勞動力流動、產業集聚與產業結構升級

編者按：2024年7月15日至18日，中國共產黨第二十屆中央委員會第三次全體會議在北京舉行并審議通過了《中共中央關于進一步全面深化改革、推進中國式現代化的決定》。具有劃時代意義的黨的十八屆三中全會開啟了新時代全面深化改革、系統整體設計推進改革新征程，開創了我國改革開放全新局面。

全會指出：當前和今后一個時期是以中國式現代化全面推進強國建設、民族復興偉業的關鍵時期。進一步深化改革的總目標是繼續完善和發展中國特色社會主義制度，推進國家治理體系和治理能力現代化。為更好地服務學界和社科理論界宣傳和闡釋全會關于進一步全面深化改革的決定并指導實踐，本刊自本期始，開設“進一步全面深化改革”專題，對其涵蓋的相關理論話題、學術話題進行持續討論。本期邀約云南民族大學段鋼教授團隊、東北大學侯冠宇博士團隊、中南財經政法大學李萌博士生，分別就“勞動力流動、產業集聚與產業結構升級”“營商環境助推民營企業發展：歷史、現實與路徑”“新發展格局下中國特色產業鏈戰略”展開研討，現刊出有關成果。

摘 要：為厘清勞動力流動、產業集聚與產業結構升級之間的關系，基于2008—2020年中國省際面板數據，運用系統GMM估計、PVAR模型方法對三者的動態影響關系進行了探究。結果顯示，相較于南北地區的縱向差異，產業結構升級在東中西部地區上的橫向差異更明顯，且三者的聯動效應具有橫向區域異質性。首先，產業集聚整體上對勞動力流入存在短期識別機制。產業結構升級具有循環累積效應，且東部地區最強而西部地區最弱。其次，產業結構升級與產業集聚的互動強化機制僅表現在東部地區，中西部地區產業集聚不具備自我演化機制。再者，產業集聚的產業結構升級效應和勞動力流動的產業集聚效應，均在東部地區表現為長期促進作用，在中部地區為短期促進作用，在西部地區則為負向作用或效應不強烈。此外，產業結構升級和產業集聚都有利于中部地區勞動力的短期回流，而西部地區勞動力的回流效果則未具備穩定表現。

關鍵詞：勞動力流動;產業集聚;產業結構升級;PVAR

基金項目：國家社會科學基金項目“三權分置下生產要素流動對西南少數民族地區農戶收入的影響研究”（18XJL012）;云南省教育廳科學研究基金項目“‘一帶一路’倡議對云南產業升級的作用機制與影響效應研究”（2024Y446）。

[中圖分類號] F207 [文章編號] 1673-0186（2024）008-0006-023

[文獻標識碼] A [DOI編碼] 10.19631/j.cnki.css.2024.008.001

新時代背景下全球經濟出現增長乏力的難題，這對我國經濟的高效增長也提出了更高的要求，經濟調整與轉軌已成為我國經濟發展的重要話題，其中產業結構升級的實現是重中之重。黨的十九大以來，加快我國經濟結構轉型、產業結構升級與構建國際國內雙循環格局的工作部署被提到了更高的位置。在習近平新時代中國特色社會主義經濟思想的引領下，中國經濟發展將邁入新發展時代。在經濟轉型的關鍵時期，我國產業結構上仍存在低端制造業現實與高端制造業強競爭力發展需求、服務業充分發展需要的矛盾。黨的二十大上，習近平總書記再次強調我們要堅持建設現代化產業體系，促進區域協調發展，加快構建新發展格局。這進一步表明加快產業結構優化升級是應對我國經濟發展結構性矛盾的重要舉措。

經濟集聚不僅能充分發揮集聚效應促進產業結構變遷，而且能通過經濟的自我強化作用對區域生產要素與資源進行重新配置，減弱要素結構的區域錯配對經濟增長的阻礙影響。在經濟集聚背景下，產業集聚成為重要的集聚表現，儼然已成為地區產業經濟發展的常態。在結構調整的陣痛期，產業集聚發展為滿足產業結構升級需要提供了重要發展方向。產業集聚能夠促進知識交互，不僅能通過技術創新促進產業發展，而且能通過技術革命催生新產業。因此，從產業集聚角度研究產業結構升級具有現實意義。同時，勞動力要素是產業經濟發展的重要基礎之一，對產業集聚與產業升級都發揮了重要基礎作用。我國作為人口大國，擁有龐大的勞動力規模，這也一度是我國經濟快速增長的重要資源優勢。在產業經濟理論中，人口規模與人口結構是解決產業結構轉型中勞動力供給的關鍵，勞動力流動能在一定程度上減少產業結構變遷過程中因生產要素約束受到的阻力。梳理文獻發現，盡管學者們在實證設計上運用的諸如靜態面板模型、動態面板模型、空間計量模型、門檻模型等方法存在差異，但學界對勞動力流動、產業集聚與產業結構升級之間的研究仍主要停留在獨立單向的關系探討，三者的系統探究成為研究空白。因此，在學界現有的豐富研究成果下，本文嘗試厘清勞動力流動與產業集聚、產業結構升級三者之間的相互作用路徑，助力于加快我國現代化產業體系的建設，推動我國經濟高質量發展。

一、文獻回顧與理論分析

通過文獻梳理發現，學界對勞動力流動、產業集聚與產業結構升級之間的單向關系進行了豐富研究，下面將分三個角度進行梳理并論述其理論作用邏輯。

（一）關于勞動力流動與產業結構升級作用關系的研究

勞動力流動與產業結構升級關系的研究可從下面兩個角度進行歸類：一是從勞動力流動視角切入的研究。這類研究中不區分勞動力素質，側重分析的是流動行為過程，主要從生產要素流動和人的流動行為與決策角度分析勞動力流動對產業結構升級的作用;二是從勞動力集聚視角切入的研究。這類研究中以勞動力異質性假設為基礎，側重關注的是流動行為形成的集聚結果。通過勞動力異質性把勞動力區分為高技能勞動力與低技能勞動力，著重分析勞動力流動下高低技能勞動力的差異性集聚對產業結構升級的作用。但就實證角度看，勞動力異質性的量化測度是一大難點，學界尚未有統一看法。

