单向促进还是双向加成——中国制造业与服务业就业互动关系研究

陈 龙，张 力

(北京交通大学 经济管理学院，北京 100044)

一、引言

2008年金融危机以来，我国经济已经逐步由高速增长过渡到高质量发展的新阶段，外部经济环境不确定性的增加(如中美经贸摩擦)与国内经济下行压力的加剧使得就业总量高位持压，如何稳步扩大就业规模是当前经济新常态阶段实现更高质量和更充分就业所亟待解决的难题。值得关注的是，随着互联网和信息技术的飞速发展，(生产性)服务业与制造业之间依赖性逐渐增强、两者相互作用，甚至出现融合发展的态势(Francois and Woerz，2007；顾乃华，2010；Damijan et al.,2015；Castellani et al.,2016)。产业是就业的载体，制造业与服务业之间所呈现出的协调互动关系在很大程度上可以引致两者在就业规模上的乘数增加。许多研究考察了制造业对服务业就业的单向乘数效应(袁志刚和高虹，2015；张川川，2015；赖德胜和高曼，2017)，而忽略了服务业就业对制造业就业可能存在的反向作用。因此，探究我国制造业与服务业之间就业互动关系对于实现制造业与服务业双轮驱动就业具有重要的理论和现实意义。

早期关于扩大就业的研究主要以就业弹性作为切入点，从技术进步、消费结构升级、产业结构失衡以及统计数据质量等方面分析就业增长对经济增长反应敏感度下降的原因(常进雄，2005；骆祚炎，2005；程大中，2008；Fang and Wang，2010；丁守海等，2014)。然而，就业弹性只能描述经济发展与就业吸纳能力之间的静态关系，并不能反映经济发展引致就业变化的作用机制。况且不同影响因素之间很可能会抵消彼此对就业弹性的作用效果，而宏观层面对就业弹性的研究无法加以区分，致使改善就业吸纳作用的政策效果低于预期。

上述有关经济增长拉动就业的宏观研究忽略了一个重要事实——不同产业之间的就业并非彼此孤立，而是相互联系的。“需求遵从论”认为制造业是服务业(包括生产性服务业)发展的前提和基础，其通过对经济增长尤其是制造业扩张所引致的服务需求来产生影响(顾乃华等，2006)。Moretti(2010)首次将制造业对服务业在产业层面上的主导关系扩展到就业层面，并结合美国劳动力市场数据考察制造业就业对服务业就业的影响。结果显示，制造业部门每新增1个就业岗位可以带动服务业部门1.6个岗位就业；同时就业乘数效应存在部门异质性，高技术制造业部门对应的就业乘数高达2.5，而低技术制造业部门仅为1。之后，制造业对服务业就业乘数效应在众多国内外文献中得到进一步验证(Moretti and Thulin，2013；Malgouyres，2013；Auricchio，2015；袁志刚和高虹，2015；张川川，2015；赖德胜和高曼，2017)(1)Malgouyres，C.,“Trade Shocks and Local Employment Multipliers：Evidence from France”，ERSA Conference Papers,2013;Auricchio，M.,“Local Manufacturing Multiplier，Technology Level and Human Capital in Italian Local Labor Markets”，ERSA Conference Papers,2015.，这为探究就业创造的微观基础提供了一个全新的视角。现有文献对于制造业对服务业就业的作用机制已经进行了详细的理论和实证研究，相比之下对支撑就业乘数效应的现实基础缺乏梳理。此外，相关实证研究中工具变量估计法的使用，一方面有效解决了反向因果关系所引起的模型内生性问题，另一方面也说明了服务业就业的变化可能会对制造业就业产生影响。实际上，服务业尤其是生产性服务业在国民经济中占比上升已经是当今各国经济发展的普遍现象。理论研究进一步指出生产性服务业对制造业的发展存在积极的促进作用：首先，生产性服务业充当人力资本和知识资本传送器(邱灵等，2007)，能有效推动制造业从依赖高投入、高消耗的发展方式逐步向以知识和技术需求为主导的方向转变，提高制造业劳动生产率；其次，生产性服务业的发展为制造业企业借助外购或者分包方式分散成本风险提供可能性，确保企业可以将优势资源集中在最具竞争力的生产环节，提升制造业企业核心竞争力(Eswaran and Kotwal，2002)；最后，劳动分工带来的交易频率的增加和交易范围的扩大会增加制造业企业在生产过程中的交易成本，生产性服务业能利用专业化分工、范围经济以及制度创新等方式有效降低上述交易成本(冯泰文，2009)。产业拉动引致就业拉动。因此，可以发现制造业就业与服务业就业之间呈现出的应该是双向作用关系。然而，综合关于制造业与服务业就业相互关系的经验文献来看，两者之间这一双向影响机制为大多数研究者所忽略。

