中國(guó)省域勞動(dòng)就業(yè)影響因素的空間計(jì)量分析

摘要：利用2000-2009年中國(guó)29個(gè)省級(jí)單位數(shù)據(jù)建立空間計(jì)量模型對(duì)影響勞動(dòng)就業(yè)的各因素及其空間效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)分析。結(jié)果顯示：省際勞動(dòng)就業(yè)存在顯著的空間相關(guān)性，鄰近省域就業(yè)的溢出效應(yīng)對(duì)本省具有正向影響，且該效應(yīng)從東部到西部地區(qū)呈階梯狀依次遞減，東部地區(qū)就業(yè)較中西部地區(qū)具有更強(qiáng)的區(qū)間聯(lián)動(dòng)性。省域技術(shù)進(jìn)步、財(cái)政支出、市場(chǎng)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化無論從全國(guó)層面還是地區(qū)層面均對(duì)勞動(dòng)就業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用，且財(cái)政支出對(duì)中西部就業(yè)的影響明顯大于東部地區(qū)；城市化與實(shí)際工資對(duì)東部就業(yè)影響不顯著，但能夠顯著促進(jìn)中西部地區(qū)就業(yè)增長(zhǎng)。促進(jìn)區(qū)間聯(lián)動(dòng)、加快市場(chǎng)化、城市化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化步伐、完善和優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)是增加就業(yè)的重要舉措。

關(guān)鍵詞：勞動(dòng)就業(yè)；省域；城市化水平；空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

中圖分類號(hào)：F240 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2011）07-0023-07

一、引言

就業(yè)是民生之本，不僅關(guān)系到經(jīng)濟(jì)的健康穩(wěn)定發(fā)展，而且與社會(huì)穩(wěn)定、政治安全密切相關(guān)。實(shí)現(xiàn)就業(yè)穩(wěn)定一直以來都是各個(gè)國(guó)家制定宏觀政策的重要目標(biāo)之一。如何保持一個(gè)國(guó)家的就業(yè)穩(wěn)定，是經(jīng)濟(jì)政策制定者十分關(guān)心的問題。由于我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況等差距較大，因而就業(yè)問題的表現(xiàn)形式勢(shì)必不同，同樣的財(cái)政、貨幣政策在不同的地區(qū)可能會(huì)產(chǎn)生不同效果。這就使得每個(gè)地區(qū)的就業(yè)在一定程度上也會(huì)影響周邊地區(qū)的就業(yè)情況，研究就業(yè)問題還必須考慮其空間相關(guān)性，即不僅探討每個(gè)地區(qū)本身的就業(yè)問題，還要分析其他地區(qū)就業(yè)對(duì)該地區(qū)的影響。

對(duì)就業(yè)問題的研究已有很長(zhǎng)歷史，現(xiàn)代西方經(jīng)濟(jì)學(xué)已形成比較系統(tǒng)、完善的就業(yè)理論，比如以李嘉圖和薩伊為代表的古典和新古典充分就業(yè)理論、凱恩斯非自愿就業(yè)理論、新凱恩斯工資粘性就業(yè)理論等；發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)中也有劉易斯—費(fèi)景漢—拉尼斯模型、托達(dá)羅“人口流動(dòng)”模型、伊斯特林“相對(duì)剝奪”理論等。大多數(shù)理論均以工資作為影響就業(yè)的關(guān)鍵因素。然而眾多經(jīng)驗(yàn)研究顯示某一地區(qū)城市化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)狀況等因素均對(duì)就業(yè)具有顯著影響。

1. 城市化對(duì)就業(yè)的影響。Robert A. Carter[1]指出勞動(dòng)力在城市的集聚可以擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)規(guī)模、促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，提高城市吸納勞動(dòng)就業(yè)能力。Xiangzheng Deng[2]等通過對(duì)我國(guó)1980—2000年數(shù)據(jù)的分析，指出城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在高度相關(guān)性，人口在城鄉(xiāng)間的流動(dòng)一方面可以為城市提供勞動(dòng)力儲(chǔ)備、擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)需求，另一方面解決了農(nóng)村勞動(dòng)力剩余問題。韓峰等[3]以湖南省為例，采用動(dòng)態(tài)計(jì)量模型對(duì)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與就業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的關(guān)系進(jìn)行了深入探討，認(rèn)為城市化對(duì)第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響不顯著，但會(huì)持久的促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)，城市化總體對(duì)就業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化具有促進(jìn)作用，但其沒有對(duì)除城市化以外的其他影響就業(yè)的控制變量進(jìn)行分析。

