劳动力流入对城市产业结构升级的影响研究

程风雨

（广州市社会科学院，广东 广州 510410）

一、问题的提出

十九大报告提出，“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，正处在转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期”，这需要建设现代化经济体系，以实体经济、科技创新、现代金融、人力资源协同发展的经济体系为核心载体，优化升级产业结构，培育发展新动能。

进入21 世纪以后，我国城市较大规模的劳动力流动逐步减少，突出表现为最早在长三角、珠三角等经济发达地区出现的所谓“民工荒”逐渐向内陆地区蔓延；与此同时，自2017年4 月起，杭州、重庆和成都等24 个二线城市相继颁布新一轮人才新政，而2017 年北京和上海常住人口却在40 年内首次出现负增长现象，“抢人大战”大有打破中国城市发展与人口流动旧平衡的势头。经济进入新常态发展阶段，劳动力流动与产业结构调整间的互动关系呈现了新的特征及趋势，也值得我们关注，比如随着宏观经济发展速度减缓，产业和实体经济呈现向中西部和中小城市转移的迹象。全国流动人口在总量和速度上均有所减缓，这一点从农民工的变化来看最为明显：2016年农民工返乡人数同比增加208 万人，总额达到450 万人；2016 年外出农民工增速为0.3%，仅增加50 万人。相应地，流动劳动力的知识构成与年龄结构也发生变化，这种新形态下的劳动力流动是否还能推动产业结构的优化升级?另一方面，在供给侧结构性改革框架下，产业结构的优化升级也需要进行劳动力调整。这意味着，要找出最优的劳动力流动安排路径，使之在满足经济发展需求的同时，还能与特定发展阶段所决定的产业结构相适应。经济新常态背景下探究劳动力流入对产业结构升级的影响具有十分重要的现实意义。

二、文献综述

近年来，国内外不少学者研究劳动力流动、经济发展和产业结构的文献多注重两两关系的研究，总结起来主要有以下三个研究维度：

1. 关于劳动力流动对产业结构的影响研究

Dumais 等(1997)研究发现，制造业集聚现象会伴随着劳动力流入发生同时出现。而Baldwin 等(2003)和Krugman(1991)在新经济地理学理论中进一步指出，劳动力跨区域流入和就业集聚于同一个地区，会导致劳动力市场的“蓄水池”效应显现，在规模经济的作用下企业出现报酬递增，从而促成地区产业集聚进而影响产业结构。Hanson and Slaughter(1999)实证研究发现产业结构也会伴随着某个地区劳动力的流动而变化。刘新争(2012)总结分析发现我国劳动力流动可以加快产业在区域间的转移和承接，带动东部地区产业结构升级。

2. 关于劳动力流动对经济发展的影响研究

Rains and Fei(1961)研究发现如果劳动力跨越低生产率部门向高生产率部门转移，可以促进经济发展。樊士德、姜德波(2011)通过理论推导发现劳动力流动对地区经济发展差距的作用存在不确定性，而经验实证认为劳动力流动在一定程度上拉大了地区经济差距。申洪源(2013)通过空间计量模型实证发现，“正规部门”和“非正规部门”间劳动力流动会阻碍经济发展。李晓阳、黄毅祥(2014)研究发现劳动力大规模迁出会显著抑制当地经济发展。王淑娟等(2015)研究发现劳动力流动对经济发展的作用存在异质性，即劳动力流动有助于缩小发达地区间的经济差距，而会阻碍欠发达地区间的经济差距的缩小。

3. 关于经济发展与产业结构之间的关系研究

虽然按照产业经济学经典理论，经济发展与产业结构调整具有密切联系，经济发展是影响产业结构调整的重要因素，产业结构调整也是经济发展的推动力。然而，在实证领域经济发展与产业结构之间的互动关系问题仍然存在争议。Patrcia and Fredrick(2004)使用钢铁行业的相关数据实证认为产业结构变迁可以通过收入因素间接影响经济发展。Singh and Cortuk(2010)、温杰、张建华(2010)、张辉、丁匡达(2013)实证研究均发现产业结构升级是经济保持快速增长的主要因素。但是也有部分国内外学者持有相反意见，Gwen(2005)研究发现经济发展与产业结构之间只存在单向关系，即经济发展可以推动产业结构升级，而产业结构并不能成为经济发展的促进因素。付凌晖(2010)、曾先锋、李国平(2011)、Marouani and Mouelhi (2015)、Muhamed(2015)等学者也研究得出产业结构升级对经济发展的促进作用并不显著。