综上所述，已有相关研究的不足之处可归纳如下：首先，作为引致效应，制造业与服务业在产业层面互动关系的研究为两者就业层面互动关系的存在创造了充足的理论空间，但鲜有研究为就业互动关系是否存在提供现实依据；其次，已有研究多是基于制造业就业促进服务业就业的单方程估计，而忽略两者之间的双向反馈机制，尤其是关于服务业就业如何影响制造业就业的理论分析更是缺乏；最后，现有研究侧重于估计制造业对服务业的就业乘数，很少考察和讨论经济系统外生变量对乘数效应的影响。鉴于此，本文基于投入产出表利用综合就业系数描述我国制造业与服务业就业关联的现状；在此现实基础之上，通过构建一个包含服务业就业规模的地区制造业劳动力供求模型解释服务业就业对制造业就业的反向作用机制，并结合现有制造业对服务业就业乘数效应的服务业就业方程，运用联立方程模型考察我国制造业与服务业之间就业互动关系；同时根据经验结果讨论经济系统外生变量对均衡状态制造业就业和服务业就业的影响效应，以期为相关部门利用制造业与服务业就业互动关系扩大就业规模提供理论依据和政策建议。

本文其余部分的结构安排如下：第二部分是制造业与服务业就业互动关系的测算；第三部分构建模型以及对数据来源、度量指标的选取进行说明；第四部分是实证结果分析；第五部分是稳健性及进一步的讨论；最后是结论及政策含义。

二、我国制造业与服务业就业互动关系的测算

综合就业系数是部门联系平衡分析中的重要概念，反映国民经济某一部门每增加一个单位产出时，对本部门和国民经济其他部门所造成的就业需求波及程度。尽管它不能直接表明某一部门就业对其他部门就业的影响程度，但部门产出变动受到部门就业变动的影响(2)客观上，就业规模是部门产出水平的重要影响因素之一，部门就业变动很大程度上会导致部门产出变动，由此对其他部门就业规模产生影响。，因此综合就业系数依然可以在一定程度上说明部门之间就业联系的存在，为产业之间就业关联的存在提供现实依据。本部分将其含义扩展到产业层面，通过计算制造业、服务业总体以及不同类型制造业、服务业的综合就业系数来分析我国制造业与服务业就业互动程度及特征。其计算公式为：

其中，CECj表示国民经济j产业部门对被波及或目标产业全体部门的综合就业系数(n为被波及或目标产业部门数量)；Ai,j为里昂惕夫逆矩阵(I-A)-1中第i行、第j列系数；EMi,j为j产业部门对被波及或目标产业i部门的就业系数，为该产业部门就业人数与其总产值之比。CEC表示待求产业总体综合就业系数，由其所包含部门的综合就业系数加权平均计算所得；wj表示j产业部门所占权重，为相应部门总产值与该产业总产值之比(m为待求产业的部门数量)。产业总体综合就业系数越大，表明该产业就业对被波及或目标产业就业的拉动作用越大(3)严格意义上讲，不同时点上不同产业单位就业变动所带来的产出变动是不同的，虽然总体综合就业系数本身依然具备可比性，即依然可以反映产出变动带来的其他产业就业变动的相对强弱关系，但其绝对大小并不能说明不同时点上不同产业就业变动对目标产业就业变动的强弱关系。因此，后文利用综合就业系数对制造业与服务业互动关系的分析均针对同一产业主体在相同时点上的比较。。关于各类制造业与服务业综合就业系数的大小如表1和表2所示。

从整体上看，制造业、服务业及其细分门类的综合就业系数从2002年开始逐步减小，这与各国工业化过程中综合就业系数呈现逐渐下降的趋势是吻合的，说明随着劳动生产率的提升，制造业(服务业)产出变动对于服务业(制造业)的就业拉动作用越来越小，但制造业的就业拉动作用还是普遍强于服务业的就业拉动作用。尽管不能通过直接比较综合就业系数的绝对大小来分析制造业与服务业之间就业互动关系，但其数值本身可以说明制造业与服务业就业呈现出的是双向加成作用而并非仅存在制造业对服务业就业的单向促进作用。同时，通过对比同一产业在相同时点下对不同产业就业的影响可以初步发现一些制造业与服务业就业之间的互动特征：与服务业就业对制造业就业影响相比，不同技能水平制造业就业对生产性服务业和生活性服务业就业的促进作用较为均衡，在数值上生产性服务业的就业增加稍大于生活性服务业；但随着时间的推移两者差异变化存在异质性，低端与高新技术制造业就业对两者就业差异影响均是先增大后减小，而中高端制造业就业对两者差异影响相对平稳。反观服务业就业对制造业就业的影响，生产性服务业和生活性服务业就业对中高端制造业就业的促进作用最强，对低端制造业就业的促进作用次之，而对高新技术制造业就业的促进作用最弱。

