于晗

摘 要：產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構之間存在著某種互動機制，兩者相互調(diào)整和演進升級的過程推動了經(jīng)濟的發(fā)展。本文在研究1978—2013年中國產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構的演進軌跡的基礎上，發(fā)現(xiàn)伴隨著產(chǎn)業(yè)結構的不斷優(yōu)化，勞動力也逐漸由低效率生產(chǎn)部門轉移到高效率生產(chǎn)部門。本文運用灰色預測模型對2014—2018年中國產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構變動趨勢進行了預測，預測結果顯示，產(chǎn)業(yè)結構呈現(xiàn)高級化趨勢，最終轉化為“三二一”格局，而就業(yè)結構的發(fā)展相對滯后于產(chǎn)業(yè)結構，但在2015年以后，就業(yè)結構也將演變?yōu)椤叭弧钡膬?yōu)化格局。

關鍵詞： 產(chǎn)業(yè)結構；就業(yè)結構；勞動力轉移

中圖分類號：F062.9 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2015）06-0026-06

一、問題的提出

產(chǎn)業(yè)部門是就業(yè)的直接載體，當生產(chǎn)要素從低效率部門向高效率部門流動時，會造成不同部門之間的此消彼長，處在動態(tài)變化之中，這種產(chǎn)業(yè)結構的變動必然導致勞動力在不同產(chǎn)業(yè)之間轉移流動，從而導致就業(yè)結構的變化。在這一互動過程中，產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構相互影響、相互制約，呈現(xiàn)出某種內(nèi)在聯(lián)系。國民經(jīng)濟的健康發(fā)展要求產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構相互適應、彼此協(xié)調(diào)，即產(chǎn)業(yè)結構的演進要有合理的就業(yè)結構與之相適應，否則產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整升級就會受到阻礙。因此，明確產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的相互關系及演進規(guī)律，進而對兩者之間的變動進行預測，具有重要的理論意義和應用價值。本文將對此進行深入研究。

二、文獻回顧

經(jīng)濟學家對產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構變動的研究主要以經(jīng)驗分析為主，并得到了一般規(guī)律。17世紀，配第發(fā)現(xiàn)部門之間相對收入差異是勞動力在產(chǎn)業(yè)部門之間流動的重要原因，隨后英國經(jīng)濟學家克拉克在考察了眾多國家產(chǎn)業(yè)結構間勞動要素轉移的問題并得出結論，隨著人均國民收入的提高，勞動力首先由第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉移，當人均國民收入水平進一步提高時，勞動力便向第三產(chǎn)業(yè)轉移。配第與克拉克的發(fā)現(xiàn)被統(tǒng)稱為配第—克拉克定理[1]。Kuznets[2-3] 在對勞動投入、資本投入與經(jīng)濟增長的關系進行了統(tǒng)計分析后認為，經(jīng)濟結構不斷調(diào)整和轉變必然帶動就業(yè)結構的變化。Chenery[4] 、Chenery和Syrquin[5]在構建世界發(fā)展模型的基礎上，運用了大量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)研究了工業(yè)化問題，認為工業(yè)化、城市化與勞動力轉移是結為一體的互動過程。

早期的研究成果為產(chǎn)業(yè)結構演進和勞動力轉移提供了重要理論的依據(jù)，此后學者的研究均以此為基礎。Fabio[6]通過建立結構改變和產(chǎn)業(yè)增長的演變模型，分析了兩者之間的決定因素，這種分析是建立在不同經(jīng)濟部門異質(zhì)性企業(yè)行為之上。Carolina[7]用偏離—份額方法評價了歐洲、美國和日本制造業(yè)和服務業(yè)相對權重的結構變化過程。Iwao[8]以1955—1968年日本經(jīng)濟發(fā)展的經(jīng)驗為基礎，研究了產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式、就業(yè)結構和政府產(chǎn)業(yè)政策的相互關系。

