贾敬全，丁 一
（淮北师范大学经济与管理学院，安徽 淮北 235000）
就业是最大的民生，一直受到密切关注。同时，我国正在构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。居民消费和外商直接投资作为我国经济稳定发展的驱动要素，发挥着重要的作用。2020年来华直接投资2 130亿美元，同比增长37%[1]，同时，依托外商投资的外资企业仅占市场主体2%的比重，但带动约4 000万人就业[2]。居民消费作为促进经济增长的“三驾马车”之一，一直都受到国家的密切关注。那么，外商直接投资、居民消费对就业会产生何种影响及这种影响是否具有空间效应？是否可以利用三者之间的关系加速推进我国“六保”“六稳”①建设？为此，明晰外商直接投资、居民消费对就业的影响十分重要。
关于外商直接投资对就业的影响，部分学者认为外商直接投资对就业具有促进作用。Fu等[3]研究表明外商直接投资通过促进出口拉动就业。李莺莉等[4]研究发现，外商直接投资会显著拉动我国就业人口数量上升。温怀德等[5]研究认为，外商直接投资和出口能够拉动就业。罗燕等[6]指出，外商直接投资促进我国体面劳动水平的提高。另有部分学者认为，外商直接投资对就业影响较弱，或者存在负向影响。Jenkins[7]研究发现，外商直接投资不仅不能直接对就业产生显著的拉动效应，还会通过挤出国内投资间接抑制就业。蒋勇[8]研究发现环境规制和外商直接投资均会抑制就业。杨扬等[9]分析发现，不管外商直接投资来自本地区还是其他地区，对本地区的就业水平均存在显著的负向效应。因此，当前学术界对外商直接投资影响就业的研究还没有得到统一的结论。
对居民消费的就业效应，许多学者进行了相关研究。Keynes[10]认为有效需求不足导致失业，消费需求是有效需求的重要组成部分。王东霞等[11]研究认为，从短期来看，消费的就业效应不明显，但从长期来看，居民消费的提高能拉动就业。李世佳[12]研究发现，劳动投入系数、消费结构、产品生产过程及产业关联能够影响消费的就业效应。张丽娜[13]研究发现，消费对制造业行业的就业以及收入的带动效果较为明显。Los等[14]发现2001—2006年国外需求的激增为中国创造了大概7 000万个就业岗位。李晓燕等[15]认为居民消费的提升能促进劳动力需求数量的增加。此外，居民消费能改善就业结构，一定程度上对人力资本的提升具有促进作用。
综上所述，现有研究存在一些不足：第一，研究角度存在局限性，现有文献多聚焦外商直接投资或居民消费对就业的影响，但实际上外商直接投资与居民消费之间存在密切联系，两者的交互作用对就业产生一定影响。第二，研究方法有局限性，现有研究大多采用非空间计量模型进行实证研究，由于就业存在显著的空间自相关性，非空间计量模型可能存在设定偏误。本研究的创新之处：一是加入了外商直接投资与居民消费的交互作用进行实证分析，将两者共同纳入对就业影响的研究框架。二是建立空间杜宾模型进行实证分析，期望得到解释力更强的实证分析结果，为推动我国实现高质量充分就业、保障民生工程建设提供借鉴。
2.1 指标选取
选取就业作为被解释变量，外商直接投资和居民消费作为解释变量，并且构建外商直接投资与居民消费的交互项。控制变量包括经济增长、教育水平、产业结构升级、技术水平、城镇化水平。
被解释变量：就业（em），采用各省份全社会年末就业人数取自然对数。
解释变量：外商直接投资（fdi），采用各省份实际利用外商直接投资额取自然对数；
居民消费（con），采用各省份城镇居民人均消费性支出取自然对数。
控制变量：经济增长（gdp），采用国内生产总值（GDP）取自然对数；
教育水平（edu），采用每年各省份高等教育机构毕业生数取自然对数；
产业结构升级（r），参考徐敏等[16]的做法，通过引入产业结构层次系数衡量各省份的产业结构升级水平，见式（1）：
其中，Qk代表第k产业产值在国内生产总值（GDP）中所占比重；
技术水平（tec），采用专利申请授权数取自然对数；
城镇化水平（ul），采用各省份城镇常住人口数与常住人口总数的比值，见式（2）：
其中，Pu表示城镇常住人口总数，P表示常住人口总数。
2.2 数据来源