综上所述，现有文献分别研究劳动力流入或经济发展与产业结构升级关系的较多，然而很少有文献将经济发展水平纳入劳动力流入对产业结构升级的作用机制，也缺乏关于劳动力流入对产业结构升级影响的理论和实证分析，这为本文的研究提供了契机。尽管已有学者认为劳动力流动的确会影响经济发展和产业结构，但各个城市存在不同的政策环境和市场需求，经济发展基础也各不相同，这就产生了一系列需要探讨的问题，如城市劳动力流动与产业结构升级的具体作用关系如何？劳动力流入对产业结构升级的作用是否会因为经济发展水平而存在差异？基于上述理论和实证研究基础，文章试图从以下三个方面做出努力：首先，从理论上分析劳动力流入对产业结构升级的作用机理，并在此基础上把经济发展纳入研究范围，具体分析经济发展水平约束下劳动力流入与产业结构升级的关系；其次，实证分析了劳动力流入、经济基础和产业结构升级之间的关系。基于动态面板模型，结合互动回归，初步验证不同经济发展水平下劳动力流入对产业结构升级的作用是否存在差异。再次，进一步构建了以经济发展为门值变量的动态面板门限效应模型。在识别劳动力流入与产业结构升级之间非线性关系的基础上，实证检验了由于不同的经济发展，劳动力流入的结构性作用是否会产生“门限效应”。

三、理论分析与研究假设

劳动力流入具有自觉产业选择效应。产业结构变动会对就业结构的变动产生单向影响（何景熙、何懿，2013），不合理的产业结构会导致就业结构发生偏差(孙都光，2004)，引发就业人口不平衡的区间流动。从2012 年到2016 年，我国第三产业的就业人数累计增加了60.67 亿人，占就业总人数的比率由36.1%上升43.5%，第三产业成为城市吸纳就业最多的产业。按照配第- 克拉克的研究理论，当经济发展到一定水平，第三产业的生产总值与劳动需求比率会出现稳步上升。伴随着服务业结构的更新换代，尤其是面临劳动力无限供给时代的消亡（蔡昉，2010），劳动力成本不断提高，在“价格信号”的指引下，作为“理性的经济人”的就业人口就会从劳动力价格低的部门逐渐转移至价格高的行业，恩格尔系数理论认为这将带动消费结构的进一步优化升级，引发生产要素进行重新配置，由萎缩行业如传统农业生产部门流向需求更加旺盛行业如现代服务业，即富余的第一产业劳动力流向第三产业，第三产业引致效应将在服务经济下发挥越来越重要的作用，导致第三产业相对产值越来越大，从而促进产业结构高级化。

假说1：城市劳动力流入对产业结构高级化具有促进效应。

劳动力逐利而居的流动行为与就业需求存在结构性矛盾。一方面，低端劳动力的涌入会在一定程度上固化产业结构升级。Autor and Dorn(2009)研究发现，虽然餐饮业、快递业等服务类低技能工作对劳动者的技能要求和劳动素质要求较低，但是此类工作需要从业人员具备较好的沟通交流和环境适应能力；而金融业、科研机构等高技能工作要求从业者需具备决策、分析和判断能力。相比较而言，这两类工作特性使得机器设备无法将其替代，因而产生了劳动力“极化”现象，即高素质和低素质劳动力就业机会更多。但是，相比高端就业人群而言，低端劳动力由于诉求较低、与用工方角力基础薄弱等原因，一度占据我国流动劳动人群的较大比重，这从我国每年的春运高峰及节后用工荒等现象可见一斑。劳动力素质会对产业结构升级产生一定影响，尤其是依托低端劳动力而形成的外贸结构如来料加工模式，会固化地区的产业结构层级（陈自芳，2002），影响并制约地区产业结构升级。另一方面，流动的新生代就业群体可能加剧就业结构与产业结构的滞后性矛盾。实体经济发展需要大量高素质劳动者，而传统劳动力主体性特征正在逐渐转变，20 世纪80、90 年代出生的新生代劳动力普遍受教育程度较高，生活条件优越且期望值高，其择业行为具有“去制造业化”、“服务化”和“高端化”新特征（阳立高等，2017），成为现代服务业快速发展的重要因素。但是，如果这些新生代劳动力主体大量集聚在现代服务业，使得实体经济发展所需的劳动力要素严重匮乏，势必制约区域产业结构的协调发展。

