天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)性分析

1、天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)性分析摘 要:本文對(duì)2004-2012年天津市三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)性進(jìn)行分析，并闡釋天津市三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間的動(dòng)態(tài)變化過(guò)程及其相關(guān)性程度，促進(jìn)天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的均衡性發(fā)展。關(guān)鍵詞：天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；就業(yè)結(jié)構(gòu)；相關(guān)性引 言隨著改革開放以及國(guó)民經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了深刻變化，在2010年天津市國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值達(dá)到9224億元，綜合實(shí)力躍上新的臺(tái)階，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值繼深圳、上海、北京之后邁過(guò)1000美元的門檻，這就意味著天津已經(jīng)進(jìn)入高收入發(fā)達(dá)地區(qū)，其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整發(fā)揮了重要作用，各產(chǎn)業(yè)的構(gòu)成比例及其之間的聯(lián)系直接推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的

2、發(fā)展。天津市經(jīng)濟(jì)在持續(xù)快速增長(zhǎng)、就業(yè)總量穩(wěn)步增加的同時(shí)，各產(chǎn)業(yè)間結(jié)構(gòu)演進(jìn)及產(chǎn)業(yè)內(nèi)部各行業(yè)結(jié)構(gòu)變化在就業(yè)中的作用也在發(fā)生著變化。因此，從實(shí)證出發(fā)，探求該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，對(duì)今后找出既有利于經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展又利于解決就業(yè)問(wèn)題的區(qū)域發(fā)展模式有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。1 天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的演變 在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，根據(jù)配第·克拉克定理，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初級(jí)階段勞動(dòng)力主要是從第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移； 隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人均收入的提高， 勞動(dòng)力進(jìn)一步由第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。繼配第和克拉克研究成果的基礎(chǔ)上，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家西蒙·庫(kù)茲涅茨在對(duì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步分析，

3、研究表明：隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值不斷增長(zhǎng)和人均國(guó)民收入不斷提高的情況下，社會(huì)產(chǎn)業(yè)不論是產(chǎn)值結(jié)構(gòu)還是就業(yè)結(jié)構(gòu)都會(huì)發(fā)生變化。其變化的一般趨勢(shì)是：在工業(yè)化初期，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重不斷下降，第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重不斷上升；當(dāng)工業(yè)化進(jìn)入中期階段后，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重逐漸超過(guò)第二產(chǎn)業(yè)，大量勞動(dòng)力開始向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移， 第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重持續(xù)上升， 第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重變化不顯著。雖然在一定時(shí)期，就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化往往會(huì)滯后于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，但從長(zhǎng)期看，二者之間具有一致性。 1.1 天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化與特點(diǎn) 表顯示，第一產(chǎn)業(yè)比重由2004年的3.38%降至2012年的1.33%，降幅了2個(gè)百分點(diǎn)

4、，2004年以來(lái)第一產(chǎn)業(yè)一直遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，且與第二、三產(chǎn)業(yè)比重的差距越來(lái)越大，2004年至2008年，第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)差距53個(gè)百分點(diǎn)，2009以來(lái)，第一二產(chǎn)業(yè)差距有逐步下降的趨勢(shì)，但保持在50個(gè)百分點(diǎn)；而第一產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的差距2004至2008一直保持在40個(gè)百分點(diǎn)左右，而2009年以來(lái)，第一產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的差距逐漸拉大到45個(gè)百分點(diǎn)呈穩(wěn)步上升趨勢(shì)；第二產(chǎn)業(yè)比重穩(wěn)中有降，由2008年最高比重55.21%降至2012年的51.68%，降幅達(dá)4個(gè)百分點(diǎn)；第三產(chǎn)業(yè)比重自2004年以來(lái)一直保持穩(wěn)步上升趨勢(shì)?？傮w來(lái)看，第一產(chǎn)業(yè)比重趨于下降，第二產(chǎn)業(yè)比重穩(wěn)中有降，第三產(chǎn)業(yè)比重處于良好的

5、穩(wěn)步上升趨勢(shì)。表1 天津市產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與構(gòu)成比例年份分產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值構(gòu)成第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)2004105.281685.931319.763.38 54.19 42.42 2005112.382135.071658.192.88 54.67 42.46 2006103.352457.081902.312.32 55.06 42.63 2007110.192892.532250.042.10 55.07 42.84 2008122.583709.782886.651.82 55.21 42.96 2009128.853987.843405.161.71 53.02 4