在國內(nèi)學者的研究中，李江帆和黃少軍[9]通過分析亞洲四小龍的產(chǎn)業(yè)結構演變，發(fā)現(xiàn)其演變過程符合產(chǎn)業(yè)結構演進規(guī)律，并得出經(jīng)濟體制對產(chǎn)業(yè)結構有明顯影響的結論。張守一[10]指出，美國產(chǎn)業(yè)變遷遵循了產(chǎn)業(yè)演變的一般規(guī)律，其就業(yè)結構與產(chǎn)業(yè)結構的變化具有相同趨勢。景躍軍[11]以戰(zhàn)后美國經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構關系為主線，研究了美國產(chǎn)業(yè)結構演變及經(jīng)濟發(fā)展的趨勢，并預測了未來15年美國產(chǎn)業(yè)結構變動的趨勢。徐廣軍和張漢鵬[12]通過對第五長波中美國產(chǎn)業(yè)演進的態(tài)勢分析提出中國應采取的產(chǎn)業(yè)演進模式。王慶豐[13]研究了中國產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的演進歷程并進行了預測，結果表明中國產(chǎn)業(yè)結構的工業(yè)化趨勢將進一步明顯，而就業(yè)結構在2011年演變?yōu)椤叭欢备窬?。奉瑩[14]采用人工神經(jīng)網(wǎng)絡的方法建立了就業(yè)結構模型，對1978年以來中國就業(yè)結構的演變過程及其影響因素進行了研究，并對就業(yè)結構以及就業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構進行了仿真和預測。梁艷菊[15]通過對重慶歷年經(jīng)濟數(shù)據(jù)的分析，研究了重慶產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構變動趨勢，發(fā)現(xiàn)重慶第三產(chǎn)業(yè)吸納勞動力的能力有逐漸下降并向第二產(chǎn)業(yè)流動的趨勢。胡華敏[16]論述了河南產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整狀況，分析了河南就業(yè)結構非農(nóng)化變動的特征，并預測了產(chǎn)業(yè)結構與勞動力就業(yè)結構轉移發(fā)展的趨勢。徐向東[17]和李艷[18] 分別對廣東和陜西的產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構演進進行了分析。從現(xiàn)有文獻可以看出，對產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構的預測多數(shù)以某一省份或城市為對象進行變動趨勢的分析，但從整體上預測中國產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構的研究并不多見。

在運用各種方法對產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構關系進行分析和預測的過程中，很多學者直接對產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構比例進行研究，而采用比例預測要克服定和等于1的約束限制，雖然學者們設計了各種映射方法對成分數(shù)據(jù)降維[13]，但是由于采用的方法不同，導致預測結果也不盡相同。針對這一具體問題，本文運用灰色預測模型，對1978年以來中國產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構演進軌跡進行深入分析，對三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和各產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)進行總體預測，并根據(jù)預測值計算出產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構比例，由此預測未來發(fā)展趨勢。由于產(chǎn)業(yè)結構最終是各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的間接反映，不直接對產(chǎn)業(yè)結構及就業(yè)結構比例進行預測，避免了由于考慮約束條件導致的預測結果不準確。

三、1978—2013年中國產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構演進軌跡

根據(jù)歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)，1978年以前，由于中國長期實行計劃經(jīng)濟體制下的重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重過高，三大產(chǎn)業(yè)結構嚴重扭曲。1978年至今，中國三大產(chǎn)業(yè)發(fā)生了巨大變化，其變動趨勢基本符合經(jīng)濟發(fā)展的規(guī)律，因而本文對1978年以來的數(shù)據(jù)進行深入分析，從中總結規(guī)律并對未來發(fā)展進行預測。圖1按年份繪制了中國第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)結構的變動趨勢。