首先，勞動力流動對產業結構升級的作用存在高級化和合理化的差異性表現。從橫向流動角度出發的研究認為，勞動力跨區域流動是導致我國區域產業結構升級差異的重要原因[1]，因為流入和流出勞動力從事的產業很大程度上決定了產業結構合理化和高級化[2]。在橫向流動角度上，主要以城鄉間的勞動力流動分析為主。在城鎮化初期，勞動力從農村流入城市能顯著促進地區產業結構的優化升級[3-4]。在縱向流動角度上的研究主要以產業間流動分析為主，其作用路徑是勞動力流動通過促進生產要素從低效率產業轉向高效率產業，從而使產業結構升級[5-6]。一方面，勞動力流入帶動要素集聚，提高了地區經濟專業化集聚，通過稟賦效應、消費需求效應、人力資本效應與資源配置效應發揮積極作用。但勞動力流動對產業結構高級化的提升在總體上表現出促進作用的同時往往并存著顯著的區域性差距[7]，從而引致區域產業結構升級差異。另一方面，勞動力流動對產業結構合理化卻往往呈現出一定的抑制作用[8]，具體會通過加劇城鄉收入不平等極化途徑，抑制產業結構的合理化[9]，進而阻礙產業結構升級。

其次，中國地區間的勞動力流動在實際上具有鮮明的技能高低差異，勞動力異質性研究也受到學界關注。高技能勞動力受到各地的優惠政策使得其在區域間的流動是相對自由的，因而具有趨于長久遷居于工作地的主要特點而引致其集聚行為;低技能勞動力流動卻往往面臨著戶籍、社保、教育等多種地域因素的流動制約[10]，具有趨于非長久務工于流入地的主要特點而引致其流動行為。勞動力素質的差異性也導致了對產業結構不同的影響作用程度，因而我國東部地區呈現高技能勞動力偏向型而西部地區呈現非技能型特點[11]。高技能勞動力流入能直接帶來人力資本的提升，引致傳統型產業向知識密集型產業的轉變，這是產業結構升級的重要動力[12]。同時，高技能勞動力的專業性報酬高，故也能帶來消費水平與消費結構的提升，進一步推動高技術產品的供給和服務水平的提升，促進產業結構升級。因此，高技能勞動力流入對產業結構升級的促進效果比低技能勞動力流入表現出更強的作用。由于高技能勞動力集聚在顯著促進產業結構升級的過程中也能表現出明顯的區域差異特征，高低技能勞動力集聚很可能是造成區域差異特征的來自勞動力方面的重要原因[13]。異質性勞動力在區域上不同行為決策的影響也具有明顯差異性。如袁冬梅等認為房價上漲使得普通勞動力外流而技術人才內流，能改變勞動力供給結構，從而使得技術含量低的產業流出或向技術含量高、投入產出高的產業轉變，實現產業結構升級[14]。

（二）關于勞動力流動與產業集聚作用關系的研究

勞動力流動與產業集聚關系的研究多基于新經濟地理學框架開展。新經濟地理學中指出，區間人口流動會出現本地市場效應和價格指數效應[15]。本地市場效應是指壟斷性企業具有選擇市場規模較大的區位進行生產，而向市場規模較小的區域出售產品的生產傾向。價值指數效應是指由于企業生產的區位選擇通過生產地銷售的運輸成本低、產品數量與種類多、市場規模穩定等原因使當地的產品價格低，從而使得當地消費者的生活成本低，反映了企業區位生產對消費者生活成本的影響。

勞動力流動優化了資源配置，是引致產業集聚的重要機制。新經濟地理學認為，生產要素是產業集聚的核心機制之一，尤其是勞動力要素的跨區域流動在相互關聯產業發展的循環累積中發揮了關鍵性的作用[15]。區域勞動力要素的流動會直接形成外生性的需求沖擊，工人將工資消費在工作地，帶來區域基本商品和服務需求的增長[16]。由于本地市場效應，市場規模的變化促使企業遷移，促使企業大量進駐形成集聚。同時，在價格指數效應影響下，產業重新布局，居民名義收入不變而實際消費力提高。這使得區域競爭力和吸引力增強，進一步加強產業集聚。勞動力流動帶來必要性消費需求沖擊將導致傳統基礎產業聚集的加強[3]。我國高速鐵路網開通以來，勞動力的自由流動范圍更廣，對地區產業集聚發展的影響更加深刻。如譚志雄等研究發現高鐵開通能通過勞動力流動帶來的知識溢出促進了第三產業集聚，而且具有明顯的空間溢出效應[17];王林輝研究發現不同性質勞動力流動在高鐵開通促進相關多樣化產業集聚過程中發揮了不同作用，其中研發人員流動對相關多樣化產業集聚的影響更顯著[18]。

勞動力流入能有助于產業集聚，產業集聚又能加強要素流入的吸引力來增強自身集聚效果，兩者表現出雙向螺旋促進關系。在早期，伴隨城市產業集聚規模效益的變動，農村勞動力流動通過加速城市產業集聚擴大了城鄉收入差距[19]。不僅如此，勞動力流動對非農產業集聚有著顯著正向影響，與外商直接投資相比較，勞動力流動的影響效果更為明顯[20]。勞動力區際流動性的下降會阻礙產業高效集聚。如趙祥認為公共服務水平降低會提高勞動力流動的隱性成本，阻礙了我國產業的高效集聚，表現出一種制度障礙[21]。產業集聚也就必然伴隨著勞動力的跨區域流動，因而研究產業集聚無法避開其區域異質性的探討。經濟發達、制造業集聚的東部地區是勞動力流入的主要地區，制造業的集聚程度是我國勞動力跨區域流動的主要影響因素[22]。中西部地區積極吸收來自東部發達地區的人力資源、資本和技術的流入最終能提高本地區的產業集聚水平[23]。

（三）關于產業集聚與產業結構升級作用關系的研究

外部性是產業集聚影響產業結構升級的重要分析基礎，地理集聚分析主要從MAR外部性、Jacobs外部性與Poter外部性對產業關聯與集聚發展、專業化分工與投入產出效率等方面開展。從當前研究看，產業集聚有制造業產業集聚、生產性服務業集聚、金融產業集聚、文化產業集聚等多種類別形式。下面將主要以研究結果為分類闡釋兩者之間的關系。