表1 2002—2017年制造业及其细分门类对不同类型服务业的综合就业系数

表2 2002—2017年服务业及其细分门类对不同类型制造业的综合就业系数

三、模型及数据来源

(一)模型构建

服务业就业人数的增加意味着地区服务业的快速发展，服务业发展可以推动当地制造业产品、服务需求的增加，尤其是生产性服务业的发展还可以促进制造业生产效率的提升；另外，服务业用工需求的增加还可能导致服务业工资水平的上升、抬高地区平均用工成本，上述变化对地区制造业劳动力需求会产生怎样的引致影响？随着经济水平和信息化水平的不断提升，劳动者对生活质量和就业机会多样性的要求也越来越高，服务业快速发展会如何影响地区劳动者的就业意愿从而改变制造业劳动力供给？为回答上述问题，本部分借鉴赵连阁等(2014)的分析框架将服务业就业水平纳入地区制造业企业利润函数以及劳动者效用函数，为研究服务业就业影响制造业就业的内在机制提供一个简化的理论模型，据此推导出制造业就业方程；之后，结合已有文献在研究制造业对服务业就业乘数效应时所推导出的服务业就业方程，构建出包含制造业就业与服务业就业的联立方程模型。

1.服务业就业的地区劳动力需求效应

根据经济学生产者行为理论，制造业企业(4)劳动力需求主体由政府、企业和家庭三部分构成，其中企业对劳动力需求规模最大，在此仅对企业进行讨论。是否增加一单位劳动力需求取决于该单位劳动力投入生产后所产生的收益是否大于因雇佣而增加的成本。若前者大于后者，企业应继续雇佣更多的劳动力，反之则减少雇佣。制造业企业最终会将劳动力需求控制在劳动力边际收益等于边际成本的水平上以实现利润最大化。上述经济学过程用图形表示如图1。在完全竞争厂商的假定下，即制造业企业处于完全竞争产品市场和完全竞争要素市场，劳动力边际收益正比于劳动力边际产出(5)边际产出递减规律说明在其他条件不变(如技术等)的前提下，劳动力投入量达到一定程度后继续增加投入会使得其边际产出逐渐减少，因此，劳动力边际产出曲线在一定范围内斜率为正，超出之后斜率变为负。，劳动力边际成本即为工资率；因此一般情况下劳动力边际收益曲线是一条斜率为负的曲线，而边际成本是一条水平线。劳动力边际收益曲线与边际成本曲线的交点即为制造业企业劳动力需求。现将服务业影响纳入基本分析，服务业就业的增加意味着地区服务业发展规模的扩大，服务业发展可以推动当地制造业产品、服务需求的增加，尤其是生产性服务业的发展还可以促进制造业生产效率的提升；因此，服务业就业的增加能有效提升在既定劳动力投入水平上的边际产出，直观上制造业企业的边际收益曲线会平行上移。此外，服务业快速发展会推动服务业工资水平的上升、抬高地区劳动力平均用工成本，从而导致制造业企业的边际成本上升、曲线向上平移。如图2所示，当服务业就业增加引致的生产规模和效率提升正效应强于生产成本负效应时，新的劳动力需求将在B点取得，位于初始劳动力需求均衡点A的右侧，意味着地区服务业就业增加有利于制造业企业吸纳更多劳动力。如图3所示，当服务业就业增加引致的生产规模和效率提升正效应弱于生产成本负效应时，新的劳动力需求将在C点取得，位于初始劳动力需求均衡点A的左侧，意味着地区服务业就业与制造业就业之间存在替代关系，制造业企业迫于成本压力会减少劳动力需求。综上所述，服务业就业增加对地区制造业劳动力需求的影响存在生产规模和效率提升引致的正效应与生产成本上升引致的负效应，最终劳动力需求变动方向取决于两者相对大小。

2.服务业就业的地区劳动力供给效应

传统劳动经济学理论认为理性劳动者在资源约束条件下通过合理组合闲暇与收入追求自身效用最大化进而决定个人劳动供给。类似的，此处劳动者通过权衡劳动力供给、地区实际工资水平和地区就业环境等多种因素以实现自身效用最大化(赵连阁等，2014)。

理论上，劳动者效用由其消费产品和享受闲暇时间获得。产品消费能力取决于实际收入水平，而实际收入水平取决于劳动者的劳动力供给量和地区实际工资水平。因此，随着劳动供给的增加，劳动者实际收入水平提高，其正效用水平随之提升；与此同时，劳动供给量的增加意味着劳动者闲暇时间的减少，这说明劳动供给量的增加也会提升劳动者的负效用。此外，如前文所述随着经济水平和信息化水平的不断提升，就业环境对于劳动者就业意愿的影响作用越来越显著(李萍和谌新民，2011)。就业地区生活质量越差、就业机会越少、就业风险越高，劳动者负效用越大。综上所述，可将劳动者的总效用分解为正效用和负效用，制造业劳动者的正效用取决于劳动者劳动供给量和制造业实际工资水平，其负效用取决于劳动供给量和地区就业环境。与制造业厂商行为一致，理性的制造业劳动者会将劳动供给量控制在劳动力边际正效用等于边际负效用的水平以实现自身效用最大化。