假说2：城市劳动力流入对产业结构合理化具有一定程度的抑制效应。

当经济发展水平较低时，劳动力流入不利于产业结构高级化和合理化。这主要是因为当经济发展水平低时，受到产业发展水平的限制，产业链不完整，产业规模小，所需基础设施不完善，劳动力流入的规模效应和技术溢出效应不明显，影响产业结构之间的资源配置，产业结构高级化程度不够。然而，随着经济发展水平的不断提高，这种不利影响将逐渐减弱，甚至可能转化为促进作用，这其中的原因在于经济发展水平的提高，不同层级的劳动者之间互补互利关系更加合理。一方面，在任何一个经济体中，需要高技能劳动者和低技能劳动者配套才能对城市产业结构升级起到促进作用（陆铭，2016）。经济发达地区的信息化和知识化发展程度不断提高，会推动经济结构由工业化经济向知识、资本型经济演变，导致企业（或行业） 增加对高技能劳动力的用工需求，使得高素质人才在整个社会的就业比重增加，以提高企业生产经营效率和促进管理方式转变；另一方面，经济发展程度较高的地区，城市发展基础更为雄厚，能够为低技能劳动者提供更多的公共服务，有能力动用更多政策手段如放开户籍制度，吸引低技能劳动力流入城市，从而使城市同时具有高技能劳动者和低技能劳动者并形成较强的社会分工效应，既可以满足第三产业服务业的发展，也可以为第二产业的高端化发展提供基础配套服务。

假说3：经济发展可以弥补或消减劳动力流动对产业结构优化升级带来的不利影响，且存在门限效应。

四、计量模型、变量与数据说明

1. 模型设定

为了检验假说1 和假说2，基于以上分析，文章构建影响产业结构升级的基准模型。劳动力流入是本文的研究重点，也是模型的核心解释变量，通过适当选择控制变量，建立了以下两个基准模型：

其中，下标i 表示城市，t 表示年份，被解释变量hs 和vs分别代表产业结构高级化和产业结构合理化，解释变量lab_fl为劳动力流入水平，x 为其他控制变量，包括市场化指数(Market)、经济开放度(Open)、城市创新指数(Cre)、教育水平(Edu)、公共服务水平(Gov)、信息化水平(Internet)。为了进一步考虑经济发展对劳动力流入与产业结构升级的影响，在式(1)和式(2)中加入经济发展(Pgdp)变量，得到：

进一步地，为了研究劳动力流入对产业结构升级的作用机制，在式(3)和式(4)的基础上加入劳动力流入与经济发展的交互项，最终构建拓展形式的模型如下：

2. 变量选取

（1） 被解释变量

产业结构升级的两个指标：产业结构高级化(hs)和产业结构合理化(vs)。借鉴原毅军、谢荣辉(2014)的研究，采用第三产业增加值与第二产业增加值比值来刻画产业结构高级化程度，这一指标能够更加明确地揭示产业结构是否具有朝着服务化方向发展的趋势。借鉴干春晖等(2011)的做法，采用泰尔指数来衡量产业结构合理化。

（2） 核心解释变量

第一，劳动力流入(lab_fl)。参照杨晓军(2017)、张在冉(2018)的做法，城市劳动力的流入是以城市地区劳动力的机械增长率来衡量的，即城市地区就业增长率减去城市地区就业的自然增长率。其中，城市地区就业人口的增长率是通过单位雇员人数、城市私人和个人雇员人数以及年末城市登记失业人数的总和来衡量的。城市地区就业人口的自然增长率无法获得直接数据，可以用城市地区人口的自然增长率来近似替代。

第二，经济发展(pgdp)。虽然现存文献在经济发展促进产业结构变动还是产业结构调整促进经济发展方面存在不同意见，但是经济发展与产业结构变化之间的互动关系却始终存在，因此文章在考察产业结构升级问题时，选取各城市的实际人均GDP 代表该区域经济发展水平。

