潘澍之

內(nèi)容摘要：勞動力流動不僅會影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也會影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。本文在我國勞動力跨地區(qū)流動愈加頻繁和新型城鎮(zhèn)化背景下，選取1997-2013年省級面板數(shù)據(jù)，研究了勞動力流動與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系。分析發(fā)現(xiàn)，21世紀(jì)以來我國勞動力主要從中西部地區(qū)流向東部地區(qū)，勞動力凈流入對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化有負(fù)影響，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化有正影響；勞動力凈流出對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化有正影響，而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化影響不顯著。本文認(rèn)為地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化，不僅與原地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有關(guān)，很大程度上取決于流入和流出勞動力從事的產(chǎn)業(yè)。

關(guān)鍵詞：勞動力流動 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化 面板數(shù)據(jù)

問題的提出

21世紀(jì)以來，由收入和產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向的我國中西部地區(qū)勞動力大遷移不僅補(bǔ)充了東部地區(qū)勞動力缺乏的困境，也加快了東部地區(qū)的工業(yè)化進(jìn)程和經(jīng)濟(jì)發(fā)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(jīng)濟(jì)效應(yīng)，現(xiàn)有文獻(xiàn)的結(jié)論并不統(tǒng)一，潘越、杜小敏（2010）得到中西部地區(qū)的勞動力流出對區(qū)域經(jīng)濟(jì)存在倒“U”型影響，樊士德（2014）發(fā)現(xiàn)勞動力流動對欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)有負(fù)效應(yīng)，擴(kuò)大了兩個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)差距，吳鵬（2014）得到有正影響，認(rèn)為應(yīng)放寬對勞動力自由流動的限制。根據(jù)配第-克拉克理論，社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展即代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從低級向高級的演變。然而，勞動力流動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響卻不同于對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，這與勞動力流出和流入的產(chǎn)業(yè)部門有關(guān)。

勞動力流動從結(jié)構(gòu)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(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移，由此帶來的勞動力生產(chǎn)率提高提升了經(jīng)濟(jì)中二、三次產(chǎn)業(yè)的比重，促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；橫向是指勞動力在地區(qū)間流動，我國勞動力主要從中西部地區(qū)向東部地區(qū)轉(zhuǎn)移，對此過程，理論上對于流入地區(qū)，中西部（經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)）勞動力主要流向第二產(chǎn)業(yè)，在東部地區(qū)（經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)）第二產(chǎn)業(yè)獲得快速發(fā)展時，也能帶動與此配套服務(wù)的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，但對產(chǎn)業(yè)高級化（即第三產(chǎn)業(yè)比重）的影響還難以判斷；對于流出地區(qū)，勞動力減少不僅會影響第一產(chǎn)業(yè)，同時也有可能引致第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值下降，最終導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)下滑，產(chǎn)業(yè)弱化，但其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化的影響方向并不確定，農(nóng)業(yè)、工業(yè)甚至服務(wù)業(yè)產(chǎn)值均下降的情況下，是否會帶來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值下降，取決于產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率和產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)比重。