服务业就业规模扩大意味着一个地区服务业发展水平的提升。快速发展的服务业在提升制造业劳动者生活质量的同时，也可以为其提供更多其他就业的可能、降低就业风险。因此，服务业就业的增加可以降低既定劳动力供给水平上劳动力的边际负效用。此时，理性的劳动者会进一步增加劳动供给量直至劳动力的边际正效用与边际负效用重新相等。综上所述，服务业就业增加能够改善地区制造业就业环境，抵消劳动者负向效用的影响，促进当地制造业劳动力供给的增加。

3.局部制造业劳动力市场出清

结合地区服务业就业水平对制造业劳动力需求和供给产生的影响，制造业劳动力需求和供给一般函数均包含服务业就业规模变量。当局部制造业劳动力市场达到出清状态时，服务业就业水平就会唯一对应一个制造业就业水平；由此可以得到制造业就业一般方程，形式如下：

Lm=l(Ls,w,V)

其中，Lm表示地区制造业就业人数，Ls表示地区服务业就业人数，w表示地区制造业实际工资水平，V表示影响制造业就业的控制变量集合。

众多理论模型推导了制造业对服务业就业乘数效应的存在(Moretti，2010；袁志刚和高虹，2015；张川川，2015；赖德胜和高曼，2017)。结合已有理论模型得到的服务业就业方程，加入个体维度和时间维度之后，本文构建如下联立方程模型来考察制造业与服务业之间就业互动关系。同时为了尽可能降低异方差性，取其对数形式进行实证分析，计量模型形式如下：

(二)数据说明

本文以1997—2016年中国大陆30个省份(除西藏地区外)的面板数据作为样本进行实证分析。若未经特别说明，数据均源自于相应年份的《中国统计年鉴》、《中国统计摘要》、《中国劳动统计年鉴》和《中国工业统计年鉴》；其中，将北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南11个省级行政区列为东部地区，山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8个省级行政区列为中部地区，四川、重庆、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西和内蒙古11个省级行政区列为西部地区。详细数据说明和统计描述如下：

1.服务业就业水平

服务业就业水平Ls为地区服务业所包含所有部门前后两年年末就业人数平均值的加总。在讨论不同类型产业之间就业互动关系时，服务业按照相关标准被划分为生产性服务业和生活性服务业(6)根据《国务院关于印发服务业发展“十二五”规划的通知》(国发〔2012〕62号)、《国务院关于加快发展生产性服务业促进产业结构调整升级的指导意见》(国发〔2014〕26号)和《国务院办公厅关于加快发展生活性服务业促进消费结构升级的指导意见》(国发〔2015〕85号)，将服务业划分为生产性服务业和生活性服务业。其中交通运输、仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，金融业，租赁和商务服务业，科学研究、技术服务和地质勘查业，教育列为生产性服务业；批发和零售业，住宿和餐饮业，房地产业，水利、环境和公共设施管理业，居民服务和其他服务业，卫生、社会保障和社会福利业，文化、体育和娱乐业列为生活性服务业。。生产性服务业就业水平Lps与生活性服务业就业水平Lcs分别为所含部门前后两年年末就业人数平均值的加总。

2.制造业就业水平

制造业就业水平Lm为地区制造业所包含所有部门前后两年年末就业人数平均值的加总。类似地，制造业被划分成为低端制造业、中高端制造业和高新技术制造业(7)根据国家高技术产业(制造业)分类标准(2017)，将农副食品加工业，食品制造业，饮料制造业，烟草制品业，纺织业，纺织服装、服饰业，造纸和纸制品业列为低端制造业；石油加工、炼焦和核燃料加工业，非金属矿物制品业，黑色金属冶炼和延压加工业，有色金属冶炼和延压加工业，金属制品业，化学原料和化学制品业，化学纤维制造业，通用设备制造业，专用设备制造业，交通运输设备制造业，电气机械和器材制造业列为中高端制造业；医药制造业，计算机、通信设备计算机及其他电子设备制造业，仪器仪表制造业列为高新技术制造业。。低端制造业就业水平Lml、中高端制造业就业水平Lmm和高新技术制造业就业水平Lmh分别为所含部门前后两年年末就业人数平均值的加总。

