勞務輸出地縣域就業格局驅動因素研究

殷李松，賈敬全，朱建文

（1.淮北師范大學 經濟學院，安徽 淮北 235000；2.安徽財經大學 經濟學院，安徽 蚌埠 233000）

0 引言

至今，在城鄉勞動力轉移動因方面，文獻歸結為恩格爾效應與鮑莫爾效應，前者指出產品需求結構變化拉動了城鄉勞動力轉移[1,2]，后者指出工農業部門間的生產率差異推動著城鄉勞動力轉移[3,4]。在地區勞動力聚散方面，最早出現在馬薩諸塞州，表現為經濟繁榮時勞動力流入，衰退時流出[5]，之后，美洲、歐洲、亞洲等世界各地都出現了就業聚集[6，7]，當前學界正在尋找根源。

盡管現有文獻關注了城鄉勞動力轉移動因和地區就業聚集現象，然而還沒有提出涵蓋這兩方面的理論框架，至于研究勞務輸出地縣域就業格局驅動因素的實證文獻，則還沒有出現。對此，本文進行了兩方面探索：一是，擴展Alvarez-Cuadrado和Poschke模型，建立起區位就業格局模型；二是，以安徽為例分解縣域就業格局的空間效應，據以尋找突圍之策。

1 理論模型

擴展Alvarez-Cuadrado和Poschke模型（2011），在部門決策、市場出清、區位關聯基礎上推導出涵蓋恩格爾效應、鮑莫爾效應、資本吸納效應的區位就業格局模型。

1.1 家庭部門決策與相對價格

家庭部門在收入約束下追求最大化效用，其決策模型為：

模型（1）中，s為儲蓄，ca、cm,ua、um為農產品與非農產品的消費量與偏好度，pa、pm,wa、wa,ra、rm,la、lm,ka、km為價格、工資、利率、勞動量、資本量。gc為財政福利性支出，它會誘發非農產品消費（φc為誘發指數），因為若政府在養老、醫療、教育等方面的服務越好，家庭所獲得的邊際效用越大[8]。求解模型（1）的Lagrange函數為：

式（2）中，λ為貨幣邊際效用，按一階最優化條件，非農產品與農產品的相對價格(p)為：

1.2 生產部門決策與相對工資

農業部門、非農部門在成本約束下追求利潤最大化，同時考慮政府對非農部門征稅以誘導消費和生產（除以財政福利性支出gc誘導消費外，還通過財政農業生產性支出ga、財政非農生產性支出gm去誘導農業部門生產和非農部門生產），這樣生產部門的決策模型為：

模型中，t為稅率 ，φa、φm為誘導指數，xa、aa、θa、βa與xm、am、θm、βm為農業部門與非農業部門的產出、全要素生產率、勞動效率、資本效率。按一階最優化條件，非農部門與農業部分的相對工資w為：

1.3 金融市場出清與相對資本

金融市場出清或經濟處于穩態時，儲蓄等于投資，并用于資本折舊和新資本配備（由人口規模與結構變化決定），設δa、δm，na、nm為農業、非農部門的資本折舊率與人口變化率，則有：

根據模型（1）的一階最優化條件，可得價格水平為：

根據模型（4）的一階最優化條件，可得工資、利率水平為：

假設產品市場出清，則對于農產品市場、非農產品市場，公式（9）成立：

將價格公式（7），工資、利率公式（8）、產品市場均衡條件公式（9）代入公式（6），則有：

公式（10）表明“投資效用”等于“儲蓄效用”，進一步假設金融市場上部門出清，則有：

根據公式（11），非農產部門與農業部門的相對資本（k）公式為：

1.4 勞動力轉移與吸納

勞動力跨部門流動是由拉力（相對價格決定的恩格爾效應）、推力（相對工資決定的鮑莫爾效應）和吸納力（相對資本決定的資本吸納效應）共同決定，即：

式中，ν1、ν2、ν3為拉力指數、推力指數和吸納力指數，將相對價格公式（3）、相對工資公式（5）、相對資本公式（12）代入公式（13），并考慮財政平衡預算約束，則就業格局模型為：

