謝燕紅，徐 妍

(新疆師范大學 商學院， 烏魯木齊 830017)

哈薩克斯坦是典型的資源型國家，能源和礦產(chǎn)資源的開采、加工、出口在其國民經(jīng)濟中一直居于主導地位[1]。獨立后的哈薩克斯坦憑借資源稟賦優(yōu)勢實現(xiàn)了經(jīng)濟增長，但也陷入了產(chǎn)業(yè)結構單一、抗風險能力弱、技術進步緩慢和創(chuàng)新滯后的增長陷阱，國民經(jīng)濟發(fā)展質量和綜合競爭力亟待提高。進入21世紀，哈薩克斯坦制定并實施了“2003—2015年工業(yè)創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略”《工業(yè)創(chuàng)新發(fā)展國家綱要2015—2019》和“2050戰(zhàn)略”等一系列戰(zhàn)略規(guī)劃，旨在解決增長路徑依賴和產(chǎn)業(yè)結構失衡等問題[2]。世界金融危機后，哈薩克斯坦采掘業(yè)增加值占GDP比重有所下降，但依然接近15%且高于制造業(yè)，產(chǎn)業(yè)結構調整優(yōu)化的成效并不顯著。另外，勞動力不足，特別是專家、熟練工人等人才缺口大是制約哈薩克斯坦經(jīng)濟社會發(fā)展的重要因素。獨立至今，哈薩克斯坦每年都有一定規(guī)模的人口移民外流，2012年開始出現(xiàn)人口凈流出現(xiàn)象且人口流出規(guī)模逐年增大。更為重要的是，這些移民者中不乏青年人和接受過高等教育的人，使得哈薩克斯坦的有效經(jīng)濟人口受到較大沖擊。為緩解勞動力不足的壓力，哈薩克斯坦允許外國勞務人員配額制輸入，但近些年配額大幅削減，特別是明顯壓縮了專家和熟練工人的配額比重，加之高等教育水平和科技創(chuàng)新能力受限[3]，進一步加劇了哈薩克斯坦高素質勞動力的稀缺性。促進就業(yè)高質量發(fā)展是加快產(chǎn)業(yè)結構轉型的重要支撐，在資源型區(qū)域嘗試擺脫“資源詛咒”的過程更是如此。因此，對哈薩克斯坦而言，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構相互協(xié)調，對推動國民經(jīng)濟和社會持續(xù)穩(wěn)定健康發(fā)展具有重要意義。

一、 文獻綜述

部分學者對哈薩克斯坦的產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平進行了研究。一些學者認為哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構基本呈現(xiàn)“三二一”的特點，三產(chǎn)占GDP比重高是因為二產(chǎn)占GDP比重過低，三產(chǎn)實際發(fā)展水平較低，且工業(yè)內部的輕重比例失衡，重工業(yè)比較發(fā)達，輕工業(yè)比較落后[4-5]。另一些學者不僅通過三次產(chǎn)業(yè)的全社會勞動生產(chǎn)率和單位產(chǎn)出的勞動成本兩個指標認為哈薩克斯坦一產(chǎn)和三產(chǎn)具有比較優(yōu)勢，還通過構建產(chǎn)業(yè)國際競爭力評價體系認為哈薩克斯坦在產(chǎn)業(yè)競爭實力與產(chǎn)業(yè)環(huán)境上具有優(yōu)勢[5-7]。關于就業(yè)結構的研究的主要觀點是哈薩克斯坦就業(yè)結構呈現(xiàn)“三一二”的特點，并且哈薩克斯坦畸形的工業(yè)結構導致了就業(yè)結構失衡[8]。關于哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構關系的研究的主要觀點是哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構不協(xié)調，特別是第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構嚴重不協(xié)調，但總體上哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的差距正逐漸減小[8-10]。

從研究方法看，大部分文獻采用經(jīng)典的相似系數(shù)、就業(yè)彈性、比較勞動生產(chǎn)率和結構偏離度等指標對產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性進行定量分析，但這些工具指標由于自身的構造特點，在衡量協(xié)調性時都存在局限性。因此，有學者提出了協(xié)調系數(shù)[11]的概念，帶動了利用Moore結構值分析就業(yè)結構相對產(chǎn)業(yè)結構滯后周期的研究[12]。其他文獻則采用VECM模型、協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗等計量分析方法，對產(chǎn)業(yè)結構變動引發(fā)的就業(yè)效應進行了實證研究[13-17]。關于哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構關系的研究主要利用了結構偏離度進行分析[8-10]。

