人口流動對省級區(qū)域經濟增長的實證檢驗

蘇偉洲，申洪源

（西南科技大學 經濟管理學院，四川 綿陽 621010）

人口流動對省級區(qū)域經濟增長的實證檢驗

蘇偉洲，申洪源

（西南科技大學 經濟管理學院，四川 綿陽 621010）

在城市化進程中，人口流動的態(tài)勢正在發(fā)生變化。文章在道格拉斯生產函數形式和盧卡斯的內生增長模型的基礎上，引入跨省人口流入和省內人口流入的主要變量，以中國31省（市）區(qū)域為研究對象，實證研究人口流動對我國省（市）域經濟增長的影響。結果發(fā)現：跨省人口流入對區(qū)域經濟發(fā)展的影響呈促進作用，省內勞動力流入對區(qū)域經濟發(fā)展的影響也呈正相關，但后者比前者的影響更大，資本存量、固定投資對區(qū)域經濟增長產生正向促進作用，而政府干預卻呈阻礙作用。

勞動力流動；區(qū)域經濟增長；空間計量經濟

0 引言

目前，從“五普”數據顯示，我國現有約為14735萬人的流動人口，其中占流動人口約為32.43%的是跨省區(qū)流動人口。而“十二五”時期人口流動在城鎮(zhèn)中較為突出，到2014年年末人口流動已達2.53億人。如此龐大的人口流動對區(qū)域經濟發(fā)展產生多大影響，學者們存在著不同的看法。新古典經濟學理論認為勞動力流動的動力驅動源于邊際收入不等，一般是邊際收入低的區(qū)域勞動力向邊際收入高的區(qū)域轉移，這樣有利于縮小區(qū)域間工資收入水平差距，但這一結論還有待于進一步檢驗。Shioji（2001）[1]將這個理論和經驗研究的矛盾稱為“遷移謎題”（Migation puzzle）。人口流動趨勢是從農村流向城市，這一流動趨勢現在幾乎處于平衡階段，而目前呈現人口跨省（區(qū)域）回流現象，通過分析省域間跨區(qū)域人口流動和省內人口流動情況，來了解勞動力流動對經濟不平衡區(qū)域間產生的影響。關于地區(qū)經濟增長的說法，目前主要有下面四種：一種是由地方的資源優(yōu)勢形成的資源稟賦說；二種是城鄉(xiāng)二元結構導致的政府傾斜說；三種是結構性差異形成的中心-外圍說；四種是由于初始發(fā)展優(yōu)勢形成的循環(huán)累積因果假說。這些闡釋多數是基于宏觀層面來探討影響地區(qū)差距的因素，而從人口流動及回流的視角層面來探討其對地區(qū)經濟增長差距影響的研究的文獻還不多。

本文運用“六普”的跨省人口流入與省內人口流入微觀數據來研究省域經濟，其研究目標界定在全國31個省、市、自治區(qū)范圍，同時考慮區(qū)域空間的異質性，并運用空間計量方法來分析，以上創(chuàng)新點在現有文獻的檢索中，還沒有查到與此類似的文章。基于此，從這些視角入手，研究跨省人口流動與省內人口流動對區(qū)域經濟增長的關系，以此為省域經濟的發(fā)展提供有益的政策建議。

1 模型設定及變量數據說明

1．1 模型設定

按照空間計量分析方法，開始通過莫蘭(Moran)指數法判斷因變量(人均GDP)是否存在空間自相關性，如果存在，那么再分三個步驟一是建立模型，二是模型估計，三是檢驗。本文結合Cob-Douglas函數形式和Lucas（1988）[2]建立的模型基礎上，構建了區(qū)域經濟增長的基本函數實證模型，同時把勞動力流入和勞動力流出兩個主要變量納入模型中，即:

其中，Y表示地區(qū)經濟的總產出，K是代表一個區(qū)域從開始到現在一共投資了多少，u通常作固定值看待，代表區(qū)域勞動者的勞動時間相對大小，放在隨機誤差項中，因此在下面的模型中省略掉，h代表教育水平，L表示勞動力多少，uhl表示為人力資本，ha表示勞動者的平均接受教育的時間（年），代表人力資本的溢出效應；A是常數項，表示最開始的技術水平；flin表示在一年期內的勞動力流入數量；flout表示一年期的勞動力流出數量。α為資本的產出彈性，β為人力資本的產出彈性，β1為人力資本的溢出產出彈性，β2為勞動力流入產出彈性，β3為勞動力流出產出彈性，于是將式（1）兩邊取對數，可得：

