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摘要: 本文在分析和评价传统理论和已有文献的基础上,突破单一的收入差距影响劳动力流动的传统思维,构建出劳动力流动不仅受迁移地收入的实际效用变动因素的影响,而且受迁移成本变动因素影响的理论模型。并且根据长三角地区16地级市1995-2006年的面板数据,经过单位根检验和协整关系检验,利用回归模型,估计分析了域内外收入差距、直接成本变动、潜在风险成本对外部劳动力流入的影响度。估计结果显示,域内外收入差距与外部劳动力流入正相关,直接成本和潜在风险成本与外部劳动力流入负相关,进一步明确了收入差距和成本变动对劳动力流入的影响程度。鉴于各因素对外部劳动力流入所起的作用,要进一步促进我国长三角地区劳动力的合理流入,必须从以下两个方面着手:一是提高迁入地较高收入的边际效用,二是降低迁入地较高收入的成本率。
关键词 :城市;外来劳动力流入;影响因素
中图分类号 F241;C912.81 文献标识码 A 文章编号 1002-2104(2010)02-0144-07 doi:10.3969 /j.issn.1002-2104.2010.02.025
我国劳动力资源丰富,改革开放以来,受市场机制的作用,劳动力的流动问题逐渐突显,进而形成了规模较大的劳动力流动潮。总的说来,我国的劳动力呈现出从中西部地区向东部地区流动的整体趋势。东部的长三角区域城市代表我国区域城市发展的较高水平,正吸引着大量的外来劳动力及人口的流入。究其原因,利益上的差异是我国现阶段劳动力跨地域流动的主要驱动力,除此之外,劳动力的跨地区流动还受到其他多种因素的影响。本文通过对劳动力流动理论和理关研究的简单回顾及评价,以长三角地区16地级市(上海、苏州、无锡、常 州、南京、镇江、扬州、泰州、南通、杭州、宁波、嘉兴、湖州、绍兴、舟山和台州)为依据,经过理论模型构建和实证检验分析,探讨了城市中外来劳动力流入的诸多影响因素,并在此基础上总结了促使劳动力合理流动的若干政策启示。
1 相关文献综述
1.1 劳动力流动影响因素的国外观点
劳动力流动是一个世界性的课题,在国外也曾引起经济学、社会学和人口学学者的广泛关注,有关的文献也很多,突出的观点是:收入差距会促使劳动力从低收入部门流入较高收入部门。古典经济学的创始人威廉•配第最早从经济发展的角度揭示了人口流动的原因,他指出,比较利益差异的存在会促使社会劳动者从农业部门流向工业部门和商业部门。美国学者Ev erett s.Lee提出了著名的“推力—拉力”理论,其理论认为,影响人口迁移的因素有四种,即迁出地的因素、迁入地的因素、中间阻碍因素和个人因素,迁出地与迁入地之间的收入差距突出地影响其迁移决策。唐纳德•博格进一步充实了“推力—拉力”理论,认为人口迁移和移民搬迁的原因主要是人们可以通过搬迁改善生活条件,从而支持了收入差距是移民搬迁主要原因的观点。美国经济学家刘易斯提出了发展中国家劳动力转移的“两元经济模型”,认为先进部门即资本主义部门由于较高的收入会源源不断地吸引落后部门劳动力的流入。托达罗认为迁移决策取决于潜在的迁移者对预期收入的估计,收入差距构成了迁移动机的主要方面,就业概率是迁移的其他考虑因素。博加斯提出了自我选择模型,认为迁移决策在很大程度上取决于三个因素:潜在迁移者可观察到或不可观察到的个人能力“可转移渡”、相对收入的不平等程度、迁出地与迁入地之间平均收入水平的比较[1]。可见,国外学者在人口迁移动力问题的研究中,重点强调了收入差距。
1.2 国内劳动力流动的有关研究
