西部民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)能力同步提升研究

[摘要]在勞動(dòng)力需求函數(shù)的基礎(chǔ)上，利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)對(duì)西部民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。實(shí)證分析主要從兩個(gè)維度展開(kāi)，一是根據(jù)是否考慮就業(yè)規(guī)模的滯后效應(yīng)分為動(dòng)態(tài)分析和靜態(tài)分析；二是根據(jù)選區(qū)時(shí)間段的不同，進(jìn)行縱向比較。結(jié)果顯示：雖然產(chǎn)出的就業(yè)彈性統(tǒng)計(jì)顯著，但彈性值在0.1左右，西部民族地區(qū)存在失業(yè)型增長(zhǎng)的可能性；真實(shí)工資對(duì)就業(yè)并無(wú)顯著負(fù)效應(yīng)；固定資產(chǎn)投資、政府預(yù)算支出、進(jìn)出口、社會(huì)消費(fèi)品零售總額對(duì)就業(yè)影響不顯著；FDI對(duì)就業(yè)作用在經(jīng)歷了最初的負(fù)效應(yīng)之后，開(kāi)始呈現(xiàn)正效應(yīng)的趨勢(shì)，但彈性值還較小。因此，西部民族地區(qū)失業(yè)型增長(zhǎng)已經(jīng)發(fā)生，但僅依賴宏觀經(jīng)濟(jì)均衡不足以解決就業(yè)壓力的挑戰(zhàn)。實(shí)際上，在保持可持續(xù)增長(zhǎng)政策的同時(shí)，還應(yīng)將戰(zhàn)略轉(zhuǎn)向就業(yè)密集型和推動(dòng)型。這可以通過(guò)大量投資的持續(xù)增加和再定位來(lái)實(shí)現(xiàn)。這些投資無(wú)論是FDI，還是固定資產(chǎn)投資，應(yīng)該指向就業(yè)推動(dòng)型和勞動(dòng)密集型的活動(dòng)。

[關(guān)鍵詞]失業(yè)型增長(zhǎng)；就業(yè)彈性；西部民族地區(qū)；溢出效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F127.8 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1674-9391（2013）02-0026-12

基金項(xiàng)目：國(guó)家社科基金2009年重大招標(biāo)課題“新形勢(shì)下推動(dòng)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)全面發(fā)展的若干重大問(wèn)題研究”（項(xiàng)目編號(hào)：09ZD011）和國(guó)家民委民族問(wèn)題2011年度項(xiàng)目“轉(zhuǎn)型期民族地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)優(yōu)化與就業(yè)能力同步提升研究”的研究成果之一。本文還得到西南民族大學(xué)“中國(guó)少數(shù)民族經(jīng)濟(jì)”博士點(diǎn)建設(shè)項(xiàng)目資助。

作者簡(jiǎn)介：?jiǎn)蔚屡螅?985-），男，漢族，山東濟(jì)南人，西南民族大學(xué)2010級(jí)中國(guó)少數(shù)民族經(jīng)濟(jì)專業(yè)博士研究生，海南大學(xué)三亞學(xué)院講師，主要研究方向：西部民族地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)。四川 成都 610041

一、問(wèn)題的提出

改革開(kāi)放以來(lái)，西部民族地區(qū)的發(fā)展引起了國(guó)家政策層面的高度關(guān)注。隨著改革開(kāi)放的推進(jìn)和西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施，西部民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有了極大提高。2000-2009年，西部民族地區(qū)生產(chǎn)總值和人均生產(chǎn)總值的年均增長(zhǎng)率分別達(dá)到13.6%和12.8%，內(nèi)蒙古更是達(dá)到了21.1%和20.8%。在經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展的同時(shí)，西部民族地區(qū)的就業(yè)狀況卻并不樂(lè)觀。2000-2009年與西部年均10%以上的經(jīng)濟(jì)增速相對(duì)應(yīng)的是1.5%的年均就業(yè)增速，年均地區(qū)生產(chǎn)總值（GRP）增速和年均就業(yè)增速的平均差距為12.1個(gè)百分點(diǎn)。以甘肅、青海為例，2000-2009年兩省年均地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率分別為10.8%和13%，但同期就業(yè)增長(zhǎng)率均為0.1%。分三次產(chǎn)業(yè)來(lái)看，產(chǎn)值與就業(yè)增長(zhǎng)率之差也存在較大差異；三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出與就業(yè)增速分別相差8.7個(gè)百分點(diǎn)、11.5個(gè)百分點(diǎn)和2.1個(gè)百分點(diǎn)（表1）。產(chǎn)出和就業(yè)之間的較大增速差異表明西部民族地區(qū)存在著失業(yè)型增長(zhǎng)（jobless growth）的可能性。

與此同時(shí)，西部民族地區(qū)的勞動(dòng)力市場(chǎng)還表現(xiàn)出一系列非均衡特質(zhì)，主要表現(xiàn)在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)和結(jié)構(gòu)不均衡兩個(gè)方面：人口統(tǒng)計(jì)學(xué)上的不均衡表現(xiàn)為人口增長(zhǎng)率高于全國(guó)平均水平，且少數(shù)民族人口增長(zhǎng)率高于漢族人口增長(zhǎng)率。根據(jù)第六次人口普查數(shù)據(jù)，過(guò)去十年全國(guó)人口平均增長(zhǎng)了5.84%，同期西部民族地區(qū)人口增速為7.6%，漢族人口增長(zhǎng)率為7.6%，少數(shù)民族增長(zhǎng)率為9%。結(jié)構(gòu)性不均衡主要?dú)w因于西部民族地區(qū)和其它地區(qū)教育和培訓(xùn)的不均衡，根據(jù)第六次人口普查數(shù)據(jù)，西部民族地區(qū)每10萬(wàn)人中具有高中文化程度的人口為9167人，而全國(guó)平均水平為14032人。除此之外，不均衡還體現(xiàn)在勞動(dòng)力供給需求結(jié)構(gòu)的變動(dòng)上，這主要是受新畢業(yè)生加入就業(yè)市場(chǎng)和勞動(dòng)力被資本技術(shù)替代的影響。經(jīng)濟(jì)和行政約束也會(huì)阻礙勞動(dòng)力市場(chǎng)功能的有效發(fā)揮，經(jīng)濟(jì)約束是指不公平的勞動(dòng)力和投資法規(guī)，行政約束主要是指二元的戶籍結(jié)構(gòu)和其它的額外行政約束。