公式（14）表明就業格局是由人口（na、nm）、產業（xa、xm）、公共品（gc、ga、gm）等組成的系統，由恩格爾效應、鮑莫爾效應、資本吸納效應決定（右邊前3項），公共品則通過三大效應誘導消費與生產，作用于就業格局，減稅直接利于就業格局改善，卻不利于誘導效應釋放。

1.5 區位關聯與地區就業格局

區位（地理位置與空間關聯）與地區就業聚散相關。改寫公式（14）的就業格局系統為：

公式（15）中，η為異質，表示各地獨有因素如氣候等對就業格局的影響；j代表異質、人口、產業、公共品之外的所有“遺漏”因素。對公式（15）取自然對數，則有：

顯然，公式（17）忽視了區位，比如中西部勞動力會外出務工，對此擴展公式（17）為：

公式（18）中W為標準化的經緯度權重矩陣，β2為空間關聯系數。至此，就業格局分為四部分：異質部分η、本地效應xβ1、外地效應Wxβ2、遺漏效應zξ。

2 模型選擇

2.1 實證模型

公式（18）中遺漏效應不能視為隨機沖擊，它具有空間外部性，記ρ為空間系數，則有：

公式（20）由公式（19）變形所得，將其代入公式（18）有：

遺漏因素如科技、文化等會滲透至人口、產業、公共品內核，影響就業，設為線性滲透，即：

公式（22）中γ代表滲透率。將公式（22）代入公式（21），可得：

記：

則公式（23）變為：

公式（25）是空間杜賓模型（SDM），與概念模型相比，它在處理了所有遺漏因素z的外部性與滲透性，ε則屬于隨機沖擊，可以進行實證研究，因此公式（25）為基準模型。

按公式（25）參數顯著性可得OLS，SLX，SAR模型，作為備選模型，即：

2.2 模型的空間累積效應

雖然常用截面數據，但是參數為長期均衡[9]，因為對公式（25）有：

2.3 變量選擇、數據來源

根據理論模型和文獻成果，確定變量指標，具體地：第一，就業格局指標緊扣農業勞動力份額下降、非農勞動力空間分布失衡、落后地區勞動力大量外出的三大事實，設定為各縣第二、三產業就業人數占全國之比/第一產業就業人數占全之比。第二，產業方面指標必須緊扣地區勞動力聚散。一方面，大量勞動力外出背后必然是本地工業（于戶籍人口）滯后，所以設定工業滯后指標，用各縣工業占全國之比/各縣戶籍人口占全國之比來衡量。另一方面，大量勞動力外出，必然存在服務業既為勞務輸出提供便利，又為匯回的務工收入購置外地工業品提供產品銷售、信息溝通、資金結算與收匯服務[10]，引發落后地區的三產（于第一、二產）超前，所以設定三產超前指標，用各縣第三產業產值占全國之比/第一、二產業產值占全國之比衡量。第三，人口指標必須緊扣群體流動。大量勞動力外出會引發輸出地戶籍人口大于常住人口，同時群體目標是務工收入，這與地區經濟差距有關[11]。所以設定經濟落后、人戶分離、常住人口、戶籍人口與城鎮化指標，分別用全國人均GDP/各縣人均GDP、各縣戶籍人口數/常住人口數、各縣常住人口/全國常住人口、各縣戶籍人口/全國戶籍人口、各縣城鎮人口/戶籍人口來衡量。第四，公共品方面。選用一般公共預算支出來衡量，在此，并沒有按理論模型作進一步細分，主要是考慮縣域公共品的基礎薄弱，若再細分則無法捕獲子項對就業格局的細微影響。所有研究用的原始數據均見《2016年安徽統計年鑒》，經緯度來自于國家測繪地理信息局。

