勞動力流入對城市產(chǎn)業(yè)結構升級的影響研究

程風雨

（廣州市社會科學院，廣東 廣州 510410）

一、問題的提出

十九大報告提出，“我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質(zhì)量發(fā)展階段，正處在轉變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結構、轉換增長動力的攻關期”，這需要建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系，以實體經(jīng)濟、科技創(chuàng)新、現(xiàn)代金融、人力資源協(xié)同發(fā)展的經(jīng)濟體系為核心載體，優(yōu)化升級產(chǎn)業(yè)結構，培育發(fā)展新動能。

進入21 世紀以后，我國城市較大規(guī)模的勞動力流動逐步減少，突出表現(xiàn)為最早在長三角、珠三角等經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)出現(xiàn)的所謂“民工荒”逐漸向內(nèi)陸地區(qū)蔓延；與此同時，自2017年4 月起，杭州、重慶和成都等24 個二線城市相繼頒布新一輪人才新政，而2017 年北京和上海常住人口卻在40 年內(nèi)首次出現(xiàn)負增長現(xiàn)象，“搶人大戰(zhàn)”大有打破中國城市發(fā)展與人口流動舊平衡的勢頭。經(jīng)濟進入新常態(tài)發(fā)展階段，勞動力流動與產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整間的互動關系呈現(xiàn)了新的特征及趨勢，也值得我們關注，比如隨著宏觀經(jīng)濟發(fā)展速度減緩，產(chǎn)業(yè)和實體經(jīng)濟呈現(xiàn)向中西部和中小城市轉移的跡象。全國流動人口在總量和速度上均有所減緩，這一點從農(nóng)民工的變化來看最為明顯：2016年農(nóng)民工返鄉(xiāng)人數(shù)同比增加208 萬人，總額達到450 萬人；2016 年外出農(nóng)民工增速為0.3%，僅增加50 萬人。相應地，流動勞動力的知識構成與年齡結構也發(fā)生變化，這種新形態(tài)下的勞動力流動是否還能推動產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級?另一方面，在供給側結構性改革框架下，產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級也需要進行勞動力調(diào)整。這意味著，要找出最優(yōu)的勞動力流動安排路徑，使之在滿足經(jīng)濟發(fā)展需求的同時，還能與特定發(fā)展階段所決定的產(chǎn)業(yè)結構相適應。經(jīng)濟新常態(tài)背景下探究勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響具有十分重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

近年來，國內(nèi)外不少學者研究勞動力流動、經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構的文獻多注重兩兩關系的研究，總結起來主要有以下三個研究維度：

1. 關于勞動力流動對產(chǎn)業(yè)結構的影響研究

Dumais 等(1997)研究發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)集聚現(xiàn)象會伴隨著勞動力流入發(fā)生同時出現(xiàn)。而Baldwin 等(2003)和Krugman(1991)在新經(jīng)濟地理學理論中進一步指出，勞動力跨區(qū)域流入和就業(yè)集聚于同一個地區(qū)，會導致勞動力市場的“蓄水池”效應顯現(xiàn)，在規(guī)模經(jīng)濟的作用下企業(yè)出現(xiàn)報酬遞增，從而促成地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚進而影響產(chǎn)業(yè)結構。Hanson and Slaughter(1999)實證研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構也會伴隨著某個地區(qū)勞動力的流動而變化。劉新爭(2012)總結分析發(fā)現(xiàn)我國勞動力流動可以加快產(chǎn)業(yè)在區(qū)域間的轉移和承接，帶動東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。

2. 關于勞動力流動對經(jīng)濟發(fā)展的影響研究

Rains and Fei(1961)研究發(fā)現(xiàn)如果勞動力跨越低生產(chǎn)率部門向高生產(chǎn)率部門轉移，可以促進經(jīng)濟發(fā)展。樊士德、姜德波(2011)通過理論推導發(fā)現(xiàn)勞動力流動對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距的作用存在不確定性，而經(jīng)驗實證認為勞動力流動在一定程度上拉大了地區(qū)經(jīng)濟差距。申洪源(2013)通過空間計量模型實證發(fā)現(xiàn)，“正規(guī)部門”和“非正規(guī)部門”間勞動力流動會阻礙經(jīng)濟發(fā)展。李曉陽、黃毅祥(2014)研究發(fā)現(xiàn)勞動力大規(guī)模遷出會顯著抑制當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。王淑娟等(2015)研究發(fā)現(xiàn)勞動力流動對經(jīng)濟發(fā)展的作用存在異質(zhì)性，即勞動力流動有助于縮小發(fā)達地區(qū)間的經(jīng)濟差距，而會阻礙欠發(fā)達地區(qū)間的經(jīng)濟差距的縮小。

