吳 昊，趙 陽(yáng)

（吉林大學(xué) 東北亞研究中心，吉林 長(zhǎng)春 130012）

一、引言

促進(jìn)人口合理流動(dòng)一直是我國(guó)人口政策的重要目標(biāo)之一，但問題是如何判斷人口流動(dòng)是否合理。勞動(dòng)生產(chǎn)率作為衡量經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出效率的重要指標(biāo)，也是判斷經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要指標(biāo)之一，應(yīng)該成為判斷人口流動(dòng)合理與否的重要標(biāo)準(zhǔn)。改革開放以來，隨著我國(guó)對(duì)人口流動(dòng)管制政策的不斷放松和戶籍政策的逐步松動(dòng)，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平發(fā)展差距的影響下，人口不斷向沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)與區(qū)域中心城市集聚，使得我國(guó)人口空間分布的集聚特征更加明顯。人口集聚為這些集聚地區(qū)帶來了充足的勞動(dòng)力供給，改善了人口年齡結(jié)構(gòu)，降低了人口撫養(yǎng)比，有效地延長(zhǎng)了發(fā)達(dá)地區(qū)與中心城市的人口紅利時(shí)間。在人口集聚的過程中，大量的高素質(zhì)勞動(dòng)力持續(xù)流入有利于集聚地區(qū)的勞動(dòng)力質(zhì)量的改善，而勞動(dòng)力質(zhì)量與勞動(dòng)生產(chǎn)率密切相關(guān)①勞動(dòng)生產(chǎn)率作為單位勞動(dòng)力的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，剔除了勞動(dòng)力數(shù)量的影響，受勞動(dòng)力質(zhì)量影響顯著。。因此，深入研究我國(guó)人口集聚與勞動(dòng)生產(chǎn)率的關(guān)系對(duì)于我國(guó)各地區(qū)提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者從多個(gè)方面研究人口集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響。Ciccone和Hall研究了美國(guó)縣域非農(nóng)就業(yè)人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響，研究發(fā)現(xiàn)人口集聚能夠顯著提升勞動(dòng)生產(chǎn)率，表現(xiàn)為非農(nóng)就業(yè)人口密度每上升1%，非農(nóng)勞動(dòng)生產(chǎn)率將會(huì)上升6%。［1］此后，針對(duì)德國(guó)、法國(guó)、英國(guó)、西班牙、意大利的實(shí)證研究再次證實(shí)了人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的正向影響，其彈性系數(shù)約為4.5。［2］范劍勇利用2004年中國(guó)地級(jí)市數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究也證實(shí)中國(guó)非農(nóng)勞動(dòng)人口集聚對(duì)非農(nóng)勞動(dòng)生產(chǎn)率的正向促進(jìn)作用，其非農(nóng)就業(yè)人口密度的估計(jì)系數(shù)達(dá)到8.8，遠(yuǎn)高于美國(guó)和部分歐洲國(guó)家。［3］劉修巖以2003年至2006年城市數(shù)據(jù)為樣本，利用工具變量法研究發(fā)現(xiàn)專業(yè)化的就業(yè)人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響顯著為正，而多樣化的就業(yè)人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響并不顯著。［4］孫浦陽(yáng)等以2000年至2008年地級(jí)市數(shù)據(jù)為樣本，使用固定效應(yīng)模型、差分GMM模型、系統(tǒng)GMM模型研究非農(nóng)就業(yè)人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響，研究發(fā)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)人口集聚對(duì)非農(nóng)勞動(dòng)生產(chǎn)率的短期影響為負(fù)，長(zhǎng)期影響為正。［5］惠煒和韓先鋒以2003年至2013年中國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就業(yè)人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率具有顯著的提升作用，建立面板門限模型估計(jì)發(fā)現(xiàn)這種正向影響呈邊際效率遞減的非線性特征。［6］

