《劳动力流动对产业结构升级的效应检验实证研究》16000字（论文）

劳动力流动对产业结构升级的效应检验实证研究摘要：本文在数字经济和人口老龄化背景下从要素禀赋和资源配置两方面结合理论与实证分析劳动力流动对产业结构升级的效应。选取2008-2020年全国31个省份的省级层面数据，建立基准回归模型并进行稳健性检验，同时分为东部、中部、西部和东北地区及劳动力流入地、劳动力流出地进行区域差异检验，考虑到内生性问题，本文也通过工具变量法进行检验，结果显示，劳动力流动对产业结构整体升级和产业结构高级化起促进作用，但会抑制第三产业内部结构优化升级，据此，本文提出构建劳动力跨区域流动机制、调整东部、中部、西部和东北地区的产业结构、提高劳动力素质三条政策建议。关键词：劳动力流动；产业结构升级；区域差异正文目录TOC\o"1-3"\h\u18087一、绪论 115599二、劳动力流动对产业结构升级的效应 227605（一）概念界定 2268951.产业结构升级 2102572.劳动力流动 22472（二）劳动力流动对产业结构升级的效应 42521.改变要素禀赋 479112.优化资源配置 528898三、劳动力流动对产业结构升级效应的实证分析 74464（一）模型构建 7243741.设定模型与变量选取 7201652.数据来源与描述性统计 832744（二）实证检验结果分析 935171.基准回归 991892.稳健性检验 11312973.区域差异 12232374.内生性检验 17182715.作用机制检验 1827734四、结论及政策建议 1815759（一）研究结论 1818486（二）政策建议 1912609（三）不足与展望 20一、绪论劳动力作用于产业助推产业实现结构升级，因此劳动力是产业结构升级中不可或缺的生产要素。国家统计局发布的第七次人口普查数据显示，自1982年起人口年平均增长率不断下降，2020年已降至0.53%，而60岁以上人口的占比却逐年升高，2020年60岁以上人口占总人口的18.70%，其中65岁以上人口占总人口的13.50%，人口老龄化问题逐年加重，劳动力的逐渐短缺使劳动密集型产业的发展受到限制。同时，根据国家卫生计生委发布的《中国流动人口发展报告2021》，中国流动人口规模占总人数的18%，约有2.47亿人口在流动，相当于每六个人中就有一个人在“流动”，并且流动人口平均年龄上升，劳动力劳动年限增加，流动的劳动力多进行跨省流动，从经济相对不发达地区流向经济相对发达地区，从内陆流向沿江、沿海地区，从中部、西部和东北地区流向东部地区，从农村流向城镇。近些年中国交通条件的不断升级，交通时间和成本不断缩小，基本清除了劳动力跨省流动的障碍。劳动力素质水平的明显提高也让各个地区对于劳动力的数量和质量要求不断变化，地区出台的人才引进政策更是间接影响了产业结构的转型升级。以上背景说明检验劳动力流动对产业结构升级的效应是十分必要的。在人口红利消失和前期经济快速发展带来的资源巨大消耗以及环境破坏的情况下，产业结构的转型升级对实现“十四五”提出的经济结构更加优化、产业基础高级化、产业链水平现代化要求具有重要意义。近期国务院发布的《“十四五”数字经济发展规划》明确指出要将数字经济与经济社会和产业发展各领域融合应用，更加要求我国产业结构的合理化，传统产业所面临的结构性矛盾以及向数字化、智能化转型的过程都需要明确劳动力流动对产业结构的影响，如此政府对劳动力流动和产业结构进行的政策指引和市场机制作用才能发挥劳动力流动对产业结构升级的积极效应。因此，充分探究劳动力流动对产业结构升级的积极效应，是我国当前经济发展的内在需求。从现实意义来看，为了更好的发挥数字经济的优势，提高中国经济的质量和在世界经济中的竞争力，中国的产业结构转型升级必须高质量完成。自中共十八届三中全会提出产业结构转型升级以来，产业结构转型升级一直是中国最紧迫的任务。从国家卫生计生委发布的《中国流动人口发展报告2021》来看，中部、西部和东北地区普遍为劳动力流出地，而劳动力作为要素影响资源配置，影响了中部、西部和东北地区的产业结构优化和升级。本文从理论与实证两方面对劳动力流动对产业结构升级的效应进行分析检验，为中国实现产业结构优化升级和共同富裕谏言陈策。二、劳动力流动对产业结构升级的效应（一）概念界定1.产业结构升级不同学者对产业结构升级的内涵理解不同，本文从以下三个角度对产业结构升级的概念进行界定。从微观角度来说，产业结构升级是企业提高生产率的一种方式，企业通过对现有的技术、管理制度、产业链、人力资本进行优化升级，或者创造新的技术、管理制度、产业链以及引入人力资本来增强企业核心竞争力和创造更多的产品附加值，完成企业内部结构的优化升级。例如通过固定资产投资或者技术改革减少资源浪费，通过组织管理制度的改变来提高企业经营效率，通过产业链升级淘汰企业落后的工业流程，通过引进高级人才提升企业创新能力等实现企业整体结构升级。2.劳动力流动（1）从农业部门流向非农业部门农业部门在科学技术和管理方式进步的影响下生产方式较之前而言更加自动化，正因如此对劳动力的需求减少了，被替换的那部分劳动力不得不向非农业部门流动以维持生计。具备一定技术的劳动力从农业部门流向第二、三产业后其获得薪资报酬相较之前有所增加，对劳动力个人而言实现了个人价值的提升，而不具备一定技术的劳动力尽管流动到非农业部门后主要从事体力活，但工资收入也有提升。因此，除了劳动力被动的转移到非农业部门外，非农业部门也在一定程度上吸引拉动力的流入。（2）从低附加值产业流向高附加值产业一般情况下，产业附加值与产业平均工资成正比，因此大部分劳动力会通过深造、培训等形式完成受教育水平的提高和个人技能的提升以寻求向更高附加值的产业流动，实现对个人价值的追求。