人口流動、工資變化與經(jīng)濟增長
——基于省際面板數(shù)據(jù)的空間計量分析

孫繼國，石鐵華，許清清

(1 青島大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山東 青島 266061；2 山東大學(xué) 經(jīng)濟研究院，山東 濟南 250100)

1 引言

西漢史學(xué)家司馬遷曾在《史記》中寫道：“天下熙熙，皆為利來；天下攘攘，皆為利往”?？梢?，因為“利”而導(dǎo)致的人口空間重置自古就屢見不鮮，其現(xiàn)在被形象化稱為“人口流動”。改革開放初期我國流動人口數(shù)量僅占全國人口數(shù)量的0.66%，不到700萬人。但隨著經(jīng)濟的高速發(fā)展，人口流動數(shù)量持續(xù)增加。2015年流動人口數(shù)量達(dá)到2.98億人，占全國人口數(shù)量的比重已經(jīng)接近20%。雖然近幾年流動人口數(shù)量有所下降，但也維持在2.9億左右。同時，我國各省市流動人口的規(guī)模具有明顯的差異性，即人口流動存在空間分布不均衡的現(xiàn)象。北京、上海、天津、廣東等經(jīng)濟發(fā)達(dá)省市一直是人口流入的主要地區(qū)，2017年末北京市常住人口2170.7萬人，戶籍人口1359.2萬人，常住人口是戶籍人口的1.6倍。上海更高，為1.66倍，天津和廣東分別為1.48倍和1.2倍。中西部經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)省市人口流入的規(guī)模則較少，很多省市常住人口小于戶籍人口，如山西、江西、貴州、廣西、甘肅等省都是人口凈流出。另外，“利”作為人口流動的核心目的，一般來講，就是指現(xiàn)在涉及人們衣食住行的勞動收入——工資。改革開放以來，我國社會工資水平也隨著經(jīng)濟發(fā)展大幅增長。1978年職工平均工資僅為615元，而2018則達(dá)到了7萬元左右，是1978年的121倍。當(dāng)然，通貨膨脹率的變化是不可忽略的影響因素，但工資的大幅增長是無法否認(rèn)的事實。

由此可見，改革開放引致的結(jié)果之一便是大規(guī)模的人口流動，而這也將不可避免地成為我國未來經(jīng)濟社會發(fā)展的重要人口現(xiàn)象。適當(dāng)?shù)娜丝诳臻g集聚會造成流入地勞動力市場的重置，進(jìn)而形成區(qū)域人力資本的積累。而且高素質(zhì)人才的加入會提高平均勞動生產(chǎn)率，進(jìn)而影響人力資源的優(yōu)化配置，提高技能與職位的匹配度，從而為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展提供內(nèi)在動力。反過來，過度的人口流動同樣會使得人口分布不合理。流入地人口的過于擁擠會導(dǎo)致公共服務(wù)供給不足等“城市病”問題。同時，剩余勞動力數(shù)量增加，這也會導(dǎo)致區(qū)域發(fā)展出現(xiàn)規(guī)模不經(jīng)濟現(xiàn)象，最終抑制當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展。那么，近年來我國大規(guī)模的人口流動對區(qū)域經(jīng)濟增長究竟有著怎樣的影響？人口流動與工資水平有何關(guān)聯(lián)？工資的變動是否會對這種影響產(chǎn)生作用？這正是本文所要關(guān)注的問題。

