[摘要]在劳动力需求函数的基础上，利用省级面板数据对西部民族地区经济增长与就业关系进行了实证分析。实证分析主要从两个维度展开，一是根据是否考虑就业规模的滞后效应分为动态分析和静态分析；二是根据选区时间段的不同，进行纵向比较。结果显示：虽然产出的就业弹性统计显著，但弹性值在0.1左右，西部民族地区存在失业型增长的可能性；真实工资对就业并无显著负效应；固定资产投资、政府预算支出、进出口、社会消费品零售总额对就业影响不显著；FDI对就业作用在经历了最初的负效应之后，开始呈现正效应的趋势，但弹性值还较小。因此，西部民族地区失业型增长已经发生，但仅依赖宏观经济均衡不足以解决就业压力的挑战。实际上，在保持可持续增长政策的同时，还应将战略转向就业密集型和推动型。这可以通过大量投资的持续增加和再定位来实现。这些投资无论是FDI，还是固定资产投资，应该指向就业推动型和劳动密集型的活动。
[关键词]失业型增长；就业弹性；西部民族地区；溢出效应
中图分类号：F127.8 文献标识码：A
一、问题的提出
在跨区域转移就业越来越困难的背景下，创造本地就业是解决就业问题的主要思路。因此，如何提升本地就业能力，是西部民族地区面临的现实问题。该问题可以拆分为三个子问题，第一，过去的经济增长是否有效带动了就业？第二，如何将有限的资源在就业创造中发挥最大作用？第三，政府在就业创造活动中如何纳入企业的自我激励？对于第一个问题的回答需要对西部民族地区的就业创造和主要宏观经济变量的关系进行实证分析，寻找地区生产总值、固定资产投资、工资、进出口、外商直接投资、社会消费品零售总额等宏观经济变量的就业偏效应（partial effect）。对于第二个问题，应从细分产业和细分部门角度进行经验分析，研究不同产业不同部门就业能力。对于第三个问题则应该主要从微观角度具体分析，但前两个问题的答案能够告诉我们为什么现有政策未能对企业产生激励。 本文主要分析第一个问题，即分析1978年以来西部民族地区各宏观经济变量和就业能力的关系。
二、基本模型
（一）模型设定
本文分析的基础是劳动力需求模型，该模型源自CobbCDouglas生产函数，在方法上借鉴了Greenaway等人（1999） [3]的做法。使用的CobbCDouglas生产函数为：
Qi = AδLαi Kβi
（1）
其中Qi是i部门实际产出，Li是i部门就业，Ki是i部门资本存量，α和β的值代表劳动力和资本的要素份额系数。δ代表全要素生产率的贡献。将要素边际生产率模型带入生产函数，其中劳动力真实回报WR代表边际劳动生产率，资本回报C等于边际资本生产率，从而得到产出表述如下：
Qi = AδLβi （αβLi ・WRC）
（2）
两边取自然对数并整理得部门i对劳动力的需求：
lnLi=c0-ln（WRC）i+c2lnQi
（3）
理论上，产出对劳动力需求的影响应该是正向的，但在西部民族地区，产出的就业弹性即便是正的，其弹性也可能较低。真实工资对就业影响的方向应该是负向的。并且，因为工资也会受劳动力需求的影响，这可能会导致变量的内生性问题，为此我们需要一些计量方法来予以处理，如利用工资滞后作为解释变量或者采取工具变量。
为简化起见，假定资本成本只因时间而变化，并假设市场有效。因此，在估计模型时可以用时间虚拟变量来表示其变异。在本文的研究中，该项假定是合理的，因为我国存在的预算软约束（soft budget）使得资本成本的数据并不可靠，并且利率也不是一个适宜的工具变量。同样我们并不假定资本可以替代劳动，而是认为资本是劳动力的互补投入。也就是说，存在资本成本对劳动力需求并无直接影响的可能，在短期技术条件是固定的，尤其是在产能过剩时更是如此。另外，假定产出的技术效率A是随时间而变动的，A也形成了常数项c0的一部分，而其递增效应可以用时间虚拟变量来描述。为了检验经济开放对劳动力需求的影响，技术效率被设定为国际贸易的函数，也就是说假定存在贸易诱发技术变迁的可能。此外，本文还分析了贸易对就业影响的不同机制，将FDI作为技术效率和劳动密集程度的影响因素纳入扩展的劳动力需求模型。这样得到的估计方程如下：
lnLi=fβi，αt，lnQi，lnWRi，FDIQi，XQi，MQi
（4）
其中lnLi，lnQi，lnWRi，FDIQi，XQi，MQi分别代表自然对数形式的就业、实际产出、实际工资以及FDI占产出的比重、出口占产出的比重、进口占产出的比重。αt是一个时间虚拟变量，反映与资本成本以及其他与时间有关变量的变化，比如没有被国际贸易和FDI解释的技术变迁。时间虚拟变量还能够反映一些其他因素，如就业税、就业法规等制度因素和其他可能对劳动力需求有影响的变量，这些变量不是本文主要分析的解释变量，故纳入时间虚拟变量统一考虑。
（二）预期影响
1.贸易对就业的影响