信息通讯类和金融咨询类产业的高报酬在高附加值产业中较为突出，吸引了大量优质劳动力的流入，为了进入此类产业或者为了更好的在这类产业中生存，劳动力会不断提高自身素质，完成自我条件与产业要求的匹配。（3）从体力劳动工作岗位流向脑力劳动工作岗位自改革开放以来我国经济快速发展，人民生活水平不断提高，义务教育的普及使人民知识水平普遍得到提升，科学技术的进步使得一些基础岗位不再需要体力劳动者，在以上背景下劳动者逐渐从体力劳动工作岗位流向脑力工作岗位。并且脑力劳动工作岗位更具多样性，劳动力的选择更多，更能满足劳动力对自我价值的追求，因此体力劳动者和脑力劳动者都会不断改善专业知识储备，完成从体力劳动工作岗位向脑力劳动工作岗位的流动或者不同脑力劳动工作岗位之间的流动。（二）劳动力流动对产业结构升级的效应本文认为，劳动力流动对产业结构升级的效应主要有改变要素禀赋和优化资源配置两种。劳动力流动一方面通过改变地区要素禀赋，改变要素增长速度，帮助地区进行产业结构调整，另一方面通过优化资源配置，促进资源集聚发挥经济效益，有利于技术创新和发展。因此劳动力跨区域流动带来的要素禀赋改变和资源配置优化二者相辅相成，共同作用于产业结构优化升级。1.改变要素禀赋目前人口红利的消失、人口老龄化的加剧使得劳动力供给变得紧缺，依靠大力发展劳动密集型产业来拉动经济增长的方式已经不可行，需要转变经济发展动能，更多依靠资本和技术来发展产业。依靠低成本的劳动力发展的低附加值产业在此背景下也需要进行转型升级，向高附加值产业发展。劳动力流出地的劳动力要素禀赋减少，但是前文分析理性经济人假设使得劳动力选择流出，说明劳动力流出地的劳动力资源过于饱和，劳动力的薪资报酬较低，因此闲置劳动力的跨区域流动可以促进劳动力流入地建立人才吸引政策，并激励流入地善用、留住人才，将伴随劳动力一起流入的知识财产转变为生产力，促进产业结构升级。图2要素禀赋作用效果图2.优化资源配置一方面，由于不同区域的先天资源禀赋不同，劳动力、资本等生产要素的自由流动，导致了区域间资源的再分配，使区域间资源趋于平衡。在市场分配资源的前提下，劳动力、资本等要素能够充分流动，而各个区域的资源状况、产业政策、人才机制也不尽相同。各地区的劳动力报酬又和劳动力资源的丰富程度相关，报酬递减规律会使劳动力流向劳动力资源相对稀缺的地方，使得各地区先天的自然资源条件与生产时的资源禀赋不同，是产业结构进行调整所需的资源重新配置必不可少的环节。低产能、低附加值的产业在资源流出的进一步影响下逐渐退出市场，高产能、高附加值的产业在丰富的资源支持下得到更好的发展。同时，劳动力资源的优化配置状态将提高区域内对其他资源的吸引力，从而影响到劳动力流入地的资源比例，对产业的发展产生一定的影响。劳动力要素的流入，不但会对区域内的劳动力要素的数量、质量有一定的影响，而且对其他要素，例如资本、技术的吸引力也会加强，从而形成聚集效应，从而最大限度地提高资源的利用率，最终作用于产业结构升级。综合上述分析，本文提出假说：劳动力流动的作用通过改变要素禀赋和优化资源配置传递到产业结构升级，即劳动力流动促进产业结构升级。图3资源配置效应作用效果图三、劳动力流动对产业结构升级效应的实证分析（一）模型构建1.设定模型与变量选取本文构建的检验劳动力流动对产业结构升级的效应的基准回归模型如下：indicationit=其中indication表示产业结构升级指数，m表示劳动力流动比率，Xit表示一系列控制变量，βit、δ表示代估参数，i表示地区，t表示时间，εit本文被解释变量为产业结构升级指数（indication），产业结构升级可以分成产业间升级和产业内升级，产业间升级可以从第一产业、第二产业、第三产业增加值的比重来反映，也可以通过第一产业占总产值的比重或第二产业和第三产业的产值和占总产值的比重来表示，而产业内升级表示产业内部技术结构的升级，例如高新技术产业的产值占比的增加，制造业内部结构升级，服务业中生活型服务业向生产性服务业转变。因此，为了更加全面反映产业结构升级的内涵，本文借鉴徐敏（2015）引入产业结构层次系数，干春晖（2011）采用第三产值与第二产值之比作为产业结构高级化的度量，汪伟（2015）使用房地产、金融业和交通运输、仓储和邮政业在第三产业中的产值占比反映第三产业内部升级，选取以下三个指标说明产业结构升级。第一个指标衡量产业结构整体升级（indication1），依次对三次产业的比重赋予一定的权重，构建如下产业结构升级指标，indication=i=13i×xi，1≤indication≤3第二个指标衡量产业结构高级化（indication2），选用第三产业与第二产业的比值来表示，反映产业结构由工业向服务业的转变，旨在体现经济结构中服务化的转变倾向。第三个指标衡量第三产业内部升级（indication3），采用交通运输、仓储和邮政业、金融业和房地产业这四类产业的增加值占第三产业增加值的比重近似表示服务业内部升级，反映第三产业由生活型服务业向生产性服务业的内部升级。m表示劳动力流动，作为解释变量，本文使用（常住人口-户籍人口）/户籍人口来表示劳动力流动比率，若m为负数表示劳动力流出，反之，m为正数则表示劳动力流入。通过近几年人口调查数据可以看出人口自然增长率较低，对于劳动力规模增加的影响可以忽略不计，同时本文假设人口只在地区间流动。在研究劳动力流动对产业结构升级的影响作用时，若遗漏重要的解释变量会造成实证结果的偏差，本文借鉴褚敏（2013）、魏福成（2013）等学者在关于产业结构升级测度研究的文献中的做法，选取五个主要的控制变量：（1）外商直接投资（FDI）：本文使用各省的外商直接投资额的对数表示，并且每年的外商直接投资额均使用当年汇率换算成人民币。