苑德宇

(中國社會(huì)科學(xué)院財(cái)政與貿(mào)易經(jīng)濟(jì)研究所,北京100836)

一、引 言

公共投資會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生影響,在國外很多學(xué)者對(duì)此進(jìn)行了研究。比如:Bruinsma和 Nijkamp等(1989)利用投入產(chǎn)出分析法,分析了公共投資對(duì)就業(yè)的直接和間接影響機(jī)制,并以荷蘭為例進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)公共投資的直接和間接就業(yè)效應(yīng)可能很大,但僅僅存在于短期內(nèi);A schauer(1997)基于A rrow和 Kurz(1970)以及Barro(1990)關(guān)于公共投資的相關(guān)研究,構(gòu)建公共投資與就業(yè)量之間非線性關(guān)系模型,并利用美國州際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析,結(jié)果顯示,在長期中,公共投資增長對(duì)就業(yè)產(chǎn)生較大的積累效應(yīng);Raurich和So rolla(2002)基于內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論,證明了當(dāng)把工資作為內(nèi)生變量時(shí),利用資本稅籌集公共投資,就業(yè)率會(huì)隨公共投資一起增長,如果利用所得稅籌集公共投資,一旦公共投資比例過高,就業(yè)率將隨公共投資增長而下降;Kamp s(2005)利用22個(gè)OECD國家的數(shù)據(jù)分別構(gòu)建VAR模型對(duì)公共投資的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行比較分析,結(jié)論表明,在長期中僅有4個(gè)國家的公共投資就業(yè)效應(yīng)是顯著的,但正負(fù)不一,其余國家該效應(yīng)均不顯著;Destefanis和 Sena(2008)利用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)造兩部門地區(qū)經(jīng)濟(jì)模型,分析意大利20個(gè)行政區(qū)公共投資對(duì)地區(qū)貿(mào)易平衡的影響,發(fā)現(xiàn)可貿(mào)易部門就業(yè)的公共投資彈性為正,不可貿(mào)易部門就業(yè)的公共投資彈性為負(fù)。

在國內(nèi),徐旭川等(2006)在CES生產(chǎn)函數(shù)中引入勞動(dòng)力市場,分析了公共投資對(duì)就業(yè)的影響機(jī)制,認(rèn)為公共投資正的勞動(dòng)需求工資彈性和公共投資負(fù)的企業(yè)支出效應(yīng)共同引起了就業(yè)增長;利用中國數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn),公共投資的增長在短期內(nèi)會(huì)減少就業(yè),但在長期內(nèi)卻顯著增加了就業(yè)。

綜上所述,國外學(xué)者關(guān)于公共投資與就業(yè)關(guān)系的研究,無論在研究角度還是研究方法上均是廣泛的,研究結(jié)論也較為豐富。然而,國內(nèi)學(xué)者關(guān)于我國公共投資與就業(yè)關(guān)系的研究起步較晚且文獻(xiàn)較少,可供政府制定相關(guān)目標(biāo)政策的參考價(jià)值十分有限。本文試圖構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型,從區(qū)域角度實(shí)證研究我國公共投資對(duì)就業(yè)變動(dòng)的影響效應(yīng)。

二、理論框架

公共投資可以創(chuàng)造就業(yè),在學(xué)術(shù)研究中已成為廣泛的假設(shè)。除了公共基礎(chǔ)設(shè)施的相關(guān)項(xiàng)目建設(shè)在短期內(nèi)可以創(chuàng)造建筑等工作外,公共投資在中、長期內(nèi)也可以通過勞動(dòng)力市場作用于就業(yè)。經(jīng)典勞動(dòng)力市場理論認(rèn)為,勞動(dòng)的需求與供給在勞動(dòng)力市場中相互作用,最終會(huì)達(dá)到均衡狀態(tài)并決定均衡的工資和就業(yè)水平。公共投資之所以在中、長期內(nèi)會(huì)影響均衡就業(yè)量,是因?yàn)榻ǔ傻墓不A(chǔ)設(shè)施不僅可以增加地區(qū)的吸引力,而且可以通過多種方式改變該地區(qū)廠商的經(jīng)濟(jì)決策,進(jìn)而改變勞動(dòng)力市場的供給或需求(Eberts和Stone,1992)。

(一)勞動(dòng)總需求模型

為了得到具體的勞動(dòng)總需求模型,筆者假設(shè)各地區(qū)按照標(biāo)準(zhǔn)Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行生產(chǎn),即:

