袁志刚、高 虹： 中国城市制造业就业对服务业就业的乘数效应中国城市制造业就业对服务业就业的乘数效应＊袁志刚 高 虹内容提要： 城市制造业就业的扩张会对本地的服务业就业产生促进作用， 但这种就业乘数效应的大小会受到城镇化水平和城市规模的影响。 本文利用中国地级城市2 0 0 3—2 0 1 2 年的数据， 使用工具变量的方法， 估计了城市制造业就业对服务业就业的乘数效应。研究发现， 城市制造业就业每增加1 ％， 会带来服务业就业约0．4 3 5 ％的上升， 其中生活性服务业的受益程度最大。 此外， 城镇化水平的提高和城市规模的扩大， 会对制造业就业的乘数效应产生促进作用。 只有在城镇化和城市规模达到一定水平的地区， 制造业就业的扩张才会显著地促进服务业就业的增长。 而在城镇化水平较低或城市规模不足的地区，没有发现显著的制造业就业乘数效应。关键词： 地方性经济发展政策 就业乘数效应 城镇化 经济集聚一、 弓Ｉ言过去三十几年， 中国经济增长过度依赖于投资和出口， 而内需增长乏力。 这是中国所面临的一个严重的结构性问题， 服务业发展滞后是产生这一问题的一个重要原因。 服务经济是后工业化经济的典型特点， 其发展在现代经济增长中发挥着重要作用。 进人2 1 世纪以后， 世界发达国家无一例外地进人或者早已进人服务型经济， 服务业就业不断扩张， 新增就业几乎全部来自于服务业（ Ｓｃｈｅｔｔｋａｔ＆Ｙｏｃａｒｉｎｉ，2 0 0 3；Ｆｕｃｈｓ，196 8）0 随着工业化的完成以及制造业吸收就业能力的下降， 中国未来的就业创造， 尤其是低技能劳动力的就业， 将越来越需要依靠服务业就业的扩张来带动。 因此， 理解服务业就业的创造， 对促进中国经济向服务型经济转型， 解决内需不足的结构性问题， 具有重要意义。在现实中， 经济体向服务型经济的转型往往起步于工业化， 尤其是制造业的高度发展。 服务业不能脱离制造业而独立成长， 制造业的成熟是服务业得以发展的前提条件。 此外， 无论在发达国家还是发展中国家， 地方政府常常通过施行各种优惠性的政策（ 如税收政策、土地政策等） 来吸引制造业企业进入， 以期带动当地其他行业就业的增加和工资水平的上升。 地方政府通过优惠的土地、税收政策来对本地经济进行干预在中国更为普遍。 但是， 地方性经济发展政策（ ｐｌａｃｅ－ｂａｓｅｄｐｏｌｉｃｉｅｓ） 是否有效， 既有文献并没有得出一致的结论， 需要我们提供更多的证据。 考虑到中国向服务型经济的转型主要起步于工业化， 尤其是制造业的高度发展， 考察制造业就业对本地劳动力市场服务业就业的乘数效应（ｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔｍｕｌｔｉｐｌｉｅｒｅｆｅｃｔ）， 是一＾ｔ？重要的出发点。从理论上来说， 制造业企业的引进和就业增加对本地服务业就业的影响并不能一概而论， 乘数效应是否存在及其大小， 会受到城市结构性特征和其他相关政策的影响。 尽管中Ｂ的城镇化进程举世瞩目， 但是城镇化水平远远落后于工业化也是不争的事实。 此外， 有关中国的城市如何发展，＊袁志刚、 高虹， 复旦大学经济学院， 邮政编码：2 0 0 4 3 3， 电子信箱： 辟ｙｕａｎ＠ｆｉａｄａｎ． ｅｄｕ．ｃｎ， ｇａｏｈｏｎｇｆｄ？ｇｍａＵ．ｃｏｍ。 作者感谢国家社会科学基金重大项目（1 2 ＆ＺＤ0 7 4） 的资助， 感谢ＲｉｃｈａｒｄＦｒｅｅｍａｎｊｉｘｉｎＣｏｌｉｎＸｕ、葛劲峰、 刘宇、刘志阔、 陆铭、 徐彤、杨广亮，以及两位匿名审稿人对本文提出的宝贵意见。 文责自负。3 0 歧 金2015 年第7 期是应该优先发展大中型城市还是小城镇， 学界也仍存在争议。 由于对经济集聚所带来的正面效应缺乏正确的认识， 人们常常担心随着城镇化水平的不断提高和城市规模的不断扩大， 城市经济体会面临越来越大的就业压力。 从理论上来说， 城镇化水平提高和人口向大中型城市的集中可能通过经济集聚效应而强化地方性经济发展政策的效果。 反之， 如果经济集聚的好处不能得到充分的发挥， 制造业就业的扩张可能无法对服务业就业产生正向影响。 由此造成的后果就是在城镇化水平低、城市规模小的地区， 服务品供给趋于不足， 服务价格不断上涨。 因此， 为实现服务业就业更快的增长， 鼓励制造业发展， 特别是制造业就业增长的政策， 必须有其他城镇化和城市发展政策的调整相配合＾ 但是， 这种地方性经济发展政策效果的异质性在以往研究中被忽略了。针对上述问题的研究空缺， 本文利用中国地级城市2 0 0 3—20 1 2 年的就业数据， 研究了制造业就业对城市本地劳动力市场服务业就业的乘数效应， 并考察了乘数效应在不同城镇化水平和城市规模地区间的差异。 工具变量估计结果显示， 城市制造业就业的上升会促进本地服务业就业的增加。 平均来说， 城市制造业就业每增加1 ％， 会带来服务业就业大约0．4 3 5 ％的上升。 若将所有服务业分为生产性服务业、生活性服务业和公共服务业三类， 我们发现， 制造业就业的乘数效应对生活性服务业相对最大， 而公共服务业从制造业就业扩张中的获益程度最小。 此外， 我们还发现， 城镇化水平的提高和城市规模的扩大会对制造业就业的乘数效应产生促进作用。 只有在城镇化和城市规模达到一定水平的地区， 制造业就业的扩张才会显著促进服务业就业的增长。 而在城镇化水平较低或城市规模不足的地区， 制造业就业乘数效应不显著。 我们的研究说明， 在中国， 促进制造业就业增长的地方性经济发展政策会对本地就业产生促进作用， 但其效果可能因为不同的城镇化和城市发展政策而有所差别。 鼓励制造业就业增长的政策须得到其他政策的配合， 才能使地方经济最大程度地受益。 而对于当前中国， 继续促进城镇化水平的提高和鼓励经济集聚是当务之急。