考虑到数据的全面性、可获得性，选取我国30个省份（不包括西藏、港澳台地区）2007—2019年的面板数据进行实证分析。数据主要来源于《中国统计年鉴》、各省份统计年鉴以及中经网统计数据库。为了消除异方差的影响，针对非比值变量均取自然对数。
2.3 空间权重矩阵构建
借鉴詹锦华[17]和巩鑫等[18]的做法，构建空间权重矩阵进行实证研究，其中，Wij表示构建的空间权重矩阵中对应省份的权重值。
（1）邻接权重矩阵（W1）
以两省份之间是否存在共同边界为评判准则，如果存在共同边界，则取1；
如果不存在共同边界，则取0。
（2）地理距离权重矩阵（W2）
地理距离权重矩阵中的各元素为空间距离平方后取倒数表示，其中，dij表示省份i与省份j由经纬度计算的省会空间距离，见式（3）：
（3）经济距离权重矩阵（W3）
以各省份考察期内人均GDP均值相减，取其绝对值的倒数对矩阵元素进行赋值，见式（4）：
2.4 模型设定
考虑到各省份外商直接投资、居民消费与就业可能存在空间交互作用，在借鉴陈凯等[19]相关研究的基础上，构建外商直接投资、居民消费影响就业的空间杜宾模型，见式（5）：
其中，W表示空间权重矩阵，考虑到海南省不与国内其他省份接壤，在邻接权重矩阵（W1矩阵）中将与海南省经济关系较为紧密的广东省设置为与其相邻，并作了相应的处理。β和θ分别用来捕捉变量对就业的直接影响程度和空间溢出效应，ρ为空间自相关系数，μi、σt分别为个体效应和时间效应，εit为随机扰动项。lnemit表示省份i在t年的就业，lnfdiit表示省份i在t年的外商直接投资，lnconit表示省份i在t年的居民消费，lnfdiit×lnconit表示外商直接投资与居民消费的交互项。Wlnemit、Wlnfdiit、Wlnconit分别表示就业、外商直接投资以及居民消费的空间滞后项，Wlngdpit、Wlneduit、Writ、Wlntecit、Wulit分别表示各个控制变量的空间滞后项。
3.1 空间自相关检验
为了探究建立空间计量模型的合理性，需进行空间自相关检验，其目的是为了探究空间中某一对象的属性值与其相邻空间分布对象的属性值之间是否存在显著相关。莫兰指数（Moran’s I）作为衡量空间自相关较好的方法，已被众多学者使用。莫兰指数的取值范围为（-1，1），数值的绝对值越大，表明空间相关程度越高。莫兰指数大于0，存在空间正相关；
莫兰指数小于0，存在空间负相关；
莫兰指数等于0，不存在空间相关性。计算公式如下。
如表1所示，根据莫兰指数显示，就业、外商直接投资以及居民消费均具有显著的空间相关性。2007—2017年就业的莫兰指数在1%的水平下显著为正，2018—2019年在5%的水平下显著为正，这充分说明我国的就业存在非常显著的空间正相关性。外商直接投资在考察期内都在1%的水平下显著为正，这表明外商直接投资有明显的空间正相关性。居民消费各个时期的莫兰指数也均在1%的水平下显著为正。这表明三者均具有很强的空间正相关性，这为本文选择建立空间计量模型提供了有力支撑。
表1 外商直接投资、居民消费以及就业的莫兰指数
3.2 空间计量模型选择
在可以建立空间计量模型的基础上，需要先进行检验，根据检验结果确定空间计量模型的类型。首先，进行普通面板OLS估计，对残差进行LM检验，结果见表2。
表2 LM检验结果
由表2可知，LM检验的统计量在两种空间权重矩阵下均在1%的水平下显著，说明引入空间计量模型合理。同时，无论是LM-Spatial error检验，还是LM-Spatial lag检验的统计量均高度显著，应拒绝空间自回归模型（SAR）以及空间误差模型（SEM）是最优选择的假设，所以选用空间杜宾模型（SDM）。此外，为进一步确定选择SDM模型的合理性，还需进行LR检验以及Wald检验，探究SDM模型是否会退化成为SAR模型或SEM模型。由表3可知，在两种空间权重矩阵下，绝大部分统计量都在5%的水平下显著，因此，选择SDM模型比SAR模型、SEM模型更合适。此外，Hausman检验在10%的水平下显著拒绝随机效应模型，模型选用固定效应更优。根据检验结果，选取固定效应空间杜宾模型作为计量工具进行分析。
表3 空间计量模型设定检验结果
3.3 空间杜宾模型回归结果
