关；而对于n=13，k=2的DW统计值是在（1.562，2.428）区间内为无自相关的。因而，通过比较发现，方程四和方程六基本上通过了模型的检验（方程六DW值稍微有点瑕疵）。而就业人数与居民消费的回归方程尽管已经对自相关性进行了适当的处理，但是其DW值仍处于盲区，难以辨出是否还存在着自相关。考虑消费的所存在着的“惯性依赖”所表现出的粘性现象，对其滞后一期以及滞后两期都进行了回归，然而，尽管模型的统计量以及拟合程度都比较高，但是由于DW统计量依然通不过检验。检验结果可表明，广东省的居民消费对就业的拉动效应并不显著，难以确认其存在着的相关关系。
从以上的回归结果，可以得出以下结论：
①、总投资(TI)对就业具有显著的正的拉动效应，而且其拉动效应系数是在通过检验的所有变量当中最大的，表明增加投资是广东省扩大就业的最好途径之一；②、出口（EX）对就业也有很大的拉动效应，其系数只是稍微低于总投资；这可表明广东省的出口贸易在吸纳广东的就业人数方面同样发挥着重大的作用；
③、在通过方程检验的外商直接投资（FDI）前面的负的系数表明，FDI对广东的总体就业有排挤的效应，这也许与引进外商的资本技术所具有的排挤劳动力相关。尽管实际当中的FDI也存在着创造新的就业机会吸纳新的劳动力，使得它排挤就业的系数相对而言很小，只有5%左右；但是从总的检验效果来看，FDI所存在着的排斥就业现象依然不可小觑；
④、居民消费对就业的拉动效应并不显著，无法通过实证的检验；
⑤、改革开放前后的模型检验所存在着的差异表明，市场化会使得各宏观经济变量对于就业有着更为明显的效应。
（4）、分析结果之四：产业结构与宏观经济变量
方程七：第二产业结构指标的回归方程
STR2 = 0.5303360898 - 0.03572855295*CC + 0.09637266068*IC –
T值 35.21 -5.28 12.48
0.9124562916*STR3
-17.46
R-squared：0.979586；Adjusted R-squared： 0.972781；Durbin-Watson stat ：2.178753
F-statistic：143.9573；Prob(F-statistic) 0.000000
方程八：第三产业结构指标的回归方程
STR3 = 0.5684733446 - 1.064520848*STR2 + 0.1047936714*IC –
T值 19.89 -17.46 14.35
0.03891448844*CC
-5.47
R-squared：0.991058；Adjusted R-squared： 0.988078；Durbin-Watson stat：2.199121
F-statistic：332.5096；Prob(F-statistic)：0.000000
方程七和方程八的模型拟合程度也非常好，模型的T统计量也特别高，各变量之前的系数的T检验值也相当高，通过了检验；地于n=13，k=3的DW标准值在（1.816，2.184）内无自相关，可见方程七通过DW无自相关的检验；方程八稍微有点瑕疵，但是各变量的显著结果基本上保证了其拟合的程度是可以的。
从回归的结果来看，两个产业结构指标都跟投资当中的基本建设（CC）和更新改造（IC）相关。具体而言，两者跟基本建设都存在着负相关关系，而与更新改造是存在着正相关关系。这是str2和str3两者相同的地方，所不同的是，更新改造以于第三产业更有明显的正的拉动效应；基础建设对于第三产业具有更为明显的负的效应。而两个产业结构指标相互存在着的负的系数关系表明，广东省一二三产业结构之间的发展存在着此消彼长的关系，还没能够走上协调发展的和谐道路。
2、结论及对策
从上面现状分析和实证分析过程当中，可以得出以下结论：