（2）国有化程度（Nat）：本文采用国有单位就业人数与城镇总就业人数的比值来表示一个省的国有化程度。国有化程度与市场化程度两者互斥，国有化程度越高市场化程度就越弱。（3）财政支出（Fe）：本文用各省一般预算支出占该地区生产总值比例表示。（4）基础设施水平（Inf）：本文将基础设施水平以各省每平方公里公路里程来表示。一般情况下，基础设施水平作为发展环境的基础越完善越促进产业结构升级。（5）开放程度（IE）：本文的开放程度通过各省进出口总额的对数来反映。2.数据来源与描述性统计本文使用全国31个省从2008年到2020年的省级层面数据，原始数据来源于国家统计局、各省统计年鉴、中国工业经济统计年鉴和中经网。本文对东部、中部、西部和东北地区的划分参考国家统计局统计的最新标准。为保证变量的平稳性，数据对外直接投资（FDI）和进出口总额（IE）进行了对数化处理。对变量的描述性统计结果如表1所示。在样本考察期内，全国产业结构升级的平均值为1.3337，其中产业结构整体升级的平均值为2.3773，产业结构高级化的平均值为1.2678，第三产业内部升级的平均值为0.3559。产业结构高级化的波动范围较大，最小值为0.5271，最大值为5.2968，说明各地区的产业结构高级化差异较大，地区经济水平差距较大。解释变量劳动力流动比率存在正负差异，负值说明地区存在劳动力流出，正值代表地区有劳动力流入，劳动力流动比率的最大值约是最小值的四倍，说明有地区存在大量的劳动力流入但是没有劳动力流出异常明显的区域。在控制变量中，外商直接投资和开放程度的标准误较大，分别为1.7830和1.7138，变量波动范围大，波动情况明显。财政支出和国有化程度的标准误相对较小，区域间情况相对平衡，国有化程度的平均值为0.1278，说明在全国范围而言，每10个人中有1.2人次就职于国有企业。基础设施建设的平均值为0.8873，最小值仅有0.0418，说明每平方公里公路里程仅有0.0418公里，基础设施条件较差。表1变量的统计描述类型变量平均值标准误最小值最大值被解释变量Indication12.37730.12662.13232.8357Indication21.26780.69810.52715.2968Indication30.35590.04800.20500.5035解释变量m0.03770.1888-0.16950.7148控制变量lnFDI5.25101.7830-1.32927.7219Nat0.12780.05980.03420.3334Fe0.11260.03200.05690.2452lnf0.88730.51030.04182.1942lnIE7.77731.71383.062611.1811（二）实证检验结果分析1.基准回归表2显示了劳动力流动对产业结构升级效应的基准回归结果，同时说明了劳动力流动对产业结构升级的总效应。根据F检验和豪斯曼检验的结果，模型（1）、模型（2）和模型（3）均选择了固定效应的结果。从回归结果可以看出，劳动力流动对产业结构升级各指标的估计系数分别为0.4284、2.0884和-0.0551，且都在1%水平上显著。但具体而言，劳动力流动对产业结构整体升级和产业结构高级化的影响是正向的，劳动力流动通过改变劳动力禀赋与优化资源配置促进了产业结构升级，这与本文所叙述的理论相符，验证了假说。劳动力流动对产业内部结构升级的影响是负向的，即抑制了第三产业从生活型服务业向生产性服务业的转变，对此的解释是劳动力并非主要流向交通运输、仓储和邮政业、金融业和房地产业这四类产业，流动的劳动力中以素质较低的劳动力为主，主要流向了餐饮业、家政服务等生活型服务业，虽然改变了第三产业的劳动力供给规模，但是提高生活型服务业生产率的效果要优于提高生产性服务业生产率的效果，低附加值低效能的产业也没有受到威胁需要转型升级，更没有为生产性服务业带来资源集聚，因此抑制了产业结构的内部升级。表2劳动力流动对产业结构升级的基准回归结果变量名Indication1Indication2Indication3模型（1）模型（2）模型（3）m0.4284***2.0884***-0.0551***（0.0353）（0.3479）（0.0191）lnFDI-0.0230***-0.0760***0.0001（0.0036）（0.0239）（0.0023）Nat-0.3553***-2.0585***0.1096***（0.0606）（0.3898）（0.0335）Fe0.6889***4.41112***0.5210***（0.1459）（1.0887）（0.1072）lnf0.1010***0.1977***0.0086*（0.0093）（0.0536）（0.0052）lnIE0.0008-0.0508*0.0094***（0.0046）（0.0302）（0.0025）c2.3541***1.5739***0.2046***（0.0321）（0.1948）（0.0234）R-square0.70540.43990.2117观测值403403403F检验96.9124.1113.37豪斯曼检验P值0.00000.00000.0000模型选择FEFEFE注：*、**、***分别表示估计系数10%、5%、1%水平上显著，括号内为标准误。对于控制变量的结果，外商直接投资和国有化程度均显著抑制产业整体升级和产业结构高级化，并且国有化程度对产业结构高级化的拟合系数为-2.0585，即1单位的国有化程度变化会引起2.0585个单位的产业结构高级化变动，国有化程度越高，市场经济活力越弱，容易出现国有企业的垄断行为，降低市场效率，生产率下降，企业缺乏动力进行转型升级，资本和技术要素的增长速度较慢，资源不合理配置程度加深。