国内专家学者在前人研究的基础上,进行了大量的研究工作,并且取得了相应的研究成果。在收入差距与劳动力流动的相关问题上,总结起来,大致有以下三种观点:1.2.1 收入差距诱引劳动力流动蔡窻认为改革开放以来扩大了的地区收入差距为劳动力流动提供了追加的动力[2]。赖晓东通过实证及理论分析,发现适度的地区收入差距有利于城市化的进程[3]。严盈芳认为在经济增长过程中,适当的收入差距促进了区域之间劳动力要素的流动[4]。李仙娥通过对劳动力流动和区域收入差距关系的定性分析,得出劳动力流动主要是区域收入差距推动的结论[5]。杜瑞珍认为劳动力流动是由于区域间收入差异的刺激而造成劳动者对高收入的向往和行为取向[6]。刘小翠运用规范的时间序列分析方法,对劳动力流动和区域收入差距进行了协整分析和格兰杰因果检验,检验结果显示劳动力流动规模和区域收入差距存在着长期均衡关系,收入差距是促成劳动力流动的格兰杰成因,但反之却不成立[7]。贺文华认为城乡收入和区域间收入差距的存在,在促进非农产业发展的同时,推动农村劳动力在产业间的转移和在区域间的流动,指出了区域收入差距是劳动力向外流动的推动因素[8]。
1.2.2 收入差距不影响劳动力流动 王春超在理性行为分析框架下,吸取Carrington模型的分析思路,研究收入差异、就业聚集效应及劳动力流动之间的关系,并根据相关的调查数据作了经验检验,得出结论:收入差异并不是影响劳动力流动的主要原因;在流动过程中,劳动力的转移就业呈现出大规模集聚的趋势,这种由地区就业集聚所形成的社会、信息网络对劳动力外出就业的帮扶效应则显著地影响着劳动力的转移行为[9]。陈文权认为劳动力的流动是社会总劳动在农业、工业和第三产业之间的重新分配和重新配置,发生这种变化的基础是社会生产力水平的提高,特别是劳动生产率的提高,即劳动力的流动受劳动生产率提高的直接推动,而不是收入差距的拉动[10]。吕蕾认为收入差距与劳动力流动并不存在明显的相关关系,区域收入差距不断扩大的同时,劳动力的迁移能力并未增加,这种结果的产生主要有两方面原因:一是城市经济发展不足导致城市就业容量不足;二是制度因素限制了劳动力流动[11]。可见,国内的研究文献中也是集中于收入差距对劳动力流动影响的研究。
2 已有理论模式的评价
黄国华:城市外来劳动力流入影响因素分析
中国人口•资源与环境 2010年 第2期除上述文献外,还有专门的劳动力流动模式。研究劳动力转移的理论模式有刘易斯模式、拉尼斯—费模式、乔根森和哈里斯—托达罗模式,这几种模式的具体内容不再详述。需要指出的是包括刘易斯模式和拉尼斯—费模式在内的刘—费—拉模型、乔根森模型和哈里斯—托达罗模型对劳动力转移的动力机制的解释都存有缺陷。刘易斯模式把劳动力流动机制简单地归于两部门间的工资差异,乔根森把劳动力流动根源归结于农业剩余的规模,而哈里斯—托达罗模式把劳动力的流动动力仅归于城乡预期收益的简单比较。刘易斯模式和乔根森模式都把包括城市工作搜寻成本、城市就业教育和培训费用、劳动力流动的心理成本等在内的非农收入的成本投入率因素排除在外,纯属于无迁移成本的劳动力流动。哈里斯—托达罗模型虽意识到城乡预期收入的差距是劳动力流动的驱动力,考虑到了城市就业的概率,而忽视了对收入的实际购买力即收入的实际效用因素的考虑,纯属片面分析的劳动力流动理论。劳动力无限供给模型和片面分析模型缺乏对农村剩余劳动力流动机制的全面、正确分析。本文认为收入差距只是劳动力流动的一个影响因素,收入的实际效用变动因素和从业成本的变动因素也明显地影响到劳动力流动。既考虑到名义工资差异、收入增加的实际效应因素,又考虑到转移的诸多成本变动因素,在此基础上,下文将尝试建立一种新型的劳动力流动理论模型。
3 新型理论模型的构建
本文通过转移就业的均衡分析法,来构建外部劳动力向域内城市迁移的新型理论模型。