2. 勞動(dòng)力的區(qū)間流動(dòng)對(duì)就業(yè)的影響。Marr and Siklos[4]-[5]運(yùn)用加拿大1962—1990年的數(shù)據(jù)分析了就業(yè)和移民的關(guān)系，結(jié)果顯示，移民對(duì)失業(yè)具有顯著沖擊作用。近年來對(duì)勞動(dòng)力區(qū)域轉(zhuǎn)移的研究更加深入，F(xiàn)eridun[6]以瑞典、芬蘭等國(guó)為例分析了勞動(dòng)力跨區(qū)域轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，研究認(rèn)為勞動(dòng)力跨地區(qū)轉(zhuǎn)移對(duì)人均GDP具有正的影響但對(duì)失業(yè)率影響甚微；而且Morley[7]也以澳大利亞為背景對(duì)此問題進(jìn)行了深入研究，也得出了類似的結(jié)論。

3. 經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r對(duì)就業(yè)的影響。Rawski[8]分析了造成我國(guó)GDP增長(zhǎng)的影響因素，他認(rèn)為勞動(dòng)力就業(yè)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中發(fā)揮了重要作用，勞動(dòng)就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間互相影響；李俊鋒等[9]從理論上分析了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)之間的關(guān)系，并在中美就業(yè)情況進(jìn)行比較分析的基礎(chǔ)上通過建立計(jì)量模型說明了中國(guó)存在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)之間的互動(dòng)機(jī)制。然而，經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)并非對(duì)就業(yè)產(chǎn)生一致的拉動(dòng)作用。齊艷玲[10]對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)的關(guān)系進(jìn)行了研究，她指出中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)并沒有對(duì)就業(yè)產(chǎn)生很大的拉動(dòng)力，反而在一定程度上擠出就業(yè)增長(zhǎng)；李曉等[11]通過對(duì)中印兩國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的就業(yè)效應(yīng)的比較分析，指出中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)就業(yè)具有較強(qiáng)的拉動(dòng)作用，但是這種拉動(dòng)作用短期內(nèi)比較顯著。

4. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)就業(yè)的影響。劉金丹[12]指出勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)對(duì)就業(yè)的影響只有短期效應(yīng)而沒有長(zhǎng)期影響，因而并非解決就業(yè)問題的長(zhǎng)效手段。而其他學(xué)者認(rèn)為以高服務(wù)化和高知識(shí)化為特征的第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)就業(yè)卻具有長(zhǎng)久的促進(jìn)作用。比如韓漢君、黃復(fù)興[13]分析了長(zhǎng)江三角洲地區(qū)江浙滬兩省一市第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的就業(yè)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)在相對(duì)生產(chǎn)率不變或提高的情況下能夠保持就業(yè)穩(wěn)定增長(zhǎng)。Robert A. Carter[14]從城市系統(tǒng)創(chuàng)新的角度研究了就業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的問題。他認(rèn)為，城市區(qū)域內(nèi)的創(chuàng)新活動(dòng)一方面為產(chǎn)業(yè)發(fā)展注入新的活力，促進(jìn)人口、企業(yè)等進(jìn)一步向城市集聚，另一方面促進(jìn)了區(qū)域間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，帶動(dòng)了中小城市發(fā)展和農(nóng)村城鎮(zhèn)化和地方就業(yè)。

此外，Zeigler[15]，Lieberman and Shaw[16]等還分析了經(jīng)濟(jì)狀況、福利水平以及政府政策對(duì)勞動(dòng)力區(qū)域間流動(dòng)的影響，指出一地區(qū)福利狀況和政府相關(guān)優(yōu)惠政策都會(huì)對(duì)勞動(dòng)力向本區(qū)域流動(dòng)產(chǎn)生吸引作用。

綜上所述，城市化水平、區(qū)間勞動(dòng)力流動(dòng)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等均是除了工資影響就業(yè)的重要因素，然而這些文獻(xiàn)大多研究某區(qū)域或者某個(gè)經(jīng)濟(jì)體內(nèi)就業(yè)問題，或者將各經(jīng)濟(jì)體視為孤立的存在。本文將借助空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)技術(shù)，分析各因素對(duì)地區(qū)就業(yè)影響的同時(shí)，也著重關(guān)注區(qū)域就業(yè)空間相關(guān)性或依賴性對(duì)就業(yè)的作用。

