現代服務業發展的就業效應及影響因素研究
——以錦州市為例

程戀軍，羅 琳

（1. 遼寧工程技術大學 公共管理與法學院，遼寧 阜新 123000；2. 遼寧工程技術大學 工商管理學院，遼寧 葫蘆島 125105）

0 引言

就業是民生之本，實現更充分、更高質量的就業是中國“十四五”時期經濟社會發展的重要目標之一。根據第七次人口普查數據，東北地區人口占全國人口的6.98%，與2010年相比下降1.2個百分點。在人口總量減少的同時還伴隨著大學生就業率下降、高素質人才大量外流等問題[1]。如何改善就業狀況成為促進東北地區發展的重要問題。人社統計公報顯示，2020年第三產業就業人員占比達到47.7%，已經超過第一、二產業成為吸納就業的“主干道”。我國經濟正處于向“服務型經濟”轉型的加速階段[2]，現代服務業已成為我國產業總量的主體牽引力。研究表明，高質量發展現代服務業能夠為社會帶來大批的就業崗位，從而有效促進就業[3]。加速發展現代服務業是解決東北地區就業問題的有效途徑。

相比哈爾濱、沈陽等對勞動力具有“虹吸效應”的大型城市，東北地區的中小型城市人口流失問題更加嚴重[4]。2019年東北地區中小型城市生產總值為25 616.29億元，占東北地區生產總值的51.05%，中小型城市是東北經濟社會發展的重要支撐。依據《全國老工業基地調整改造規劃》對老工業基地的劃分標準，東北地區32個中小型城市中有23個為老工業基地，占比達到71.88%。選取典型老工業基地錦州市為研究對象，探索現代服務業對就業的影響，對改善東北地區的就業現狀具參考價值與實踐意義。

錦州市地處遼西欠發達地區，傳統工、農業優勢較明顯，曾被國務院授予“新興工業城市”稱號，是極具代表性的東北老工業基地城市之一。2016-2018年錦州市全市總產值從1 035.1億元上漲至1 192.4億元，隨后下降至2020年的1 072.2億元。第一產業與第二產業增長呈現波動式，第三產業增加值則從471.1億穩步上升至595.6億元， 2020年稍微有所回落，但總體呈上漲趨勢，錦州市現代服務業穩步發展。第三產業強力拉動錦州市經濟增長，2017年獲評“全國十佳電子商務園區”，2020年獲評“遼寧省電商直播示范基地”。巖井寺森林公園獲批為4A級景區，增加牤牛屯、義縣等鄉村旅游重點村鎮，2020年錦州市旅游業收入達140.6億元。同時，錦州市金融服務業發展態勢良好，渤海銀行、華泰人壽等都在錦州市設立分部。錦州市“十四五”規劃綱要提出，2025年錦州市三次產業達到14∶39∶47的占比結構，實現高端型、高品質服務業同步發展的新格局。

目前，錦州市正處于經濟轉型和產業升級的階段，加速促進傳統服務業向現代服務業轉變是錦州市實現跨越式發展的重要保障。深入研究錦州市現代服務業的就業效應及影響因素，為促進錦州市現代服務業發展提出建議，也為其他東北老工業基地城市改善就業現狀提供參考。

1 理論基礎

自黨的十五大首次提出“現代服務業”概念以來，促進傳統服務業轉型發展，大力發展現代服務業已經成為各個省市發展的重要目標。目前學者們對現代服務業的研究主要集中在兩個方向。一是探索現代服務業與就業之間的關系。蒲艷萍[5]對1978-2002年中國的三次產業數據進行實證分析，在與國際就業數據對比后，認為房地產業、金融業等行業能夠大量吸納就業人員。李貴賞[6]對中國2000-2019年的三次產業與就業之間的關系進行分析后得出，知識密集型服務業對勞動力的吸納能力最強?，F有研究都認為發展現代服務業能夠促進就業，但大多關注現代服務業對就業的影響結果，探尋現代服務業對就業的促進作用是否有長效性的研究比較匱乏。二是探索影響現代服務業發展的因素。中國現代服務業起步較晚，現代服務業占現有經濟結構的比重較低[7]。孫永波等[8]研究了影響北京市現代服務業發展的因素，發現經濟發展水平會顯著地影響北京市現代服務業的發展，工業發展對現代化服務業發展未產生顯著促進作用。李娟[9]研究發現，信息化水平與城鎮化水平能夠促進現代服務業發展，而工業發展水平負向影響現代服務業發展。目前對于影響現代服務業發展因素的研究并未形成較一致的結論。