國外學(xué)者已提出了關(guān)于勞動力流動的理論，包括劉易斯的二元結(jié)構(gòu)模型、拉尼斯-費(fèi)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(xiāng)間的勞動力流動。盡管1990年代以來，我國城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進(jìn)程明顯加快，地區(qū)本身的大量農(nóng)村、農(nóng)業(yè)勞動力流入城鎮(zhèn)、工業(yè)部門，但地區(qū)間的勞動力流動數(shù)量也很大，這種情況對于歐美發(fā)達(dá)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(jīng)濟(jì)發(fā)展或產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者很少從理論模型的角度對勞動力流動的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、社會效應(yīng)進(jìn)行探討，大多數(shù)學(xué)者都從實證上進(jìn)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(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、區(qū)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(xiàn)搜索看，對勞動力流動與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變關(guān)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(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化與勞動力流動的相互關(guān)系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動特別是第二、三次產(chǎn)業(yè)對勞動力流動有明顯促進(jìn)作用，勞動力流動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的影響則相對較小。程鵬（2014）基于省級面板數(shù)據(jù)分析了勞動力流動與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的關(guān)系，得到農(nóng)村勞動力流向其他部門能擴(kuò)大第二、三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值。肖智等（2012）基于新經(jīng)濟(jì)地理視角，發(fā)現(xiàn)勞動力流動與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相互作用，形成勞動力在東部的聚集效應(yīng)和在中西部的分散效應(yīng)。樊士德、姜德波（2014）以文獻(xiàn)綜述形式總結(jié)認(rèn)為，勞動力流動既有可能阻礙也有可能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，一方面，中西部勞動力流向東部，會維系東部地區(qū)勞動密集型產(chǎn)業(yè)低成本優(yōu)勢，推遲這些產(chǎn)業(yè)的外移；另一方面，勞動力流動也決定了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移方向，勞動力流向是社會市場需求下產(chǎn)業(yè)高級化進(jìn)程的結(jié)果。

從以上研究勞動力流動與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的文獻(xiàn)看，目前還存在一些缺陷：一是只考慮一個地區(qū)（如采用時序數(shù)據(jù)），沒有考慮勞動力跨地區(qū)流動，二是多數(shù)只考慮農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，但在過去二三十年間，我國勞動力不僅從農(nóng)村流向城鎮(zhèn)，更多地從中西部地區(qū)流向東部地區(qū)，因此勞動力流動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是二者的疊加。本文的創(chuàng)新點(diǎn)包括兩個方面：一是將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分為產(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響很可能不同，特別是對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(qū)和凈流出地區(qū)進(jìn)行檢驗，在目前勞動力有回流趨勢和新型城鎮(zhèn)化背景下，研究勞動力流動和布局對東中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)戰(zhàn)略有重要意義。

模型、變量及數(shù)據(jù)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(qū)和流出地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，本文選用省級面板數(shù)據(jù)，為此建立如下模型進(jìn)行檢驗：

（1）

式（1）中，uisit是第i個省t年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，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(shù)項，i=1，…，N，t=1，…，T。

對于方程（1），前面指出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可能也影響勞動力在地區(qū)間的流動，即模型可能存在內(nèi)生性，因此用單純的靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計不準(zhǔn)確。本文將使用系統(tǒng)廣義矩估計（System GMM）方法對上述模型進(jìn)行估計。SYS-GMM估計方法主要針對N很大而T很小的面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，這也是本文面板數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)。

（二）變量和數(shù)據(jù)來源

1.因變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)uis。以往文獻(xiàn)在研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)時往往將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為整體考慮，干春暉等（2011）指出從動態(tài)角度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化的影響。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化是指三次產(chǎn)業(yè)的聚合程度，反映的是地區(qū)產(chǎn)業(yè)間協(xié)調(diào)性。該指標(biāo)用泰爾指數(shù)衡量：，其中Yi是第i個產(chǎn)業(yè)的增加值，Li是第i個產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)，Y、L是總增加值和總就業(yè)人數(shù)。該指標(biāo)取值范圍為[0，1]，取值越接近于0代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)配置合理性越強(qiáng)。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化一般指產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，從產(chǎn)業(yè)角度來看，一般指產(chǎn)業(yè)從第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)，再向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變。本文用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比（ts）來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(xiàn)采用陸學(xué)藝的方法，即城鎮(zhèn)工作的非城鎮(zhèn)勞動力和農(nóng)村工作的非農(nóng)勞動力之和，其中城鎮(zhèn)工作的非城鎮(zhèn)勞動力為城鎮(zhèn)就業(yè)人員減去城鎮(zhèn)職工人數(shù)，農(nóng)村工作的非農(nóng)勞動力為鄉(xiāng)村就業(yè)人員減去第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員。畢先萍（2009）則將全部從業(yè)人員分為四類：農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、傳統(tǒng)正規(guī)勞動力（城鎮(zhèn)在崗職工，國有、集體等）、新興正規(guī)勞動力（聯(lián)營經(jīng)濟(jì)、股份制經(jīng)濟(jì)、外商經(jīng)濟(jì)等）、非正規(guī)勞動力（城鄉(xiāng)私營經(jīng)濟(jì)、個體經(jīng)濟(jì)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)），并將新興正規(guī)勞動力和非正規(guī)勞動力作為勞動力流動數(shù)量。本文認(rèn)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(yè)人數(shù)和職工人數(shù)的概念并不清晰，各省對于該數(shù)據(jù)統(tǒng)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(shù)量代表勞動力流動也不準(zhǔn)確。本文考慮到2000-2013年間我國就業(yè)人數(shù)只增長了4900萬，年均增長率0.5%，說明勞動力總數(shù)變化不大，可以不考慮因人口自然增長率帶來的影響，認(rèn)為勞動力只在地區(qū)間流動。本文用下面公式計算地區(qū)勞動力流動數(shù)量：