產業集聚能顯著促進產業結構高級化，卻對產業結構合理化存在阻礙性表現。產業集聚通過專業化效應、規模經濟效應和知識溢出效應進一步細化生產鏈條、降低生產成本和促進技術進步來推動產業結構升級[24-25]。產業集聚能通過產業融合和價值溢出共創推動需求端的消費激增與供給端的永久入駐，形成供需協同對接與資源優化，推動區域產業結構高級化[26-27]。我國生產性服務業集聚對產業結構升級有積極促進作用，其中以金融產業集聚效果最為明顯[28]。不僅如此，其效果對周邊地區產業結構升級也存在正向空間溢出效應，且以信息服務業集聚的促進作用最為明顯[29]。產業集聚引致勞動力、資本等生產要素的集中來提升專業化分工水平、技術水平[30]，高生產效率產業的出現與發展促進了產業結構高級化。產業結構合理化衡量了產業間關聯程度、協調程度與均衡程度。在產業布局選擇上，地方政府的決策往往受自身實況等多方面因素影響，因而產業集聚對產業結構高級化和合理化的促進作用往往無法兼顧，甚至表現出競爭關系。如王帥等研究發現山西省制造業集聚可有效促進產業結構高級化但會制約產業合理化進程，而政府干預后能一定程度使其改善[24];徐磊等實證測算了體育產業集聚對產業結構升級的影響，得到同樣結果[31]。值得注意的是，其還建立了以財政分權為門檻條件的門檻模型，結果發現體育產業集聚對產業結構升級呈“U”型關系，存在財政分權門檻。這進一步揭示了地方政府對產業結構升級的重要影響作用以及政府與市場關系的協調重要性;張治棟等研究發現產業集聚具有空間溢出效應，無論是制造業集聚、生產性服務業集聚還是二者協同集均能正向促進產業結構高級化，但生產性服務業集聚不利于產業結構合理化[32]。究其原因，考慮主要是由于生產性服務業企業間存在高度競爭[33]引致要素堵塞效應，進而對產業集聚的外部性產生約束[32]，高度集聚下會對其他產業產生顯著的“擠出效應”。

產業結構升級與產業集聚具有相互促進作用。產業結構升級在產業集聚助推經濟增長和發展的過程中能發揮正向作用。如殷天賜等以產業結構高級化作為門檻變量建立面板門檻模型研究發現，在較高的產業結構高級化水平下，我國信息技術產業集聚有助于經濟增長[34]。李太平等和王斯琪等借助中介效應模型研究發現，在戰略性新興產業集聚和高技術產業集聚對經濟高質量發展的影響中，產業結構升級都發揮出顯著促進的中介效應[35-36]。

綜上所述，當前研究一是從勞動力流入視角分析了產業結構升級的重要推力，從勞動力異質性角度對產業結構的區域性差異進行了一定程度的解釋，但是在測度上未能達成統一意見;二是從外部性闡釋了產業集聚對產業結構升級的動力作用機制并做了大量實證分析研究，為本次研究提供了借鑒與參考。梳理文獻可見，勞動力流動、產業集聚與產業結構升級三者之間應有重要的內在聯系，然而尚未有研究對三者之間的系統關系進行分析，這成為本文的研究契機。本文將基于全國省（自治區、直轄市）的產業結構發展狀況，創新運用面板向量自回歸模型考察勞動力流動、產業集聚與產業結構升級之間的系統互動關系與內在機制，并進行區域異質性剖析。本文的邊際貢獻在于：第一，將勞動力流動、產業集聚與產業結構升級納入同一分析框架，重點考察了三者之間的內生機制影響，可以豐富產業結構調整領域的研究;第二，在實證方法上，區別于向量自回歸模型，本文拓展到面板數據，運用面板向量自回歸模型對勞動力流動、產業集聚與產業結構升級的動態關系進行了深入分析，有效提高研究結論可靠性。第三，運用PVAR模型進一步進行了區域異質性剖析，豐富關于產業結構調整的實證經驗的同時可為產業政策制定提供契合現實的可行經驗參考。

二、研究設計與數據分析

在明晰理論邏輯后，下面進行實證研究設計說明和數據分析。

（一）變量測度方法

1.產業結構升級（ISU）

產業結構調整研究往往從產業結構的高級化和合理化兩個方面開展，兩者表現出橫向和縱向結構關系。產業結構高級化體現了產業結構從低到高的縱向高度躍遷，產業結構合理化則體現了產業結構由點到面的橫向拓展。借鑒學界相關研究，本文從合理化和高度化兩個維度衡量產業結構升級情況。從三次產業的分類角度出發，充分考慮產業結構內三次產業演變調整的趨勢，參考徐德云、徐敏等的測度方法[37-38]，用產業結構層次系數測度產業結構高級化（ISUH），具體見公式（1）;參考陶長琪等的方法[39]測度產業結構合理化系數（ISUR），測算方法見公式（2）。

ISU=∑gdp*n（1）

ISU=1-∑|P-P|（2）

t表示年份，i表示地區。ISU表示t時期i地區的產業結構高級化程度，gdp代表第n產業的產業增加值占國內生產總值的比重，系數大小與產業結構高級程度成正比;ISU表示產業結構合理化系數。其中P表示第n產業的生產總值占地區生產總值的比重，P代表了第n產業就業人數占地區總就業人數的比重。系數大小與產業結構合理程度成正比。基于本文研究方法特點，運用熵值法對產業結構高級化和產業結構合理化進行綜合考量，根據相應的熵值和所得權重加權術和計算得到產業結構升級指數（ISU）。

2.產業集聚（Iagg）

為了細化研究聚集點，合理反映產業集聚水平，參考學界研究[40]，用區位熵指標進行測算。區位熵指數越大，表明該產業在該地區內的發展相對于全國其他地區而言具有更強的集聚能力，更具規模優勢。測算方法見公式（3）。

Iaggit=max

=max

（3）

t表示年份，i表示地區，L表示就業人數，m表示產業。具體的，P表示i地區產業就業人數占i地區總就業人數的比例，P表示全國范圍內該產業的就業人數占總就業人數的比例。Iaggit表示產業集聚程度。Iaggit指數越大，產業集聚程度愈高。