從圖1中可以看出， 1978年至今，中國三大產(chǎn)業(yè)發(fā)生了巨大變化，其變動趨勢基本符合經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律，表現(xiàn)為：第一產(chǎn)業(yè)占GDP比重持續(xù)下降，由1978年的28.2%下降到2013年的10%，下降了18.2個百分點，第一產(chǎn)業(yè)占比減少了一半多；第二產(chǎn)業(yè)上下波動變化不大，由1978年的47.9%下降到2013年的43.9%，下降了4個百分點；第三產(chǎn)業(yè)除個別年份稍有下降外，基本保持上升趨勢，由1978年的23.9%上升到2013年的46.1%，上升了22.2個百分點，增長了近一倍。

同樣，本文對中國1978—2013年的就業(yè)結構數(shù)據(jù)進行分析，變化趨勢如圖2所示。

從圖2中可以看出，從1978年開始，由于工業(yè)化進程的推進，第二產(chǎn)業(yè)勞動力就業(yè)份額不斷上升，其就業(yè)比重由17.3%上升到30.1%，上升了12.8個百分點，但隨著工業(yè)化進程中技術含量的提高，第二產(chǎn)業(yè)對勞動力的需求相對減少，就業(yè)份額上升趨緩；這一時期也是中國農(nóng)村勞動力快速轉移的時期，勞動力逐漸轉向第二和第三產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額大幅下降，從1978年的70.5%下降到2013年的31.4%，下降了39.1個百分點，平均每年下降超過1個百分點；第三產(chǎn)業(yè)勞動力就業(yè)份額明顯提高，由12.2%上升到38.5%，上升了26.3個百分點。1978年以來，勞動力從農(nóng)業(yè)、制造業(yè)向服務業(yè)轉移，這也符合現(xiàn)代科技和社會經(jīng)濟發(fā)展的必然趨勢。

總體來看，1978—2013年中國產(chǎn)業(yè)結構演進大致經(jīng)歷了四個不同的階段，在這四個階段中，就業(yè)結構和產(chǎn)業(yè)結構相互作用、彼此制約，呈現(xiàn)鮮明的格局變化特征。

第一階段：1978—1984年。1978年后，中國在農(nóng)村實行了家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制和農(nóng)產(chǎn)品價格體系兩大改革，使農(nóng)業(yè)釋放出巨大的潛力，極大地推動了第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，第一產(chǎn)業(yè)占GDP比重迅速上升，由28.2%上升到34.1%。同時，輕紡工業(yè)等消費品也得到了很大的發(fā)展，重工業(yè)比重有所下降，輕重工業(yè)的比重關系得到調(diào)整，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重由47.9%下降到43.1%。第三產(chǎn)業(yè)方興未艾，由23.9%上升到24.8%。此時，產(chǎn)業(yè)結構呈現(xiàn)“二一三”格局。

在此期間，由于家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的全面實施使得作為勞動力蓄水池的第一產(chǎn)業(yè)釋放了大量的剩余勞動力，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重由70.5%下降到64.0%，下降了6.5個百分點，而第二、第三產(chǎn)業(yè)分別上升了2.6個百分點和3.9個百分點。此時，就業(yè)結構呈現(xiàn)“一二三”格局。

第二階段：1985—1991年。隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的實施，農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)力接近全面釋放，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重短暫上升后開始逐步下降，由28.4%下降到24.5%。第二產(chǎn)業(yè)比重小幅下降，由42.9%下降至41.8%。隨著中央出臺了一系列鼓勵和促進輕工業(yè)發(fā)展的政策與措施以及加大對第三產(chǎn)業(yè)的支持力度，第三產(chǎn)業(yè)迅猛發(fā)展，由28.7%上升至34.8%，特別是在1985年，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重超過第一產(chǎn)業(yè)。此時，產(chǎn)業(yè)結構呈現(xiàn)“二三一”格局。