6、5.27 2010145.584840.234238.651.58 52.47 45.95 2011159.725928.325219.241.41 52.43 46.16 2012171.66663.826058.461.33 51.68 46.99 1.2 就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化與特點(diǎn)2004年至2012年，天津市全社會(huì)就業(yè)人員總量由527.78萬(wàn)人增加至803.14萬(wàn)人，共增加275.36萬(wàn)人，平均每年增加30.60萬(wàn)人。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上看，2004至2012年第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)總量呈穩(wěn)步下降趨勢(shì)，2012年，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員總量為71.23萬(wàn)人，占全社會(huì)就業(yè)人員比重為8.9%；第二產(chǎn)業(yè)330.89萬(wàn)

7、人，占41.2%；第三產(chǎn)業(yè)401.02萬(wàn)人，占49.9%。從就業(yè)人員的構(gòu)成比例來(lái)看第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員及第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員稱逐步下降趨勢(shì)，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員所占比例呈逐步穩(wěn)步上升趨勢(shì)。就其原因，受城鎮(zhèn)化、工業(yè)化進(jìn)程的作用，第一產(chǎn)就業(yè)人員總量逐年減少，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員逐年上升；比重上，一產(chǎn)、二產(chǎn)就業(yè)人員比重逐年降低，三產(chǎn)就業(yè)人員比重逐年提高；與此同時(shí)，2012年天津市開展調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)活動(dòng)以后，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員也有了一定幅度的變化，比重快速上升到64.46%；數(shù)據(jù)的變化一方面反映出天津市第二產(chǎn)業(yè)對(duì)就業(yè)人員仍有較為強(qiáng)勁的吸引力，同時(shí)，也反映出第三產(chǎn)業(yè)其吸收就業(yè)人員、擴(kuò)大就業(yè)體量能力日趨增強(qiáng)。表2

8、天津產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)就業(yè)人數(shù)與構(gòu)成比例年份分產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員構(gòu)成第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)200482.83223.89221.0615.742.441.9200581.79227.38233.3515.141.943200681.11234.85246.9614.441.743.9200776.98261.35275.612.542.644.9200876.3271.9299.1211.84246.2200975.7281.01320.4211.241.547.3201073.85302.33352.5210.141.548.4201173.18315.99373.999.641.

9、449201271.23330.89401.028.941.249.92 天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)性分析 接下來(lái)我們將對(duì)天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)性進(jìn)行分析:表3 天津市產(chǎn)值結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)構(gòu)成比例年份產(chǎn)值結(jié)構(gòu)比重（%）就業(yè)結(jié)構(gòu)比重（%）第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)20043.3854.1942.4215.742.441.920052.8854.6742.4615.141.94320062.3255.0642.6314.441.743.920072.1055.0742.8412.542.644.920081.8255.2142.9611.84246.220091

10、.7153.0245.2711.241.547.320101.5852.4745.9510.141.548.420111.4152.4346.169.641.44920121.3351.6846.998.941.249.9數(shù)據(jù)來(lái)源：天津市統(tǒng)計(jì)年鑒（2004-2012）計(jì)算所得在表3中,把就業(yè)結(jié)構(gòu)的比重記為y,各產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重為把產(chǎn)值結(jié)構(gòu)的比重記為,把各產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重一記為,利用以上數(shù)據(jù),用軟件分析其相關(guān)度,可以得到天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)系數(shù)（見表4）。表4 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)性分析x1x2x3y1y2y3x1Pearson Correlation1.611-.817*.958*.

11、683*-.957*Sig. (2-tailed).080.007.000.042.000N999999x2Pearson Correlation.6111-.956*.765*.772*-.802*Sig. (2-tailed).080.000.016.015.009N999999x3Pearson Correlation-.817*-.956*1-.914*-.817*.940*Sig. (2-tailed).007.000.001.007.000N999999y1Pearson Correlation.958*.765*-.914*1.678*-.992*Sig. (2-tailed).