3. 關于經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構之間的關系研究

雖然按照產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學經(jīng)典理論，經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整具有密切聯(lián)系，經(jīng)濟發(fā)展是影響產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的重要因素，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整也是經(jīng)濟發(fā)展的推動力。然而，在實證領域經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構之間的互動關系問題仍然存在爭議。Patrcia and Fredrick(2004)使用鋼鐵行業(yè)的相關數(shù)據(jù)實證認為產(chǎn)業(yè)結構變遷可以通過收入因素間接影響經(jīng)濟發(fā)展。Singh and Cortuk(2010)、溫杰、張建華(2010)、張輝、丁匡達(2013)實證研究均發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級是經(jīng)濟保持快速增長的主要因素。但是也有部分國內(nèi)外學者持有相反意見，Gwen(2005)研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構之間只存在單向關系，即經(jīng)濟發(fā)展可以推動產(chǎn)業(yè)結構升級，而產(chǎn)業(yè)結構并不能成為經(jīng)濟發(fā)展的促進因素。付凌暉(2010)、曾先鋒、李國平(2011)、Marouani and Mouelhi (2015)、Muhamed(2015)等學者也研究得出產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用并不顯著。

綜上所述，現(xiàn)有文獻分別研究勞動力流入或經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構升級關系的較多，然而很少有文獻將經(jīng)濟發(fā)展水平納入勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制，也缺乏關于勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構升級影響的理論和實證分析，這為本文的研究提供了契機。盡管已有學者認為勞動力流動的確會影響經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構，但各個城市存在不同的政策環(huán)境和市場需求，經(jīng)濟發(fā)展基礎也各不相同，這就產(chǎn)生了一系列需要探討的問題，如城市勞動力流動與產(chǎn)業(yè)結構升級的具體作用關系如何？勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用是否會因為經(jīng)濟發(fā)展水平而存在差異？基于上述理論和實證研究基礎，文章試圖從以下三個方面做出努力：首先，從理論上分析勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機理，并在此基礎上把經(jīng)濟發(fā)展納入研究范圍，具體分析經(jīng)濟發(fā)展水平約束下勞動力流入與產(chǎn)業(yè)結構升級的關系；其次，實證分析了勞動力流入、經(jīng)濟基礎和產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關系。基于動態(tài)面板模型，結合互動回歸，初步驗證不同經(jīng)濟發(fā)展水平下勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用是否存在差異。再次，進一步構建了以經(jīng)濟發(fā)展為門值變量的動態(tài)面板門限效應模型。在識別勞動力流入與產(chǎn)業(yè)結構升級之間非線性關系的基礎上，實證檢驗了由于不同的經(jīng)濟發(fā)展，勞動力流入的結構性作用是否會產(chǎn)生“門限效應”。

三、理論分析與研究假設

勞動力流入具有自覺產(chǎn)業(yè)選擇效應。產(chǎn)業(yè)結構變動會對就業(yè)結構的變動產(chǎn)生單向影響（何景熙、何懿，2013），不合理的產(chǎn)業(yè)結構會導致就業(yè)結構發(fā)生偏差(孫都光，2004)，引發(fā)就業(yè)人口不平衡的區(qū)間流動。從2012 年到2016 年，我國第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)累計增加了60.67 億人，占就業(yè)總人數(shù)的比率由36.1%上升43.5%，第三產(chǎn)業(yè)成為城市吸納就業(yè)最多的產(chǎn)業(yè)。按照配第- 克拉克的研究理論，當經(jīng)濟發(fā)展到一定水平，第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值與勞動需求比率會出現(xiàn)穩(wěn)步上升。伴隨著服務業(yè)結構的更新?lián)Q代，尤其是面臨勞動力無限供給時代的消亡（蔡昉，2010），勞動力成本不斷提高，在“價格信號”的指引下，作為“理性的經(jīng)濟人”的就業(yè)人口就會從勞動力價格低的部門逐漸轉移至價格高的行業(yè)，恩格爾系數(shù)理論認為這將帶動消費結構的進一步優(yōu)化升級，引發(fā)生產(chǎn)要素進行重新配置，由萎縮行業(yè)如傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門流向需求更加旺盛行業(yè)如現(xiàn)代服務業(yè)，即富余的第一產(chǎn)業(yè)勞動力流向第三產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)引致效應將在服務經(jīng)濟下發(fā)揮越來越重要的作用，導致第三產(chǎn)業(yè)相對產(chǎn)值越來越大，從而促進產(chǎn)業(yè)結構高級化。