（1）、改革开放以来，广东省三大产业的就业关系与三大产业产值所反映出的产业结构两者确实存在着一定的相关关系，但却不是单一的线性关系；第二产业结构调整对就业存在着既吸纳又排挤的效应，而第一三产业结构偏离度在发展的过程当中有着扩大的情形；而从就业弹性系数和产业结构偏离度来看，第一产业存在着“隐性失业”的问题；第二三产业结构变动的相关分析表明两者存在着不协调发展的问题；
（2）、从实证分析的过程来看，广东省产业结构的变动确实与就业存在着明显的互动关系。一方面，产业结构的变动对就业会有显著的拉动效应，且第二产业结构的变动所带来的效应高于第三产业的；另一方面，就业对产业结构的变动又有一定的制约作用，具体表现在第二产业结构的变动跟一、二、三产业从业人员的系数都相关；而第三产业结构的变动只与第二三产业的从业人员系数相关。从业人员系数的滞后期也会对产业结构产生显著的影响作用，尽管影响的正负相关性和大小存在着差异，但是它对第二三产业结构的变动的影响效果都高于当期的影响；
（3）、通过实际宏观经济变量与就业以及产业结构变动的回归分析，可以发现促进就业和实现产业结构变动的因素所在。而从实证分析的结果来看，市场化的程度对就业有明显的影响效应，总投资和出口是促进就业的有效手段，而外商直接投资从总体来看却是压挤了就业空间；而产业结构的变动则是与总投资当中的基础建设和更新改造相关，只不过它跟基本建设存在着负相关关系，而与更新改造是存在着正相关关系。居民消费在就业和产业结构变动方面所发挥的作用并不够显著，无法通过有效的检验。从就业以及产业结构的实证分析结果来看，在促进充分就业的同时促使产业结构发生变化结构变动，确实是有着相同的因素，即投资当中的更新改造。然而，更多的经济变量在实现这两个经济目标面前是难以兼得的。比如说，FDI对产业结构的变动结构变动有一定的正面影响作用（如徐芳，2003；陈延林，2004；王莉，2006等），但是它却对促进就业有负相关作用（见本文分析结果三）。
因而，为了使广东省的充分就业和产业结构变动两者能够得到均衡地发展，就必须采用适当合理而且有针对性政策手段，一方面，要正视广东三大产业结构与就业结构存在着的不合理状况，矫正三大产业不协调发展、三大产业的就业不匹配的问题，树立三大产业和谐发展以实现良性互动的发展理念；另一方面，要按客观经济规律办事，正视第二产业在就业方面所起的主导性作用，采取适合本区域实情的技术水平和发展模式，有效地解决就业的难题，缓解就业压力对产业结构变动带来的不良影响，在促进就业的同时顺得地实现产业结构的转变结构变动。同时，在实际的操作层面上，可以合理的采用鼓励更新改造以及自主创新等政策性手段，有力地改变和推进现有产业结构水平和就业惯性依赖，从而在一个新的产业结构水平和就业状况下实现两者的协调发展促进两者的良性互动。
致谢辞：
本文的顺利脱稿，跟林勇老师的宏观指导和严格要求，05级劳动经济学研究生崔惠斌师兄细致的指点以及同班罗子俊同学的交流互动是分不开的。在论文的选题和意义、参考资料的选读以及模型的构思和使用方面，崔惠斌师兄功不可没，其耐心和细致的开导以及到位的见解让本人豁然开朗的感觉；而同班罗子俊同学在本文写作的过程当中也提过几次建议，文章摘要的翻译是在他指出了本人译文的错误并且提供了较好的版本，在此表示衷心地感谢。林勇老师事前的安排、写作过程中严格的规范要求以及适当的鼓励，终于使得这样一篇文章开始像个样子。
当然，文章所出现的纰漏之处，由笔者自负。
参考文献及附表:略.
[1]就业弹性是指就业增长对经济增长变化的反映程度，即经济增长每提高1%所带来的就业增长的百分比。用公式表示为就业弹性=就业增长率/经济增长率。它是衡量产业对劳动力的吸收能力的一个重要指标，利用对数——对数模型对产业的就业量和增加值进行回归分析，可以得出相应产业的就业弹性。产业结构偏离度是主要反映就业结构与产值结构之间的不对称状态。就业的结构偏离度=（国内生产总值的产业构成百分比÷就业人数的产业构成百分比）－1。
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