而在勞動力方面，20世紀80年代中期，隨著改革力度加大，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展較快，城鎮(zhèn)國有企業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)對農(nóng)村剩余勞動力的吸納能力增強，因而在1978—1988年第一產(chǎn)業(yè)勞動就業(yè)份額下降了10.5%，但由于1989—1991年為治理整頓時期，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額基本上徘徊在60%左右，而第二、第三產(chǎn)業(yè)僅上升0.6%和3%。此時，就業(yè)結構仍呈現(xiàn)“一二三”格局。

第三階段：1992—2001年。隨著社會主義市場經(jīng)濟體制的確立以及非公有制經(jīng)濟的發(fā)展，個體經(jīng)濟和私營經(jīng)濟大量涌現(xiàn)并迅速發(fā)展，第三產(chǎn)業(yè)得到大力發(fā)展，10年間，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重由34.8%上升至40.5%，增加了5.7%。第一產(chǎn)業(yè)比重下降的趨勢沒有改變，由21.8%下降到14.4%，下降了7.4個百分點。第二產(chǎn)業(yè)比重在波動中小幅上升，由43.5%上升到45.2%，上升了1.7個百分點。此時，產(chǎn)業(yè)結構仍呈現(xiàn)“二三一”格局。

就業(yè)結構中，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重下降了8.5%，而從1998年開始，由于國有企業(yè)改革，大批職工面臨下崗，因而第二產(chǎn)業(yè)難以吸納由第一產(chǎn)業(yè)轉移出來的勞動力，在這10年間，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重僅上升0.6%，相對就業(yè)比重趨穩(wěn)，而第三產(chǎn)業(yè)比重上升了7.9%，這表明從第一產(chǎn)業(yè)轉移出來的勞動力越過了第二產(chǎn)業(yè)，直接向第三產(chǎn)業(yè)轉移。特別是在1995年，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重超過第二產(chǎn)業(yè)。此時，就業(yè)結構呈現(xiàn)“一三二”格局。

第四階段：2002—2013年。從2002年開始，中國全面融入全球經(jīng)濟體系，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重繼續(xù)下降，到2013年，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重僅占GDP的10%，第二產(chǎn)業(yè)比重在波動中小幅下降，下降了0.9%，第三產(chǎn)業(yè)比重繼續(xù)上升，由41.5%上升到46.1%，第二、第三產(chǎn)業(yè)比重差距越來越小。到2013年，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重首次超越第二產(chǎn)業(yè)，高出2.2個百分點。此時，產(chǎn)業(yè)結構呈現(xiàn)“三二一”格局。

中國加入世界貿(mào)易組織后，工業(yè)特別是加工制造業(yè)得到了迅速發(fā)展，中國逐漸成為“世界工廠”。12年間，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重由21.4%上升到30.1%，提高了8.7個百分點。同時，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重由28.6%提高到38.5%，提高了9.9個百分點。尤其在2011年，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重超過第一產(chǎn)業(yè)。此時，就業(yè)結構呈現(xiàn)“三一二”格局。

四、中國產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構演變預測

1.GM（1，1）灰色預測模型基本思想

灰色預測模型以GM（1，1）模型為基礎，GM（1，1）模型是一階單變量的微分方程動態(tài)模型，主要應用于時間序列預測。在建模前，本文先對原始數(shù)據(jù)進行預處理。設原始時間數(shù)列為 X（0）（t）=[x（0）（1），x（0）（2），…，x（0）（n）]。令X（1）（k）=[x（1）（1），x（1）（2），…，x（1）（n）]為X（0）（t）的一階累加生成，其中，x（1）（k）=∑kt=1x（0）（t），k=1，2，…，n。