（3） 控制变量

第一，市场化指数(market)。现有市场化程度的度量大部分集中在国家或省份层面，在城市层面较少。借鉴刘文革等(2008)、宋春合、吴福象(2018)的指标构造方法，考虑到这些综合指标中都包括了利用外资及对外开放因素，这与本文控制变量存在一定重复。鉴于此，基于地级市数据的可用性，文章使用市辖区城镇私营和个体从业人员占城镇从业人员总数的比例来衡量市场多元化程度。

第二，经济开放度(open)。外商直接投资可以借由知识技术外溢、产业关联等途径影响经济发展，还可以通过城市资本存量的增加来改善城市对外开放水平。鉴于数据的可得性，由于外商直接投资数据是以美元为计价单位，根据历年平均汇率将城市外商直接投资换算成人民币，并计算其在GDP 的比重，以此作为对外开放程度的衡量指标。

第三，城市创新水平(cre)：采用寇宗来、刘学悦(2017)的城市创新指数来衡量。该指数考虑到不同年龄专利的数量的差异性，通过评估不同年龄专利的平均价值，并按照“城市—产业”维度加权得到，可以较为全面和合理地反映出城市创新水平。

第四，教育水平(edu)。采用各城市中等教育学校在校学生数来衡量。人力资本水平和劳动力结构都会对产业结构升级产生影响，与高等教育相比而言，中等教育的学生更倾向本地化就业，因此采用中等教育在校学生数可以大致反映地区人力资本水平和劳动力结构（张林，2018）。

第五，公共服务水平(gov)。公共消费支出越高，相应地政府所能提供的公共产品与服务就越多。借鉴刘海云、毛海鸥(2015)的方法，以一般政府公共消费支出占GDP 的比重衡量政府公共服务水平。

第六，信息化水平(internet)。信息化进步有助于不同产业间信息的传递，促进传统产业升级换代，同时也有益于新兴产业的发展。考虑到互联网经济对产业结构的显著影响，本文选取各城市互联网宽带接入用户数来衡量城市信息化发展程度。

3. 数据来源与处理

本文从2001-2015 年的《中国城市统计年鉴》和《中国区域经济年鉴》中选择了323 个地级城市，然后剔除了研究期间城市行政区划和面积发生变化的城市，删除数据缺失过多的城市，从而产生了261 个地级城市的面板数据，其中对于少量缺乏指标的情形，主要通过外推和插值来加以补充。考虑到异质性问题，文章将除了劳动力流入(lab_fl)之外的变量取对数化，其中对于零值变量情况统一加1 后再取自然对数处理。

五、基准实证分析

1. 基准模型回归结果

首先对劳动力流入与产业结构升级之间的关系进行分析，考虑到产业结构变化也会对劳动力流入产生一定影响，同时所设模型也无法穷尽所有影响产业结构升级的解释变量，进而可能产生遗漏变量，因此文章采用系统广义矩估计(GMM)方法解决模型内生性问题，相关回归估计结果见表1。其中，模型(1)和(2)是构建劳动力流入影响产业结构升级的基准模型，模型(3)和(4)是在模型(1)和(2)的基础上加入经济发展变量，模型(5)和(6)是在模型(3)和(4)的基础上加入劳动力流入与经济发展的交互项，即考虑到劳动力流入的外溢效应是否受到经济发展的影响。针对交互项可能产生的多重共线性问题，文章对劳动力流入、经济发展以及交互项均进行了标准化处理。从表1 结果来看，无论是产业结构高级化还是合理化，所有回归模型的AR 自相关检验与Sargan 检验均表明模型设定合理并且工具变量有效。