二、模型設(shè)定與變量選擇

（一）模型設(shè)定

本文在Weitzman和Blanchard and Kiyotaki模型的基礎(chǔ)上推導(dǎo)勞動(dòng)就業(yè)的最終計(jì)量模型。

假設(shè)每個(gè)行為主體的消費(fèi)函數(shù)如下：

U=1-?茲-L?著g，?茲∈（0，1），

?著＞1，d?叟0（1）

其中：

Cg=n1/(1-?滓)Cig(?滓-1)/?滓?滓/(?滓-1)，?滓＞1（2）

在式（1）與（2）中，Cig和Mg分別表示個(gè)體g在期末的商品i消費(fèi)和持有的貨幣，變量P表示本期價(jià)格指數(shù)，Lg表示家庭所提供的勞動(dòng)力數(shù)量。筆者發(fā)現(xiàn)，行為主體的效用函數(shù)是關(guān)于總消費(fèi)Cg與貨幣持有量Mg之間選擇的柯布—道格拉斯型函數(shù)，還是關(guān)于不同產(chǎn)品消費(fèi)Cig之間選擇的替代彈性不變型函數(shù)。

同時(shí)，令與效用函數(shù)相關(guān)的價(jià)格指數(shù)P為：

P=Pi1-?滓1/(1-?滓)（3）

其中，參數(shù)?滓表示為n種消費(fèi)品之間的替代彈性。假設(shè)Fg是行為主體g的總財(cái)富，因此他的預(yù)算約束可以用如下方程表示：

PiCig+Mg=Fg（4）

通過構(gòu)建拉格朗日函數(shù)，求具有預(yù)算約束的行為主體效用最大化，可以得到以下等式：

Cig=-?滓（5）

Mg=（1-?茲）Fg（6）

將式（5）與式（6）代入式（1），可以得到：

Ug=Fg/P-（d/?著）Lig（7）

設(shè)W是行為主體在本期的名義工資，由于單個(gè)行為主體的總財(cái)富等于他初期的貨幣持有量M0g、他的利潤(rùn)份額?仔g(shù)和工資收入WLg之和。因此，代入（7）式，可以得到：

Ug=-L?著g（8）

對(duì)Lg進(jìn)行求導(dǎo)，求Ug關(guān)于Lg的最大值，因此可以求得行為主體提供的最優(yōu)勞動(dòng)量：

Lsg=1/(?著-1)（9）

用F=Fg來表示社會(huì)的總財(cái)富，商品i的總消費(fèi)Ci=Cig可寫成：

Ci=-?滓（10）

用PY=PiCi來定義總產(chǎn)出Y，于是，根據(jù)式（3）與式（10）可以得出：

Y=?茲F/P（11）

假設(shè)廠商的全部利潤(rùn)都重新分配給每一個(gè)經(jīng)濟(jì)行為個(gè)體，那么他們的總財(cái)富F就等于產(chǎn)出總值加上初期貨幣持有量的存量M0。利用（11）式，就可以得到一個(gè)比較簡(jiǎn)單的總產(chǎn)出表達(dá)式：

Y=（12）

再假設(shè)每個(gè)廠商的生產(chǎn)函數(shù)都是線性函數(shù)。生產(chǎn)函數(shù)具體形式為：Yi=ALi，其中Yi和Li分別表示廠商i的產(chǎn)出和勞動(dòng)雇傭水平，A表示全部廠商共同的生產(chǎn)效率參數(shù)。因此，廠商i的最大利潤(rùn)問題就可以寫成如下形式：

Max（PiYi-WLi）

受約束于：Yi=-?滓與Yi=ALi

通過構(gòu)建拉格朗日函數(shù)求廠商利潤(rùn)最大化，可以求得商品i的最優(yōu)價(jià)格水平：

Pi=?自，其中?自=＞1（13）

參數(shù)?自是測(cè)度每個(gè)廠商壟斷程度的指標(biāo)。如果?自=1，那么可以認(rèn)為全部產(chǎn)品都完全可以替代，即這個(gè)市場(chǎng)是完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)。

結(jié)合消費(fèi)效用最大化與廠商利潤(rùn)最大化原則，可以推出以下方程①：

L＝Hd1/(1-?著)?濁（14）

其中，H是家庭總數(shù)，為實(shí)際工資水平，?濁=1/（?著-1）。

對(duì)（14）式兩邊取對(duì)數(shù)得到：

lt=+?濁ln（t）（15）

其中l(wèi)t=lnLt，=lnHd1/(1-?著)，t=為實(shí)際工資水平。

由于?著＞1，因而必有?濁＞0，故式（15）顯示實(shí)際工資提高對(duì)就業(yè)具有促進(jìn)作用。除了工資以外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化水平、市場(chǎng)化水平、政府財(cái)政支出、技術(shù)發(fā)展水平等也是影響勞動(dòng)就業(yè)的重要因素。以（15）式為基礎(chǔ)，在空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)估計(jì)技術(shù)的支持下，建立線性空間滯后（SLM）和空間誤差模型（SEM），具體模型如下：

