政府投資、民間投資對就業高質量發展影響效應研究*
——基于空間計量模型的實證分析

程波輝 胡仁華

(對外經濟貿易大學政府管理學院 北京 100029)

一、問題提出

目前，有關政府投資、民間投資就業效應的研究主要集中于國外地區。政府投資方面，Karley以南非為研究樣本，指出隨著南非政府對外貿產業投資的增加，進出口貿易通過規模經濟等機制作用于就業機會的創造[1]。Arani等對伊朗國內政府投資的就業效應進行數據分析發現，短期來看，政府在能源部門的投資對農業、工業及采礦業的就業有顯著積極影響，但從長期來看，政府投資不具備就業效應[2]。Ramadhan實證檢驗了印度尼西亞南加里曼丹省政府投資的就業效應，結果表明以資本密集型產業為主的政府投資并不能吸收大量勞動力[3]。民間投資方面，Karim與Khoo研究發現，馬來西亞制造業私營企業會通過擴大投資的方式增加產品產量，從而創造更多就業機會[4]。Psaltopoulos等以區域經濟發展政策為切入點對歐洲南部偏遠地區的就業效應展開研究，結果顯示隨著民間投資的增加，南歐落后地區的就業狀況得到顯著改善[5]。盡管政府與民間投資能夠對就業產生重要影響似乎已是不爭的事實，但理論學界卻較少有以中國為研究樣本的實證檢驗研究，少量代表性文獻有：黃蘇萍和朱詠以上海為研究樣本對投資、GDP與就業的關系進行了實證研究，結果表明上?？偼顿Y通過拉動經濟增長作用于就業擴大，且民間投資的拉動效應要高于政府投資[6]。莫小鵬研究發現，由于融資難度的不同等因素，相較于國有企業投資，民營企業投資具有更強的就業吸納能力[7]。

綜合來看，針對我國政府投資、民間投資就業效應的研究已取得初步成果，但仍存在深入探討的空間。具體而言：第一，已有研究多將視野局限微觀視域，立足于省域層面的宏觀角度的研究較少。第二，對于就業人口而言，其具有明顯的流動性和聚集性特征，因此，投資形成的就業效應究竟是通過資本溢出產生了“擴散效應”，還是通過資源集聚產生了“虹吸效應”值得探討。第三，既有研究表明：政府投資對民間投資具有復雜的影響機制。一方面，政府投資通過基礎設施建設改善了外部投資環境，為民間資本投資創造有益空間[8]；另一方面，由于對信貸資源的占用，政府投資會對民間投資產生明顯的擠出效應[9]。由此看來，探究政府與民間投資的交互作用，對在就業領域為二者間合作開展提出相應政策建議意義重大。鑒于此，本文立足于省域層面，探討政府、民間及其協同投資的就業效應。首先，從理論邏輯層面分析政府投資、民間投資就業效應的內在影響機理；其次，使用我國省域面板數據對上述影響機理及其研究假設進行實證檢驗；最后，總結研究結論并給出相關政策啟示。

二、投資對就業影響機理分析

(一)政府投資對就業的影響機理

政府投資的就業效應理論已取得豐富研究成果。最初的研究主要關注就業市場的自我調節功能。學者普遍認為，勞動市場能夠依靠工資與價格的彈性達到充分就業，無需政府干預[10]。后來的研究重心大多轉向市場失靈情況下的解決措施。凱恩斯主義經濟模型認為，經濟活動的總需求決定了產出水平和就業水平，政府支出可以作為一個重要調節變量，通過增加總需求來刺激經濟增長和就業。以此為基礎，Auerbach和Gorodnichenko在一項針對美國部分地區的研究中發現，政府對基礎設施建設的投資在短期內將會增加就業人數及產品總需求[11]。就我國而言，政府投資對就業主要有兩方面影響效應：其一是直接效應。政府投資新增項目因需要雇傭大量勞動力從而能夠直接創造就業機會[12]。近年來我國政府投資中第三產業中的部分勞動密集型產業投資占比呈現上升態勢，因而對就業起到正向促進作用[12]。其二是乘數效應。凱恩斯乘數理論認為，投資支出在轉化為收入之后，又會以投資或消費的形式成為其他部門收入，循環往復使得國民收入能夠以投資或消費的倍數增長?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設：