2 文獻(xiàn)綜述

人作為主導(dǎo)一個經(jīng)濟體未來發(fā)展最重要的因素之一，其結(jié)構(gòu)變化、流動分布以及增長態(tài)勢會決定區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的前景。對此，學(xué)者們圍繞人口流動展開了深入的考察與分析。國外文獻(xiàn)表明經(jīng)濟發(fā)展、消費結(jié)構(gòu)、就業(yè)狀況以及工資收入變化等是影響流動人口目的地選擇的重要因素(Lewis，1954；Tbdaro &Michael，1969；Niedomysl & Thomas，2011)[1-3]。Lee(1966)則提出了解釋人口空間流動的“推—拉理論”[4]。國內(nèi)學(xué)者則主要圍繞人口的空間流動是否有序、區(qū)域再分布是否合理等展開研究。劉玉(2008)認(rèn)為我國人口流動呈現(xiàn)出顯著的地域集中性和空間指向性，即中、西部地區(qū)的人口集中流向東部地區(qū)[5]。王桂新等(2012)進(jìn)一步表明人口遷出具有“多極化”，人口遷入則呈現(xiàn)出“集中化”，京津冀、長三角和珠三角是三個全國性的集聚中心[6]。陳銳等(2014)借助于復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)理論研究了省際實際流動人口網(wǎng)絡(luò)的小世界和無標(biāo)度特征，認(rèn)為未來人口流動依然活躍于中東部地區(qū)，呈現(xiàn)兩縱的格局[7]。此外，潘竟虎和賴建波(2019)指出人口流動集散程度與城市等級有較強的一致性，其核心區(qū)域主要是京津冀、長三角、珠三角和成渝四大城市群所在地。不得不說的是，大理-鶴崗一線成為人口流動強度空間分布的顯著分界線[8]。

人口流動如何影響區(qū)域經(jīng)濟增長一直是學(xué)者們研究的核心問題。有學(xué)者圍繞人口流動對區(qū)域經(jīng)濟趨向收斂的影響進(jìn)行了研究，都認(rèn)為經(jīng)濟增長存在顯著的條件收斂態(tài)勢，但人口遷移對促進(jìn)經(jīng)濟增長收斂的作用有限(Braun，1993；Shioji，2001；Barro & Sala-i-Martin，2003；段平忠，2011；毛新雅、翟振武，2013)[9-13]。還有一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，人口流動會帶來資源配置優(yōu)化、勞動生產(chǎn)率上升和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，因此會促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟增長(Kuznets，1975；許召元、李善同，2008；逯進(jìn)、周惠民，2013；Pennock，2014；邵宜航等，2016；譚海鳴等，2016)[14-19]。但也有一些學(xué)者持有相反的觀點，認(rèn)為人口流動并不總是會有利于區(qū)域經(jīng)濟增長。段平忠和劉傳江(2005)建立了人口流動與經(jīng)濟增長的計量模型，實證研究發(fā)現(xiàn)人口流動對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)作用具有遞減的趨勢[20]。從人口分布的角度來看，李曉陽和黃毅祥(2014)認(rèn)為，改革開放以來人口流動的頻繁已經(jīng)導(dǎo)致城市人口分布出現(xiàn)不均衡，部分特大城市人口所存在的規(guī)模不經(jīng)濟將會抑制當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展[21]。易瑩瑩和凌英兵(2015)研究發(fā)現(xiàn)勞動力流入對重慶市的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了顯著的負(fù)面作用[22]。樊儒經(jīng)和張雯(2019)基于2011-2015年度江浙滬地區(qū)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，研究發(fā)現(xiàn)流動人口對人均經(jīng)濟增長率的影響并不顯著，即與其依賴人口流動紅利，不如加大教育投入，致力于提高勞動力素質(zhì)進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟發(fā)展[23]。

工資與經(jīng)濟增長是息息相關(guān)的。近年來，國內(nèi)許多學(xué)者開始研究工資變動對經(jīng)濟增長的影響關(guān)系，大都認(rèn)為工資上漲會促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟增長。凌俊和謝湘生(2014)利用ARDL模型證實了城鎮(zhèn)工資總額對經(jīng)濟增長具有正效應(yīng)，研究認(rèn)為工資總額的提高可以促進(jìn)經(jīng)濟有效發(fā)展[24]。李平等(2011)從技術(shù)進(jìn)步與人力資本角度進(jìn)行實證研究發(fā)現(xiàn)，工資上漲具有促進(jìn)我國經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的作用，并且隨著時間的變化逐漸加強。此外，相對于人力資本引致效應(yīng)，技術(shù)進(jìn)步引致效應(yīng)對經(jīng)濟增長的影響更加明顯[25]。近年來，隨著我國人口結(jié)構(gòu)的快速轉(zhuǎn)變，人口數(shù)量紅利所帶來的粗放型經(jīng)濟增長模式逐漸沒落，“未富先老”成為制約現(xiàn)階段經(jīng)濟發(fā)展的一大問題。面對這一現(xiàn)狀，蔡昉(2012)指出應(yīng)通過擴大和深化教育，從人力資本方面創(chuàng)造經(jīng)濟增長的新源泉[26]。郭凱明和余靖雯(2017)認(rèn)為工資增長可以通過生育率差異影響人力資本積累，從而改變勞動力質(zhì)量，影響經(jīng)濟可持續(xù)性發(fā)展[27]。