财政分权和基础设施建设显著促进了产业结构优化升级，说明政府对高科技技术、新兴产业的支持实现了资源集聚和资本、技术等要素的快速增长，使高附加值产业得到充分发展，基础设施建设水平作为决定劳动力可流动规模、资源区域间转移的关键因素影响产业的专业化能力，因此较好的基础设施建设水平是产业结构升级的保障。开放程度对第三产业内部升级的作用最显著，我国的产业结构转型政策和对创新型企业的支持使得近年来对第三产业的进出口需求增加，企业转型升级步伐加快，进出口的产品附加值较考察期之前有所增长，促进了生产性服务业的发展。2.稳健性检验上文验证了在忽略人口自然增长率的情况下劳动力流动对产业结构整体升级和产业结构高级化的显著促进作用及对第三产业内部结构升级的显著抑制作用，为验证结论的稳健性，本文改变劳动力流动比率的度量方式，将各地区的人口自然增长率考虑在内，重新计算各地区劳动力流动比率m*，用[常住人口-户籍人口×（1+人口自然增长率）]/[户籍人口×（1+人口自然增长率）]表示，再次进行回归，结果如表4所示，其余指标测算方法如上文所述。劳动力流动对产业结构整体升级和产业结构高级化分别在5%和1%的水平上呈促进作用，拟合系数分别为0.4907和2.5193，劳动力流动变动一单位对产业结构高级化的影响更大。劳动力的区域间流动改变了劳动力流入地和劳动力流出地劳动力供给规模，迫使劳动力减少的企业进行技术、管理方式等方面的优化升级，同时闲置劳动力的转移对企业和劳动力而言资源都得到了优化配置，提高了企业和劳动力的生产率，而劳动力多从第一产业流向第二、三产业，从低附加值产业流向高附加值产业，因此显著促进了产业结构整体升级和产业结构高级化。劳动力流动对第三产业内部升级起显著负向作用，劳动力在第三产业对生产性服务业的贡献要低于对生活型服务业的贡献，与前文所述结果一致。总体来看，劳动力流动比率的度量方式变化后，基准回归的结论仍然稳健。表3稳健性检验结果变量名Indication1Indication2Indication3模型（4）模型（5）模型（6）m*0.4907**2.5193***-0.0721***（0.0378）（0.4096）（0.0213）lnFDI-0.0194***-0.0538**-0.0008（0.0036）（0.0254）（0.0024）Nat-0.3714***-2.1783***0.1146***（0.0591）（0.3982）（0.0332）Fe0.4680***2.9139***0.5792***（0.1492）（1.1163）（0.1126）lnf0.1048***0.2160***0.0081（0.0089）（0.0538）（0.0052）lnIE0.0008-0.0588*0.0010***（0.0045）（0.0306）（0.0024）c2.3719***1.7533***0.1957***（0.0313）（0.2065）（0.0233）R-square0.71800.46330.2187观测值403403403F检验113.8024.9813.98豪斯曼检验P值0.00000.00000.0000模型选择FEFEFE注：*、**、***分别表示估计系数10%、5%、1%水平上显著，括号内为标准误。控制变量的结果与基准回归相似。大部分的外商直接投资进入到了我国的劳动密集型产业，未能提高资本、技术密集型产业的增长速度，对产业结构整体升级和产业结构高级化起显著抑制作用，对第三产业内部升级的影响未通过显著性检验。国有化程度对产业结构升级的效应不同，市场化程度较弱对第一、二产业而言降低了企业效率，但第三产业的发展正需要领头企业的帮助，因此对第三产业内部结构升级起促进作用。而财政分权对产业结构升级的三个指标均呈显著促进作用，政府为了获得更高的税收，将支出投入到第二、三产业，鼓励促进资本密集型、技术密集型企业的发展，实现第二、三产业的资本、技术等要素增长速度的提升，资源的集聚也提高了企业生产率。基础设施建设对产业结构整体升级和产业结构高级化的影响显著为正，对第三产业内部升级的影响不显著，基础设施越完善让产业在地区的发展越趋向专业化，越有利于产业结构的优化。开放程度仅对第三产业内部升级的影响较为显著，但拟合系数仅有0.0010，开放程度的变动对第三产业内部生产性产业升级的影响较小。3.区域差异在中国各地区的先天条件差异和各地区不同发展政策的影响下，区域之间存在经济差距，产业结构也存在较大差异，因此本文为验证劳动力流动对产业结构升级影响的区域差异，按照国家统计局统计的最新标准将各省分为东部地区、中部地区、西部地区和东北地区（见表4），检验结果如表5和表6所示。表4东部、中部、西部和东北地区分类表东部地区中部地区西部地区东北地区北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆辽宁、吉林、黑龙江通过对模型进行F检验和豪斯曼检验，各个区域劳动力流动对产业结构升级的检验模型均采用固定效应的结果。就东部地区而言，模型（7）和模型（8）中劳动力流动比率的估计系数分别为0.4558和4.7271，对产业结构高级化的作用较大，且均在1%的水平上显著，劳动力流动为东部地区提供了充足的生产要素，劳动力流入第二、三产业后也为高附加值产业的发展创造了更大的空间，有效提高了生产率和资源配置效率，带来资源集聚。模型（9）与模型（3）中劳动力流动的影响相同，均对第三产业结构升级起抑制作用。而在东北地区中，劳动力流动在三个模型中的检验结果均为负值，劳动力流动抑制了产业结构优化升级，因为劳动力的流出使东北地区高素质劳动力变得稀缺，人岗不匹配情况较多，企业总体转型升级速度较慢，生产率较低，并且模型（16）与模型（17）分别在10%和1%的水平上显著，劳动力的流出使东北地区生产要素减少，抑制了产业的发展空间，从而不利于产业结构优化升级。