勞動力流動對地區產業結構的影響分析

潘澍之

內容摘要：勞動力流動不僅會影響地區經濟發展，也會影響產業結構。本文在我國勞動力跨地區流動愈加頻繁和新型城鎮化背景下，選取1997-2013年省級面板數據，研究了勞動力流動與產業結構的關系。分析發現，21世紀以來我國勞動力主要從中西部地區流向東部地區，勞動力凈流入對產業結構合理化有負影響，對產業結構高級化有正影響；勞動力凈流出對產業結構合理化有正影響，而對產業結構高級化影響不顯著。本文認為地區產業結構合理化和高級化，不僅與原地區產業結構有關，很大程度上取決于流入和流出勞動力從事的產業。

關鍵詞：勞動力流動 產業結構合理化 產業結構高級化 面板數據

問題的提出

21世紀以來，由收入和產業導向的我國中西部地區勞動力大遷移不僅補充了東部地區勞動力缺乏的困境，也加快了東部地區的工業化進程和經濟發展（彭連清，2008；潘越、杜小敏，2010）。然而，對于勞動力減少帶來的原流出地的經濟效應，現有文獻的結論并不統一，潘越、杜小敏（2010）得到中西部地區的勞動力流出對區域經濟存在倒“U”型影響，樊士德（2014）發現勞動力流動對欠發達地區經濟有負效應，擴大了兩個地區的經濟差距，吳鵬（2014）得到有正影響，認為應放寬對勞動力自由流動的限制。根據配第-克拉克理論，社會經濟的發展即代表產業結構從低級向高級的演變。然而，勞動力流動對產業結構的影響卻不同于對經濟發展的影響，這與勞動力流出和流入的產業部門有關。

勞動力流動從結構上，可以分為縱向和橫向兩個方面。縱向主要是指勞動力從農業部門向非農業部門轉移，由此帶來的勞動力生產率提高提升了經濟中二、三次產業的比重，促進了產業結構升級；橫向是指勞動力在地區間流動，我國勞動力主要從中西部地區向東部地區轉移，對此過程，理論上對于流入地區，中西部（經濟欠發達地區）勞動力主要流向第二產業，在東部地區（經濟發達地區）第二產業獲得快速發展時，也能帶動與此配套服務的第三產業發展，但對產業高級化（即第三產業比重）的影響還難以判斷；對于流出地區，勞動力減少不僅會影響第一產業，同時也有可能引致第二、三產業產值下降，最終導致經濟下滑，產業弱化，但其對產業結構合理化和高級化的影響方向并不確定，農業、工業甚至服務業產值均下降的情況下，是否會帶來產業結構不合理和第三產業產值下降，取決于產業生產率和產業經濟比重。

國外學者已提出了關于勞動力流動的理論，包括劉易斯的二元結構模型、拉尼斯-費景漢模型、喬根森模型和托拉羅模型，然而這些理論均是探討城鄉間的勞動力流動。盡管1990年代以來，我國城鎮化和工業化進程明顯加快，地區本身的大量農村、農業勞動力流入城鎮、工業部門，但地區間的勞動力流動數量也很大，這種情況對于歐美發達國家并不常見，因此這些理論很大程度上不能解釋我國的勞動力流動與經濟發展或產業結構演變的關系。國內學者很少從理論模型的角度對勞動力流動的經濟效應、社會效應進行探討，大多數學者都從實證上進行驗證性分析。目前對于勞動力流動的實證研究上，主要包括兩個方面，一是勞動力流動的動因分析（柳建平，2010；黃國華，2010；郭力等，2011），二是勞動力流動對區域經濟增長、區域收入差距的影響（畢先萍，2009；潘越、杜小敏，2010；樊士德、姜德波，2011）。目前從文獻搜索看，對勞動力流動與產業結構演變關系的研究較少，林柯（2013）基于時間序列VAR模型研究了西部地區產業結構變化與勞動力流動的相互關系，發現產業結構的變動特別是第二、三次產業對勞動力流動有明顯促進作用，勞動力流動對產業結構變動的影響則相對較小。程鵬（2014）基于省級面板數據分析了勞動力流動與產業結構調整的關系，得到農村勞動力流向其他部門能擴大第二、三次產業產值。肖智等（2012）基于新經濟地理視角，發現勞動力流動與第三產業發展相互作用，形成勞動力在東部的聚集效應和在中西部的分散效應。樊士德、姜德波（2014）以文獻綜述形式總結認為，勞動力流動既有可能阻礙也有可能促進產業轉移，一方面，中西部勞動力流向東部，會維系東部地區勞動密集型產業低成本優勢，推遲這些產業的外移；另一方面，勞動力流動也決定了產業轉移方向，勞動力流向是社會市場需求下產業高級化進程的結果。