2.4 估計方法、模型選擇

估計方法為編寫程序，并用MATLAB2014a運行程序，參數估計結果見表1。

表1 模型選擇

表1顯示SDM為最合宜模型，主要理由有二：第一，SAR、SLX、OLS分別忽視了內核空間依賴、外核空間依賴、內外核空間依賴，不合常情，無法確定就業格局的驅動因素。第二，SDM關注了內外核空間依賴，并且處理了外核對內核的滲透，在四大模型中的調整擬合優度最高，且變量顯著性整體明顯，所以是最合宜模型。

3 實證結果與結果解釋

對表1的SDM中參數按公式（29）編程，并用MATLAB2014a運行程序，即可落后地區的縣域就業格局驅動因素的空間效應及空間序（見圖1）。

圖1 安徽省縣域就業格局驅動因素的空間效應及空間序

3.1 縣域就業格局的驅動主線

縱觀圖1，落后地區的縣域就業格局驅動主線有五大關聯特征：（1）戶籍人口增長能減緩勞動外出步伐（-0.31），農業發展則不斷釋放勞動力（-0.17）。（2）農業釋放勞動力時，盡管本地工業發展（0.39）、常住人口增加（0.78），城鎮化推進（0.04），公共品增長（0.05）能吸納勞動力，然而放在全國視野下，力量弱小，無法規避勞動力外出和阻止勞動力空心化，這是因為：（3）落后地區的工業嚴重滯后，提供不了足夠的就業崗位（-1.17），導致了經濟落后，引發群體外出（-0.60），三者共同引發三產超前，使得群體外出加速（-0.13）。（4）尤其地，近鄰縣域間存在“一損具損”的群體效應。落后地區的縣域就業聚集能力下降的因素，不僅在本縣起作用，而且近鄰縣域間相互影響，間接效應方面，工業滯后為-0.08，經濟落后為-0.42、三產超前為-0.10。（5）當然，近鄰縣域間也存在“一榮俱榮”的群體效應。若無工業滯后、經濟落后、群體外出，則縣域經濟存在共同崛起的“群體效應”：盡管各縣間存在爭奪勞動力的驅動因素（城鎮化-0.03，公共品-0.04），但影響微弱，各縣從近鄰的戶籍人口增長（1.44），常住人口增加（0.37），工業發展（1.61）獲得的就業聚集則占據主導地位。

3.2 縣域就業格局的驅動因素

（1）工業滯后是落后地區縣域就業聚集能力下降的首要因素。

盡管工業滯后的直接效應為-0.08，但這是引線，溢出效應會高達-1.17。全國視野下，落后地區的青壯年是群體外出，老鄉帶老鄉，會從鄉間細流匯集成打工潮，引發工業滯后省份“一步慢，步步慢”，直至出現成片的勞動力空心化。就安徽而言，2015年戶籍人口城鎮化率只有27.58%時，但是其所有61縣(縣級市)的常住人口都低于戶籍人口，使得安徽縣域經濟的勞動力支撐薄弱，進而使得安徽人均GDP自2011年來就在全國倒數第6、7名徘徊。

（2）經濟落后、農業發展、三產超前是落后地區縣域就業聚集能力下降的主要因素。

經濟落后對縣域就業聚集能力的直接效應為-0.42，在區位視野下，本縣落后，鄰縣不會受益，更多是落后聚群，外溢效應為-0.60。農業相比工業，無多批量生產，需求彈性小，其發展對就業聚集能力的直接效應-0.10，外溢效應為-0.17。三產超前方面，非超前部分為第一、二產業服務，超前部分為勞務換工業品服務，前者促進本地發展，后者引發本地就業聚集能力下降，綜合地，三產超前的本地效應為-0.10，溢出效應為-0.13。