中部地区和西部地区的劳动力流动均显著促进产业结构整体升级，对第三产业内部升级的作用不明显，唯一的不同在于劳动力流动显著促进了中部地区的产业结构高级化而抑制了西部地区的产业结构高级化，但对西部地区产业结构高级化的作用不显著。值得注意的是，东部地区三个指标的拟合程度都要优于其余地区，说明在样本考察期内模型对东部地区的说明力更强。表5劳动力流动影响产业结构升级的区域差异检验（1）变量名东部地区中部地区Indication1Indication2Indication3Indication1Indication2Indication3模型（7）模型（8）模型（9）模型（10）模型（11）模型（12）m0.4558***4.7271***-0.1169*0.6861***1.6785***0.0956（0.1098）（1.3062）（0.0632）（0.2604）（0.8898）（0.1065）lnFDI-0.0292-0.4548*0.0495***0.03000.1309-0.0019（0.0228）（0.2305）（0.0119）（0.0287）（0.0954）（0.0131）Nat-0.3667*-7.5063***0.4708***0.0835-0.16910.3099***（0.1884）（2.0595）（0.1015）（0.1865）（0.6409）（0.0688）Fe0.9676**-0.67310.7580***1.4945**1.49220.1224（0.4115）（4.4022）（0.2483）（0.5713）（1.9240）（0.2309）lnf0.03930.5349-0.0779***0.05670.06380.0642***（0.0318）（0.3473）（0.0185）（0.0470）（0.1557）（0.0180）lnIE0.0361*-0.2229-0.01930.0529**0.09460.0240**（0.0215）（0.2169）（0.0119）（0.0255）（0.0858）（0.0105）c2.0842***5.9433***0.2133***1.5799***-0.64720.05816（0.1323）（1.3930）（0.0782）（0.1447）（0.4810）（0.0561）R-square0.82440.56140.41630.46120.32870.5553观测值130130130787878F检验78.6026.5121.4413.987.7225.38豪斯曼检验P值0.00000.00000.00000.00000.00000.0000模型选择FEFEFEFEFEFE注：*、**、***分别表示估计系数10%、5%、1%水平上显著，括号内为标准误。表6劳动力流动影响产业结构升级的区域差异检验（2）变量名西部地区东北地区Indication1Indication2Indication3Indication1Indication2Indication3模型（13）模型（14）模型（15）模型（16）模型（17）模型（18）m0.2526***-0.38700.0422-0.3965*-6.9902***-0.0736（0.0810）（0.3138）（0.0553）（0.2260）（1.8988）（0.1076）lnFDI-0.0094**-0.0695***-0.0084***-0.0172**-0.09650.0009（0.0039）（0.0185）（0.0028）（0.0085）（0.0627）（0.0042）Nat-0.6248***-2.5075***0.2929***-0.3108**-1.1250-0.2023***（0.1096）（0.4623）（0.0863）（0.1402）（1.3587）（0.0647）Fe-0.1372-1.9096*0.6273***-0.1297-1.75000.0027（0.2030）（1.1477）（0.2023）（0.3029）（1.7791）（0.1320）lnf0.1005***0.04870.00410.6890***1.4039**-0.0287（0.0102）（0.0427）（0.0067）（0.0590）（0.5613）（0.0246）lnIE-0.0184***-0.00670.0191***-0.0673***-0.05950.0210**（0.0054）（0.0267）（0.0039）（0.0160）（0.1238）（0.0077）c2.5580***1.9863***0.1360***2.5974***1.6580***0.2179***（0.0388）（0.2386）（0.0412）（0.0912）（0.3846）0.0489R-square0.44880.27310.20230.92560.75290.4587观测值156156156393939F检验30.0211.025.4473.4724.474.20豪斯曼检验P值0.00000.00000.00000.00000.00000.0000模型选择FEFEFEFEFEFE注：*、**、***分别表示估计系数10%、5%、1%水平上显著，括号内为标准误。在控制变量方面，外商直接投资和国有化程度对东部、西部、东北地区产业结构整体升级和产业结构高级化均为负向影响，对中部地区影响不显著，外商直接投资和国有化程度的提升阻碍了低效率产业的淘汰，未实现资源合理配置和资源集聚。