假說1：城市勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構高級化具有促進效應。

勞動力逐利而居的流動行為與就業(yè)需求存在結構性矛盾。一方面，低端勞動力的涌入會在一定程度上固化產(chǎn)業(yè)結構升級。Autor and Dorn(2009)研究發(fā)現(xiàn)，雖然餐飲業(yè)、快遞業(yè)等服務類低技能工作對勞動者的技能要求和勞動素質(zhì)要求較低，但是此類工作需要從業(yè)人員具備較好的溝通交流和環(huán)境適應能力；而金融業(yè)、科研機構等高技能工作要求從業(yè)者需具備決策、分析和判斷能力。相比較而言，這兩類工作特性使得機器設備無法將其替代，因而產(chǎn)生了勞動力“極化”現(xiàn)象，即高素質(zhì)和低素質(zhì)勞動力就業(yè)機會更多。但是，相比高端就業(yè)人群而言，低端勞動力由于訴求較低、與用工方角力基礎薄弱等原因，一度占據(jù)我國流動勞動人群的較大比重，這從我國每年的春運高峰及節(jié)后用工荒等現(xiàn)象可見一斑。勞動力素質(zhì)會對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生一定影響，尤其是依托低端勞動力而形成的外貿(mào)結構如來料加工模式，會固化地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構層級（陳自芳，2002），影響并制約地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。另一方面，流動的新生代就業(yè)群體可能加劇就業(yè)結構與產(chǎn)業(yè)結構的滯后性矛盾。實體經(jīng)濟發(fā)展需要大量高素質(zhì)勞動者，而傳統(tǒng)勞動力主體性特征正在逐漸轉變，20 世紀80、90 年代出生的新生代勞動力普遍受教育程度較高，生活條件優(yōu)越且期望值高，其擇業(yè)行為具有“去制造業(yè)化”、“服務化”和“高端化”新特征（陽立高等，2017），成為現(xiàn)代服務業(yè)快速發(fā)展的重要因素。但是，如果這些新生代勞動力主體大量集聚在現(xiàn)代服務業(yè)，使得實體經(jīng)濟發(fā)展所需的勞動力要素嚴重匱乏，勢必制約區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構的協(xié)調(diào)發(fā)展。

假說2：城市勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構合理化具有一定程度的抑制效應。

當經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，勞動力流入不利于產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化。這主要是因為當經(jīng)濟發(fā)展水平低時，受到產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的限制，產(chǎn)業(yè)鏈不完整，產(chǎn)業(yè)規(guī)模小，所需基礎設施不完善，勞動力流入的規(guī)模效應和技術溢出效應不明顯，影響產(chǎn)業(yè)結構之間的資源配置，產(chǎn)業(yè)結構高級化程度不夠。然而，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，這種不利影響將逐漸減弱，甚至可能轉化為促進作用，這其中的原因在于經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，不同層級的勞動者之間互補互利關系更加合理。一方面，在任何一個經(jīng)濟體中，需要高技能勞動者和低技能勞動者配套才能對城市產(chǎn)業(yè)結構升級起到促進作用（陸銘，2016）。經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的信息化和知識化發(fā)展程度不斷提高，會推動經(jīng)濟結構由工業(yè)化經(jīng)濟向知識、資本型經(jīng)濟演變，導致企業(yè)（或行業(yè)） 增加對高技能勞動力的用工需求，使得高素質(zhì)人才在整個社會的就業(yè)比重增加，以提高企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率和促進管理方式轉變；另一方面，經(jīng)濟發(fā)展程度較高的地區(qū)，城市發(fā)展基礎更為雄厚，能夠為低技能勞動者提供更多的公共服務，有能力動用更多政策手段如放開戶籍制度，吸引低技能勞動力流入城市，從而使城市同時具有高技能勞動者和低技能勞動者并形成較強的社會分工效應，既可以滿足第三產(chǎn)業(yè)服務業(yè)的發(fā)展，也可以為第二產(chǎn)業(yè)的高端化發(fā)展提供基礎配套服務。

假說3：經(jīng)濟發(fā)展可以彌補或消減勞動力流動對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級帶來的不利影響，且存在門限效應。

四、計量模型、變量與數(shù)據(jù)說明

1. 模型設定

為了檢驗假說1 和假說2，基于以上分析，文章構建影響產(chǎn)業(yè)結構升級的基準模型。勞動力流入是本文的研究重點，也是模型的核心解釋變量，通過適當選擇控制變量，建立了以下兩個基準模型：

其中，下標i 表示城市，t 表示年份，被解釋變量hs 和vs分別代表產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化，解釋變量lab_fl為勞動力流入水平，x 為其他控制變量，包括市場化指數(shù)(Market)、經(jīng)濟開放度(Open)、城市創(chuàng)新指數(shù)(Cre)、教育水平(Edu)、公共服務水平(Gov)、信息化水平(Internet)。為了進一步考慮經(jīng)濟發(fā)展對勞動力流入與產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，在式(1)和式(2)中加入經(jīng)濟發(fā)展(Pgdp)變量，得到：