綜上所述，關(guān)于人口流動、工資變化與經(jīng)濟增長問題，國內(nèi)外學(xué)者從理論和實證兩個方面進(jìn)行了深入的討論，這些文獻(xiàn)成果為本文提供了有益的借鑒，但仍存在進(jìn)一步拓展的空間：第一，已有文獻(xiàn)多是單獨分析人口流動或工資變化對經(jīng)濟增長的影響，在理論分析基礎(chǔ)上將三者綜合起來進(jìn)行系統(tǒng)實證分析的研究還相對較少，尤其是將工資作為調(diào)節(jié)變量對人口流動影響經(jīng)濟增長的機制進(jìn)行分析的研究更是鮮見；第二，已有文獻(xiàn)在實證分析中多用靜態(tài)面板模型回歸，忽略了人口流動的空間溢出效應(yīng)，這使得實證分析結(jié)果易出現(xiàn)偏差，與現(xiàn)實情況會有一定的背離?；诖?，本文擬在對新古典增長模型進(jìn)行拓展基礎(chǔ)上構(gòu)建反映人口流動、工資變化和經(jīng)濟增長三者之間相互作用關(guān)系的理論模型，并運用空間計量模型實證檢驗人口流動和工資變化對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)，同時對人口流動通過調(diào)節(jié)工資進(jìn)而影響經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)機制進(jìn)行定量分析，并根據(jù)研究結(jié)論提出相應(yīng)對策建議，以便為有序順暢的人才流動機制構(gòu)建和合理公平的收入分配體系建設(shè)提供理論指導(dǎo)和實踐支持。

3 模型構(gòu)建

3.1 理論模型推導(dǎo)

新古典經(jīng)濟增長模型認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步、資本和勞動是影響經(jīng)濟產(chǎn)出的三個主要因素，Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)如下：

(1)

其中Y表示經(jīng)濟總產(chǎn)出，A表示全要素生產(chǎn)率，K表示資本存量，L表示勞動人口，α是此生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)，滿足0<α<1，t則表示所考察的時期。

令L=NH(1+m)，其中N是地區(qū)總?cè)丝冢琀是地區(qū)勞動率，即勞動人口所占總?cè)丝诘谋壤琺是人口流動率。將其引入公式(1)，即

(2)

公式(2)兩邊同時除以總?cè)丝贜，得到人均產(chǎn)出如下：

(3)

從公式(3)可以看出人均產(chǎn)出不僅取決于技術(shù)進(jìn)步、人均資本擁有量和人口勞動率，還會受到人口流動率的影響。根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟增長理論和效率工資理論，工資的變化會通過改變勞動生產(chǎn)率從而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。假設(shè)地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)出遵循經(jīng)濟利潤最大化原理，其目標(biāo)函數(shù)為

Maxπt=ptYt-(ωtLt+rtKt)

(4)

p、ω、r分別表示價格、工資和利率水平。再將公式(1)中Yt的表達(dá)式代入公式(4)得：

(5)

(6)

(7)

聯(lián)立(6)、(7)并簡化得到如下關(guān)系：

(8)

把公式(8)代入到人均產(chǎn)出的表達(dá)式(3)中，則得到包含人口流動和工資兩者的方程如下：

(9)