其中,Y為私人部門的總產(chǎn)出,L和K分別表示私人部門的勞動(dòng)投入和物質(zhì)資本投入;A為“希克斯中性”(Hicks-neural)的技術(shù)效率參數(shù)。

接著,把廠商的生產(chǎn)成本函數(shù)簡單地假設(shè)為:

其中,w和r分別為工資率和資本價(jià)格。

在競爭性市場下,廠商會(huì)選擇使其利潤最大化的生產(chǎn)方案。對(duì)式(1)和式(2)使用拉格朗日乘數(shù)法及對(duì)數(shù)變換,得到如下形式的勞動(dòng)需求方程:

其中,Ld表示勞動(dòng)需求量,γ0=β(lnα-lnβ)/(α+β),γ1=-β/(α+β),γ2=β/(α+β),γ3= 1/(α+β),γ4=-1/(α+β)。

考慮到公共投資在長期中可以帶來私人部門的全要素生產(chǎn)率的提高(Graham,2000);并且,一個(gè)地區(qū)私人部門的生產(chǎn)率還可能受到其他因素影響,如產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、勞動(dòng)力特征等,筆者將生產(chǎn)率A寫成如下形式:

其中,INFj為公共基礎(chǔ)設(shè)施水平,j代表不同類別,設(shè)定j=1,2,分別代表交通運(yùn)輸類基礎(chǔ)設(shè)施和教育類基礎(chǔ)設(shè)施;Uk表示影響私人部門生產(chǎn)率的其他因素。

將式(4)代入式(3)中,重寫勞動(dòng)總需求方程為:

由式(2)可知,一個(gè)地區(qū)的勞動(dòng)需求總量不僅由工資率水平、資本價(jià)格和產(chǎn)出水平共同決定,而且還受到該地區(qū)公共基礎(chǔ)設(shè)施的可獲得性及其他相關(guān)因素的影響。

(二)勞動(dòng)總供給模型

沿循Noland等(2006)的研究思路,對(duì)影響勞動(dòng)供給的兩個(gè)重要方面進(jìn)行分析:一是勞動(dòng)者的就業(yè)決策;二是適齡勞動(dòng)人口規(guī)模。

傳統(tǒng)勞動(dòng)供給理論認(rèn)為勞動(dòng)力市場上勞動(dòng)供給量與個(gè)人是否參與工作、參與工作的時(shí)間長短的決策緊密相關(guān)。一個(gè)人是否進(jìn)入勞動(dòng)力市場參加工作,往往是由雇主提供的工資是否超過其保留工資(reservation wage)①?zèng)Q定的。當(dāng)一個(gè)人被承諾工資率水平高于其保留工資時(shí),他會(huì)選擇脫離失業(yè)人群而接受工作;否則,他將無動(dòng)于衷。通常,雇主許諾的工資水平超過保留工資越多,個(gè)人參與工作的意愿也就越強(qiáng)烈(Bo rjas,2000)。個(gè)人進(jìn)入勞動(dòng)力市場后,對(duì)提供勞動(dòng)時(shí)間長短的決策,主要基于工作與閑暇的權(quán)衡:在時(shí)間預(yù)算硬約束下,一個(gè)人會(huì)選擇適當(dāng)?shù)墓ぷ骱烷e暇時(shí)間,使自己的個(gè)人效用最大化。在一定范圍內(nèi),工資率越高,勞動(dòng)者愿意提供的勞動(dòng)時(shí)間就越多②。此外,還有一些因素也可能引起地區(qū)間勞動(dòng)供給決策的差異,例如不同地區(qū)社會(huì)福利與社會(huì)救濟(jì)的差異、工人對(duì)勞動(dòng)和閑暇偏好的差異等。

一個(gè)地區(qū)的適齡勞動(dòng)人口規(guī)模由兩因素組成:其一是人口絕對(duì)數(shù);其二是人口年齡結(jié)構(gòu)。由人口學(xué)可知,人口出生率、死亡率是影響一個(gè)地區(qū)人口數(shù)量和人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)的主要內(nèi)在因素。Boarnet(1994)、Duffy-Deno(1998)等對(duì)決定地區(qū)人口規(guī)模的外在因素進(jìn)行了研究。在他們的研究中,廣泛接受一個(gè)重要前提假設(shè):個(gè)人預(yù)期效用決定了對(duì)居住地的選擇。此時(shí),個(gè)人的預(yù)期效用通常由地區(qū)特征決定,例如,一個(gè)城市房價(jià)低、公共服務(wù)和公共基礎(chǔ)設(shè)施健全、氣候條件好等等,均會(huì)吸引外來人口到該城市工作、居住,從而擴(kuò)大該城市的總體人口規(guī)模。