选择固定效应空间杜宾模型分析外商直接投资、居民消费对就业的空间溢出效应。固定效应包含时间固定效应、空间固定效应以及时间和空间双固定效应，结果见表4。
表4中LR检验结果显示，在两种空间权重矩阵下，时间固定效应均不存在，且选择空间固定效应更合理。结合拟合优度R2进行对比可以发现，在两种空间权重矩阵下，空间固定效应模型的拟合优度均高于时间固定效应模型以及双固定效应模型的拟合优度。
表4 空间杜宾模型回归结果
由表4可知，作为解释变量的外商直接投资，其回归系数在两种空间权重矩阵下的估计结果均为正值，但具体数值存在差异。在邻接权重矩阵下，外商直接投资的回归系数并未通过10%的显著性水平检验，但在地理距离权重矩阵下，其回归系数高度显著。这说明从全国层面来看，外商直接投资的进入对就业存在促进作用。外商直接投资空间滞后项的回归系数在两种矩阵下均显著为负，这表明邻近以及邻接省份外商直接投资的进入对本省份的就业存在显著的抑制作用。可能的原因是，邻近以及邻接省份外商直接投资的进入会吸引本省份就业人口前往，总体上增加就业岗位的同时，一定程度上增加了就业人口的流动性。
居民消费的估计结果与外商直接投资类似，其回归系数在W1中不显著，但在W2中高度显著，且回归系数为正值。这同样说明从全国层面来看，居民消费的提升会带动就业的增加。而居民消费空间滞后项的回归系数在W1中为正值，说明各省周边邻接省份的居民消费提升对本省份的就业存在促进作用；
在W2中为负值，说明随着邻近省份居民消费的提升会抑制本省份的就业。
外商直接投资与居民消费的交互项，其回归系数在W1中不显著，但在W2中高度显著，且回归系数均为负值。这表明从全国层面来看，在外商直接投资既定的情况下，居民消费的提升会抑制外商直接投资对就业的促进作用。而空间滞后项的回归系数在两种矩阵下均显著为正，说明随着邻近以及邻接省份居民消费的提升，外商直接投资的进入对本省份就业的抑制作用在减弱。
3.4 空间效应分解
借鉴LeSage等[20]的做法，运用偏微分方法将影响效应进一步分解为直接效应和间接效应。直接效应反映解释变量对本省份产生的平均影响，包括解释变量对邻近省份被解释变量产生影响，导致其影响本省份被解释变量的反馈效应。间接效应反映解释变量对其他邻近省份被解释变量产生的平均影响，结果见表5。
由表5可知，在两种空间权重矩阵中，解释变量外商直接投资均会对本省份的就业存在一定的促进作用，但是在邻接权重矩阵中并未通过10%显著性水平的检验。外商直接投资的间接效应在两种矩阵中均高度显著，这表明本省份外商直接投资的进入显著影响邻近以及邻接省份的就业，且这种影响是负向的，即存在负向的空间溢出效应，这与表4中空间杜宾模型回归结果相同。
表5 空间效应分解结果
居民消费的直接效应在地理距离权重矩阵中在1%的水平下显著为正，这表明居民消费对本省份的就业存在显著的促进作用，消费具有保持国民经济稳定增长的特殊性，消费的稳定性及持久性是经济高质量发展和拉动就业的重要前提。居民消费的间接效应在邻接权重矩阵中为正值，这表明居民消费对邻接省份的就业存在促进作用；
而在地理距离权重矩阵中为负值，这说明居民消费对邻近省份的就业存在负向影响。
外商直接投资与居民消费交互项的效应分解结果在两种权重矩阵中符号相同，这说明两者交互项的回归结果具有稳健性。在邻接权重矩阵中交互项的直接效应不显著，但在地理距离权重矩阵中直接效应显著为负，这说明居民消费的提升会抑制外商直接投资对本省份就业的促进作用，这与空间杜宾模型的回归结果类似。外商直接投资和居民消费交互项的间接效应在两种矩阵中显著为正，虽然在上述的分析中外商直接投资对邻近省份的就业产生负向影响，居民消费对邻近省份就业的影响在两种矩阵中并不一致，但是在两者共同作用下，对邻近省份的就业依旧会产生显著的正向影响。可能的原因是，在居民消费水平相对较高的省份，往往经济比较发达，外商直接投资的进入虽然会对国内投资产生一定的挤出效应，但经济发达的省份国内投资力量雄厚，面对外商直接投资的冲击，具有较强的抵抗力，一定程度上消减了外商直接投资对邻近省份就业的负向影响。