如果中国无法更好地利用经济集聚所带来的好处， 那么制造业就业的乘数效应就无法得到更大程度的发挥， 服务业就业的增长和内需的扩大仍将被抑制。本文的结构如下： 第二节将对地方性的经济发展政策以及服务业就业的相关文献进行评论， 并阐明本地劳动力市场就业乘数效应的产生机制； 第三节介绍本文使用的数据与模型； 第四节实证考察了城市制造业就业对服务业就业的影响； 第五节将实证模型进行拓展， 重点研究了城镇化水平和城市规模变化对制造业就业乘数效应的影响； 最后是本文的结论与政策含义。二、 本地劳动力市场的就业乘数效应： 基于文献的评论无论在发达国家还是发展中国家， 地方政府总会通过施行各种优惠性政策（ 如税收政策、土地政策等） ， 吸引企业进入， 以促进本地的经济增长， 增加就业。 这类地方性的经济发展政策在制造业中尤为盛行。 从理论上来说， 地方性经济发展政策的有效性主要取决于经济集聚以及由此带来的规模报酬递增。 Ｋｌｉｎｅ（2 0 1 0） 通过将集聚效应引入其分析地方性发展政策的空间一般均衡模型后发现， 当集聚效应存在并且足够强的时候， 地方性的经济发展政策将促使地方经济由低就业和低工资的低水平均衡转变到工资水平和就业规模相对更高的高水平均衡。 但是， 也有研究认为， 地方政府通过政策优惠来吸引企业进人某地， 增加就业， 往往会扭曲市场机制和要素配置， 从而导致地方生产的无效率和居民福利的无谓损失； 如果地方性发展政策的施行是基于地方政府官员的个人目标函数， 则损失尤其严重（Ｗｉｌｓｏｎ，1 9 9 9；ＧｌａｅＳｅｒ，2 0 0 1） 。 此外， 制造业就业增加所带来的本地工资水平的上升也会抑制其他行业的劳动力需求， 挤出其他行业就业， 从而削弱地方性经济发展政策的效果。 而这种挤出效应在劳动力供给缺乏弹性的时候尤其明显（ ＭＯｒｅｔｔｉ，2 011） 。与理论上的不确定性相一致， 有关地方性经济发展政策有效性的实证研究也结论不一。Ｂｏｎｄｏｎｉｏ＆Ｅｎｇｂｅｒｇ（2 0 0 0） 发现， 地区内部以增加就业为目标的工业区计划并没有带来本地就业的3 1 袁志刚、高 虹： 中国城市制造业就业对服务业就业的乘数效应增加， 这可能是因为工业区中的就业对本地其他行业、区域的就业存在挤出效应。 类似地，Ｈｏｏｋｅｒ＆Ｋｎｅｔｔｅｒ（19 9 9） 通过分析国防就业对本地劳动力市场的影响发现， 政府主导的就业增加会挤出本地的其他就业。 但是， 另有一些研究则发现地方性经济发展政策对其他行业存在正向的溢出效应。Ｇｒｅｅｎｓｔｏｎｅｅｔａｌ．（2 0 1 0） 利用美国1 9 70—1 9 99 年间企业选址决策数据和县级经济数据发现， 地方每吸引到一家规模在百万美元以上的企业会带来本地该企业所在行业工资总额大约9％的上升。 同时， 本地其他行业和相邻地区同一行业的工资总额也会提高， 只是幅度相对较小。ＭＯｒｅｔｔｉ（2 0 1 0） 则直接考查了可贸易品部门就业增加对不可贸易品部门就业的溢出效应。 他利用美国劳动力市场数据发现， 制造业部门每增加一个就业机会， 会为本地劳动力市场的不可贸易品部门带来1．5 9个就业机会， 并且高技能类制造业就业的乘数效应更为显著。 类似地， Ｍｏｒｅｔｔｉ＆Ｔｈｕｌｉｎ（2 0 1 3） 发现制造业就业乘数效应在瑞典也存在。 因此， 对于地方性经济发展政策是否有效， 我们需要更多实证证据。在发展中国家， 不断推进的城镇化进程需要城市创造出更多的就业岗位以容纳农村劳动力的不断流人， 故而地方性经济发展政策对不同产业的就业创造作用尤其值得关注。 随着经济的不断增长， 劳动力在一二三产业部门之间逐次转移。 因此， 经济体向服务型经济的转型往往起步于工业化， 尤其是制造业的高度发展。 鉴于服务业在现代经济中的重要作用， 以及中国正处于工业化经济向后工业化经济转折的现实， 本文将重点关注制造业就业增加对本地服务业就业的溢出效应。 从理论上来说， 制造业就业的变化将通过多种机制而对服务业就业产生影响。 如果城市中的可贸易品部门由于某种外生的原因而增加了就业， 那么整个城市的均衡工资和就业水平会提高， 进而带来城市更高的总收入水平。 而根据克拉克定理， 总收入的上升会带来不可贸易品部门需求的扩张， 从而增加不可贸易品部门在均衡处的工资或就业（ Ｍｏｒｅｔｔｉ，2 0 1 1；Ｃｌａｒｋ，1 9 5 7）。 此外， 制造业的发展还将直接增加城市对本地生产性服务业的需求。 但是， 制造业就业对服务业就业的乘数效应并不必然为正。 制造业因外生冲击所带来就业增加会提高城市的总体工资水平， 而更高的劳动力成本会抑制其他行业的劳动力需求， 从而挤出其他行业的就业。 这种挤出效应在本地劳动力供给缺乏弹性的情况下尤其严重。 此外， 正如前文所指出的， 市场和要素配置的扭曲可能会抵消地方性经济发展政策在不同行业间的溢出效应， 而政策扭曲所带来的问题在中国尤其严重。 在中国，一个重要的制度扭曲就是户籍制度， 中国的城镇化和人口集聚进程因此受到阻碍。Ａｕ＆Ｈｅｎｄｅｒｓｏｎ（2 0 0 6）发现， 由于户籍制度阻碍劳动力在城乡间、城市间的流动， 中国有7 6％的城市存在集聚不足的问题， 这种资源误配给中国城市带来了巨大的效率损失。但是， 制造业就业对本地劳动力市场服务业就业的乘数效应在地区间可能存在差异。 已有研究主要考察了地方性经济发展政策的平均效应（ 如Ｍｏｒｅｔｔｉ，2 0 1 0；Ｍｏｒｅｔｔｉ＆Ｔｈｕｌｉｎ，2 0 1 3）。 由于集聚效应、劳动力供给弹性等因素均会影响地方性经济发展政策的效果， 因此我们需要进一步考察城市的结构性特征可能造成的乘数效应差异。 在中国， 城镇化水平和城市规模是影响制造业就业乘数效应的重要因素， 并主要通过以下四个机制影响乘数效应的大小。 