對公式(9)兩邊同時取自然對數(shù)，得到關(guān)系式：

lnyt=lnAt+α[lnα-ln(1-α)+lnωt-lnrt]+(1-α)[lnHt+ln(1+mt)]

(10)

為更加清晰地考察人均經(jīng)濟產(chǎn)出的影響因素，將上式中的ln(1+m)進(jìn)行三階泰勒展開并化簡，得到人均經(jīng)濟產(chǎn)出總方程如下：

(11)

由公式(11)可知，人均產(chǎn)出的變化不僅取決于技術(shù)因素A、勞動價格ω和資本價格r，而且人口流動率m也會對其產(chǎn)生一定的影響。另外，考慮到經(jīng)濟增長是多種實際影響因素共同作用的結(jié)果，因此在公式(11)中加入一系列與經(jīng)濟相關(guān)的控制變量?；谝陨戏治?，最后得到關(guān)于本文實證回歸方程為：

lnyit=β0+β1mit+β2lnωit+β3Z+εit

(12)

其中，y代表區(qū)域經(jīng)濟增長，m代表人口流動率，ω代表工資水平，Z代表控制變量，i代表區(qū)域，t代表時間，ε則是隨機誤差項。

3.2 空間計量模型構(gòu)建

空間滯后項和誤差干擾項是構(gòu)建模型時地理空間因素的兩種主要表現(xiàn)形式，若變量之間的空間自相關(guān)是由被解釋變量的空間滯后項來體現(xiàn)，那么用于證明人口流動、工資變化與經(jīng)濟增長關(guān)系的模型應(yīng)使用空間滯后模型SLM，具體如下：

lnyit=β0+λWlnyit+β1mit+β2lnωit+β3Z+εit

(13)

其中，W為空間權(quán)重矩陣，空間滯后變量Wlnyit為鄰近省市經(jīng)濟增長變量的加權(quán)求和，λ為空間自回歸系數(shù)。

若變量之間的空間自相關(guān)關(guān)系經(jīng)被模型解釋變量忽略的變量傳遞，空間自相關(guān)可能通過誤差項來體現(xiàn)，此時用于檢驗人口流動、工資變化與經(jīng)濟增長關(guān)系的模型應(yīng)該使用空間誤差模型SEM，具體如下：

lnyit=β0+β1mit+β2lnωit+β3Z+ρWμit+εit

(14)

其中，參數(shù)ρ為空間誤差自相關(guān)系數(shù)，Wμ則為空間滯后誤差項。

另外，檢驗?zāi)骋皇∮蛉丝诹鲃?、工資變化程度對周邊省域?qū)嶓w經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)，需要構(gòu)建空間杜賓模型SDM，具體如下：

lnyit=β0+β1mit+β2lnωit+β3Z+λWθit+εit

(15)

其中，λ是相應(yīng)的回歸系數(shù)，Wθ是模型中加入的省域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的空間滯后解釋變量。

空間計量分析以空間距離的確定為前提，空間權(quán)重矩陣代表了各區(qū)域間的空間距離，同時也間接體現(xiàn)出各區(qū)域間的相互依賴程度。本文出于研究內(nèi)容考慮，分別構(gòu)建地理距離、經(jīng)濟距離兩種空間權(quán)重矩陣，進(jìn)而對人口流動、工資變化與經(jīng)濟增長之間關(guān)系進(jìn)行對比分析。

(1)二元鄰接權(quán)重矩陣。二元鄰接矩陣是比較常見的空間權(quán)重矩陣，當(dāng)區(qū)域在地理上存在相鄰的邊界和交點時則權(quán)重值為1，不存在則為0。

(2)經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣。地區(qū)間相互影響的重要因素除了地理距離之外，也包含經(jīng)濟因素。如果區(qū)域間的收入差距越小，經(jīng)濟水平越相近，則權(quán)重越大，相反，收入差距越大，則權(quán)重越小。其中Y代表區(qū)域人均收入，使用該省市的人均GDP值代替。