不同的经济理论在国际贸易和资本流动对就业的影响上的看法有所不同。传统贸易理论认为，在劳动力充裕尤其那些非熟练劳动力资源丰富的发展中国家，贸易自由化将使这些国家在劳动密集型产业部门发挥比较优势，从而使这些非熟练劳动力就业和出口部门的就业增加。与总体产出相反，那些熟练劳动力部门或者那些面临进口竞争的行业部门就业情况会有所下降。而最近的一些研究发现，现在的贸易流量还不足以大到影响劳动力需求，但由国际竞争力压力所致的防御性创新可能会间接地对就业产生负面影响（例如Greenaway 等1999）。本文沿着Hine、Wright （1997）[4]以及Greenaway （1999）的研究方法，利用回归分析检验了贸易对劳动力需求的影响。这个影响预期体现在三个方面：一是在给定产出水平下，生产劳动密集程度的改变；二是贸易所导致的劳动力节约；三是西部民族地区通过国际贸易发挥低成本劳动力比较优势，在非熟练劳动力部门和出口部门创造就业。
2.FDI对就业的影响
如果跨国企业带来了节约劳动力且资本密集型的技术，那么即便是在出口导向部门，其就业也会受到负面影响。另外，FDI就业的影响还取决于FDI是投资于新资本的创造还是进行收购兼并活动。如果其主要应用于兼并购买，那么FDI带来的劳动力挤出和就业下降将会超过其正向的就业创造能力。另外，即便FDI在企业层面对就业有正向影响，其对行业和其他部门的溢出效应也可能是非常有限的。这种情况会导致二元经济的存在，即该企业与本土经济没有任何联系，并且还有可能通过竞争力优势对该部门中的本土企业产生影响，给本地就业带来负效应。
三、模型估计与结果
本节首先对各变量的自然对数值进行了单位根检验，来分析序列的稳定性，以规避可能的伪回归问题和t检验失灵问题。然后采取将解释变量逐步纳入的方式对劳动力需求扩展模型进行估计。针对工资有可能是内生变量的问题，采取的解决方法是将工资滞后值作为解释变量纳入模型。针对不同地区就业中所固有的不可观测影响因素，采取工具变量或者固定效应模型予以解决。
（一）数据说明
在模型中用的变量有lnemp，lngrp，lnwage，lninves，lnbudget，lnfdi，lnexport，lnimport，lncosum，分别代表就业、地区生产总值、固定资产投资、预算支出、外商直接投资、出口、进口、社会消费品零售总额的自然对数值，均以1978年作为基期进行了价格调整。
（二）数据平稳性检验和协整检验
1.平稳性检验
如果变量存在单位根为不稳定变量，那么直接对其回归分析会导致传统的t检验失效和伪回归问题，此时的解决办法有二：一是检验变量之间的协整关系，如果变量之间存在协整关系则可以利用回归分析；二是将单位根序列逐阶进行差分，直至序列变为稳定序列。
2.协整检验
如果两个时间序列是非平稳序列，那么存在这样一种可能，即它们的线性组合是协整的。协整的时间序列在长期会以相同的速率一起变动。换言之，他们在长期服从一个均衡关系（Davidson和MacKinnon 1993），其含义是：如果经济增长和就业是协整关系的，那么在长期它们应该按照相同速率移动。也就是说经济增长是就业增强型的。如果两列数据不是协整的，那么这就是失业型增长可能出现的一个信号。在这种情况下，额外的国民收入被投入到那些就业强度不大的行业里面，因此随着收入增长会导致就业下降乃至停滞。为了粗略了解各宏观变量和就业的关系，需要对不稳定序列进行协整检验。
对于面板数据的协整检验不同于时间序列，本文采用的协整检验方法来自Westerlund（2007） [5]和Westerlund（2008） [6]。该检验方法的原假设和对立假设分别为：H0：不存在协整关系；H1：存在协整关系。
同样只要协整检验p值超过常用显著性水平，就无法拒绝变量之间不存在协整关系的原假设。分别对lnemp和lngrp、lnemp和lnwage、lnemp和lninves、lnemp和lnbudget、lnemp和lnfdi、lnemp和lnexport、lnemp和lnimport、lnemp和lncosum进行了协整检验，协整检验结果显示被解释变量lnemp与其他解释变量之间均不存在协整关系（见表3-表9所示），这意味着就业和这些指标在长期并不会以相同速率变动，这是西部民族地区存在失业型增长可能的有力证据。但我们还需要进一步细分，考虑失业型增长的来源。不排除这样一种可能，即某些宏观变量对就业增长有显著促进作用，但被其它变量的负效应抵消了。为了确认各宏观变量的就业偏效应，需要将其进行回归分析。由于各变量存在单位根且不存在协整关系，因此不能对变量直接进行回归。需要对各变量进行差分处理。从一阶差分开始逐阶差分，直到得到稳定序列。
