城市產業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性探析
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［提要］首先，對烏魯木齊市三次產業(yè)結構與就業(yè)結構現(xiàn)狀及演變過程進行分析；其次，運用“結構偏離度”和“整體協(xié)調度”，計算烏魯木齊市產業(yè)結構與就業(yè)結構的協(xié)調度，發(fā)現(xiàn)兩者間仍處于低協(xié)調水平；再次，基于產業(yè)結構與就業(yè)結構的Moore結構值，利用灰色關聯(lián)分析法，測算烏魯木齊市就業(yè)結構的調整滯后于產業(yè)結構調整11年；最后，提出對策建議，以促進烏魯木齊市產業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調發(fā)展，進而推動烏魯木齊市經濟高質量發(fā)展。
關鍵詞：烏魯木齊市；產業(yè)結構；就業(yè)結構；協(xié)調性
產業(yè)結構的變動必然伴隨著勞動力的流動，進而引起就業(yè)結構的變動。關于兩者的研究，國內已有豐富成果。Petty和Clark（1957）提出：經濟水平的上升，第一產業(yè)就業(yè)難度增加，勞動力逐步流入第二、第三產業(yè)，進一步推動產業(yè)調整；Kuznets（1985）進一步提出：隨著工業(yè)化推進，第二產業(yè)增加就業(yè)難度加大，進而導致第三產業(yè)流入大量勞動力；在此基礎上，Chenery（1988）提出：由于發(fā)展中國家的經濟調整速度緩慢，各產業(yè)創(chuàng)造就業(yè)的潛力未充分發(fā)揮，導致發(fā)展中國家普遍存在勞動力流動沒有及時與產業(yè)結構調整相匹配；隨后，Hollanders（2002）、Jammarino和Mccann（2006）等研究指出：技術進行是影響產業(yè)結構能否與就業(yè)結構實現(xiàn)均衡發(fā)展的重要因素；在國外學者研究的基礎上，國內學者對此也展開了深入探討。陳越（1984）首次提出科學技術的突破，會產生新產業(yè)部門，吸納更多勞動力，進而引起產業(yè)結構與就業(yè)結構的調整；王慶豐（2009）、肖海萍（2010）、朱春楠（2012）、牟宇峰（2013）、沈濱（2014）等利用結構偏離度、比較勞動生產率、就業(yè)彈性等方法探討了江西省、東北三省、長江三角洲以及全國范圍的產業(yè)結構與就業(yè)結構的演進特征及相關性；隨后，董奮義（2016）、單良（2018）、華德亞（2019）、周健（2020）等學者通過細化產業(yè)、測算協(xié)調度、滯后期以及考慮空間因素等，豐富國內對產業(yè)結構與就業(yè)結構兩者間協(xié)調關系的相關研究。烏魯木齊市是西部地區(qū)重要的經濟增長極，也是建設絲綢之路的經濟核心區(qū)。對此，烏魯木齊市產業(yè)結構與就業(yè)結構的協(xié)調發(fā)展不僅對新疆經濟發(fā)展有重要作用，對西部其他地區(qū)實現(xiàn)產業(yè)結構與就業(yè)結構的協(xié)調發(fā)展也提供參考價值。但通過檢索相關文獻，發(fā)現(xiàn)烏魯木齊市關于其產業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性的研究存在不足。因此，本文利用“結構偏離度”、“整體協(xié)調度”以及灰色關聯(lián)分析法等，深入分析其產業(yè)結構與就業(yè)結構的協(xié)調性，對推動烏魯木齊市經濟高質量發(fā)展具有重要意義。
一、烏魯木齊市產業(yè)結構與就業(yè)結構演變分析