進一步地，為了研究勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制，在式(3)和式(4)的基礎上加入勞動力流入與經(jīng)濟發(fā)展的交互項，最終構建拓展形式的模型如下：

2. 變量選取

（1） 被解釋變量

產(chǎn)業(yè)結構升級的兩個指標：產(chǎn)業(yè)結構高級化(hs)和產(chǎn)業(yè)結構合理化(vs)。借鑒原毅軍、謝榮輝(2014)的研究，采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值來刻畫產(chǎn)業(yè)結構高級化程度，這一指標能夠更加明確地揭示產(chǎn)業(yè)結構是否具有朝著服務化方向發(fā)展的趨勢。借鑒干春暉等(2011)的做法，采用泰爾指數(shù)來衡量產(chǎn)業(yè)結構合理化。

（2） 核心解釋變量

第一，勞動力流入(lab_fl)。參照楊曉軍(2017)、張在冉(2018)的做法，城市勞動力的流入是以城市地區(qū)勞動力的機械增長率來衡量的，即城市地區(qū)就業(yè)增長率減去城市地區(qū)就業(yè)的自然增長率。其中，城市地區(qū)就業(yè)人口的增長率是通過單位雇員人數(shù)、城市私人和個人雇員人數(shù)以及年末城市登記失業(yè)人數(shù)的總和來衡量的。城市地區(qū)就業(yè)人口的自然增長率無法獲得直接數(shù)據(jù)，可以用城市地區(qū)人口的自然增長率來近似替代。

第二，經(jīng)濟發(fā)展(pgdp)。雖然現(xiàn)存文獻在經(jīng)濟發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構變動還是產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整促進經(jīng)濟發(fā)展方面存在不同意見，但是經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構變化之間的互動關系卻始終存在，因此文章在考察產(chǎn)業(yè)結構升級問題時，選取各城市的實際人均GDP 代表該區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平。

（3） 控制變量

第一，市場化指數(shù)(market)。現(xiàn)有市場化程度的度量大部分集中在國家或省份層面，在城市層面較少。借鑒劉文革等(2008)、宋春合、吳福象(2018)的指標構造方法，考慮到這些綜合指標中都包括了利用外資及對外開放因素，這與本文控制變量存在一定重復。鑒于此，基于地級市數(shù)據(jù)的可用性，文章使用市轄區(qū)城鎮(zhèn)私營和個體從業(yè)人員占城鎮(zhèn)從業(yè)人員總數(shù)的比例來衡量市場多元化程度。

第二，經(jīng)濟開放度(open)。外商直接投資可以借由知識技術外溢、產(chǎn)業(yè)關聯(lián)等途徑影響經(jīng)濟發(fā)展，還可以通過城市資本存量的增加來改善城市對外開放水平。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，由于外商直接投資數(shù)據(jù)是以美元為計價單位，根據(jù)歷年平均匯率將城市外商直接投資換算成人民幣，并計算其在GDP 的比重，以此作為對外開放程度的衡量指標。

第三，城市創(chuàng)新水平(cre)：采用寇宗來、劉學悅(2017)的城市創(chuàng)新指數(shù)來衡量。該指數(shù)考慮到不同年齡專利的數(shù)量的差異性，通過評估不同年齡專利的平均價值，并按照“城市—產(chǎn)業(yè)”維度加權得到，可以較為全面和合理地反映出城市創(chuàng)新水平。

第四，教育水平(edu)。采用各城市中等教育學校在校學生數(shù)來衡量。人力資本水平和勞動力結構都會對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生影響，與高等教育相比而言，中等教育的學生更傾向本地化就業(yè)，因此采用中等教育在校學生數(shù)可以大致反映地區(qū)人力資本水平和勞動力結構（張林，2018）。

第五，公共服務水平(gov)。公共消費支出越高，相應地政府所能提供的公共產(chǎn)品與服務就越多。借鑒劉海云、毛海鷗(2015)的方法，以一般政府公共消費支出占GDP 的比重衡量政府公共服務水平。

第六，信息化水平(internet)。信息化進步有助于不同產(chǎn)業(yè)間信息的傳遞，促進傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級換代，同時也有益于新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。考慮到互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對產(chǎn)業(yè)結構的顯著影響，本文選取各城市互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)來衡量城市信息化發(fā)展程度。