除了針對(duì)非農(nóng)就業(yè)人口作為研究對(duì)象外，近幾年以全部人口為對(duì)象的人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率影響的研究日益增多。周玉龍和孫久文以2005年至2011年中國(guó)地級(jí)市及以上數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)人口集聚能夠顯著提高非農(nóng)勞動(dòng)生產(chǎn)率，考慮第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的差異，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)人口集聚對(duì)第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響不顯著，對(duì)第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響顯著為正。［7］陳心穎以2000年至2012年中國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率具有積極的正向影響，分別對(duì)我國(guó)東部、中部和西部地區(qū)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)人口集聚的正向影響系數(shù)隨東中西地域依次變小。［8］

毫無(wú)疑問，具有異質(zhì)性特征的人口同樣擁有著差異性的勞動(dòng)生產(chǎn)率。人口由于受教育程度不同，擁有的技能存在較大差異，不同技能水平的人口與不同要求的工作崗位相匹配。正常來說，高技能人口由于擁有較強(qiáng)的人力資本，普遍從事著與知識(shí)能力相關(guān)的工作，工資水平較高，這些高薪工作崗位側(cè)面反映了高技能人口具有較高的勞動(dòng)生產(chǎn)率?？紤]高技能人才與低技能人才勞動(dòng)生產(chǎn)率的差距，人口集聚對(duì)各地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響將是非線性的，其會(huì)受到人口集聚規(guī)模中的高技能人才比例影響，即不同的高技能人才比例會(huì)使得同樣程度的人口集聚具有不同的勞動(dòng)生產(chǎn)率影響效果。對(duì)此，有必要引入門限變量，考察人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的非線性影響。

二、實(shí)證模型設(shè)計(jì)與變量選取

1.線性回歸模型

本文選擇2000年至2015年中國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù)為樣本，所用數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。根據(jù)本文研究需要，建立如下線性回歸模型：

其中，yit為被解釋變量，即勞動(dòng)生產(chǎn)率，由各省份就業(yè)人口的人均產(chǎn)出指標(biāo)來測(cè)量，同時(shí)按三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分別計(jì)算第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率（lap2）和第三產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率（lap3）；xit為核心解釋變量，即人口集聚，以各省的總?cè)丝谂c各省總面積比值來度量；zikt為控制變量，主要包括外商投資水平（fdi）、對(duì)外貿(mào)易水平（tra）、財(cái)政分權(quán)程度（fis）。外商投資與國(guó)外技術(shù)引進(jìn)密切相關(guān)，對(duì)區(qū)域勞動(dòng)生產(chǎn)率有一定影響，以實(shí)際利用外商投資占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比重來度量。對(duì)外貿(mào)易水平是能夠反映地區(qū)參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的程度，這與地區(qū)的勞動(dòng)生產(chǎn)率優(yōu)勢(shì)相關(guān)，以進(jìn)出口總額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比重來度量。財(cái)政分權(quán)能夠提升地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展能力的影響，以財(cái)政赤字占財(cái)政支出比重來度量①對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率、人口集聚兩個(gè)非比例指標(biāo)進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。。μi為常數(shù)項(xiàng)，eit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.門限回歸模型

考慮人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的非線性影響，對(duì)式（1）進(jìn)行變形，引入門限變量，建立門限回歸模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。根據(jù)Hansen的研究，［9］單門限模型形式如下：

其中，qit代表門限變量，γ代表門限值。引入示性函數(shù)I(g)，式（2）可以表示為：

在給定γ的情況下，對(duì)式（3）的離差形式進(jìn)行估計(jì)可以得到估計(jì)系數(shù)(γ)和殘差平方和SSR(γ)。基于殘差平方和最小準(zhǔn)則可以得到門限變量γ的估計(jì)，針對(duì)門限變量γ的所有可能取值進(jìn)行格子搜索獲得使殘差平方和最小的γ估計(jì)值以及相應(yīng)的估計(jì)系數(shù)(γ)。

門限回歸模型成立的一個(gè)重要條件就是存在著門限效應(yīng)，即在不同的區(qū)制，模型的參數(shù)估計(jì)值存在顯著性差異。如果模型確實(shí)存在一個(gè)以上的門限值，那么可以利用似然比統(tǒng)計(jì)量對(duì)格子搜索獲得的門限值的真實(shí)大小進(jìn)行檢驗(yàn)，似然比統(tǒng)計(jì)量為：