3.勞動力流動（Lflow）

參照楊曉軍、張在冉的方法[41-42]，本文選擇用地區勞動力的機械變動率來衡量勞動力流動，即用地區就業增長率與地區就業自然增長率的差距衡量，見公式（4）。其中，用單位雇員人數（L）、私人和個體戶雇員人數（L）以及年末登記失業人數（L）的總和變動來核算地區就業人口的變動。基于數據的可獲得性，用地區常住人口的自然增長率（πit）來近似替代地區就業自然增長。

Lflowit=-πit（4）

（二）模型構建與樣本選擇

1.模型選擇與構建

VAR模型將所有的變量都統一視為內生變量，以此來反映變量之間動態的相互影響過程。任霍爾埃金（Holtz-Eakin）提出的面板向量自回歸模型（PVAR）既保留了VAR模型優良特征，又通過平面向空間的拓展降低了對數據長度的要求并考慮到個體異質影響。因而，本文在實證分析部分通過構建面板向量自回歸模型（PVAR）來分析勞動力流動、產業集聚與產業結構升級三者之間的影響關系，見公式（5）。

yi，t=∑αpyi，t-p+θi+γt+εi，t（5）

其中，i表示地區，t表示年份，p表示滯后階數，yi，t=（ISUi，t，Iaggi，t，Lflowi，t）T是3維列向量，αp是3*3維的系數矩陣，εi，t是服從正態分布的隨機擾動項，θi、γt分別是個體異質性與時間效應。

2.數據來源與樣本選擇

基于數據的可獲得性與可靠性（因西藏的數據統計不全，未納入樣本），本文變量勞動力流動、產業集聚與產業結構升級的面板數據選取范圍為2008—2020年內中國內地的30個省（市、自治區）。所用數據來源為國家統計局（國家數據庫）、《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》和《中國人口與就業統計年鑒》。各樣本描述性統計結果見表1。

（三）我國產業結構升級演變的區域特征分析

17世紀英國經濟學家威廉·配第在其著作《政治算術》中把處于不同經濟發展階段的原因歸結于各國產業結構不同[43]。由大見小，一國之中的區域經濟發展差異是否可能也符合配第定理？根據產業結構升級指數的測算結果繪制得到圖1和圖2，可以從地區和省域兩個層面來反映并考察產業結構升級的區域特征情況。

1.我國產業結構升級演變的地區特征分析

我國地區經濟發展不協調仍是突出矛盾，產業結構升級差異很大程度上是蘊含其中的突出代表之一。有別于以往研究中側重考察的東中西部地區橫向差異，地區經濟發展的南北縱向差異也值得關注。本文從地區分布的橫縱雙向對產業結構升級進行基本考察。按照國家統計局的劃分標準將中國內地劃分為東部、中部、西部和東北地區4個橫向區域，按照秦嶺淮河一線劃分為北方、南方兩個縱向區域。

圖1結果顯示，我國產業結構升級在東中西部的橫向區域差異較南北縱向區域差異而言要更明顯。從橫向區域結果來看，在考察期內，東部地區的產業結構升級水平遠遠領先全國水平，其他地區則均低于全國水平。就演變趨勢上看，整體上各個地區的產業結構升級都基本呈現平穩上升趨勢。具體來看，東部地區產業結構升級處于高水平下較平穩的上升過程;中部地區產業結構升級自2012年后上升趨勢明顯增強甚至強于東部地區，在2014年后大幅度領先西部地區和東w+vV9JAYjbADraB7OgtJAA==北地區并明顯地與之拉開差距，而后在2018年達到全國水平。可以看出，在2014年后中部地區的產業結構優化升級的步伐明顯加快;而西部地區和東北地區產業結構升級的演變趨勢較為相似，均處于低位運行水平。雖然西部地區考察期內始終略優于東北地區，但自2018年后開始同步面臨下行壓力，這可能是受新冠疫情沖擊影響。整體上，東北地區的產業結構升級動力欠缺。由此可見，經濟步入新常態的背景下，東北地區經濟下滑以及“新東北現象”的出現，產業結構升級放緩是其重要原因。而從縱向區域上看，我國產業結構升級的南北差異并不大，考察期內整體上南方地區略高于北方地區，而自2016年后這個差距呈現逐漸拉大趨勢。綜合可以看出，我國產業結構升級差異仍主要表現在橫向區域差異。因此，在區域協調發展與產業結構調整的工作重心以及政策傾向方面，東中西部地區差異仍是首要關注對象。

2.我國產業結構升級演變的省域特征分析

聚類分析能在相似基礎上對收集數據進行特征分類，把數據源分類到不同的簇中，是將數據對象集合分組為多個由相似對象組成的類的分析過程。為了整體上反映并靜態比較我國產業結構升級的省域演變特征，通過聚類分析過程得到3個不同等次的聚類，繪制得到圖2。聚類結果的類別分別為高值聚類（第一聚類）、中值聚類（第二聚類）與低值聚類（第三聚類），可以將產業結構水平劃分為相對意義下的高等、中等以及初等水平。從圖2可以看到2008年和2020年我國省域產業結構升級水平的靜態變化情況。總體上，顏色越深則表明聚類等級越高，產業結構升級指數越高。

整體上看，考察期內全國各省的產業結構升級指數提升較為明顯，成效較為顯著的同時區域差異拉大。從聚類個體來看，考察期內廣東省、浙江省、江蘇省從中值聚類進入與北京、上海、天津同列的高值聚類，這表明廣東省、浙江省、江蘇省的產業結構水平處于高值提升運行過程，已逐漸向北京、上海、天津靠近。此外，四川省、甘肅省、陜西省、山西省、江西省、湖南省、山東省、河北省、河南省9省則由第三聚類上升進入第二聚類，而其余各省市區或停滯在低值聚類或甚至有聚類等級下降。從聚類分布來看，東部沿海地區普遍處于第一二聚類內，中部地區處于第二聚類，第三聚類則主要為西部地區省份。可見，產業結構升級聚類的省份分布與東中西部地區劃分的經濟帶分布情況較為相似。由于聚類結果非主觀地反映了聚類對象的相似性和規律關系，這體現出我國產業結構升級演變的一個明顯特征：產業結構升級差異性與橫向經濟地帶差異性呈現吻合性。這不僅反映出我國產業結構升級具有東中西部地區的鮮明差異，也表明地區產業結構升級差異的拉大很大程度上是導致我國區域經濟發展差異的一個重要原因。值得注意的是，東北地區的產業結構升級提升并不明顯，甚至向低水平演變靠近。在產業結構升級層面看，這dCeNa6MbFouX1VIYjz5XCA==不僅說明“東北現象”的影響并未徹底消退，而且在新常態下剖析“新東北現象”時產業結構轉型不容忽視[44]。