基于已有研究，圍繞以下兩個問題展開研究：一是探索錦州市現代服務業是否具有就業效應；二是探索影響錦州市現代服務業發展的主要因素。

2 實證分析

2.1 研究方法與指標選取

（1）研究方法

3.5 國家政策發展不完善 任何一項衛生服務的順利開展，都離不開國家衛生政策的大力支持。雖然《中國老齡事業發展“十二五”規劃》明確指出，加快發展護理康復服務，但目前我國還沒有具體的針對老年居家康復的指導性政策條令。我國社區康復仍然存在領導重視不夠和經費短缺等一系列問題［18］。我國老年福利和社會醫療保障體系不健全，財政撥款有限，社區康復處于“無源之水”的窘境，高昂的費用不易報銷，使得許多殘障人士望而止步，尤其是低保和特困殘疾人，社區康復護理工作缺乏有力的物質保證，嚴重影響社區護士開展社區康復護理服務的積極性。

VAR模型是1980年由Sims提出的多變量數據分析法，該模型使用系統中每個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造。將所有的變量作為一個整體進行預測能夠有效避免由于識別變量所引起的預測錯誤。同時，利用VAR模型還可以有效排除其他因素的干擾，所以采用VAR模型對現代服務業發展的就業效應進行分析。

（2）指標選取與數據來源

對于現代服務業，現有研究中并沒有統一的測度。王曉紅等[10]研究表明，金融業、房地產業等吸納就業能力潛力巨大。馬慶[11]的研究表明，在現代服務業中，現代金融業、商業、服務業等行業的發展對就業的拉動效應較為明顯。鄧璐等[12]研究發現，保險業的發展會產生直接的就業吸納效應。汪洋[13]認為旅游業的發展能夠有效帶動人口就業。因此，將綜合金融、保險、旅游三大產業的產值作為對錦州市現代服務業增加值進行測量的指標。其中，金融業產值用年末各金融機構存款余額來衡量；保險業產值用全年實現保費收入來衡量；旅游業產值用全年旅游總收入來衡量；就業水平采用錦州市就業人員數量進行衡量。

選取2000-2019年錦州市現代服務業生產總值及就業人數作為研究數據。數據主要來源于《遼寧省經濟統計年鑒》和《錦州市國民經濟和社會發展統計公報》，部分數據利用《中國城市統計年鑒》《錦州市政府工作報告》進行補充。為了消除研究中可能存在的異方差性及共線性問題，各變量均采用取對數形式進行分析。用字母i表示錦州市就業人數，記作lni；mserve表示現代服務業，記作lnmserve。

2.2 檢驗分析

（1）單位根檢驗

在VAR分析前，采用對各變量進行單位根檢驗的方式進行平穩性檢驗，單位根檢驗結果見表1。

表1 單位根檢驗結果Tab.1 unit root test result

由表1可知，lni通過了5%顯著性水平的平穩性檢驗，表明lni為平穩序列；lnmserve沒有通過5%的顯著性水平檢驗；lnmserve一階差分通過了5%水平的顯著性檢驗，表明lnmserve為I（1）序列。

（2）協整檢驗

由單位根檢驗結果可知，2個變量都滿足協整檢驗條件。進行Johansen協整檢驗，結果見表2。Trace統計量為23.749，超過了5%臨界值的15.495，拒絕原假設。因此，該模型存在一個協整關系。

表2 Trace統計量的Johansen協整檢驗結果Tab.2 Johansen co-integration test results of Trace statistics

在VAR建模分析前，對VAR模型的最優滯后階進行判斷。采用LR、FPE、AIC、SC和HQ 等5個準則作為判斷標準，確定該模型的最優滯后階，結果見表3。由表3可知，FPE、AIC、SC和HQ等準則都支持該VAR模型的最優滯后階數為3，因此，建立滯后階為3的VAR（3）模型。