3. 數(shù)據(jù)來源與處理

本文從2001-2015 年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟年鑒》中選擇了323 個地級城市，然后剔除了研究期間城市行政區(qū)劃和面積發(fā)生變化的城市，刪除數(shù)據(jù)缺失過多的城市，從而產(chǎn)生了261 個地級城市的面板數(shù)據(jù)，其中對于少量缺乏指標的情形，主要通過外推和插值來加以補充。考慮到異質(zhì)性問題，文章將除了勞動力流入(lab_fl)之外的變量取對數(shù)化，其中對于零值變量情況統(tǒng)一加1 后再取自然對數(shù)處理。

五、基準實證分析

1. 基準模型回歸結果

首先對勞動力流入與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關系進行分析，考慮到產(chǎn)業(yè)結構變化也會對勞動力流入產(chǎn)生一定影響，同時所設模型也無法窮盡所有影響產(chǎn)業(yè)結構升級的解釋變量，進而可能產(chǎn)生遺漏變量，因此文章采用系統(tǒng)廣義矩估計(GMM)方法解決模型內(nèi)生性問題，相關回歸估計結果見表1。其中，模型(1)和(2)是構建勞動力流入影響產(chǎn)業(yè)結構升級的基準模型，模型(3)和(4)是在模型(1)和(2)的基礎上加入經(jīng)濟發(fā)展變量，模型(5)和(6)是在模型(3)和(4)的基礎上加入勞動力流入與經(jīng)濟發(fā)展的交互項，即考慮到勞動力流入的外溢效應是否受到經(jīng)濟發(fā)展的影響。針對交互項可能產(chǎn)生的多重共線性問題，文章對勞動力流入、經(jīng)濟發(fā)展以及交互項均進行了標準化處理。從表1 結果來看，無論是產(chǎn)業(yè)結構高級化還是合理化，所有回歸模型的AR 自相關檢驗與Sargan 檢驗均表明模型設定合理并且工具變量有效。

進一步，結合表1 實證結果進行具體分析：

一是從產(chǎn)業(yè)結構高級化來看，模型(1)中，勞動力流入的系數(shù)為0.001 且在1%的水平下顯著，即勞動力流入每提高1 個百分點，產(chǎn)業(yè)結構高級化程度平均提高0.001 個百分點，這說明在不考慮經(jīng)濟發(fā)展的影響下，勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構高級化的提升具有促進作用，這與前文假設1 相一致。模型(3)的結果顯示，加入經(jīng)濟發(fā)展變量后，勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進作用有所提高，但經(jīng)濟發(fā)展自身對產(chǎn)業(yè)結構高級化卻起到顯著的阻礙作用，這主要是在經(jīng)濟發(fā)展的過程中，隨著物質(zhì)資本要素不斷增加，資本深化往往存在邊際報酬遞減的趨勢，而且物質(zhì)資本的大量投入會影響人力資本提升與創(chuàng)新發(fā)展，進而影響第三產(chǎn)業(yè)比重提高。但是外部勞動力流入的增加會調(diào)整和優(yōu)化本地勞動力結構，減弱因經(jīng)濟量化增長所帶來的不利影響，最終促進產(chǎn)業(yè)結構高級化程度的提高。從模型(5)可以看出，加入勞動力流入與經(jīng)濟發(fā)展的交互項后，勞動力流入以及其與經(jīng)濟發(fā)展的交互項系數(shù)分別為0.102 和-0.007，且均在1%統(tǒng)計水平下顯著，此時勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構高級化的總影響為“0.102-0.007lnpgdp”。如果在經(jīng)濟發(fā)展的平均水平上，那么勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構高級化的總影響大于零，則表明勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構高級化具有促進作用；但同時交互項系數(shù)為負值，表明經(jīng)濟發(fā)展會在一定程度阻礙勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構高級化的推動作用。總的來看，在勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響中，勞動力流入的作用是相對變化的，經(jīng)濟發(fā)展有可能作為這種作用變化的重要門限，在引導勞動力流入對城市產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響中起到重要作用。

表1 勞動力流入與經(jīng)濟發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級影響的計量結果

二是從產(chǎn)業(yè)結構合理化來看，模型(2)中，勞動力流入的系數(shù)為0.001 且在1%的水平下顯著，即勞動力流入每提高1 個百分點，產(chǎn)業(yè)結構合理化程度平均提高0.001 個百分點，這說明在不考慮經(jīng)濟發(fā)展的影響下，勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構合理化的提升具有一定促進作用。模型(4)的結果顯示，加入經(jīng)濟發(fā)展變量后，勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構合理化具有顯著的阻礙作用，但經(jīng)濟發(fā)展自身對產(chǎn)業(yè)結構合理化起到顯著的促進作用。從模型(6)可以看出，加入勞動力流入與經(jīng)濟發(fā)展的交互項后，勞動力流入以及其與經(jīng)濟發(fā)展的交互項系數(shù)分別為-0.351 和0.024，且均在1%統(tǒng)計水平下顯著，此時勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構高級化的總影響為“-0.351+0.024lnpgdp”。如果在經(jīng)濟發(fā)展的平均水平上，那么勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構合理化的總影響小于零，則表明勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構合理化具有阻礙作用，這與前文假設2 相一致；但同時交互項系數(shù)為正值，表明經(jīng)濟發(fā)展會在一定程度上抑制勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構合理化的阻礙作用。同樣，在勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響中，經(jīng)濟發(fā)展也有可能作為這種作用變化的重要門限。