三、實證建模與檢驗分析

以上行文對變量測算結果進行基本分析后，為深入分析勞動力流動、產業集聚與產業結構升級三者之間的內在影響關系，繼續構建PVAR模型進行分析。實證分析步驟為：第一，對面板數據的序列平穩性進行檢驗，排除偽回歸可能以確保模型結果的可靠;第二，確定模型的最優滯后階數，建立模型;第三，輔助進行面板格蘭杰因果關系檢驗，以檢驗變量不同時點信息的格蘭杰因果來驗證模型的統計學預測意義;第四，在建立模型后，形成變量沖擊的脈沖響應函數，以觀察三個變量之間的沖擊反應并分析其內在影響關系，是本文分析的重點關注結果;第五，在變量沖擊響應后進行方差分解，分析變量變動貢獻來源情況。最后，在建模之后進行穩健性檢驗，以驗證結果的可靠性。

（一）實證結果分析

1.平穩性檢驗

由于本文選取數據為面板數據，首先需要對數據進行面板單位根檢驗，以確保數據具有平穩性。在對變量的趨勢項與截距項判斷后，選擇IPS檢驗、fisher-ADF檢驗、LLC檢驗三種檢驗方法進行綜合判斷。結果詳見表2。全國樣本下產業結構升級、產業集聚和勞動力流動三個變量的檢驗統計值均在1%顯著水平下拒絕存在單位根的原假設。因此，三個變量數據均通過了檢驗即具有平穩性，為原序列平穩。

2.最優滯后階數的選取

在進行PVAR建模前需要確定模型最優滯后階數。采用BIC、AIC和HQIC三種統計量準則達到最小的數目來判斷模型的最優滯后階數。根據表3結果，確定的最優滯后階數為4階。在選取最優滯后期數后，采用系統GMM估計可構建關于產業結構升級、產業集聚與勞動力流動的PVAR模型。

3.面板格蘭杰因果關系檢驗

為進一步分析產業結構升級、產業集聚和勞動力流動相互之間的動態影響是否具有預測意義上的因果影響關系，對存在長期均衡關系的變量數據進行格蘭杰因果檢驗。由表4檢驗結果可見，至少在5%顯著性水平下拒絕了原假設。因此，產業結構升級是產業集聚的單向格蘭杰原因，產業結構升級、產業集聚分別與勞動力流動存在雙向格蘭杰因果關系。

4.脈沖響應分析

脈沖響應函數表示一個變量在另外一個變量受到單位標準差沖擊后的響應情況，通過這些響應圖能夠客觀地解釋和預測變量之間的關系。基于上文的分析，對PVAR模型中進行正向沖擊，并形成相應脈沖響應函數曲線來觀察響應情況，可以探討隨機擾動沖擊下變量之間的長期動態影響。使用蒙特卡洛方法進行了200次模擬，分別對產業結構升級、產業集聚和勞動力流動變量施加一個標準差的正交化脈沖后獲得內生變量間的動態關聯特征。圖3反映的是在95%的置信水平下，得到變量滯后20期的脈沖響應函數模型。

（1）由圖3（a、e、i）可見，產業結構升級、產業集聚變量均對自身信息沖擊有較為迅速的正向響應，說明其均存在一定的自我慣性影響。就響應強度來看，產業結構升級變量和產業集聚變量的正向響應隨時間逐漸平滑消失，表現較為溫和且存在長期影響;勞動力流動變量受到自身信息沖擊的響應在當期就高強度響應，但在短期內（第2期后下降幅度較大）就較為迅速地波動式收斂，表現較為劇烈且在第8期后影響基本消失。這表明，勞動力流動雖有流動依賴但持續并不長遠。產業結構演變以及產業集群發展都具有明顯的動態性和路徑依賴，因而循序漸進地夯實產業發展基礎是重要的一步。

（2）由圖3（b、c）可見，產業集聚和勞動力流動的一個標準差沖擊，產業結構升級當期無明顯響應，這表明產業集聚和勞動力流動對產業結構升級的影響都表現出了一定的滯后性。此外，產業結構升級的響應均具有先負向后正向的相似路徑，即均表現為先短期抑制后長期促進。可能的原因是：第一，產業集聚形成是政府與市場關系協調的過程。為了快速擴大集聚規模，政策性集聚普遍。部分省份的地方政府較多地以資源型、勞動力密集型為目標進行重點建設，這不僅引致產業低端鎖定，而且帶有較重的環境犧牲，并不利于產業轉移與融合發展。第二，產業規模小的省份并未能較好地形成高效的產業協同和匹配集聚的進退機制。而匹配是集聚效應和外部性的重要來源之一[45]，不良集聚下企業集聚相似性的影響也會導致過度競爭的出現，使得產業發展與升級受阻。隨著時間推移，產業集聚的外部性收益強化使得這種負向沖擊逐漸弱化并逐漸轉為正向影響。但就全國層面來看，集聚前期對產業轉型升級形成了較大壓力，因而使得這種長期的正向沖擊表現得較為有限。第三，勞動力作為生產的重要投入，與產業生產密不可分。產業集聚的水平與質量決定了集聚地吸納勞動力的能力[46]，因而勞動力流動與產業集聚在沖擊產業結構升級上展現出一定的相似性。此外，勞動力要素配置效應發揮有限。勞動力流動仍面臨較大的諸如戶籍限制等流動阻力，勞動力市場存在的要素配置扭曲以及要素價格扭曲[47-48]未能得到有效解決，因而產業結構升級的正向響應存在滯后性。

