長江經(jīng)濟帶生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)與制造業(yè)就業(yè)的互動關系
——基于面板聯(lián)立方程模型的實證研究

張晴云 王 純

(重慶工商大學,重慶 400067)

一、引言及文獻綜述

隨著知識經(jīng)濟和信息技術的發(fā)展,生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)之間的關系越來越緊密,其帶動就業(yè)的作用在經(jīng)濟發(fā)展過程中舉足輕重。《中國制造2025》強調(diào):“要加快制造業(yè)與服務業(yè)協(xié)同發(fā)展,推動業(yè)態(tài)創(chuàng)新?！?在此背景下,研究生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)與制造業(yè)就業(yè)二者之間的關系,對于發(fā)展我國經(jīng)濟、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)升級、加速城市化進程具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

服務業(yè)就業(yè)和制造業(yè)就業(yè)一直是我國學者研究的重點。關于制造業(yè)就業(yè)方面,屈小博、高凌云等(2016)基于企業(yè)層面,利用中國1998—2008年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)分析了中國制造業(yè)就業(yè)動態(tài)的特征及邏輯。馬光明、劉春生(2016)利用8年28個地區(qū)制造業(yè)整體及子行業(yè)面板數(shù)據(jù), 分析我國制造業(yè)就業(yè)結(jié)構的變化情況。楊浩昌、劉軍等(2014)利用我國11年省級面板數(shù)據(jù)研究了制造業(yè)就業(yè)的影響因素。張麗杰(2012)使用波動預測方法,預測中國未來10年的制造業(yè)就業(yè)人數(shù),并認為呈現(xiàn)出波動增長趨勢。曹廣忠、劉濤(2007)基于企業(yè)數(shù)據(jù),分析北京市制造業(yè)就業(yè)分布重心變動情況。關于服務業(yè)就業(yè)方面,李楊、張鵬舉等(2015)研究了中國服務業(yè)開放對服務就業(yè)的影響。魏作磊(2007)認為生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)是今后我國就業(yè)增長的主要領域。田喜洲(2011)認為我國生產(chǎn)性服務業(yè)有較高的間接就業(yè)效應。何德旭、姚戰(zhàn)琪等(2009)探討了促進服務業(yè)就業(yè)增長的有效途徑。程大中(2004)通過檢驗鮑莫爾—富克斯假說,認為我國整體服務業(yè)的勞動生產(chǎn)率增長滯后。

學者們對服務業(yè)就業(yè)與制造業(yè)就業(yè)互動關系的研究也較多。夏杰長、李芳芳(2015)通過與國外主要國家的服務業(yè)就業(yè)特征的比較分析,認為我國服務業(yè)是吸納就業(yè)的主力軍,其彈性系數(shù)高于制造業(yè)。袁志剛、高虹(2015)認為制造業(yè)就業(yè)的擴張會對本地服務業(yè)就業(yè)有促進作用,但會受到城鎮(zhèn)化水平和城市規(guī)模的影響。張川川(2015)基于微觀人口調(diào)查數(shù)據(jù)分析我國城市制造業(yè)就業(yè)對本地服務業(yè)就業(yè)的影響。李逸飛、李靜等(2017)基于理論分析了制造業(yè)就業(yè)與服務業(yè)就業(yè)之間的互動關系。

綜上可知,學者們對服務業(yè)就業(yè)和制造業(yè)就業(yè)的研究較多,在理論與實踐上都極大地豐富了其內(nèi)涵,但依然存在一定的局限性，主要表現(xiàn)在:一是現(xiàn)有的研究大多基于單方程模型估計,忽略了服務業(yè)就業(yè)和制造業(yè)就業(yè)之間的互動關系;二是現(xiàn)有研究的樣本選擇,大多基于某一省、市或全國整體層面,但由于我國區(qū)域存在差異性,有必要進行區(qū)域?qū)用娴难芯??；诖?本文以長江經(jīng)濟帶為例,基于面板聯(lián)立方程模型,對長江經(jīng)濟帶生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)和制造業(yè)就業(yè)交互效應進行實證研究,并提出相關建議。

二、模型設定及變量選取

(一)模型的設定

采用單方程面板模型研究生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)與制造業(yè)就業(yè)的關系,沒有考慮二者可能存在的內(nèi)生性問題, 因此本文構建服務業(yè)與制造業(yè)聯(lián)立方程模型(3SLS)來解決其內(nèi)生性問題。其聯(lián)立方程組如下:

lnESit=α+α1lnEMit+∑αilnZitit+uit

lnESit=β+β1lnESit+∑βilnXitit+δit

為消除異方差等問題,對方程中的變量均取對數(shù)化處理。其中,被解釋變量lnES與lnEM分別為生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)與制造業(yè)就業(yè)對數(shù)形式;lnZit與lnXit分別為影響生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)的控制變量組,α與β為常數(shù)項,uit與δit為隨機誤差項。各變量具體說明如下：

