西部地区劳动力流动对地区经济增长影响的实证——基于1986-2009年的数据

林 柯, 王益谦, Bao S. M.

(1. 兰州大学 经济学院, 甘肃 兰州 730000; 2. 四川大学 西部开发研究院, 四川 成都 610064; 3. 密西根大学 中国信息研究中心, 美国 密歇根州 48809)

1 研究背景与文献回顾

中国较大规模的劳动力流动形成于1980年代中期.随着改革开放和东部经济的快速发展,大量劳动力由农村流向城市,由中西部地区流向东部地区,并且一直持续到现在.这种持续的大规模劳动力的省内及跨省流动不仅对流出与流入地区的经济增长产生了重要的影响,而且也对整个中国的经济增长产生了重要的影响.同时,由此所带来的交通、城市管理和劳动者权利保障等一系列问题也日益凸显.对此,国内外众多学者进行了持续而广泛的研究.就已有的文献来看,这一领域的研究从最初的对人口迁移和劳动力流动整体层面上的一般研究,逐步扩展到对不同地域空间人口迁移与劳动力流动的趋势、劳动力资源供求、流动劳动力收入以及劳动力流动在缩小地区经济发展差距的作用等方面的研究.

对于劳动力流动的原因以及对经济增长影响的研究,W. A. Lewis[1]在假定发展中国家是由农业和工业2个部门所组成,而且边际劳动生产率为零的农业部门存在着大量剩余劳动力的条件下,得出如下的结论：工业部门只要用比农业部门稍高的工资就可以吸引农村剩余劳动力向城市转移,为现代化的工业部门的扩张提供廉价的劳动力,促进二元经济结构的改变,从而推动经济增长.G. Ranis等[2]在W. A. Lewis[1]研究的基础上进一步提出,农业生产率的提高是保证工业部门扩张和劳动力顺利转移的条件.只有当农业生产率提高、劳动力转移速度高于人口增长速度时,欠发达国家或地区的经济才能有效增长.而D. W. Jorgenson[3]和M. P. Todaro[4]则认为,W. A. Lewis[1]的假定是不符合现实的,农业部门不存在边际生产率等于零和低于实际工资的无限剩余劳动力.在此基础上,D. W. Jorgenson[3]认为,只有农业存在剩余生产物,才有可能使一部分劳动力释放出来,农业剩余生产物越多,劳动力转移的规模越大,在此条件下劳动力的流动才有可能促进经济的增长；M. P. Todaro[4]则认为,劳动力是否流动取决于其对城乡收入差异的预期,只要未来的预期城市收入现值看起来要大于未来的预期农村收入的现值,劳动力就会由农村流向城市.但在城市存在大量失业的状况下,劳动力的流动不一定对经济增长产生促进作用.

然而,在有关中国劳动力流动以及对经济增长影响的研究结论表明,在城市存在失业的情况下,劳动力流动促进了经济的增长.蔡昉等[5]通过构建农业、工业和服务业三大部门的柯布-道格拉斯生产函数,计算得出1982-1997年间我国劳动力从农业部门向工业部门和服务业部门转移对经济增长的贡献额为20.23%；M. C. Seeborg等[6]依据1997年中国统计年鉴的数据,运用托达罗人口迁移模型对中国城乡劳动力流动的原因及对经济增长的意义进行了研究,发现城乡劳动力流动的主要原因是中国政策的变革以及劳动合同的发展和私人部门的出现,并且劳动力流动有效地促进了经济增长；李扬等[7]以拉姆奇的新古典增长模型为分析起点,进一步论证了即使没有技术进步,持续的劳动力流动也会导致经济内生增长；钟笑寒[8]在对劳动力流动、职业与工资差异以及劳动力流动与地区差距的状况和相应的研究观点进行分析与讨论的基础上,构建了一个基于存在一一对应关系的不同分工岗位上工人的技能水平的生产函数模型,并利用经验回归方法对该模型的结果进行了检验.结果表明,劳动力的流入有利于地区内工资的增长,劳动力流动不仅可以促进劳动分工,提高总体经济效率,而且如果这种分工效应足够强的话,就可能是一种“帕雷托改进”；彭连清[9]对中国区际劳动力流动的规模与流向、区际流动劳动力的产业分布等2个方面进行了研究,通过估计东部地区非农部门总量生产函数,得到劳动力投入的产出效率,并进一步分析了我国区域间劳动力流动对东部经济增长的贡献份额.结果表明,中西部地区的劳动力流入是东部地区工业化和城市化快速推进的重要条件；逯进等[10]运用内生人口迁移经济增长模型,测算了近十几年来西部地区各省区省际人口迁移对经济增长的实际影响强度,结果表明：“各省区的人均产出与人口净迁移率之间存在较高的正相关性,但人口迁移对经济影响的强度有所差别,从整体来看,西南地区净迁移人口的作用更大一些,没有任何迹象表明省际人口迁移伴随有地区间经济发展水平的收敛.”