（3）由圖3（d、f、g、h）可見，從勞動力流動受產業集聚變量沖擊響應的累積效應來看，整體上產業集聚對勞動力流動具有較為明顯的長期正向動態影響。然而在勞動力流動一個標準差沖擊下，產業集聚短期內正向響應而長期內轉為負向響應。這表明，全國層面下產業集聚對勞動力流動存在短期識別機制，即生產企業集聚短期內隨著勞動力流動聚集加強而加強，但此驅動效果在長期內因擁擠效應、過度競爭等原因而逐漸轉為溢出。產業結構升級的一個標準差沖擊下，產業集聚變量有明顯正向響應且在短期內呈快速上升趨勢，第5期后逐漸平穩下降并趨于零軸。結合前文產業結構升級對產業集聚沖擊的脈沖響應分析結果可知，在全國層面產業集聚與產業結構升級的良性互動、相互促進的關系僅表現在HkIzWrXLm1D8z0mVk5zve0BWhT/MffD1KLcz2/0pGa0=長期，在短期內則無法顯現。因此，各地政府在引導產業布局與集群發展時不應只關注短期成效而急于求成，制定長遠長久的產業政策對產業結構升級有重要現實意義。總體上，由于不同地區下政府與市場對產業集群發展介入和勞動力流動政策制定的差異，以上這種表現也很大程度上受制于區域異質性。

5.方差分解分析

與脈沖響應函數不同，方差分解可以分析內生變量變動在不同的預測期內的累計貢獻程度以及來源。因此，本文采用方差分解方法來分析結構沖擊對每個變量波動的貢獻度。結果見表5，PVAR方差分解預測期為20期，本文展示了其中的第1期、第10期和第20期，整體上驗證了脈沖響應結果。

由表5結果可見，產業結構升級、產業集聚與勞動力流動對自身的方差貢獻率在第1期、第10期和第20期均超過60%，但隨時期增加逐漸下降，降幅分別達到8%、14.9%、18.3%。這說明產業結構升級、產業集聚與勞動力流動均存在自身慣性影響并呈現出一定的循環累積效應，但效應在逐漸弱化，慣性影響呈現產業結構升級>產業集聚>勞動力流動特征。此外，產業集聚與勞動力流動對產業結構升級的影響貢獻均存在滯后性且呈逐漸增強趨勢，其貢獻度最大分別達到5.6%、2.4%。產業集聚對產業結構升級波動的貢獻要大于勞動力流動，說明在未來產業集聚對產業結構升級的作用強度仍然愈發明顯。然而，相對于產業結構升級波動的自身路徑依賴程度來看，產業集聚的影響就顯得較為有限。因此，在產業集聚的未來發展上，如何繼續提升產業集群水平、質量以及先進性，增強產業集聚對產業結構升級的推動作用就顯得較為重要了。

在產業集聚的波動影響中，產業結構升級的貢獻度（0～9.1%）要大于勞動力流動（0～6.1%），兩者都呈現出相當程度的長期影響。在勞動力流動的波動影響中，產業集聚與產業結構升級的貢獻度分別介于0～24.6%和0～0.7%，兩者差距較為明顯。可見，勞動力流動受到產業集聚的影響較大，且前期影響作用較小而長期影響明顯，這說明勞動力流動受到產業集聚發展下勞動力需求上漲以及摩擦性失業成本下降的吸引較強。整體上從最大波動貢獻路徑（產業結構升級—產業集聚—勞動力流動）來看，產業集聚很可能是產業結構升級與勞動力流動相互作用的一個重要機制要素。

（二）穩健性檢驗

為了驗證結果的可靠性，對于上述實證結果的穩健性檢驗主要從以下方面展開。第一，驗證變量構建的模型系統在不同的時間段內保持相似狀態，即驗證模型系統的穩定性。通過繪制模型的伴隨矩陣特征圖來進行判斷。若單位根特征值在單位圓內（即模型系統的極點都在單位圓內），說明所有根的模的倒數都小于1，所構建的模型是穩定的，反之則是不穩定的。圖4結果顯示，所構建的PVAR模型是穩健的。第二，內生變量不同的響應順序可能會影響到脈沖響應函數結果，若改變內生變量的響應順序會導致不同的脈沖響應結果，則表明模型的穩健性較差。根據圖5結果，本文改變內生變量響應順序后重新得到的脈沖響應函數結果與圖3高度吻合，表明前文模型分析是較為穩健的。第三，替換變量或指標的測度方式后重新繪制脈沖響應函數沖擊圖，將產業結構升級的高級化指標由產業結構層次系數替換為第三產業產值增加值與第二產業產值增加值的比重表示。由圖6可見，脈沖響應函數結果仍未發生明顯變化。因此，前文模型分析結果仍具有較好的穩健性。

（三）異質性分析

由上文分析可知，我國產業結構升級具有較大的東中西部的區域差異，區域異質性分析具有現實意義。因此，為進一步揭示三者之間動態關系的區域特征，按照國家統計局的劃分標準將樣本整理劃分為東部、中部和西部地區重點進行脈沖響應考察。建模步驟同上。

1.東部地區分析

由表2可知，東部地區的產業結構升級、產業集聚和勞動力流動的IPS檢驗、fisher-ADF檢驗、LLC檢驗均在1%的顯著性水平下拒絕存在的單位根的原假設。因此，三個變量數據均為平穩序列，可以進行PVAR估計，根據BIC、AIC和HQIC三種統計量準則所確定的最優滯后階數為1階。由表格6可見，東部地區勞動力流動、產業集聚與產業結構升級之間均存在雙向格蘭杰因果關系。因而采用系統GMM估計構建模型后，進行脈沖響應分析三者之間的動態關系，結果見圖7。同時，根據圖10（a）結果顯示，單位根特征值均在單位圓內，表明模型穩健，脈沖響應結果可靠。