（一）烏魯木齊市產業(yè)結構演變分析。1990～2018年間烏魯木齊市產業(yè)結構的變化過程如圖1所示。對第一產業(yè)而言，其產值占比持續(xù)降至0.38%，期間變化幅度相對較小；第二產業(yè)的產值比重則呈現(xiàn)先降后升再降的變化勢態(tài)，由47.85%降至30.68%，下降幅度為17.17%；第三產業(yè)產值比重呈現(xiàn)相反變化勢態(tài)，即先上后降再降，由48.82%升至68.49%，上升幅度為19.67%。同時，相比于第一產業(yè)，其第二、第三產業(yè)的升降幅度更加劇烈。總體來看，其產業(yè)結構的整體變化勢態(tài)為：一直以“三、二、一”的結構進行發(fā)展。可見，拉動烏魯木齊市經濟增長的主要動力來源是第三產業(yè)，其次為第二產業(yè)。（圖1）
（二）烏魯木齊市就業(yè)結構演變分析。1990～2018年期間烏魯木齊市就業(yè)結構的變化過程如圖2所示。第一產業(yè)就業(yè)所占比重持續(xù)下降2.5倍左右，由11.99%降至4.75%，期間變化波動較小；對于第二產業(yè)，其就業(yè)比率由47.88%大幅度降到26.57%，隨后經歷小幅度的升降，再持續(xù)下降到2018年的20.33%；對于第三產業(yè)，其就業(yè)比率呈現(xiàn)相反變化勢態(tài)，即大幅度由40.13%增加到67.04%，隨后經歷小幅度的升降，再穩(wěn)定上升到74.92%。1990～2018年，就業(yè)結構的整體變化趨勢為：第一、第二產業(yè)的就業(yè)比率呈現(xiàn)同方向持續(xù)下降變化。相反，第三產業(yè)的就業(yè)比率呈持續(xù)增加變化。可見，對于烏魯木齊市而言，勞動力不斷從第一、第二產業(yè)流出，即第一、第二產業(yè)增加就業(yè)難度加大，進而導致第三產業(yè)流入大量勞動力。（圖2）綜上，對于第一產業(yè)，其產值與就業(yè)的占比都呈現(xiàn)不斷下降勢態(tài)。但相比于就業(yè)，其產值占比更低，表明該產業(yè)增加就業(yè)的難度加大，大量勞動力需要及時流出；對于第二產業(yè)而言，其產值比重呈大幅度下降后穩(wěn)定持續(xù)下降，就業(yè)所占比重呈小幅度相同變化勢態(tài)，表明兩者間處于低均衡發(fā)展水平；對于第三產業(yè)，其產值比重呈大幅度上升后穩(wěn)定持續(xù)上升，就業(yè)比率呈小幅度相同變化勢態(tài)，表明其產業(yè)的劇烈變化沒有顯著帶動就業(yè)變化。因此，由烏魯木齊市產業(yè)結構與就業(yè)結構在演變過程中存在較大差異，可以推斷出兩者間協(xié)調發(fā)展水平較低。
二、烏魯木齊市產業(yè)結構與就業(yè)結構協(xié)調性測算分析
對烏魯木齊市三次產業(yè)結構和就業(yè)結構的變化過程進行探討，發(fā)現(xiàn)兩者的發(fā)展在一定程度上處于低協(xié)調水平狀態(tài)。在此基礎上，本文利用“結構偏離度”、“協(xié)調系數(shù)”，深入分析兩者間協(xié)調程度，并結合實際情況探索其處于低協(xié)調水平的原因。
（一）結構偏離度分析。本文將利用結構偏離度來測算烏魯木齊市產業(yè)結構與就業(yè)結構均衡發(fā)展的水平，公式如下：ri=GiGLiL-1（1）式中：Gi為第i產業(yè)產量，G為GDP總量；Li為第i產業(yè)的就業(yè)人數(shù)，L為總就業(yè)人數(shù)，i為1、2、3。結構偏離度越接近0，則表明與均衡點距離越近，其均衡水平越高。從圖3可知，1990～2018年期間烏魯木齊市各產業(yè)結構偏離度的變化趨勢。對于第一產業(yè)而言，其結構偏離度是遠離均衡點的負數(shù)，且其遠離水平呈增加勢態(tài)。