首先， 城镇化水平的提高和城市规模的扩大会提高经济的集聚程度， 而经济集聚会通过更广泛的投入品分享（ｓｈａｒｉｎｇ）、更好的生产要素匹配（ ｍａｔｃｈｉｎｇ） 以及更多的学习机会（ｌｅａｒｎｉｎｇ） 来提高劳动生产率（Ｄｕｒａｎｔｏｎ＆Ｐｕｇａ，20 0 4；Ｇｉｌｌ＆Ｋｈａｒａｓ，2 0 0 7） 。 新经济地理学的文献已经证实， 经济集聚会对企业的劳动生产率和工资水平产生促进作用（ 如Ｓｖｅｉｋａｕｓｋａｓ，1 9 7 5； Ｇｌａｅｓｅｒ＆Ｒｅｓｓｅｇｅｒ，2 0 0 9） 。 因此， 在经济集聚效应强的地区， 由于制造业的工资水平相对更髙， 同样幅度的制造业就业增加会带来城市收入水平更大幅度的上升， 从而提高当地的服务业需求。 此外， 经济集聚也使得制造业的发展可以直接通过更强的溢出效应而对其他行业的就业直接产生促进作用。 故从理论上来说， 制造业就业的乘数效应可能在经济集聚效应强的地区更大。 其次， 城镇化水平和城市规模也部分反映了城市间劳动力供给弹性3 2 位紿辟金2 0 1 5 年第7期的差异， 而较低的劳动力供给弹性会抑制就业乘数效应的发挥。 城镇化水平低和城市规模不足可能导致城市的劳动力供给相对缺乏。 在劳动力供给缺乏弹性的情况下， 城市制造业企业所面临的劳动力需求增加， 会更大幅度地提高城市的整体工资水平， 而更高的劳动力成本会挤出其他行业的就业， 抵消制造业就业对服务业就业的乘数效应。 当挤出效应足够强的时候， 制造业就业的增加甚至可能不利于服务业就业。 已有的关于工业区、 国防产业就业的研究， 都说明某个特定行业就业增加对其他行业就业可能存在挤出效应（Ｂｏｎｄｏｎｉｏ＆Ｅｎｇｂｅｒｇ，2 0 0 0；Ｈｏｏｋｅｒ＆Ｋｎｅｔｔｅｒ，1 9 9 9） 。 因此，在城镇化水平较低和城市规模较小的地区， 其服务业的发展更可能受到劳动力供给不足的限制。再次， 由于服务业的发展主要依赖于本地的消费需求， 并且其发展需要满足最低消费门槛， 因此， 城镇化水平低和规模不足可能抑制服务业由需求向供给转化的能力。 这一点在政府更注重制造业发展而忽略服务业发展的地区尤其明显。 最后， 由于城市居民、流动人口和农村居民之间的消费习惯存在差异， 因此城镇化水平的提髙也会对服务业需求的收人弹性产生影响。 在服务业需求收人弹性较高的地区， 同样幅度的制造业就业增长以及由此带来的收入上升， 会带来更多的服务品消费，从而增强乘数效应。 如程大中（2 0 0 9） 的数据显示， 相比于农村居民， 中国城市居民服务业支出占总收入的比重相对更高。从以上的分析可以看出， 制造业就业的扩张不仅会对本地的服务业就业产生影响， 而且就业乘数效应的大小， 在城镇化水平和城市规模不同的地区间可能存在差异。 然而， 在考察本地制造业就业乘数效应的过程中， 不仅制造业就业的变化会对本地的服务业就业产生影响， 服务业发展本身也会促进制造业劳动生产率的提高， 带来制造业就业的增加， 从而导致估计系数的联立内生性偏误。因此， 本文将基于城市的地理位置以及考察年份全国的出口总额构造城市在给定年份制造业就业变化的工具变量， 采用工具变量的方法对模型进行估计。 本文从制造业就业对本地劳动力市场服务业就业乘数效应的角度， 为地方性经济发展政策的文献提供了就业层面的补充， 并且为城市发展政策的制定提供了依据。三、 数据和模型为考察制造业就业对本地服务业就业的乘数效应， 本文利用2 0 0 4—2 0 1 3 年的《中国城市统计年鉴》 ， 构造了中国2 8 2 个地级城市2 0 0 3—2 0 1 2 年就业的面板数据。？我们的服务业部门主要包括交通运输、仓储及邮政业， 信息传输、计算机服务和软件业， 批发和零售业， 住宿、餐饮业， 金融业，房地产业， 租赁和商业服务业， 科学研究、 技术服务和地质勘查业， 水利、环境和公共设施管理业， 教育， 卫生、社会保障和社会福利业， 文化、体育和娱乐业， 居民服务和其他服务业， 以及公共管理和社会组织部门。 这些部门主要服务于城市本地的需求并由经济活动状况决定。②我们的核心解释变量是城市制造业就业的变化。我们实证检验的第一部分将主要考察城市制造业就业的变化是否会对城市本地服务业就业的变化产生影响， 从而为地方性经济发展政策的有效性提供来自中国的经验证据。 根据前文的分析，城市制造业部门就业的增加会提高城市的就业和工资水平， 从而提升城市的总收人， 提高城市居民① 之所以使用2 0 0 3 年以后的数据是因为中国从2 0 0 3 年起开始施行新的国民经济行业分类标准， 使用2 0 0 3年以后的数据是为了保证服务业各部门就业指标构造的一致性。 另外， 我们的回归没有包括北京、天津、 上海和重庆四个直辖市。② 在一些研究城市体系的文献中， 作为中间投入的服务业常被归为可贸易品（ Ｋｒｕｇｍａｎ，1 9 91）， 因此并不完全由城市本地的需求决定。 在中国， 这类可贸易的服务业主要集中于生产性服务业（ 陆铭、 向宽虎，2 0 1 2）。 但由于中国生产性服务业的发展水平相对滞后， 其服务对象仍主要为城市本地需求， 因此我们认为中国城市生产性服务业的劳动力需求也主要由当地的制造业发展状况决定。 为保证结果的稳健性， 我们也考察了在排除生产性服务业的情况下， 制造业就业对服务业就业的乘数效应。 本文的主要结论不变。 具体结果可向作者索取。3 3袁志刚、高 虹： 中国城市制造业就业对服务业就业的乘数效应对本地服务品的需求。 同时， 制造业的发展也会直接增加城市对本地生产性服务业的需求， 增加生产性服务业就业。 但是， 如果城市劳动力供给缺乏弹性， 那么制造业就业可能会挤出服务业部门的就业， 从而抵消制造业就业的乘数效应。 此外， 制造业就业的乘数效应也可能因政策扭曲所导致的效率损失而被削弱。 基于地级市层面的就业数据， 我们主要利用工具变量的方法对计量模型（1）进行估计：ＡｌｎＥＭＰ，ａ＝Ｐ0＋＾ＡｌｎＥＭＰｍｃｔ＋ａ＇Ｃｉ ｔｙｃ ！