為了進一步了解固定投資，市場化，城市化率等因素對區(qū)域經濟的影響，模型（2）擴展為以下形式：

其中CES代表一個區(qū)域每年的投資總量；sch用來表示一個區(qū)域在市場經濟條件下的經濟活躍程度；czh表示城鎮(zhèn)人口占總人口（包括農業(yè)與非農業(yè)）的比重；GOVGDP表示區(qū)域政府公務開支成本比重，δ是隨機誤差項。

1．2 變量與數據說明

Y表示人均GDP：考察省份的農村和城市人口之和除該省當年的國內生產總值的比值。K表示物質資本存量；資本存量是分析中國經濟增長、地區(qū)經濟發(fā)展和收入差距的宏觀經濟變量之一，近年來，許多學者都在研究我國的資本存量如：葉裕民（2002）[3]和宋海巖等（2003）[4]；張軍等（2004）[5]，但他們提供的數據具有一定的局限性。鑒于此，本文沿用戈登史密斯(Goldsmith)1951年首次采用的永續(xù)盤存法核算資本存量方法，Kt=It+(1-at)Kt-1，其中Kt表示第t年的資本存量大小，Kt-1表示第t-1年的資本存量大小，It表示第t年的投資額度，at代表第t年的折舊率，本文按照張軍等（2004）[4]假定各省固定資本折舊率為9.6%，HL表示省域人力資本存量，它通常用從業(yè)人員多少與平均受教育時間多少的乘積來表示。而各階段的教育時間年限分為未上過學（1.5年），小學（6年），初中（3年），高中3年，大學含大專及以上（3.5年），ha表示人力資本溢出效應，它是由HL除以每年勞動者人員的多少，從而體現從業(yè)者接受教育程度的時間年限的大小。Flin（跨省人口流入）和flout（省內人口流入）是主要考察跨省區(qū)域人口流動對區(qū)域經濟影響的重要變量。從勞動力流動的方向視角，可分為跨省流入和省內流入變量，人口流動數據根據“六普”結果而得，在數據的界定上主要是按照離開戶口登記地半年以上為常住人口標準,2010年全國跨鄉(xiāng)、鎮(zhèn)、街道的“人戶分離”共有2.6億人，其中省內“人戶分離”人口為1.75億，而跨省“人戶分離”人口為0.8587億人，幾乎占全部流動人口的1/3。具體數據如表1所示。

CES表示固定投資：以各省全社會固定資產投資計算。sch用來代表市場化程度：以非國有經濟在工業(yè)總產值中的比重代替：中國從計劃經濟轉向市場經濟的改革，國有企業(yè)大面積轉制，非國有經濟的發(fā)展扮演了特別重要的角色。根據經濟普查數據顯示表明還有很大的上升空間，預期到2020年可能增達到82%。czh代表城市化率：Lucas（1988）[2]認為城市是人力資本，以及技術聚集的場所，體現了城市在市場化進程中的載體功能，是反應區(qū)域經濟發(fā)展的重要形勢，而城市化率的大小又是集中表現這一方式，具有一定的合理性，而本文用林毅夫等（2003）[6]表示城市化率：用城鎮(zhèn)人口數占總人口的多少來表示各省域的城市化進程的節(jié)奏。GOVGDP表示政府行政管理支出占GDP的比重：由于我國政治體制改革與經濟體制改革不同步，又加上政府公共資源效率低，導致政府行政管理成本一再膨脹。在本文中僅以一般性的公共服務，不包括教育、國防、科技等支出，本文以GOVGDP作為政府干預變量。實證數據來源于2015年《中國統(tǒng)計年鑒》及“六普”數據。

表1 分省(市)流動人口狀況

2 空間計量理論及實證模型

空間計量經濟學主要描述經濟活動在空間格局分布下的經濟相互作用，其理論基礎來于空間經濟理論和地理空間數據。

空間誤差(SEM)的表現形式為：

且滿足：u～N(0,Ω)，誤差協(xié)方差矩陣Ω的對角線元素為：

式中：β是外生（解釋）變量，X(n×k)相關的參數向量(k×1)，ρ是空間滯后W1y的系數，λ是干擾項ε的空間自回歸結構W2ε的系數，W1(n×n)、W2(n×n)分別與因變量的空間自回歸過程和干擾項ε的空間自回歸過程相關，其實證模型如下：