其主要原因是：一方面是因為農業(yè)經濟本身的規(guī)模經濟遞減；另一方面是因為第一產業(yè)中大量的勞動力由于自身能力等原因，無法及時向其他產業(yè)轉移。對于第二產業(yè)而言，其結構偏離度緩慢上升轉變?yōu)檎担泟×疑岛笾鸩娇拷恻c，但其距離均衡點仍然較遠。其主要原因是：第二產業(yè)內各細分產業(yè)鏈短，高附加值加工業(yè)發(fā)展緩慢，這導致第二產業(yè)創(chuàng)造更多就業(yè)崗位的能力受限。對于第三產業(yè)，其結構偏離度大幅度下降后轉變?yōu)樨撝担?001年起就業(yè)比率高于產值比率。其主要原因是烏魯木齊市第三產業(yè)的新興服務業(yè)發(fā)展比較滯后，所以限制了第三產業(yè)提供更多的勞動力就業(yè)的空間。總結構偏離度逐步接近均衡點，但與距離均衡點仍然較遠。可見，烏魯木齊市產業(yè)結構與就業(yè)結構逐步向均衡發(fā)展，但其發(fā)展水平仍然具有較大提升潛力。（圖3）
（二）整體協(xié)調度分析。本文通過“整體協(xié)調度”來測算烏魯木齊市產業(yè)結構與就業(yè)結構的整體協(xié)調水平。計算方法如下：Hse=ni=1Σ（SiEi）ni=1ΣSi2ni=1ΣEi2姨（2）D＝μSαμEβ姨（3）HDse＝Hse×D（4）HDse是產業(yè)結構與就業(yè)結構的整體協(xié)調度，Hse是兩者的協(xié)調系數(shù)，Si是第i個產業(yè)的產出比率，Ei是第i個產業(yè)的就業(yè)比率。D表示該時期的經濟水平，本文利用第三產業(yè)產值與就業(yè)水平進行綜合測度。μSα表示第三產業(yè)產值比重，μEβ表示第三產業(yè)就業(yè)比率，α＝0.5，β＝0.5。其中，0≤Hse≤1，0≤HDse≤1，如果Hse越接近于0，則HDse越小，整體協(xié)調水平越低；如果Hse越接近1，則HDse越大，整體協(xié)調水平越高。由圖4可知，烏魯木齊市產業(yè)結構與就業(yè)結構兩者的整體協(xié)調水平變化過程。第一個階段：1990～2002年，整體協(xié)調水平大幅度升至0.64。其主要原因是隨著二三產業(yè)快速發(fā)展，各產業(yè)創(chuàng)造大量就業(yè)崗位，使得其整體協(xié)調水平不斷上升；第二階段：2003～2010年，整體協(xié)調水平大幅度降至0.55，其主要原因是該時期內第二、第三產業(yè)以傳統(tǒng)產業(yè)為主，新興產業(yè)發(fā)展緩慢，使其增加就業(yè)的難度提高；第三階段，2011～2018年，整體協(xié)調水平大幅度上升后平穩(wěn)變動到0.71，其仍然未達到高水平協(xié)調，其主要原因是烏魯木齊市在此階段雖然積極承接和發(fā)展東部發(fā)達地區(qū)轉移的產業(yè)，但對傳統(tǒng)產業(yè)的升級以及特色產業(yè)8--的發(fā)展還處于較低水平。同時，就業(yè)未及時調整到與產業(yè)達到同步發(fā)展水平。因此，對于烏魯木齊市而言，其產業(yè)結構與就業(yè)結構的整體協(xié)調水平仍然處于低水平狀態(tài)，其結論與上文分析相一致。（圖4）
三、烏魯木齊市就業(yè)結構滯后時間測算分析
基于上文分析可知，烏魯木齊市產業(yè)結構與就業(yè)結構仍處于低協(xié)調水平。對此，下文將進一步對兩者的調整過程進行探索，探討兩者的調整是否存在先后順序以及具體時間間隔。