從以上研究勞動力流動與產業結構關系的文獻看，目前還存在一些缺陷：一是只考慮一個地區（如采用時序數據），沒有考慮勞動力跨地區流動，二是多數只考慮農村勞動力轉移對產業結構的影響，但在過去二三十年間，我國勞動力不僅從農村流向城鎮，更多地從中西部地區流向東部地區，因此勞動力流動對產業結構的影響是二者的疊加。本文的創新點包括兩個方面：一是將產業結構分為產業高級化和合理化來討論，本文指出勞動力流動對流入地和流出地的產業結構影響很可能不同，特別是對產業結構合理化和高級化方向目前從途徑上還難以判定，因此有必要從實證的角度展開討論；二是分勞動力凈流入地區和凈流出地區進行檢驗，在目前勞動力有回流趨勢和新型城鎮化背景下，研究勞動力流動和布局對東中西部地區經濟發展和產業戰略有重要意義。

模型、變量及數據來源

（一）模型和估計方法

本文主要從實證的角度分析我國勞動力流動對勞動力流入地區和流出地區產業結構的影響，本文選用省級面板數據，為此建立如下模型進行檢驗：

（1）

式（1）中，uisit是第i個省t年的產業結構，mmit是第i個省t年的勞動力流動存量，X 為控制變量，α為常數項，i=1，…，N，t=1，…，T。

對于方程（1），前面指出產業結構可能也影響勞動力在地區間的流動，即模型可能存在內生性，因此用單純的靜態面板數據模型估計不準確。本文將使用系統廣義矩估計（System GMM）方法對上述模型進行估計。SYS-GMM估計方法主要針對N很大而T很小的面板數據結構，這也是本文面板數據的結構。

（二）變量和數據來源

1.因變量。產業結構uis。以往文獻在研究產業結構時往往將產業結構作為整體考慮，干春暉等（2011）指出從動態角度產業結構變遷包含兩個維度：合理化和高級化。本文借鑒其衡量方式來分析勞動力流動對產業結構合理化和高級化的影響。

產業結構的合理化是指三次產業的聚合程度，反映的是地區產業間協調性。該指標用泰爾指數衡量：，其中Yi是第i個產業的增加值，Li是第i個產業的就業人數，Y、L是總增加值和總就業人數。該指標取值范圍為[0，1]，取值越接近于0代表產業結構和就業結構配置合理性越強。

產業結構高級化一般指產業結構升級，從產業角度來看，一般指產業從第一產業向第二產業，再向第三產業轉變。本文用第三產業產值與第二產業產值之比（ts）來衡量產業結構高級化水平。

2.自變量。勞動力流動mm。對于勞動力流動的衡量方式，目前一些文獻采用陸學藝的方法，即城鎮工作的非城鎮勞動力和農村工作的非農勞動力之和，其中城鎮工作的非城鎮勞動力為城鎮就業人員減去城鎮職工人數，農村工作的非農勞動力為鄉村就業人員減去第一產業就業人員。畢先萍（2009）則將全部從業人員分為四類：農業從業人員、傳統正規勞動力（城鎮在崗職工，國有、集體等）、新興正規勞動力（聯營經濟、股份制經濟、外商經濟等）、非正規勞動力（城鄉私營經濟、個體經濟和鄉鎮企業），并將新興正規勞動力和非正規勞動力作為勞動力流動數量。本文認為第一種方法盡管能較好表示勞動力流動，但目前對于就業人數和職工人數的概念并不清晰，各省對于該數據統計口徑上存在較大偏差；對于第二種方法，采用兩種勞動力數量代表勞動力流動也不準確。本文考慮到2000-2013年間我國就業人數只增長了4900萬，年均增長率0.5%，說明勞動力總數變化不大，可以不考慮因人口自然增長率帶來的影響，認為勞動力只在地區間流動。本文用下面公式計算地區勞動力流動數量：