空間滯后模型(SLM)的表現形式為：

式中：Y為因變量，ρ是空間自回歸系數，ε是誤差項向量。Wy為空間滯后因變量，用來估計模型中空間相關的大小。式（6）可變換成如下實證模型為：

目前判斷地區(qū)間的空間相關性存在與否有多種方法，在眾多的空間自相關的判斷中，一般都采用Moran（1950）[7]提出的Moran'I檢驗方法，該方法僅作普通最小二乘估計或非線形優(yōu)化即可回歸。首先要運用Moran’I作自相關系數判斷被解釋變量存在空間自相關與否；如果存在，然后建立相應的空間計量經濟模型，下一步再進行必要的估計和檢驗。Moran’I檢驗的定義為:

Yi代表被研究區(qū)域i的每個人分攤的國內生產總值，Yj表示第j個區(qū)域的人均GDP的觀測值，n表示省域數量的多少，為區(qū)域分攤到人均國內生產總值所考察值的均值，Wij為鄰接空間權值陣，通常以空間相鄰矩陣來表示空間權值矩陣的空間位置效應，該矩陣建立在二進位空間相鄰單位概念的基礎上，i,j一般取其自然數。

空間效應的影響存在必然會對回歸系數的估計和檢驗產生顯著的影響，由于自變量存在內生性，一般估計方法存在缺陷。但很多學者提出了解決該問題的方法如：Anselin提出工具變量法（IV）、廣義矩估計（GMM）在目前的相關學術研究中，得到了許多學者的廣泛關注，然而現在一般采用極大似然法來估計空間模型參數。估計模型后就選擇具體類型的空間模型，按照Anselin判斷模型的方法，首要前提條件是Moran’I檢驗具有顯著性，其次比較LM-Lag和LM-Error兩個參數，哪個比較顯著，與此同時再比較R-LMLAG和R-LMERR哪個參數值顯著，最后選擇顯著性那個模型，并盡量選擇擬合優(yōu)度R2大的，以及（LogL）越大，AIC和SC值越小。

3 實證分析

3．1 省域人均GDP的空間相關性的局域莫蘭指數分析

分析空間相關性時，一般有兩種方式，一種是全局域莫蘭指數，另一種是局域莫蘭指數，本文用后面一種方法分析空間相關性，并需要建立空間權值矩陣，二進制Rook鄰近矩陣最常見，本文選擇該Rook鄰近矩陣方法并在此基礎上展開研究生成權重文件。圖1是基于Rook鄰近的局域莫蘭圖。

圖1 基于Rook鄰近的局域莫蘭散點圖

在圖1中，在東北象限的省域有天津、北京、上海、河北、浙江、江蘇、遼寧、山東、吉林、福建；在西北象限的省域有、黑龍江、山西、河南、江西、安徽；在西南象限的省域有貴州、云南、西藏、甘肅、廣西、四川、青海、新疆、重慶、寧夏、湖北、陜西、湖南；在東南象限的只有內蒙古、廣東其產出表現為高增長的省域被低增長的省域所包圍（High-Low，高-低集聚）。另外海南省域跨越了西北、西南象限。由此可見，我國各個省域人均GDP在地理分布格局區(qū)域呈現了相當突出的異質性特點，表現出來了正向局域相關和集聚（東北，西南象限）的明顯的不均衡性。

3．2 跨省域勞動力流動的空間估計和結論剖析

通過對我國人均國內生產總值的空間局域莫蘭散點圖的分析，結果表現出了地理空間的不均衡性和非負關聯特征。接下來建立空間計量模型，目的是探討我國省域每人分攤的經濟總量（GDP）的空間影響情況，首先，對于包含人力資本、勞動力流出、勞動力流入等變量的模型3用普通最小二乘法（OLS）進行誤差估計，其檢驗結果如表2所示。結果顯示：最小二乘法（OLS）回歸殘差存在著空間相關性。