可以看出，西部民族地區(qū)一方面面臨著較大的就業(yè)壓力，另一方面其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻存在著失業(yè)型增長(zhǎng)的可能性，而且勞動(dòng)力市場(chǎng)還存在一系列非均衡特質(zhì)。對(duì)此的回應(yīng)有兩條路徑，一是引導(dǎo)本地勞動(dòng)力跨區(qū)域轉(zhuǎn)移就業(yè)，二是通過(guò)經(jīng)濟(jì)手段和政府調(diào)控加大本地就業(yè)創(chuàng)造的能力。西部民族地區(qū)勞動(dòng)力跨區(qū)域流動(dòng)的流向和流量主要取決于其勞動(dòng)力供給需求結(jié)構(gòu)，供求結(jié)構(gòu)的失衡會(huì)抑制勞動(dòng)力跨區(qū)域流動(dòng)，主要表現(xiàn)在：第一，從勞動(dòng)力需求角度來(lái)看，東部發(fā)達(dá)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)導(dǎo)致勞動(dòng)力需求越來(lái)越集中于熟練勞動(dòng)力部門；第二，從勞動(dòng)力供給角度來(lái)看，西部民族地區(qū)剩余勞動(dòng)力主要為中低技能勞動(dòng)力。這就導(dǎo)致跨區(qū)域轉(zhuǎn)移就業(yè)過(guò)程中產(chǎn)生供求錯(cuò)位從而形成跨區(qū)域?qū)用娴慕Y(jié)構(gòu)性失業(yè)。另外，成本收益也會(huì)對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)產(chǎn)生抑制（或促進(jìn)）作用。西部民族地區(qū)跨區(qū)域就業(yè)中的成本收益主要是指生存成本、遷移成本、就業(yè)搜尋等多種成本，其收益可分為經(jīng)濟(jì)收益和非經(jīng)濟(jì)收益兩大類（江曼琦，翁羽；2010）[1]。這些成本構(gòu)成了跨區(qū)域轉(zhuǎn)移就業(yè)的約束條件，并且這些成本呈遞增趨勢(shì)，轉(zhuǎn)移就業(yè)越來(lái)越困難。解決就業(yè)問(wèn)題的另一條路徑是提升本地就業(yè)創(chuàng)造能力。本地就業(yè)創(chuàng)造能力的提升需要市場(chǎng)和政府的共同努力。從市場(chǎng)角度來(lái)看，就是通過(guò)增加投資從產(chǎn)出角度提升勞動(dòng)力需求。從政府角度來(lái)看，提升就業(yè)能力的努力主要集中在三個(gè)方面：在政府設(shè)立協(xié)調(diào)機(jī)制，將所有就業(yè)提升項(xiàng)目進(jìn)行協(xié)調(diào)，最大化政策效用；政府財(cái)政支出資助就業(yè)相關(guān)研究；創(chuàng)新制度，利用稅收和行政手段直接對(duì)企業(yè)進(jìn)行激勵(lì)。政府在就業(yè)方面的努力，并沒(méi)有完全達(dá)到既定目標(biāo)。以內(nèi)蒙古為例，為了推動(dòng)就業(yè)，當(dāng)?shù)卣兄Z以煤炭資源配套來(lái)?yè)Q取企業(yè)投資，但鄂爾多斯市、烏海市、阿拉善盟，重點(diǎn)工業(yè)園區(qū)投資億元以上新項(xiàng)目，開(kāi)工率分別為37.1%、53.8%和14.3%（王佐強(qiáng)，2011）[2]。許多地方還會(huì)針對(duì)企業(yè)招聘下崗工人給出稅率優(yōu)惠，但這都未能真正實(shí)現(xiàn)就業(yè)的內(nèi)生性增長(zhǎng)。

在跨區(qū)域轉(zhuǎn)移就業(yè)越來(lái)越困難的背景下，創(chuàng)造本地就業(yè)是解決就業(yè)問(wèn)題的主要思路。因此，如何提升本地就業(yè)能力，是西部民族地區(qū)面臨的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。該問(wèn)題可以拆分為三個(gè)子問(wèn)題，第一，過(guò)去的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否有效帶動(dòng)了就業(yè)？第二，如何將有限的資源在就業(yè)創(chuàng)造中發(fā)揮最大作用？第三，政府在就業(yè)創(chuàng)造活動(dòng)中如何納入企業(yè)的自我激勵(lì)？對(duì)于第一個(gè)問(wèn)題的回答需要對(duì)西部民族地區(qū)的就業(yè)創(chuàng)造和主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，尋找地區(qū)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資、工資、進(jìn)出口、外商直接投資、社會(huì)消費(fèi)品零售總額等宏觀經(jīng)濟(jì)變量的就業(yè)偏效應(yīng)（partial effect）。對(duì)于第二個(gè)問(wèn)題，應(yīng)從細(xì)分產(chǎn)業(yè)和細(xì)分部門角度進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析，研究不同產(chǎn)業(yè)不同部門就業(yè)能力。對(duì)于第三個(gè)問(wèn)題則應(yīng)該主要從微觀角度具體分析，但前兩個(gè)問(wèn)題的答案能夠告訴我們?yōu)槭裁船F(xiàn)有政策未能對(duì)企業(yè)產(chǎn)生激勵(lì)。

本文主要分析第一個(gè)問(wèn)題，即分析1978年以來(lái)西部民族地區(qū)各宏觀經(jīng)濟(jì)變量和就業(yè)能力的關(guān)系。

二、基本模型

（一）模型設(shè)定

本文分析的基礎(chǔ)是勞動(dòng)力需求模型，該模型源自Cobb–Douglas生產(chǎn)函數(shù)，在方法上借鑒了Greenaway等人（1999） [3]的做法。使用的Cobb–Douglas生產(chǎn)函數(shù)為：

Qi = AδLαi Kβi （1）

其中Qi是i部門實(shí)際產(chǎn)出，Li是i部門就業(yè)，Ki是i部門資本存量，α和β的值代表勞動(dòng)力和資本的要素份額系數(shù)。δ代表全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)。將要素邊際生產(chǎn)率模型帶入生產(chǎn)函數(shù)，其中勞動(dòng)力真實(shí)回報(bào)WR代表邊際勞動(dòng)生產(chǎn)率，資本回報(bào)C等于邊際資本生產(chǎn)率，從而得到產(chǎn)出表述如下：

Qi = AδLβi （αβLi ·WRC）（2）

兩邊取自然對(duì)數(shù)并整理得部門i對(duì)勞動(dòng)力的需求：

lnLi=c0-ln（WRC）i+c2lnQi（3）

理論上，產(chǎn)出對(duì)勞動(dòng)力需求的影響應(yīng)該是正向的，但在西部民族地區(qū)，產(chǎn)出的就業(yè)彈性即便是正的，其彈性也可能較低。真實(shí)工資對(duì)就業(yè)影響的方向應(yīng)該是負(fù)向的。并且，因?yàn)楣べY也會(huì)受勞動(dòng)力需求的影響，這可能會(huì)導(dǎo)致變量的內(nèi)生性問(wèn)題，為此我們需要一些計(jì)量方法來(lái)予以處理，如利用工資滯后作為解釋變量或者采取工具變量。