基于上述分析,筆者構(gòu)建對(duì)數(shù)線性形式的勞動(dòng)總供給模型:

其中,Ls為勞動(dòng)供給量;Wj為除公共基礎(chǔ)設(shè)施外影響勞動(dòng)供給的其他因素,如人口年齡結(jié)構(gòu)、城市房價(jià)等。

(三)就業(yè)模型

令Ls=Ld,可以得到勞動(dòng)力市場處于出清狀態(tài)時(shí)的工資模型:

將式(7)代入式(5)或(6),化簡得到了勞動(dòng)力市場處于均衡狀態(tài)時(shí)的就業(yè)方程:

式(8)即為下文構(gòu)建實(shí)證模型所用的理論框架。

三、實(shí)證模型、估計(jì)方法及數(shù)據(jù)

(一)實(shí)證模型構(gòu)建

本文主要目的是考察公共投資對(duì)區(qū)域就業(yè)變動(dòng)的影響。出于數(shù)據(jù)可得性的考慮,筆者用公共基礎(chǔ)設(shè)施水平作為公共投資的代理變量。

對(duì)式(8)作適當(dāng)改寫,得到簡化的實(shí)證模型:

其中,Z為除公共基礎(chǔ)設(shè)施外,對(duì)勞動(dòng)需求和勞動(dòng)供給起決定或影響作用的因素;ε為隨機(jī)誤差項(xiàng);μi為地區(qū)異質(zhì)項(xiàng),τt為時(shí)間異質(zhì)項(xiàng)。

很顯然,式(9)給出的實(shí)證模型為靜態(tài)的,反映了公共基礎(chǔ)設(shè)施水平和其他因素的變動(dòng)同步引起了就業(yè)的完全調(diào)整。然而,這并不符合實(shí)際。因?yàn)?企業(yè)在決定變動(dòng)其用工數(shù)量時(shí),往往會(huì)面臨著如雇員招聘、培訓(xùn)或解雇等所帶來的成本,這些成本延長了企業(yè)調(diào)整合意用工水平的時(shí)間;要素(如勞動(dòng)和資本)的遷移成本以及勞動(dòng)力市場的信息不對(duì)稱等也能使就業(yè)調(diào)整變得相對(duì)滯后;許多實(shí)證研究結(jié)果也表明,勞動(dòng)力市場在受到外生沖擊后,在短時(shí)間內(nèi)并不能使就業(yè)調(diào)整到均衡水平(Dolado,1987;Noland等,2006)。

基于上述考慮,構(gòu)建包含因變量滯后項(xiàng)的動(dòng)態(tài)模型:

可以看到,式(10)為自回歸分布滯后模型(ARDL),在一定程度上反映了就業(yè)對(duì)于公共基礎(chǔ)設(shè)施水平變動(dòng)(公共投資)的動(dòng)態(tài)調(diào)整過程。

(二)估計(jì)方法說明

由本文所構(gòu)建的實(shí)證模型式(10)可以看到,因變量的滯后項(xiàng)出現(xiàn)在方程的右邊,故會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問題(只要s

Anderson和 Hsiao(1981)通過一階差分并選用因變量二階滯后項(xiàng)及二階的差分滯后項(xiàng)作為工具變量,給出了AH法,這種方法從理論上給出了系數(shù)的一致估計(jì),但不是有效的; A rellano和Bond(1991)在AH工具變量法的基礎(chǔ)上給出了差分廣義矩估計(jì)法(D IF-GMM),該方法采用(t-2)期前的因變量的滯后項(xiàng)作為因變量一階差分滯后項(xiàng)的工具變量,從而得到一致且更為有效的估計(jì)結(jié)果。然而,進(jìn)一步研究認(rèn)為差分廣義矩法估計(jì)量的有限樣本特性較差,較易受到弱工具變量的影響,從而使得估計(jì)時(shí)出現(xiàn)偏誤。A rellano和Bover(1995)、Blundell和Bond(1998)給出了另外一種克服上述問題的估計(jì)方法——系統(tǒng)廣義矩法(SYSGMM),該方法相對(duì)于差分廣義矩法增加了因變量的一階差分的滯后項(xiàng)作為水平方程(level equation)的工具變量。蒙特卡羅模擬實(shí)驗(yàn)表明,在有限樣本下,系統(tǒng)廣義矩法比差分廣義矩法估計(jì)的偏差更小,有效性更高(Blundell、Bond和W indmeijer,2000)。