2.中部地區分析

由表2可知，中部地區的變量原序列未能完全通過單位根檢驗，而對其進行一階差分處理后，dISU、dIagg、dLflow均變平穩且為一階單整。協整檢驗結果顯示，Kao檢驗、Pedroni檢驗、Westerlund檢驗的統計值（P值）分別為-2.706 7（0.003 4）、-2.447 7（0.007 2）、2.988 1（0.001 4）。這表明中部地區的產業結構升級、a8fde32f0d0e5f26814aa6aaa742f774產業集聚、勞動力流動三者在1%顯著性水平下具有長期均衡關系，可以進行PVAR建模分析。首先，根據BIC、AIC和HQIC三種統計量準則所選擇的最優滯后階數為1階;其次，由表6可見，中部地區僅勞動力流動是產業結構升級的格蘭杰因，而產業結構升級和勞動力流動均是產業集聚的格蘭杰因，僅產業結構升級是勞動力流動的格蘭杰因;最后，采用系統GMM估計建模后形成脈沖響應函數，結果見圖8。同時，圖10（b）結果顯示所建模型穩健，脈沖響應結果可靠。

3.西部地區分析

由表2可知，西部地區原變量序列整體上的平穩性較差。基于嚴謹性考慮，同樣采用一階差分處理，一階差分序列強烈拒絕存在單位根，是平穩序列。同時協整檢驗結果顯示，Kao檢驗、Pedroni檢驗、Westerlund檢驗的統計值（P值）分別為-2.342 0（0.009 6）、-3.061 4（0.001 1）、2.942 5（0.001 6），三個變量具有長期均衡關系。西部地區數據建模最優滯后階數為1階。表格6結果顯示，勞動力流動、產業集聚均是產業結構升級的單向格蘭杰因，而勞動力流動與產業集聚之間則是雙向格蘭杰因果關系。進一步采用系統GMM估計后形成脈沖響應函數，見圖9。圖10（c）穩定性檢驗顯示模型穩健性較好。

4.區域脈沖響應函數分析

下面根據圖7、圖8和圖9區域脈沖響應函數結果進行區域異質性分析。

（1）在產業結構升級變量一個標準差沖擊下，其他變量的區域響應情況。產業結構升級自身響應在東中西部地區都呈現出隨時間逐漸收斂于0的正向促進影響，表明東中西部地區的產業結構升級都具有動態性和自身慣性影響，而就慣性持續時期來看則呈現出東部地區>中部地區>西部地區的表現，說明產業結構升級的自我強化效應在東部地區更強而西部地區最弱。東部地區的產業集聚具有長期促進的正向響應，而中西部地區僅表現出短期輕微的負向響應。這說明，一是中西部地區的產業結構升級沖擊會增強產業集聚的離散壓力，產業的集聚與結構調整之間未具有較好的適應性和良性互動基礎，二是可能受政府主導的集聚規模或形態上的扎堆影響，產業集聚對市場性因素影響的反應較弱[49]。勞動力流動變量的響應中，東部地區當期表現出較高強度的正向反應但滯后期內均變為低強度的短期負向反應并逐漸趨于零軸。可能的原因是東部地區人才與一般勞動力普遍差異性適用的人才引進政策。在這樣的政策下，高技能人才對產業結構升級加快的適應能力和流入動力更強，大量的一般勞動力因異于替代而流動性增強，繼而在長期逐漸流出。中西部地區的響應整體上均具有正向的短期持續性，說明產業結構升級能有利于中西部地區勞動力的短期回流。

（2）在產業集聚變量一個標準差沖擊下，其他變量的區域響應情況。首先，東部地區產業集聚對自身沖擊響應具有長期性但中西部地區的響應短期內就快速收斂于零軸。這表明產業集聚的自我強化機制具有明顯的區域差異性，東部地區表現出較強的動態性而中西部地區則不具備自我演化功能。究其原因，很大程度上是政策性與市場性產業集聚的動力差異造成的。東部地區的市場化程度較高，產業集聚的市場動力要強于政府介入，因而表現出“一點就著”的自我強化效應;中西部地區市場化程度較低，產業集群的政策性聚集動力更強，因而產業集聚更多依賴如政策傾向等來自產業外部持續的“推力”而并不具備自我演化功能，區域內未能在當前市場機制下自發形成內生穩定機制[40]。在產業結構升級的響應中，東部地區在短期和長期內均具有正向促進的表現，中部地區存在正向響應但具有短期性，而西部地區則表現出了負向響應。因此，承接東部地區產業轉移的產業政策對中部地區短期加快產業結構升級具有一定的現實意義。結合前文分析可知，東部地區的產業集聚與產業結構升級在短期和長期內都呈現良好互動、彼此促進的發展態勢，中西部地區的產業集聚與產業結構升級則并未具有互動強化機制。這說明中西部地區仍需提高產業配套安排和集聚模式選擇的合理性，解決非市場性動力集聚成因在產業規模或形態上可能導致的扎堆現象。從勞動力流動變量的響應情況看，短期上中西部地區的產業集聚水平提升在一定程度上有利于其勞動力的回流，但西部地區的回流效果并不穩定。

（3）在勞動力流動變量一個標準差沖擊下，其他變量的區域響應情況。東部地區的產業結構升級在勞動力流動沖擊下存在滯后性響應，逐步上揚并趨向正向響應，說明東部地區的勞動力流動對其產業結構升級起到了積極作用。而中西部地區的產業結構升級則是滯后性的負向響應，這可能是由于中西部地區長期高水平的勞動力流出造成的，其勞動力流動變量的單位標準差正向流入沖擊實際上表現為勞動力流出減弱的沖擊，相對而言正向沖擊太小，人力資本積累尚未完成，對產業結構升級的顯著促進效果未能顯現。勞動力流動對自身沖擊響應的滯后性和區域差異性并不明顯，這表明勞動力受流動傾向依賴的影響在區域發展差異上較小。產業集聚的響應表現則具有明顯區域差異性，東部地區存在長期正向響應，中部地區僅存在短期正向響應，西部地區的響應則非常微弱。這與產業集聚對自身沖擊響應的區域差異性結果在一定程度上相互印證。勞動力作為產業組織生產的重要生產要素，勞動力流動集聚與產業集聚具有重要聯系。西部地區產業集聚不僅對勞動力流動和產業結構升級變量變動的反應不強，而且無法高效自我強化演進。這在一定程度上說明西部地區產業集聚的政策性依賴較強，仍需增強產業集群發展的市場導向和釋放產業效益。