2. 穩(wěn)健性檢驗

為了確保估計結果的穩(wěn)健可靠性，文章依次對產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化的估計結果做了進一步的穩(wěn)健性檢驗。對于系統(tǒng)廣義矩估計(GMM)方法下的估計結果，可以采用個體固定效應模型進行穩(wěn)健性檢驗（錢學鋒、陳勇兵，2009），據(jù)此在模型5和模型 6 的基礎上，采用個體固定效應模型估計法進行檢驗，相關方程的穩(wěn)健性檢驗結果見表2。表2 結果顯示，采用系統(tǒng)廣義矩估計(GMM)與個體固定效應模型方法下，所得估計結果在系數(shù)顯著性以及正負號上表現(xiàn)出明顯的相似性。因此，前述產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化的系統(tǒng)GMM 估計結果是穩(wěn)健可靠的。

表2 穩(wěn)健性檢驗結果

六、拓展分析：以經(jīng)濟發(fā)展為門限研究勞動力流入影響

根據(jù)上述實證結果，在不同的經(jīng)濟發(fā)展水平下，勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構升級有不同的影響，經(jīng)濟發(fā)展可能存在“門限效應”，但傳統(tǒng)的線性模型無法有效識別這種效應。為了驗證假設3，采用動態(tài)面板門限值效應回歸來進一步厘清勞動力流入與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的非線性關系。

1. 模型構建

借鑒Kremer 等(2013)的研究思路，這里將經(jīng)濟發(fā)展作為門限變量，將模型轉化為非線性的門限模型，嘗試構建動態(tài)面板門限回歸模型。在此，在以模型(1)即產(chǎn)業(yè)結構高級化作為被解釋變量，設定單一動態(tài)面板門限模型為例，而產(chǎn)業(yè)結構合理化及多重動態(tài)面板門限等情況與之類似，文章就不再一一贅述。具體如下：

其中，ai和bi為動態(tài)面板門限模型的個體效應，lnpgdpi，t為該模型的門限值，λ 為待估門限變量值，其它變量含義同模型(1)。

2. 模型估計方法概述

由前文可知模型可能存在雙向因果關系，如果使用OLS 回歸會導致內(nèi)生性偏誤問題，因此文章借鑒Baum 等(2013)、Kremer 等人(2013)以建立單一動態(tài)面板門限模型的方法為參考，具體采用以下模型估計方法：

第一，根據(jù)Arellano and Bover(1995)的前向正交差分處理方法，消除個體固定效應，使得差分后的隨機誤差項可以具有相同的平方差和不相關的特性。

第二，綜合借鑒Anderson and Hsiao(1981)、Kremer 等(2013)消除內(nèi)生性的方法，使用被解釋變量的滯后一期和一階差分作為工具變量，并運用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM 回歸方法，得到模型殘差平方和最優(yōu)門限值。

第三，采用Hansen(1996)的自助抽樣法，通過拉格朗日LM檢驗的F 值的顯著性來判斷是否存在顯著的門限效應及類型。

第四，在以上檢驗的基礎上使用分段動態(tài)面板系統(tǒng)GMM來估計出變量的影響系數(shù)。

3. 產(chǎn)業(yè)結構高級化的實證結果

門值估計需要集中解決兩個問題：第一，門限值和核心解釋變量的回歸參數(shù)估計；第二，檢驗門限估計值。因此，首先要確定模型的門限值個數(shù)，然后根據(jù)本節(jié)中提到的模型進行門值效應回歸。具體而言，以經(jīng)濟發(fā)展為門限值變量，假設模型中有1、2 和3 個門限值，在單、雙和三個門限值下依次重復采樣1000 次，得到產(chǎn)業(yè)結構升級門限值效應顯著性的檢驗結果（表3）。從表3 中F 值和P 值可以看出，在1%統(tǒng)計水平下雙重門限檢驗統(tǒng)計值顯著，而在5%統(tǒng)計水平下單一門限檢驗統(tǒng)計值顯著，這說明勞動力流入與產(chǎn)業(yè)結構高級化之間的確存在以經(jīng)濟發(fā)展為門限的非線性關系。鑒于雙重門限置信區(qū)間分布已將單一門限的置信區(qū)間囊括在內(nèi)，我們選取已經(jīng)向前正交差分法處理，得到經(jīng)濟發(fā)展的門限估計值分別為-9.788 和-7.328（見表4）。據(jù)此，計劃采用雙重動態(tài)面板門限模型進行回歸估計。