4 實證分析

4.1 變量選擇與數(shù)據(jù)說明

4.1.1 變量選擇

被解釋變量。選取人均GDP作為被解釋變量，用來反映地區(qū)經(jīng)濟增長，實證分析中取自然對數(shù)(lny)。

核心解釋變量。由于我國戶籍制度的存在，人口區(qū)域流動分為兩種類型：一種類型是人口的流動伴隨著戶籍的相應(yīng)變動，即人口遷移；另一種類型則是人口的異地流動并沒有改變戶籍情況，也就是通常意義上所說的人口流動。參考杜小敏和陳建寶(2010)的研究[28]，本文采用(常住人口-戶籍人口)/戶籍人口的方法來計算人口流動率m，用此指標(biāo)反映省際間人口流動的變化。此外，為了考察工資變動對經(jīng)濟增長所帶來的影響，本文采用職工的平均工資來代表工資水平w，實證分析中取自然對數(shù)(lnw)。

控制變量。參考徐清(2012)[29]、鄧敏和曹希廣(2019)[30]的研究，選取以下控制變量：城鎮(zhèn)居民消費支出(exp)，實證分析中取自然對數(shù)；貿(mào)易進(jìn)出口總額(trade)，實證分析中取自然對數(shù)；勞動生產(chǎn)率(lnlabor)，為工業(yè)增加值與全部從業(yè)人員的比值，實證分析中取自然對數(shù)；人口紅利(p)，采用人口總撫養(yǎng)比來衡量，即總?cè)丝谥蟹莿趧幽挲g人口與勞動年齡人口之比。

4.1.2 數(shù)據(jù)說明

本文選取2006～2017年我國30個省區(qū)市(不包括港、澳、臺和西藏)作為實證分析的樣本，若無特別標(biāo)注，數(shù)據(jù)皆源自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》及Wind數(shù)據(jù)庫。為避免樣本數(shù)據(jù)中的異常值對實證研究產(chǎn)生不利影響，在進(jìn)行統(tǒng)計分析之前把變量進(jìn)行了首尾各1%的Winsorize處理，變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

表2 2006～2017年實體經(jīng)濟增長的空間相依性

4.2 經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性檢驗

檢驗經(jīng)濟變量的空間集聚狀況，最常用的方法是用Moran’s I指數(shù)檢驗空間自相關(guān)。計算2006～2017年30個省區(qū)市經(jīng)濟增長的空間依賴程度，結(jié)果見表2。由表2可知，2006～2017年Moran’s I指數(shù)均大于0，集中在0.1～0.3之間，表明中國30個省市經(jīng)濟增長在空間上不是隨機分布，而是存在正向的空間自相關(guān)，呈現(xiàn)出明顯的空間集聚特征。

Moran散點圖還可以直觀地呈現(xiàn)各地區(qū)經(jīng)濟增長的空間相依性。限于篇幅，本文只列出2006年、2014年和2017年經(jīng)濟增長的Moran散點圖，具體見圖1。由圖1可以看出中國30個省區(qū)市的經(jīng)濟增長存在明顯的高高低低集聚特征。從類型區(qū)數(shù)量上的變化來看，2006年有9個位于HH區(qū)，2011年為10個，2017年為11個，呈逐年增加趨勢。位于LL區(qū)的數(shù)量則由2006年的14個，變?yōu)?011的13個，在2017年減少至11個，逐漸下降。圖1表明高經(jīng)濟增長區(qū)域表現(xiàn)出較強的正向鄰近效應(yīng)，低經(jīng)濟增長區(qū)域的正向鄰近效應(yīng)減弱。位于HL區(qū)的數(shù)量沒有變化，說明低經(jīng)濟增長區(qū)域包圍高經(jīng)濟增長區(qū)域的現(xiàn)象并沒有明顯變化。LH區(qū)數(shù)量有所減少但是總體變化不大，表明低經(jīng)濟增長區(qū)域?qū)χ苓叺挠绊憸p弱。