表2 空間權值矩陣(Rook)的空間相關性OLS回歸檢驗結果

表2中對模型三省域經濟增長函數進行了相應的估計，其結果是顯示為：Lagrange Multiplier（誤差模型）的顯著性水平為5.962%，而Lagrange Multiplier（滯后模型）的顯著性水平為37.699%；同時，Robust LM（誤差模型）的顯著性水平為1.243%，而Robust LM（滯后模型）的顯著性水平為6.248%。由此可見，前者更為顯著，故選擇空間誤差模型（SEM）比較合適。最后，對模型5進行空間誤差分析（SEM），并采用逐漸加變量的方法，以了解每個變量對省域經濟增長的規(guī)模影響，其分析結果如下頁表3所示。

由圖1的局域莫蘭散點圖可知其值為0.573，表現出了較強的地理分布格局的關聯特質，這種影響的具體大小可以通過以下的回歸分析來具體說明：表3利用了我國31個省、市、自治區(qū)的2015年截面數據，運用ML法估計的結果，整體看來通過逐一把自變量納入到考察模型中，整個模型表現出了較好的回歸性能。R2從0.790上升到0.943，LogL從25.081也一路上升到46.745，AIC從-40.163下降到-73.490，SC也從-32.993下降到-59.150，下面具體來分析一下各個模型的回歸情況，模型一中只考慮了當地人力資本存量（HL），人力資本溢出效應（HA）勞動力流出，勞動力流入基本變量，回歸結果是只有Ln(flin)通過了1%的顯著檢驗，四個變量系數顯正數的是人力資本溢出效應（HA）（0.311），人口流入系數為（0.217），人力資本（0.156）。模型二中加入市場化（SCH）。結果HA通過了10%的顯著效應，Ln(flin)（0.210），Ln(sch)（0.226）通過了 1%的顯著檢驗。其他變量沒有通過顯著性檢驗，R2可決數據上升到0.8373，模型三中繼續(xù)加入資本存量(zbcl)，可決系數上升到了0.873，通過1%的水平顯著檢驗的有四個變量，他們是人力資本溢出效應（HA）（2.146），省內人口流入（flout）（-0.190），城鎮(zhèn)化水平（czh）（0.369），資本存量（zbcl）（0.289）。模型四繼續(xù)納入城鎮(zhèn)化變量，此時可決系數上升到了0.902，回歸模型指標參數性能顯示更加顯著，顯著變量的數量達到了四個，他們是省內人口流入（flout）（-0.190），市場化（sch）（0.240），資本存量（zbcl）（0.295），城鎮(zhèn)化(czh)（1.071），模型五再繼續(xù)加入政府干預變量（govgdp）擬合效果達到0.9125，呈顯著變量的有六個，新增加變量只通過了10%的水平顯著檢驗。模型六中加入最后一個變量固定投資（gdtz），R2上升到了0.9438，模型效果大大改善，其中通過1%的水平顯著檢驗的有省域人力資本（hl）（0.519），省內人口流入出（flout）（0.155），資本存量（zbcl）（0.177），固定投資（gdtz）（0.513）。從這幾個模型來看模型六LogL最大，AIC、SC最小擬合程度最高，本文以此模型為實證研究模型。該模型的整體規(guī)模系數為0.870，呈規(guī)模報酬遞減效應。人力資本溢出效應（HA）為0.819，雖然顯示為正數，但沒有通過顯著性檢驗。說明人力資本溢出效應對當地經濟發(fā)展影響不夠明顯。勞動力流出變量（flout）（0.155）且通過了1%的水平顯著檢驗，省內人口流入為正的系數表明省內人口流入對區(qū)域經濟發(fā)展起促進作用,即勞動力流出每增長1個百分點,將提高當地區(qū)的人均GDP上升0.155個百分點。可見省內大量勞動力回流對地方經濟的發(fā)展起到了相當大的推動作用。但與此同時,跨省人口流入（flin）（0.018）的系數也為正且顯著,說明跨省域人口流入對當地經濟發(fā)展的影響有促進作用，但省內人口流動對區(qū)域經濟影響要高于跨省人口經濟對該區(qū)域的影響。近年來人口回流趨勢明顯，驗證了地方省內人口對地方經濟的促進作用。市場化彈性系數是0.100，城市化率（CZH）彈性系數是0.060，盡管它們系數為正，但沒有通過檢驗，顯示該變量對地區(qū)經濟影響不大。資本存量彈性系數是0.177表明區(qū)域資本存量增加1個百分點就會提高該地方經濟0.177個百分點并呈顯著性。出乎意料的是，政府干預變量（-0.232）不顯著，這與柯善咨、郭素梅（2010）[8]運用地區(qū)經濟增長聯立方程得到經濟不發(fā)達10省市數據（-3.599）相一致。政府的支出對經濟會起到一個阻礙作用不顯著的原因是數據可能不全（一般性的公共服務）。固定投資（gdtz）（0.513）且顯性說明對經濟增長有一定的促進作用。