某地區(qū)勞動力流動=地區(qū)就業(yè)人口/地區(qū)常住人口*（地區(qū)常住人口-地區(qū)戶籍人口）

3.控制變量。本文選取城鎮(zhèn)化率、市場開放度、人均可支配收入三個指標(biāo)。

城鎮(zhèn)化urban。城鎮(zhèn)化水平越高，其將推動相關(guān)服務(wù)行業(yè)的發(fā)展，因此能帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。按照國際一般衡量標(biāo)準(zhǔn)，本文選用人口城鎮(zhèn)化率衡量城鎮(zhèn)化水平，人口城鎮(zhèn)化率等于城鎮(zhèn)常住人口與區(qū)域總?cè)丝谥取?/p>

市場開放度open：理論上市場開放度越高的地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級更快，因此市場開放度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)應(yīng)有正影響。本文采用地區(qū)每年對外貿(mào)易總額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比衡量市場開放度。

人均消費(fèi)水平lncom：居民平均消費(fèi)水平越高，能推動消費(fèi)服務(wù)行業(yè)的增長，市場需求增加反過來又能帶動工業(yè)發(fā)展，達(dá)到了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)螺旋形升級。本文采用城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)水平的對數(shù)值衡量該指標(biāo)。

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

實證分析結(jié)果及解釋

（一）我國勞動力流動方向描述

通過指標(biāo)計算出1997-2013年31個省市區(qū)的勞動力流動存量，并以2013年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過geoda軟件進(jìn)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(qū)，中間色為勞動力凈流出的省區(qū)，白色為勞動力流動存量不是很大的省區(qū)。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(qū)，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(qū)，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(jìn)一步計算2013年勞動力流動存量的Moran空間自相關(guān)系數(shù)，Moran I指數(shù)值為0.296，且在5%顯著性水平下統(tǒng)計顯著，表明省際勞動力流動有明顯的空間相關(guān)性，凈流入的地區(qū)與凈流入的地區(qū)集聚，凈流出的地區(qū)與凈流出的地區(qū)集聚。

（二）勞動力流動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響

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

具體觀察全國樣本下的估計結(jié)果，可以看到勞動力流動變量系數(shù)為-0.001，在5%概率水平下統(tǒng)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(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化。觀察其余變量，城鎮(zhèn)化變量系數(shù)為0.491>0，且在1%顯著性概率水平下統(tǒng)計顯著，說明城鎮(zhèn)化進(jìn)程對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化有正向影響。對外開放度變量系數(shù)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(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化發(fā)展。人均消費(fèi)水平變量系數(shù)顯著大于0，說明人均消費(fèi)水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化有正向作用。