假定(1):有两个域外劳动力,劳动力1和劳动力2,两者的效用分别表示为U1和U2。
假定(2):有两种收入,原本低收入Ya和迁入地的高收入Yi,在原地获得低收入Ya,在迁入城镇获得高收入Yi。
假定(3):劳动力1可以拥有Ya1和Yi1两种收入,劳动力2可以拥有Ya2和Yi2两种收入,两种收入都会带来效用,分别表示为U1(Ya1Yi1)和U2(Ya2Yi2)。
假定(4):获得原地低收入的成本投入率为λa,获得迁移后高收入的成本投入率为λi,劳动的成本率=原地低收入的边际效用原地低收入的成本率
4 实证分析
从理论分析可知,劳动力的迁移主要受到迁移地高收入的边际效用和迁移地高收入成本率的影响,进一步地,本文将根据我国长三角地区16地级市1995-2006年的面板数据对之进行检验分析。
检验分析之前,本文对劳动力流动的成本和效用进行探讨。劳动力流动的成本包括货币成本(各种政策性收费,住宅、食物、寻找工作的信息支出成本)和非货币成本(寻找工作的时间成本、放弃原来熟悉环境所形成的心理成本);劳动力流动的效用包括货币效用(收入的提高、福利的增长)和非货币效用(更宜人的环境、个人心理的满足等)。域内外收入差可以看作劳动力流动的货币效用;域内城市的非农产业可以为流入人口提供就业岗位,带来劳动者个人心理上的满足;域内物价水平直接影响劳动力流动的货币成本;域内城镇失业率影响流动人口寻找工作的时间,构成劳动力流动的非货币成本。以上指标虽不能完全囊括劳动力流动的成本和效用,但具有典型性、代表性,又可以量化,因此,本文选用域内外平均收入差率(gap)、域内各城市非农产业生产总值比率(gdpr)、迁移价格成本变动(price)、各地级市城镇登记失业率(unemployment)作为劳动力流动比率(rate)的解释变量,建立回归模型。
其中,域内外平均收入差率gap是用差率来表示域内外居民收入差距的具体指标 ,是用长三角域内的城镇居民人均可支配收入与同期的全国人均纯收入作差,再除以同年的全国人均纯收入计算而得,这是劳动力流动货币效用因素;劳动力流入前后成本变动的变量price用居民消费价格指数比率来表示,其在数值上等于长三角各城市的居民消费价格指数(以上年价格为100),除以同期的全国平均居民消费价格指数(以上年价格为100),可看作外部劳动力流入的价格成本因素;各城市的非农产业能为外部劳动力的流入提供就业机遇,各地级市非农产业生产总值比率gdpr是表示外部劳动力流入就业机遇效用的因素,其在数值上等于各地级市每年的第二产业生产总值与第三产业生产总值的和,再除以地区GDP,可用式子表达为{(第二产业生产总值+第三产业生产总值)/地区GDP｝。各城市的失业人口加大了流入的外部劳动力的就业难度,城镇失业率unemployment可看作外部劳动力流入的就业风险成本。劳动力流动比率rate是考察外部劳动力向长三角16地级市流入的变量,其计算公式为:
流动比率=(本年的城镇人口-去年的城镇人口-去年的城镇人口×本年的人口自然增长率)/本年的城镇人口利用全国和长三角地区16地级市有关年份的统计年鉴,找到1995-2006年的全国人均纯收入和长三角16地级市中各个城市的城镇居民人均可支配收入的具体数据,求得反映域内外收入差距的平均收入差率gap;找到长三角16地级市中各个城市的消费价格指数和同期的全国平均消费价格指数的具体数据,求得反映直接迁移成本变动的消费价格指数比率price;找到长三角16地级市中各个城市每年的城镇人口及人口自然增长率的具体数值,求得反映劳动力流动的流动比率rate;找到长三角16地级市中各个城市的第一、二、三产业的生产总值,求出反映劳动力流动就业机遇的非农产业生产总值比率gdpr;找到长三角16地级市中各个城市的城镇失业率unemployment。由以上解释变量和被解释变量的数据组成面板数据,进行回归分析。