表3 產(chǎn)業(yè)結構高級化的門限效應檢驗結果

勞動力流入與產(chǎn)業(yè)結構高級化的門限回歸結果如表5 所示。從估計結果來看，在不同經(jīng)濟發(fā)展水平下，勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構高級化的提升存在差異性。當經(jīng)濟發(fā)展在低門限值(-9.788)以下時，勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構高級化的提升具有抑制作用，但統(tǒng)計上不顯著；當經(jīng)濟發(fā)展跨越低門限值(-9.788)，且不超過中門限值(-7.328)時，在5%的統(tǒng)計水平下，勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響顯著為負；當經(jīng)濟發(fā)展跨越中門限值(-7.328)時，勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響由抑制轉變?yōu)橥苿幼饔茫以?%統(tǒng)計水平下顯著，這表明勞動力流入與產(chǎn)業(yè)結構高級化提升之間的確存在兩個拐點。勞動力流入與產(chǎn)業(yè)結構高級化之間并不是簡單的線性關系，而是呈現(xiàn)“U”型的非線性關系。這主要原因在于經(jīng)濟發(fā)展可以為勞動力結構和產(chǎn)業(yè)結構升級相互影響提供條件，從而實現(xiàn)勞動力市場結構的完善與產(chǎn)業(yè)結構轉型的協(xié)調(diào)發(fā)展。在經(jīng)濟發(fā)展較低階段，低端勞動者的流入可以滿足勞動密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但是無法直接滿足產(chǎn)業(yè)結構高級化的用人需求，反而在經(jīng)濟欠發(fā)達的條件下加劇對城市公共服務的壓力，阻礙產(chǎn)業(yè)結構高級化；當經(jīng)濟發(fā)展到一定階段后，城市具備吸引高技能勞動者和容納低技能勞動者的各種條件，進而發(fā)揮了勞動力要素對產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進作用。

表4 產(chǎn)業(yè)結構高級化的門限值估計結果

表5 產(chǎn)業(yè)結構高級化的門限回歸結果

4. 產(chǎn)業(yè)結構合理化的實證結果

同理，結合表6 和表7 的結果，得到勞動力流入與產(chǎn)業(yè)結構合理化之間的確存在以經(jīng)濟發(fā)展為門限的非線性關系，進而得到經(jīng)濟發(fā)展的門限估計值分別為-11.098 和-10.706。據(jù)此，采用雙重動態(tài)面板門限模型進行回歸估計。

表6 產(chǎn)業(yè)結構合理化的門限效應檢驗結果

表7 產(chǎn)業(yè)結構合理化的門限值估計結果

勞動力流入與產(chǎn)業(yè)結構合理化的門限回歸結果如表 8 所示。從動態(tài)面板門限模型回歸結果來看，在不同的經(jīng)濟發(fā)展區(qū)間內(nèi)，城市勞動力流入增加對產(chǎn)業(yè)結構合理化具有不同的抑制作用：當經(jīng)濟發(fā)展不超過-11.098 時，勞動力流入增加會促進產(chǎn)業(yè)結構合理化程度的提升，但是這種推動作用在統(tǒng)計上不顯著；而當經(jīng)濟發(fā)展跨越低門限值(-11.098)，且不超過中門限值(-10.706)時，在5%的統(tǒng)計水平下，勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響顯著為負，表明勞動力流入增加對產(chǎn)業(yè)結構合理化具有一定抑制作用；當經(jīng)濟發(fā)展跨越中門限值(-10.706)時，在1%的統(tǒng)計水平下，勞動力流入增加對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響依然顯著為負，但其抑制作用大大減弱。至此，已經(jīng)充分從經(jīng)驗證據(jù)上驗證了假說3 的成立。

表8 產(chǎn)業(yè)結構合理化的門限回歸結果

進一步，如果按照上述估計的門限值，將261 個地級城市劃分為較低、中等和較高經(jīng)濟發(fā)展水平區(qū)間的話，通過對比我們不難發(fā)現(xiàn)，不管是探討產(chǎn)業(yè)結構高級化還是產(chǎn)業(yè)結構合理化問題，在樣本期內(nèi)兩者處于較高經(jīng)濟發(fā)展水平的樣本觀察值分別是2664 個和3030 個，分別占總樣本比重的68.1%和77.4%。這就意味著樣本期內(nèi)大多數(shù)我國地級城市位于相對較高經(jīng)濟發(fā)展水平，相應的勞動力流入會對產(chǎn)業(yè)結構高級化具有促進效應，同時對產(chǎn)業(yè)結構合理化具有抑制效應。這也從側面驗證了假說1 和假說2 的可靠性。