而外商直接投资和国有化程度对各个地区的第三产业内部升级影响则各不相同，东部地区外商直接投资在第三产业的主要去向为生活型产业，未能实现生产性产业生产效率的提高和资源集聚，在我国第三产业发展尚未成熟的情况下，国有化程度的提高对有效指导第三产业发展方向、合理配置第三产业的内部资源起到了一定作用，西部地区的作用结果则与东部地区正好相反，国有化程度对中部地区起显著促进作用，对东北地区起显著抑制作用。财政支出和基础设施建设在显著的情况下对各地区产业结构升级主要起促进作用，表明政府合理干预要素增长速度和完善基础设施带来的生产率的提高对产业结构升级是有效的。开放程度在各个地区的效应不一，显著作用于西部地区，对西部地区的产业结构整体升级起抑制作用，对产业结构高级化起促进作用。为了更准确地衡量劳动力流动对产业结构升级的区域差异，本文从劳动力流动的方向角度将全国31个省分为劳动力流入地和劳动力流出地，分类依据为常住人口大于户籍人口的地区为劳动力流入地，户籍人口大于常住人口的地区为劳动力流出地，分类结果见表7。表7劳动力流入地和流出地分类表劳动力流入地劳动力流出地北京、天津、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南、云南、西藏、青海、宁夏、新疆河北、山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西、重庆、四川、贵州、陕西、甘肃模型（19）、模型（20）、模型（21）反映了劳动力流入地的检验情况，拟合系数要大于劳动力流出地。在劳动力流入地，劳动力流动对产业结构整体升级和产业结构高级化的估计系数分别为0.6753和3.4620，都有明显的促进作用，说明劳动力的流入扩大了产业的劳动力供给规模，推动了产业结构的相应升级，同时满足了流入地产业结构优化升级对于劳动力数量和质量的需求。但是劳动力流动对第三产业内部结构升级影响系数为负，说明劳动力流入阻碍了第三产业内部结构升级，其原因与前文分析相似，流入的劳动力在服务业中更多的进行餐饮、住宿、零售业等生活型服务业的活动，而非进行生产性活动，未能为产业带来高附加值的产出和生产率的提高。控制变量中对产业结构整体升级起促进作用的只有基础设施建设，国有化程度和开放程度对产业结构高级化起抑制作用，财政支出、基础设施建设和开放程度对第三产业内部升级起促进作用。表8劳动力流动影响产业结构升级的区域差异检验（3）变量名劳动力流入地劳动力流出地Indication1Indication2Indication3Indication1Indication2Indication3模型（19）模型（20）模型（21）模型（22）模型（23）模型（24）m0.6753***3.4620***-0.1114***0.2752***-0.9062***0.2533***（0.0583）（0.6494）（0.0329）（0.0780）（0.3447）（0.0641）lnFDI-0.0178**-0.0162-0.0055-0.0248***-0.1111***-0.0081***（0.0079）（0.0587）（0.0050）（0.0041）（0.0219）（0.0027）Nat-0.5446***-3.5510***0.0761-0.3854***-2.0296***0.1077***（0.1172）（1.013）（0.0699）（0.0719）（0.2954）（0.0362）Fe-0.04463.02650.8258***1.5661***3.1596***0.2023*（0.1881）（1.8605）（0.1331）（0.1977）（0.6322）（0.1127）lnf0.0750***0.06740.0356***0.0956***-0.07320.0112（0.0194）（0.1695）（0.0137）（0.0113）（0.0546）（0.0075）lnIE-0.0090-0.1377**0.0096**0.0250***0.1165***0.0281***（0.0091）（0.0602）（0.0043）（0.0072）（0.0264）（0.0040）c2.4963***2.1438***0.1796***2.1027***0.7381***0.1631***（0.0529）（0.4001）（0.0329）（0.0554）（0.1878）（0.0283）R-square0.77870.46610.33310.39700.37740.2536观测检验61.9518.9615.2036.2020.2013.15豪斯曼检验P值0.00000.00000.00000.00000.00000.0000模型选择FEFEFEFEFEFE注：*、**、***分别表示估计系数10%、5%、1%水平上显著，括号内为标准误。在劳动力流出地，劳动力流动显著促进产业结构整体升级和第三产业内部结构升级，但对产业结构高级化起抑制作用，闲置劳动力的流出优化了区域资源配置，逼迫企业进行升级转型以实现在低级劳动力减少的情况下不减少企业的产出，在流出的劳动力中，从事或关注生活型服务业的劳动力要比生产性服务业的劳动力多，因此在一定程度上促进了产业结构整体升级和第三产业内部结构升级，但同时第二、三产业劳动力的减少一定程度上抑制了产业的发展速度。财政支出和开放程度对产业结构整体升级的作用与劳动力流入地相反，开放程度对产业结构高级化的作用与劳动力流入地相反，其余控制变量对产业结构升级作用的效果与劳动力流入地相似。4.内生性检验一方面，产业结构升级的因素较为复杂，本文控制了外商直接投资、国有化程度、财政支出、基础设施建设和开放程度五个变量，但仍然存在遗漏变量的可能性。