对非平稳序列直接回归会造成“伪回归”,因此先对各变量数据进行单位根检验,并在此基础上对各变量序列进行协整关系检验。为了避免单一检验方法的缺陷,提高检验结果的可靠性,本文针对变量数据生成的特点采用ADF检验法、PP检验法、LLC 检验法、Hadri检验法四种方法来进行面板数据单位根的检验,并对结果进行综合比较。本实证利用EVIEWS6.0软件给出。
表1给出了外部劳动力流动分析中各变量实际数值的单位根检验结果,检验结果显示,流动比率变量、域内外收入差距变量、非农产业生产总值比率变量、城镇失业率变量都没有完全通过ADF检验、PP检验、LLC检验和Hadri检验。其中,流动比率变量rate在PP检验中统计量不显著,接受了原不平稳的假设;域内外收入差距变量gap在ADF检验和PP检验中统计量都不显著,接受了原不平稳的假设,在Hadri检验中统计量显著,拒绝了原不存在单位根即平稳的假设;非农产业生产总值比率变量gdpr在ADF检验中统计量不显著,接受了原不平稳的假设,在Hadri检验中统计量反而显著,拒绝了原平稳的假设;价格成本变动变量、城镇失业率变量的ADF检验、PP检验、LLC检验结果都不显著,都接受了原不平稳的假设,Hadri检验结果
表2给出了流动比率变量、域内外收入差距变量、非农产业生产总值比率变量、城镇失业率变量、价格成本变动变量差分后的单位根检验结果,检验结果显示,流动比率变量、域内外收入差距变量、非农产业生产总值比率变量、城镇失业率变量、价格成本变动变量一阶差分后的ADF检验、PP检验、LLC检验的统计量都显著,都能拒绝原不平稳的假设;Hadri检验的统计量都不显著,都能接受原不存在单位根即平稳的假设。以上检验结果表明虽然流动比率变量、域内外收入差距变量、非农产业生产总值比率变量、城镇失业率变量、价格成本变动变量原序列是非平稳序列,但一阶差分后的序列都是平稳序列,都符合I(1) 过程,变量是同阶单整,可以进行协整检验以确定之间的均衡关系,对变量进行协整分析是保证即使两个都是随机游走的变量进行回归而不会造成荒谬结果的有效途径。
本文采用Johansen Cointegration Test法来展开以外部劳动力流入为基准的协整分析。协整检验变量最佳滞后阶数仍按照AIC(Akaike Information Criterion)准则确定,AIC值越小,则滞后阶数越佳,经检验证明各变量序列最佳滞后阶数为1,均采用具有截距项和趋势项的形式。协整检验结果如下表所示,本实证结果由EVIEWS6.0给出。
迹统计量如果大于临界值,则表明拒绝原假设。在表3中,域内外收入差距gap与流动比率rate协整检验的迹
注:*代表5%的显著性水平下拒绝原假设。统计量为15.57,大于5%显著性水平下的临界值15.49,其最大特征值统计量在5%的显著性水平下也是大于其临界值,即可以认为在95%的置信程度下拒绝不存在协整关系的原假设(原假设为r=0),也就是表明域内外收入差距gap与流动比率rate之间存在协整关系。非农产业生产总值比率gdpr与流动比率rate协整检验的迹统计量为21.13,大于5%显著性水平下的临界值20.26,其最大特征值统计量在5%的显著性水平下也是大于其临界值,即认为在95%的置信程度下拒绝不存在协整关系的原假设,也就是表明非农产业生产总值比率gdpr与流动比率rate之间存在协整关系。城镇失业率unemployment与流动比率rate协整检验的迹统计量为12.32,大于5%显著性水平下的临界值10.81,其最大特征值统计量在5%的显著性水平下也是大于其临界值,即认为在95%的置信程度下拒绝不存在协整关系的原假设,也就是表明城镇失业率unemployment与流动比率rate之间存在着协整关系。价格成本变动price与流动比率rate协整检验的迹统计量为12.32,大于5%显著性水平下的临界值12.2,其最大特征值统计量在5%的显著性水平下也是大于其临界值,即认为在95%的置信程度下拒绝不存在协整关系的原假设,也就是表明价格成本变动price与流动比率rate之间存在着协整关系。