＋ｙ＇Ｙｅａｒ，＋ｅｃｔ（1）被解释变量是服务业就业自然对数的一阶差分， 其中， ￡ＭＰ代表就业数量， 下标ｓ 表示服务业部门，ｃ 代表城市，《 代表年份。 在方程的右边，ｈ是城市制造业就业的自然对数， 下标ｍ表示制造业部门 表示制造业就业自然对数的一阶差分。 本文主要关注制造业就业变化对服务业就业变化的影响， 即氏的符号和显著性水平。 仄可以解释为服务业就业对制造业就业的弹性， 即制造业就业每变化1 ％， 会带来的服务业就业变化的百分比。 若制造业就业的增加能带来本地服务业就业的扩张， 那么氏显著为正； 否则， 氏不显著或者显著为负。 向量Ｃｉｔｙ 是其他可能同时影响城市服务业就业和制造业就业的特征。 由于本文所使用的被解释变量是服务业就业的一阶差分， 我们在回归中没有控制不随时间改变的城市特征。 城市层面的控制变量主要包括政府预算内支出占ＧＤＰ比重和城市固定资产投资占ＧＤＰ比重这两个变量。我们使用政府预算内支出占ＧＤＰ比重作为政府干预的代理变量。 从理论上来说， 政府干预一方面会通过乘数效应而对地方经济产生正向的促进作用， 而城市收人水平的上升会提高城市的服务业需求， 从而带来服务业就业的扩张。 另一方面， 政府干预可能会挤出私人投资， 降低经济的市场化程度， 从而对就业尤其是服务业就业产生不利影响。 陆铭、欧海军（2 0 1 1） 认为， 出于税收最大化的目的， 中国地方政府往往给予资本密集型产业的发展以更多激励。 由此导致的后果是， 随着政府干预程度的提高， 城市经济增长创造就业的弹性下降。 因此， 不控制城市的政府干预程度可能带来估计的偏误。 类似地， 投资水平的上升可能为城市带来更多的制造业就业机会。 但是， 相比于经济增长更依赖于消费的城市来说， 投资占ＧＤＰ比重更高的城市对服务业的需求可能更低， 进而阻碍服务业就业的增长。 而控制城市固定资产投资占ＧＤＰ的比重将在一定程度上减轻相应的遗漏变量偏误。 另外， 在所有的回归中， 我们都控制了年份虚拟变量ｈｗ，， 以控制全国层面服务业就业的冲击。 ｓｃ ｌ 是干扰项。除了遗漏变量可能导致的偏误外， 在考察本地制造业就业乘数效应的过程中， 不仅制造业就业会促进本地服务业部门就业的扩张， 服务业的发展也可能会促进制造业部门劳动生产率的提高， 从而带来制造业就业的增加。 例如， 江静等（200 7） 利用中国1 9 9 8—2 0 0 3 年的省级数据发现， 生产性服务业的发展促进了制造业劳动生产率的提高。 平均来说， 生产性服务业的劳动投入每上升一个百分点， 会带来制造业劳动生产率0． 9 2 7 个百分点的上升。 类似地， 顾乃华等（20 0 6） 的分析也表明， 发展生产性服务业对制造业竞争力的提升具有显著的促进作用。 此外， 可能还存在其他城市层面随时间改变的因素会同时影响城市的制造业就业和服务业就业。 因此， 对模型的ＯＬＳ估计可能因为逆向因果关系和遗漏变量问题而产生偏误。 鉴于此， 我们将采用工具变量的方法对模型进行估计。 由于中国的制造业就业在很大程度上依赖于外部需求的变化， 我们根据式（2） 构造了城市在特定年份所受到的出口冲击， 作为制造业就业变化的工具变量。出口冲击，，＝4 全国出口总额，／到上海、香港两个港口最近的直线距离￡（2）和式（1）类似，Ａ同样表示相应变量的一阶差分， 在这里具体是指全国出口总额的变化。 我们认为，一个城市在某一年份所受到的出口冲击的大小， 与当年全国出口总额的变化以及城市所处的地理位置有关。 具体来说， 由于中国的制造业主要以出口为导向， 因此外需变化会影响到中国的制造业生产状况。 由此， 全国层面出口的扩张会带来全国制造业就业的增加； 反之， 出口的萎缩则会3 4 歧紿辟金2 。1 5 年第7 期减少制造业就业， 从而在宏观层面影响城市的制造业就业。 此外， 在全国出口总额发生变化的情况下， 不同城市制造业就业所受冲击的大小并不相同。 低运输成本等地理优势是沿海地区， 特别是港口城市最早吸引制造业活动集聚的主要原因。 而新经济地理学的文献显示， 制造业活动在沿海地区的集中会因为累积因果效应而被不断加强。 如金煜等（2 0 0 6） 发现， 中国的工业集聚主要围绕着长江三角洲和珠江三角洲两大港口区域展开。 类似地’ 马国霞等（2 0 0 7） 也发现， 中国的制造业在空间上存在着向沿海地区不断集聚的趋势， 而纵向的投入产出联系和外部规模经济是中国制造业集聚产生的关键原因。 而经济集聚效应对劳动生产率的促进作用， 已被文献所广泛证实。 考虑到经济地理和新经济地理因素的影响， 我们认为城市到大港口的地理距离将会影响城市所受出口冲击的大小。 具体地说， 出口的增加会带来制造业产出和就业的扩张， 这主要通过现有企业扩大生产和新企业设立两种方式得以实现。 沿海地区制造业企业的集聚会降低企业的生产成本， 提高劳动生产率。 出于利润最大化的考虑， 现有企业会倾向于在沿海地区扩大生产， 而新企业也倾向于在沿海地区落址。 因此， 随着出口的增加， 沿海地区的制造业就业会有更大幅度的上升。 反之， 出口的下降对沿海地区制造业就业的不利影响也可能大于内陆地区。 本文以城市到上海、香港两个大港口的最近直线距离作为城市地理优势的度量。 综合以上分析， 我们根据公式（2） 构造了会对城市制造业就业变化产生影响的出口冲击变量， 它和当年全国出口总额的变化正相关， 而和城市到最近大港口的直线距离负相关。 但是， 理论上并不存在出口冲击通过制造业以外的其他渠道直接影响服务业需求和就业的机制。一方面， 大多数服务品的消费具有即时性和不可运输性， 因此其供给主要满足本地市场的需求， 是不可贸易品。 不可贸易品的需求主要由本地市场的收人和需求水平所决定， 不会直接受到外需的影响。 另一方面， 对于部分可贸易的生产性服务业， 其市场需求主要来自制造品部门。 因此， 出口冲击会通过影响制造业而间接影响生产性服务业的需求， 而不会直接影响生产性服务业就业。