當(dāng)模型存在多個(gè)門限時(shí)，通過劃分樣本可以對(duì)子樣本再次進(jìn)行門限檢驗(yàn)，原有的門限值需要重新估計(jì)。多重門限的回歸模型可以表示如下：

3.門限變量選取

除了上文分析的技能人口比例外，不同地區(qū)的人口紅利水平、城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、信息化水平存在顯著差異，這些變量都可能影響人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的作用效果。下面分別對(duì)這些因素導(dǎo)致的非線性影響進(jìn)行分析并選取相應(yīng)的度量指標(biāo)。

高技能人口比例（dzu）。借鑒趙偉和李芬的研究，［10］以受教育程度作為不同技能人口的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將大專及以上學(xué)歷的人口視為高技能人口的代理變量（dzuz），而將大專以下教育程度的人口作為低技能人口的代理指標(biāo)（dzdz）。顯然，一個(gè)地區(qū)的高技能人口比例越高，這個(gè)地區(qū)的人力資本水平也將越高，勞動(dòng)生產(chǎn)率也就越高。高技能人口達(dá)到一定比例后，其產(chǎn)生的溢出效應(yīng)也越強(qiáng)，進(jìn)而導(dǎo)致人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升作用也越大。

人口紅利水平（dr）。借鑒蔡昉的研究，［11］以人口撫養(yǎng)比指標(biāo)來反映不同地區(qū)的人口紅利水平。人口撫養(yǎng)比是以少兒人口和老年人口占勞動(dòng)年齡人口比例度量①少兒人口指0至14歲人口，勞動(dòng)年齡人口指15至64歲人口，老年人口指65歲及以上人口。。人口撫養(yǎng)比指標(biāo)反映了一個(gè)區(qū)域的人口年齡結(jié)構(gòu)情況，人口撫養(yǎng)比越低意味著一個(gè)地區(qū)的人口紅利水平越高。［12］由于沒有考慮每個(gè)人的知識(shí)技能異質(zhì)性，該指標(biāo)可以視為偏向數(shù)量的人口紅利反映。人口集聚本質(zhì)上就是提高集聚地區(qū)的人口紅利水平，但由于人口集聚中高技能人口的存在導(dǎo)致其不僅能夠產(chǎn)生數(shù)量型人口紅利，同時(shí)也會(huì)產(chǎn)生質(zhì)量型人口紅利?？紤]一個(gè)區(qū)域原有的人口年齡結(jié)構(gòu)表現(xiàn)是人口集聚發(fā)生的客觀存在條件，從互補(bǔ)的角度出發(fā)，會(huì)影響人口集聚結(jié)構(gòu)是偏向數(shù)量還是質(zhì)量，即對(duì)高技能人口比例產(chǎn)生一定的影響，從而導(dǎo)致人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響大小不是單一不變的。

城鎮(zhèn)化水平（urb）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（emp23）。借鑒楊東亮和任浩鋒的研究，［13］以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒壤攘砍擎?zhèn)化水平，以第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口之和占總就業(yè)人口比重度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。城鎮(zhèn)化水平反映了一個(gè)區(qū)域內(nèi)人口的城鄉(xiāng)分布情況，顯然城市地區(qū)的人口規(guī)模越大，城市勞動(dòng)生產(chǎn)率的區(qū)域占比越大，整個(gè)區(qū)域的勞動(dòng)生產(chǎn)率也就越高。非農(nóng)就業(yè)人口比重反映了區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)情況，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率相對(duì)要高于第一產(chǎn)業(yè)，非農(nóng)就業(yè)人口比重越大，則地區(qū)的總體勞動(dòng)生產(chǎn)率也應(yīng)該越高?？紤]我國(guó)各省份因發(fā)展階段和發(fā)展條件不同，存在著明顯的城市化水平差異和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異。因此，以城鎮(zhèn)化率和非農(nóng)就業(yè)人口比重作為門限變量，可以探討不同的區(qū)域發(fā)展條件是否會(huì)影響人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。此外，城鎮(zhèn)化水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)，其對(duì)高技能人口的流入存在著重要影響，二者與高技能人口比例變量存在著相關(guān)性，從高技能人口比例作為門限變量的角度來看，其作為門限變量也是符合現(xiàn)實(shí)的。