結合哈薩克斯坦經(jīng)濟結構轉型背景以及學界對哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究的現(xiàn)狀，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有文獻關于哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構關系的研究相對較少，在研究方法上也主要以結構偏離度分析為主，分析工具不足。本文嘗試利用多指標工具對哈薩克斯坦獨立后的產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性進行分析，嘗試在協(xié)調性因素及其影響效應等方面深入研究，從而提出更有針對性的對策建議。

二、哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的演進特點

為細致考察哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的變化特點，在數(shù)據(jù)可得的條件下，將該國第三產(chǎn)業(yè)進一步劃分為低技能服務業(yè)和高技能服務業(yè)。其中，低技能服務業(yè)包括批發(fā)和零售、住宿和餐飲、交通運輸和郵電通信、家政服務等行業(yè)，高技能服務業(yè)包括金融、房地產(chǎn)、教育、租賃和商務服務、科學研究和技術服務、公共管理和社會組織、居民服務和其他服務等行業(yè)。研究時段為1995—2019年。

(一)產(chǎn)業(yè)結構演進特點

哈薩克斯坦三次產(chǎn)業(yè)及細分行業(yè)1995—2019年的產(chǎn)出結構如圖1所示。

首先，哈薩克斯坦的一產(chǎn)比重從1995年的12.8%下降至2019年的4.8%，降幅達8個百分點。橫向比較來看，該比重已低于中等偏上收入國家的平均水平(5.7%)，但仍高于世界高收入國家的平均水平(1.3%)[18]，說明哈薩克斯坦仍存在產(chǎn)業(yè)結構高級化的空間。

其次，在獨立初期，哈薩克斯坦市場化轉型舉措失當，引發(fā)了國民經(jīng)濟和社會發(fā)展倒退，特別是工業(yè)生產(chǎn)力嚴重萎縮[19]。1997年，哈薩克斯坦提出加快優(yōu)勢資源開發(fā)，通過優(yōu)先發(fā)展油氣、礦產(chǎn)采煉工業(yè)加速工業(yè)化進程[20]，從而使1995—2000年該國二產(chǎn)比重呈現(xiàn)先降后升的變化趨勢。2000年以來，哈薩克斯坦逐漸形成以能源資源開采、出口為主的經(jīng)濟發(fā)展方式，工業(yè)內部結構失衡、精深加工能力薄弱等問題疊加，強化了哈薩克斯坦經(jīng)濟發(fā)展對資源稟賦優(yōu)勢的路徑依賴，也使二產(chǎn)產(chǎn)值規(guī)模及比重的變化趨勢與原油、有色金屬等國際大宗商品價格走勢接近，經(jīng)濟抗風險能力變弱。哈薩克斯坦制造業(yè)發(fā)展相對滯后，導致其采掘業(yè)增加值的比重在絕大多數(shù)年份都高于制造業(yè)，且后者上升乏力。這也說明，哈薩克斯坦要塑造持續(xù)的國家競爭優(yōu)勢，尚缺乏堅實的實體經(jīng)濟基礎，亟待加快優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構和壯大制造業(yè)的步伐，從而實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的轉變和可持續(xù)發(fā)展。

最后，哈薩克斯坦三產(chǎn)比重占據(jù)絕對支配地位，三次產(chǎn)業(yè)結構長期呈現(xiàn)“三二一”特點。但圖1(b)顯示，相對于采掘業(yè)和低技能服務業(yè)，哈薩克斯坦制造業(yè)和高技能服務業(yè)的增加值比重的走勢長期低迷。這說明，盡管服務業(yè)已成為對哈薩克斯坦經(jīng)濟發(fā)展貢獻最大的產(chǎn)業(yè)，但哈薩克斯坦并未真正邁入后工業(yè)化時代，三次產(chǎn)業(yè)及其細分行業(yè)的產(chǎn)出結構仍有較大優(yōu)化空間。產(chǎn)業(yè)體系不健全是制約哈薩克斯坦綜合實力提升的重要因素，在全球競爭力比較中，哈薩克斯坦始終排名靠后，在基礎設施、效率提升、創(chuàng)新成熟度等方面表現(xiàn)欠佳。