圖1 2006、2011、2017年經(jīng)濟增長的Moran散點圖

表3 基于鄰接關(guān)系空間權(quán)重矩陣的 空間相關(guān)性O(shè)LS回歸檢驗結(jié)果

4.3 空間模型估計

上文分析表明，我國各省的經(jīng)濟增長存在空間自相關(guān)，故可選擇空間計量模型來分析人口流動、工資變化與經(jīng)濟增長的關(guān)系。用OLS方法對模型實施空間自相關(guān)Moran’s I指數(shù)檢驗，結(jié)果見表3。由表3知，OLS回歸殘差Moran’s I指數(shù)檢驗值為4.705，通過1%顯著性水平檢驗，說明OLS回歸殘差存在著很強的空間相關(guān)性。比較可以發(fā)現(xiàn)，LM(Error)和Robust-LM(Error)相對于LM(Lag)和Robust-LM(Lag)更為顯著，所以選用空間誤差模型(SEM)進(jìn)行計量分析更為合適。

為便于比較，給出SLM、SEM和SDM三個計量模型的估計結(jié)果。針對兩種空間權(quán)重矩陣，進(jìn)一步根據(jù)Hausman檢驗確定是選擇隨機效應(yīng)還是固定效應(yīng)模型，結(jié)果表明固定效應(yīng)模型最優(yōu)，具體分析結(jié)果如表4所示。由表4知，二元鄰接矩陣下SEM固定效應(yīng)模型的空間回歸系數(shù)為0.0429，高于經(jīng)濟距離權(quán)重的回歸系數(shù)0.0074，且在1%的水平下顯著，這說明二元鄰接矩陣下SEM模型可以更好地反映中國省域經(jīng)濟增長的現(xiàn)實情況。因此，本文以二元鄰接矩陣下SEM模型回歸結(jié)果進(jìn)行直接效應(yīng)分析，并利用SDM回歸結(jié)果進(jìn)行空間溢出效應(yīng)分析。

表4 基準(zhǔn)回歸

由回歸結(jié)果可知，人口流動率(m)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明人口的空間流動并未明顯地促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟增長，反而起到抑制的作用，這與段平忠和劉傳江(2005)[20]、李曉陽等(2015)[31]、樊儒經(jīng)和張雯(2019)[23]的研究結(jié)論相一致。原因可能在于近年來經(jīng)濟增長更加依靠技術(shù)創(chuàng)新和資本投入，改革開放初期發(fā)達(dá)地區(qū)靠吸引廉價勞動力來促進(jìn)經(jīng)濟增長的發(fā)展模式已經(jīng)很難奏效。再加上區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展協(xié)調(diào)性明顯增強，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距大幅縮小，導(dǎo)致人口流動也隨之減少，即人口流動所帶來的正向經(jīng)濟效益正逐漸消失。居民工資水平(lnw)的回歸系數(shù)顯著為正，表明居民工資水平的上漲能夠明顯促進(jìn)經(jīng)濟增長?？刂谱兞糠矫妫M(jìn)出口貿(mào)易額與勞動生產(chǎn)率二者越高越有利于區(qū)域經(jīng)濟增長，消費性支出上升和勞動人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的加重則不利于經(jīng)濟增長。此外， SDM固定效應(yīng)模型中人口流動的空間回歸系數(shù)也顯著為負(fù)，說明本地區(qū)人口流入會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，具有負(fù)的空間溢出效應(yīng)。而工資水平則具有正的空間溢出效應(yīng)，即一個地區(qū)工資水平的增加會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生正面影響。

4.4 分區(qū)域回歸

由于地理位置和資源稟賦的不同，我國東、中、西地區(qū)人口流動規(guī)模、工資水平高低和經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r存在巨大差異，人口流動、工資水平和地區(qū)經(jīng)濟增長之間的作用關(guān)系也會明顯不同。與前文分析思路相同，利用SEM固定效應(yīng)模型和SDM固定效應(yīng)模型從區(qū)域?qū)用鎸θ哌M(jìn)行空間計量回歸分析(二元鄰接矩陣)，具體結(jié)果見表5(1)東部地區(qū)包括：北京、天津、上海、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、海南、遼寧、吉林、黑龍江；中部地區(qū)包括：河南、山西、湖南、湖北、安徽、江西；西部地區(qū)包括：四川、重慶、貴州、云南、廣西、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、內(nèi)蒙古。。