关于控制变量的影响效应，在邻接权重矩阵中，教育水平具有比较显著的直接效应和间接效应，而在地理距离权重矩阵中教育水平的直接效应显著为正，间接效应不显著，但是两种矩阵中符号一致。这表明教育水平不仅对本省份的就业产生较为明显的影响，也会对邻近省份的就业产生一定的影响，即具有一定的空间溢出效应。本省份教育水平的提高显著拉动本省份的就业，但会对邻近省份的就业产生负向影响，考虑到教育水平直接效应与间接效应的绝对值相差不大，可能的原因是由于就业人口的流动，本省份教育水平的提升会吸引邻近省份就业人口前往。技术水平的总体效应在两种矩阵中均为正值，且其间接效应在邻接权重矩阵中显著为正，这表明技术水平的提高对本省份以及邻近省份的就业均具有显著的促进作用，科技进步会提高劳动生产效率，同时不断创造新的就业岗位，通过增加就业机会拉动整个社会的就业。城镇化水平的总体效应、直接效应以及间接效应在邻接权重矩阵中均显著为负，在地理距离权重矩阵中的直接效应和总体效应显著为负，这表明城镇化水平的提高可能并没有给就业带来正向的促进作用。在两种矩阵中，经济增长的直接效应均显著为正。在邻接权重矩阵中，经济增长间接效应显著为负，这说明经济增长会对邻接区域的就业产生负向影响。表5的结果显示，产业结构升级的直接效应在两种矩阵中均为正值，但并未通过10%的显著性检验。在邻接权重矩阵中，产业结构升级的间接效应显著为负，这说明本省份产业结构升级不利于邻接省份的就业。
4.1 结论
本文利用2007—2019年我国30个省份的面板数据，选取固定效应空间杜宾模型进行实证分析，探究外商直接投资、居民消费以及两者的交互作用对就业的影响，得到以下结论：第一，在针对外商直接投资、居民消费以及就业的莫兰指数分析中发现，莫兰指数在邻接权重矩阵以及地理距离权重矩阵下均显著大于0，这表明外商直接投资、居民消费以及就业均存在显著的空间正相关性。第二，基于空间杜宾模型的回归结果以及运用偏微分方法进行效应分解后发现，外商直接投资对就业存在显著的负向空间溢出效应，而居民消费对本省份就业的增加发挥积极作用，两者的交互作用对就业具有显著的正向空间溢出效应。第三，通过对控制变量的考察发现，经济增长以及教育水平的提升显著促进本省份的就业，但两者均对就业存在负向空间溢出效应，技术水平的提升促进就业，而城镇化水平的提高在一定程度上对就业产生不利影响。
4.2 政策建议
根据以上研究结论，为保障民生工程建设，加快实现高质量充分就业，提出以下政策建议。
第一，改善国内投资环境，拓宽外商投资渠道。我国长期以来坚持“引进来”战略，在吸引大量外资的基础上有力促进了我国的经济增长，外资进入带来的先进科学技术以及管理经验促进我国国内企业迅速发展，提升了竞争力。外商直接投资对就业产生一定的消极作用，但不能因噎废食，考虑到外商直接投资对国内投资的挤出效应，只有从根本上改善国内的投资环境，积极支持受外商直接投资冲击较大的行业，同时拓宽外商投资的渠道，引导其进入我国急需发展的行业，充分利用外资带动国内产业发展，才能有效减弱外资的负向就业效应。
第二，加大促进消费力度，推动新型消费发展。居民消费不仅能够拉动本省份的就业，还能通过与外商直接投资的交互作用抑制外商直接投资对就业的负向影响。我国的消费市场一直以来都经受着国内外复杂形势的严峻考验，随着我国社会经济秩序稳定向好，消费复苏迫在眉睫。因此，进一步加大促进消费的力度能改善就业情况，促进我国经济社会平稳发展。作为我国消费市场新兴增长点的新型消费，具有庞大的市场空间。推动新型消费发展，能够在加快消费升级的同时拉动就业。
第三，增加民生财政支出，促进高质量充分就业。民生问题的解决决定构建和谐社会的成效，民生财政支出包括教育医疗财政投入、社会保障财政支出等，不仅能够通过提高居民的教育水平拉动本省份的就业，还能够稳步推进社会保障水平的提高。因此，逐步增加民生财政支出对改善就业、提升人民幸福感起到十分重要的作用。科技创新作为提高社会生产力和综合国力的战略支撑，科技进步对本省份以及邻近省份的就业均有一定促进作用，从政府层面鼓励科技创新、加大科技创新投入极为必要，能在一定程度上促进我国高质量充分就业。
注 释：
①“六保”即保居民就业、保基本民生、保市场主体、保粮食能源安全、保产业链供应链稳定、保基层运转；
“六稳”即稳就业、稳金融、稳外贸、稳外资、稳投资、稳预期。