H1：政府投資能夠顯著促進我國就業人數的增長。

(二)民間投資對就業的影響機理

一般而言，民間投資對就業的影響具有如下特點：初期階段，民間投資的增長可以帶動就業機會的增加，與此同時，相較于政府投資具有的公共性，民間資本的逐利性會導致其更多地偏向利潤率較高的第三產業，尤以信息技術服務業等高新技術服務業為重，而這類知識密集型產業的就業吸納能力遠高于資本密集型產業，因而產生的就業效應要強于政府投資。另一方面，民營經濟已經取代國有投資，成為經濟社會平穩運行最重要的保障力量[13]，而經濟發展在發揮積極就業效應的同時也與失業率反向變動[14]，從而使得民間投資能夠通過刺激經濟活動間接帶動就業增長。然而，當民間投資超過一定門檻值后，可能會引發社會問題。例如，私人資本逐利性所引發的行業性過度投資行為忽視了市場信息滯后性，導致企業效益受損甚至于縮減生產規模，企業可能會通過減少甚至裁員來應對市場需求的疲軟，進而對就業產生抑制作用?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

H2：民間投資與我國就業呈現“倒U型”關系，在前期促進我國就業增長，而在后期這種促進作用將會轉變為抑制作用。

(三)政府投資、民間投資的空間效應理論分析

投資存在地域外部性。從空間上看，由于勞動力要素高度流動，投資產生的就業效應可能對周邊區域也產生影響。近年來，不同學者嘗試對投資的空間效應進行細化分類，認為主要存在正向與負向空間溢出兩種情況。正向空間溢出也即“擴散效應”。一方面，政府與民間投資通過對跨地域項目進行投資建設帶動周邊區域就業機會隨之增加[15，16]；另一方面，由于經濟發展是我國橫向府際間競爭的最重要指標，在晉升錦標賽機制影響下，鄰近省份政府投資的增加以及促進民間投資相關政策的出臺將會影響鄰近地區投資決策，使得周邊地域政府與民間投資整體水平隨之提升。負向空間溢出也即“虹吸效應”。一方面，隨著投資總量的不斷增加，當地就業環境等方面持續改善，虹吸周邊地區勞動力資本向投資地匯集，進而對鄰近省份就業帶去負向影響；另一方面，投資增長也會加劇不同地區相同產業間的競爭效應，導致相鄰省份出現失業增加等現象。結合上述兩種效應，筆者合理認為，當地政府投資與民間投資能夠對周邊省份就業狀況產生影響，但具體影響程度及方向還需通過數據分析進一步說明，據此提出如下假設：

H3：在我國就業領域，政府投資、民間投資均存在一定程度的空間溢出效應。

政府投資與民間投資之間具有互動性，前者對后者具有深刻影響。既有研究表明：政府投資對民間投資的影響主要可分為“擠入”“擠出”“零和”[17]三種效應。如鄒洋通過對政府投資、民間投資和全產業總資本收益率之間的相互作用進行分析發現，政府投資對民間投資的影響比較大，政府投資變化是民間投資變化的原因。在我國社會民生領域，長期以來民間資本的活躍度都普遍較低，民間投資的規范性嚴重不足，且受到各種體制機制的掣肘。如果沒有政府的引導和支持，民間投資很難被激活，也難以發揮應有的作用。也即，政府投資對民間投資更具促進作用，據此提出如下假設：

H4：政府投資對民間投資的就業效應具有“擠入”效應。

三、研究設計

(一)變量設計

1.被解釋變量。本文被解釋變量為就業水平(Sta)，采用年末城鎮就業人員數反映各地區就業狀況。

2.解釋變量。本文解釋變量包括政府投資水平(Gov)與民間投資水平(Pri)。其中，政府投資水平參考陳志勇的研究[18]，采用國家預算內固定資產投資資金與區域固定資產投資總額的比值進行衡量。民間投資水平參考紀建悅等的研究[19]，采用內資民間企業全社會固定資產投資額與區域固定資產投資總額的比值進行衡量。

3.控制變量。本文參考陳培如和冼國明[20]的研究，選擇地區生產總值(GDP)、產業結構(Str)、貿易開放度(Ope)、工資水平(Wag)、政府財政支出(Exp)作為研究控制變量。