通過累加生成削弱原始數(shù)據(jù)的隨機干擾，突出系統(tǒng)所蘊含的內(nèi)在規(guī)律。對生成數(shù)據(jù)列X（1）建立一階微分方程：

dx（1）dt+ax（1）=u （1）

定義yn=[x（0）（2），x（0）（3），…，x（0）（n）]T。則x^（1）（k+1）可以通過下式求得：

x^（1）（k+1）=[x（0）（1）-ua]e-ak+ua（2）

進而，GM（1，1）模型的時間相應式的累減還原值可以通過下式求得：

x^（0）（k+1）=x^（1）（k+1）-x^（1）（k）（3）

當k≤n時，稱x^（0）（k）為模型模擬值；當k>n時，稱x^（0）（k）為模型預測值。

2.模型應用

（1）2014—2018年中國產(chǎn)業(yè)結構演變預測。灰色系統(tǒng)理論認為社會經(jīng)濟系統(tǒng)屬于本征性灰色系統(tǒng)，其把在一定范圍、一定時間內(nèi)經(jīng)濟變量的變化隨機過程看作是灰色過程。本文分別利用1978—2013年三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值擬合成產(chǎn)值變化曲線，根據(jù)預測總產(chǎn)值得到2014—2018年三大產(chǎn)業(yè)結構的預測結果。擬合曲線如圖3—圖5所示。

圖3描述了第一產(chǎn)業(yè)在1978—2013年的真實值波動狀態(tài)，這種波動在2000年前后變化較為劇烈，而其他年份相對較為平坦?；诨疑A測模型的方法，可以將上述第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)擬合成為一條近似拋物線曲線，該曲線總體呈上揚趨勢。圖4描述了第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值擬合曲線及對應的真實值。從數(shù)據(jù)中可以看出，在20世紀80年代初和90年代中期這個時間段，預測值曲線和真實值曲線能夠較好吻合，在2000年以后預測值曲線有偏離真實值曲線的趨勢，這主要因為灰色模型建立的是生成數(shù)據(jù)模型而不是原始數(shù)據(jù)模型，因而可以從雜亂的數(shù)據(jù)表面尋找到規(guī)律。而在總體上，擬合曲線呈上揚趨勢。圖5描述了第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的擬合曲線與真實值曲線的對比情況。與第二產(chǎn)業(yè)預測曲線類似，第三產(chǎn)業(yè)的擬合曲線在2000年后也呈現(xiàn)出偏離真實值曲線的趨勢，而且這種偏離趨勢更加顯著。綜合比較上述三大產(chǎn)業(yè)的上揚趨勢，可以看出第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值擬合曲線變化在2000年后變化曲率更大，反映了第三產(chǎn)業(yè)在這一時期內(nèi)的迅速發(fā)展態(tài)勢。

綜合以上分析，本文根據(jù)各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值擬合曲線進一步推測出中國2014—2018年產(chǎn)業(yè)結構預測值，預測結果如表1所示。需要注意的是，預測的數(shù)值采用各產(chǎn)業(yè)在總體經(jīng)濟中所占的百分比形式，而非具體產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值。

表1預測結果顯示，就產(chǎn)業(yè)結構而言，2014—2018年第一產(chǎn)業(yè)比重持續(xù)迅速下降，下降了2個百分點；第二產(chǎn)業(yè)比重緩慢下降，下降了0.2個百分點，說明隨著經(jīng)濟的發(fā)展，工業(yè)化趨勢將呈減弱趨勢，但這種減弱趨勢具有一定限度；第三產(chǎn)業(yè)比重迅速上升了2.3個百分點，表明第三產(chǎn)業(yè)將繼續(xù)迅速發(fā)展，主導地位不會改變?？梢钥闯?，在未來一段時期內(nèi)，產(chǎn)業(yè)結構將保持“三二一”的高級化趨勢發(fā)展格局，這與王慶豐得出的預測趨勢一致[13]。

（2）2014—2018年中國就業(yè)結構演變預測。

本文利用1978—2013年三大產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)擬合成三大產(chǎn)業(yè)就業(yè)的變化曲線，然后根據(jù)此擬合曲線預測就業(yè)人數(shù)變化，進而得到2014—2018年三大產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構的預測結果。擬合曲線如圖6—圖8所示。