关键词 :城市;外来劳动力流入;影响因素
中图分类号 F241;C912.81 文献标识码 A 文章编号 1002-2104(2010)02-0144-07 doi:10.3969 /j.issn.1002-2104.2010.02.025
我国劳动力资源丰富,改革开放以来,受市场机制的作用,劳动力的流动问题逐渐突显,进而形成了规模较大的劳动力流动潮。总的说来,我国的劳动力呈现出从中西部地区向东部地区流动的整体趋势。东部的长三角区域城市代表我国区域城市发展的较高水平,正吸引着大量的外来劳动力及人口的流入。究其原因,利益上的差异是我国现阶段劳动力跨地域流动的主要驱动力,除此之外,劳动力的跨地区流动还受到其他多种因素的影响。本文通过对劳动力流动理论和理关研究的简单回顾及评价,以长三角地区16地级市(上海、苏州、无锡、常 州、南京、镇江、扬州、泰州、南通、杭州、宁波、嘉兴、湖州、绍兴、舟山和台州)为依据,经过理论模型构建和实证检验分析,探讨了城市中外来劳动力流入的诸多影响因素,并在此基础上总结了促使劳动力合理流动的若干政策启示。
1 相关文献综述
1.1 劳动力流动影响因素的国外观点
劳动力流动是一个世界性的课题,在国外也曾引起经济学、社会学和人口学学者的广泛关注,有关的文献也很多,突出的观点是:收入差距会促使劳动力从低收入部门流入较高收入部门。古典经济学的创始人威廉•配第最早从经济发展的角度揭示了人口流动的原因,他指出,比较利益差异的存在会促使社会劳动者从农业部门流向工业部门和商业部门。美国学者Ev erett s.Lee提出了著名的“推力—拉力”理论,其理论认为,影响人口迁移的因素有四种,即迁出地的因素、迁入地的因素、中间阻碍因素和个人因素,迁出地与迁入地之间的收入差距突出地影响其迁移决策。唐纳德•博格进一步充实了“推力—拉力”理论,认为人口迁移和移民搬迁的原因主要是人们可以通过搬迁改善生活条件,从而支持了收入差距是移民搬迁主要原因的观点。美国经济学家刘易斯提出了发展中国家劳动力转移的“两元经济模型”,认为先进部门即资本主义部门由于较高的收入会源源不断地吸引落后部门劳动力的流入。托达罗认为迁移决策取决于潜在的迁移者对预期收入的估计,收入差距构成了迁移动机的主要方面,就业概率是迁移的其他考虑因素。博加斯提出了自我选择模型,认为迁移决策在很大程度上取决于三个因素:潜在迁移者可观察到或不可观察到的个人能力“可转移渡”、相对收入的不平等程度、迁出地与迁入地之间平均收入水平的比较[1]。可见,国外学者在人口迁移动力问题的研究中,重点强调了收入差距。
1.2 国内劳动力流动的有关研究
国内专家学者在前人研究的基础上,进行了大量的研究工作,并且取得了相应的研究成果。在收入差距与劳动力流动的相关问题上,总结起来,大致有以下三种观点:1.2.1 收入差距诱引劳动力流动蔡窻认为改革开放以来扩大了的地区收入差距为劳动力流动提供了追加的动力[2]。赖晓东通过实证及理论分析,发现适度的地区收入差距有利于城市化的进程[3]。严盈芳认为在经济增长过程中,适当的收入差距促进了区域之间劳动力要素的流动[4]。李仙娥通过对劳动力流动和区域收入差距关系的定性分析,得出劳动力流动主要是区域收入差距推动的结论[5]。杜瑞珍认为劳动力流动是由于区域间收入差异的刺激而造成劳动者对高收入的向往和行为取向[6]。刘小翠运用规范的时间序列分析方法,对劳动力流动和区域收入差距进行了协整分析和格兰杰因果检验,检验结果显示劳动力流动规模和区域收入差距存在着长期均衡关系,收入差距是促成劳动力流动的格兰杰成因,但反之却不成立[7]。贺文华认为城乡收入和区域间收入差距的存在,在促进非农产业发展的同时,推动农村劳动力在产业间的转移和在区域间的流动,指出了区域收入差距是劳动力向外流动的推动因素[8]。