表3 空間權值矩(ROOK一階)的不同變量的模型(SEM)計量結果

4 結論及政策建議

本文在道格拉斯生產函數的模型基礎上，通過對模型的優(yōu)化，從而建立了本文研究的空間實證模型，模型研究的重點是分析跨省人口流入、省內人口流入對區(qū)域經濟增長的影響程度，在此基本模型的基礎上加入人力資本、人力資本溢出、物質資本存量、市場化、城鎮(zhèn)化、政府干預等變量來捕捉結構變化，技術進步，制度變遷對區(qū)域經濟的影響。在數據上利用中國31個省份的相關數據，采用空間計量分析的方法對跨省人口流入和省內人口流入對區(qū)域經濟增長的實證研究，結果表明：跨省人口的流入對該區(qū)域的經濟起到了明顯的促進作用，省內人口流入對區(qū)域經濟起到了一定的促進作用，且后者明顯大于前者約為10個百分點。人力資本對區(qū)域經濟產生促進作用。資本存量、固定投資對區(qū)域經濟增長產生正面促進作用，政府干預呈阻礙作用。縱觀中國經濟改革開放三十幾年來，由于地理條件和工資差異使得中西部大量的農民工涌入到沿海城市，對當地經濟的發(fā)展起到了非常大的作用，促進了該區(qū)域經濟的發(fā)展，但人口回流對地方經濟發(fā)展格局出現了新的變化。由于資源的不可再生，人力成本，地租成本等不斷上升，導致了沿海很多產業(yè)進行西部轉移，勞動力要數的流動在省域減少，進而顯示出，區(qū)域經濟的差距會顯示收斂。從政策層面來看：（1）要減少勞動力向省外的流動，需要加大本地區(qū)的基礎設施，民生工程投入，改善投資環(huán)境，形成工業(yè)集聚力，改善交通狀況，又特別是一些人口大省，人力資本給地方經濟的發(fā)展帶來的經濟效益是非常顯著的，故加大教育投入（培訓），進一步提高人口素質，把人才輸送地轉為目的地。（2）省域政府引導人口流動的合理流動，人口在省內外的流動一定有它更深層次的原因，那就是市場經濟條件下生產要素自由流動快慢是付出和收益杠桿的經濟動力所驅使的。

[1]Etsuro,S.Composition Effect of Migration and Regional Growth in Japan[J].Journal of the Japanese and International Economies,2001,15(1).

[2]Lucas,R.E.On the Mechanics of Economic Development[J].Journal of Monetary Economics,1988,(22).

[3]葉裕民.全國及各省區(qū)市全要素生產率的計算和分析[J].經濟學家,2002,3(3).

[4]宋海巖,劉淄楠,蔣萍等.改革時期中國總投資決定因素的分析[J].世界經濟文匯,2003,(1).

[5]張軍,吳桂英,張吉鵬.中國省際物質資本存量估算:1952—2000[J].經濟研究,2004,(10).

[6]林毅夫,劉培林.中國的經濟發(fā)展戰(zhàn)略與地區(qū)收入差距[J].經濟研究,2003,(3).

[7]Moran,P.A.P.A Test for the Serial Dependence of Residuals[J].Biom etrika,1950,(37).

[8]柯善咨,郭素梅.中國市場一體化與區(qū)域經濟增長互動:1995—2007年[J].數量經濟技術經濟研究,2010,(5).

F061.5

A

1002-6487（2017）20-0106-04

蘇偉洲（1971—），男，云南石屏人，博士，副教授，研究方向：區(qū)域經濟。

申洪源（1976—），男，四川蓬溪人，博士，研究方向：區(qū)域經濟、產業(yè)經濟。

(責任編輯/浩 天)