圖6描述了1978—2011年第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的真實值曲線及預測值曲線，可以看出，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)真實值曲線在1990年發(fā)生了較大幅度波動，而從20世紀90年代以后，總體呈現(xiàn)下降趨勢，這與1990年的中國經(jīng)濟政策導致就業(yè)人數(shù)急劇變化有關。而灰色預測模型擬合出的曲線在1979年發(fā)生了波動，而1979年以后預測值曲線總體呈穩(wěn)定的下降趨勢。圖7描述了第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的真實值與預測值曲線，可以看出，真實值曲線圍繞預測值曲線呈對稱狀態(tài)分布，預測值曲線在1979年出現(xiàn)明顯躍升后，基本保持持續(xù)增長狀態(tài)，而增長變化速度基本保持穩(wěn)定，這也反映出中國第二產(chǎn)業(yè)在改革開放以來的持續(xù)性投入下，一直處于并長期保持持續(xù)平穩(wěn)增長狀態(tài)。圖8描述了第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的真實值曲線與預測值曲線，從真實值曲線來看，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)逐年增加，總體上升趨勢明顯，預測值曲線對真實值曲線的擬合度較前兩者準確性高。以上數(shù)據(jù)結果表明，相對產(chǎn)業(yè)結構，就業(yè)結構的變化較為劇烈，但通過灰色預測模型方法仍可以尋找出其變化規(guī)律。

根據(jù)以上分析，根據(jù)三大產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)擬合曲線，可以推測出2014—2018年就業(yè)結構預測值。預測結果如表2 所示。

就業(yè)結構預測結果顯示，2014—2018年第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重緩慢下降，5年間下降6.4個百分點；第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重穩(wěn)中略降，5年間僅下降0.5個百分點；第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重持續(xù)上升，5年間上升6.9個百分點?？梢娫谖磥淼囊欢螘r期內(nèi)，第三產(chǎn)業(yè)仍是吸納勞動力的主渠道。到2015年底，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重將超過第一產(chǎn)業(yè)，第三、第二和第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)結構比例將演變?yōu)?3.1∶29.1∶27.8，呈現(xiàn)“三二一”格局，產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構將呈現(xiàn)一致的高級化格局結構。

五、結 論

在經(jīng)濟發(fā)展過程中，產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構相互影響、相互制約，呈現(xiàn)出某種內(nèi)在互動關系，而經(jīng)濟的健康運行要求產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構相互適應、協(xié)調(diào)發(fā)展。本文通過對1978—2013年中國的具體數(shù)據(jù)進行分析，并采用數(shù)值擬合的方法繪制出中國產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構變動趨勢曲線?？紤]到灰色理論的可以通過少量的、不完全的信息對未來狀態(tài)進行預測的特征，因此，利用灰色預測模型方法對2014—2018年產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構在總體經(jīng)濟中所占的百分比進行預測，在此基礎上得到如下主要結論：

第一，產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構具有趨同效應，即在格局分布上會逐漸趨于一致。經(jīng)濟的有序發(fā)展要求國民經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構相互適應，一方面產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整升級將會影響就業(yè)結構的變動；另一方面就業(yè)結構調(diào)整也是產(chǎn)業(yè)結構演進變化的重要內(nèi)容，合理的就業(yè)結構能夠有效促進產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化。以上研究表明，截至2013年年底，中國三大產(chǎn)業(yè)結構呈現(xiàn)“三二一”格局，而就業(yè)結構為“三一二”格局，雖然兩者之間不具有匹配性，但是本文預測到2015年年底，就業(yè)結構與產(chǎn)業(yè)結構將均呈現(xiàn)一致化的“三二一”格局，即兩者隨著時間的推進，將具有趨同效應。