四、結論與啟示

在新發展階段，中國已邁入產業結構轉型和優化升級的重要階段。隨著部分產業的機械化和智能化程度不斷提高，在結構調整的陣痛期，要發揮好要素稟賦優勢，產業間和區域間的生產要素調整與合理匹配愈發不能忽視。在經濟集聚背景下，勞動力的流動與產業要素的集聚深刻影響了現階段產業結構升級。為了深入理解和掌握勞動力流動與產業發展之間的影響關系，本文基于中國內地30個省份（直轄市、自治區，因數據可得性原因，不含西藏及港澳臺）面板數據，利用PVAR模型實證分析勞動力流動、產業集聚與產業結構升級的系統影響關系，并進行區域異質性剖析。

（一）研究結論

綜合以上分析，總結得到的主要結論如下。

第一，勞動力流動、產業集聚與產業結構升級之間的動態影響關系存在差異性。首先，產業結構升級、產業集聚都具有顯著的動態性和路徑依賴并呈現出較強的循環累積效應，而勞動力流動則未表現出明顯的流動慣性。其次，在全國層面下產業集聚和勞動力流動的產業升級效應均具有滯后性。產業結構升級與產業集聚二者具有互動強化機制，但受滯后性影響在短期內未能顯現。然而，產業集聚與勞動力流動之間的相互促進效果則僅表現在短期內。產業集聚水平提升能夠吸引勞動力流入，其效果具有長期動態性，但是產業集聚對勞動力流入則存在短期識別機制。

第二，勞動力流動、產業集聚與產業結構升級的影響效應具有區域異質性。聚類結果顯示，產業結構升級依然顯著具有東中西部地區的橫向區域差異。第一，在產業結構升級效應上，產業結構升級的自我強化機制在東部地區最強而西部地區最弱;產業集聚對產業結構升級的影響中，在東部地區有長期促進作用，中部地區有短期促進作用，西部地區則有負向作用;東部地區的勞動力流動對其產業結構升級起到了積極作用，而中西部地區則是滯后性的負向作用，這主要是受中西部地區長期的勞動力流出影響。第二，在產業集聚效應上，產業集聚的自我強化機制在東部地區表現出較強的持續性，而中西部地區則不具備自我演化功能;東部地區的產業集聚與產業結構升級在短期和長期內都具有互動強化機制，中西部地區則不然;在勞動力流動的產業集聚效應中，東部地區存在長期正向效應，中部地區只具有短期正向效應，而西部地區產業集聚對勞動力流動和產業結構升級影響的反應都不強烈。第三，在勞動力流動效應上，勞動力流動受自身流動依賴的滯后性和區域差異性并不明顯。同時，產業結構升級和產業集聚增強都有利于中部地區勞動力的短期回流，而西部地區的勞動力回流效果則未具備長期穩定表現zvAGZZcQlpVX75XDYTTSOg==。

（二）政策啟示

基于上述研究，可為加快我國產業結構升級和現代化產業體系的建設，推動我國經濟高質量發展，得到一定的政策啟示。針對以上研究發現，茲提出以下政策建議。

第一，注重夯實產業發展基礎，制定合適的長遠產業發展政策。首先，產業集聚的自我強化機制受到限制，自我演化動力較弱。產業集聚的自我演化是產業結構升級的重要基礎性動力。因此，可通過完善中央政府均等化轉移支付機制、簡化并完善企業進駐審核、評估和監管機制、建立合理的企業集聚進退機制來加強市場化程度建設，增強產業發展動力。其次，無論是產業集群發展還是產業結構升級都具有長期動態性，充分發揮和關注長期產業效益將為產業轉型帶來強勁動力。因而，可進一步通過打破地域壁壘促進要素流動、搭建企業創新平臺和數字化管理平臺、注重產業發展規劃和建立產業創新體系等措施來夯實產業發展基礎，促進產業經濟長遠發展。

第二，因地制宜地選擇產業發展模式，增強產業經濟發展的市場導向來降低產業集聚的政策性依賴，優化勞動力流動政策。合理引導勞動力流動可為減緩區域要素配置扭曲發揮重要作用。東部地區仍適用差異化“人才新政”策略，提高勞動力流動的效率和質量，同時，加強產業發展與基礎設施建設的匹配性。可通過建立統一的人才評價體系、繼續推進和完善戶籍制度改革等措施來減弱勞動力流動的政策性阻力，增強產業集聚與產業結構升級的互動強化機制。市場性驅動是產業集聚自我演化動力的重要來源。中西部地區承接東部沿海地區產業轉移有短期經濟意義，在加強市場化程度建設的基礎上，可通過建立產業轉移對接和審核監管機制、改變產業治理方式、減少地方貿易保護政策干擾等措施來加強產業間的合作交流與知識外溢，提高產業根植性。產業集聚與結構升級的增強，將有助于中西部地區的勞動力回流，增強產業發展動力以獲得長遠發展利益。

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Labor Flow， Industrial Agglomeration， and Industrial Structure Upgrading： An Empirical Analysis Based on the PVAR Model

Duan Gang Liu Xianting

（School of Economics， Yunnan Minzu University， Kunming， Yunnan 650504）

Abstract： To clarify the relationship between labor mobility， industrial agglomeration， and industrial structure upgrading， based on provincial panel data from 2008 to 2020 in China， the dynamic transmission relationship among the three was explored using system GMM estimation and PVAR model methods. The results show that compared to the vertical differences between the north and south， the horizontal differences in the eastern， central， and western regions of industrial structure upgrading are more significant， and the linkage effect of the three has regional heterogeneity. Firstly， there is a short-term recognition mechanism for labor inflows in industrial agglomeration as a whole. The upgrading of industrial structure has a cyclic cumulative effect， with the strongest in the eastern region and the weakest in the western region. Secondly， the interactive strengthening mechanism between industrial structure upgrading and industrial agglomeration is only manifested in the eastern region， while industrial agglomeration in the central and western regions does not have a self evolution mechanism. Furthermore， the industrial structure upgrading effect of industrial agglomeration and the industrial agglomeration effect of labor flow both have a long-term promoting effect in the eastern region， a short-term promoting effect in the central region， and a negative or weak effect in the western region. In addition， the upgrading of industrial structure and industrial agglomeration are conducive to the short-term return of labor in the central region， while the labor return effect in the western region has not shown a stable performance.

Key Words： labor mobility; Industrial agglomeration; Upgrading of industrial structure; PVAR