1.2.2 收入差距不影响劳动力流动 王春超在理性行为分析框架下,吸取Carrington模型的分析思路,研究收入差异、就业聚集效应及劳动力流动之间的关系,并根据相关的调查数据作了经验检验,得出结论:收入差异并不是影响劳动力流动的主要原因;在流动过程中,劳动力的转移就业呈现出大规模集聚的趋势,这种由地区就业集聚所形成的社会、信息网络对劳动力外出就业的帮扶效应则显著地影响着劳动力的转移行为[9]。陈文权认为劳动力的流动是社会总劳动在农业、工业和第三产业之间的重新分配和重新配置,发生这种变化的基础是社会生产力水平的提高,特别是劳动生产率的提高,即劳动力的流动受劳动生产率提高的直接推动,而不是收入差距的拉动[10]。吕蕾认为收入差距与劳动力流动并不存在明显的相关关系,区域收入差距不断扩大的同时,劳动力的迁移能力并未增加,这种结果的产生主要有两方面原因:一是城市经济发展不足导致城市就业容量不足;二是制度因素限制了劳动力流动[11]。可见,国内的研究文献中也是集中于收入差距对劳动力流动影响的研究。
2 已有理论模式的评价
黄国华:城市外来劳动力流入影响因素分析
中国人口•资源与环境 2010年 第2期除上述文献外,还有专门的劳动力流动模式。研究劳动力转移的理论模式有刘易斯模式、拉尼斯—费模式、乔根森和哈里斯—托达罗模式,这几种模式的具体内容不再详述。需要指出的是包括刘易斯模式和拉尼斯—费模式在内的刘—费—拉模型、乔根森模型和哈里斯—托达罗模型对劳动力转移的动力机制的解释都存有缺陷。刘易斯模式把劳动力流动机制简单地归于两部门间的工资差异,乔根森把劳动力流动根源归结于农业剩余的规模,而哈里斯—托达罗模式把劳动力的流动动力仅归于城乡预期收益的简单比较。刘易斯模式和乔根森模式都把包括城市工作搜寻成本、城市就业教育和培训费用、劳动力流动的心理成本等在内的非农收入的成本投入率因素排除在外,纯属于无迁移成本的劳动力流动。哈里斯—托达罗模型虽意识到城乡预期收入的差距是劳动力流动的驱动力,考虑到了城市就业的概率,而忽视了对收入的实际购买力即收入的实际效用因素的考虑,纯属片面分析的劳动力流动理论。劳动力无限供给模型和片面分析模型缺乏对农村剩余劳动力流动机制的全面、正确分析。本文认为收入差距只是劳动力流动的一个影响因素,收入的实际效用变动因素和从业成本的变动因素也明显地影响到劳动力流动。既考虑到名义工资差异、收入增加的实际效应因素,又考虑到转移的诸多成本变动因素,在此基础上,下文将尝试建立一种新型的劳动力流动理论模型。
3 新型理论模型的构建
本文通过转移就业的均衡分析法,来构建外部劳动力向域内城市迁移的新型理论模型。
假定(1):有两个域外劳动力,劳动力1和劳动力2,两者的效用分别表示为U1和U2。
假定(2):有两种收入,原本低收入Ya和迁入地的高收入Yi,在原地获得低收入Ya,在迁入城镇获得高收入Yi。
假定(3):劳动力1可以拥有Ya1和Yi1两种收入,劳动力2可以拥有Ya2和Yi2两种收入,两种收入都会带来效用,分别表示为U1(Ya1Yi1)和U2(Ya2Yi2)。
假定(4):获得原地低收入的成本投入率为λa,获得迁移后高收入的成本投入率为λi,劳动的成本率=原地低收入的边际效用原地低收入的成本率