(三)變量與數(shù)據(jù)

本文經(jīng)驗(yàn)分析將采用全國29個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)的2002-2008年的就業(yè)、部分公共基礎(chǔ)設(shè)施及其相關(guān)變量的面板數(shù)據(jù)。各變量設(shè)定及說明、原始數(shù)據(jù)來源如表1所示。

表1 各變量描述及數(shù)據(jù)來源

在表1中,人均公共服務(wù)支出(RPSE)、房價(jià)水平(RABP)、產(chǎn)出(RGDP)等價(jià)值量指標(biāo)均調(diào)整為2002年不變價(jià)格水平。用各變量符號(hào)的小寫形式表示對(duì)應(yīng)變量的自然對(duì)數(shù)值。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

基于上文所得數(shù)據(jù),筆者利用動(dòng)態(tài)面板模型的相關(guān)回歸方法,對(duì)式(10)進(jìn)行估計(jì)(具體結(jié)果如表2所示),并對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行分析。表2給出了混合截面OLS估計(jì)、組內(nèi)估計(jì)、工具變量2SLS估計(jì)、差分GMM估計(jì)(D IF-GMM)和系統(tǒng)GMM估計(jì)(SYS-GMM)所得的結(jié)果、相關(guān)估計(jì)方法的工具變量過度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果(Sargan檢驗(yàn)和差分Sargan檢驗(yàn))和一階差分方程誤差項(xiàng)自相關(guān)的檢驗(yàn)檢驗(yàn)(m1、m2)等。

表2 公共基礎(chǔ)設(shè)施水平變動(dòng)對(duì)地方就業(yè)影響的回歸結(jié)果

對(duì)比表2中各列回歸結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn)主要變量的估計(jì)系數(shù)的大小、方向及顯著性呈現(xiàn)如下特點(diǎn):第一,就業(yè)具有較明顯的“棘輪效應(yīng)”,即滯后期的就業(yè)水平(aempit-1)對(duì)當(dāng)期就業(yè)的影響顯著且作用較大。第二,不同類型公共基礎(chǔ)設(shè)施水平變動(dòng)對(duì)就業(yè)影響的回歸結(jié)果并非一致穩(wěn)定。組內(nèi)和DIF1回歸結(jié)果認(rèn)為公路密度增加(Δhwde)在滯后期會(huì)對(duì)就業(yè)有顯著正影響,而SYS1和SYS2回歸結(jié)果認(rèn)為該效應(yīng)為負(fù)且不顯著。SYS1和SYS2回歸結(jié)果認(rèn)為人均普通中學(xué)擁有率增加(Δemsm)在當(dāng)期和滯后期均對(duì)就業(yè)有顯著影響,而其他方法則沒得到相同的結(jié)論。

根據(jù)表2中的第(ⅰ)和(ⅱ)列回歸結(jié)果所確定的因變量滯后項(xiàng)系數(shù)的范圍③以及GMM估計(jì)過程中一次差分誤差項(xiàng)序列相關(guān)的檢驗(yàn)結(jié)果及工具變量過度識(shí)別的檢驗(yàn)結(jié)果,下面選用(ⅶ)列的回歸結(jié)果對(duì)公共基礎(chǔ)設(shè)施水平及其他變量與就業(yè)間的關(guān)系進(jìn)行分析。

公路密度的增加(Δhw de)在當(dāng)期會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生較為微弱的擠入效應(yīng)(彈性系數(shù)為0.0176,在10%顯著性水平下顯著),其滯后效應(yīng)變得更為微弱且不顯著。在實(shí)證結(jié)果中,公路密度的增加并未對(duì)就業(yè)產(chǎn)生持續(xù)的正效應(yīng),從技術(shù)上來說,可能原因有二:其一,在執(zhí)行系統(tǒng)GMM估計(jì)以獲取一階差分方程過程中,消去了不隨時(shí)間變化的回歸量(個(gè)體異質(zhì)性項(xiàng))以及時(shí)間序列變量中不隨時(shí)間變化部分對(duì)因變量的影響,這就限制了差分的時(shí)間序列自變量對(duì)因變量變化量的估計(jì)效果,當(dāng)時(shí)間序列變量的變化幅度不大時(shí),尤為明顯(Noland等,2006)。其二,在計(jì)算公路密度時(shí)所采用的數(shù)據(jù)為我國等級(jí)公路的里程數(shù),而等級(jí)公路對(duì)就業(yè)會(huì)產(chǎn)生顯著的跨省溢出效應(yīng),在本文模型中并沒有得到體現(xiàn)。從制度上來說,目前我國社會(huì)保障制度、用工制度以及戶籍制度等在一定程度也限制了勞動(dòng)力的自由流動(dòng),盡管交通設(shè)施水平增加會(huì)降低求職者的工作搜索成本(Sactra,1999),但相比于制度限制所帶來工作成本變動(dòng)卻顯得微乎其微。