信息化水平（tel）。借鑒嚴(yán)成樑的方法，［14］以每百人擁有電話數(shù)度量。電話擁有量能夠反映地區(qū)人口交流的頻度。一個(gè)地區(qū)的人口交流越頻繁，說明一個(gè)地區(qū)人口集聚得更加緊密，不同個(gè)體之間相互學(xué)習(xí)的概率越大，知識(shí)溢出效應(yīng)越強(qiáng)，從而對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的正向影響也更大。Marshall和Glaeser 等指出學(xué)習(xí)是人口集聚效應(yīng)產(chǎn)生的重要機(jī)制。［15-16］因此，以信息化水平作為門限變量可以探討不同交流頻率水平下人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的非線性影響。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

1.我國(guó)省際勞動(dòng)生產(chǎn)率差距表現(xiàn)

計(jì)算2000年至2015年中國(guó)各省勞動(dòng)生產(chǎn)率（lab），比較發(fā)現(xiàn)我國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)率較高的省市有北京、上海、天津、廣東、浙江、江蘇等，均位于我國(guó)的東部地區(qū)，如2015年北京地區(qū)的勞動(dòng)生產(chǎn)率達(dá)到14.63 萬(wàn)元/人，而西部地區(qū)的四川、云南、廣西、甘肅、貴州等省份的勞動(dòng)生產(chǎn)率水平相對(duì)較低，2015年貴州省的勞動(dòng)生產(chǎn)率僅為3.68萬(wàn)元/人，北京地區(qū)的勞動(dòng)生產(chǎn)率約為貴州省的4倍。進(jìn)一步計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)指標(biāo)，考察我國(guó)省際勞動(dòng)生產(chǎn)率和第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的差距變化趨勢(shì)。

圖1 中國(guó)省際勞動(dòng)生產(chǎn)率的標(biāo)準(zhǔn)差

圖2 中國(guó)省際勞動(dòng)生產(chǎn)率的變異系數(shù)

圖3 人口集聚與總勞動(dòng)生產(chǎn)率的散點(diǎn)圖

由圖1可知，2000年至2015年中國(guó)省際勞動(dòng)生產(chǎn)率標(biāo)準(zhǔn)差、第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率標(biāo)準(zhǔn)差、第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率標(biāo)準(zhǔn)差的趨勢(shì)線均向右上方傾斜，這表明中國(guó)各省總勞動(dòng)生產(chǎn)率差距、第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率差距、第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率差距呈現(xiàn)逐漸變大的趨勢(shì)。第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率差距最大，總勞動(dòng)生產(chǎn)率差距次之，第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率差距與總勞動(dòng)生產(chǎn)率差距表現(xiàn)相似。2012年以后中國(guó)省際勞動(dòng)生產(chǎn)率差距略有下降。由圖2可知，中國(guó)省際勞動(dòng)生產(chǎn)率的相對(duì)差距在縮小，這主要是因?yàn)樽儺愊禂?shù)指標(biāo)剔除了平均值的影響，在平均值持續(xù)上升的情況下，絕對(duì)差距的擴(kuò)大被平均值上升所抵消。與標(biāo)準(zhǔn)差反映的中國(guó)省際勞動(dòng)生產(chǎn)率絕對(duì)差距相似，中國(guó)省際第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率相對(duì)差距要大于總體勞動(dòng)生產(chǎn)率，而總體勞動(dòng)生產(chǎn)率相對(duì)差距要大于第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率。

由圖3 至圖5 可知，人口集聚與總勞動(dòng)生產(chǎn)率存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，計(jì)算得到相關(guān)系數(shù)為0.345。人口集聚與第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的簡(jiǎn)單相關(guān)關(guān)系不明顯，這很可能意味著人口集聚與第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率存在著非線性的相關(guān)關(guān)系，即在不同樣本劃分內(nèi)，二者具有不同的相關(guān)關(guān)系。人口集聚與第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率也存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，計(jì)算得到相關(guān)系數(shù)為0.379，其正相關(guān)性強(qiáng)于總體勞動(dòng)生產(chǎn)率，這意味著第三產(chǎn)業(yè)在人口集聚的過程中收益最大，考慮本地市場(chǎng)效應(yīng)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要影響，擴(kuò)大的人口規(guī)模和密集的人口數(shù)量將有利于第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