12、000.016.001.045.000N999999y2Pearson Correlation.683*.772*-.817*.678*1-.763*Sig. (2-tailed).042.015.007.045.017N999999y3Pearson Correlation-.957*-.802*.940*-.992*-.763*1Sig. (2-tailed).000.009.000.000.017N999999*. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).*. Correlation is significant a

13、t the 0.05 level (2-tailed).由表4可知，第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)系數(shù)R11=0.985，第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)系數(shù)R22=0.772，第三產(chǎn)業(yè)與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)系數(shù)R33=0.940。將各產(chǎn)業(yè)在中的比重9年的平均值作為權(quán)數(shù),進(jìn)行加權(quán)平均,則：為相關(guān)系數(shù)臨界值，其中a為顯著性水平，本文中選取a=0.05。其中根據(jù)選擇的顯著性水平查詢相關(guān)系數(shù)臨界值表得到，可見。因此，天津市三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)具有相關(guān)性，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)份額的變化都會(huì)引起就業(yè)結(jié)構(gòu)份額的變化，同時(shí)也應(yīng)該注意到，這種影響是相互的。 2.1 天津市第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)性分析表5 第一產(chǎn)業(yè)

14、產(chǎn)值比重與就業(yè)比重的相關(guān)性分析年份產(chǎn)值比重（X1）就業(yè)比重（Y1）20043.38 15.70 20052.88 15.10 20062.32 14.40 20072.10 12.50 20081.82 11.80 20091.71 11.20 20101.58 10.10 20111.41 9.60 20121.33 8.90 圖1 第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的分布散點(diǎn)圖通過(guò)表5和圖1可以看出來(lái)，天津市第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重之間呈高度相關(guān)性,并且存在在很明顯的線性相關(guān)性。利用上面的數(shù)據(jù)，借助SPSS分析軟件對(duì)天津市第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行一元線性回歸。2.1.1第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值

15、比重與就業(yè)比重一元線性回歸分析之就業(yè)比重作為因變量表6-1 Model Summaryb<ModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the Estimate1.958a.919.907.75330a. Predictors: (Constant), x1b. Dependent Variable: y1擬合的結(jié)果顯示：所考察的自變量與因變量之間的相關(guān)系數(shù)為0.958，擬合線性回歸的確定性系數(shù)為0.919，經(jīng)過(guò)調(diào)整后的確定性系數(shù)為0.907，標(biāo)準(zhǔn)誤的估計(jì)為0.75330。表6-2 ANOVAbModelSum of SquaresdfMean

16、 SquareFSig.1Regression44.810144.81078.966.000aResidual3.9727.567Total48.7828a. Predictors: (Constant), x1b. Dependent Variable: y1 回歸方程的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果表明：該回歸的回歸平方和為44.810，殘差平方和為3.972，總平方和為48.782，對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量的值為78.966，sig值為0.000<0.05，故可認(rèn)為建立的回歸方程有效。表6-3 CoefficientsaModelUnstandardized CoefficientsStandardized

17、 CoefficientstSig.BStd. ErrorBeta1(Constant)5.120.8296.174.000x13.412.384.9588.886.000a. Dependent Variable: y1 非標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)B的估計(jì)值為3.412，標(biāo)準(zhǔn)差為0.384，標(biāo)準(zhǔn)差的回歸系數(shù)為0.958，回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量的值為8.886，對(duì)應(yīng)的顯著水平sig值為0.000<0.05，可以認(rèn)為方程顯著，因此，本例回歸分析得到的回歸方程為：由上述回歸方程可以看出，天津市第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間具有很強(qiáng)的相關(guān)性，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的變化對(duì)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的變化具有很大的帶動(dòng)

18、作用。第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值構(gòu)成比重的降低會(huì)引起就業(yè)構(gòu)成比重的降低，而且二者還具有同向變化的趨勢(shì)。第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重每下降一個(gè)百分點(diǎn)，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重就會(huì)3.412個(gè)百分點(diǎn)，由此可見第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的速度還是挺快的，該方程常數(shù)項(xiàng)為5.120說(shuō)明第一產(chǎn)業(yè)吸納勞動(dòng)力的起點(diǎn)比很低，對(duì)勞動(dòng)力的素質(zhì)基本沒有要求，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)部門富余了大量的可以轉(zhuǎn)移的其他產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)力。2.1.2 第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與就業(yè)比重一元線性回歸分析之就業(yè)比重作為自變量在上面的回歸分析中是把第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值結(jié)構(gòu)比重作為自變量，而就業(yè)比重作為因變量。應(yīng)該注意到，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化與就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化之間其實(shí)是相互的，產(chǎn)值的變化固然能夠引起就業(yè)人員的轉(zhuǎn)移和