四、 本地劳动力市场的就业乘数效应： 实证结果我们首先在表1中报告了制造业就业变化对本地服务业就业影响的工具变量回归结果。 回归1 和回归2 考察了制造业就业变化对当期服务业就业变化的影响， 其中除了核心解释变量外， 回归1 仅控制了年份固定效应， 而回归2 进一步控制了其他城市层面的特征。 第一阶段结果显示， 出口冲击将显著促进城市制造业就业的增加。 工具变量显著性检验的Ｆ值在回归1 和回归2 中分别为2 1．3 1 和1 8 ． 5 6， 因此弱工具变量的问题在我们的回归中并不明显。 工具变量结果显示， 制造业就业的扩张会对本地服务业部门的就业产生显著的促进作用。 在我们不控制其他城市特征的情况下， 服务业就业对制造业就业的弹性为0． 4 7 6， 即制造业就业每上升1 ％， 会带来本地服务业就业0．4 7 6 ％的上升。 这主要是因为随着城市制造业部门就业的增加， 不仅生产性服务业从制造业的发展中直接获益， 并且由于整个城市更高的就业和收人水平， 城市居民对本地服务品的需求也上升，从而增加了服务业就业。 同时， 由于从全国层面来看， 劳动力由农业部门向其他部门的转移为城市提供了充足的劳动供给， 因此制造业就业增加对服务业就业的挤出效应相对较小。 我们在回归2 中进一步控制了可能同时影响城市制造业就业和服务业就业变化的随时间变化的城市特征， 主要结果不变。 相对来说， 制造业就业的增加对服务业就业产生了更大的乘数效应， 服务业就业对制造业就业的弹性为0． 513。 此外， 回归结果显示， 政府财政支出和城市的固定资产投资并没有对服务业就业的变化产生显著影响。 为进一步减轻制造业就业和服务业就业因逆向因果关系而可能带来的估计偏误， 我们在回归3 和回归4中将制造业就业变化和其他城市特征均滞后了一期进行回归分析。 我们同样在第一阶段检验了工具变量的显著性水平， Ｆ值分别为2 2．6 3 和1 9．2 1， 这说明滞后期的回归也不存在明显的弱工具变量问题。 回归结果显示， 滞后期制造业就业的增加同样会对3 5袁志刚、离 虹： 中国城市制造业就业对服务业就业的乘数效应服务业就业产生显著的促进作用， 但影响小于当期制造业就业的变化。 平均来说， 制造业就业每增加1 ％， 会带来服务业就业0． 3 6 7 ％—0． 4 3 5 ％的上升。 滞后期政府财政支出或固定资产投资对城市服务业就业变化的影响仍不显著。表1 制造业就业对服务业就业的乘数效应估计： 基本回归结果回归 1回归2 回归3 回归4 解释变量（1）（ 2 ）（ 3 ）（ 4 ）解释变量当期解释变量当期解释变量滞后一期解释变量滞后一期第一阶段结果＂0 ．0 02…0．00 2＊＊ ＊0．0 0 2 …0．0 02…出口冲击变化（0 ． 001）（ 0 ． 0 01）（0 ． 001）（ 0 ． 0 01）工具变量回归结果0 ． 47 6＊＂0．513＊＂0 ． 3 6 7＂＊0．4 3 5 ““制造业就业变化（0 ． 1 48）（0．1 62）（0 ．105）（0 ．12 6）0 ． 0 6 3 0． 0 6 0财政支出／ＧＤＰ、，（ 0． 0 4 3）（0 ．03 8）－4 0 ．1 91 6 3 ．5 面定资产投资／ＧＤＰ， 、ｙ（1 6 1．2）（1 76． 5）年份虚拟变量已控制已控制巳控制巳控制样本量25 29 2 49 422 4 7 22 1 2注 第一阶段结果是内生变量（ 城市制造业就业变化） 对工具变量的回归， 其他变量均已控制。…、”、？分别表示在1 ％、5 ％、 ： 1 0 ％水平上显著。 括号中报告的是经过地级市层面聚类调整的稳健标准误。表1的回归结果确认了制造业就业对本地服务业就业的促进作用。 那么， 不同类型的服务业从地区制造业就业扩张中的受益程度是否相同呢？Ｍｏｒｅ？ｉ（2 0 1 0） 认为， 制造业就业乘数效应的大小， 会受到不可贸易品部门劳动密集程度的影响。 相比于低劳动密集程度的不可贸易品部门来说，劳动密集程度更高的不可贸易品部门从可贸易品部门就业扩张中的获益程度更大。 这主要是因为相同幅度的城市需求扩张， 在高劳动密集程度的部门需要更多的劳动力投人来加以满足。 此外， 制造业就业对不同服务业部门的溢出效应， 还会受到该部门市场化程度和劳动力流动性的影响。 市场化程度越高和劳动力流动性越强的部门， 其劳动供给弹性越大。 因此， 面对需求变化时， 就业数量的调整在劳动力流动性强的部门也相对更为容易。 在表2中， 我们将服务业就业分成了生产性服务业、 生活性服务业和公共服务业三个种类， 分别考察了制造业就业扩张对不同类型服务业部门就业的影响。 其中， 交通运输、仓储及邮政业， 信息传输、计算机服务和软件业， 金融业， 租赁和商业服务业， 以及科学研究、技术服务和地质勘查业被归为生产性服务业； 生活性服务业包栝批发和零售业， 住宿、餐饮业， 房地产业， 居民服务和其他服务业； 而水利、 环境和公共设施管理业， 教育， 卫生、社会保障和社会福利业， 文化、体育和娱乐业， 以及公共管理和社会组织部门则为公共服务业。表2 为制造业就业对不同种类服务Ｉ就业乘数效应的回归结果。？其中， 回归5—回归7 为城市当期制造业就业对服务业就业的乘数效应， 回归8—回归1 0 为滞后一期制造业就业的乘数效应。 回归结果显示， 制造业就业的增加对所有类型的服务业就业均产生了显著的促进作用。 相对来说， 制造业就业对生活性服务业的乘数效应最大， 而对公共服务业的乘数效应最小。 平均来说，① 第一阶段的回归和表1 中的回归2 和回归4 相同， 均为控制了其他城市特征的情况下， 城市所面临的出口冲击对制造业就业变化的影响。3 6 核 金20 1 5 年第7 期制造业就业每增加1 ％， 会带来生活性服务业就业0． 7 06 ％—0．