2.門限回歸模型估計(jì)與分析

選取高技能人口比例、人口撫養(yǎng)比、城鎮(zhèn)化率、非農(nóng)就業(yè)人口比重、信息化水平五個(gè)門限變量，建立門限面板回歸模型，實(shí)證研究人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的非線性影響。

首先，對(duì)是否存在門限效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果（見表1）發(fā)現(xiàn)當(dāng)選擇高技能人口比例（dzu）為門限變量時(shí)，其單門限檢驗(yàn)和雙門限檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量分別為435.76和98.53，在1%置信水平下拒絕原假設(shè)，而三重門限檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為57.04，接受了原假設(shè)，這表明以高技能人口比例作為門限變量建立門限回歸模型是合理的，人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響是非線性的，存在著顯著的門限效應(yīng)且門限個(gè)數(shù)為2。同樣的，檢驗(yàn)其他門限變量所建模型是否存在著門限效應(yīng)，同樣發(fā)現(xiàn)以人口撫養(yǎng)比（dr）、城鎮(zhèn)化率（urb）、非農(nóng)就業(yè)人口比重（emp23）、信息化水平（tel）作為門限變量同樣存在顯著的門限效應(yīng)，且均存在兩個(gè)門限。

其次，根據(jù)門限個(gè)數(shù)建立實(shí)證模型，并對(duì)門限值進(jìn)行估計(jì)。根據(jù)各個(gè)門限變量的似然比檢驗(yàn)結(jié)果（見圖6）分別獲得每個(gè)門限變量的兩個(gè)門限值①限于篇幅，其他門限變量的門限值識(shí)別的似然比統(tǒng)計(jì)量圖略。。其中，高技能人口比例變量的兩個(gè)門限值分別為4.70%和7.24%，城鎮(zhèn)化率變量的兩個(gè)門限值分別為37.51%和47.64%，人口撫養(yǎng)比變量的兩個(gè)門限值分別為36.33%和42.83%，非農(nóng)就業(yè)人口比例變量的兩個(gè)門限值分別為25.88%和54.62%，信息化水平變量的兩個(gè)門限值分別為34.78和65.10。根據(jù)門限變量的門限值個(gè)數(shù)可以將樣本劃分為不同的區(qū)制，在每個(gè)區(qū)制內(nèi)，人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響大小將會(huì)存在著顯著的差異，兩個(gè)門限值將對(duì)應(yīng)低水平、中等水平和高水平三個(gè)區(qū)制。

圖4 人口集聚與第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的散點(diǎn)圖

圖5 人口集聚與第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的散點(diǎn)圖

表1 總勞動(dòng)生產(chǎn)率門限效應(yīng)檢驗(yàn)

圖6 高技能人口比例門限值識(shí)別的似然比統(tǒng)計(jì)量

最后，根據(jù)五個(gè)門限變量分別建立五個(gè)模型進(jìn)行實(shí)證研究。根據(jù)參數(shù)估計(jì)結(jié)果（見表2）進(jìn)行如下分析。在模型一中，根據(jù)高技能人口比例的兩個(gè)門限值可將樣本分為三個(gè)區(qū)制，分別為高技能人口比例較低、中等和較高三個(gè)區(qū)制。估計(jì)結(jié)果顯示人口密度變量在三個(gè)區(qū)制內(nèi)的回歸系數(shù)分別為2.003、2.077和2.175，均在1%置信水平下顯著，這表明高技能人口比例能夠顯著地影響人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升作用，處于高技能人口比例較低的區(qū)制內(nèi)時(shí)，人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升作用要小一些，而處于高技能人口比例較高的區(qū)制內(nèi)時(shí)，人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升作用明顯變大，大約提高了8.6%，這與事實(shí)相一致。現(xiàn)實(shí)中，高技能人口比例高的地區(qū)，擁有更多的高質(zhì)量勞動(dòng)力，有利于地區(qū)發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)。同時(shí)，高技能人口比例高的地區(qū)知識(shí)交流環(huán)境更好，更容易通過知識(shí)溢出提升區(qū)域內(nèi)整體人力資本水平，從而提高整個(gè)地區(qū)所有人的勞動(dòng)生產(chǎn)率。因此，當(dāng)區(qū)域高技能人口比例達(dá)到一定規(guī)模時(shí)，人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升作用顯然要更大一些。