19、就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，但是就業(yè)結(jié)構(gòu)的這種變化對(duì)產(chǎn)值的變化也是不可忽略的。下面我們將就業(yè)比重作為自變量，把產(chǎn)值結(jié)構(gòu)比重作為因變量，分析產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)產(chǎn)值的影響。根據(jù)上面表5的數(shù)據(jù)，利用軟件進(jìn)行回歸。表7-1 Model SummarybModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the Estimate1.958a.919.907.21162a. Predictors: (Constant), y1b. Dependent Variable: x1擬合的結(jié)果顯示所考察的自變量與因變量之間的相關(guān)系數(shù)為0.958，擬合線性回歸的確定性系數(shù)為0.919，經(jīng)過(guò)

20、調(diào)整后的確定性系數(shù)為0.907，標(biāo)準(zhǔn)誤的估計(jì)為0.21162。表7-2 ANOVAbModelSum of SquaresdfMean SquareFSig.1Regression3.53613.53678.966.000aResidual.3137.045Total3.8508a. Predictors: (Constant), y1b. Dependent Variable: x1回歸方程的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果表明：該回歸的回歸平方和為3.536，殘差平方和為0.313，總平方和為3.850，對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量的值為78.966，sig值為0.000<0.05，故可以認(rèn)為建立的回歸方程有效。表

21、7-3 CoefficientsaModelUnstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig.BStd. ErrorBeta1(Constant)-1.211.375-3.232.014y1.269.030.9588.886.000a. Dependent Variable: x1非標(biāo)準(zhǔn)化B的回歸系數(shù)的估計(jì)值0.269，標(biāo)準(zhǔn)誤0.030，標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)為0.958，回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量的值為8.886，對(duì)應(yīng)的顯著性水平值為sig值為0.000<0.05，可以認(rèn)為方程顯著。因此，本例回歸分析得到的回歸方程為：由回歸方程

22、可以看出，天津市第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間具有一定的相關(guān)性，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重的變化對(duì)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的變化具有一定的帶動(dòng)作用。第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)構(gòu)成比重的降低也會(huì)引起第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的降低。第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重每降低一個(gè)百分點(diǎn)會(huì)引起產(chǎn)值比重下降0.268個(gè)百分點(diǎn)，可見第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員的流動(dòng)對(duì)產(chǎn)值的變化也是有一定影響的。該方程常數(shù)項(xiàng)為-1.211，其數(shù)值為負(fù)數(shù),，其說(shuō)明皖天津市第一產(chǎn)業(yè)存在大量的剩余勞動(dòng)力。 2.2 天津市第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)性分析表8 第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與就業(yè)比重的相關(guān)分析年份產(chǎn)值比重（X2）就業(yè)比重（Y2）200454.19 42.40 200554.67 41.90 2

23、00655.06 41.70 200755.07 42.60 200855.21 42.00 200953.02 41.50 201052.47 41.50 201152.43 41.40 201251.68 41.20 圖2 第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與就業(yè)比重分布散點(diǎn)通過(guò)表8和圖2，我們無(wú)法判斷第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重和第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重之間是否存在相關(guān)性，接下來(lái)，本文先做二者的回歸，然后檢驗(yàn)其在的顯著性水平上能否通過(guò)檢驗(yàn)。2.2.1第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與就業(yè)比重一元線性回歸分析之就業(yè)比重作為因變量表9-1 Model SummarybModelRR SquareAdjusted R SquareStd. E

24、rror of the Estimate1.772a.597.539.31846a. Predictors: (Constant), x2b. Dependent Variable: y2表9-2 ANOVAbModelSum of SquaresdfMean SquareFSig.1Regression1.05011.05010.354.015aResidual.7107.101Total1.7608a. Predictors: (Constant), x2b. Dependent Variable: y2表9-3 CoefficientsaModelUnstandardized Coeff

25、icientsStandardized CoefficientstSig.BStd. ErrorBeta1(Constant)27.4954.4476.183.000x2.266.083.7723.218.015a. Dependent Variable: y2 從表9可以看出，回歸方程F統(tǒng)計(jì)量值為10.354，其sig值為0.015<0.05，故該方程在統(tǒng)計(jì)上檢驗(yàn)通過(guò)；另外，回歸方程的B系數(shù)sig值為0.015<0.05，故該方程在0.05顯著水平下顯著，說(shuō)明天津市第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在線性相關(guān)性。因此，其回歸方程為：由回歸方程可以知道，天津市第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)之