另一方面，产业结构较好的地区一般经济福利较大，会吸引劳动力的流入，所以产业结构升级会反向影响劳动力流动，所以回归模型存在反向因果问题。以上两个问题会导致模型存在内生性问题。为克服内生性问题，本文尝试采用工具变量法。工具变量的选取必须满足相关性和外生性两个条件，相关性是指工具变量与内生变量高度相关，外生性是指工具变量与随机扰动项不相关，即工具变量对被解释变量的影响必须通过解释变量传递。本文选取各地区老年人口抚养比及普通本专科生招生数逐年增长比例作为工具变量，地区劳动力流动会影响地区的人口结构，改变老年人口抚养比，同时老年人口抚养比不会直接影响产业结构，必须通过劳动力流动产生影响，因此老年人口抚养比符合工具变量的要求；相关数据显示，地区本专科生中有相当比例的学生毕业后会留在当地工作，因此普通本专科生招生数与地区劳动力数量高度相关，普通本专科生招生数逐年增长比例反映了地区劳动力流动比率，同时普通本专科生招生数也是通过影响地区劳动力结构进而影响产业结构，而非直接改变产业结构，因此普通本专科生招生数逐年增长比例也符合工具变量的要求。表9工具变量估计结果Indication1Indication2Indication3模型（22）模型（23）模型（24）m0.5384***3.1363***-0.0667***（0.0387）（0.3543）（0.0098）一阶段0.6956***0.6902***-0.0322***（0.1082）（0.7181）（0.0056）控制变量控制控制控制Fstatistic33.098135.421328.7677HansenJstatisticP-value0.63580.65070.6541N403403403注：*、**、***分别表示估计系数10%、5%、1%水平上显著，括号内为标准误。工具变量法的估计结果如表9所示。一阶段的结果显示，工具变量在1%的水平上显著，且模型（22）和模型（23）的效应为正，模型（24）的效应为负，与前文基准回归结果相符。F统计量的值远大于弱工具假设的临界值10，拒绝了工具变量为弱工具变量的假设，而且第一阶段的Hansen检验的P值均大于0.5，所有工具变量均为外生。在控制了内生性问题后，解释变量的结果依旧与前文相符，且在回归系数上有小幅度增大。以上结果表明，处理了可能的内生性问题后，本文的结论依然是稳健的。5.作用机制检验本部分进一步验证劳动力流动对产业结构升级的作用机制。在本文的第二章中提出了劳动力流动对产业结构升级的两种作用机制，分别是要素禀赋效应和资源配置效应。展开来说，劳动力流动改变了地区劳动力供给规模，推进劳动力流出后丧失劳动力比较优势的落后企业进行转型升级，同时劳动力流动促进了地区间资源合理配置，带来生产率的提高和资源集聚效应，以上作用促进了产业结构的优化升级。表10汇报了相应检验结果。表10作用机制的检验结果变量要素禀赋效应要素禀赋效应资源配置效应资源配置效应（1）（2）（3）（4）m0.1320***0.1063**0.0106***0.1526***（0.0113）（0.0737）（0.0443）（0.0426）控制变量控制控制控制控制R20.60780.58770.75660.7001N403195403403注：*、**、***分别表示估计系数10%、5%、1%水平上显著，括号内为标准误。由于数据获取限制，本文采用各地区15-64岁人口数作为劳动力数量，将各地区劳动力数量占地区常住人口数的比例作为劳动力规模的近似替代数据，选取规模以上工业企业亏损企业单位数的逐年增长比例代替企业转型升级的效应，以上两方面构成要素禀赋效应的作用机制，第（1）、（2）列分别给出了两方面的检验结果。劳动力流动比率对劳动力规模的估计系数为正，说明劳动力流入会扩大地区劳动力规模。对企业转型升级效应的检验针对劳动力流出地区进行，检验结果显示，劳动力流出减少了规模以上工业企业亏损的企业单位数，验证了劳动力流出倒逼企业转型升级的机制。对资源配置效应的检验用SFA法测算的全要素生产率和规模以上工业企业单位数逐年增长比例代替进行，第（3）、（4）列的结果显示，劳动力流动对全要素生产率和规模以上工业企业单位数均为正向作用，这与本文提出的作用机制相符，也验证了本文的假说。四、结论及政策建议（一）研究结论本文从劳动力对产业结构升级的效应进行理论分析，并利用2008-2020年全国31个省的省级层面数据进行实证分析并进行稳健性检验、区域差异检验和内生性检验，得出以下研究结论：（1）从劳动力流动对产业结构升级的基准回归结果来看，劳动力流动会促进产业结构整体升级和产业结构高级化，但是会抑制第三产业内部结构升级，对产业结构高级化的影响最为显著，产业结构整体升级次之。（2）从稳健性检验结果来看，将劳动力流动比率分成考虑人口自然增长率和不考虑人口自然增长率的两种度量方式对产业结构升级的影响检验相同，并且都在1%的水平上显著。对于控制变量，外商直接投资对产业结构升级均起负向作用，国有化程度对产业结构整体升级和产业结构高级化起负向作用，开放程度对产业结构高级化起负向作用，其余控制变量均起正向作用。（3）从区域差异检验结果来看，劳动力流动对东部地区和劳动力流入地的产业结构升级拟合结果更好，并且劳动力流动也是对产业结构整体升级和产业结构高级化起正向作用，但是对服务业内部由生活型向生产性转型起负向作用。对于西部地区和劳动力流出地，劳动力流动抑制了产业结构高级化，但促进了产业结构整体升级和第三产业内部升级。劳动力流动对中部地区的三个产业结构升级指标均为正向作用，但对第三产业内部升级的影响未通过显著性检验。东北地区的情况则与中部地区完全相反，劳动力流动对三个产业结构升级的指标均起负向作用，但对第三产业内部升级的影响也未通过显著性检验。