表2 對(duì)總勞動(dòng)生產(chǎn)率影響的門限面板模型估計(jì)結(jié)果

在模型二中，根據(jù)人口撫養(yǎng)比的兩個(gè)門限將樣本分為人口撫養(yǎng)比較低、中等和較高三個(gè)區(qū)制，人口密度變量在三個(gè)區(qū)制內(nèi)的回歸系數(shù)分別為2.655、2.580和2.504，均在1%置信水平下顯著，這表明人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的正向作用受到人口撫養(yǎng)比高低的影響，人口撫養(yǎng)比較低地區(qū)的作用效果最大，中等地區(qū)次之，較高地區(qū)最小。人口撫養(yǎng)比作為人口年齡結(jié)構(gòu)指標(biāo)，能夠反映地區(qū)勞動(dòng)力供給情況。人口撫養(yǎng)比越低，則地區(qū)勞動(dòng)年齡人口占比越多，這會(huì)使得區(qū)域內(nèi)的就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)更加激烈，大規(guī)模勞動(dòng)力共享產(chǎn)生的就業(yè)需求與供給的匹配效率也就越高，這一區(qū)域環(huán)境就更加有利于勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升，人口集聚的作用明顯增強(qiáng)。

在模型三中，同樣根據(jù)城鎮(zhèn)化率的兩個(gè)門限值將樣本劃分為城鎮(zhèn)化水平較低、中等和較高三個(gè)區(qū)制。模型估計(jì)結(jié)果顯示人口密度變量在三個(gè)區(qū)制內(nèi)的回歸系數(shù)分別為1.623、1.713和1.779，在1%置信水平下顯著，這表明人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響存在著門限效應(yīng)，當(dāng)?shù)貐^(qū)處于城鎮(zhèn)化水平較高的區(qū)制內(nèi)時(shí)，人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升作用最大，城鎮(zhèn)化水平中等地區(qū)的作用次之，城鎮(zhèn)化水平較低地區(qū)的作用最小。城鎮(zhèn)化水平高意味著更少的農(nóng)村人口占比，人口的距離將更短，人口生活的集中將有利于知識(shí)溢出發(fā)生，吸引更多的高技能人口流入，同時(shí)生活在城市的人口面臨激烈的就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)，對(duì)個(gè)體的人力資本要求也越高，這些都會(huì)對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響，導(dǎo)致城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)的人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升作用更大。此外，更少的農(nóng)村人口占比意味著城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)的綜合人口素質(zhì)會(huì)更好，即存在著更高比例的高技能人口，因此，以城鎮(zhèn)化水平為門限變量和以高技能人口比例為門限變量的實(shí)證結(jié)果十分相似。

在模型四中，根據(jù)非農(nóng)就業(yè)人口比例的兩個(gè)門限將樣本分為非農(nóng)就業(yè)人口比例較低、中等和較高三個(gè)區(qū)制，人口密度變量在三個(gè)區(qū)制內(nèi)的回歸系數(shù)分別為2.932、3.188和3.315，在1%置信水平下顯著，這表明人口集聚在不同區(qū)制內(nèi)對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率均存在顯著的正向影響，并且這種正向影響受到非農(nóng)就業(yè)人口比重高低的影響，非農(nóng)就業(yè)人口比重高的地區(qū)正向影響最大，中等地區(qū)次之，較低地區(qū)最小，這與預(yù)期相一致。非農(nóng)就業(yè)人口比例可以反映第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)力就業(yè)占比情況，非農(nóng)就業(yè)人口比例越大，則第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)力就業(yè)占比越高，相應(yīng)的第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)也應(yīng)該越大，地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率也將越高，吸引高技能人口的能力也就越強(qiáng)，人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升作用也會(huì)更大。