（一）Moore結構值測算分析。本文將采用空間矢量測量方法，以矢量空間夾角為基礎來反映產業(yè)內部結構的變化程度。計算公式如下：e=srccosni=1ΣSit1Sit2ni=1ΣSit12ni=1ΣSit22姨（5）式中，Sit1、Sit2分別指第t1、t2期第i產業(yè)產值比重，r表示t1、t2期兩組向量空間夾角的變化程度，取值為0，π2姨姨。同理，就業(yè)結構Moore結構值用于分析其就業(yè)結構的變化。Moore值越大，結構變化越大；反之，Moore值越小，結構變化越小。1990～2018年間烏魯木齊市產業(yè)結構Moore結構值的升降波動更頻繁，如圖5所示。由此可以推斷出其勞動力的流動未及時與產業(yè)變動實現(xiàn)同步發(fā)展。對于產業(yè)結構而言，其Moore結構值急劇下降，再快速上升，在1994年到達第一個峰值，期間變化波動較大。隨后，繼續(xù)呈現(xiàn)先降后升的連續(xù)變化勢態(tài)，分別在2002年、2004年、2008年達到波峰；相反，對于就業(yè)結構而言，其Moore結構值的升降頻率相對較少。其急劇下降后快速升到第一個波峰在1996年。五年后，再升到下一個波峰。接著，急劇下降再上升到2005年。隨后，持續(xù)先降后升的反復變化，分別在2011年、2014年、2016年達到峰值。因此，可以推出烏魯木齊市需要大約3～11年，就業(yè)結構才能調整到與產業(yè)結構同步發(fā)展的狀態(tài)。（圖5）
（二）灰色關聯(lián)分析。本文采用灰色關聯(lián)分析法，以產業(yè)結構為參考系列、就業(yè)結構為比較序列。測算產業(yè)結構與就業(yè)結構調整相差的具體時間間隔。將系統(tǒng)參考數(shù)據(jù)列設置為X0，系統(tǒng)比較數(shù)據(jù)列設置為Xi。參考序列：X0＝［X0（1），X0（2），…，X0（n）］（6）比較序列：Xi＝［Xi（1），Xi（2），…，Xi（n）］（7）初值化初始數(shù)據(jù)，即相同序列的所有數(shù)據(jù)除以第一個數(shù)據(jù)，然后得到新數(shù)列。記成初值化后的參考序列：X00＝［X00（1），X00（2），…，X00（n）］（8）初值化后的比較序列：Xi0＝［Xi0（1），Xi0（2），…，Xi0（n）］（9）ζi（k）=miniminkX00（k）-Xi0（k）+ρmaximaxkX00（k）-Xi0（k）X00（k）-Xi0（k）+ρmaximaxkX00（k）-Xi0（k）（i=1，2，…，n）（10）關聯(lián)度：ri=1nni=1Σζi（k）（11）首先，選擇1991～2002年產業(yè)結構Moore結構值作為參考序列，選取1991～2002年就業(yè)結構值Moore結構值作為比較序列。然后，將比較序列對應的年份向后移動，移動時間為滯后時間T（T=0、1、2，…，16）。最后，依次測算不同序列的灰色關聯(lián)度，將得到16年的灰色關聯(lián)度。計算結果見表1。（表1）通過對烏魯木齊市產業(yè)結構與就業(yè)結構的Moore結構值進行測算和分析，可以推出需要約3～11年，產業(yè)結構才能與就業(yè)結構達到同步發(fā)展狀態(tài)。再利用灰色關聯(lián)度進一步測算兩者間的具體間隔時間。T=11時，其灰色關聯(lián)度達到最高水平為0.7384，表明這一時期兩者調整到最高的契合度。換言之，就業(yè)結構需要11年才能調整到與產業(yè)結構實現(xiàn)協(xié)調發(fā)展的狀態(tài)。
四、結論與對策建議
（一）結論。首先，對烏魯木齊市產業(yè)結構與就業(yè)結構的整體演變過程展開探討；然后，利用“結構偏離度”和“整體協(xié)調度”對其兩者間的協(xié)調程度進一步測算；最后，采用灰色關聯(lián)測算兩者的調整過程存在的時間間隔。得出以下結論：（1）由烏魯木齊市業(yè)結構與就業(yè)結構在演變過程中存在較大差異，可以初步推斷出兩者間處于低協(xié)調水平；（2）結構偏離度與整體協(xié)調度都處于低水平階段，進而再次得出產業(yè)結構與就業(yè)結構兩者的協(xié)調發(fā)展具有較大提升潛力；（3）經過11年后，就業(yè)結構才能與產業(yè)結構達到高水平協(xié)調發(fā)展。