（4）为解决内生性问题，文本还做了工具变量法处理内生性问题，结果依然稳健。前期的产业结构调整对当前的产业结构调整起到了重要的推动作用，并存在着一定的经济惯性。劳动力的流动对整体产业结构和产业结构高级化都起到了积极的作用，对第三产业的发展起到了阻碍作用。（二）政策建议劳动力作为产业结构升级中发挥作用的最重要一环，其在区域间的流动对流入地与流出地的产业结构升级是至关重要的。我国人口基数大，存在的流动人口多，劳动力流动在我国对产业结构升级的效应研究显得十分重要。各地区制定的劳动力流动相关政策对当地产业结构升级影响重大，为了明确劳动力流动给产业结构升级带来的效应，实现其积极部分，规避其消极部分，本文进行了理论与实证的双重分析，根据分析结果提出以下三点政策建议：第一，保障劳动力在区域间自由流动的权力，构建合理的劳动力流动机制，充分发挥市场机制的作用。本文实证验证，劳动力的流动会促进产业结构整体升级和产业结构高级化，因此为了实现对产业结构所以的积极效应，应该尽力保障劳动力能获得充分的信息以进行决策并防止恶意阻止劳动力流动的一切行为，使得劳动力都能自由选择是否流动及流动去向。对于农村劳动力，可以完善就业信息供给渠道，确保信息传达的及时性和准确性，提供必要的就业法律咨询，完善劳动力保护法，保障劳动力的合法权益；其次各地区可以建立完备的流动劳动力的引进政策，公平公正对待意愿流入和流出的劳动力，制定劳动力职业发展计划；最后，完善各地区的社会保障体系，协助解决劳动力的医疗和子女教育问题。总而言之，充分发挥市场机制的作用，让供给与需求对劳动力流动进行调节，减少其他的一切可能存在的阻碍。第二，促进区域经济协调发展，合理调整劳动力流入地和劳动力流出地的产业结构。根据数据显示，劳动力流入地多为东部地区，劳动力流出地多为中部、西部和东北地区，中部、西部和东北地区的劳动力流入东部地区，为东部地区的产业结构升级提供了充足的要素支持，对东部地区起到正面作用，但不利于作为劳动力流出地的西部、东北地区。因此，需要政府对东部、中部、西部和东北地区的产业结构进行合理调整，可以将东部地区的劳动密集型产业转移到西部、东北地区，使得西部、东北地区的闲置劳动力得到有效利用，同时可以利用自然资源优势，发展有特色的区域产业，例如旅游业、绿色食品加工业等，在劳动力有效利用的状态下发展高科技技术产业，提高各个产业的生产率，第一产业的生产率提高后，有更多的劳动力资源可以投入到第二、三产业的发展中，从事非农业部门的生产工作。如此，在劳动力自由流动的情况下，各地区的资源得到合理配置，充分发挥区域优势，弥补区域短板，在促进产业结构优化升级的同时协调各地区经济共同发展。第三，提高劳动力素质，增强产业核心竞争力。人的智慧决定了产业结构升级的速度和质量，因此，提高劳动力素质是保证产业结构高质量稳步升级的必要条件。首先，应大力倡导普及文化教育，加强素质教育，培养全方面的人才，提高劳动力的创新能力；其次，政府应该支持企业对劳动力进行专业技能培训，满足企业对于劳动力所应具备的技能条件的需求，同时企业提供培训也能有效提供更多的就业机会，尤其是农村劳动力，政府和企业应对流动的农村劳动力提供必要的职业技能培训，帮助其找到对其自身和企业都适配的工作；最后，政府应对创新型企业提供必要的政策支持，鼓励企业进行创业创新，大胆对有潜力提高生产力的技术进行探索，并制定人才吸引政策，吸收高素质劳动力。这样不仅可以帮助劳动力实现自身价值，提高其生产率，更能满足产业结构优化升级对人才的需求。（三）不足与展望本文对劳动力流动对产业结构的作用机制进行了理论和实证的分析，虽然达到了一定的预期效果，但由于个人能力和实际操作中数据获取的难度限制，本文仍然存在不足之处，未来的研究可以从以下几点进行：第一，本文中提出的劳动力流动对产业结构升级的要素禀赋效应和资源配置效应两者之间可能存在一定的相关性，并肯定存在遗漏的效应，在之后的研究中应尽可能采取相互独立的效应进行研究并完善劳动力流动对产业结构升级可能存在的各种作用机制，例如依附于劳动力一起流动的知识积累效应等。第二，为了使研究更加准确，劳动流动的数据应该选取真实流动数据，但由于数据获取存在一定的难度，选择了常住人口与户籍人口的差值进行了替代。同时，在进行作用机制检验时也是采取了数据替代，检验结果可能存在偏差。在控制变量的选取方面可能存在一定的片面性，没有完全表达出指标的内涵，由此可能影响了回归的准确性，在以后的研究中应注意加以完善。参考文献：[1]POONSC.Beyondtheglobalproductionnetworks:acaseoffurtherupgradingofTaiwan'sinformationtechnologyindustry[J].InternationalJournalofTechnologyandGlobalisation，2004，1(1)，130-144.[2]姚志毅,张亚斌.全球生产网络下对产业结构升级的测度[J].南开经济研究,2011(06):55-65.[3]马涛,李鹏雁,马文东.新型工业化的区域产业结构优化升级测度指标体系研究[J].燕山大学学报,2004(03):273-278.[4]李博,胡进.中国产业结构优化升级的测度和比较分析[J].管理科学,2008(02):86-93.[5]徐仙英,张雪玲.中国产业结构优化升级评价指标体系构建及测度[J].生产力研究,2016(08):47-51.[6]赵云鹏,叶娇.对外直接投资对中国产业结构影响研究[J].数量经济技术经济研究,2018,35(03):78-95.[7]茶洪旺,左鹏飞.信息化对中国产业结构升级影响分析——基于省级面板数据的空间计量研究[J].经济评论,2017(01):80-89.[8]FERNA