lnJYSLit=?茁0+?琢W（JYSL）it+?茁1lnCZZCit+?茁2lnRJGZit+?茁3URBANit+?茁4JSJBit+?茁5MARKLit+?茁6CYJGit+?淄it（16）

lnJYSLit=?茁0+?茁1lnCZZCit+?茁2lnRJGZit+?茁3URBANit+?茁4JSJBit+?茁5MARKLit+?茁6CYJGit+?姿W（?淄it）+?孜it（17）

（16）和（17）式分別為要檢驗(yàn)的空間自回歸（滯后）模型和空間誤差模型。其中，?淄it=Si+Tt+?著i，t，S和T分別是截面單元固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，在（17）式中?淄it=?姿W（?淄it）+?孜it，?著i，t、?孜it是期望為零的獨(dú)立同分布隨機(jī)變量，即?著i~N（0，?滓2）、?孜it~N（0，?滓2）；i=1，2，…N；i=1，2，3…表示區(qū)域單元個(gè)數(shù)，在這里表示全國(guó)省市數(shù)目，由于中國(guó)臺(tái)灣、香港和澳門各經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)度量以及標(biāo)準(zhǔn)異于其他省市，在本文分析中沒有將其考慮在內(nèi)，由于數(shù)據(jù)的可得性問題，西藏也未考慮在內(nèi)，并將重慶和四川合并為四川省，因而共有29個(gè)省級(jí)經(jīng)濟(jì)單元；t=1，2，3…表示從2000—2009年的時(shí)期數(shù)（單位：年）；W為二進(jìn)制的鄰近空間權(quán)值矩陣，一般用鄰近矩陣（Contiguity Matrix）和距離矩陣；其目的是定義空間對(duì)象的相互鄰近關(guān)系，W（JYSL）it和W（?淄it）分別為勞動(dòng)就業(yè)（JYSL）和隨機(jī)誤差的空間滯后項(xiàng)。

（二）變量和數(shù)據(jù)說明

被解釋變量：采用各省市每年就業(yè)從事第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口數(shù)量（單位：萬人）作為被解釋變量，來衡量各地區(qū)就業(yè)情況，并取其對(duì)數(shù)，記為lnJYSL。數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒以及中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒。

解釋變量包括：

1. 財(cái)政支出。財(cái)政支出一方面可以衡量地方政府對(duì)就業(yè)、投資等的作用力，另一方面也可以衡量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和就業(yè)的調(diào)控。以CZZC表示省域每年財(cái)政支出數(shù)量（單位：萬元），以2000年價(jià)格對(duì)各年數(shù)據(jù)進(jìn)行價(jià)格調(diào)整。由于財(cái)政支出數(shù)據(jù)波動(dòng)不穩(wěn)定且數(shù)額較大，將其取對(duì)數(shù)。

2. 城鎮(zhèn)化率。城鎮(zhèn)化是農(nóng)村人口不斷減少、城市人口不斷增加，農(nóng)村地域不斷成為城鎮(zhèn)區(qū)域的過程。在此過程中，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，勞動(dòng)力不斷由第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的過程，是人力資本的集中地，因而是影響勞動(dòng)力就業(yè)的重要因素。本文中以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎境擎?zhèn)化率（URBAN）。

3. 人均工資。以RJGZ代表從事第二、三產(chǎn)業(yè)人員的年均工資，單位是元。以2000年價(jià)格對(duì)各年數(shù)據(jù)進(jìn)行價(jià)格調(diào)整，并對(duì)其取對(duì)數(shù)，數(shù)據(jù)來源于各省市歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。

4. 技術(shù)水平。由于技術(shù)進(jìn)步體現(xiàn)在多個(gè)方面，比如通過增加RD投資以促進(jìn)技術(shù)研發(fā)、通過投資教育等提高人力資本水平。在此，為了能夠?qū)⑺信c技術(shù)進(jìn)步有關(guān)的因素考慮進(jìn)入模型，本文用全要素生產(chǎn)率表征技術(shù)進(jìn)步水平，記為JSJB。

5. 市場(chǎng)化水平。隨著改革開放進(jìn)程的不斷深入，非公有制經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起到的作用越來越重要，因而也成為區(qū)域吸納就業(yè)的重要方面，其發(fā)展水平往往代表了區(qū)域市場(chǎng)化水平，因此，本文以非公有制經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重表示市場(chǎng)化水平，數(shù)據(jù)來源于2010年各省市統(tǒng)計(jì)年鑒，用MARKL表示。

6. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。眾多文獻(xiàn)已經(jīng)證實(shí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平也是影響就業(yè)的重要因素，本文以第三產(chǎn)業(yè)占國(guó)民經(jīng)濟(jì)比重表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展水平，記為CYJG，數(shù)據(jù)來源于2010年各省市歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。

三、省域就業(yè)空間相關(guān)性分析

為了深入揭示省域勞動(dòng)就業(yè)差異格局及其影響因素，采用Moran指數(shù)法測(cè)算和檢驗(yàn)省域勞動(dòng)就業(yè)的空間相關(guān)性。在實(shí)際的空間相關(guān)分析應(yīng)用研究中，Moran’s I主要針對(duì)于全域空間相關(guān)性分析。全域空間自相關(guān)（Global Spatial Autocorrelation）是從區(qū)域空間的整體刻畫區(qū)域勞動(dòng)就業(yè)的空間分布情況，其計(jì)算及檢驗(yàn)過程如下。

Moran′s I定義如下：

Morna′s I=Wij（Yi-）（Yj-）/

S2Wij（18）

其中，S2=（Yi-），=Yi，Yi表示i地區(qū)的觀測(cè)值（如勞動(dòng)就業(yè)量），n為地區(qū)總數(shù)（如省域），Wij為二進(jìn)制的鄰近空間權(quán)值矩陣。首先，借助空間計(jì)量軟件GeoDAO.9.5、利用Moran指數(shù)對(duì)省域數(shù)據(jù)進(jìn)行空間自相關(guān)分析。在此，使用了一階和二階鄰接矩陣以及距離矩陣的全域Moran指數(shù)檢驗(yàn)省域勞動(dòng)就業(yè)是否表現(xiàn)出空間自相關(guān)，全域Moran指數(shù)計(jì)算結(jié)果見表1。

由表1可知，2000—2009年Moran指數(shù)在1%水平上顯著為正，說明省際勞動(dòng)就業(yè)具有明顯的空間自相關(guān)性。為了對(duì)其空間相關(guān)性進(jìn)行更深入的分析，在全域分析的基礎(chǔ)上本研究也進(jìn)行了局域空間相關(guān)性分析。2009年的局域Moran指數(shù)散點(diǎn)圖如圖1所示。

圖1顯示，省域勞動(dòng)就業(yè)基本上呈現(xiàn)正的空間相關(guān)性。第一、第三象限省域勞動(dòng)就業(yè)集群局部的HH和LL分化，說明中國(guó)省域勞動(dòng)就業(yè)在空間上存在著較為明顯的集聚現(xiàn)象，有著較強(qiáng)的空間依賴性。

其次，采用擴(kuò)展了的空間回歸模型的殘差Moran指數(shù)，以及兩種拉格朗日乘子（LM）檢驗(yàn)及其穩(wěn)健性拉格朗日乘子（Robust LM）檢驗(yàn)方法，進(jìn)一步檢驗(yàn)勞動(dòng)就業(yè)的空間效應(yīng)，表2為檢驗(yàn)結(jié)果。

從表2中可以看出，Moran指數(shù)無論是一階鄰接還是最小距離均在1%水平上顯著，證實(shí)存在空間誤差自相關(guān)。拉格朗日乘子滯后和誤差及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明，LMLAG和R-LMLAG、LMERR和R-LMERR均通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，而R-LMERR僅在5%顯著水平下通過檢驗(yàn)。根據(jù)Anselin（2004）[19]的判別準(zhǔn)則：若在空間依賴性的檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)，LMLAG較之LMERR在統(tǒng)計(jì)上更加顯著，且R-LMLAG顯著而R-LMERR不顯著，則可以斷定適合的模型是空間滯后模型；相反，如果LMERR比LMLAG在統(tǒng)計(jì)上更加顯著，且R-LMERR顯著而R-LMLAG不顯著，則可以斷定空間誤差模型是恰當(dāng)?shù)哪Ｐ汀８鶕?jù)此判別準(zhǔn)則，空間滯后模型較為恰當(dāng)。

四、省域就業(yè)空間計(jì)量實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

以上進(jìn)行的全域和局域空間自相關(guān)檢驗(yàn)顯示，勞動(dòng)就業(yè)在省際之間具有空間自相關(guān)性。因此，可以使用極大似然法（Maximum Likelihood，ML）對(duì)（16）式進(jìn)行估計(jì)。為了便于比較，我們也列出了全國(guó)樣本的OLS估計(jì)結(jié)果和中國(guó)東、中、西部地區(qū)樣本的空間滯后估計(jì)結(jié)果（見表3）。