為簡(jiǎn)化起見(jiàn)，假定資本成本只因時(shí)間而變化，并假設(shè)市場(chǎng)有效。因此，在估計(jì)模型時(shí)可以用時(shí)間虛擬變量來(lái)表示其變異。在本文的研究中，該項(xiàng)假定是合理的，因?yàn)槲覈?guó)存在的預(yù)算軟約束（soft budget）使得資本成本的數(shù)據(jù)并不可靠，并且利率也不是一個(gè)適宜的工具變量。同樣我們并不假定資本可以替代勞動(dòng)，而是認(rèn)為資本是勞動(dòng)力的互補(bǔ)投入。也就是說(shuō)，存在資本成本對(duì)勞動(dòng)力需求并無(wú)直接影響的可能，在短期技術(shù)條件是固定的，尤其是在產(chǎn)能過(guò)剩時(shí)更是如此。另外，假定產(chǎn)出的技術(shù)效率A是隨時(shí)間而變動(dòng)的，A也形成了常數(shù)項(xiàng)c0的一部分，而其遞增效應(yīng)可以用時(shí)間虛擬變量來(lái)描述。為了檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放對(duì)勞動(dòng)力需求的影響，技術(shù)效率被設(shè)定為國(guó)際貿(mào)易的函數(shù)，也就是說(shuō)假定存在貿(mào)易誘發(fā)技術(shù)變遷的可能。此外，本文還分析了貿(mào)易對(duì)就業(yè)影響的不同機(jī)制，將FDI作為技術(shù)效率和勞動(dòng)密集程度的影響因素納入擴(kuò)展的勞動(dòng)力需求模型。這樣得到的估計(jì)方程如下：

lnLi=fβi，αt，lnQi，lnWRi，F(xiàn)DIQi，XQi，MQi （4）

其中l(wèi)nLi，lnQi，lnWRi，F(xiàn)DIQi，XQi，MQi分別代表自然對(duì)數(shù)形式的就業(yè)、實(shí)際產(chǎn)出、實(shí)際工資以及FDI占產(chǎn)出的比重、出口占產(chǎn)出的比重、進(jìn)口占產(chǎn)出的比重。αt是一個(gè)時(shí)間虛擬變量，反映與資本成本以及其他與時(shí)間有關(guān)變量的變化，比如沒(méi)有被國(guó)際貿(mào)易和FDI解釋的技術(shù)變遷。時(shí)間虛擬變量還能夠反映一些其他因素，如就業(yè)稅、就業(yè)法規(guī)等制度因素和其他可能對(duì)勞動(dòng)力需求有影響的變量，這些變量不是本文主要分析的解釋變量，故納入時(shí)間虛擬變量統(tǒng)一考慮。

（二）預(yù)期影響

1.貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響

不同的經(jīng)濟(jì)理論在國(guó)際貿(mào)易和資本流動(dòng)對(duì)就業(yè)的影響上的看法有所不同。傳統(tǒng)貿(mào)易理論認(rèn)為，在勞動(dòng)力充裕尤其那些非熟練勞動(dòng)力資源豐富的發(fā)展中國(guó)家，貿(mào)易自由化將使這些國(guó)家在勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)部門發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)，從而使這些非熟練勞動(dòng)力就業(yè)和出口部門的就業(yè)增加。與總體產(chǎn)出相反，那些熟練勞動(dòng)力部門或者那些面臨進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)的行業(yè)部門就業(yè)情況會(huì)有所下降。而最近的一些研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)在的貿(mào)易流量還不足以大到影響勞動(dòng)力需求，但由國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力壓力所致的防御性創(chuàng)新可能會(huì)間接地對(duì)就業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響（例如Greenaway 等1999）。本文沿著Hine、Wright （1997）[4]以及Greenaway （1999）的研究方法，利用回歸分析檢驗(yàn)了貿(mào)易對(duì)勞動(dòng)力需求的影響。這個(gè)影響預(yù)期體現(xiàn)在三個(gè)方面：一是在給定產(chǎn)出水平下，生產(chǎn)勞動(dòng)密集程度的改變；二是貿(mào)易所導(dǎo)致的勞動(dòng)力節(jié)約；三是西部民族地區(qū)通過(guò)國(guó)際貿(mào)易發(fā)揮低成本勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)，在非熟練勞動(dòng)力部門和出口部門創(chuàng)造就業(yè)。

2.FDI對(duì)就業(yè)的影響

如果跨國(guó)企業(yè)帶來(lái)了節(jié)約勞動(dòng)力且資本密集型的技術(shù)，那么即便是在出口導(dǎo)向部門，其就業(yè)也會(huì)受到負(fù)面影響。另外，F(xiàn)DI就業(yè)的影響還取決于FDI是投資于新資本的創(chuàng)造還是進(jìn)行收購(gòu)兼并活動(dòng)。如果其主要應(yīng)用于兼并購(gòu)買，那么FDI帶來(lái)的勞動(dòng)力擠出和就業(yè)下降將會(huì)超過(guò)其正向的就業(yè)創(chuàng)造能力。另外，即便FDI在企業(yè)層面對(duì)就業(yè)有正向影響，其對(duì)行業(yè)和其他部門的溢出效應(yīng)也可能是非常有限的。這種情況會(huì)導(dǎo)致二元經(jīng)濟(jì)的存在，即該企業(yè)與本土經(jīng)濟(jì)沒(méi)有任何聯(lián)系，并且還有可能通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)力優(yōu)勢(shì)對(duì)該部門中的本土企業(yè)產(chǎn)生影響，給本地就業(yè)帶來(lái)負(fù)效應(yīng)。

三、模型估計(jì)與結(jié)果

本節(jié)首先對(duì)各變量的自然對(duì)數(shù)值進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，來(lái)分析序列的穩(wěn)定性，以規(guī)避可能的偽回歸問(wèn)題和t檢驗(yàn)失靈問(wèn)題。然后采取將解釋變量逐步納入的方式對(duì)勞動(dòng)力需求擴(kuò)展模型進(jìn)行估計(jì)。針對(duì)工資有可能是內(nèi)生變量的問(wèn)題，采取的解決方法是將工資滯后值作為解釋變量納入模型。針對(duì)不同地區(qū)就業(yè)中所固有的不可觀測(cè)影響因素，采取工具變量或者固定效應(yīng)模型予以解決。

（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文所使用數(shù)據(jù)的來(lái)源是《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2010》以及各地區(qū)的2010年統(tǒng)計(jì)年鑒。本文采用面板數(shù)據(jù)，從1978-2009年的時(shí)間段來(lái)看，所使用數(shù)據(jù)并非為強(qiáng)面板（非平衡面板數(shù)據(jù)），數(shù)據(jù)缺失情況如下：（1）甘肅缺少1978-1980年三年的FDI和進(jìn)口額數(shù)據(jù)；（2）西藏缺少1978-1989年的價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)，因此對(duì)該時(shí)間段內(nèi)以貨幣計(jì)量的各項(xiàng)指標(biāo)不能進(jìn)行價(jià)格調(diào)整。另外西藏還缺少1978-1997年FDI的數(shù)據(jù)；（3）貴州缺少1978-1983年的FDI數(shù)據(jù)；（4）云南缺少1978-1984年FDI數(shù)據(jù)；（5）內(nèi)蒙古缺少1978-1983年的FDI數(shù)據(jù)，以及1979年就業(yè)、工資、進(jìn)出口數(shù)據(jù)；（6）廣西缺少1978-1983年的FDI數(shù)據(jù)；（7）四川缺少1978-1984年FDI和財(cái)政支出數(shù)據(jù)；（8）重慶缺少1978-1984年FDI數(shù)據(jù)和就業(yè)數(shù)據(jù)，同時(shí)缺少1978-1986年進(jìn)出口數(shù)據(jù)；（9）甘肅缺少1978-1990年FDI數(shù)據(jù)。