在模型五中，根據(jù)信息化水平的兩個(gè)門限將樣本分為交流頻率較低、中等和較高三個(gè)區(qū)制。人口密度變量的回歸系數(shù)分別為1.670、1.769和1.876，在1%置信水平下顯著，這表明人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的正向作用受到信息化水平的影響。當(dāng)信息化水平達(dá)到一定水平后，人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的正向作用顯著變大。這意味著隨著區(qū)域交流頻率的提高，個(gè)體之間的溝通強(qiáng)度變大，人口集聚所產(chǎn)生的知識(shí)溢出效應(yīng)將會(huì)更加明顯，因此，人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的正向影響也更大。

3.人口集聚對(duì)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的非線性影響

為了更加全面的研究人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的非線性影響，分別選取第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率為因變量，再次實(shí)證分析人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的非線性影響。

針對(duì)第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，根據(jù)門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果（見表3），發(fā)現(xiàn)在高技能人口比例（dzu）、人口撫養(yǎng)比（dr）、城鎮(zhèn)化率（urb）、非農(nóng)就業(yè)人口比重（emp23）、信息化水平（tel）等門限變量建立的實(shí)證模型中均存在顯著的門限效應(yīng)。其中，高技能人口比例、城鎮(zhèn)化率、人口撫養(yǎng)比、信息化水平作為門限變量有兩個(gè)門限，而非農(nóng)就業(yè)人口比重只有一個(gè)門限。

表3 第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率門限效應(yīng)檢驗(yàn)

本文分別建立門限面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)結(jié)果顯示當(dāng)高技能人口比例小于6.65%時(shí)，人口密度變量的回歸系數(shù)顯著為正，估計(jì)值為2.005，當(dāng)高技能人口比例介于6.65%和10.57%之間時(shí)，人口密度變量的回歸系數(shù)顯著為正，估計(jì)值為2.1，當(dāng)高技能人口比例大于10.57%時(shí)，人口密度變量的回歸系數(shù)顯著為正，估計(jì)值為2.153，即人口集聚對(duì)第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升作用隨著高技能人口比例的提高而增大。將其與總體勞動(dòng)生產(chǎn)率的實(shí)證結(jié)果相比，發(fā)現(xiàn)模型估計(jì)的兩個(gè)門限值明顯增大，第一個(gè)門限值由4.70%變?yōu)?.65%，第二個(gè)門限值由7.24%變?yōu)?0.57%，這表明要想增大人口集聚對(duì)第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升作用，需要滿足更高的高技能人口比例條件，這增加了地區(qū)快速提高第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的難度。第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要更多的高技能人口，因此，加快提高第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的門檻也要高些（見表4）。

表4 對(duì)第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率影響的門限面板模型估計(jì)結(jié)果

城鎮(zhèn)化水平的兩個(gè)門限值分別為37.51%和47.33%，據(jù)此劃分為三個(gè)區(qū)制，不同區(qū)制內(nèi)人口密度變量的回歸系數(shù)分別為1.814、1.886和1.946，均在1%置信水平下顯著，這表明城鎮(zhèn)化水平能夠顯著影響人口集聚對(duì)第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的作用大小。人口撫養(yǎng)比的兩個(gè)門限值分別為36.20%和42.83%，據(jù)此劃分為三個(gè)區(qū)制，不同區(qū)制內(nèi)人口密度變量的回歸系數(shù)分別為2.655、2.588、2.516，在1%置信水平下顯著，這表明人口撫養(yǎng)比也能夠顯著影響人口集聚對(duì)第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的作用大小。非農(nóng)就業(yè)人口比重的門限值為54.62%，據(jù)此劃分為兩個(gè)區(qū)制，區(qū)制一和區(qū)制二內(nèi)人口密度變量的回歸系數(shù)分別為2.909和3.016，均在1%置信水平下顯著，表明非農(nóng)就業(yè)人口比重越大，人口集聚對(duì)第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的正向影響越大。信息化水平的兩個(gè)門限值分別為39.80和70.80，據(jù)此劃分為三個(gè)區(qū)制，不同區(qū)制內(nèi)人口密度變量的回歸系數(shù)分別為1.884、1.980和2.059，均在1%置信水平下顯著，表明人口集聚對(duì)第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率均具有顯著的正向影響，并且這種正向影響受交流頻率高低的影響，交流頻率較高地區(qū)的正向影響更大。