对经过一阶差分后的序列做单位根检验，表2中第四列显示了其检验结果：lnemp、lngrp、lnconsum经过一阶差分后依然不能拒绝存在单位根的原假定，其余序列经一阶差分后均能够在1%的显著性水平上拒绝存在单位根的原假定。为得到平稳序列，继续对lnemp、lngrp、lnconsum进行二阶差分，表中第五列显示了单位根检验结果：lnemp、lngrp、lnconsum经过二阶差分后均能够在1%的显著性水平上拒绝存在单位根的原假定。 消费需求的旺盛和消费结构的提升能够通过本部门产出增加和产业关联效应，有效提升产出部门劳动力需求规模，这也是将社会消费品零售总额纳入劳动力需求方程的原因。但在动态效应中，社会消费品零售总额对就业的正向影响无论是在统计上还是经济效应上都不显著。这主要与国内消费品的整体产能有关，如果产能严重不足，那么在社会消费品零售总额提升时会导致消费产出部门的就业规模提升，但在产能整体过剩的现状下，两者关系并不显著。
四、结论和建议
第一，西部民族地区就业指标与所考察的宏观经济指标间不存在长期的协整关系，亦即在长期中，它们并不会以相同速率变动，这是失业型增长经济的典型特征。
第二，产出的就业偏效应统计显著，就业弹性在0.1左右，也就是说，西部民族地区产出每增长10%，就业规模将提升1%左右。这解释了西部民族地区年均13.6%的产出增速和1.5%的年均就业增速的原因，并进一步佐证了该地区存在着失业型增长的可能，产出的增长可能更多地依赖资本和技术的推动。
第三，西部民族地区的进出口与就业之间的关系无论是在统计上还是在经济效应上均不显著。其原因是出口部门的产业链条较短，在某种程度上形成了城堡经济或二元结构，即出口部门与其他本地产出部门严格分隔，出口部门的增长不能形成对本地经济的有效溢出，带动本地其它部门就业增加。本文并没有任何证据表明进口对就业的负效应，反而在动态模型中进口对就业的影响是正向的，这一点说明西部民族地区进口是本地产出的补充而非替代。
第四，西部民族地区固定资产投资并没有对就业提升起到预想的正向作用，并且从时间序列来分析，在最近的时间段中固定资产投资对就业的负效应有增强的迹象。对于固定资产投资项目的科学安排和严密的后续跟踪监控，是未来西部民族地区最大化发挥固定资产投资作用的关键。
第五，西部民族地区真实工资的变动并不是当前就业变动的主要原因。由于劳动力供求的不平衡，劳动力对真实工资变动并不敏感，其低工资并没有导致更高的就业。因此，对于西部民族地区来讲，国家涉及劳动力工资的政策对就业的影响不大。
第六，FDI对就业的影响，在不同时间段作用不同。一开始FDI主要集中于既有资产的兼并重组，此时FDI对就业存在负效应，之后FDI在西部主要集中于新资本的创造，开始体现就业正效应，但经济效应依然不显著。这意味着西部民族地区在接受FDI时，需要在就业溢出和技术资本替代之间作出权衡。由于全国范围内消费品生产能力的过剩，西部地区社会消费品零售综合与就业之间并无明显关系。
综上所述，西部民族地区失业型增长已经发生，但仅依赖宏观经济均衡不足以解决就业压力的挑战。实际上，在保持可持续增长政策的同时，还应将战略指向就业密集型和推动型上面来。这些可以通过大量投资的持续增加和再定位来实现。这些投资无论是FDI，还是固定资产投资，应该指向就业推动型和劳动密集型的活动。
注释：
①Sargan检验的原假设和对立假设分别为：H0：所有工具变量都有效；H1：模型存在过度识别。
参考文献：
[3]Greenaway， D.； R. Hine； and P. Wright. 1999. An Empirical Assessment of the Impact of Trade on Employment in the United Kingdom.[J]. European Journal of Political Economy 15： 485C500.
[4]Hine， R.， and P. Wright. 1997. Trade and Manufacturing Employment in UK Manufacturing. International Trade and Labour Markets. J. Borkakoti and C. Milner，ed. pp.118C139. London： Macmillan.
[5]Westerlund， J. 2007. Testing for Error Correction in Panel Data [J]. Oxford Bulletin of economics and Statistics 69
（6）： 709-748.
[6]Persyn， D. and J. Westerlund. 2008. Error Correction Based Cointegration Tests for Panel Data [J]. Stata Journal，8
（2）：232-241.