从已有的文献来看,大多数研究主要集中于劳动力流动对整个中国宏观经济增长以及对东部经济增长的影响等方面,对于中国西部地区近12年来经济的高速发展,学者们大多认为是国家宏观政策倾斜及其财政投资导致的,而从劳动力流动对西部地区经济增长影响角度进行研究的较少.但一个值得注意的事实是,自1986年尤其是中国实施西部大开发战略以来,西部地区劳动力流动的数量呈稳定增长的态势.根据本课题的统计,自1998年至2009年的12年间,西部地区劳动力流动的数量由4 053.7万人增长到8 680.6万人,2009年劳动力流动的数量占该地区就业人员总量的41%.西部地区劳动力大规模的流动对东部地区经济增长产生了重要的促进作用,那么这种大规模的劳动力流动对西部地区经济增长产生了怎样的影响？对这一问题的研究,不仅可以全面评估劳动力流动对西部地区经济增长的影响,而且可以为中国下一阶段西部大开发战略的政策制定与实施提供有益参考.

2 变量与数据

2.1概念界定与变量选取从国家权威部门以及有关中国劳动力流动的研究文献来看,对于劳动力流动概念的界定尚不统一.国务院发展研究中心、国家统计局与劳动和社会保障部将劳动力流动界定为劳动力在城乡之间的迁移,而不同文献则分别界定为：“劳动力在不同类型的工作组织单位之间或不同的职业和行业之间的流动,也包括劳动力在不同地域之间的流动”[11]；“改革开放以来在城乡以及不同所有制企业之间流动的劳动力,即新兴正规劳动力(包括联营经济、股份制经济、外商投资经济、港澳台投资经济和其他部门的从业人员)和非正规劳动力(包括城乡的私营经济、个体经济和乡镇企业从业人员)”[12]等.为了对西部劳动力流动状况及其对经济增长的影响有一个比较清晰的判断,本文依据国家统计局的界定将劳动力流动定义为劳动力在乡镇以外的省区内流动和跨省区流动.

影响地区经济增长的因素较多,而与劳动力相关的因素主要有地区投资水平、地区产业结构以及地区国内生产总值等.由于本文侧重于考察中国西部地区劳动力流动对本地区经济增长的影响.因此,在上述4个方面的变量中,本文以西部地区社会固定资产投资总额替代投资水平,以第二、三次产业产值占地区国内生产总值比重替代地区产业结构,对中国西部地区劳动力流动对地区经济增长的影响进行考察.

2.2数据来源及说明本文有关地区国内生产总值、社会固定资产投资总额以及第二、三次产业产值占地区国内生产总值比重的数据均来源于中国西部12省区1987-2010年各年份的统计年鉴.有关西部地区劳动力流动的总量及其省区内和跨省区流动的数据虽然较多,但由于其来源和统计口径不同,数据差异较大；同时尚未有连续的时间序列数据,特别是1997年之前没有省区内和跨省区流动的数据.因此,本文有关1986-2009年西部地区劳动力流动的总量、省区内流动与跨省区流动的数据均依据《1987全国1%人口抽样调查资料》、《中国1990年人口普查资料》、《1995年全国1%人口抽样调查资料》、《2000年全国人口普查资料》、《中国2005年1%人口抽样数据汇编》、《中国人口统计年鉴》(1999-2006)、《中国人口和就业统计年鉴》(2007-2009)的劳动年龄的人口迁移数据进行整理估算所得.

3 计量分析

3.1模型选择与检验在衡量影响经济增长的计量方法中,一般的回归模型只能单向描述自变量的改变对因变量产生的影响,灰色关联分析侧重于对因素间关联程度的分析,而向量自回归(VAR)模型则考虑了各变量之间的相互作用,对变量间相互影响的程度能够进行较好的测度.因此,本文采用VAR模型对劳动力流动与经济增长的关系进行分析,其一般数学表达式为

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+εt,

(1)

其中,yt为k维内生变量列向量,xt为d维外生变量列向量,p为滞后阶数,k×k维矩阵A和k×d维矩阵B是待估系数矩阵,εt为k维扰动列向量.