非平衡面板數(shù)據(jù)可能出現(xiàn)的最大問(wèn)題是，缺失的樣本數(shù)據(jù)有可能其缺失原因是內(nèi)生的。這樣會(huì)導(dǎo)致樣本不再是隨機(jī)樣本，從而導(dǎo)致估計(jì)量有偏（bias）且不一致（inconsistency）。但非平衡面板數(shù)據(jù)并不影響計(jì)算離差形式的組內(nèi)估計(jì)值，因此固定效應(yīng)模型的估計(jì)可以照常進(jìn)行。

針對(duì)部門數(shù)據(jù)缺失的問(wèn)題，有兩種解決思路。第一，從非平衡面板數(shù)據(jù)中提取一個(gè)平衡面板數(shù)據(jù)，但代價(jià)是損失樣本容量，降低估計(jì)效率；第二，在不影響隨機(jī)樣本假定的前提下，容忍數(shù)據(jù)缺失。基于此，本文的解決方法分為兩個(gè)部分，第一，在使用1978-2009年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時(shí)不將重慶和西藏的數(shù)據(jù)納入面板，但容忍其它地區(qū)FDI數(shù)據(jù)的部分缺失。第二，在分時(shí)間段分別回歸時(shí)，針對(duì)最近的時(shí)間段將所有樣本納入面板。

在模型中用的變量有l(wèi)nemp，lngrp，lnwage，lninves，lnbudget，lnfdi，lnexport，lnimport，lncosum，分別代表就業(yè)、地區(qū)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資、預(yù)算支出、外商直接投資、出口、進(jìn)口、社會(huì)消費(fèi)品零售總額的自然對(duì)數(shù)值，均以1978年作為基期進(jìn)行了價(jià)格調(diào)整。

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

因?yàn)樽兞康奶厥庑裕鎸?shí)工資、實(shí)際產(chǎn)出和就業(yè)等變量可能存在單位根問(wèn)題。由于面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)需要嚴(yán)格的平衡面板數(shù)據(jù)，本文所使用的1978-2009年面板數(shù)據(jù)不符合該強(qiáng)面板要求，在Stata11.0中無(wú)法利用Levin，Lin和Chu（2002）的LLC檢驗(yàn)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。此時(shí)通常的解決方法是對(duì)這些變量取自然對(duì)數(shù)形式，放棄單位根檢驗(yàn)，最大限度約束單位根給結(jié)果帶來(lái)的問(wèn)題。這種思路適用于簡(jiǎn)單時(shí)間序列，因?yàn)樵诤?jiǎn)單時(shí)間序列中，單位根檢驗(yàn)的作用較小，并且單位根問(wèn)題在面板設(shè)定中也沒(méi)有那么顯著。本文所用面板數(shù)據(jù)時(shí)間序列較長(zhǎng)，貿(mào)然忽略單位根會(huì)導(dǎo)致兩個(gè)互相獨(dú)立的單位根變量出現(xiàn)偽回歸的可能，并且導(dǎo)致傳統(tǒng)的t檢驗(yàn)失效。

為解決這個(gè)問(wèn)題，我們從1978-2009年的面板數(shù)據(jù)中抽取了1990-2009年的數(shù)據(jù)，從而形成嚴(yán)格平衡面板數(shù)據(jù)。只要該平衡面板中的各對(duì)應(yīng)變量存在單位根，那么我們就認(rèn)為1978-2009年的面板數(shù)據(jù)也存在單位根。為了最大限度約束單位根的影響，先對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù)后進(jìn)行LLC檢驗(yàn)。詳情見(jiàn)表2所示。LLC檢驗(yàn)的原假設(shè)和對(duì)立假設(shè)分別為：H0：面板存在單位根；H1：面板為穩(wěn)定序列。

即如果p值超過(guò)0.1，則表明我們無(wú)法在10%以內(nèi)的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，無(wú)法拒絕面板存在單位根的假定。從面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的p值可以看出，對(duì)于每一個(gè)檢驗(yàn)變量我們都無(wú)法在常用顯著性水平上拒絕存在單位根的假定。其中l(wèi)nfdi的檢驗(yàn)缺失，原因是西藏在1990-2009年面板數(shù)據(jù)中，無(wú)1990-1997年的FDI值。如果繼續(xù)抽取1998-2009年面板數(shù)據(jù)，會(huì)導(dǎo)致單位根檢驗(yàn)無(wú)效，故我們選擇放棄對(duì)lnfdi的單位根檢驗(yàn)，同時(shí)認(rèn)為如果除lnfdi之外的其它變量均存在單位根，那么也無(wú)法拒絕lnfdi存在單位根的假定。

如果變量存在單位根為不穩(wěn)定變量，那么直接對(duì)其回歸分析會(huì)導(dǎo)致傳統(tǒng)的t檢驗(yàn)失效和偽回歸問(wèn)題，此時(shí)的解決辦法有二：一是檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系，如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系則可以利用回歸分析；二是將單位根序列逐階進(jìn)行差分，直至序列變?yōu)榉€(wěn)定序列。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

如果兩個(gè)時(shí)間序列是非平穩(wěn)序列，那么存在這樣一種可能，即它們的線性組合是協(xié)整的。協(xié)整的時(shí)間序列在長(zhǎng)期會(huì)以相同的速率一起變動(dòng)。換言之，他們?cè)陂L(zhǎng)期服從一個(gè)均衡關(guān)系（Davidson和MacKinnon 1993），其含義是：如果經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)是協(xié)整關(guān)系的，那么在長(zhǎng)期它們應(yīng)該按照相同速率移動(dòng)。也就是說(shuō)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是就業(yè)增強(qiáng)型的。如果兩列數(shù)據(jù)不是協(xié)整的，那么這就是失業(yè)型增長(zhǎng)可能出現(xiàn)的一個(gè)信號(hào)。在這種情況下，額外的國(guó)民收入被投入到那些就業(yè)強(qiáng)度不大的行業(yè)里面，因此隨著收入增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致就業(yè)下降乃至停滯。為了粗略了解各宏觀變量和就業(yè)的關(guān)系，需要對(duì)不穩(wěn)定序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

對(duì)于面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)不同于時(shí)間序列，本文采用的協(xié)整檢驗(yàn)方法來(lái)自Westerlund（2007） [5]和Westerlund（2008） [6]。該檢驗(yàn)方法的原假設(shè)和對(duì)立假設(shè)分別為：H0：不存在協(xié)整關(guān)系；H1：存在協(xié)整關(guān)系。

同樣只要協(xié)整檢驗(yàn)p值超過(guò)常用顯著性水平，就無(wú)法拒絕變量之間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。分別對(duì)lnemp和lngrp、lnemp和lnwage、lnemp和lninves、lnemp和lnbudget、lnemp和lnfdi、lnemp和lnexport、lnemp和lnimport、lnemp和lncosum進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示被解釋變量lnemp與其他解釋變量之間均不存在協(xié)整關(guān)系（見(jiàn)表3-表9所示），這意味著就業(yè)和這些指標(biāo)在長(zhǎng)期并不會(huì)以相同速率變動(dòng)，這是西部民族地區(qū)存在失業(yè)型增長(zhǎng)可能的有力證據(jù)。但我們還需要進(jìn)一步細(xì)分，考慮失業(yè)型增長(zhǎng)的來(lái)源。不排除這樣一種可能，即某些宏觀變量對(duì)就業(yè)增長(zhǎng)有顯著促進(jìn)作用，但被其它變量的負(fù)效應(yīng)抵消了。為了確認(rèn)各宏觀變量的就業(yè)偏效應(yīng)，需要將其進(jìn)行回歸分析。由于各變量存在單位根且不存在協(xié)整關(guān)系，因此不能對(duì)變量直接進(jìn)行回歸。需要對(duì)各變量進(jìn)行差分處理。從一階差分開(kāi)始逐階差分，直到得到穩(wěn)定序列。