比較OLS和SLM兩個(gè)模型發(fā)現(xiàn)，空間滯后模型的擬合優(yōu)度（R2）均大于最小二乘估計(jì)，且全國(guó)和東、中、西部地區(qū)SLM的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值LL均大于OLS，空間滯后模型的AIC值也明顯小于OLS。這說明考慮到空間效應(yīng)后，用極大似然法估計(jì)的模型有效地將空間自相關(guān)和空間誤差消除了，模型估計(jì)的殘差在空間上呈現(xiàn)隨機(jī)分布的狀態(tài)，而經(jīng)典的最小二乘線性估計(jì)由于遺漏了空間效應(yīng)導(dǎo)致模型設(shè)定不恰當(dāng)。下面我們重點(diǎn)討論全國(guó)和東、中、西部SLM估計(jì)。

從全國(guó)SLM估計(jì)來看，盡管實(shí)際工資的參數(shù)估計(jì)為正，但其沒有對(duì)就業(yè)產(chǎn)生顯著影響，可見工資在勞動(dòng)力擇業(yè)和廠商雇傭勞動(dòng)力決策中的重要性正在逐漸降低，工作環(huán)境、行業(yè)發(fā)展?jié)摿妥晕姨嵘龣C(jī)會(huì)或許成為勞動(dòng)力擇業(yè)的關(guān)注點(diǎn)，而求職者的工作能力和綜合素質(zhì)則越來越成為廠商選擇員工的重點(diǎn)。除工資外，其他各變量均對(duì)就業(yè)產(chǎn)生顯著影響。其中財(cái)政支出對(duì)就業(yè)的影響幅度最大，政府財(cái)政支出每提高1個(gè)百分點(diǎn)，就業(yè)增長(zhǎng)1.03%。可見，政府政策是促進(jìn)目前就業(yè)水平提高的重要方式。政府通過增加基礎(chǔ)設(shè)施和研發(fā)投資以及財(cái)政補(bǔ)貼能夠激勵(lì)企業(yè)提高勞動(dòng)生產(chǎn)率、擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，進(jìn)而增加就業(yè)量；通過減免稅收等優(yōu)惠政策鼓勵(lì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)和外商在當(dāng)?shù)赝顿Y，提高就業(yè)水平。市場(chǎng)化水平也是影響就業(yè)水平的重要因素，合理推進(jìn)市場(chǎng)化改革，降低或消除行業(yè)準(zhǔn)入門檻，為非公有制企業(yè)創(chuàng)造自由、公平競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)平臺(tái)，促進(jìn)非公有制企業(yè)特別是中小企業(yè)發(fā)展，是解決區(qū)域就業(yè)問題的重要方面。在5%顯著水平上，城市化能夠顯著促進(jìn)區(qū)域就業(yè)，說明近十年來的城鎮(zhèn)化策略在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、推進(jìn)戶籍改革和吸納農(nóng)村剩余勞動(dòng)力方面的成效顯著。技術(shù)進(jìn)步在10%顯著水平上對(duì)區(qū)域就業(yè)也具有顯著影響，加快技術(shù)進(jìn)步、提高區(qū)域自我創(chuàng)新能力、發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)不僅能夠促進(jìn)已有產(chǎn)業(yè)提高勞動(dòng)生產(chǎn)率、擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，而且能夠產(chǎn)生新的業(yè)態(tài)、創(chuàng)造新的就業(yè)機(jī)會(huì)。第三產(chǎn)業(yè)占總產(chǎn)值比重的提高能夠在10%顯著水平促進(jìn)就業(yè)增長(zhǎng)②，與工業(yè)相比，中國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展起步晚，現(xiàn)階段仍然以勞動(dòng)密集型的服務(wù)業(yè)為主，單位產(chǎn)值所容納的勞動(dòng)力人數(shù)要大于資本密集型的加工制造業(yè)，服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)增長(zhǎng)具有更強(qiáng)的帶動(dòng)效應(yīng)（蔣偉，2009）[20]。