3.其他变量

影响服务业就业的控制变量组SX包括：(1)信息化水平(infor)。服务业属于交互式经济活动，其发展水平取决于信息传递的速度和质量。以计算机、网络为基础的信息技术作为信息承载和传递的最优选择能有效降低服务业交易成本、扩展服务业的服务半径，促进服务业的快速发展(汪斌和余冬筠，2004)。因此，信息化水平的提高直接促进服务业就业规模。本文用地区电话普及率(包括移动电话)衡量地区信息化水平。(2)服务业集聚水平(aggls)。同理于制造业集聚水平的讨论，本文用服务业区位熵衡量服务业集聚水平，公式如前所述。(3)地方保护主义(rprotc)。地方保护是地方政府或所属部门为维护其辖区内经济主体利益所采取的特定性的干预和调节行为。目前，我国农业、服务业地方保护较为严重，而制造业相对较轻(黄赜琳和王敬云，2006)。服务业地方保护阻碍了经济要素的合理流动以及产品或服务的良性竞争，长期内所形成的市场分割会抑制地区服务业经济和就业的增长。本文借鉴胡向婷和张璐(2005)的做法，用地区企业所得税占地方财政收入的比重度量地方保护主义。所有变量的统计描述详见下表3。

表3 变量的统计描述

四、实证结果及分析

考虑到制造业与服务业之间就业互动关系不仅受到地区经济发展阶段的影响，还可能受到地区个体差异(同一地区不随时间变化而变化的固定特征)的影响，即就业互动可能兼具时序特征和截面特征，故本文采用面板数据进行实证分析。为避免伪回归、确保估计结果有效性，实证分析前必须对所使用的面板序列平稳性和模型进行检验。本文采用相同单位根检验LLC(Levin-Lin-Chu)和不同单位根检验Fish-ADF对所有变量进行面板单位根检验。经检验原变量取对数形式后的面板序列均是平稳的(9)本文对所有面板序列按照“含有截距和趋势项”、“仅含截距项”以及“两者都不含(None情况)”三种模型依次进行LLC和ADF检验。仅当其中一个模型在两种检验方法下检验结果均拒绝原假设，才认为该序列平稳；否则不平稳。相应检验结果因篇幅所限没有附上，如有需要可联系作者。。进一步地，本文结合Hausman检验对制造业与服务业就业是否相互影响进行内生性检验，即检验方程的联立性。若方程不存在联立性，那么单方程OLS估计量将会是有效且一致的，而两阶段最小二乘法(2SLS)及其他估计将产生一致但并非有效的参数估计量；否则反之。Hausman检验结果(10)相应检验结果因篇幅所限没有附上，如有需要可联系作者。显示，在1%的显著性水平下残差系数显著不为0，即方程存在联立性。这意味着制造业与服务业就业互动关系符合联立方程模型的设定；而且相比于OLS估计，2SLS估计将给出参数一致且有效的估计量。最后考虑到单个地区估计方程之间存在异方差问题，本文拟采用加权估计法，即通过联立方程组无约束估计后的组间方差确定权重加以解决(包群和彭水军，2006)。综上所述，本文将基于面板数据的联立方程模型(11)根据联立方程模型识别的阶条件和秩条件可知，制造业与服务业就业方程均可识别。运用加权两阶段最小二乘法估计制造业与服务业之间就业互动程度。表4-表6给出了制造业、服务业及其细分门类之间就业的联立方程估计结果，以下本文将分别从制造业就业方程与服务业就业方程来讨论估计结果。

(一)制造业就业方程估计结果讨论

对于制造业就业方程的估计结果而言，本文关注以下两点：(1)服务业就业对本地制造业就业会产生什么样的作用，不同类型制造业受到地区服务业就业扩张的影响程度有何区别。(2)其他控制变量对地区制造业就业的影响效应如何。