對(duì)經(jīng)過(guò)一階差分后的序列做單位根檢驗(yàn)，表2中第四列顯示了其檢驗(yàn)結(jié)果：lnemp、lngrp、lnconsum經(jīng)過(guò)一階差分后依然不能拒絕存在單位根的原假定，其余序列經(jīng)一階差分后均能夠在1%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假定。為得到平穩(wěn)序列，繼續(xù)對(duì)lnemp、lngrp、lnconsum進(jìn)行二階差分，表中第五列顯示了單位根檢驗(yàn)結(jié)果：lnemp、lngrp、lnconsum經(jīng)過(guò)二階差分后均能夠在1%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假定。

（三）回歸分析

在估計(jì)模型時(shí)，采取了靜態(tài)模型和動(dòng)態(tài)模型兩種設(shè)定。動(dòng)態(tài)設(shè)定的前提假設(shè)是：認(rèn)為企業(yè)的雇員招聘和解雇都是需要成本的，就業(yè)規(guī)模調(diào)整成本的存在或者說(shuō)就業(yè)規(guī)模黏性會(huì)導(dǎo)致就業(yè)的滯后值對(duì)當(dāng)前就業(yè)規(guī)模產(chǎn)生影響。因此，在就業(yè)規(guī)模黏性的假設(shè)下，需要將被解釋變量就業(yè)規(guī)模的滯后值作為解釋變量納入模型。在解釋變量引入的順序上，本文采取的是逐類納入的方法。首先納入勞動(dòng)力需求函數(shù)的基本變量：真實(shí)工資和地區(qū)生產(chǎn)總值；然后引入投資和政府行為變量：固定資產(chǎn)投資和預(yù)算支出；然后引入貿(mào)易和資本流動(dòng)變量：進(jìn)口、出口和外商直接投資；最后引入本地消費(fèi)規(guī)模變量：社會(huì)消費(fèi)品零售總額。

1.靜態(tài)模型

所估計(jì)靜態(tài)模型為：

lnEMPi=fβi，Ti，lnGRPi，lnWAGEi，lnINVESi，lnBUDGETi，lnEXPORTi，lnIMPORTi，lnFDIi，lnCONSUMi（5）

其中，β為常數(shù)項(xiàng)，t為時(shí)間趨勢(shì)變量。首先采用的面板是從總體面板中抽取的1990-2009年平衡面板，之后我們也以1978-2009年面板數(shù)據(jù)對(duì)相應(yīng)回歸方程進(jìn)行了估計(jì)，分成兩部分有助于尋找各宏觀變量就業(yè)偏效應(yīng)的動(dòng)態(tài)變動(dòng)情況。

在基本回歸方程中，只是將lngrp、lnwage以及除基期之外的所有時(shí)間虛擬變量納入，并進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表10中第（1）列數(shù)據(jù)。然后在此基礎(chǔ)上納入投資和政府預(yù)算支出變量，回歸結(jié)果見(jiàn)表10中第（2）列。然后納入資本流動(dòng)和國(guó)際貿(mào)易變量，回歸結(jié)果在（3）中，最后將社會(huì)消費(fèi)品零售總額納入，對(duì)所有變量進(jìn)行模型估計(jì)，見(jiàn)（4）。對(duì)數(shù)序列中存在的自相關(guān)問(wèn)題，以及不隨時(shí)間而變的遺漏變量問(wèn)題，我們采取了四種處理方法，一是隨機(jī)效應(yīng)，二是雙向固定效應(yīng)，三是VCE固定效應(yīng)，四是使用組間估計(jì)量。結(jié)果分別顯示于表10的第（5）-（8）列。然后我們又利用1978-2009年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了同樣的模型估計(jì)。我們并沒(méi)有將重慶和西藏納入1978-2009年的面板數(shù)據(jù)中。結(jié)果見(jiàn)表11所示。

2.動(dòng)態(tài)模型

在動(dòng)態(tài)模型中，我們將就業(yè)的一階滯后作為解釋變量納入了模型，因?yàn)槭苤朴谡衅负徒夤偷某杀締?wèn)題，對(duì)就業(yè)情況進(jìn)行調(diào)整需要一定的時(shí)間。基于以上情況，我們將動(dòng)態(tài)模型設(shè)定為：

lnempi，t=α0+β1lngrpi，t+β2lnwagei，t-1+β3lnempi，t-1+β4lninvesi，t+β5lnbudgeti，t+β6lnexporti，t+β7lnimporti，t+β8lnfdii，t+β9lnconsum+β10t（6）

從理論角度來(lái)看，動(dòng)態(tài)設(shè)定更為合適。因?yàn)樵诮o定招聘和解雇成本的前提下，勞動(dòng)力需求存在一個(gè)局部調(diào)整過(guò)程。然而動(dòng)態(tài)設(shè)定的可靠性要依賴兩個(gè)條件：一是動(dòng)態(tài)模型中的就業(yè)滯后是顯著的；二是同方差估計(jì)的Sargan檢驗(yàn)不能拒絕過(guò)度設(shè)定有效的原假設(shè)。如果這兩個(gè)條件不能夠滿足，那么我們更愿意使用靜態(tài)估計(jì)結(jié)果。

我們?cè)诠烙?jì)動(dòng)態(tài)模型時(shí)，用一階差分形式來(lái)去除固定效應(yīng)，并用GMM來(lái)克服因差分給滯后因變量系數(shù)帶來(lái)的偏誤問(wèn)題。另外，由于真實(shí)工資被看作是內(nèi)生變量，我們用就業(yè)和實(shí)際工資滯后作為工具變量。并對(duì)產(chǎn)出、FDI和進(jìn)出口比重等嚴(yán)格外生變量進(jìn)行一階差分。由于自由度的考量，我們不能再添加更多期的滯后。同樣也添加了時(shí)間虛擬變量，計(jì)算了序列相關(guān)的標(biāo)準(zhǔn)誤差。在進(jìn)行估計(jì)時(shí)，先對(duì)1990-2009年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，然后對(duì)1978-2009年總體面板進(jìn)行估計(jì)。