針對(duì)第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，門限效應(yīng)估計(jì)結(jié)果顯示五個(gè)門限變量的門限中均存在顯著的門限效應(yīng)且均有兩個(gè)門限值（見表5）。

表5 第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率門限效應(yīng)檢驗(yàn)

模型估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)高技能人口比例的兩個(gè)門限值分別為5.29%和7.94%，也略高于總體勞動(dòng)生產(chǎn)率模型中高技能人口比例變量的兩個(gè)門限值，分別提高了0.6和0.7個(gè)百分點(diǎn)。根據(jù)兩個(gè)門限值將樣本劃分為三個(gè)不同的區(qū)制，人口密度變量的回歸系數(shù)分別為2.183、2.249和2.330，均在1%置信水平下顯著。這表明人口集聚對(duì)第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率存在顯著的正向影響，但這種正向影響受高技能人口比例高低的影響，高技能人口比例較高的地區(qū)人口集聚對(duì)第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升作用最大，高技能人口比例適中的地區(qū)提升作用次之，高技能人口比例較低的地區(qū)提升作用最?。ㄒ姳?）。

表6 對(duì)第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率影響的門限面板模型估計(jì)結(jié)果

其他門限變量的模型估計(jì)結(jié)果同樣顯示了人口集聚對(duì)第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率顯著的門限效應(yīng)影響。其中，城鎮(zhèn)化率的兩個(gè)門限值分別為37%和46.84%，三個(gè)區(qū)制內(nèi)人口密度變量的回歸系數(shù)分別為1.764、1.832 和1.897，在1%置信水平下顯著。人口撫養(yǎng)比的兩個(gè)門限值分別為36.33%和42.83%，三個(gè)區(qū)制內(nèi)的人口密度變量的回歸系數(shù)分別為2.775、2.705 和2.648，在1%置信水平下顯著。非農(nóng)就業(yè)人口比例的兩個(gè)門限值分別為23.85%和54.62%，三個(gè)區(qū)制內(nèi)的人口密度變量的回歸系數(shù)分別為3.038、3.285和3.382，在1%置信水平下顯著。信息化水平的兩個(gè)門限值分別為39.80和69.84，三個(gè)區(qū)制內(nèi)的人口密度變量的回歸系數(shù)分別為1.967、2.050和2.135，在1%置信水平下顯著。

四、結(jié)論與啟示

本文以2000-2015年中國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù)為樣本，利用門限回歸模型進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響存在著顯著的門限效應(yīng)，高技能人口比例越高，人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用就越大，當(dāng)高技能人口比例超過7.24%時(shí)，人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升作用將增加8%。其他門限變量的估計(jì)結(jié)果也顯示，隨著人口撫養(yǎng)比降低、城鎮(zhèn)化水平提高、非農(nóng)就業(yè)人口比重變大、信息化水平上升，當(dāng)達(dá)到某一門限值水平后，人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用會(huì)顯著增強(qiáng)。針對(duì)第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率和第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率再次進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，獲得了與總勞動(dòng)生產(chǎn)率相似的研究結(jié)論，即人口集聚對(duì)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率存在著顯著的非線性影響，且高技能人口比例需要達(dá)到10.57%這一更高水平后，人口集聚對(duì)第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的正向影響才會(huì)顯著提升，這意味著加快提升第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)人口集聚中的高技能人口比例有更高的要求。

基于上述結(jié)論可知，通過促進(jìn)區(qū)域人口集聚可以顯著提高區(qū)域的勞動(dòng)生產(chǎn)率水平，最為重要的是要提高集聚人口中的高技能人口比例，其會(huì)增強(qiáng)人口集聚對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。各地區(qū)應(yīng)該通過人口集聚延長(zhǎng)區(qū)域人口紅利期，［17］積極推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展從數(shù)量型人口紅利向質(zhì)量型人口紅利轉(zhuǎn)變，通過不斷提升勞動(dòng)生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。