8 22 ％的上升， 高于其对生产性服务业就业0．562％－0． 61 1 ％的影响。 生活性服务业从制造业就业扩张中获益最大， 主要是得益于此部门相对更高的劳动密集程度， 以及由其相对更高的市场化程度和更低的劳动力就业门槛带来的更高的劳动力供给弹性。 由于生活性服务业主要集中了大量低技能劳动力的就业①， 因此， 低技能劳动者在城市制造业的发展中受益程度相对最大。 相对而言， 城市公共服务业就业的扩张受制造业就业的影响最小。 平均来说， 制造业就业每增加1 ％， 公共服务业就业仅上升大约0．2 0 1 ％—0．3 1 0 ％。 这主要是因为相对于生活性服务业和生产性服务业， 公共服务业的市场化程度相对较低， 劳动力流动性较差， 因而就业的扩张相对更难。 公共服务部门就业扩张的受制， 抑制了公共服务品供给的增加。 由此导致的一个结果是， 随着城市制造业的发展和需求的扩张， 公共服务品的短缺程度可能加剧， 其价格水平也趋于不断上升。表2制造业就业对不同类型服务业部门就业影响的异质性（1）（2）（3）（ 4 ）（5）（ 6 ）回归5 回归6 回归 7回归 8 回归 9 回归 1 0解释变量 生产性生活性公共生产性生活性公共服务业就业服务业就业服务业就业服务业就业服务业就业服务业就业0．61 1…0．8 22…0．310 …制造业就业变化（ 0 ．2 1 2）（ 0．2 3 0）（0 ． 0 9 99 ）滞后一期的制造业0．5 6 2…0． 70 6…0． 201…就业变化（0 ． 1 6 5 ）（ 0 ．2 37 ）（0． 0 7 56）城市特征巳控制巳控制巳控制巳控制已控制巳控制年份虚拟变量已控制巳控制巳控制已控制已控制巳控制样本量2 49 42 494 2 49 42 2 1 2 22 1 2 2 2 1 2注： 表中结果为工具变量回归结果。…、？？夕分别表示在1 ％、 5 ％，1 0 ％水平上显著。 括号中报告的是经过地级市层面聚类调整的稳健标准误。五、 模型的拓展： 城镇化、 经济集聚与就业乘数效应的异质性在之前的回归中， 我们主要考察了制造业就业变化对服务业部门就业变化的平均效应。 但是，正如前文所指出的， 就业乘数效应在不同地区间可能存在差异。 考虑到经济集聚、 劳动力供给弹性、服务业发展对人口密度的要求， 以及居民消费偏好等因素对就业乘数效应的影响， 不同地区间城镇化水平和城市规模的差异可能是制造业就业乘数效应异质性的重要来源。 首先， 随着城镇化水平的提高和城市规模的扩大， 经济集聚程度提高。 而经济集聚会带来制造业劳动生产率和工资水平的提高。 此外， 行业间的溢出效应在经济集聚程度高的地区也可能更强。 因此， 同样规模的制造业就业扩张， 在城镇化水平更高和城市规模更大的地区， 可能因为更强的经济集聚效应而在服务业部门创造更多新增就业。 其次， 在劳动力供给缺乏弹性的情况下， 制造业就业的扩张可能挤出服务业就业， 由此抵消城市相对更高的消费需求对服务业就业的拉动作用。 中国大量农村剩余劳动力移民进人城市， 从而推动了城镇化进程， 为城市提供了充足的劳动力。 劳动力也倾向于流人规模更大的城市以享受经济集聚带来的好处。 因此， 相比于其他地区， 城镇化水平更高和城市规模更大① 我们利用家庭收人调查2 0 0 7 年的城市住户信息， 计算了不同行业劳动者的平均受教育年限。 相对来说， 生活性服务业劳动者的受教育水平最低， 平均为1 1．1 5 年。 而劳动力平均受教育年限在生产性服务业和公共服务业中分别为1 2．5 8 年和1 3．5 3 年。 作者感谢中国收入分配研究院提供的中国家庭收人调查200 7 年（ＣＨＩＰ 2 0 07 ） 的数据。3 7 袁志刚、高 虹： 中国城市制造业就业对服务业就业的乘数效应的地区， 劳动力供给更为充足， 导致相对更大的制造业就业乘数效应。 再次， 由于服务业的发展更依赖于本地的消费需求， 其发展在一定程度上需要最低消费门槛的满足。 因此， 只有在城镇化和城市规模达到一定水平的情况下， 制造业就业乘数效应才可能起作用。 最后， 由于城市居民、移民和农村居民具有不同的消费偏好。 因此， 城镇化进程的推进也可能通过改变居民的消费偏好而对就业乘数效应产生影响。 基于以上分析， 我们认为， 在城镇化水平更高和城市规模更大的地区， 制造业就业对服务业就业的乘数效应可能更大。在表3的第一组回归中， 我们根据2 0 00 年中华人民共和国第五次人口普查数据， 将所有城市按照其城镇化水平分成了高、中、低三组， 分别考察了制造业就业在不同城镇化水平的地区对服务业就业的乘数效应。 我们用城镇常住人口数量占总人口数量的比重作为城镇化水平的度量。 在回归中使用滞后一期的制造业就业变化， 以减轻逆向因果关系可能带来的估计偏误问题。 表中每一个结果是一个单独的回归， 它表示在特定城镇化水平下， 制造业就业对相应的服务业就业的乘数效应。 回归结果显示， 只有在城镇化水平最高的分组中， 制造业就业才会对服务业就业产生显著的促进作用。 在城镇化水平最高的地区， 制造业就业每增加1 ％， 平均会带来服务业就业0． 5 7 1 ％的上升。 并且， 制造业就业的乘数效应对所有类型的服务业就业都有显著的促进作用。 相比于公共服务业， 生产性服务业和生活性服务业从本地制造业就业增长中的获益程度更大。 而在城镇化水平中等或者最低的地区， 制造业就业的变化没有对本地的服务业就业变化产生显著影响。 相对来说，中等城镇化水平地区服务业就业的增长将更有可能获益于制造业就业的扩张。 根据我们的估计，在这些地区， 服务业就业对制造业就业的弹性为0．1 3 3， 这一系数在1 5％的水平上显著。 而对服务业部门的分类回归结果显示， 边际上显著的就业乘数效应主要来自于生产性服务业就业的增长。平均来说， 在中等城镇化水平的地区， 制造业就业每上升1 ％， 会带来生产性服务业就业0．