除了研究影響省域勞動(dòng)力就業(yè)的各種因素外，本文的另一重點(diǎn)在于探討省域勞動(dòng)就業(yè)的空間溢出效應(yīng)和依賴性。從SLM模型中可以看出W_lnJYSL的參數(shù)估計(jì)顯著，其他條件不變的情況下，周圍鄰省的就業(yè)水平每提高1%，則該省的就業(yè)水平會(huì)相應(yīng)提高0.019 5個(gè)百分點(diǎn)，說明地區(qū)間就業(yè)的空間效應(yīng)明顯，鄰省的就業(yè)水平對(duì)本省具有溢出效應(yīng)。區(qū)間就業(yè)的這種空間作用可能與以下兩方面因素有關(guān)。一是鄰區(qū)就業(yè)增長(zhǎng)的示范效應(yīng)。就業(yè)一直是政府制定宏觀政策的目標(biāo)之一，也是衡量一方政府政績(jī)的重要指標(biāo)，相鄰區(qū)域就業(yè)增長(zhǎng)必然督促當(dāng)?shù)卣雨P(guān)注勞動(dòng)力市場(chǎng)，制定和實(shí)施促進(jìn)勞動(dòng)就業(yè)的政策措施。另外，鄰區(qū)就業(yè)增長(zhǎng)意味著該區(qū)域勞動(dòng)力市場(chǎng)更加完善，經(jīng)濟(jì)發(fā)展更有潛力，更多的就業(yè)機(jī)會(huì)吸引當(dāng)?shù)貏趧?dòng)力跨區(qū)域就業(yè)，從而降低當(dāng)?shù)厥I(yè)率。二是省域產(chǎn)業(yè)之間存在互補(bǔ)性。如果區(qū)域之間的產(chǎn)業(yè)是處于同一產(chǎn)業(yè)鏈條中的上下游產(chǎn)業(yè)，那么鄰區(qū)產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴(kuò)大必然帶動(dòng)當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)發(fā)展和就業(yè)增長(zhǎng)。

從不同地區(qū)的SLM估計(jì)結(jié)果來看，各區(qū)域具有明顯的差異性。空間滯后項(xiàng)（W_lnJYSL）的參數(shù)估計(jì)由東到西依次在1%、5%和10%顯著水平通過檢驗(yàn)，且在其他條件不變的情況下，東、中、西部地區(qū)鄰省的就業(yè)每提高1%，將使當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)分別提高0.052 9、0.021 1、0.009 7個(gè)百分點(diǎn)。這反映了中國(guó)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間集聚特征（以就業(yè)來衡量）按照東、中、西呈階梯狀依次減弱，即東部地區(qū)相對(duì)中西部地區(qū)具有更密切的區(qū)間聯(lián)系，就業(yè)的省際聯(lián)動(dòng)更為顯著。其他變量中，政府財(cái)政支出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步和市場(chǎng)化水平均在不同程度上對(duì)東、中、西部的就業(yè)具有顯著影響。其中，政府財(cái)政支出對(duì)就業(yè)影響的顯著性從東到西依次遞增，說明加大財(cái)政在中西部地區(qū)的傾斜力度與東部相比更有利于促進(jìn)就業(yè)。實(shí)際工資沒有對(duì)東部地區(qū)就業(yè)產(chǎn)生顯著影響，但顯著促進(jìn)了中西部地區(qū)就業(yè)的增長(zhǎng)。與東部地區(qū)相比，工資高低仍然是影響中西部地區(qū)（特別是西部地區(qū)）勞動(dòng)力就業(yè)的重要因素。城市化對(duì)東部地區(qū)就業(yè)影響為負(fù)，但不顯著，說明城市的“擁堵效應(yīng)”和高昂生活成本或許已成為人們是否在大城市擇業(yè)所必須考慮的問題，盡管城市擁有更多的就業(yè)和發(fā)展機(jī)會(huì)，但居高不下的房?jī)r(jià)和交通、生活費(fèi)用卻使人們望而卻步。相反，在中西部地區(qū)，城市化卻能夠顯著地促進(jìn)就業(yè)增長(zhǎng)，這對(duì)于轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力、增加人均收入是個(gè)福音。