进一步，结合表1 实证结果进行具体分析：

一是从产业结构高级化来看，模型(1)中，劳动力流入的系数为0.001 且在1%的水平下显著，即劳动力流入每提高1 个百分点，产业结构高级化程度平均提高0.001 个百分点，这说明在不考虑经济发展的影响下，劳动力流入对产业结构高级化的提升具有促进作用，这与前文假设1 相一致。模型(3)的结果显示，加入经济发展变量后，劳动力流入对产业结构高级化的促进作用有所提高，但经济发展自身对产业结构高级化却起到显著的阻碍作用，这主要是在经济发展的过程中，随着物质资本要素不断增加，资本深化往往存在边际报酬递减的趋势，而且物质资本的大量投入会影响人力资本提升与创新发展，进而影响第三产业比重提高。但是外部劳动力流入的增加会调整和优化本地劳动力结构，减弱因经济量化增长所带来的不利影响，最终促进产业结构高级化程度的提高。从模型(5)可以看出，加入劳动力流入与经济发展的交互项后，劳动力流入以及其与经济发展的交互项系数分别为0.102 和-0.007，且均在1%统计水平下显著，此时劳动力流入对产业结构高级化的总影响为“0.102-0.007lnpgdp”。如果在经济发展的平均水平上，那么劳动力流入对产业结构高级化的总影响大于零，则表明劳动力流入对产业结构高级化具有促进作用；但同时交互项系数为负值，表明经济发展会在一定程度阻碍劳动力流入对产业结构高级化的推动作用。总的来看，在劳动力流入对产业结构高级化的影响中，劳动力流入的作用是相对变化的，经济发展有可能作为这种作用变化的重要门限，在引导劳动力流入对城市产业结构高级化的影响中起到重要作用。

表1 劳动力流入与经济发展对产业结构升级影响的计量结果

二是从产业结构合理化来看，模型(2)中，劳动力流入的系数为0.001 且在1%的水平下显著，即劳动力流入每提高1 个百分点，产业结构合理化程度平均提高0.001 个百分点，这说明在不考虑经济发展的影响下，劳动力流入对产业结构合理化的提升具有一定促进作用。模型(4)的结果显示，加入经济发展变量后，劳动力流入对产业结构合理化具有显著的阻碍作用，但经济发展自身对产业结构合理化起到显著的促进作用。从模型(6)可以看出，加入劳动力流入与经济发展的交互项后，劳动力流入以及其与经济发展的交互项系数分别为-0.351 和0.024，且均在1%统计水平下显著，此时劳动力流入对产业结构高级化的总影响为“-0.351+0.024lnpgdp”。如果在经济发展的平均水平上，那么劳动力流入对产业结构合理化的总影响小于零，则表明劳动力流入对产业结构合理化具有阻碍作用，这与前文假设2 相一致；但同时交互项系数为正值，表明经济发展会在一定程度上抑制劳动力流入对产业结构合理化的阻碍作用。同样，在劳动力流入对产业结构合理化的影响中，经济发展也有可能作为这种作用变化的重要门限。

2. 稳健性检验

为了确保估计结果的稳健可靠性，文章依次对产业结构高级化和合理化的估计结果做了进一步的稳健性检验。对于系统广义矩估计(GMM)方法下的估计结果，可以采用个体固定效应模型进行稳健性检验（钱学锋、陈勇兵，2009），据此在模型5和模型 6 的基础上，采用个体固定效应模型估计法进行检验，相关方程的稳健性检验结果见表2。表2 结果显示，采用系统广义矩估计(GMM)与个体固定效应模型方法下，所得估计结果在系数显著性以及正负号上表现出明显的相似性。因此，前述产业结构高级化和合理化的系统GMM 估计结果是稳健可靠的。

表2 稳健性检验结果

六、拓展分析：以经济发展为门限研究劳动力流入影响

根据上述实证结果，在不同的经济发展水平下，劳动力流入对产业结构升级有不同的影响，经济发展可能存在“门限效应”，但传统的线性模型无法有效识别这种效应。为了验证假设3，采用动态面板门限值效应回归来进一步厘清劳动力流入与产业结构升级之间的非线性关系。

1. 模型构建

借鉴Kremer 等(2013)的研究思路，这里将经济发展作为门限变量，将模型转化为非线性的门限模型，尝试构建动态面板门限回归模型。在此，在以模型(1)即产业结构高级化作为被解释变量，设定单一动态面板门限模型为例，而产业结构合理化及多重动态面板门限等情况与之类似，文章就不再一一赘述。具体如下：

其中，ai和bi为动态面板门限模型的个体效应，lnpgdpi，t为该模型的门限值，λ 为待估门限变量值，其它变量含义同模型(1)。

2. 模型估计方法概述

由前文可知模型可能存在双向因果关系，如果使用OLS 回归会导致内生性偏误问题，因此文章借鉴Baum 等(2013)、Kremer 等人(2013)以建立单一动态面板门限模型的方法为参考，具体采用以下模型估计方法：