26、間存在相關(guān)性，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重的上升會(huì)帶來(lái)第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)構(gòu)成比重的上升，二者也具有同向變化的趨勢(shì)。第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重每上升一個(gè)百分點(diǎn)，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)構(gòu)成比重會(huì)上升0.266個(gè)百分點(diǎn)，這說(shuō)明天津市第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)仍然沒有達(dá)到飽和狀態(tài)，在目前的技術(shù)水平下，依然可以吸收剩余的勞動(dòng)力。方程常數(shù)項(xiàng)為27.495，表明皖江地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)吸納勞動(dòng)力的起點(diǎn)比較高，這可能與天津市整體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)，目前天津市工業(yè)化發(fā)展水平已逐步進(jìn)入后期，自動(dòng)化水平已相當(dāng)成熟，第二產(chǎn)業(yè)的很多行業(yè)技術(shù)性很高，所以對(duì)于很多專業(yè)技能比較低的第一產(chǎn)業(yè)剩余勞動(dòng)力來(lái)說(shuō)，可以很難勝任?？梢钥闯觯罱貐^(qū)第二產(chǎn)業(yè)對(duì)調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)吸收農(nóng)村剩余勞動(dòng)力

27、的作用不是很明顯。2.2.2 第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與就業(yè)比重一元線性回歸分析之就業(yè)比重作為自變量與第一產(chǎn)業(yè)的分析類似，方程是以第二產(chǎn)產(chǎn)值作為自變量，就業(yè)作為因變量。下面我們以第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為因變量，就業(yè)比重作為自變量來(lái)分析。表10-1 Model SummarybModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the Estimate1.772a.597.539.92438a. Predictors: (Constant), y2b. Dependent Variable: x2 擬合的結(jié)果顯示：所考察的自變量與因變量之間的相關(guān)系數(shù)為0.772，擬合線性回

28、歸的確定系數(shù)為0.597，經(jīng)過(guò)調(diào)整后的確定性系數(shù)為0.539，標(biāo)準(zhǔn)誤色估計(jì)為0.92438。表10-2 ANOVAbModelSum of SquaresdfMean SquareFSig.1Regression8.84718.84710.354.015aResidual5.9817.854Total14.8288a. Predictors: (Constant), y2b. Dependent Variable: x2回歸方程的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果表明：該回歸的回歸平方和為8.847，殘差平方和為5.981，總平方和為14.828，對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量的值為10.354，sig值為0.015<0.

29、05，故可認(rèn)為建立的回歸方程有效。表10-3 CoefficientsaModelUnstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig.BStd. ErrorBeta1(Constant)-39.96229.127-1.372.212y22.242.697.7723.218.015a. Dependent Variable: x2 非標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)B的估計(jì)值為2.242，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.697，標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)為0.772，回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量的值為3.218，對(duì)應(yīng)的顯著性水平sig值為0.015<0.05，可以認(rèn)為方程顯著

30、。因此，分析得到的回歸方程為：由方程可以看出來(lái)，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)構(gòu)成比重的變化對(duì)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化具有一定的影響，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的上升會(huì)引起第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重的上升，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重每增加一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)引起第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)構(gòu)成比重上升2.242個(gè)百分點(diǎn)?？梢?，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員的增加或者減少會(huì)引起第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重同向變化。該方程的常數(shù)項(xiàng)為-39.962，其數(shù)值為負(fù)數(shù)，說(shuō)明第二產(chǎn)業(yè)還存在部分剩余勞動(dòng)力。 2.3 天津市第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)性分析表11 第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與就業(yè)比重的相關(guān)性分析年份產(chǎn)值比重（X3）就業(yè)比重（Y3）200442.4241.90200542.4643.0020064

31、2.6343.90200742.8444.90200842.9646.20200945.2747.30201045.9548.40201146.1649.00201246.9949.90圖3 第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的散點(diǎn)分布圖 通過(guò)表11和圖3可以看出來(lái)，天津市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與就業(yè)比重之間呈高度相關(guān)性，并且存在在很明顯的線性相關(guān)性。因此，利用上面的數(shù)據(jù)，借助SPSS軟件對(duì)天津市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行線性回歸分析。2.3.1第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與就業(yè)比重一元線性回歸分析之就業(yè)比重作為因變量表12-1 Model SummarybModelRR SquareAdjusted R Square

32、Std. Error of the Estimate1.940a.883.8671.02540a. Predictors: (Constant), x3b. Dependent Variable: y3擬合的結(jié)果顯示：所考察的自變量與因變量之間的相關(guān)系數(shù)為0.940，擬合線性回歸的確定性系數(shù)為0.883，經(jīng)過(guò)調(diào)整后的確定性系數(shù)為0.867，標(biāo)準(zhǔn)誤的估計(jì)1.02540。表12-2 ANOVAbModelSum of SquaresdfMean SquareFSig.1Regression55.742155.74253.015.000aResidual7.36071.051Total63.1028