第二，就業(yè)結構結構呈現(xiàn)“三二一”格局的時間滯后于產(chǎn)業(yè)結構。滯后是一個時間概念，主要指就業(yè)結構在時間維度上落后于產(chǎn)業(yè)結構的程度，是產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構關系的另一種體現(xiàn)形式。就業(yè)結構滯后時間過長將會造成嚴重的失業(yè)，不利于產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整和升級，而關于滯后時間的測算目前尚無準確有效的方法。本文利用灰色預測模型的方法對滯后時間進行研究，結果表明：中國產(chǎn)業(yè)結構在2013年呈現(xiàn)出“三二一”格局，而就業(yè)結構將在2015年底才會呈現(xiàn)這一格局，就業(yè)結構的“三二一”格局相對與產(chǎn)業(yè)結構滯后兩年實現(xiàn)。這一預測方法為解決滯后時間測算問題提供了一種思路。

第三，相對于產(chǎn)業(yè)結構變化曲線，就業(yè)結構的真實值與預測值變化曲線表現(xiàn)得更為劇烈。這主要是由于就業(yè)人員受產(chǎn)業(yè)結構影響的同時，還受戶籍制度和土地制度等的制約，勞動力在城鄉(xiāng)之間無法自由流動。此外經(jīng)濟體制轉軌所引發(fā)的產(chǎn)業(yè)運行格局的不確定性以及勞動者就業(yè)的不穩(wěn)定性，均可影響就業(yè)人員在三大產(chǎn)業(yè)結構中的分布。因此，從整體的就業(yè)結構與產(chǎn)業(yè)結構變動趨勢來看，就業(yè)結構的變化幅度明顯高于產(chǎn)業(yè)結構。

參考文獻：

[1] Fisher，A.G.Primary， Secondary and Tertiary Production[J]. Economic Record， 1939， 52（15）：24-38.

[2] Kuznets，S. Economic Growth of Nations[M].Boston：Belknap Press of Harvard University Press，1971.161-182.

[3] Kuznets，S. Modern Economic Growth： Findings and Reflections[J].The American Economic Review，1973，69（12）：247-258.

[4] Chenery，H. Patterns of Industrial Growth[J].The American Economic Review，1960，175（50）：624-654.

[5] Chenery，H.，Syrquin，M.Patterns of Development：1950-1970[M]. Oxford：Oxford University Press，1975.152-153.

[6] Fabio，M. An Evolutionary Model of Industrial Growth and Structural Change[J]. Structural Change and Economic Dynamic， 2002，78（13）：387-414.

[7] Carolina，C. The Relative Weight of Manufacturing and Services in Europe： An Innovation Perspective[J]. Technological Forecasting and Social Change， 2000，259（76）：709-722.

[8] Iwao， O. Industrial Structure and Employment：The Experiences in Japanese Economic Development，1955-68[J]. The Developing Economics，1976，14（4）：341-365.

[9] 李江帆，黃少軍.世界第三產(chǎn)業(yè)與產(chǎn)業(yè)結構演變規(guī)律的分析[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2001，（2）：31-33.

[10] 張守一.美國產(chǎn)業(yè)與就業(yè)結構變化[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，1989，（7）：14-16.

[11] 景躍軍.戰(zhàn)后美國產(chǎn)業(yè)結構演變研究[D].長春：吉林大學博士學位論文，2004.28-121.

[12] 徐廣軍，張漢鵬.美國產(chǎn)業(yè)演進模式與中國產(chǎn)業(yè)結構升級[J].經(jīng)濟與管理研究，2010，（7）：65-68.

[13] 王慶豐.中國產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調(diào)研究[D].南京：南京航空航天大學博士學位論文，2010.45-76.

[14] 奉瑩.中國就業(yè)結構演變及就業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展趨勢研究——基于人工神經(jīng)網(wǎng)絡的定量分析[D].成都：西南財經(jīng)大學博士學位論文，2009.

[15] 梁艷菊.重慶市產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的變動趨勢研究[J].科技和產(chǎn)業(yè)，2006，（10）：5-10.

[16] 胡華敏.河南產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的變化趨勢研究[J].河南社會科學，2007，（9）：206-207.

（責任編輯：徐雅雯）