第一，根据Arellano and Bover(1995)的前向正交差分处理方法，消除个体固定效应，使得差分后的随机误差项可以具有相同的平方差和不相关的特性。

第二，综合借鉴Anderson and Hsiao(1981)、Kremer 等(2013)消除内生性的方法，使用被解释变量的滞后一期和一阶差分作为工具变量，并运用动态面板系统GMM 回归方法，得到模型残差平方和最优门限值。

第三，采用Hansen(1996)的自助抽样法，通过拉格朗日LM检验的F 值的显著性来判断是否存在显著的门限效应及类型。

第四，在以上检验的基础上使用分段动态面板系统GMM来估计出变量的影响系数。

3. 产业结构高级化的实证结果

门值估计需要集中解决两个问题：第一，门限值和核心解释变量的回归参数估计；第二，检验门限估计值。因此，首先要确定模型的门限值个数，然后根据本节中提到的模型进行门值效应回归。具体而言，以经济发展为门限值变量，假设模型中有1、2 和3 个门限值，在单、双和三个门限值下依次重复采样1000 次，得到产业结构升级门限值效应显著性的检验结果（表3）。从表3 中F 值和P 值可以看出，在1%统计水平下双重门限检验统计值显著，而在5%统计水平下单一门限检验统计值显著，这说明劳动力流入与产业结构高级化之间的确存在以经济发展为门限的非线性关系。鉴于双重门限置信区间分布已将单一门限的置信区间囊括在内，我们选取已经向前正交差分法处理，得到经济发展的门限估计值分别为-9.788 和-7.328（见表4）。据此，计划采用双重动态面板门限模型进行回归估计。

表3 产业结构高级化的门限效应检验结果

劳动力流入与产业结构高级化的门限回归结果如表5 所示。从估计结果来看，在不同经济发展水平下，劳动力流入对产业结构高级化的提升存在差异性。当经济发展在低门限值(-9.788)以下时，劳动力流入对产业结构高级化的提升具有抑制作用，但统计上不显著；当经济发展跨越低门限值(-9.788)，且不超过中门限值(-7.328)时，在5%的统计水平下，劳动力流入对产业结构高级化的影响显著为负；当经济发展跨越中门限值(-7.328)时，劳动力流入对产业结构高级化的影响由抑制转变为推动作用，且在1%统计水平下显著，这表明劳动力流入与产业结构高级化提升之间的确存在两个拐点。劳动力流入与产业结构高级化之间并不是简单的线性关系，而是呈现“U”型的非线性关系。这主要原因在于经济发展可以为劳动力结构和产业结构升级相互影响提供条件，从而实现劳动力市场结构的完善与产业结构转型的协调发展。在经济发展较低阶段，低端劳动者的流入可以满足劳动密集型产业的发展，但是无法直接满足产业结构高级化的用人需求，反而在经济欠发达的条件下加剧对城市公共服务的压力，阻碍产业结构高级化；当经济发展到一定阶段后，城市具备吸引高技能劳动者和容纳低技能劳动者的各种条件，进而发挥了劳动力要素对产业结构高级化的促进作用。

表4 产业结构高级化的门限值估计结果

表5 产业结构高级化的门限回归结果

4. 产业结构合理化的实证结果

同理，结合表6 和表7 的结果，得到劳动力流入与产业结构合理化之间的确存在以经济发展为门限的非线性关系，进而得到经济发展的门限估计值分别为-11.098 和-10.706。据此，采用双重动态面板门限模型进行回归估计。

表6 产业结构合理化的门限效应检验结果

表7 产业结构合理化的门限值估计结果

劳动力流入与产业结构合理化的门限回归结果如表 8 所示。从动态面板门限模型回归结果来看，在不同的经济发展区间内，城市劳动力流入增加对产业结构合理化具有不同的抑制作用：当经济发展不超过-11.098 时，劳动力流入增加会促进产业结构合理化程度的提升，但是这种推动作用在统计上不显著；而当经济发展跨越低门限值(-11.098)，且不超过中门限值(-10.706)时，在5%的统计水平下，劳动力流入对产业结构合理化的影响显著为负，表明劳动力流入增加对产业结构合理化具有一定抑制作用；当经济发展跨越中门限值(-10.706)时，在1%的统计水平下，劳动力流入增加对产业结构合理化的影响依然显著为负，但其抑制作用大大减弱。至此，已经充分从经验证据上验证了假说3 的成立。