1.被解釋變量。文中的被解釋變量生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)(ES)和制造業(yè)就業(yè)(EM)分別為生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)各省市城鎮(zhèn)就業(yè)人口。

2.影響生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)的一組控制變量(Zit)具體包括:

服務業(yè)發(fā)展水平(Sit)，采用各省、直轄市服務業(yè)增加值。

固定資產(chǎn)投資(Caps)，采用各省、直轄市固定資產(chǎn)投資。

技術創(chuàng)新程度(Tech)， 采用各省、直轄市R&D投入強度。

對外開放程度(Open)，采用外商直接投資(FDI)占GDP的比重表示。

3.影響制造業(yè)就業(yè)的一組控制變量(Xit)具體包括:

制造業(yè)發(fā)展水平(Sit)，采用各省、直轄市制造業(yè)銷售產(chǎn)值。

固定資產(chǎn)投資(Capm)，采用各省、直轄市制造業(yè)固定資產(chǎn)投資。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構水平(H)，本文采借鑒周昌林、魏建良提出的方法來測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構水平,其計算公式為:

其中，H表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構水平,Hi表示第i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)水平系數(shù),Ki表示第i產(chǎn)業(yè)在整個產(chǎn)業(yè)結(jié)構中所占的比重,Pi表示第i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值,li表示第i產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)。H越大,表明整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構水平越高。

(二)數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文采用樣本時間為2006—2015年,樣本為長江經(jīng)濟帶11個省、直轄市，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》及各省(自治區(qū)、直轄市)統(tǒng)計年鑒。以2006年為基期,用其價格指數(shù)折算后得到不包含價格因素的中間數(shù)據(jù),并均采用對數(shù)化處理,消除異方差。此外,從現(xiàn)有的統(tǒng)計口徑出發(fā),本文所選生產(chǎn)性服務業(yè)為:交通運輸、倉儲及郵電通信業(yè);信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè);金融業(yè);租賃和商務服務業(yè);科學研究、技術服務和地質(zhì)勘查業(yè)。所有檢驗在stata15.0軟件下進行。表1為各變量描述性統(tǒng)計。

表1 描述性統(tǒng)計

三、實證結(jié)果分析

根據(jù)聯(lián)立方程模型的階條件,本文構建的面板聯(lián)立方程模型為過度識別模型,可進行總體參數(shù)估計。為了避免偽回歸,進行LLC面板數(shù)據(jù)單位根檢驗,具體結(jié)果如表2所示。并且對每個方程的解釋變量進行相關性分析,相關系數(shù)均小于0.8,且各變量VIF值(方差膨脹因子)都在10以內(nèi),說明解釋變量間不存在明顯的多重共線性。

表2 面板單位根檢驗

注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下通過統(tǒng)計檢驗。

(一)全樣本

為了便于比較,同時報告了OLS、2SLS和3SLS估計結(jié)果, 三種方法的估計結(jié)果如表3所示?？梢钥闯?長江經(jīng)濟帶生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)和制造業(yè)就業(yè)之間存在明顯的相互影響關系,且系數(shù)并未出現(xiàn)明顯的符號變化。從3SLS估計結(jié)果來看,生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)方程中,在10%顯著性水平下,制造業(yè)就業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)具有正向促進作用,制造業(yè)就業(yè)每增加1%,生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)提高0.181%;制造業(yè)就業(yè)方程中,生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)每增加1%,制造業(yè)就業(yè)增加1.139%,生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)對制造業(yè)就業(yè)有更大的乘數(shù)效應。

控制變量的回歸結(jié)果表明,服務業(yè)發(fā)展水平、技術創(chuàng)新程度對長江經(jīng)濟帶生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)具有顯著的正向推動作用,固定資產(chǎn)投資對生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)顯著負相關,對外開放程度對生產(chǎn)性服務業(yè)影響不顯著。表明長江經(jīng)濟帶生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)主要依靠于服務業(yè)發(fā)展水平與科技創(chuàng)新,擴大對外開放度有利于促進服務業(yè)就業(yè)發(fā)展,但效果不明顯。而制造業(yè)就業(yè)主要依靠制造業(yè)發(fā)展水平,其固定資產(chǎn)投資對制造業(yè)就業(yè)有正向促進作用,但不顯著,產(chǎn)業(yè)結(jié)構水平對制造業(yè)就業(yè)為顯著負相關。

綜上,長江經(jīng)濟帶生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)與制造業(yè)就業(yè)有顯著的雙向促進作用,生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)的乘數(shù)效應更為明顯,表明長江經(jīng)濟帶生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)對制造業(yè)就業(yè)的作用重大。