表3 最優滯后階判斷結果Tab.3 judgment result of optimal lag order

為了確保脈沖響應及方差結果的有效性，對構建的VAR（3）模型進行了平穩性檢驗，檢驗結果見圖1。由圖1可知，所有的點都落在圓內，表明VAR（3）模型擁有較強的穩定性。

圖1 AR根圖檢驗結果Fig.1 AR root graph test results

（4）格蘭杰因果檢驗

為進一步確定兩個變量之間是否存在因果關系，對兩個變量進行了格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果見表4。由表4可知，在滯后階數為3時，拒絕現代服務業不是就業的格蘭杰原因的原假設，且就業不是現代服務業的原因的格蘭杰檢驗沒有被拒絕，說明錦州市現代服務業發展正向顯著影響就業人員變動，就業對現代服務業的影響不明顯。

表4 格蘭杰因果檢驗Tab.4 Granger causality test

2.3 脈沖響應分析及方差結果

（1）脈沖響應分析

為進一步分析現代服務業對就業的影響，在VAR模型的基礎上進行了脈沖響應分析，分析結果見圖2至圖5。其中，橫坐標代表沖擊作用的滯后期間數（年）；縱坐標代表單位沖擊引起的變動值；實線代表脈沖效應函數；虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。由圖2可知，當給予就業一個正沖擊后，就業人數的沖擊效應在前8期呈現波動式變化，之后保持平穩。由圖3可知，當給予現代服務業一個正沖擊后，第2期就業人數呈現負向反應，但在第3期便上升至最大值，之后逐漸下降并在第6期為0，之后又有小幅上升。由圖4可知，當給予就業一個正沖擊后，第2期現代服務業下降，呈波動性變化，之后呈現平穩的正向影響拉動趨勢，總體看來影響不大。由圖5可知，當給予現代服務業一個正沖擊后，現代服務業在第2期下降至最低點，其后持續上升，最后趨于穩定。脈沖響應分析表明，錦州市現代服務業彈性變化對就業的影響存在2年左右的調整期，其后影響呈正向，雖具有一定的滯后性和波動性，但總體呈現正向拉動趨勢，具有顯著的促進作用，并且這一顯著促進作用有較長的持續效應。

圖2 就業自身的脈沖響應Fig.2 impulse response of employment itself

圖3 就業對現代服務業的脈沖響應Fig.3 impulse response of employment to modern service industry

圖4 現代服務業對就業的脈沖響應Fig.4 impulse response of modern service industry to employment

圖5 現代服務業自身的脈沖響應Fig.5 impulse response of modern service industry to modern service industry

（2）方差分解分析

方差分解結果見圖6和圖7。由圖6和圖7可知，現代服務業產值對就業的貢獻為40%左右，表明現代服務業對于拉動就業做出了巨大貢獻。

圖6 就業引起的就業方差變化Fig.6 change in employment variance due to employment

圖7 現代服務業引起的就業方差變化Fig.7 change in employment variance caused by modern service industry

3 現代服務業就業的影響因素分析

3.1 變量選取

在運用VAR模型對錦州市現代服務業的就業效應分析后，發現錦州市現代服務業擁有較強的就業效應。由于各個行業發展情況不同，要通過促進現代服務業發展拉動就業，需要對錦州市現代服務業發展的主要影響因素進行分析。薛文婷[14]研究表明，經濟發展水平、城鎮化，以及開發水平等因素會影響京津冀地區現代服務業發展水平。孟琳琳等[15]研究表明，經濟發展水平、信息化水平等對現代服務業發展有顯著的促進作用，而工業化水平則對現代服務業發展有顯著的抑制作用。為進一步探討影響錦州市現代服務業發展的因素，在上述研究的基礎上，選取現代服務業發展水平mserve為被解釋變量；選取區域經濟發展程度ED、金融發展水平finance、信息化水平information、工業化水平instr、城市化水平urban等作為解釋變量，其中，區域經濟發展程度ED從GDP、城鎮居民收入income、區域固定資產投資invest、居民消費consume等4個方面進行衡量，變量描述見表5。鑒于GDP與收入和固定資產投資具有較高的相關性，在進行模型估計時會產生多重共線性，并且收入、消費和投資水平在一定程度上已經代表了區域經濟發展水平，所以在實際模型估計時剔除了GDP的影響。為了將所有可能的非線性關系都轉換為線性關系，并減少異方差，參照文獻[16]的研究方法，采用對數回歸模型為