(二)數據說明

本文選取了2004-2017年我國30個省份、自治區與直轄市數據用于計算解釋變量、控制變量，數據來自《中國統計年鑒》《中國固定資產投資統計年鑒》《第三產業統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》《中國對外直接投資統計公報》及各省市統計年鑒，由于西藏地區數據缺失情況嚴重，故將其剔除。另外，對缺失值按順序采取以下處理：第一，從各省份統計年鑒等其他相關年鑒中獲取數據以盡可能補全缺失值；第二，對于剩余少量缺失值，采用線性插補法填補存在一定線性變化特征的數據，采用均值插補法填補不具線性變化特征的數據。處理完畢后共整理出14年間30個省份的平衡面板數據?？紤]到多重共線性問題，我們對所有變量的方差膨脹因子進行觀察，發現所有變量的VIF統計數值均在經驗判斷值10以下，因此可以認為各變量間不存在嚴重的多重共線性。各個變量的描述性統計分析結果如表1所示。

表1 主要變量描述性統計分析結果

四、實證分析

(一)空間相關性檢驗與模型選擇

在選擇模型之前，為檢驗使用空間計量方法是否具有合理性，需要對各省份就業效應是否具有空間相關性進行檢驗。本文采用地理距離權重矩陣，測算2004-2017年我國就業效應的全局莫蘭指數，結果顯示各年的莫蘭指數均為正值，且分別通過5%或10%顯著性水平測試，因此說明我國省際間就業效應存在正向的空間相關性。

在進行基準回歸之前，還需要經過嚴格的測試來選擇合適的空間計量模型。首先，通過格朗日乘數法檢驗，結果顯示政府投資就業效應的LM-error與R-LM-error統計量分別為2.111與2.380，未通過顯著性檢驗，但LM-lag與R-LM-lag統計量分別為5.227與5.497，均通過5%顯著性水平測試，因此選擇空間滯后模型來解釋政府投資對就業效應的空間影響。民間投資就業效應的四項統計量分別在1%或5%水平下顯著，均通過顯著性檢驗，說明同時具有空間滯后和空間誤差效應，因此選擇空間杜賓模型來解釋民間投資對就業效應的空間影響。其次，Wald檢驗結果顯示，Wald-sem與Wald-sar系數分別為65.96與51.83，且均通過1%顯著性水平測試，說明空間杜賓模型不會發生退化現象，進一步說明了選擇SDM模型的穩健性。綜上所述，本文構建了空間滯后模型與空間杜賓模型分別用以檢驗政府與民間投資的就業效應，模型設計如下：

Stai，t=α0+ρwi，tStai，t+α1Govi，t+α2GDPi，t+α3Stri，t+α4Opei，t+α5Wagi，t+α6Expi，t+εi，t

(1)

Stai，t=β0+ρwi，tStai，t+β1Prii，t+β2Prii，t2+β3GDPi，t+β4Stri，t+β5Opei，t+β6Wagi，t+β7Expi，t+β8wi，tPrii，t+β9wi，tPrii，t2+β10wi，tGDPi，t+β11wi，tStri，t+β12wi，tOpei，t+β13wi，tWagi，t+β14wi，tExpi，t+εi，t

(2)

上式中，公式(1)與公式(2)分別用于驗證政府與民間投資的就業效應，α1-α6為系列待估計相關參數，β1-β7為系列待估計相關參數，β8-β14為系列空間交互項系數，ρ為空間自相關系數，w為空間權重矩陣，ε為隨機擾動項。

(二)基準回歸分析

1.基準回歸。表2中模型1與模型2分別代表政府投資的普通面板回歸與空間滯后模型回歸。模型1結果顯示，當政府投資每增加1%，區域就業人員總量將會提升0.682%，表明政府投資與就業人數存在正向相關關系。模型2結果顯示，空間自相關系數ρ為0.466且在1%顯著性水平下顯著，說明整體來看，我國省域政府投資的就業效應存在顯著的空間溢出現象，即一個省份的就業人數不僅與當地各項因素有關，還可能通過隨機擾動項受到周邊省份政府投資及就業效應的影響，假設H1得以驗證。

表2中模型3與模型4分別代表民間投資的普通面板回歸與空間杜賓模型回歸。模型3結果顯示，民間投資與區域就業人員數量之間呈現“倒U型”關系，在促進階段民間投資每增加一個單位水平，就業人員相應增加1.378個百分點，而在抑制階段隨著民間投資的繼續增加，其就業效應將會下降1.107個百分點。模型4結果顯示，同普通面板回歸相比，民間投資就業效應彈性系數均有所收斂，說明未考慮空間因素情況下可能高估民間投資對就業機會的直接影響作用。同時，被解釋變量的空間自回歸系數ρ為0.304且在1%顯著性水平下顯著，解釋變量交互項w×Pri與w×Pri2的系數分別為4.063與-3.592且均通過1%顯著性水平測試，進一步說明民間投資對就業具有空間影響效應的同時呈現先促進、后抑制的影響效果，假設H2得以驗證。