（二）對策建議。1、大力發(fā)展第一產業(yè)，促進第一產業(yè)就業(yè)增加。一方面增加資金與科技投入。因為通過增加資金，可以增加規(guī)模，改善第一產業(yè)的農業(yè)基礎設施，提供更有利于第一產業(yè)生產的環(huán)境。同時，增加科技投入，不僅能提升其勞動生產率，而且能增加優(yōu)質農產品生產。建設農產品科技園區(qū)，促進農產品加工、倉儲、物流、銷售共同發(fā)展，進而實現(xiàn)第一產業(yè)與第二、第三產業(yè)結構的融合發(fā)展。另一方面擴大郊區(qū)經濟類農作物，充分利用本地發(fā)展畜牧業(yè)的優(yōu)勢，發(fā)展畜牧業(yè)，增加畜牧產品生產。通過這兩個方面，促進烏魯木齊市更加高效率地發(fā)展第一產業(yè)，進而增加其產值與就業(yè)。2、推進新型工業(yè)化進程，促進第二產業(yè)就業(yè)增加。烏魯木齊市第二產業(yè)以重化工和資源密集型等傳統(tǒng)產業(yè)為主。同時，雖然積極承接和發(fā)展東部發(fā)達地區(qū)轉移的產業(yè)，但對傳統(tǒng)產業(yè)的升級以及特色產業(yè)的發(fā)展還處于較低水平，造成第二產業(yè)內各細分產業(yè)鏈短、高附加值工業(yè)發(fā)展緩慢，進而導致第二產業(yè)創(chuàng)造更多崗位的能力受限。首先，引進先進技術，充分利用優(yōu)勢資源，促進烏魯木齊市優(yōu)勢資源產業(yè)的升級；其次，建設特色工業(yè)園區(qū)，加快產業(yè)集群化、智能化發(fā)展，實現(xiàn)向深加工業(yè)延伸；最后，促進醫(yī)療化工、節(jié)能材料、大型先進設備等新興產業(yè)的發(fā)展，進而促進第二產業(yè)就業(yè)增加。3、加快現(xiàn)代服務業(yè)發(fā)展，促進第三產業(yè)就業(yè)增加。第三產業(yè)以交通運輸、倉儲、餐飲等傳統(tǒng)產業(yè)為主。相反，現(xiàn)代服務業(yè)如信息技術、創(chuàng)意與文化、信息咨詢、旅游等發(fā)展相對緩慢。同時，傳統(tǒng)服務業(yè)存在經營方式落后、效率低、收益小，導致對烏魯木齊市經濟帶動能力受限，其也影響到其他產業(yè)的發(fā)展，尤其是工業(yè)的配套服務業(yè)發(fā)展是比較滯后的，所以導致第二產業(yè)的發(fā)展也受到阻礙。因此，要創(chuàng)新經營模式，運用先進的信息技術，不斷推進服務業(yè)發(fā)展。如：利用電子商務平臺擴大特色農產品市場，提高農業(yè)的收益；充分開發(fā)旅游資源，創(chuàng)新其服務形式和豐富產品種類，加快發(fā)展特色旅游。4、不斷加大各產業(yè)人才培養(yǎng)力度。對于第一產業(yè)，不僅為農民提供農業(yè)種植技術，也提供其他生產技術，如農產品精加工技術，使農民能夠選擇的就業(yè)范圍增大，進而提高農民向其它產業(yè)流動的能力。對于第二產業(yè)，由于缺乏技術型與管理型高素質的勞動力，造成第二產業(yè)出現(xiàn)就業(yè)規(guī)模較難增加。因此，不斷增加人力資本投資，加強職業(yè)技能培訓，進而培養(yǎng)更多高素質、專業(yè)化技術型人才；對于第三產業(yè)，加強新興服務業(yè)人才培養(yǎng)，促進服務業(yè)高水平發(fā)展。因此，加強各產業(yè)人才的培育，提高各產業(yè)的勞動生產率，能加快烏魯木齊市產業(yè)結構與就業(yè)結構實現(xiàn)高水平的協(xié)調發(fā)展。
作者:溫清 單位:新疆師范大學商學院