模型估計(jì)按照以下方式進(jìn)行。首先，我們將lnemp的一階二階滯后變量lnempL1、lnempL2以及真實(shí)工資lnwage的當(dāng)期值和一階滯后值lnwage、lnwageL1納入模型，用差分GMM進(jìn)行估計(jì)。并且由于此差分GMM使用了較多個(gè)工具變量，因此需要利用Sargan檢驗(yàn)①進(jìn)行模型過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。參數(shù)估計(jì)值、t檢驗(yàn)值以及Sargan檢驗(yàn)p值均在表12中第（1）列。第二，在第一步的基礎(chǔ)上，把lnwage的二階滯后值作為解釋變量納入，用差分GMM進(jìn)行估計(jì)，并同樣進(jìn)行Sargan檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表12中第（2）列。第三，在第一步的基礎(chǔ)上將被解釋變量lnemp的三階滯后值作為解釋變量，并且排除統(tǒng)計(jì)上不顯著的當(dāng)期lnwage，只將lnwage的一階滯后作為解釋變量引入模型（實(shí)際上我們也對(duì)包含被解釋變量一二三階滯后以及l(fā)nwage當(dāng)期及一二階滯后引入模型進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果與第三步結(jié)果差異很小，在此略過(guò)），并進(jìn)行過(guò)度設(shè)定檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表12中第（3）列。最后，我們用系統(tǒng)GMM對(duì)第三步中的回歸模型進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表12中第（4）列。

為了反映參數(shù)的動(dòng)態(tài)變動(dòng)，用1978-2009年面板數(shù)據(jù)對(duì)第三和第四步進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果分別見(jiàn)表12中第（5）和第（6）列。

（四）估計(jì)結(jié)果

1.產(chǎn)出對(duì)就業(yè)的影響

從模型設(shè)定來(lái)看，由于就業(yè)規(guī)模調(diào)整黏性的存在，理論上我們更傾向于使用動(dòng)態(tài)模型設(shè)定，但使用動(dòng)態(tài)模型的兩個(gè)條件必須滿足：即就業(yè)滯后變量統(tǒng)計(jì)顯著已經(jīng)通過(guò)Sargan檢驗(yàn)。動(dòng)態(tài)模型的回歸估計(jì)結(jié)果顯示就業(yè)的一階滯后在所有六個(gè)動(dòng)態(tài)方程中都是顯著的，甚至在某些回歸方程中就業(yè)的二階、三階滯后也是統(tǒng)計(jì)和經(jīng)濟(jì)顯著的，見(jiàn)動(dòng)態(tài)模型估計(jì)的第三和第六步。并且都能在5%的顯著性水平上通過(guò)Sargan檢驗(yàn)，即無(wú)法拒絕模型設(shè)定有效的原假設(shè)，這一結(jié)果對(duì)兩時(shí)期面板數(shù)據(jù)相同。因此，既然就業(yè)滯后作為解釋變量引入模型統(tǒng)計(jì)顯著且不存在模型誤設(shè)，我們更傾向于采用動(dòng)態(tài)模型的估計(jì)結(jié)果，同時(shí)用靜態(tài)模型進(jìn)行比較。

無(wú)論是在靜態(tài)模型還是動(dòng)態(tài)模型中，產(chǎn)出的就業(yè)偏效應(yīng)都是統(tǒng)計(jì)顯著的，從經(jīng)濟(jì)效應(yīng)上來(lái)講也具有顯著正向影響。靜態(tài)模型和動(dòng)態(tài)模型中產(chǎn)出的就業(yè)偏效應(yīng)差距較為明顯。在靜態(tài)模型中，產(chǎn)出的就業(yè)偏效應(yīng)為1.3左右，而在動(dòng)態(tài)模型中控制了就業(yè)的滯后效應(yīng)后，其就業(yè)偏效應(yīng)顯著下降到0.1左右。從不同的時(shí)間段來(lái)看，產(chǎn)出的就業(yè)效應(yīng)保持穩(wěn)定。

因此，西部民族地區(qū)產(chǎn)出對(duì)就業(yè)的偏效應(yīng)是統(tǒng)計(jì)顯著的，從經(jīng)濟(jì)效應(yīng)上看在0.1左右，也就是說(shuō)，西部民族地區(qū)產(chǎn)出每增長(zhǎng)10%，就業(yè)規(guī)模將提升1%左右。

2.真實(shí)工資對(duì)就業(yè)的影響

如果不考慮就業(yè)規(guī)模的滯后效應(yīng)，在對(duì)靜態(tài)模型中使用混合OLS和隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)時(shí)，真實(shí)工資對(duì)就業(yè)的負(fù)效應(yīng)在1%顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著，且經(jīng)濟(jì)效應(yīng)同樣顯著。在1978-2009年面板數(shù)據(jù)中，真實(shí)工資對(duì)就業(yè)的偏效應(yīng)在-1.3左右，即真實(shí)工資每提高10%，就業(yè)水平將下降13%。同樣的靜態(tài)模型，但在使用1990-2009年面板時(shí)真實(shí)工資的就業(yè)偏效應(yīng)雖然依然統(tǒng)計(jì)顯著，但經(jīng)濟(jì)效應(yīng)下降明顯，下降到-0.9～-0.7之間。從動(dòng)態(tài)模型來(lái)看，無(wú)論是當(dāng)期真實(shí)工資還是真實(shí)工資的一階、二階滯后值統(tǒng)計(jì)不顯著，在動(dòng)態(tài)模型的所有六個(gè)回歸方程中只有第三真實(shí)工資就業(yè)偏效應(yīng)統(tǒng)計(jì)顯著，但在所有動(dòng)態(tài)模型中經(jīng)濟(jì)效應(yīng)均不顯著，在-0.04～-0.01之間，也就是說(shuō)只有當(dāng)真實(shí)工資提高100%，才能讓就業(yè)規(guī)模下降1%～4%。

綜合起來(lái)看，傳統(tǒng)觀點(diǎn)中所認(rèn)為的真實(shí)工資對(duì)勞動(dòng)力需求存在負(fù)面效應(yīng)的假設(shè)并沒(méi)有在本文的研究中得到顯著確認(rèn)。西部民族地區(qū)真實(shí)工資的變動(dòng)并不是當(dāng)前就業(yè)變動(dòng)的主要原因。由于勞動(dòng)力供求的不平衡，勞動(dòng)力對(duì)真實(shí)工資變動(dòng)并不敏感，其低工資并沒(méi)有導(dǎo)致更高的就業(yè)。因此，對(duì)于西部民族地區(qū)來(lái)講，國(guó)家涉及勞動(dòng)力工資的政策對(duì)就業(yè)的影響不大。在勞動(dòng)力供求失衡的情況下，應(yīng)該尋求在就業(yè)崗位的創(chuàng)造上突破，而非在當(dāng)前情況下利用勞動(dòng)力價(jià)格調(diào)整工具。