表2 政府與民間投資的基準回歸結果

2.空間效應分解。由于空間杜賓模型的估計系數通常存在有偏估計，因此需要通過偏微分方法對空間效應進行分解，從直接效應與間接效應兩方面考察不同類型投資的就業效應，回歸結果如表3所示。首先看政府投資，無論是直接效應還是間接效應，核心解釋變量Gov的系數均通過5%顯著性水平測試，說明政府投資不僅在當地創造了大量就業機會，同樣也拉動了臨近省份勞動力需求的增長。其次是民間投資，直接效應方面，民間投資及其二次項的系數分別為1.320與-1.038，表明民間投資對本地的就業具有先促進、后抑制的兩階段作用效果。間接效應方面，民間投資及其二次項的系數分別為5.987與-5.222，也即本省份民間投資能夠通過擴散效應帶動周邊省份就業狀況的改善，而在跨越一定門檻值之后虹吸效應會超過擴散效應，從而對周邊省份的就業效應產生抑制作用。由此，本文假設H3成立。

表3 政府與民間投資基準回歸結果的空間效應分解

(三)穩健性檢驗

為增加回歸結果的可靠性與可信度，本文通過替換空間矩陣類型以及將自變量滯后一期兩種方式進行穩健性檢驗。

表4與表5報告了穩健性檢驗結果及空間效應分解結果。數據顯示，政府投資的就業效應無論是在替換空間權重矩陣還是在滯后自變量情況下，核心解釋變量的回歸結果都與基準回歸保持一致。因此，可以合理認為基準回歸結果具有穩健性。

表4 穩健性檢驗結果

表5 民間投資穩健性檢驗結果的空間效應分解

(四)進一步討論：調節效應與異質性分析

1.政府投資對民間投資的調節效應分析。本文在前文式(2)的基礎上引入政府投資變量與政府和民間投資變量交互項，以此來探究政府投資對民間投資就業效應的具體作用效果，模型設計如下列(3)式，式中Zi，t代表各控制變量，Govi，t×Prii，t、Govi，t×Prii，t2分別代表政府投資與民間投資及其二次項的交互項，其他符號含義與(2)式相同。

Stai，t=β0+ρwi，tStai，t+β1Prii，t+β2Prii，t2+β3Govi，t+β4Govi，t×Prii，t+β5Govi，t×Prii，t2+β6Zi，t+β7wi，tPrii，t+β8wi，tPrii，t2+β9wi，tGovi，t+β10wi，tGovi，t×Prii，t+β11wi，tGovi，t×Prii，t2+β12wi，tZi，t+εi，t

(3)

表6報告了政府投資對民間投資的調節效應回歸結果。數據表明，Gov×Pri與Gov×Pri2的變量系數分別為5.147與-7.614，Pri與Pri2的變量系數則僅為1.110與-0.649，民間投資與就業人數間的“倒U型”關系變得更加陡峭，這說明政府投資顯著放大了民間投資的就業效應，起到了正向調節作用。這說明在就業領域，政府投資對民間投資能夠起到明顯的“擠入”效應，假設H4得以驗證。這可能是由于近年來政府購買服務、PPP合作等模式的興起創造了大量民間資本融資需求，對民營經濟發展起到良好帶動作用。

表6 政府投資對民間投資的調節效應回歸結果

2.區域異質性分析。為進行針對性探索，進一步研究不同經濟發展水平地區的政府與民間投資對就業的影響程度，結合沿海開放時間以及經濟發展水平將全國30個省份、自治區、直轄市按東中西部地區進行劃分，并以此進行基準檢驗回歸。

(1)政府投資區域異質性分析?；貧w結果如表7前三列所示，數據顯示，東中西部地區中僅有東部區域省份的核心解釋變量Gov與空間自回歸系數ρ同時顯著。這表明東部地區省域政府投資能夠顯著推動就業量的上升，并且這種就業效應存在地域溢出作用。據此我們可以得到啟示，東部沿海地區憑借其發達的經濟環境聚集了大批勞動力。在供給旺盛情況下，若需求無法同步增長，可能導致失業率的上升，損害社會民生福祉。因此東部發達省份應更加合理把控政府投資規模，通過在城市建設、生態環境等方面興建基礎設施創造就業崗位，以緩解就業緊張問題。