4 实证分析
从理论分析可知,劳动力的迁移主要受到迁移地高收入的边际效用和迁移地高收入成本率的影响,进一步地,本文将根据我国长三角地区16地级市1995-2006年的面板数据对之进行检验分析。
检验分析之前,本文对劳动力流动的成本和效用进行探讨。劳动力流动的成本包括货币成本(各种政策性收费,住宅、食物、寻找工作的信息支出成本)和非货币成本(寻找工作的时间成本、放弃原来熟悉环境所形成的心理成本);劳动力流动的效用包括货币效用(收入的提高、福利的增长)和非货币效用(更宜人的环境、个人心理的满足等)。域内外收入差可以看作劳动力流动的货币效用;域内城市的非农产业可以为流入人口提供就业岗位,带来劳动者个人心理上的满足;域内物价水平直接影响劳动力流动的货币成本;域内城镇失业率影响流动人口寻找工作的时间,构成劳动力流动的非货币成本。以上指标虽不能完全囊括劳动力流动的成本和效用,但具有典型性、代表性,又可以量化,因此,本文选用域内外平均收入差率(gap)、域内各城市非农产业生产总值比率(gdpr)、迁移价格成本变动(price)、各地级市城镇登记失业率(unemployment)作为劳动力流动比率(rate)的解释变量,建立回归模型。
其中,域内外平均收入差率gap是用差率来表示域内外居民收入差距的具体指标 ,是用长三角域内的城镇居民人均可支配收入与同期的全国人均纯收入作差,再除以同年的全国人均纯收入计算而得,这是劳动力流动货币效用因素;劳动力流入前后成本变动的变量price用居民消费价格指数比率来表示,其在数值上等于长三角各城市的居民消费价格指数(以上年价格为100),除以同期的全国平均居民消费价格指数(以上年价格为100),可看作外部劳动力流入的价格成本因素;各城市的非农产业能为外部劳动力的流入提供就业机遇,各地级市非农产业生产总值比率gdpr是表示外部劳动力流入就业机遇效用的因素,其在数值上等于各地级市每年的第二产业生产总值与第三产业生产总值的和,再除以地区GDP,可用式子表达为{(第二产业生产总值+第三产业生产总值)/地区GDP｝。各城市的失业人口加大了流入的外部劳动力的就业难度,城镇失业率unemployment可看作外部劳动力流入的就业风险成本。劳动力流动比率rate是考察外部劳动力向长三角16地级市流入的变量,其计算公式为:
流动比率=(本年的城镇人口-去年的城镇人口-去年的城镇人口×本年的人口自然增长率)/本年的城镇人口利用全国和长三角地区16地级市有关年份的统计年鉴,找到1995-2006年的全国人均纯收入和长三角16地级市中各个城市的城镇居民人均可支配收入的具体数据,求得反映域内外收入差距的平均收入差率gap;找到长三角16地级市中各个城市的消费价格指数和同期的全国平均消费价格指数的具体数据,求得反映直接迁移成本变动的消费价格指数比率price;找到长三角16地级市中各个城市每年的城镇人口及人口自然增长率的具体数值,求得反映劳动力流动的流动比率rate;找到长三角16地级市中各个城市的第一、二、三产业的生产总值,求出反映劳动力流动就业机遇的非农产业生产总值比率gdpr;找到长三角16地级市中各个城市的城镇失业率unemployment。由以上解释变量和被解释变量的数据组成面板数据,进行回归分析。
对非平稳序列直接回归会造成“伪回归”,因此先对各变量数据进行单位根检验,并在此基础上对各变量序列进行协整关系检验。为了避免单一检验方法的缺陷,提高检验结果的可靠性,本文针对变量数据生成的特点采用ADF检验法、PP检验法、LLC 检验法、Hadri检验法四种方法来进行面板数据单位根的检验,并对结果进行综合比较。本实证利用EVIEWS6.0软件给出。