表4第1列结果显示，服务业就业的增加对本地制造业部门总体就业没有显著影响，并且生产性服务业和生活性服务业两个细分门类对其就业促进作用也均不显著。结合地区不同类型制造业就业受影响效应来看，制造业部门总体就业变动不显著的原因可能来自于低端制造业。表4第2列数据显示服务业就业对低端制造业就业的弹性为-0.0898，尽管不显著但也意味着服务业就业增加引起的制造业劳动力需求减少超出了因供给意愿上升(12)前文模型构建部分指出，服务业就业增加在一定程度上会提升本地劳动者生活质量，同时可以为制造业劳动者提供其他可能的就业机会，从而提升地区制造业劳动者供给意愿。带来的劳动力供给增加。依据前文理论分析，制造业劳动力需求的变动源自于两方面：其一，服务业就业的增加引致本地制造业产品和服务需求的提升，同时生产性服务业的发展推动制造业劳动生产率提升，从而扩大制造业劳动力需求；其二，服务业就业的增加引致本地平均用工成本的提升，从而降低制造业劳动力需求。在既定劳动力供给变动和正向劳动力需求变动的前提下，平均用工成本的提升是制约低端制造业就业增加的重要因素。生产性服务业和生活性服务业就业变动对低端制造业就业的影响差异证实了上述推测。由于生活性服务业和低端制造业均主要由低技能劳动力从事，在劳动力结构上两者更相似，用工成本所带来的负效应更直接，因此生活性服务业比生产性服务业对低端制造业就业表现出更强的挤出效应，前者就业弹性为-0.0916、后者为-0.0316。最终，上述影响在总体就业上呈现出生活性服务业对制造业就业拉动作用远远低于生产性服务业拉动作用的特征——前者为0.0415，后者为0.2034，且均不显著。那么，服务业就业增加引发的平均用工成本上升是造成低端制造业就业变动不显著的主要原因吗？为回答这个问题，本文将低端制造业细分为食用品制造业、烟草制品业、纺织服装业、造纸和纸制品业四个部门(13)其中食用品制造业由农副食品加工业、食品制造业以及饮料制造业构成；纺织服装业由纺织业和纺织服装、服饰业构成。进一步考察低端制造业就业变动。结果显示(如表5)，生产性服务业就业每增加1%会带来食用品制造业就业0.6189%和烟草制品业就业1.5446%的显著上升；生活性服务业对两者就业也存在显著的促进作用，相应就业弹性为0.3152和0.9229。然而对于低端制造业就业主体——纺织服装业、造纸和纸制品业，生产性与生活性服务业对其均呈现不显著的挤出作用。同为低端制造业意味着四个部门所面对的用工成本负效应比较接近，前后两组部门就业变动的对比说明服务业就业增加所引致的制造业产品、服务需求和劳动生产率的提升在影响低端制造业就业的过程中占主导地位。综上所述，服务业就业增长没有对低端制造业产品和服务需求及对其劳动生产率的提升形成足够的带动作用，是制约低端制造业就业增长的主要原因，再加上由此引致的平均用工成本上升会挤出部分就业，最终导致低端制造业乃至制造业整体就业增加不显著。

表4第3列和第4列说明服务业就业对于中高端制造业和高新技术制造业就业存在显著的促进作用。从细分部门来看，生产性服务业就业每增加1%会带动中高端制造业就业上升0.6600%、高新技术制造业就业上升0.4265%；而生活性服务业就业每增加1%，仅会使两者上升0.3898%和0.3248%。这与前文综合就业系数测算结果所描述的就业特征是一致的。由于服务业就业增长主要通过提升制造业产品和服务需求、制造业劳动生产率来推动制造业就业增长，而同等幅度的需求扩张和生产率提升在技能密集型产业或部门仅需较少的劳动力投入即可满足，因此高新技术制造业就业从地区服务业就业扩张中的获益程度低于中高端制造业。Moretti(2010)指出制造业就业乘数效应存在部门异质性，技能水平越高的部门对服务业就业拉动能力越强。对比服务业细分门类的影响，可以得出类似结论，即技能水平较高的生产性服务业对既定制造业部门的就业拉动能力要强于技能水平较低的生活性服务业。

此外，表4中其他控制变量对制造业就业均存在显著影响。(1)市场规模和对外开放度。作为吸引外商直接投资(FDI)的重要因素，本文估计结果显示市场规模和对外开放度的扩大可以有效增加制造业总体就业水平，但上述就业效应在不同技能水平制造业间存在差异。其中，对外开放度的扩大促进高新技术制造业就业的增加，挤出中高端制造业就业，而对低端制造业就业不存在显著影响。这是因为FDI作为知识、技术和管理经验的载体主要促进国内高新技术制造业的快速发展进而带动其就业增长，同时FDI的进入也会加剧国内制造业市场的竞争从而挤出部分中高端制造业就业。然而，除了刻画国内地区FDI潜在需求的增加，本地市场规模增加还可以促进制造业生产率提升(陈丰龙和徐康宁，2012)进而带动就业，加上同等程度的需求扩张在劳动密集型产业引致更多就业，因此市场规模的扩大对低端制造业的就业拉动能力最强，中高端制造业的就业增加由于部分被FDI挤出效应抵消(类似于对外开放度)以致低于高新技术制造业就业的增加。(2)制造业集聚水平。除制造业总体就业方程之外，在服务业总体及其细分门类对不同类型制造业就业估计中lnagglm的估计系数均在1%的显著水平通过检验且为正，表明制造业集聚水平的提升的确可以起到促进地区制造业就业的作用。这一结果与前文预期一致，制造业集聚可以带来规模效应、降低交易成本，从而促进就业；但相比于其他两者，产业集聚对低端制造业的就业拉动作用偏弱，很可能是受到地区资源、环境等条件的约束引发拥挤效应，在一定程度上限制了低端制造业的发展和就业。(3)资本有机构成。与制造业集聚相反，在所有估计方程中lnpercapital的系数都显著为负，这意味着资本有机构成的增加会显著降低制造业部门劳动力需求、减少就业。其中，资本有机构成对制造业总体就业的负向影响最大，在考虑服务业、生产性服务业以及生活性服务业就业影响时，资本有机构成每提高1%分别减少制造业总体就业1.007%、0.9433%和1.0347%。此外，资本有机构成对制造业就业的挤出程度会随着部门技能水平的上升而减少。基于这一现象，本文的一个启示是，通过加强制造业科技创新、提升制造业技术水平可以减少资本有机构成对就业的挤出效应。