根据VAR模型的一般形式,本文构建如下模型

Bxt+εt,

(2)

式中,Lmli(i=1,2)表示西部地区劳动力流动数量,Lml1表示西部地区省区内劳动力流动数量,Lml2表示西部地区跨省区劳动力流动数量,LGDP表示西部地区国内生产总值,Li表示西部地区社会固定资产投资,Ly2、Ly3表示西部地区第二、三产业产值占地区国内生产总值比重.为了消除可能存在的异方差,将这些变量取其自然对数,为满足数据的可比性,使用GDP平减指数将各年的GDP均调整为按1986年的价格计算,社会固定资产投资也以1986年不变价格计算.为避免所建的模型存在伪回归问题,对所选取的变量序列进行单位根检验(ADF),水平检验结果显示：ADF值的绝对值均小于临界值的绝对值,具有单位根,为非平稳序列；进一步对各变量序列进行一阶差分后再进行ADF检验,结果显示,至少在10%的显著性水平上,各变量序列ADF值的绝对值大于临界值的绝对值,拒绝有单位根的原假设,为I(1)序列,如表1所示.

表 1 ADF单位根检验结果

注：(C,T,L)分别表示ADF单位根检验时的常数项、时间趋势和滞后阶数,0表示没有,C表示含有常数项,T表示含有时间趋势项;*,**,***分别表示10%,5%,1%的显著性水平.

3.2协整检验与向量误差修正模型基于各变量原始序列的非平稳性特征,本文进一步采用协整方法检验变量之间是否存在长期的均衡关系.在“协整个数为零”的原假设下,迹统计量均大于1%临界值(96.5﹥66.52；84.12﹥66.52),拒绝没有协整关系的原假设；而在“协整个数至多1个”的原假设下,迹统计量均小于5%的临界值(38.21﹤39.89；35.86﹤39.89),不能拒绝协整个数至多1个的假设.因此,Lml1、Li、Ly2、Ly3与LGDP之间以及Lml1、Li、Ly2、Ly3与LGDP之间存在一个长期均衡的协整关系.进一步对协整向量进行标准化处理,则变量之间的协整关系分别如下所示：

LGDP=(0.41±0.01)Li+(0.34±0.03)Lml1+

(0.82±0.03)Ly2+(0.01±0.06)Ly3,

(3)

LGDP=(0.29±0.83)Li-(0.83±0.91)Lml1-

(8.63±1.53)Ly2+(10.32±1.80)Ly3.

(4)

(3)和(4)式的结果表明,省区内劳动力流动的变动与该地区国内生产总值变动是同向的,而跨省区劳动力流动的变动与地区国内生产总值变动是反向的.具体来看,1986-2009年间,西部地区省区内劳动力流动每变动1%将带动地区国内生产总值同向变动0.34%；而跨省区劳动力流动每变动1%将带动地区国内生产总值反向变动0.83%.

由于一阶差分后虽然使得变量序列成为平稳序列,但各变量之间短期的相互影响所产生的变化可能无法准确反映出来.因此,为了衡量短期内劳动力流动对地区国内生产总值的影响,本文进一步利用误差修正模型进行估计：

△LGDP=(0.02±0.01)+

(0.34±0.32)△LGDPt-1+

(0.11±0.08)△Lml1(t-1)+

(0.06±0.21)△Lit-1+(0.38±0.37)△Ly2(t-1)+

(0.06±0.18)△Ly3(t-1)-(0.05±0.03)ec, (5)

△LGDP=(0.02±0.01)+

(0.53±0.30)△LGDPt-1+

(0.05±0.05)△Lml2(t-1)-

(0.09±0.22)△Lit-1+(0.44±0.35)△Ly2(t-1)-

(0.07±0.20)△Ly3(t-1)-(0.02±0.01)ec, (6)

△Lml1=(0.08±0.03)+

(0.19±0.32)△Lml1(t-1)-

(1.87±0.93)△LGDP(t-1)+(0.15±0.60)△Lit-1+

(1.45±1.06)△Ly2(t-1)+

(0.44±0.52)△Ly3(t-1)+(0.13±0.09)ec, (7)

△Lml2=(-0.07±0.07)+

(0.42±0.31)△Lml2(t-1)+

(4.17±1.98)△LGDP(t-1)-(1.10±1.48)△Lit-1-

(0.16±2.32)△Ly2(t-1)-

(1.25±1.30)△Ly3(t-1)-(0.08±0.05)ec. (8)

以上4式为向量误差修正(VEC)模型估计的部分结果,其R2分别为0.55、0.57、0.42和0.32.

上述结果显示,从短期来看,滞后一期的西部地区省区内劳动力流动数量每增加1%,将拉动地区国内生产总值的增长量增加0.11%；与长期相比,短期内跨省区劳动力流动对地区国内生产总值的增长具有正向的拉动作用,跨省区劳动力流动每增加1%,将拉动地区国内生产总值增长量增加0.05%.另外,短期内滞后一期的省区内与跨省区劳动力流动对当期省区内与跨省区劳动力流动的短期拉动分别为0.19、0.42,表明劳动力流动在短期内存在惯性作用.