3.固定資產(chǎn)投資和政府預(yù)算支出對(duì)就業(yè)的影響

從靜態(tài)模型來(lái)看，固定資產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)存在統(tǒng)計(jì)顯著的負(fù)效應(yīng)，且從時(shí)間段來(lái)看，1990-2009年中固定資產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)的負(fù)效應(yīng)明顯提升，固定資產(chǎn)投資的就業(yè)彈性在-0.8左右，即固定資產(chǎn)投資每增加10%會(huì)導(dǎo)致就業(yè)規(guī)模減少8%。在動(dòng)態(tài)模型中固定資產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)的負(fù)效應(yīng)依然是統(tǒng)計(jì)顯著的，但經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并不明顯，彈性在-0.04～-0.02之間。固定資產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)無(wú)論從靜態(tài)模型看還是從動(dòng)態(tài)模型看均存在統(tǒng)計(jì)顯著的負(fù)效應(yīng)，但動(dòng)態(tài)模型中的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并不顯著。對(duì)于固定資產(chǎn)投資和就業(yè)之間的關(guān)系，我們的結(jié)論是至少發(fā)現(xiàn)西部民族地區(qū)在過(guò)去很長(zhǎng)時(shí)間以來(lái)，固定資產(chǎn)投資并沒(méi)有對(duì)就業(yè)提升起到我們預(yù)想的作用，并且從時(shí)間序列來(lái)分析，在最近的時(shí)間段中固定資產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)的負(fù)效應(yīng)有增強(qiáng)的跡象。這一問(wèn)題的關(guān)鍵在于對(duì)于固定資產(chǎn)投資項(xiàng)目的科學(xué)安排和嚴(yán)密的后續(xù)跟蹤監(jiān)控，這也是未來(lái)西部民族地區(qū)最大化發(fā)揮固定資產(chǎn)投資作用的關(guān)鍵。

政府預(yù)算支出對(duì)就業(yè)的作用在靜態(tài)模型中是負(fù)向的，在動(dòng)態(tài)模型中是正向的，并且無(wú)論是動(dòng)態(tài)還是靜態(tài)模型中，西部民族地區(qū)政府預(yù)算支出對(duì)就業(yè)的影響是統(tǒng)計(jì)不顯著的，并且從經(jīng)濟(jì)效應(yīng)角度來(lái)看也是不顯著的。預(yù)算支出提高100%，僅能使就業(yè)有個(gè)位數(shù)的增長(zhǎng)率。西部民族地區(qū)財(cái)政支出主要集中于三個(gè)領(lǐng)域：基本建設(shè)支出、挖潛改造資金和科技三項(xiàng)費(fèi)用以及支農(nóng)支出。這些使得資本、技術(shù)對(duì)勞動(dòng)力的替代成為可能，這也在一定程度上解釋了政府預(yù)算支出與就業(yè)無(wú)顯著關(guān)系的原因。

4.國(guó)際貿(mào)易對(duì)就業(yè)的影響

出口對(duì)西部民族地區(qū)就業(yè)的影響在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。靜態(tài)模型中出口的就業(yè)彈性均為負(fù)值，動(dòng)態(tài)模型中出口的就業(yè)彈性同樣均為負(fù)值，且在-0.001～-0.01之間，經(jīng)濟(jì)效應(yīng)不明顯。進(jìn)口對(duì)就業(yè)的影響在靜態(tài)模型中是統(tǒng)計(jì)顯著為負(fù)值的，但在控制了就業(yè)的滯后影響之后，統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)效應(yīng)上均不顯著，但經(jīng)濟(jì)效應(yīng)在動(dòng)態(tài)模型中是正值。

傳統(tǒng)假設(shè)中會(huì)認(rèn)為出口部門產(chǎn)出的增加會(huì)帶來(lái)本地就業(yè)的提升，但本文并沒(méi)有任何證據(jù)支持這一假設(shè)。其可能原因是出口部門的產(chǎn)業(yè)鏈條較短，甚至在某種程度上形成了城堡經(jīng)濟(jì)或二元結(jié)構(gòu)，即出口部門與其他本地產(chǎn)出部門嚴(yán)格分隔，出口部門的增長(zhǎng)不能形成對(duì)本地經(jīng)濟(jì)的有效溢出，帶動(dòng)本地其它部門就業(yè)增加。該原因和我國(guó)西部民族地區(qū)的現(xiàn)狀相符，在資源型產(chǎn)品出口主導(dǎo)的現(xiàn)狀下，出口部門產(chǎn)出的增長(zhǎng)僅僅是推動(dòng)了本部門的就業(yè)有增加的可能，但由于未能形成有效溢出，故出口的增長(zhǎng)與整體就業(yè)之間的關(guān)系并不顯著。

進(jìn)口與就業(yè)之間關(guān)系的不顯著同樣也與傳統(tǒng)假定不符。傳統(tǒng)理論中認(rèn)為進(jìn)口會(huì)通過(guò)兩條渠道來(lái)對(duì)本地就業(yè)產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)：一是進(jìn)口產(chǎn)品形成了對(duì)本地產(chǎn)品的替代，從而減少了本地同類產(chǎn)品生產(chǎn)部門就業(yè)的增長(zhǎng)；二是國(guó)外進(jìn)口產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力會(huì)對(duì)本地企業(yè)產(chǎn)生技術(shù)壓力，從而通過(guò)技術(shù)壓力形成技術(shù)替代勞動(dòng)力，降低就業(yè)率。本文并沒(méi)有任何證據(jù)表明進(jìn)口對(duì)就業(yè)的負(fù)效應(yīng)，反而在動(dòng)態(tài)模型中進(jìn)口對(duì)就業(yè)的影響是正向的，只是統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)上不顯著而已。這一點(diǎn)說(shuō)明西部民族地區(qū)進(jìn)口是本地產(chǎn)出的補(bǔ)充而非替代。這使得我們需要重新審視進(jìn)口對(duì)西部民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，尤其是考慮其正向作用。

5.FDI和社會(huì)消費(fèi)品零售總額對(duì)就業(yè)的影響

從靜態(tài)模型來(lái)看，F(xiàn)DI對(duì)就業(yè)的影響是顯著的。1978-2009年面板回歸的結(jié)果與1990-2009年面板的回歸結(jié)果相差較大。FDI對(duì)就業(yè)的負(fù)向影響逐漸減弱，并有呈現(xiàn)正效應(yīng)的趨勢(shì)。從動(dòng)態(tài)模型來(lái)看，F(xiàn)DI對(duì)就業(yè)有統(tǒng)計(jì)顯著的正向影響，F(xiàn)DI的就業(yè)彈性在0.01左右，在經(jīng)濟(jì)效應(yīng)上并不顯著。

一開(kāi)始西部民族地區(qū)FDI對(duì)就業(yè)存在負(fù)效應(yīng)的可能原因是，F(xiàn)DI投資于既有資產(chǎn)的收購(gòu)兼并，而非新資本的創(chuàng)造。形成了對(duì)原有本地資本的收購(gòu)兼并之后，會(huì)利用其先進(jìn)的技術(shù)優(yōu)勢(shì)和管理優(yōu)勢(shì)對(duì)原企業(yè)的生產(chǎn)流程進(jìn)行再造，從而形成勞動(dòng)力的節(jié)約，從而對(duì)就業(yè)產(chǎn)生負(fù)向影響。之所以在最近的時(shí)間段中FDI對(duì)就業(yè)開(kāi)始呈現(xiàn)正向效應(yīng)，原因是存在收購(gòu)兼并條件和本地資產(chǎn)不再存在，F(xiàn)DI更多地集中于新資本的創(chuàng)造，從而導(dǎo)致了就業(yè)規(guī)模在這些部門的提升。雖然在FDI在最近有推動(dòng)就業(yè)規(guī)模的趨勢(shì)，但不能忽略掉其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)僅為0.01的顯示，其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并不顯著。其主要原因是FDI帶來(lái)的技術(shù)管理優(yōu)勢(shì)，對(duì)本地企業(yè)產(chǎn)生了有力競(jìng)爭(zhēng)，導(dǎo)致部分本地企業(yè)就業(yè)規(guī)模下降。因此，在考慮FDI對(duì)就業(yè)的影響時(shí)，應(yīng)將技術(shù)壓力這一負(fù)效應(yīng)，與本企業(yè)就業(yè)提升和產(chǎn)業(yè)溢出效應(yīng)這一正效應(yīng)做綜合考量。