五、結(jié)論與啟示

本文通過建立空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，使用2000—2009年中國(guó)29個(gè)省級(jí)單元面板數(shù)據(jù)對(duì)影響省域勞動(dòng)就業(yè)的各種因素及其空間效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明，中國(guó)省域勞動(dòng)力就業(yè)不僅與實(shí)際工資水平、技術(shù)進(jìn)步、市場(chǎng)化水平、城鎮(zhèn)化水平、政府財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況等因素有關(guān)，全域和局域Moran指數(shù)檢驗(yàn)顯示，中國(guó)省域勞動(dòng)就業(yè)在空間上還存在著較為明顯的集聚現(xiàn)象，有著較強(qiáng)的空間相關(guān)性。進(jìn)一步的參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，鄰省的就業(yè)水平對(duì)本省具有正的溢出作用，且該效應(yīng)按照東、中、西部地區(qū)呈階梯狀依次遞減，東部地區(qū)就業(yè)較中西部地區(qū)具有更強(qiáng)的區(qū)間聯(lián)動(dòng)性。這就意味著，在不考慮其他因素影響前提下，東部地區(qū)比中西部地區(qū)具有更大的就業(yè)潛力。加強(qiáng)區(qū)際聯(lián)系與合作，充分利用城鄉(xiāng)間、區(qū)域之間產(chǎn)業(yè)的互補(bǔ)性以增強(qiáng)就業(yè)的空間溢出效應(yīng)是充分挖掘東部地區(qū)就業(yè)潛力、提高中西部地區(qū)就業(yè)能力、促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，進(jìn)而形成區(qū)間互利共贏局面的理想政策選擇。

除了空間因素外，各省市技術(shù)進(jìn)步、市場(chǎng)化水平、城市化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況、實(shí)際工資和政府財(cái)政支出等也是影響當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)的重要因素。其中，省域技術(shù)進(jìn)步、財(cái)政支出、市場(chǎng)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化無論從全國(guó)層面還是地區(qū)層面均對(duì)勞動(dòng)就業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用，且財(cái)政支出對(duì)中西部就業(yè)的影響明顯大于東部地區(qū)，而城市化水平和實(shí)際工資對(duì)就業(yè)的影響因地區(qū)差異而表現(xiàn)出不同的顯著性。具體來說，城市化與實(shí)際工資對(duì)東部就業(yè)影響不顯著，但能夠顯著促進(jìn)中西部地區(qū)就業(yè)增長(zhǎng)。這些結(jié)論可以給我們一些有益的啟示：其一，繼續(xù)增加國(guó)內(nèi)研發(fā)和教育支出，加快先進(jìn)技術(shù)的引進(jìn)、吸收和轉(zhuǎn)化速度，增強(qiáng)自我創(chuàng)新能力，提高現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的同時(shí)，促使新的業(yè)態(tài)產(chǎn)生，創(chuàng)造更多就業(yè)機(jī)會(huì)；其二，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化步伐，大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，更大限度地帶動(dòng)非農(nóng)就業(yè)的增長(zhǎng)；其三，深化市場(chǎng)改革，一方面要素市場(chǎng)上要使各種要素公平參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，為各要素特別是勞動(dòng)力的區(qū)間自由流動(dòng)掃清制度障礙，鼓勵(lì)勞動(dòng)力向更有發(fā)展?jié)摿Φ牡貐^(qū)就業(yè)，另一方面在產(chǎn)品市場(chǎng)上要在保持國(guó)有企業(yè)主導(dǎo)地位的前提下，鼓勵(lì)非公有制企業(yè)公平參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，促進(jìn)非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展；其四，完善和優(yōu)化政府支出結(jié)構(gòu)，增加各項(xiàng)事業(yè)財(cái)政支出的同時(shí)特別加大對(duì)中西部地區(qū)的財(cái)政傾斜力度，使有限的資源得到有效合理的利用；其五，要進(jìn)一步推進(jìn)城市化進(jìn)程，尤其對(duì)中西部來說城市化對(duì)非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)作用更為顯著，應(yīng)有步驟地消除城鄉(xiāng)制度差異和完善勞動(dòng)力進(jìn)城務(wù)工的保障制度，鼓勵(lì)勞動(dòng)力進(jìn)城創(chuàng)業(yè)和有條件（比如穩(wěn)定的勞動(dòng)關(guān)系等）的務(wù)工人員在城鎮(zhèn)居住并成為城鎮(zhèn)居民。

注釋：

①可參考The simple macroeconomics of profit-sharing（Weitzman，1985［17］）和Monopolistic competition and the effects of aggregate demand （Blanchard and Kiyotaki，1987[18]）這兩篇論文。

②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的參數(shù)估計(jì)僅在10%顯著水平通過檢驗(yàn)，可能與多重共線性有關(guān)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況與城市化水平的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.87，將二者放于同一方程中估計(jì)會(huì)降低彼此的顯著性。為此，我們分別將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況與城市化水平單獨(dú)與其他變量在一個(gè)方程中進(jìn)行了估計(jì)，得到了顯著的參數(shù)估計(jì)。限于篇幅，這些統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果未能列出，但這并不影響本文的分析結(jié)果。

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責(zé)任編輯、校對(duì)：關(guān) 華

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