3.3脉冲响应函数与方差分解分析在上述估计的基础上,本文进一步运用脉冲响应函数与方差分解就西部地区省区内和跨省区劳动力流动对地区经济增长的冲击影响进行分析,其结果如图1和表2所示.从脉冲响应函数的结果来看,当Lml1一个标准正冲击发生后,将在前三期对LGDP产生逐渐增加的正影响,并且在第3期达到最大,这与李小平等[13]得出的“劳动力流动提高并优化了劳动力配置效率,促进了经济增长”的结论是一致的；而Lml2的一个标准的正冲击发生后,则对前两期的LGDP没有显著的影响.

另外,当Lml1一个标准正冲击发生后,将对其自身有一个明显的正影响,约为0.025,而且逐渐增强,第4期达到最大,之后基本稳定在0.04左右；另外,当LGDP、Ly2、Ly3、Li一个标准正冲击发生后,将对Lml1均有不同程度影响,Ly3的影响最大,基本稳定在0.01左右,Li的冲击影响最弱.而当Lml2一个标准正冲击发生后,将对其自身有一个明显的正影响,约为0.045,并逐渐增强,最终稳定在0.05左右.

从方差分解结果来看,省区内劳动力流动变化对地区国内生产总值的影响呈先递增后平稳的趋势,并在第3期达到最大值2.95%,这与脉冲响应函数分析的结果一致；对投资与产业结构也将有不同程度的影响,其中对投资的影响呈递增的趋势,在第10期可达到最大值12.92%,相对于第三产业而言,对第二产业产值比例结构的影响在前几期最为明显,当期即可达到41.16%.而跨省区劳动力流动变化对地区国内生产总值的影响也呈逐期递增的趋势,虽然前3期的影响并不明显,但第10期可达到10.09%；对投资与产业结构的影响则较大,并均呈递增的趋势,对投资与第二、三产业产值比例的影响在第10期分别可达到30.48%、53.25%和29.74%.

无论省区内还是跨省区的劳动力流动的变化,其影响主要来自于本身,这与误差修正模型的估计结果以及脉冲响应函数分析的结果一致：省区内劳动力流动变化对其自身的影响为60%左右,跨省区劳动力流动变化对其自身的影响则高达80%以上；除此之外,地区社会固定资产投资对省区内劳动力流动的影响最为显著,在30%以上,而产业结构调整对劳动力流动的影响在前几期并不显著,当期影响几乎为零.

4 结论与讨论

表 2 方差分解结果

注：P为预测期；上述结果仅为部分结果；略去了不同预测期变量的预测误差值.

本文选取1986-2009年西部地区劳动力流动与地区经济增长的相关数据,运用动态经济计量分析方法,就劳动力流动对地区经济增长的影响进行了分析.结果表明：1)西部地区省区内和跨省区劳动力流动数量与地区国内生产总值、社会固定资产投资、第二三次产业产值占地区国内生产总值比重之间均存在着长期均衡的协整关系；2)从长期来看,西部地区省区内劳动力流动对地区经济增长的促进作用较为明显,而跨省区劳动力流动对地区经济增长则呈负影响；3)从短期来看,西部地区省区内与跨省区劳动力流动均促进了地区国内生产总值的增长.这表明,西部地区劳动力流动有效地促进了劳动力资源的优化配置,改善了城乡二元经济结构,从而促进了地区经济增长.这一结果也进一步印证了古典经济增长理论的观点；4)就其他变量对劳动力流动的影响来看,地区投资规模的扩大、国内生产总值的提高以及地区产业结构的优化均对省区内劳动力流动产生了不同程度的促进作用；5)误差修正模型、脉冲响应函数与方差分解的结果显示,投资规模的扩大对劳动力流动规模扩大的促进作用最为显著.同时,无论西部地区省区内还是跨省区的劳动力流动,其前一期劳动力流动数量的变化将对后一期劳动力流动数量的变化有显著的影响.这表明,就长期来看,西部地区劳动力流动存在着较大的“帮带效应”[14].

综上所述,西部地区劳动力大规模的跨省区流动极大地缓解了劳动力供大于求的状况,促进了劳动力资源的优化配置,而省区内劳动力流动对于地区城乡二元经济结构的改善和产业结构的优化都起到了积极的作用.总体上,劳动力的大规模流动对西部地区经济增长起到了较为显著的作用.因此,西部地区未来应在继续保持劳动力流动的合理规模基础上,进一步引导和规范劳动力的流动,使劳动力资源配置更加合理,从而不断促进经济的增长和二元结构的改变.

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