表5 服务业及其细分门类就业对低端制造业部门就业的影响

(二)服务业就业方程估计结果讨论

对于服务业就业方程，本文主要将实证结果与现有关于制造业对服务业就业乘数效应的研究结论进行比较分析，并讨论服务业控制变量对其就业的影响效应。表6的回归结果再次证实制造业对服务业就业的确存在显著的促进作用。总体上，制造业就业每上升1%会带来本地服务业就业0.4588%的上升；与综合就业系数类似，制造业对服务业细分门类的就业影响较为均衡，就业每增加1%会分别带动生产性服务业、生活性服务业就业增加0.4473%、0.4794%。上述就业乘数效应与已有研究结论基本一致(14)袁志刚和高虹(2015)的研究结果显示，在不控制其他城市特征的情况下制造业就业每上升1%会带来本地服务业就业0.476%的上升；控制城市特征后，就业乘数效应更大，增至0.513%。此外，张川川(2015)研究发现1990-2005年制造业就业乘数为0.588，而2000-2005年仅为0.409。，同时制造业就业增长也明显表现出对劳动密集型部门更强的就业带动作用，唯一不同的是制造业就业乘数没有呈现出随制造业部门技能水平提升而增强的特点。本文认为主要原因有以下两点：其一，本文采用国家高技术产业(制造业)分类标准将制造业划分成低端、中高端和高新技术制造业。与已有研究分类标准(15)张川川(2015)研究不同制造业类型就业乘数异质性时按平均月收入是否高于1000元作为分类标准，将制造业划分为低端制造业和中高端制造业。相比，部分低端制造业部门被划分至中高端制造业，部分中高端制造业被划分至高新技术制造业。理论上低端制造业因劳动力成本上升所引发的挤出效应会得到部分缓解，同时部分中高端制造业就业乘数效应被分流至高新技术制造业，从而导致低端制造业就业拉动作用高于中高端制造业。其二，本文采用联立方程模型估计的制造业就业乘数考虑了服务业就业对制造业就业的反向作用，实证结果显示服务业对低端制造业存在挤出作用，而对中高端制造业具有显著的促进作用，这也会在一定程度上使低端制造业受劳动力成本上升引致的挤出效应低于中高端制造业。此外，信息化和服务业集聚水平对服务业就业均表现出显著的促进作用，仅在高新技术制造业就业对服务业就业的影响估计中信息化水平对服务业就业显示出不显著的挤出作用。这说明伴随信息技术与高新技术制造业深度融合，信息化在提高服务业劳动生产率的同时存在技术替代劳动力的潜在可能。相比前两者，地方保护主义的影响则主要体现在降低了服务业就业水平。从结构上看，地方保护主义对生产性服务业就业的负面影响要大于生活性服务业，这意味着地方保护主义是造成我国生产性服务业发展滞后的原因之一。

五、稳健性及进一步的讨论

上述实证研究主要考察了制造业与服务业之间就业互动的平均效应及其影响因素。考虑到经济集聚、地理区位优势、区域人口密度以及基础设施水平等因素可能带来的影响，我国东中西三大经济地带受上述因素综合影响水平恰好呈现出“高中低”三梯度特征，即东部地区是经济集聚程度最高、地理区位优势最明显、区域人口密度最大以及基础设施水平最高的区域，中部各方面次之，西部地区相对最弱；以下本文将总体数据分成东部、中部、西部三组，研究制造业与服务业就业互动在不同区域间的差异，进行进一步稳健性讨论。

分组回归结果(16)东中西部三大经济带制造业、服务业及其细分门类之间就业互动关系的实证结果因篇幅所限没有附上，如有需要可联系作者。显示，总体上东部和中部地区在制造业与服务业就业互动中以制造业对服务业就业的单向促进作用为主，制造业就业每增加1%分别带动东部、中部地区服务业就业上升0.5268%、0.4367%；而西部地区制造业与服务业就业之间存在显著的双向加成关系，制造业就业增加1%会带动服务业就业上升0.4541%，反过来服务业就业增加1%带动制造业就业上升1.4779%。尽管东部和中部地区呈现出与前文一致的结论，但造成服务业对制造业就业促进作用不显著的原因有所不同。经过比较，前者更多源于不同类型服务业对低端制造业就业显著的挤出作用，后者则源于服务业缺乏对中高端和高新技术制造业就业的影响。此外，西部地区服务业之所以呈现出较大的就业乘数效应很可能是其丰富的廉价劳动力资源降低了用工成本、极大程度上促进了低端制造业就业。由此可见，制造业与服务业就业互动关系在不同地区之间的确存在异质性，同时本文进一步提出猜想——由于宏观环境因素的影响水平存在差异，不同地区在制造业与服务业就业互动关系上应该存在各自的特点和比较优势。后续细分门类的就业互动结果证实了上述猜想。实证结果表明，东部地区在中高端制造业与生产性服务业、高新技术制造业与生产性服务业的就业互动上具有明显的双向加成优势，同时上述制造业部门就业与生活性服务业就业也存在显著的双向加成关系。因此，东部地区适宜以中高端制造业、高新技术制造业以及服务业(尤其是生产性服务业)作为核心产业类型促进就业。相比之下，中西部地区的就业互动优势主要体现在低端制造业与各类服务业之间。另外中部地区高新技术制造业与生产性服务业、西部地区中高端制造业与各类服务业就业之间均表现出不错的互动潜力。综上所述，服务业对制造业就业拉动作用潜力巨大，抓住不同区域间制造业与服务业就业互动特点、统筹规划产业发展对实现东中西部地区全面扩大就业具有重要意义。