人均普通中學(xué)擁有率增加(Δem sm)在當(dāng)期對(duì)就業(yè)產(chǎn)生顯著的負(fù)效應(yīng)(彈性系數(shù)為-0.0181,在10%的顯著性水平下顯著),但在滯后期卻產(chǎn)生了顯著的擠入效應(yīng)(彈性系數(shù)為0.0410,在10%的顯著性水平下顯著)。教育基礎(chǔ)設(shè)施水平的增加可以促進(jìn)勞動(dòng)者的文化素質(zhì)和技能水平的提高,這樣,一方面會(huì)增強(qiáng)求職者的勞動(dòng)供給能力,另一方面也會(huì)提高企業(yè)勞動(dòng)的生產(chǎn)率,拉動(dòng)企業(yè)的勞動(dòng)需求?？紤]到教育存在時(shí)滯性,教育基礎(chǔ)設(shè)施在建成初期并不能立刻對(duì)人口素質(zhì)的提高起顯著作用,故教育基礎(chǔ)設(shè)施水平(人均普通中學(xué)擁有率)的增加在短期對(duì)就業(yè)的影響微弱甚至為負(fù);然而,在長期中,人均普通中學(xué)擁有率增加對(duì)就業(yè)產(chǎn)生的正效應(yīng)不斷積累,形成較大的長期效應(yīng),其長期效應(yīng)為 0.487[=(0.0410-0.0181)÷(1-0.953)],即每百萬人擁有普通中學(xué)數(shù)每增加1%,長期中促使本地就業(yè)增加0.487%。

在其他變量中,房價(jià)水平(rabp)提高對(duì)就業(yè)有顯著的抑制作用;人均公共服務(wù)支出(rpse)的增加對(duì)就業(yè)有顯著促進(jìn)作用;人口的勞動(dòng)適齡度(rlap)及產(chǎn)出(rgdp)與就業(yè)之間的關(guān)系均不顯著。

五、基于東、中、西地區(qū)劃分的區(qū)域效應(yīng)差異性分析

按照傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平劃分區(qū)域的方法,將全國各省分別歸為東、中和西部三個(gè)地區(qū)④。各地區(qū)內(nèi),有關(guān)公共基礎(chǔ)設(shè)施水平與就業(yè)關(guān)系的分析仍沿用前文所構(gòu)造的模型式(10);各地區(qū)所含省份的數(shù)據(jù)計(jì)算口徑均與全體樣本中保持一致。估計(jì)方法為二步系統(tǒng)GMM法(SYS2)?；貧w結(jié)果如表3所示。

表3 各經(jīng)濟(jì)區(qū)域公共基礎(chǔ)設(shè)施水平變動(dòng)對(duì)就業(yè)影響的回歸結(jié)果

對(duì)比表3中各列回歸結(jié)果,發(fā)現(xiàn):

(1)各地區(qū)就業(yè)均較大程度上受本地區(qū)上一年度就業(yè)水平的影響,且較為顯著,即各地區(qū)就業(yè)均有較明顯的“棘輪效應(yīng)”?？鐓^(qū)相比,東部地區(qū)就業(yè)的“棘輪效應(yīng)”最大,且明顯高于中部地區(qū)和西部地區(qū);西部地區(qū)的相應(yīng)效應(yīng)略低于全國水平;中部地區(qū)就業(yè)的“棘輪效應(yīng)”最弱。出現(xiàn)上述差異的原因可能是:東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)相對(duì)較發(fā)達(dá),且經(jīng)濟(jì)總量較大,就業(yè)機(jī)會(huì)和就業(yè)環(huán)境相對(duì)較穩(wěn)定,故當(dāng)期和前期就業(yè)之間表現(xiàn)出較強(qiáng)的相關(guān)性,而中部地區(qū)和西部地區(qū)的勞動(dòng)力流動(dòng)性則相對(duì)較強(qiáng),就業(yè)波動(dòng)相對(duì)較大。此外,西部地區(qū)由于地理?xiàng)l件的限制和近年來“西部大開發(fā)”的促進(jìn),在一定程度上抑制了該地區(qū)勞動(dòng)外流性,表現(xiàn)出相比中部地區(qū)更穩(wěn)定的就業(yè)狀態(tài)。