表1给出了外部劳动力流动分析中各变量实际数值的单位根检验结果,检验结果显示,流动比率变量、域内外收入差距变量、非农产业生产总值比率变量、城镇失业率变量都没有完全通过ADF检验、PP检验、LLC检验和Hadri检验。其中,流动比率变量rate在PP检验中统计量不显著,接受了原不平稳的假设;域内外收入差距变量gap在ADF检验和PP检验中统计量都不显著,接受了原不平稳的假设,在Hadri检验中统计量显著,拒绝了原不存在单位根即平稳的假设;非农产业生产总值比率变量gdpr在ADF检验中统计量不显著,接受了原不平稳的假设,在Hadri检验中统计量反而显著,拒绝了原平稳的假设;价格成本变动变量、城镇失业率变量的ADF检验、PP检验、LLC检验结果都不显著,都接受了原不平稳的假设,Hadri检验结果
表2给出了流动比率变量、域内外收入差距变量、非农产业生产总值比率变量、城镇失业率变量、价格成本变动变量差分后的单位根检验结果,检验结果显示,流动比率变量、域内外收入差距变量、非农产业生产总值比率变量、城镇失业率变量、价格成本变动变量一阶差分后的ADF检验、PP检验、LLC检验的统计量都显著,都能拒绝原不平稳的假设;Hadri检验的统计量都不显著,都能接受原不存在单位根即平稳的假设。以上检验结果表明虽然流动比率变量、域内外收入差距变量、非农产业生产总值比率变量、城镇失业率变量、价格成本变动变量原序列是非平稳序列,但一阶差分后的序列都是平稳序列,都符合I(1) 过程,变量是同阶单整,可以进行协整检验以确定之间的均衡关系,对变量进行协整分析是保证即使两个都是随机游走的变量进行回归而不会造成荒谬结果的有效途径。
本文采用Johansen Cointegration Test法来展开以外部劳动力流入为基准的协整分析。协整检验变量最佳滞后阶数仍按照AIC(Akaike Information Criterion)准则确定,AIC值越小,则滞后阶数越佳,经检验证明各变量序列最佳滞后阶数为1,均采用具有截距项和趋势项的形式。协整检验结果如下表所示,本实证结果由EVIEWS6.0给出。
迹统计量如果大于临界值,则表明拒绝原假设。在表3中,域内外收入差距gap与流动比率rate协整检验的迹
注:*代表5%的显著性水平下拒绝原假设。统计量为15.57,大于5%显著性水平下的临界值15.49,其最大特征值统计量在5%的显著性水平下也是大于其临界值,即可以认为在95%的置信程度下拒绝不存在协整关系的原假设(原假设为r=0),也就是表明域内外收入差距gap与流动比率rate之间存在协整关系。非农产业生产总值比率gdpr与流动比率rate协整检验的迹统计量为21.13,大于5%显著性水平下的临界值20.26,其最大特征值统计量在5%的显著性水平下也是大于其临界值,即认为在95%的置信程度下拒绝不存在协整关系的原假设,也就是表明非农产业生产总值比率gdpr与流动比率rate之间存在协整关系。城镇失业率unemployment与流动比率rate协整检验的迹统计量为12.32,大于5%显著性水平下的临界值10.81,其最大特征值统计量在5%的显著性水平下也是大于其临界值,即认为在95%的置信程度下拒绝不存在协整关系的原假设,也就是表明城镇失业率unemployment与流动比率rate之间存在着协整关系。价格成本变动price与流动比率rate协整检验的迹统计量为12.32,大于5%显著性水平下的临界值12.2,其最大特征值统计量在5%的显著性水平下也是大于其临界值,即认为在95%的置信程度下拒绝不存在协整关系的原假设,也就是表明价格成本变动price与流动比率rate之间存在着协整关系。