六、结论与政策含义

本文在分析制造业与服务业之间就业关联现状的基础上，构建了一个包含服务业就业规模的地区制造业劳动力供求模型解释服务业就业对制造业就业的反向作用机制，基于1997—2016年中国大陆30个省份(西藏除外)的面板数据，运用同时包含制造业就业方程和服务业就业方程的联立方程模型，综合考察我国制造业与服务业之间就业互动关系。研究结果显示：第一，总体上，制造业与服务业就业互动以制造业对服务业就业的单向促进作用为主，服务业对低端制造业存在的不显著挤出效应很可能是造成服务业无法带动制造业总体就业的主要原因。第二，细分门类上，由于低端制造业对用工成本变动更为敏感，导致就业互动关系仅表现为其对生活性和生产性服务业就业的单向促进作用；而中高端或高新技术制造业与不同类型服务业就业之间均存在显著的双向加成作用。第三，与大多数文献基于服务业就业的单方程估计相比，本文不仅同时考虑了制造业就业与服务业就业的相互反馈作用，而且更为全面地考察了经济系统外生变量对就业互动的影响效应。在影响制造业就业的控制变量中，市场规模、对外开放度的扩大和制造业集聚水平的提升均有利于制造业就业的增加，而资本有机构成的提高会降低制造业就业。在影响服务业就业的控制变量中，信息化水平的提升对低端和中高端制造业就业具有显著的促进作用，对高新技术制造业就业影响不显著；类似于制造业，服务业集聚水平的提升可以在很大程度上促进服务业就业；然而，地方保护主义会抑制地区服务业就业的增加，尤其是生产性服务业就业。第四，制造业与服务业就业互动关系在空间区域上存在异质性和互补性。结合在中高端或高新技术制造业与不同类型服务业方面的互动优势，东部地区应重点发展中高端制造业、高新技术制造业以及生产性服务业创造就业。中部地区适合大力发展各种类型服务业带动就业，同时承接部分低端制造业和高新技术制造业。鉴于不同类型服务业与低端制造业就业之间均存在显著的双向加成作用，西部地区应积极承接东、中部地区低端制造业和部分服务业的产业转移发展就业。

本文联立方程估计结果表明，我国制造业就业依旧保持着对服务业就业稳定的带动作用，与此同时服务业开始显露出反向拉动制造业就业的巨大潜力，两者之间就业互动关系正逐步由单向促进转变为双向加成。因此，继续在传统制造业与服务业“二分”框架下通过制造业或服务业“单点式”发展驱动就业恐怕难以形成稳定而持久的就业创造。一个更为有效的释放就业潜能的做法是借助制造业与服务业就业互动关系实现双轮驱动就业。首先，实证结果从就业层面上反映出我国制造业大而不强、服务业发展相对滞后的现状，这在很大程度上制约着现阶段制造业与服务业互动关系的演进。为此，应进一步扩大生产性服务业规模，利用生产性服务业推动制造业提升生产效率和优化产业结构；同时破除一些服务业进入壁垒，鼓励更多制造业企业积极参与到生产性服务领域，加强两者合作交流，通过合理构建生产性服务业与制造业互动发展机制，逐步形成先进制造业和服务业有机融合、互动协调的发展态势，强化制造业与服务业就业互动基础。其次，制造业与服务业就业互动会受到外部因素的影响，需要政府政策给予适当的引导与监督。正如本文经验分析所示，着力扩大国内市场规模、提升对外开放度、增强产业信息化水平以及推进制造业、服务业集聚是提升制造业与服务业就业的重要途径。此外，还需加强地区之间合作与交流，消除行政壁垒，克服地方保护主义，为制造业与服务业就业互动营造良好市场环境。最后，政府应当充分认识并重视制造业与服务业就业互动在空间区域上的互补性，统筹规划，利用产业转移充分发挥东中西部地区比较优势，实现全面扩大就业。