表5 分區(qū)域回歸

由表5知，SEM模型中東部地區(qū)和中部地區(qū)的人口流動率(m)的回歸系數(shù)為負(fù)，說明人口流動對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負(fù)向影響。原因可能在于我國東部、中部區(qū)域人口數(shù)量或者說勞動力市場已經(jīng)飽和，流動人口的聚集不僅不會促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟增長，甚至具有對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟產(chǎn)生不利影響的趨勢。相反，對于西部地區(qū)而言，人口流動率(m)的回歸系數(shù)顯著為正，表明人口流動率的上升會對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長產(chǎn)生積極影響，即流動人口的空間聚集會拉動地區(qū)經(jīng)濟增長。另外，無論是何區(qū)域，居民工資水平(lnw)的回歸系數(shù)全部顯著為正，這與前面基準(zhǔn)回歸的結(jié)果一致，即居民工資水平上漲能夠明顯促進(jìn)經(jīng)濟增長。另一方面，東中西三個區(qū)域的空間溢出效應(yīng)存在一定差異。SDM模型中東部地區(qū)和中部地區(qū)人口流動率(m)的回歸系數(shù)也為負(fù)，表明東部、中部地區(qū)人口流動的空間溢出效應(yīng)為負(fù)。但西部地區(qū)此系數(shù)顯著為正，表明西部地區(qū)人口流動具有正向的空間溢出效應(yīng)。原因可能在于東部、中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展較為發(fā)達(dá)，相鄰地區(qū)極易形成社會資源過剩，從而出現(xiàn)負(fù)向效應(yīng)。西部地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展相對落后，容易出現(xiàn)經(jīng)濟資源匱乏，從而使得某一地區(qū)的經(jīng)濟增長會對周圍地區(qū)產(chǎn)生拉動作用，故人口流入會對鄰近地區(qū)產(chǎn)生正面影響。

4.5 穩(wěn)健性檢驗

由于基準(zhǔn)回歸可能存在數(shù)據(jù)依賴性問題，將核心解釋變量職工平均工資(lnw)用居民家庭人均可支配收入對數(shù)(lndpi)替換，重新對基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行空間計量估計(二元鄰接矩陣)，結(jié)果如表6所示。由表6知，替換變量后，回歸結(jié)果中核心解釋變量的系數(shù)方向與顯著性依舊保持不變，表明前文回歸結(jié)果穩(wěn)健。

4.6 機制分析

由公式(12)可知人口流動率和工資水平(勞動價格)均會影響經(jīng)濟產(chǎn)出，那么二者之間究竟有沒有關(guān)聯(lián)呢？下面將運用調(diào)節(jié)效應(yīng)模型考察人口流動如何通過影響居民工資水平進(jìn)而影響經(jīng)濟增長，即在公式(12)的基礎(chǔ)上加入人口流動率(m)和居民工資水平(lnw)的交互項，構(gòu)建如下方程：

lnyit=β0+β1mit+β2lnωit+β3mit×lnωit+β4Z+εit

(16)

具體的空間計量回歸結(jié)果見表7(二元鄰接矩陣)。由表7知，SEM和SDM固定效應(yīng)模型中交互項(m×lnw)對經(jīng)濟增長的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，人口流動率m的回歸系數(shù)顯著為正，其表明人口流動能夠降低流入地居民工資水平，進(jìn)而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負(fù)面影響，而人口流入本身又會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正面影響——人口流動如果能改變流入地的工資狀況，則會產(chǎn)生直接的經(jīng)濟促進(jìn)效應(yīng)和間接的經(jīng)濟抑制效應(yīng)。