表8 产业结构合理化的门限回归结果

进一步，如果按照上述估计的门限值，将261 个地级城市划分为较低、中等和较高经济发展水平区间的话，通过对比我们不难发现，不管是探讨产业结构高级化还是产业结构合理化问题，在样本期内两者处于较高经济发展水平的样本观察值分别是2664 个和3030 个，分别占总样本比重的68.1%和77.4%。这就意味着样本期内大多数我国地级城市位于相对较高经济发展水平，相应的劳动力流入会对产业结构高级化具有促进效应，同时对产业结构合理化具有抑制效应。这也从侧面验证了假说1 和假说2 的可靠性。

进一步，如果按照上述估计的门限值，将261 个地级城市划分较低、中等和较高经济发展水平区间的话，通过对比不难发现，不管是探讨产业结构高级化还是产业结构合理化问题，在样本期内两者处于较高经济发展水平的样本观察值分别是2664 个和3030 个，各占总样本比重的68.1%和77.4%。这就意味着样本期内大多数我国大多数地级城市位于相对较高经济发展水平，相应的劳动力流入会对产业结构高级化具有促进效应，同时对产业结构合理化具有抑制效应。这也从侧面再次验证了假说1 和假说2 成立的可靠性。

七、主要结论与政策意涵

文章首先分别以产业结构高级化和产业结构合理化为研究切入点，从理论上分析劳动力流入、经济发展效应与产业结构升级之间的作用机制, 然后采用我国261 个地级市2001-2015年的面板数据，利用动态面板数据模型和交互项方法实证考察了城市劳动力流入对产业结构升级的影响。为了进一步找出劳动力流入对产业结构升级的门限效应，采用动态面板门限模型检验了在劳动力流入对产业结构升级作用中，经济发展所起到的非线性影响，最终得到与理论假说相一致的经验证据。研究结果表明：一是劳动力流入对产业结构高级化的提升具有显著的促进作用，对产业结构合理化却具有一定的抑制作用；二是经济发展会显著影响劳动力流入对产业结构升级的影响作用，并存在显著的非线性特征；三是随着经济发展水平的不断提高，产业结构高级化会发生逆向转换，整体呈现类“U”型发展形式，而劳动力流入对产业结构合理化的抑制作用则进一步显著减弱。

我国已经进入老龄化化社会，伴随而来的是劳动力无限供给时代的消亡，面临刘易斯拐点的到来，我国实现产业结构优化升级的发展大幕才真正徐徐拉开（沈于、朱少非，2014）。结合这一时代背景，在上述研究结论的基础上，我们得出如下政策启示：

第一，充分发挥劳动力流动对产业结构升级的“倒逼”效应。由于劳动力总供给下降，劳动力流动得缓慢，使得城市产业发展所需的劳动力变得相对稀缺，低端劳动密集型产品将无利可图，东部沿海地区将有更多资本打造价值链高端产业，这需要加快转变依靠廉价劳动力的外生型经济发展方式，推动产业在不同区域间的有效承接和合理转移，带动中西部地区城镇化和工业化，从而实现区域间的产业协调发展。

第二，积极培育适应当地产业结构升级的劳动力结构。农村富余劳动力的文化及技能素质不够高，新生代劳动力就业选择与产业结构存在结构性矛盾，技能型劳动力短缺一直是我国劳动力市场的重要瓶颈，不利于我国产业升级和转移。近期甚嚣尘上的城市“抢人大战”其实是人口老龄化、政策新调整、经济新动能和创新驱动发展战略四重要素时空耦合的结果。换言之，短期劳动力快速流入能否对地区产业结构升级发挥促进作用仍需诸多配套条件，不仅要引人引智，更要结合各个城市在发展定位和资源禀赋上的先天差异留住人。

第三，提高经济发展外溢能力，动态处理劳动力流入与产业结构优化升级之间的关系。经济发展战略是决定区域产业结构发展的重要因素，对于经济发展水平低的城市，要加强基础设施建设,根据区位优势和产业发展空间为承接产业转移和升级做好硬件准备。对于经济发展水平较高的城市，则应注重培育创造适应产业升级和转移的制度环境,提高公共服务效率，降低劳动力流动对产业结构升级优化的冲击。