(2)公路密度的增加對(duì)就業(yè)影響效應(yīng)的大小呈現(xiàn)東、中、西“階梯”式遞增態(tài)勢。在東部地區(qū),公路密度增加對(duì)就業(yè)的影響并不顯著;在中部地區(qū),公路密度增加會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生短期的正效應(yīng)(效應(yīng)大小為0.0323);在西部地區(qū),公路密度增加會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生長期正效應(yīng)(效應(yīng)大小為0.367)。由于歷史和地理?xiàng)l件等方面的原因,東部地區(qū)和中部地區(qū)的公路設(shè)施較西部地區(qū)更充足,因此,各地區(qū)公路設(shè)施水平相同程度地提高,在降低求職者尋找工作成本方面,西部地區(qū)比中部和東部地區(qū)要大得多。

(3)人均普通中學(xué)擁有率的增加,在東部地區(qū)僅在當(dāng)期對(duì)就業(yè)產(chǎn)生顯著的正影響;在西部地區(qū)對(duì)就業(yè)不僅有顯著的短期效應(yīng),而且有顯著的正長期效應(yīng);在中部地區(qū)對(duì)就業(yè)影響不論在當(dāng)期還是滯后期均不顯著。在地區(qū)間,此類教育基礎(chǔ)設(shè)施水平變動(dòng)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生差異化影響,可能與我國中等教育資源的地區(qū)分布不均衡有密切關(guān)系。據(jù)計(jì)算,1994-2008年間,中部地區(qū)的適齡人口(14-19歲)人均所擁有的普通中學(xué)數(shù)與東部地區(qū)基本相當(dāng),卻遠(yuǎn)大于西部地區(qū)的相應(yīng)水平;相反,中部地區(qū)的適齡人口(14-19歲)人均擁有中學(xué)教師數(shù)卻小于東部地區(qū)和西部地區(qū)。這樣,地區(qū)間單位普通中學(xué)教師擁有量的差異,一方面會(huì)導(dǎo)致中部地區(qū)的普通中學(xué)利用效率小于西部地區(qū)和東部地區(qū);另一方面,由于增加單位普通中學(xué)的教師擁有量,本身就是直接或間接擴(kuò)大就業(yè)的途徑之一。因此,東部和西部地區(qū)人均普通中學(xué)擁有率的變動(dòng)對(duì)就業(yè)的影響較中部地區(qū)明顯。

注釋:

①所謂保留工資是指讓一名失業(yè)者接受工作、脫離失業(yè)狀態(tài)的最低工資(Borjas,2000)。

②傳統(tǒng)的勞動(dòng)力市場理論認(rèn)為,隨著工資率上升,勞動(dòng)供給會(huì)產(chǎn)生兩種方向相反的效應(yīng),即收入效應(yīng)和替代效應(yīng),使勞動(dòng)供給曲線呈現(xiàn)向后彎曲的狀態(tài)。在此,假定工資率水平處于使勞動(dòng)供給上升的范圍內(nèi)。

③當(dāng)因變量的滯后項(xiàng)出現(xiàn)在模型中作為自變量時(shí),用POLS回歸往往會(huì)引起因變量的滯后項(xiàng)的系數(shù)上偏(upwards-biased);相反,組內(nèi)回歸的卻帶來相應(yīng)自回歸系數(shù)的下偏(dow nwards-biased)。因此,可以通過POLS回歸和組內(nèi)回歸得到因變量滯后項(xiàng)系數(shù)近似的上限和下限,良好的因變量滯后項(xiàng)系數(shù)的回歸結(jié)果應(yīng)該處在范圍之內(nèi)或接近這個(gè)范圍。由表2中回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn),(ⅲ)和(ⅶ)列就業(yè)的滯后項(xiàng)系數(shù)分別為0.920和0.953,處在0.852-0.976之間。

④東部地區(qū)包括北京、上海、天津、山東、遼寧、河北、江蘇、浙江、福建、廣東、廣西、海南12省市;中部地區(qū)包括吉林、黑龍江、內(nèi)蒙古、山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西9省;西部地區(qū)包括了陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、云南、貴州、四川(和重慶)8省市。

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