2 6 3 ％的增加。 但中等城镇化水平地区的乘数效应， 仍显著小于高城镇化水平的地区。 在城镇化水平最低的地区， 制造业就业的乘数效应不显著。 这主要是因为， 在城镇化水平较低的地区， 经济不仅无法享受集聚效应所带来的好处， 而且劳动力向城市的流入相对较少。 在劳动力供给受到限制的情况下， 制造业就业扩张通过收人增长而对服务业就业的促进作用， 可能会被更高的劳动力成本所抑制。那么， 城市规模会对制造业就业乘数效应产生什么样的影响呢？ 在表3 的第二组和第三组回归中， 我们分别将所有城市按照城市常住人口数量和移民数量进行了分组， 分别考察在不同规模的城市中， 制造业就业扩张对本地服务业就业变化的影响。 当所有城市按照城市常住人口数量分组时， 只有在城市常住人口数量中等和最多的地区， 制造业就业乘数效应才显著为正。 而在城市常住人口最少的地区， 制造业就业对服务业就业的影响不显著。 当比较不同规模城市乘数效应的大小时， 发现在城市常住人口数量中等的地区， 其乘数效应和常住人口数量最多的地区相当， 甚至在考察制造业就业对生产性服务业影响的回归中， 中等人口规模城市的乘数效应更大。 这可能是因为在人口规模更大的城市， 户籍制度和流动人口的管理制度相对更为严格， 因此劳动力的流人受到更多阻碍。 陆铭（20 1 1） 发现， 在中国， 由于大城市更严格的户籍限制， 大城市中出生于农村的人口比重显著低于中小城市。 此外， 大城市更高的房价和生活成本也阻碍了劳动力的流人。 因此， 大城市的劳动力供给弹性反而可能相对更低， 由此带来的更大的挤出效应抵消了大城市经济集聚效应更强可能带来的好处， 使得大城市的制造业就业乘数效应和中等规模城市相当。 相对而言， 城市的移民数量可能更好地反映了城市的劳动力供给弹性和经济集聚程度。 因此在第三组回归中， 我们将所有城市按其移民数量进行分组， 重复之前的回归。 回归结果显示， 制造业就业对服务业就业的乘数效应在移民规模最大的城市中最高。 在移民数量中等的城市中， 制造业就业对服务业就业的影响总体较小， 且不显著。 制造业就业的扩张只对生产性服务业产生了显著的促进作用。 表3 第二3 8歧 金2°1 5 年第7 期组和第三组的回归结果说明， 城市规模扩张以及由此带来的充足的劳动力供给和经济集聚效应， 是制造业就业对服务业就业产生促进作用的前提条件。表3城镇化、城市规模与异质性制造业就业乘数效应被解释变量低城镇化水平中等城镇化水平高城镇化水平0．547 0．13 3 0． 5 7 1…服务业就业、，（0．5 0 0 ）（0．08 3 8）（0． 17 5）0． 45 50． 26 3”0． 842 生产性服务业就业第一组（ 0． 40 6 ）（0．133）（0 ． 300）1．6450．05 010． 7 0 6 ？”生活性服务业就业、， 、（ 1． 254）（0 ． 26 0 ）（0． 2 4 7）－0．  079 9 0． 08 470．272＊＊ ＊公共服务业就业、，、（0．0 9 9 5）（0． 070 0）（ 0．0 9 59）被解释变量常住人口数量最少常住人口数量中等常住人口数量最多0 ．4 1 1 0． 4 5 8 “0．40 0＂服务业就业（0 ． 36 0）（0．1 8 3）（0．170）0．3 3 60 ． 8 05？＊0 ． 3 7 9‘生产性服务业就业第二组（ 0． 3 0 7）（ 0．3 2 6）（ 0． 2 2 0）0． 9 700 ． 3 5 5 0 ． 483 ＊生活性服务业就业、， 、（0 ． 9 06）（0 ．3 2 0）（ 0 ．2 8 3）0 ． 0 58 20 ．1 5 5“0．3 37 “公共服务业就业，、（0． 11 9）（ 0．0 71 8 ）（ 0．1 4 4）被解释变量移民数量最少移民数量中等移民数量最多0 ．5 8 7 0．185 0． 4 7 0 服务业就业（0． 49 6）（0 ． 1 2 7）（ 0．1 6 6）0． 5600． 3 70”0． 4 9 6生产性服务业就业第三组（0 ． 45 6 ）（0． 15 5）（0 ． 221）1 ．5 1 3 0． 237 0． 4 3 3 生活性服务业就业（1 ． 183）（0 ． 3 7 6）（0 ． 320）0 ． 0005 1 2 0．1 1 40． 4 2 0“＊公共服务业就业，、，、（ 0．1 4 1）（0 ．11 3）（0． 1 43）注： 每一格是一个单独的工具变量回归结果， 为相应分组城市中制造业就业变化对相应类型的服务业就业变化的影响，其中可能影响服务业就业变化的城市特征和年份虚拟变量已控制。…、—、？分别表示在1 ％、 5 ％、1 0 ％水平上显著。 括号中报告的是经过地级市层面聚类调整的稳健标准误。六、 结论与政策含义本文使用2 0 0 4—2 0 1 3 年的《中国城市统计年鉴》和2 0 0 0 年中华人民共和国第五次人口普查的数据， 考察了城市制造业就业变化对本地服务业就业变化的影响， 以及制造业就业乘数效应在不同39 袁志刚、高 虹： 中国城市制造业就业对服务业就业的乘数效应城镇化水平和城市规模地区间的差异。 使用工具变量的方法， 本文的估计结果显示， 城市制造业就业的上升会显著促进本地服务业就业的增加。 平均来说， 城市制造业就业每增加1 ％， 会带来当地服务业就业0． 4 3 5 ％的上升。 相比于生产性服务业和公共服务业， 生活性服务部门的获益程度最大。 而受制于较低的市场化程度和劳动力流动性， 公共服务业就业扩张的幅度相对最小。 此外， 城镇化水平和城市规模会影响制造业就业乘数效应的大小。 就中国目前的发展阶段而言， 只有在城镇化以及城市规模达到一定水平的地区， 制造业就业才会显著促进本地服务业就业的增长。 