某地區勞動力流動=地區就業人口/地區常住人口*（地區常住人口-地區戶籍人口）

3.控制變量。本文選取城鎮化率、市場開放度、人均可支配收入三個指標。

城鎮化urban。城鎮化水平越高，其將推動相關服務行業的發展，因此能帶動產業結構優化。按照國際一般衡量標準，本文選用人口城鎮化率衡量城鎮化水平，人口城鎮化率等于城鎮常住人口與區域總人口之比。

市場開放度open：理論上市場開放度越高的地區，其經濟發展和產業結構升級更快，因此市場開放度對產業結構應有正影響。本文采用地區每年對外貿易總額與地區生產總值之比衡量市場開放度。

人均消費水平lncom：居民平均消費水平越高，能推動消費服務行業的增長，市場需求增加反過來又能帶動工業發展，達到了產業結構螺旋形升級。本文采用城鎮居民人均消費水平的對數值衡量該指標。

本文數據范圍為1995-2013年我國31個省市區（不包括港澳臺地區）的省級面板數據，指標變量數據全部來源于歷年《中國統計年鑒》、各個省歷年《統計年鑒》和《新中國六十年統計資料匯編》。

實證分析結果及解釋

（一）我國勞動力流動方向描述

通過指標計算出1997-2013年31個省市區的勞動力流動存量，并以2013年數據為基礎，通過geoda軟件進行空間地圖展示（見圖1）。圖1中顏色最深的是勞動力凈流入的省區，中間色為勞動力凈流出的省區，白色為勞動力流動存量不是很大的省區。從圖中可以看到，凈流入較大的省份主要是東部京津、長三角、廣東福建三個地區，其中廣東凈流入勞動力最多，其次是上海和浙江；凈流出較大的省份主要是中部和西南部地區，以及甘肅，其中河南凈流出勞動力最多，其次是安徽和四川。進一步計算2013年勞動力流動存量的Moran空間自相關系數，Moran I指數值為0.296，且在5%顯著性水平下統計顯著，表明省際勞動力流動有明顯的空間相關性，凈流入的地區與凈流入的地區集聚，凈流出的地區與凈流出的地區集聚。

（二）勞動力流動對產業結構合理化的影響

前文將產業結構分為產業結構合理化和高級化兩個方向，本節首先估計勞動力流動對產業合理化的影響，結果如表1所示。從表1的系統廣義矩方法估計結果看出，四個樣本下，AR（1）、AR（2）檢驗的概率系數顯示三個模型的一階差分方程隨機誤差項中不存在二階序列相關，Sargan檢驗也表明所用工具變量有效，說明各個模型設定是正確的。

具體觀察全國樣本下的估計結果，可以看到勞動力流動變量系數為-0.001，在5%概率水平下統計不顯著，說明整體我國勞動力的省際流動并沒有顯著促進產業結構合理化。觀察其余變量，城鎮化變量系數為0.491>0，且在1%顯著性概率水平下統計顯著，說明城鎮化進程對產業結構合理化有正向影響。對外開放度變量系數在10%概率水平下不顯著，說明對外開放度水平的提高沒有促進產業結構的合理化發展。人均消費水平變量系數顯著大于0，說明人均消費水平對產業結構合理化有正向作用。

再觀察不同地區的結果，對于勞動力流動變量，凈流入較大地區變量系數為-0.008<0，在5%顯著性概率水平下統計顯著，勞動力流動不大的地區變量系數不顯著，而凈流出較大地區變量系數為0.023>0，且在5%顯著性概率水平下統計顯著。對于三個控制變量，城鎮化水平、對外開放度、人均消費水平對于勞動力流入較大地區和變動不大地區都正向顯著大于0，說明城鎮化進程、對外開放度和人均消費水平的提高均能促進這兩個地區產業合理化發展，但對于勞動力凈流出較大地區，這三個變量均不顯著，但系數大于0。