表3 全樣本OLS 、2SLS 、3SLS估計結(jié)果

注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下通過統(tǒng)計檢驗,括號內(nèi)為標準差,-cons為截距項。

(二)分區(qū)域

為進一步分析長江經(jīng)濟帶生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)和制造業(yè)就業(yè)的交互效應,按照上游、中游、下游分別對三個區(qū)域生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)和制造業(yè)就業(yè)的交互效應進行分析,其估計結(jié)果如表4所示。

1.上游地區(qū)。由表4可知,長江經(jīng)濟帶上游地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)和制造業(yè)就業(yè)存在雙向的促進關系。生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)方程中,在1%顯著性水平下,制造業(yè)就業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)具有正向促進作用,制造業(yè)就業(yè)每增加1%,生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)提高0.630%;制造業(yè)就業(yè)方程中,生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)每增加1%,制造業(yè)就業(yè)增加0.994%,生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)對制造業(yè)就業(yè)有更大的乘數(shù)效應。

由此可見,長江經(jīng)濟帶上游地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)與制造業(yè)就業(yè)之間互動良好,制造業(yè)就業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)依賴性較強。從控制變量來看,如何利用對外開放優(yōu)勢,促進資本流動,是該區(qū)域的重中之重。

2.中游地區(qū)。從表4的3SLS結(jié)果可知,長江經(jīng)濟帶中游地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)和制造業(yè)就業(yè)之間存在不顯著的負向關系,表明中游地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)和制造業(yè)就業(yè)尚未形成協(xié)調(diào)互動發(fā)展,并且存在競爭關系。從控制變量情況來看,兩方程中固定資產(chǎn)投資均不顯著且為負值。

生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)方程中,其服務業(yè)發(fā)展水平和技術創(chuàng)新程度是影響就業(yè)的關鍵;制造業(yè)就業(yè)方程中,其產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級是影響就業(yè)的關鍵因素。

長江經(jīng)濟帶中游地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)與制造業(yè)就業(yè)之間的協(xié)同促進關系尚未形成,且存在一定的競爭關系,因此加強勞動力要素的流動是實現(xiàn)中游地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)與制造業(yè)就業(yè)協(xié)同發(fā)展的關鍵。

3.下游地區(qū)。由表4可知,長江經(jīng)濟帶下游地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)方程中,制造業(yè)就業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)具有不顯著的負向抑制作用;制造業(yè)就業(yè)方程中,生產(chǎn)性服務業(yè)在1%的顯著性水平下，就業(yè)每增加1%,制造業(yè)就業(yè)增加1.680%。生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)對制造業(yè)就業(yè)有較強的乘數(shù)效應，表明長江經(jīng)濟帶下游地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)與制造業(yè)就業(yè)發(fā)展不平衡,制造業(yè)對其帶動作用不強,競爭關系較大。因此,加強制造業(yè)的帶動作用是實現(xiàn)下游地區(qū)二者協(xié)同發(fā)展的重要路徑。

表4 上、中、下游3SLS估計結(jié)果

注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下通過統(tǒng)計檢驗,括號內(nèi)為標準差,-cons為截距項。

四、結(jié)論及政策建議

綜上可知,利用長江經(jīng)濟帶2006—2015年數(shù)據(jù),建立面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程模型,研究生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)與制造業(yè)就業(yè)的交互關系，結(jié)果表明:(1)長江經(jīng)濟帶生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)與制造業(yè)就業(yè)有顯著的雙向促進作用,生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)的乘數(shù)效應更為明顯,表明長江經(jīng)濟帶生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)對制造業(yè)就業(yè)的作用重大。 (2)分區(qū)域來看,長江經(jīng)濟帶上、中、下游三個區(qū)域生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)與制造業(yè)就業(yè)互動關系存在明顯差異,上游地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)與制造業(yè)就業(yè)之間互動良好,中游和下游其協(xié)同促進關系并未完全形成。

維持穩(wěn)定的就業(yè)是國民經(jīng)濟良好發(fā)展的前提,在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、加速城市化進程與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的背景下,本文的研究結(jié)果對促進生產(chǎn)性服務業(yè)就業(yè)和制造業(yè)就業(yè)有以下重要啟示：(1)政府在制定產(chǎn)業(yè)政策時,應該立足區(qū)域視角,加強地區(qū)間的協(xié)同互動發(fā)展；(2)在制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的關鍵期,應加強生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)的關聯(lián),打破低層次互動,實現(xiàn)高層次匹配發(fā)展；(3)在深化市場化改革、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構的背景下,應加快勞動力的跨區(qū)域流動,完善戶籍改革制度,提升勞動力的多樣化需求和配置效率。

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