而在城镇化水平较低， 或者城市人口规模不足的地区， 制造业就业的增加难以对服务业就业产生显著的溢出效应。？当前中国经济正面临增长从依靠投资、 出口推动， 向依赖于内需的结构性转变， 经济体也正逐步从工业化时代步人后工业化时代。 因此， 服务业将成为中国未来吸收就业的重要力量。 我们的研究说明， 尽管地方政府可以通过促进制造业就业增长来推动本地服务业就业的扩张， 但是， 这种政策的效果在很大程度上取决于城镇化和其他城市发展政策的配合。 地方性经济发展政策是否有效的关键在于城市经济能否充分利用经济集聚带来的好处。 但是， 在户籍制度的制约下， 中国的城镇化进程一直大大落后于工业化。 而对于走什么样的城镇化道路， 优先发展大中型城市还是中小城镇， 学界和政策界均存在争论。 本文的研究说明， 城镇化发展滞后和城市集聚不足抑制了制造业就业对服务业就业的溢出效应， 从而降低了服务业吸收就业的能力。 中国经济在未来要实现转型，必须在鼓励制造业发展和制造业就业增长的同时， 调整城市发展战略， 降低劳动力向城市， 尤其是大中型城市流入的限制。 此外， 对公共服务业来说， 提高市场化程度， 减少垄断， 开放私人资本、夕卜国资本在公共服务领域的投资， 将有利于公共服务供给的增加及就业的扩张。 但是， 本文的研究仅考察了制造业行业作为一个整体对服务业就业的乘数效应， 并没有对制造业内部的不同子行业加以区分。 而行业的不同特征， 如行业的知识密集程度， 行业劳动者的收入水平， 不同行业的上下游关联程度等， 均可能对乘数效应的大小产生影响， 需要在未来的研究中加以拓展。参考文献程大中， 2 0 0 9 ： 《收人效应、 价格效应与中国的服务性消费》， 《世界经济》第3 期。顾乃华、毕斗斗、任旺兵，2 0 0 6 ：《中国转型期生产性服务业发展与制造业竞争力关系研究—基于面板数据的实证分析》，《 中国工业经济》第9 期。江静、 刘志彪、 于明超＝2 0 0 7， 《生产者服务业发展与制造业效率提升： 基于地区和行业面板数据的经验分析》 ， 《世界经济》第8 期。金煜、 陈钊、 陆铭， 2 00 6： 《中国的地区工业集聚： 经济地理、 新经济地理和经济政策》， 《经济研究》第4 期。陆铭，2 0 1 1：《玻璃幕墙下的劳动力流动—制度约束、社会互动与滞后的城市化》， 《南方经济》第6 期。陆铭、 欧海军，2 0 1 1：《高增长低就业—政府千预与就业弹性的实证研究》 ， 《 世界经济》第1 2 期。陆铭、 向宽虎，2 0 1 2：《 地理与服务业》，《经济学（ 季刊）》第1 1 卷第3 期。马国霞、 石敏俊、李娜， 2 0 0 7： 《中国制造业产业间集聚度及产业间集聚机制》，《管理世界》第8 期。Ａｕ，Ｃ．－Ｃ．，ａｎｄＶ． Ｊ．Ｈｅｎｄｅｒｓｏｎ，2 0 0 6，“ＨｏｗＭｉｇｒａｔｉｏｎＲｅｓｔｒｉ 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8，ＴｈｅＳｅｒｖｉｃｅＥｃｏｎｏｍｙ，Ｃｏｌｕｍｂｉ ａＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ．Ｇｉｌｌ，Ｉ ．，ａｎｄＨ． Ｋｈａｒａｓ，2 0 0 7，ＡｎＥａｓｔＡｓｉａｎＲｅｎａｉｓｓａｎｃｅ： ＩｄｅａｓｆｏｒＥｃｏｎｏｍｉ ｃＧｒｏｗｔｈ，ｔｈｅＷｏｒｌｄＢａｎｋ．Ｇｌａｅｓｅｒ，Ｅ．Ｌ．，2 0 0 1，“ＴｈｅＥｃｏｎｏｍｉｃｓｏｆＬｏｃａｔ ｉｏｎ－ＢａｓｅｄＴａｘＩｎｃｅｎｔｉｖｅｓ＂，ＨａｒｖａｒｄＩｎｓｔｉｔ ｕｔ ｅｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｓｅａｒｃｈＤｉｓｃｕｓｓｉｏｎＰａｐｅｒＮｏ．1 9 3 2 ．Ｇｌ ａｅｓｅｒ，Ｅ． Ｌ．，ａｎｄＭ．Ｇ． Ｒｅｓｓｅｇｅｒ，2 0 0 9，＂ＴｈｅＣｏｍｐｌｅｍｅｎｔａｒｉｔｙｂｅｔｗｅｅｎＣｉｔｉｅｓａｎｄ Ｓｋｉｌ ｌｓ＂，ＮＢＥＲＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒｓＮｏ． 1 5 1 0 3 ．Ｇｒｅｅｎｓｔｏｎｅ，Ｍ．，Ｒ． Ｈｏｒｎｂｅｃｋ， ａｎｄＥ． Ｍｏｒｅｔｔｉ，2 0 1 0，“ＩｄｅｎｔｉｆｙｉｎｇＡｇｇｌｏｍｅｒａｔｉ ｏｎＳｐｉｌｌｏｖｅｉｓ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍ ＷｉｎｎｅｒｓａｎｄＬｏｓｅｒｓｏｆＬａｒｇｅＰｌ ａｎｔＯｐｅｎｉｎｇｓ＂’ＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｏｌｉｔｉｃａｌＥｃｏｎｏｍｙ’1 1 8（3） ，5 3 6一5 9 8．ＨｏｏｋｅｒｔＭ．Ａ．，ａｎｄＭ． Ｍ．Ｋｎｅｔｔｅｒ，1 9 9 9，ｕＭｅａｓｕｒｉｎｇｔｈｅＥｃｏｎｏｍｉｃＥｆｅｃｔｓ ｏｆＭｉｌｉｔａｒｙＢａｓ ｅＣｌｏｓｕｒｅｓ＂，ＮＢＥＲＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒＮｏ．6 9 4 1．Ｋｌｉｎｅ，Ｐ．，2 0 1 0，“Ｐｌ ａｃｅＢａｓｅｄＰｏｌｉｃｉｅｓ，Ｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔ ｙ，ａｎｄＡｇｇｌｏｍｅｒａｔｉｏｎ＂ｔＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ：ＰａｐｅｒｓａｎｄＰｒｏｃｅｅｄｉｎｇｓ，1 0 0（2 ），3 8 3—3 8 7．Ｋｒｕｇｍａｎ，Ｐ．，19 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