(a)

(b)

(二)就業(yè)結構演進特點

隨著哈薩克斯坦經(jīng)濟社會發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構演進，其就業(yè)結構也隨之調整。哈薩克斯坦1995—2019年的就業(yè)結構如圖2所示。

(a)

(b)

圖2(a)顯示，1995—2019年，哈薩克斯坦二產(chǎn)就業(yè)比重明顯下降且降幅接近30個百分點，一產(chǎn)就業(yè)比重持續(xù)緩慢上升，三產(chǎn)就業(yè)比重始終處于最高位且上升明顯，特別是進入2013年后升速加快。總體上，哈薩克斯坦三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)結構演變軌跡符合配第-克拉克定理。

結合圖1(b)和圖2(b)可知，工業(yè)結構不合理是制約哈薩克斯坦二產(chǎn)就業(yè)比重增長的主要因素。采掘業(yè)“一家獨大”造成哈薩克斯坦工業(yè)結構不協(xié)調，原材料工業(yè)抑制了加工工業(yè)特別是高端制造業(yè)的發(fā)展。產(chǎn)業(yè)結構失衡還會引發(fā)部門間初次收入分配差距擴大，不利于終端消費品行業(yè)發(fā)展，導致哈薩克斯坦制造業(yè)就業(yè)吸納能力不足。此外，采掘業(yè)一直是哈薩克斯坦吸引外資的重點領域，外資帶來的體現(xiàn)型技術進步加劇了資本對低技能勞動的替代效應，進一步弱化了哈薩克斯坦工業(yè)增長帶來的就業(yè)創(chuàng)造效應。顯然，長期依賴資源經(jīng)濟導致哈薩克斯坦二產(chǎn)就業(yè)比重的變化軌跡不完全符合庫茲涅茨曲線。

圖2顯示，哈薩克斯坦三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)結構已實現(xiàn)從“三一二”到“三二一”的轉變，并且高技能服務業(yè)的就業(yè)比重明顯高于低技能服務業(yè)。對于這一現(xiàn)象，需要考慮到哈薩克斯坦高技術、高技能勞動力長期短缺的狀況，先進制造業(yè)發(fā)展滯后也未對生產(chǎn)性服務業(yè)形成有效市場需求，因此哈薩克斯坦高技能服務業(yè)的知識密集性較弱，對從業(yè)人員的技術技能要求不高，從而表現(xiàn)出較強的就業(yè)吸納能力。

三、哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性的判別

(一)基于結構偏離度的判別

結構偏離度是衡量產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性的經(jīng)典指標，反映了某一產(chǎn)業(yè)的相對勞動生產(chǎn)率水平及勞動力吸納狀況。具體的計算公式為：結構偏離度=產(chǎn)業(yè)增加值比重/產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重-1。結構偏離度越接近于0，表明該產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出結構與就業(yè)結構越協(xié)調。2002—2019年，哈薩克斯坦三次產(chǎn)業(yè)的結構偏離度如圖3所示。

圖3顯示，哈薩克斯坦一產(chǎn)結構偏離度為負，說明一產(chǎn)的相對勞動生產(chǎn)率小于1，是勞動力轉出的部門，這與一產(chǎn)就業(yè)比重持續(xù)下降的情況相吻合。二產(chǎn)具有較高的正結構偏離度，說明二產(chǎn)的相對勞動生產(chǎn)率明顯大于1，是吸納勞動力的部門，但哈薩克斯坦工業(yè)內部結構不合理抑制了二產(chǎn)的就業(yè)創(chuàng)造效應，致使二產(chǎn)的增加值比重和就業(yè)比重長期處于不協(xié)調狀態(tài)。三產(chǎn)結構偏離度接近于0，說明三產(chǎn)的相對勞動生產(chǎn)率接近于1，對哈薩克斯坦國民財富擴大和吸納勞動力轉移就業(yè)均發(fā)揮了重要作用。受二產(chǎn)影響，哈薩克斯坦三次產(chǎn)業(yè)的總結構偏離度也較高，但總體呈下降趨勢，說明隨著哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構調整和經(jīng)濟多元化發(fā)展，其產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的協(xié)調性不斷提高。