機制檢驗表明，人口流動通過抑制工資上漲進(jìn)而影響經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)機制確實存在。一方面，隨著人口流動率的提高，流動人口會導(dǎo)致當(dāng)?shù)貏趧恿┙o的大幅度增加，尤其是高素質(zhì)人才數(shù)量的增加，為當(dāng)?shù)氐娜肆Y本積累以及技術(shù)創(chuàng)新提供了前提條件；另一方面勞動力市場的供給沖擊促使企業(yè)通過削減勞動開支來達(dá)到帕累托最優(yōu)，進(jìn)而拉低均衡工資水平，造成失業(yè)人員的增加和就業(yè)人員福利的降低，從而影響當(dāng)?shù)氐膬π詈拖M水平，進(jìn)而對地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生不利影響。

5 結(jié)論及建議

5.1 研究結(jié)論

基于2006～2017年我國省際面板數(shù)據(jù)，在理論分析的基礎(chǔ)上利用空間計量模型實證研究了人口流動、工資變化與經(jīng)濟增長的關(guān)系，主要結(jié)論如下：第一，現(xiàn)階段人口流動并未明顯地促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟增長。SEM和SDM回歸結(jié)果均顯示，人口流動率的系數(shù)顯著為負(fù)，表明從全國層面來看流動人口的空間流動并未明顯地促進(jìn)本地區(qū)和其鄰近地區(qū)的經(jīng)濟增長；第二，分地區(qū)來看，不同地區(qū)人口流動引致的經(jīng)濟效應(yīng)存在差異。中東部地區(qū)人口流動對經(jīng)濟增長存在著負(fù)向影響，西部地區(qū)則存在著正向影響，流動人口的空間集聚在西部地區(qū)會產(chǎn)生明顯的經(jīng)濟效應(yīng)。同時，中東部地區(qū)的空間溢出效應(yīng)為負(fù)，而西部地區(qū)的空間溢出效應(yīng)則顯著為正；第三，人口流動存在影響經(jīng)濟增長的工資傳導(dǎo)機制。也就是說，人口流動會引起工資變化，進(jìn)而產(chǎn)生直接的經(jīng)濟促進(jìn)效應(yīng)和間接的經(jīng)濟抑制效應(yīng)。

5.2 建議

基于以上研究結(jié)論，提出如下建議：

第一，由于目前人口流入對地區(qū)經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用不明顯，因此政府應(yīng)根據(jù)本區(qū)域的資源稟賦和經(jīng)濟發(fā)展實際，明確區(qū)域未來發(fā)展規(guī)劃以及人口承載力，宏觀調(diào)控其人口流動規(guī)模，確保人口總量與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展相適應(yīng)相協(xié)調(diào)。此外，人口流動的抑制經(jīng)濟效用也凸顯了人力資本和創(chuàng)新在經(jīng)濟增長中的重要性。因此，政府應(yīng)通過增加科研經(jīng)費、教育經(jīng)費等支出來保證人力資本的積累，提高自主創(chuàng)新能力，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

第二，鑒于工資變化會影響人口流動對經(jīng)濟增長的作用，因此在引導(dǎo)人口合理有序流動的同時，應(yīng)結(jié)合當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟狀況和消費水平，適當(dāng)調(diào)節(jié)勞動者工資水平，全方位多層次建立健全工資薪酬機制。同時，要注意勞動市場的再配置所帶來的失業(yè)問題，利用失業(yè)保險等確保失業(yè)人員在過渡期的經(jīng)濟支撐，并制定適應(yīng)新崗位的培訓(xùn)以便保障其順利再就業(yè)。

第三，為了實現(xiàn)勞動力資源的優(yōu)化配置，應(yīng)該減輕人口流動的區(qū)域限制，確保人口流動向更優(yōu)化的方面發(fā)展，進(jìn)而縮小區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距。同時，也要加快城市化進(jìn)程，使得農(nóng)村剩余勞動力合理外流。此外，經(jīng)濟發(fā)展水平低的地區(qū)可通過努力引進(jìn)外來人員尤其是高素質(zhì)人才的工作定居，從而最大化流動人口所帶來的經(jīng)濟貢獻(xiàn)，開辟地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的新途徑。