再觀察不同地區(qū)的結(jié)果，對于勞動力流動變量，凈流入較大地區(qū)變量系數(shù)為-0.008<0，在5%顯著性概率水平下統(tǒng)計顯著，勞動力流動不大的地區(qū)變量系數(shù)不顯著，而凈流出較大地區(qū)變量系數(shù)為0.023>0，且在5%顯著性概率水平下統(tǒng)計顯著。對于三個控制變量，城鎮(zhèn)化水平、對外開放度、人均消費(fèi)水平對于勞動力流入較大地區(qū)和變動不大地區(qū)都正向顯著大于0，說明城鎮(zhèn)化進(jìn)程、對外開放度和人均消費(fèi)水平的提高均能促進(jìn)這兩個地區(qū)產(chǎn)業(yè)合理化發(fā)展，但對于勞動力凈流出較大地區(qū)，這三個變量均不顯著，但系數(shù)大于0。

（三）勞動力流動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的影響

接著估計勞動力流動對產(chǎn)業(yè)高級化的影響，結(jié)果如表2所示。表2結(jié)果顯示AR（1）、AR（2）檢驗的概率系數(shù)以及Sargan檢驗表明各個模型設(shè)定是合理的。具體觀察各個模型變量系數(shù)，可以看到全國樣本下勞動力流動變量系數(shù)為0.061>0，在1%概率水平下統(tǒng)計顯著，說明我國整體勞動力的省際流動能顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化發(fā)展。觀察其余變量，城鎮(zhèn)化變量系數(shù)為1.283>0，且在1%概率水平下統(tǒng)計顯著，說明城鎮(zhèn)化進(jìn)程能提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化。對外開放度變量系數(shù)（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(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化。人均消費(fèi)水平變量系數(shù)為0.097，在5%顯著性概率水平下統(tǒng)計顯著，說明提高人均消費(fèi)水平，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化有正效應(yīng)。

觀察不同地區(qū)樣本結(jié)果，對于勞動力流動變量，凈流入較大地區(qū)變量系數(shù)為0.244>0，在1%概率水平下統(tǒng)計顯著，勞動力流動不大地區(qū)變量系數(shù)0.047，在10%概率水平下統(tǒng)計顯著，而凈流出較大地區(qū)變量系數(shù)為0.004，統(tǒng)計不顯著。對于三個控制變量，在勞動力凈流入較大地區(qū)和變動不大地區(qū)，城鎮(zhèn)化和人均消費(fèi)兩個變量在1%概率水平下統(tǒng)計顯著，而對外開放度變量系數(shù)不顯著；對于勞動力流出較大地區(qū)城鎮(zhèn)化和人均消費(fèi)變量均不顯著，而對外開放度變量系數(shù)在10%概率水平下統(tǒng)計顯著，這個結(jié)果表明整體上看，城鎮(zhèn)化水平、人均消費(fèi)水平能顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，對外開放度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響也偏向于正影響。

（四）穩(wěn)健性檢驗

考慮到勞動力流動是本文的關(guān)鍵變量，因此為檢驗本文所選取的勞動力流動衡量指標(biāo)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系是否穩(wěn)健、可信，下面借用陸學(xué)藝（2006）的衡量公式，即城鎮(zhèn)工作的非城鎮(zhèn)勞動力和農(nóng)村工作的非農(nóng)勞動力之和，其中城鎮(zhèn)工作的非城鎮(zhèn)勞動力為城鎮(zhèn)就業(yè)人員減去城鎮(zhèn)職工人數(shù)，農(nóng)村工作的非農(nóng)勞動力為鄉(xiāng)村就業(yè)人員減去第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員。盡管目前各省對城鎮(zhèn)、農(nóng)村勞動力統(tǒng)計口徑上存在一定差異，但總體上的數(shù)據(jù)由各省統(tǒng)計局發(fā)布，仍然具有較大的可靠性和權(quán)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與高級化的穩(wěn)健性檢驗。仍然選用面板數(shù)據(jù)系統(tǒng)廣義矩（SYS-GMM）方法進(jìn)行估計，限于篇幅，這里只顯示分地區(qū)的結(jié)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(shù)以及Sargan檢驗對應(yīng)的概率水平均表明各個模型設(shè)定是正確的。具體觀察結(jié)果，可以看到，當(dāng)因變量為產(chǎn)業(yè)合理化時，對于勞動力流動變量mml，凈流入較大地區(qū)變量系數(shù)為-0.024<0，在5%顯著性概率水平下統(tǒng)計顯著，勞動力流動不大地區(qū)變量系數(shù)不顯著，而凈流出較大地區(qū)變量系數(shù)為0.029>0，同樣在5%顯著性概率水平下統(tǒng)計顯著，這個結(jié)果和表1中的結(jié)果在系數(shù)符號和顯著性上完全一致。對于三個控制變量，比較得到結(jié)果也跟表1基本一致。