注：總結構偏離度為三次產(chǎn)業(yè)結構偏離度的絕對值之和。

(二)基于調整協(xié)調性系數(shù)的判別

王慶豐[11]對相似系數(shù)計算方法中的變量進行重新定義，將產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構有關數(shù)據(jù)結合起來，提出了產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性系數(shù)Hse，計算公式如下：

(1)

由于不同時期的經(jīng)濟現(xiàn)代化發(fā)展水平不一樣，對產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構協(xié)調發(fā)展的影響也不同，因此為綜合考慮各時期的經(jīng)濟現(xiàn)代化水平，客觀、準確地反映哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構的協(xié)調發(fā)展水平，本文借鑒龔新蜀和李永翠[14]的做法，在傳統(tǒng)協(xié)調性系數(shù)Hse的基礎上引入調整系數(shù)D，構建調整后的協(xié)調性系數(shù)HDse，具體計算公式如下：

(2)

式(1)(2)中，xi、yi分別代表第i次產(chǎn)業(yè)的增加值比重和就業(yè)比重。Hse∈(0,1],HDse∈(0,1]，Hse和HDse越大，表示三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構和就業(yè)結構協(xié)調性越高。D衡量經(jīng)濟現(xiàn)代化水平，由高技能服務業(yè)的增加值比重(US)和就業(yè)比重(UE)決定。

哈薩克斯坦2002—2019年的產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性系數(shù)變動情況如圖4所示。

圖4 哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性系數(shù)

圖4顯示，2002—2019年，Hse和HDse都在波動中上升，說明哈薩克斯坦三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性不斷增強。但從HDse的大小看，這種協(xié)調性仍存在較大提升空間，這與圖3中總結構偏離度反映的現(xiàn)象一致。

Hse和HDse還呈現(xiàn)大致相同的變化特點，都經(jīng)歷了平穩(wěn)期、上升期和回落期三個調整階段。平穩(wěn)期為2002—2010年，其間哈薩克斯坦一產(chǎn)就業(yè)比重下降緩慢，說明農(nóng)村、農(nóng)業(yè)剩余勞動力轉移不暢，同期全球經(jīng)濟景氣度上升助推哈薩克斯坦原材料工業(yè)迅速發(fā)展，工業(yè)結構失衡減緩了二產(chǎn)就業(yè)比重提升，綜合作用導致三次產(chǎn)業(yè)結構協(xié)調性上升緩慢。協(xié)調性上升期為2011—2015年，其間哈薩克斯坦積極推動經(jīng)濟發(fā)展方式轉變，“2050戰(zhàn)略”“光明大道”等一系列政策的實施促進了哈薩克斯坦經(jīng)濟多元化轉型，產(chǎn)業(yè)體系得以健全優(yōu)化，加之受到國際金融危機沖擊，哈薩克斯坦原材料工業(yè)的增加值比重明顯下降，導致三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性顯著上升?；芈淦跒?016—2019年，其間哈薩克斯坦三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)結構變化趨勢平穩(wěn)，但二產(chǎn)增加值比重提高而三產(chǎn)比重下降，導致產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性系數(shù)降低。

四、哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性的影響因素分析

(一)變量選取

為進一步分析哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性的影響因素，本文考慮從工業(yè)化水平、城市化水平、對外貿(mào)易和勞動力需求4個方面選取變量，理由如下。

工業(yè)化道路具有多樣性和動態(tài)性，工業(yè)化道路不同，重點、優(yōu)先發(fā)展的產(chǎn)業(yè)也不同。傳統(tǒng)工業(yè)化模式下，特別是工業(yè)化初期，勞動密集型輕工業(yè)率先發(fā)展，有效吸納農(nóng)村、農(nóng)業(yè)人口轉移就業(yè)；進入工業(yè)化中后期，區(qū)域主導產(chǎn)業(yè)以資本、技術密集型為主，第三產(chǎn)業(yè)成為安置勞動力的主要部門，產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構呈現(xiàn)協(xié)調演進態(tài)勢。但基于能源優(yōu)勢的重工業(yè)化道路，強調優(yōu)先發(fā)展油氣開采和加工業(yè)，會抑制第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)吸納能力，也不能有效支撐服務業(yè)內部結構優(yōu)化升級，容易導致第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)吸納空間提前飽和，不利于產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的協(xié)調。