表5 變量描述Tab.5 variable measurement

式中，constant為常數；β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7為回歸系數；ε為隨機誤差。

3.2 單位根檢驗

為了避免虛假回歸的情況，采用ADF單位根檢驗方式對序列的平穩性進行檢驗，檢驗結果見表6。由表6可知，在5%的顯著性水平下，lnincome、instr都是二階整變量，即I（2），其他變量皆為一階單整變量，即I（1）。

表6 單位根檢驗Tab.6 unit root test result

3.3 回歸結果分析

采用Newey-West估計對上述回歸模型進行回歸分析，回歸結果見表7。由表7可知，投資水平、消費水平及城市化水平均未通過顯著性檢驗。這說明投資水平、消費水平及城市化水平對現代服務業發展無顯著影響，原因可能是現代化服務業是以互聯網、信息技術、金融等為依托的新興產業，對勞動力質量的要求較高，勞動力數量的增加很難促進現代服務業的發展。

表7 現代服務業回歸結果Tab.7 regression results of modern service industry

在5%的顯著性水平下，收入水平、金融發展水平對錦州市現代服務業有顯著正向影響。相較于其他因素，收入水平對現代服務業影響最大，回歸系數為1.381 6，表明城鎮居民整體收入水平的提高在一定程度上帶動了對現代服務業的需求。金融發展水平的回歸系數為0.362 9，表明金融機構的支持對錦州市現代服務業的發展具有顯著促進作用。這可能是因為金融資源的聚集能夠從內在推動現代服務業的發展，蓬勃發展的金融市場可以為傳統服務業的轉型提供金融支持，促進資源向現代服務業集聚，進而實現現代服務業的發展。信息化水平的系數通過了10%的顯著性水平檢驗，其回歸系數為0.218 3。錦州市信息化水平不高，對現代服務業的正向影響不顯著。工業化水平對現代服務業發展具有明顯的負向影響，回歸系數為-0.027 9，表明錦州市工業化發展對現代服務業發展產生一定的“擠出效應”。

4 結論與建議

4.1 結論

（1）錦州市現代服務業發展對就業水平有顯著拉動效應。雖然錦州市現代服務業發展對就業的影響具有一定的滯后性與波動性，但總體上呈現正向的拉動趨勢，且有顯著促進作用，并能夠產生較長的持久影響。

（2）錦州市工業化水平對現代服務業發展有顯著負向影響。工業化與現代服務業之間融合較差，且工業化發展的過程依然會占用大量社會資源，存在一定的“擠出效應”。

（3）收入水平、金融發展水平對現代服務業發展有顯著正向影響。錦州市信息化水平對現代服務業發展呈現較弱的正向影響，較低的信息化發展水平制約了錦州市現代服務業的發展。

4.2 建議

（1）引入數據技術、工業互聯網等新型信息技術為傳統產業賦能，引導本地傳統企業從單一制造型向制造加服務型轉變，促進制造業與現代服務業融合及協同發展。

（2）保持錦州市內金融業穩步發展，主動引進外地金融機構來錦州設立分支機構，提升整體金融服務能力。加強錦州市信息基礎設施建設，推動錦州市與其他主要城市之間的網絡建設。推動錦州市數字化產業發展，借助電子商務等方式拉動傳統產業發展。

（3）利用錦州市厚實的文化底蘊與地方特色，提升城市知名度。完善錦州市紅色旅游、濱海旅游、鄉村特色文化旅游等多元旅游主體建設，促進消費性服務業發展。

（4）吸納專業人才，提高現代服務業勞動力素質。實施“校、地、企”融合，加強政府、企業與高校的合作，推動企業與高校的科研成果在本市轉化，將高校孵化為錦州市現代服務業高素質人才的搖籃。完善高素質人才引進政策，優化人才發展環境，吸引高素質現代服務業人才來錦州就業，提高錦州市現代服務業人才競爭力。