(2)民間投資區域異質性分析?；貧w結果如表7后三列所示，數據顯示，東中西部民間投資及其二次項系數均不顯著，但就東部與中部而言，其空間自回歸系數ρ、核心解釋變量的空間交互項w×Pri與w×Pri2均通過1%顯著性水平測試。由此我們可以看出，東部與中部區域省份內民間投資的溢出效應要遠超過本地就業效應。因此，各省份應加強溝通與協作，開展省際間項目的投資合作，堅持區域一體化戰略，通過暢通區域間人才、知識、技術的合理流動為本省市就業謀獲益處。

表7 政府與民間投資區域異質性回歸結果

3.勞動力類型分析。隨著我國產業結構不斷升級、產業智能化進程加速，不同技能勞動力需求發生明顯變化，因而在研究投資的就業總量效應時，也有必要深入探究其對不同勞動力類型就業需求究竟有何影響。本文參考已有文獻，以勞動力受教育程度作為就業技能等級的劃分依據，具體來說，將大學?？?、本科及研究生學歷就業人員劃分為高技能勞動力，將初高中、中職與高職學歷就業人員劃分為中技能勞動力，將小學學歷及以下就業人員劃分為低技能勞動力，以此為基礎進行回歸分析，結果如表8所示。

(1)政府投資勞動力類型分析。數據顯示，政府投資能夠對高技能與低技能人員就業產生顯著促進作用與空間影響效應?？赡苁怯捎谡顿Y一方面面向區塊鏈、大數據等高新技術產業，另一方面注重基礎民生領域設施設備的建設，因此對高技能與低技能勞動力具有更大的需求彈性，導致回歸系數結果更為顯著。

(2)民間投資勞動力類型分析。數據結果顯示，民間投資高中低技能就業效應的核心解釋變量Pri、Pri2與ρ顯著性水平各異，但民間投資與空間矩陣的交互項系數均在1%顯著性水平下顯著。直接效應方面，民間投資能對本地區中技能勞動力就業產生顯著影響，而對高技能與低技能勞動力人員的吸納作用不明顯。間接效應方面，數據結果顯示，民間投資對高中低技能勞動力就業均存在異地影響效應，即本省份民間投資能夠顯著影響周邊區域高中低技能勞動力就業情況。

五、結論與啟示

為深入分析我國政府投資、民間投資的就業效應，推動就業高質量發展，本文使用省域數據進行了空間計量分析。結果表明：第一，政府投資無法替代民間投資，二者對就業具有不同的作用機理，其中，政府投資的影響作用顯著為正，民間投資則與就業總數呈現“倒U型”關系。此外，政府與民間投資均存在正向空間溢出效應。第二，民間投資離不開政府的政策支持。究其原因，一方面，政府投資對民間投資的就業效應存在擠入作用，可放大其對就業人員總量的影響；另一方面，民間投資需要政府政策的引導從而使其保持在效用發揮階段，避免過度投資。第三，政府與民間投資的就業效應在經濟區位、勞動力技能水平等方面存在顯著差異，應進一步優化投資結構。

經濟新常態下，需要政府實施相應政策以實現就業高質量發展的目標。具體建議包括：第一，把握好投資方向與投資力度，發揮投資對就業增長的驅動作用。當前我國經濟發展仍由投資主導驅動，我國應更加注重提升投資質量。一方面應加大政府資金投資力度，緩解就業壓力；另一方面放寬民間資本投資限制，帶動勞動力市場需求活力。第二，加強橫向府際間聯動合作，強化投資對就業的空間擴散效應。政府可以通過推動基礎設施建設、生態環境治理等跨省域項目的設立，此對整體就業效果起到正向交互作用。第三，發揮政府引導作用，激發民間資本積極性。政府可以通過政府購買服務、PPP合作等政企合作模式增強對社會資本的吸引力，發揮政府投資對民間投資就業效應的擠入作用。第四，依據區域差異、勞動力技能差異實施針對性投資策略。對東部省份而言，政府應加大財政資金投入，為低技能勞動者群體提供基本就業保障，同時鼓勵社會資本參與多領域投資。對中部省份而言，民間投資反而能起到更好的就業帶動效應，因此政府應通過嚴格落實惠企政策、精簡辦事流程等多種方式營造開放、便利、公平的營商環境，加強地方投資吸引力，并以此緩解就業緊張問題。