城市化是經(jīng)濟活動和生產(chǎn)要素的空間集聚過程，有利于形成專業(yè)化經(jīng)濟和多樣化經(jīng)濟，促進產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴大和新產(chǎn)業(yè)形成，拓展區(qū)域產(chǎn)業(yè)體系的就業(yè)吸納空間和就業(yè)吸納能力。同時，城市化也是居民生活收入水平持續(xù)提高的過程，有利于提升消費品市場的規(guī)模和層級，以市場需求擴大促進生活資料、生產(chǎn)資料部門協(xié)同發(fā)展，有力彌補產(chǎn)業(yè)發(fā)展“空白”，推動工業(yè)結構優(yōu)化，從而增強就業(yè)創(chuàng)造效應。

勞動力需求是生產(chǎn)的引致需求，因為勞動力作為生產(chǎn)要素，其配置會隨著生產(chǎn)的變化在產(chǎn)業(yè)部門和部門內部的行業(yè)間流轉變化。隨著經(jīng)濟發(fā)展和市場需求的變動，適應經(jīng)濟發(fā)展需要的新興行業(yè)或部門發(fā)展態(tài)勢好、規(guī)模不斷擴張，導致這些行業(yè)或部門對勞動力的引致需求也相應擴大，而與經(jīng)濟社會發(fā)展不適應的行業(yè)或部門則逐漸萎縮，對勞動力的引致需求也不斷縮小。因此，就業(yè)結構會隨著產(chǎn)業(yè)結構的調整而產(chǎn)生相應的調整。

對外貿(mào)易使發(fā)達國家憑借自身的技術優(yōu)勢，用本國工業(yè)制成品同發(fā)展中國家的初級工業(yè)產(chǎn)品和農(nóng)副產(chǎn)品進行交換。長期保持這一貿(mào)易格局會使發(fā)展中國家的產(chǎn)業(yè)結構固化，不僅導致出口商品結構單一，還導致發(fā)展中國家在國際垂直專業(yè)化分工體系中處于上游原材料供應環(huán)節(jié)，出口產(chǎn)品復雜度低，產(chǎn)業(yè)鏈延伸不足，出口導向型產(chǎn)業(yè)的就業(yè)吸納能力不強，雖然商品出口規(guī)模擴大，但不能帶動就業(yè)規(guī)模擴大。

基于以上原因，本文選取的解釋變量依次為工業(yè)化水平(IDU)、城市化率(UR)、出口依存度(EXP)、勞動力素質(LQ)以及勞動力規(guī)模(LS)，具體變量說明如表1所示。相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于哈薩克斯坦國家統(tǒng)計局和世界銀行數(shù)據(jù)庫，由于三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值和就業(yè)數(shù)據(jù)更新到2019年，而5個影響因素中勞動力素質數(shù)據(jù)只更新到2018年，所以確定研究期限為2002—2018年。

表1 變量說明

(二)平穩(wěn)性檢驗

由于選取的影響因素指標數(shù)據(jù)都是時間序列，為防止偽回歸問題的出現(xiàn)，需要對數(shù)據(jù)作平穩(wěn)性檢驗。因此，采取ADF檢驗方法對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果如表2所示。根據(jù)檢驗結果，HDse、IDU、UR和EXP均為一階單整，LQ是平穩(wěn)序列，LS的一階差分仍不平穩(wěn)，故將LQ和LS剔除，側重考察IDU、UR和EXP對HDse的影響。

表2 平穩(wěn)性檢驗結果

(三)因素效應分析

HDse、IDU、UR和EXP均為一階單整，故本文利用Johansen檢驗法判斷這些變量是否具有協(xié)整關系，檢驗結果如表3所示。結果顯示，協(xié)整秩跡檢驗和最大特征值檢驗都在5%的顯著性水平上拒絕“協(xié)整秩為1”的原假設，但無法拒絕“協(xié)整秩為2”的原假設，表明四個變量之間存在兩個長期協(xié)整關系。為進一步考察四個變量之間的短期關系，構建d(HDse)為被解釋變量以及d(IDU)、d(EXP)和d(UR)為解釋變量的VECM模型:

d(HDse)=βecm(-1)+λ1d(HDse(-1))+λ2d(IDU(-1))+λ3d(UR(-1)) +

λ4d(EXP(-1))+cons

(3)