（3）城鎮化、公共品、戶籍人口是驅動縣域就業聚集的復雜因素。

城鎮化與公共品均有利于本地就業聚集，直接效應分別為0.04和0.05，但對近鄰縣域的就業聚集產生負向溢出，間接效應對應為-0.03和-0.04。對于落后地區而言，本地戶籍人口增長大多不是外來人口引發，更多源于新生人口出現，在近半人口在農村背景下，新生人口廣泛分布于鄉村與城鎮，出于照顧新生人口的成長需要，會引發就業聚集能力下降（-0.31）。不過，新生人口出現會使周邊縣域處于競爭優勢，因為近鄰縣域并不需要承擔照顧新生人口成長的“成本”（放棄工作，照顧嬰兒），卻可以獲得“收益”（為新生人口及其照顧人員提供物質產品，這有利于就業聚集），新生人口出現引發的近鄰縣域的就業聚集普遍存在，相互間的外溢效應為1.44。

（4）常住人口增加、工業發展是提升縣域就業聚集能力的兩大因素。

常住人口增加本身就是地區就業聚集的結果，同成也是促進就業進一步聚集的原因，這會引發“干中學”和知識技術外溢，產生就業帶動就業，財富創造財富的良性循環，對本地的就業聚集的效應為0.78，對近鄰縣域的就業聚集效應為0.37。工業發展是縣域經濟實力提升的產業支撐，會引發勞動力積極響應，產生就業聚集，釋放規模效應、學習效應、外部效應，除提供工作崗位外，更重要地，工業發展不僅生產本地所需要的工業品，同時還可用本地工品去交換所需要的工業品，這種交換工業品的外溢效應會使近鄰縣城的就業聚集能力成倍釋放，由此工業發展對縣域就業聚集的本地效應為0.39，外地效應為1.61。

4 結論與建議

4.1 結論

（1）大量勞動力外出會導致落后地區縣域經濟失去就業支撐，對此需要揭示地區就業格局運行機理，定位驅動因素，尋找共生突圍之策以重振縣域經濟。

（2）理論模型表明：地區就業格局是由人口、產業、公共品等組成的系統，由恩格爾效應、鮑莫爾效應、資本吸納效應決定，公共品則起誘導作用。

（3）實證分析地區就業格局的關鍵在于立足區位視解，分解就業格局驅動因素的直接與間接效應，這既與現實相符，又能最大化政策的社會效益。

（4）落后地區的縣域就業格局運行主線為：盡管工業發展、常住人口增加，城鎮化推進，公共品的增長能提升本地就業聚集能力，然而主導落后地區就業格局的是工業滯后、經濟落后、三產超前，這些因素引發縣域勞動力外出與就業空心化。

（5）區位視野下，近鄰縣域間的就業格局具有“一榮俱榮、一損俱損”的群體效應，從空間序上，導致縣域就業聚集能力低下的首要因素是工業滯后，主要因素是經濟落后、農業發展、三產超前。提升縣域就業聚集能力的主要因素是常住人口、戶籍人口增、工業發展。城鎮化、公共品的影響不明顯，圴表現為有利于本地就業聚集，但會產生負的外向溢出。

4.2 政策建議

（1）戶籍人口匹配工業布局戰略。將勞務輸出地的所有縣域放至全國層面，按戶籍人口匹配原則，確定最合宜的工業規模水平，這樣能明確規避“勞務換工業品循環”所需達到的工業化規模，這個規模水平上可使縣域走上可居性就業道路，地區經濟關聯回到產品交換的發展軌道。對此需要做到：其一，從省會至地級市，再至縣按戶籍人口匹配進行層層分解，以確定最合宜工業規模水平。其二，制訂填補戶籍匹配工業缺口的時間計劃，以及實施細則。

（2）縣域經濟空間互聯戰略。對勞務輸出大省的縣域經濟體而言，受到工業超前省份的強力牽引下，無論其工業超前多大，都無法規避常住人口小于戶籍人口的境況，存在可居性就業難題，對此要實施縣域經濟空間互聯戰略，相互支持。

（3）實施高校智力匹配支撐戰略。為順利實施戶籍人口匹配工業布局戰略、縣域經濟空間互聯戰略，高校要全面轉向為縣域經濟闖出可居性就業崛起新路徑服務，與定位工業不相匹配的學科體系，該限制的限制，該壓縮的壓縮，以匹配轉軌可居性就業崛起的需要。