進一步，如果按照上述估計的門限值，將261 個地級城市劃分較低、中等和較高經(jīng)濟發(fā)展水平區(qū)間的話，通過對比不難發(fā)現(xiàn)，不管是探討產(chǎn)業(yè)結構高級化還是產(chǎn)業(yè)結構合理化問題，在樣本期內(nèi)兩者處于較高經(jīng)濟發(fā)展水平的樣本觀察值分別是2664 個和3030 個，各占總樣本比重的68.1%和77.4%。這就意味著樣本期內(nèi)大多數(shù)我國大多數(shù)地級城市位于相對較高經(jīng)濟發(fā)展水平，相應的勞動力流入會對產(chǎn)業(yè)結構高級化具有促進效應，同時對產(chǎn)業(yè)結構合理化具有抑制效應。這也從側面再次驗證了假說1 和假說2 成立的可靠性。

七、主要結論與政策意涵

文章首先分別以產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化為研究切入點，從理論上分析勞動力流入、經(jīng)濟發(fā)展效應與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的作用機制, 然后采用我國261 個地級市2001-2015年的面板數(shù)據(jù)，利用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和交互項方法實證考察了城市勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。為了進一步找出勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構升級的門限效應，采用動態(tài)面板門限模型檢驗了在勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構升級作用中，經(jīng)濟發(fā)展所起到的非線性影響，最終得到與理論假說相一致的經(jīng)驗證據(jù)。研究結果表明：一是勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構高級化的提升具有顯著的促進作用，對產(chǎn)業(yè)結構合理化卻具有一定的抑制作用；二是經(jīng)濟發(fā)展會顯著影響勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響作用，并存在顯著的非線性特征；三是隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，產(chǎn)業(yè)結構高級化會發(fā)生逆向轉換，整體呈現(xiàn)類“U”型發(fā)展形式，而勞動力流入對產(chǎn)業(yè)結構合理化的抑制作用則進一步顯著減弱。

我國已經(jīng)進入老齡化化社會，伴隨而來的是勞動力無限供給時代的消亡，面臨劉易斯拐點的到來，我國實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的發(fā)展大幕才真正徐徐拉開（沈于、朱少非，2014）。結合這一時代背景，在上述研究結論的基礎上，我們得出如下政策啟示：

第一，充分發(fā)揮勞動力流動對產(chǎn)業(yè)結構升級的“倒逼”效應。由于勞動力總供給下降，勞動力流動得緩慢，使得城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的勞動力變得相對稀缺，低端勞動密集型產(chǎn)品將無利可圖，東部沿海地區(qū)將有更多資本打造價值鏈高端產(chǎn)業(yè)，這需要加快轉變依靠廉價勞動力的外生型經(jīng)濟發(fā)展方式，推動產(chǎn)業(yè)在不同區(qū)域間的有效承接和合理轉移，帶動中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化和工業(yè)化，從而實現(xiàn)區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。

第二，積極培育適應當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結構升級的勞動力結構。農(nóng)村富余勞動力的文化及技能素質(zhì)不夠高，新生代勞動力就業(yè)選擇與產(chǎn)業(yè)結構存在結構性矛盾，技能型勞動力短缺一直是我國勞動力市場的重要瓶頸，不利于我國產(chǎn)業(yè)升級和轉移。近期甚囂塵上的城市“搶人大戰(zhàn)”其實是人口老齡化、政策新調(diào)整、經(jīng)濟新動能和創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略四重要素時空耦合的結果。換言之，短期勞動力快速流入能否對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級發(fā)揮促進作用仍需諸多配套條件，不僅要引人引智，更要結合各個城市在發(fā)展定位和資源稟賦上的先天差異留住人。

第三，提高經(jīng)濟發(fā)展外溢能力，動態(tài)處理勞動力流入與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級之間的關系。經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略是決定區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展的重要因素，對于經(jīng)濟發(fā)展水平低的城市，要加強基礎設施建設,根據(jù)區(qū)位優(yōu)勢和產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間為承接產(chǎn)業(yè)轉移和升級做好硬件準備。對于經(jīng)濟發(fā)展水平較高的城市，則應注重培育創(chuàng)造適應產(chǎn)業(yè)升級和轉移的制度環(huán)境,提高公共服務效率，降低勞動力流動對產(chǎn)業(yè)結構升級優(yōu)化的沖擊。