表3 協(xié)整關系檢驗結果

式(3)中，d為差分算符，βecm(-1)為誤差修正項，β系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，HDse(-1)、IDU(-1)、UR(-1)和EXP(-1)均代表變量滯后一期，cons代表常數(shù)項。

VECM模型的估計結果如表4所示。其中，ecm(-1)系數(shù)為-0.979且通過10%水平的顯著性檢驗，說明當短期波動使協(xié)調度與工業(yè)化水平、城市化率、出口依存度偏離協(xié)整關系時，由這些變量所構成的系統(tǒng)將通過自發(fā)調節(jié)機制對偏離狀態(tài)進行修正，修正速度接近0.98，即98%的協(xié)調度偏離量將在下一期被修正，從而使協(xié)調度與工業(yè)化水平、城市化率、出口依存度重新恢復長期均衡關系。從VECM模型估計結果來看，工業(yè)化水平和城市化率沒有通過10%的顯著性水平檢驗，說明這兩個變量對哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性的影響可能要在中長期才產(chǎn)生聯(lián)動作用；而出口依存度在短期內對哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性影響結果為正且通過10%的顯著性檢驗，說明短期內哈薩克斯坦出口依存度的提升會促進就業(yè)崗位的增加，從而推動哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調。但從長期來看，哈薩克斯坦一直堅持的單一出口結構對就業(yè)的拉動作用十分有限且無法創(chuàng)造新崗位，阻礙了哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的協(xié)調。

表4 VECM模型估計結果

由VECM模型也可得到以HDse為被解釋變量的協(xié)整方程:

HDse=α1IDU+α2UR+α3EXP+cons

(4)

協(xié)整方程和OLS回歸模型的估計結果比較如表5所示。由表5可知，常數(shù)項顯著性水平在模型中沒有顯示，但不影響最終結果，而解釋變量的系數(shù)估計值均通過1%水平的顯著性檢驗。具體來看，當其他變量不變時，工業(yè)化水平和出口依存度每增加1個百分點時，協(xié)調度分別減少0.66和0.17個百分點。其主要原因是哈薩克斯坦尚未擺脫能源經(jīng)濟路徑依賴，強調優(yōu)先發(fā)展油氣開采和加工等重工業(yè)，抑制了二產(chǎn)的就業(yè)吸納能力，并且出口產(chǎn)品附加值低、價值鏈短、結構單一,特別是哈薩克斯坦商品出口額逐年下降，出口地位不如從前，一定程度上減少了就業(yè)崗位。因此，這兩個變量均不利于哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的協(xié)調，特別是出口依存度的消極影響更明顯。城市化率每增加1個百分點時，協(xié)調度增加4.33個百分點，因為哈薩克斯坦三產(chǎn)是目前吸納勞動力最明顯的產(chǎn)業(yè)，已成為哈薩克斯坦創(chuàng)造就業(yè)的支柱，而三產(chǎn)的發(fā)展需要以城市化為依托。因此，城市化水平提高對改善產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性的貢獻度較大。OLS回歸模型的系數(shù)估計值大小與協(xié)整方程的結果非常接近，在正負性上保持一致，說明上述協(xié)整關系具有一定的合理性。

表5 協(xié)整方程和OLS回歸模型估計結果

(四)協(xié)調趨勢預測

為進一步了解哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性的變化趨勢，本文利用式(3)對2015—2035年HDse、IDU、UR和EXP的數(shù)值進行估計。為進一步考察4個變量估計值的可靠性，選取2015—2018年的變量實際值與估計值進行比較，具體結果如表6和圖5所示。