而表3右邊三列顯示當(dāng)因變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化時，對于勞動力流動變量，凈流入較大地區(qū)變量系數(shù)為0.219>0，在1%概率水平下統(tǒng)計顯著，勞動力流動不大地區(qū)變量系數(shù)0.036，同樣在1%概率水平下統(tǒng)計顯著，而凈流出較大地區(qū)變量系數(shù)為0.010，統(tǒng)計不顯著。這個結(jié)果和表2的勞動力流動變量系數(shù)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(jié)合表3和表1、表2的結(jié)果，可知在采用不同的勞動力流動衡量指標(biāo)下，其對我國以及不同地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的影響方向是穩(wěn)健的。

（五）對結(jié)果的解釋

勞動力流動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響，對于勞動力流動方向不同的地區(qū)有不同的結(jié)果，上面實證顯示對于勞動力凈流入地區(qū)，有顯著負(fù)影響，對于勞動力凈流出地區(qū)，有顯著正影響，而對于勞動力變動不大地區(qū)，影響不顯著。對此，本文認(rèn)為對于勞動力凈流入和凈流出較大的地區(qū)，之所以勞動力流動會影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理性，主要與兩個地區(qū)在大規(guī)模勞動力流入或流出之前勞動力的產(chǎn)業(yè)間分布有關(guān)。對于凈流入較大的東部地區(qū)，原先本地勞動力主要集中于二、三產(chǎn)業(yè)，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(chǎn)業(yè)），這使得原先可能處于均衡的就業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀態(tài)被打破，勞動力規(guī)模上升，工業(yè)單位邊際勞動生產(chǎn)率降低。而對于勞動力凈流出較大地區(qū)，原先大量勞動力從事第一產(chǎn)業(yè)，勞動力在產(chǎn)業(yè)間分布并不平衡，而當(dāng)?shù)谝划a(chǎn)業(yè)勞動力流出后，勞動力在三次產(chǎn)業(yè)間分布逐漸平衡，三次產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率差異也縮小，使得整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)的耦合度上升。

勞動力流動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的影響，同樣在不同地區(qū)有不同結(jié)果，對于勞動力凈流入和變動不大的地區(qū)，有顯著正影響，對于勞動力凈流出地區(qū)，有顯著負(fù)影響。對此本文認(rèn)為，對于勞動力流入的東部，由于勞動力要素帶動了第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加了居民收入水平，促進(jìn)了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和居民消費(fèi)型服務(wù)業(yè)發(fā)展。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)看，服務(wù)業(yè)發(fā)展速度快于制造業(yè)，最終促使產(chǎn)業(yè)朝向高級化。對于流動不大的行業(yè)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)一方面受自身發(fā)展規(guī)律向高級化演變（庫茲涅茨產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論），因此在生產(chǎn)要素變化不大時，不會受外界影響出現(xiàn)大波動；另一方面，從圖1看，勞動力流動不大地區(qū)主要集中于北方和新疆、西藏、青海和海南等邊陲地區(qū)，這些地區(qū)流出的勞動力主要集中于工農(nóng)業(yè)，因此流出勞動力會降低第一、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，而流入這些地區(qū)的勞動力主要從事商貿(mào)服務(wù)業(yè)，在二者結(jié)合下，會帶動這些地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。對勞動力流出的中西部，不僅有原從事第二產(chǎn)業(yè)勞動力外流，又有原從事第三產(chǎn)業(yè)勞動力外流，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化方向取決于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)原有經(jīng)濟(jì)比重和經(jīng)濟(jì)減少比重，使勞動力流出對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化影響不顯著。