消費(fèi)需求的旺盛和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的提升能夠通過(guò)本部門產(chǎn)出增加和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，有效提升產(chǎn)出部門勞動(dòng)力需求規(guī)模，這也是將社會(huì)消費(fèi)品零售總額納入勞動(dòng)力需求方程的原因。但在動(dòng)態(tài)效應(yīng)中，社會(huì)消費(fèi)品零售總額對(duì)就業(yè)的正向影響無(wú)論是在統(tǒng)計(jì)上還是經(jīng)濟(jì)效應(yīng)上都不顯著。這主要與國(guó)內(nèi)消費(fèi)品的整體產(chǎn)能有關(guān)，如果產(chǎn)能嚴(yán)重不足，那么在社會(huì)消費(fèi)品零售總額提升時(shí)會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)產(chǎn)出部門的就業(yè)規(guī)模提升，但在產(chǎn)能整體過(guò)剩的現(xiàn)狀下，兩者關(guān)系并不顯著。

四、結(jié)論和建議

本文的目的是尋找西部民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)是如何隨時(shí)間而演變的，并試圖發(fā)現(xiàn)所選擇的宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)就業(yè)的影響如何。分析主要分為兩個(gè)維度：第一，根據(jù)是否考慮就業(yè)規(guī)模的滯后效應(yīng)，把模型設(shè)定為靜態(tài)和動(dòng)態(tài)模型，并分別估計(jì)；第二，使用1978-2009年以及1990-2009年兩個(gè)面板數(shù)據(jù)對(duì)靜態(tài)、動(dòng)態(tài)模型進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)描述和計(jì)量分析，尋找各因素就業(yè)效應(yīng)的動(dòng)態(tài)變遷。其主要結(jié)論是：

第一，西部民族地區(qū)就業(yè)指標(biāo)與所考察的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)間不存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，亦即在長(zhǎng)期中，它們并不會(huì)以相同速率變動(dòng)，這是失業(yè)型增長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)的典型特征。

第二，產(chǎn)出的就業(yè)偏效應(yīng)統(tǒng)計(jì)顯著，就業(yè)彈性在0.1左右，也就是說(shuō)，西部民族地區(qū)產(chǎn)出每增長(zhǎng)10%，就業(yè)規(guī)模將提升1%左右。這解釋了西部民族地區(qū)年均13.6%的產(chǎn)出增速和1.5%的年均就業(yè)增速的原因，并進(jìn)一步佐證了該地區(qū)存在著失業(yè)型增長(zhǎng)的可能，產(chǎn)出的增長(zhǎng)可能更多地依賴資本和技術(shù)的推動(dòng)。

第三，西部民族地區(qū)的進(jìn)出口與就業(yè)之間的關(guān)系無(wú)論是在統(tǒng)計(jì)上還是在經(jīng)濟(jì)效應(yīng)上均不顯著。其原因是出口部門的產(chǎn)業(yè)鏈條較短，在某種程度上形成了城堡經(jīng)濟(jì)或二元結(jié)構(gòu)，即出口部門與其他本地產(chǎn)出部門嚴(yán)格分隔，出口部門的增長(zhǎng)不能形成對(duì)本地經(jīng)濟(jì)的有效溢出，帶動(dòng)本地其它部門就業(yè)增加。本文并沒(méi)有任何證據(jù)表明進(jìn)口對(duì)就業(yè)的負(fù)效應(yīng)，反而在動(dòng)態(tài)模型中進(jìn)口對(duì)就業(yè)的影響是正向的，這一點(diǎn)說(shuō)明西部民族地區(qū)進(jìn)口是本地產(chǎn)出的補(bǔ)充而非替代。

第四，西部民族地區(qū)固定資產(chǎn)投資并沒(méi)有對(duì)就業(yè)提升起到預(yù)想的正向作用，并且從時(shí)間序列來(lái)分析，在最近的時(shí)間段中固定資產(chǎn)投資對(duì)就業(yè)的負(fù)效應(yīng)有增強(qiáng)的跡象。對(duì)于固定資產(chǎn)投資項(xiàng)目的科學(xué)安排和嚴(yán)密的后續(xù)跟蹤監(jiān)控，是未來(lái)西部民族地區(qū)最大化發(fā)揮固定資產(chǎn)投資作用的關(guān)鍵。

第五，西部民族地區(qū)真實(shí)工資的變動(dòng)并不是當(dāng)前就業(yè)變動(dòng)的主要原因。由于勞動(dòng)力供求的不平衡，勞動(dòng)力對(duì)真實(shí)工資變動(dòng)并不敏感，其低工資并沒(méi)有導(dǎo)致更高的就業(yè)。因此，對(duì)于西部民族地區(qū)來(lái)講，國(guó)家涉及勞動(dòng)力工資的政策對(duì)就業(yè)的影響不大。

第六，F(xiàn)DI對(duì)就業(yè)的影響，在不同時(shí)間段作用不同。一開(kāi)始FDI主要集中于既有資產(chǎn)的兼并重組，此時(shí)FDI對(duì)就業(yè)存在負(fù)效應(yīng)，之后FDI在西部主要集中于新資本的創(chuàng)造，開(kāi)始體現(xiàn)就業(yè)正效應(yīng)，但經(jīng)濟(jì)效應(yīng)依然不顯著。這意味著西部民族地區(qū)在接受FDI時(shí)，需要在就業(yè)溢出和技術(shù)資本替代之間作出權(quán)衡。由于全國(guó)范圍內(nèi)消費(fèi)品生產(chǎn)能力的過(guò)剩，西部地區(qū)社會(huì)消費(fèi)品零售綜合與就業(yè)之間并無(wú)明顯關(guān)系。

綜上所述，西部民族地區(qū)失業(yè)型增長(zhǎng)已經(jīng)發(fā)生，但僅依賴宏觀經(jīng)濟(jì)均衡不足以解決就業(yè)壓力的挑戰(zhàn)。實(shí)際上，在保持可持續(xù)增長(zhǎng)政策的同時(shí)，還應(yīng)將戰(zhàn)略指向就業(yè)密集型和推動(dòng)型上面來(lái)。這些可以通過(guò)大量投資的持續(xù)增加和再定位來(lái)實(shí)現(xiàn)。這些投資無(wú)論是FDI，還是固定資產(chǎn)投資，應(yīng)該指向就業(yè)推動(dòng)型和勞動(dòng)密集型的活動(dòng)。

注釋：

①Sargan檢驗(yàn)的原假設(shè)和對(duì)立假設(shè)分別為：H0：所有工具變量都有效；H1：模型存在過(guò)度識(shí)別。

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收稿日期：2012-11-27 責(zé)任編輯：許瑤麗