表6 各變量估計值及偏差率

注：圖中數(shù)據(jù)起始時間為2014年。

表6顯示，2015—2018年協(xié)調度和城市化率的估計值與實際值偏差較小，工業(yè)化水平和出口依存度的估計值與實際值偏差較大。哈薩克斯坦城市化率的變化趨勢較穩(wěn)定，而工業(yè)化水平和出口依存度容易受國際原材料價格和金融環(huán)境的影響，變化趨勢較不穩(wěn)定，因此這兩個變量的估計值和實際值偏差較大。同時這也說明，依據(jù)城市化率的未來走勢對協(xié)調度的變化進行預測具有可靠性。圖5顯示，協(xié)調度在2015年后的20年中將處于上行通道，漲幅大致為10%，即由2015年的0.3提高至2035年的0.4左右。本文認為，協(xié)調度的小幅變化與城市化率的低增長有關。預測期內，城市化率僅提高了約1.5%，根據(jù)表5中的系數(shù)估計值，協(xié)調度的相應增幅介于6%和10%之間。

五、結論與建議

本文通過分析哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的演進特點，運用結構偏離度、協(xié)調性系數(shù)和VECM模型，探討了哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性及其影響因素,主要結論如下：

第一，哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構均呈現(xiàn)“三二一”特點，但采掘業(yè)規(guī)模過大、制造業(yè)發(fā)展不足，導致其輕重工業(yè)結構、重工業(yè)內部結構不合理，制約了現(xiàn)代服務業(yè)發(fā)展，也抑制了哈薩克斯坦國民經(jīng)濟的就業(yè)創(chuàng)造效應。

第二，哈薩克斯坦第二產(chǎn)業(yè)的結構偏離度較高且長期處于不協(xié)調狀態(tài)，導致總結構偏離度偏高、產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性下降。但哈薩克斯坦經(jīng)濟多元化發(fā)展趨勢使協(xié)調性逐步提高，提升空間依然較大。

第三，從影響因素看，若哈薩克斯坦延續(xù)資源依賴型發(fā)展模式，工業(yè)化水平和出口依存度的提高不利于促進哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構的協(xié)調，而城市化水平的提高有利于哈薩克斯坦產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調發(fā)展，且對協(xié)調性貢獻較大。

基于此，本文認為哈薩克斯坦應堅持推進經(jīng)濟多元化發(fā)展戰(zhàn)略，拓寬、暢通勞動力轉移就業(yè)渠道，促進產(chǎn)業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調演進。具體建議如下：

第一，持續(xù)優(yōu)化營商環(huán)境和投資環(huán)境，重點針對加工制造領域，消除投資壁壘，提高投資便利化程度，引導更多外資投向非資源性產(chǎn)業(yè)，促進哈薩克斯坦工業(yè)經(jīng)濟向精深加工化、技術集約化轉型；不斷完善投資優(yōu)惠政策，發(fā)揮財政資金的杠桿作用，帶動各類社會資本支持加工工業(yè)和新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以政府引導和市場主導相結合的方式，促進固定資產(chǎn)投資規(guī)模擴大和結構調整，推動哈薩克斯坦工業(yè)內部結構優(yōu)化升級。

第二，鼓勵輕工業(yè)企業(yè)發(fā)展，加強對輕工業(yè)企業(yè)的投資力度和稅收優(yōu)惠力度。在原有基礎上加強技術研發(fā)，培育優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，完善產(chǎn)業(yè)鏈，帶動輕工業(yè)發(fā)展，推動解決哈薩克斯坦輕重工業(yè)比例失調和第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)吸納能力弱的問題。

第三，加快建立層次分明、規(guī)模適度、功能合理的城鎮(zhèn)體系，加快邊境小城市群產(chǎn)業(yè)發(fā)展，緩解青年勞動力流失現(xiàn)象，在城市化建設中實現(xiàn)生產(chǎn)配套性服務業(yè)和生活消費性服務業(yè)的同步發(fā)展，進一步反哺工業(yè)，推動創(chuàng)新發(fā)展，同時帶動就業(yè)。

第四，深度參與全球價值鏈，努力探索非傳統(tǒng)出口商品的新增長點，實現(xiàn)出口產(chǎn)品多樣化,與全球產(chǎn)業(yè)鏈深度融合；充分利用優(yōu)惠貿(mào)易與經(jīng)濟協(xié)議，建立出口支持系統(tǒng)，使產(chǎn)品進入新市場得到政策支持；加強出口品牌效應，明確產(chǎn)品定位，形成獨特的競爭優(yōu)勢，提升出口產(chǎn)品質量，延長出口產(chǎn)業(yè)鏈，創(chuàng)造就業(yè)崗位。