結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文在我國勞動力跨地區(qū)流動愈加頻繁和新型城鎮(zhèn)化背景下，選取1997-2013年省級面板數(shù)據(jù)，研究了勞動力流動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化的影響。實證分析發(fā)現(xiàn)，21世紀(jì)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(qū)，凈流出較大的省份主要是中部和西南部地區(qū)，以及甘肅，省際勞動力流動有明顯的空間自相關(guān)性。此外，系統(tǒng)廣義矩（SYS-GMM）方法估計顯示，對于勞動力凈流入地區(qū)，勞動力流動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化有顯著負(fù)影響，對于勞動力凈流出地區(qū)，有顯著正影響，對于勞動力變動不大地區(qū)，影響不顯著。勞動力流動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的影響，同樣在不同地區(qū)有不同結(jié)果，對于勞動力凈流入和變動不大的地區(qū)，有顯著正影響，對于勞動力凈流出地區(qū)，影響不顯著。城鎮(zhèn)化率、對外開放度和人均消費(fèi)，總體上對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化均存在正影響。本文認(rèn)為地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化，不僅與原地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有關(guān)，很大程度上取決于流入和流出勞動力從事的產(chǎn)業(yè)。

（二）政策建議

根據(jù)前面的結(jié)論，本文分地區(qū)提出相關(guān)政策建議：

第一，針對勞動力流入地區(qū)，從產(chǎn)業(yè)角度看，東部沿海地區(qū)工業(yè)化進(jìn)程已較高，甚至第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)比重已經(jīng)超過第二產(chǎn)業(yè)，因此要進(jìn)一步以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的方式來實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、新型工業(yè)化和服務(wù)業(yè)發(fā)展。這也涉及到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)性，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級必然會帶來勞動力調(diào)整配置，因此要逐步優(yōu)化勞動力結(jié)構(gòu)，培養(yǎng)和提升勞動力技術(shù)水平，淘汰過剩的純生產(chǎn)型勞動力，最終提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化。同時，應(yīng)避免大量勞動力回流帶來的經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)業(yè)波動。

第二，針對勞動力流出地區(qū)，特別是中部地區(qū)，在國家中部崛起戰(zhàn)略下，未來幾年有陸續(xù)承接?xùn)|部地區(qū)產(chǎn)業(yè)（主要是工業(yè)）轉(zhuǎn)移趨勢，這很可能帶來第二產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，同時也會陷入東部地區(qū)粗放型工業(yè)化道路，三次產(chǎn)業(yè)間發(fā)展不平衡。因此，勞動力流出地區(qū)一方面要重點(diǎn)發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)，同時平衡性帶動第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，重點(diǎn)讓二三次產(chǎn)業(yè)同時發(fā)展，產(chǎn)業(yè)發(fā)展后能吸引外流勞動力回流本地區(qū)，構(gòu)成產(chǎn)業(yè)支撐。

第三，對于勞動力流動性不大的地區(qū)，由于地理條件關(guān)系，不適合重點(diǎn)發(fā)展工業(yè)制造業(yè)，因此對于這些地區(qū)，要充分利用當(dāng)?shù)靥厣a(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，主動引進(jìn)發(fā)達(dá)地區(qū)資本，帶動本地區(qū)商業(yè)和貿(mào)易業(yè)發(fā)展，以這些行業(yè)為核心，帶動相關(guān)行業(yè)和一、二產(chǎn)業(yè)發(fā)展。對于落后欠發(fā)達(dá)以農(nóng)牧業(yè)為主要勞動力的地區(qū)，要合理引導(dǎo)勞動力轉(zhuǎn)移，配合產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，此外，政府要加大教育投入，特別是職業(yè)技能培訓(xùn)和教育，提高勞動要素生產(chǎn)率。

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