（三）勞動力流動對產業結構高級化的影響

接著估計勞動力流動對產業高級化的影響，結果如表2所示。表2結果顯示AR（1）、AR（2）檢驗的概率系數以及Sargan檢驗表明各個模型設定是合理的。具體觀察各個模型變量系數，可以看到全國樣本下勞動力流動變量系數為0.061>0，在1%概率水平下統計顯著，說明我國整體勞動力的省際流動能顯著促進產業結構的高級化發展。觀察其余變量，城鎮化變量系數為1.283>0，且在1%概率水平下統計顯著，說明城鎮化進程能提升產業結構高級化。對外開放度變量系數（0.163）在5%概率水平下顯著，說明提高對外開放度水平也會促進產業結構高級化。人均消費水平變量系數為0.097，在5%顯著性概率水平下統計顯著，說明提高人均消費水平，對產業結構高級化有正效應。

觀察不同地區樣本結果，對于勞動力流動變量，凈流入較大地區變量系數為0.244>0，在1%概率水平下統計顯著，勞動力流動不大地區變量系數0.047，在10%概率水平下統計顯著，而凈流出較大地區變量系數為0.004，統計不顯著。對于三個控制變量，在勞動力凈流入較大地區和變動不大地區，城鎮化和人均消費兩個變量在1%概率水平下統計顯著，而對外開放度變量系數不顯著；對于勞動力流出較大地區城鎮化和人均消費變量均不顯著，而對外開放度變量系數在10%概率水平下統計顯著，這個結果表明整體上看，城鎮化水平、人均消費水平能顯著促進產業結構高級化，對外開放度對產業結構的影響也偏向于正影響。

（四）穩健性檢驗

考慮到勞動力流動是本文的關鍵變量，因此為檢驗本文所選取的勞動力流動衡量指標與產業結構的關系是否穩健、可信，下面借用陸學藝（2006）的衡量公式，即城鎮工作的非城鎮勞動力和農村工作的非農勞動力之和，其中城鎮工作的非城鎮勞動力為城鎮就業人員減去城鎮職工人數，農村工作的非農勞動力為鄉村就業人員減去第一產業就業人員。盡管目前各省對城鎮、農村勞動力統計口徑上存在一定差異，但總體上的數據由各省統計局發布，仍然具有較大的可靠性和權威性，因此本文借用該方法計算的勞動力流動作為判斷其與產業結構合理化與高級化的穩健性檢驗。仍然選用面板數據系統廣義矩（SYS-GMM）方法進行估計，限于篇幅，這里只顯示分地區的結果（見表3）。

表3顯示對于六個方程，AR（1）、AR（2）檢驗的概率系數以及Sargan檢驗對應的概率水平均表明各個模型設定是正確的。具體觀察結果，可以看到，當因變量為產業合理化時，對于勞動力流動變量mml，凈流入較大地區變量系數為-0.024<0，在5%顯著性概率水平下統計顯著，勞動力流動不大地區變量系數不顯著，而凈流出較大地區變量系數為0.029>0，同樣在5%顯著性概率水平下統計顯著，這個結果和表1中的結果在系數符號和顯著性上完全一致。對于三個控制變量，比較得到結果也跟表1基本一致。

而表3右邊三列顯示當因變量為產業結構高級化時，對于勞動力流動變量，凈流入較大地區變量系數為0.219>0，在1%概率水平下統計顯著，勞動力流動不大地區變量系數0.036，同樣在1%概率水平下統計顯著，而凈流出較大地區變量系數為0.010，統計不顯著。這個結果和表2的勞動力流動變量系數符號和顯著性完全一致。三個控制變量也顯示其與表2是基本一致的。

因此結合表3和表1、表2的結果，可知在采用不同的勞動力流動衡量指標下，其對我國以及不同地區的產業結構合理化與產業結構高級化的影響方向是穩健的。

（五）對結果的解釋

勞動力流動對產業結構合理化的影響，對于勞動力流動方向不同的地區有不同的結果，上面實證顯示對于勞動力凈流入地區，有顯著負影響，對于勞動力凈流出地區，有顯著正影響，而對于勞動力變動不大地區，影響不顯著。對此，本文認為對于勞動力凈流入和凈流出較大的地區，之所以勞動力流動會影響產業結構合理性，主要與兩個地區在大規模勞動力流入或流出之前勞動力的產業間分布有關。對于凈流入較大的東部地區，原先本地勞動力主要集中于二、三產業，在大量中西部省份勞動力流入時（這些勞動力主要流向第二產業），這使得原先可能處于均衡的就業結構和產業結構狀態被打破，勞動力規模上升，工業單位邊際勞動生產率降低。而對于勞動力凈流出較大地區，原先大量勞動力從事第一產業，勞動力在產業間分布并不平衡，而當第一產業勞動力流出后，勞動力在三次產業間分布逐漸平衡，三次產業的勞動生產率差異也縮小，使得整體產業結構和就業結構的耦合度上升。