33、a. Predictors: (Constant), x3b. Dependent Variable: y3 回歸方程的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果表明：該回歸的回歸平方和為55.742，殘差平方和為7.360，總平方和為63.102，對(duì)應(yīng)F統(tǒng)計(jì)量的值為53.015，sig值為0.00<0.05，故可以認(rèn)為建立的回歸方程有效。表13-3 CoefficientsaModelUnstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig.BStd. ErrorBeta1(Constant)-16.4248.588-1.912.097x31.414.194

34、.9407.281.000a. Dependent Variable: y3非標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)B的估計(jì)值為1.414，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.194，標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)為0.888，回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量的值為7.281，對(duì)應(yīng)的顯著性水平sig的值為0.000<0.05，可認(rèn)為方程顯著。因此，分析得到的回歸方程為：由該回歸方程可以知道，天津市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在很強(qiáng)的相關(guān)性，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重的上升會(huì)帶來(lái)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)構(gòu)成比重的上升，二者也具有同向變化的趨勢(shì)。第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重每上升一個(gè)百分點(diǎn)，第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)構(gòu)成比重會(huì)上升0.194個(gè)百分點(diǎn)，方程常數(shù)項(xiàng)為1.414，這表明第三產(chǎn)業(yè)是未

35、來(lái)天津市轉(zhuǎn)移剩余勞動(dòng)力的重要陣地，但對(duì)就業(yè)人員的素質(zhì)有一定的要求，這要求我們要加大公民的素質(zhì)教育。2.3.2 第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與就業(yè)比重一元線性回歸分析之就業(yè)比重作為自變量與上訴兩個(gè)產(chǎn)業(yè)的分析類似，上述方程是以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值為自變量，就業(yè)作為因變量。考慮到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的相互作用，下面我們將以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為因變量，就業(yè)比重作為自變量來(lái)分析。表14-1 Model SummarybModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the Estimate1.940a.883.867.68158a. Predictors: (Constant), y3b

36、. Dependent Variable: x3擬合的結(jié)果顯示：所考察的自變量與因變量之間的相關(guān)系數(shù)0.940，擬合線性回歸的確定性系數(shù)為0.883，經(jīng)過(guò)調(diào)整后的確定性系數(shù)為0.867，標(biāo)準(zhǔn)誤的估計(jì)為0.68158。表14-2 ANOVAbModelSum of SquaresdfMean SquareFSig.1Regression24.628124.62853.015.000aResidual3.2527.465Total27.8808a. Predictors: (Constant), y3b. Dependent Variable: x3回歸方程的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果表明：該回歸的回歸平方和

37、為24.628，殘差平方和為3.252，總平方和為27.880，對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量的值為53.015，sig值為0.000<0.05，故可認(rèn)為建立的回歸方程有效。表14-3 CoefficientsaModelUnstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig.BStd. ErrorBeta1(Constant)15.4153.9583.894.006y3.625.086.9407.281.000a. Dependent Variable: x3 非標(biāo)注化的回歸系數(shù)B的估計(jì)值為0.625，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.086，標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)為0.

38、940，回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量的值為7.281，對(duì)應(yīng)的顯著性水平sig值為0.000<0.05，可以認(rèn)為方程顯著。因此，分析得到的回歸方程為：由方程可以看出來(lái)，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)構(gòu)成比重的變化對(duì)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化具有較高的影響，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的上升會(huì)引起第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)比重的上升，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重每增加一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)引起第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)構(gòu)成比重上升0.625個(gè)百分點(diǎn)，可見第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員的增加或者減少都會(huì)引起第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重同向變化?；貧w方程的常數(shù)項(xiàng)為15.415，其數(shù)值為正數(shù)，說(shuō)明第二產(chǎn)業(yè)不存在剩余的勞動(dòng)力，是未來(lái)一段時(shí)間內(nèi)吸收剩余勞動(dòng)力的重要陣地。3 促進(jìn)天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)均衡發(fā)展的對(duì)策和建議 目前，關(guān)于天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)協(xié)調(diào)發(fā)展還存在很多問(wèn)題，由2004-2012年的數(shù)據(jù)可以看出，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占不高，但其就業(yè)結(jié)構(gòu)所占比重還