勞動力流動對產業結構高級化的影響，同樣在不同地區有不同結果，對于勞動力凈流入和變動不大的地區，有顯著正影響，對于勞動力凈流出地區，有顯著負影響。對此本文認為，對于勞動力流入的東部，由于勞動力要素帶動了第二產業發展，增加了居民收入水平，促進了生產性服務業和居民消費型服務業發展。從統計數據看，服務業發展速度快于制造業，最終促使產業朝向高級化。對于流動不大的行業，產業結構一方面受自身發展規律向高級化演變（庫茲涅茨產業結構理論），因此在生產要素變化不大時，不會受外界影響出現大波動；另一方面，從圖1看，勞動力流動不大地區主要集中于北方和新疆、西藏、青海和海南等邊陲地區，這些地區流出的勞動力主要集中于工農業，因此流出勞動力會降低第一、二產業產值，而流入這些地區的勞動力主要從事商貿服務業，在二者結合下，會帶動這些地區產業結構升級。對勞動力流出的中西部，不僅有原從事第二產業勞動力外流，又有原從事第三產業勞動力外流，因此產業結構高級化方向取決于第二產業和第三產業原有經濟比重和經濟減少比重，使勞動力流出對產業結構高級化影響不顯著。

結論與政策建議

（一）研究結論

本文在我國勞動力跨地區流動愈加頻繁和新型城鎮化背景下，選取1997-2013年省級面板數據，研究了勞動力流動對產業結構合理化和高級化的影響。實證分析發現，21世紀以來，我國凈流入較大的省份主要是東部京津、長三角、廣東福建三個地區，凈流出較大的省份主要是中部和西南部地區，以及甘肅，省際勞動力流動有明顯的空間自相關性。此外，系統廣義矩（SYS-GMM）方法估計顯示，對于勞動力凈流入地區，勞動力流動對產業結構合理化有顯著負影響，對于勞動力凈流出地區，有顯著正影響，對于勞動力變動不大地區，影響不顯著。勞動力流動對產業結構高級化的影響，同樣在不同地區有不同結果，對于勞動力凈流入和變動不大的地區，有顯著正影響，對于勞動力凈流出地區，影響不顯著。城鎮化率、對外開放度和人均消費，總體上對產業結構合理化和高級化均存在正影響。本文認為地區產業結構合理化和高級化，不僅與原地區產業結構有關，很大程度上取決于流入和流出勞動力從事的產業。

（二）政策建議

根據前面的結論，本文分地區提出相關政策建議：

第一，針對勞動力流入地區，從產業角度看，東部沿海地區工業化進程已較高，甚至第三產業經濟比重已經超過第二產業，因此要進一步以產業結構轉型升級的方式來實現農業現代化、新型工業化和服務業發展。這也涉及到產業結構和就業結構的協調性，產業結構升級必然會帶來勞動力調整配置，因此要逐步優化勞動力結構，培養和提升勞動力技術水平，淘汰過剩的純生產型勞動力，最終提升產業結構的合理化。同時，應避免大量勞動力回流帶來的經濟和產業波動。

第二，針對勞動力流出地區，特別是中部地區，在國家中部崛起戰略下，未來幾年有陸續承接東部地區產業（主要是工業）轉移趨勢，這很可能帶來第二產業快速發展，同時也會陷入東部地區粗放型工業化道路，三次產業間發展不平衡。因此，勞動力流出地區一方面要重點發展第二產業，同時平衡性帶動第一產業和第三產業發展，重點讓二三次產業同時發展，產業發展后能吸引外流勞動力回流本地區，構成產業支撐。

第三，對于勞動力流動性不大的地區，由于地理條件關系，不適合重點發展工業制造業，因此對于這些地區，要充分利用當地特色產業優勢，主動引進發達地區資本，帶動本地區商業和貿易業發展，以這些行業為核心，帶動相關行業和一、二產業發展。對于落后欠發達以農牧業為主要勞動力的地區，要合理引導勞動力轉移，配合產業結構調整，此外，政府要加大教育投入，特別是職業技能培訓和教育，提高勞動要素生產率。

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