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user: 3. 实证检验与结果分析 3.1. 指标说明与数据来源 1) 指标说明 ZGDP用以表示GDP增长速度。本文所计算的地区GDP增长率基于每个省、市、自治区的名义价格的生产总值存量。 ZK用以表示核心解释变量资本的增长率。资本存量测算采用单豪杰(2008) [ 22 ] 的算法，用永续盘存法进行估算，估计公式为 K t = K t − 1 ( 1 − θ ) + I t ，式中 K t 为t时期的资本存量， θ 为折旧率(基期资本存量K 1978 使用单豪杰的估计结果，设定折旧率10.96%)； I t 为当年资本投资额。 ZL用以表示劳动增长率。通过各省市自治区的年末从业人员总数进行环比计算衡量从业劳动力增长率。农业部门向非农业部门转移的劳动力变量用LA来表示，通过非农业就业比重、劳动者报酬占比以及非农业劳动力增长率进行测算所得。存在劳动力摩擦的农业部门劳动力向非农业部门流动变量用MA来表示，通过劳动力流动P值与非农业劳动力增长率进行测算所得。 控制变量选取说明。本文选取二元对比系数、消费者物价指数以及生产者物价指数作为控制变量。二元对比系数是城乡二元结构的核心指标，二元对比系数越大，两部门的差别越小，反之则两部门的差别越大。劳动力在产业间的配置效应受到二元结构的影响，因此控制变量选取二元对比系数解决由遗漏变量引起的内生问题。由于劳动力存在摩擦成本，因此控制变量选取消费者物价指数和生产者物价指数进行控制。 2) 数据来源 本文基础数据来源于各省市自治区的统计年鉴与中国经济增长质量报告，涵盖了2000年~2015年全国30个省市自治区的数据，由于数据缺失删除西藏自治区样本统计。劳动力从业人员是各省市自治区每一年末的从业人员总计，从业人员在两部门的占比是各产业从业人数和总的从业人口的比值。二元对比系数、消费者价格指数、生产者价格指数以及劳动力报酬占比等数据来源于各年份的《中国经济增长质量报告》。主要统计指标如下表1所示。 Table 1 Statistical description of variable 变量 均值 最大值 最小值 标准差 观察值 ZGDP 0.1143583 0.2383 0.03 0.0260873 480 ZL 7.52678 8.788334 5.614587 0.8174319 480 ZK 0.1503779 0.370473 0.039724 0.0459427 480 LA 0.0184514 1.7281 −0.9057138 0.1277565 480 MA −8.57e−06 3.419568 −1.152639 0.1670054 480 ER 0.2931418 0.744927 0.0093105 0.123526 480 CP 102.3798 110.09 96.7 2.16666 480 SP 102.0169 129.4 85.5 5.924817 480 表1. 变量的统计描述 3.2. 计量模型构建 本文基于式(14)构建产业间劳动力配置效应模型如下： Z G D P = α + α 1 Z L + α 2 Z K + α 3 L A + α 4 M A + α 5 X + λ i + u t + ε i t (15) 式(15)为两部门产业间劳动力配置效应基准模型， α 2 和 α 2 分别表示从业劳动力增长率和资本增长率对经济增长率影响的弹性值； α 3 和 α 4 表示两部门产业间劳动力配置对经济增长的贡献率； α 5 表示控制变量对经济增长率的弹性值； 和 u t 分别表示省份固定效应和时间固定效应； ε i t 表示随机扰动项，即在资本增长率、劳动力投入增长率规模效应、两部门间劳动力配置效应以及控制变量之外的其他因素对经济增长的影响。 为了讨论内生性问题，本文基于(14)式构建动态面板计量模型如下： Z G D P i t = α + ρ Z G D P i t − 1 + β i t Z L + γ i t Z K + ϕ i t L A + φ i t M A + ν i X + u i + ε i t (16) 进一步讨论农业部门劳动力向非农业部门转移对经济增长是否具有非线性关系，本文基于(14)式子构建了门槛效应模型，具体模型如下： Z G D P i t = u i + β 1 Z K i t + β 2 Z L i t + α 1 L A i t ⋅ I ( L A i t ≤ γ 1 ) + α 2 L A i t ⋅ I ( L A i t > γ 1 )     + ν 1 M A i t ⋅ I ( L A i t ≤ γ 1 ) + ν 2 M A i t ⋅ I ( L A i t > γ 1 ) + λ X i t + ε i t (17) 3.3. 实证结果分析 1) 基准回归 本文的被解释变量为经济增长率，具体的回归结果见表2。第一列控制了省份固定效应的估计结果显示，劳动力增长率和资本增长率在1%显著水平上促进经济增长；劳动力从农业部门转移到非农业部门的产业间劳动力配置效应对经济增长的作用系数为正且通过5%显著性水平检验；存在劳动力摩擦的农业部门劳动力向非农业部门流动在1%显著水平上抑制经济增长，验证了理论模型的推导。为了检验结果的稳健性，表2第二列将控制变量纳入第一列模型，发现回归结果并无太大变化，只有MA系数的显著性发生变化但仍然通过10%显著性水平检验，支持理论模型推导的结论。表2第三列同时控制了省份固定效应和时间固定效应，以及第四列在控制双重固定效应前提下模型加入了控制变量，回归结果显示劳动力从农业部门转移到非农业部门促进经济增长，存在劳动力摩擦的农业部门劳动力向非农业部门流动抑制经济增长。鉴于此，无论是省份固定或是双固定效应未加入控制变量回归结果还是控制省份固定或是双重固定模型纳入控制变量的回归结果，核心解释变量的系数并没有发生正负向的改变且通过显著性水平检验。这说明，从业劳动力的增长率与资本增长率的提高促进经济增长率的上升，农业部门劳动力流向非农业部门促进经济增长，在存在劳动力摩擦的情况下劳动力从农业部门流向非农业部门抑制了经济增长，完全验证了两部门产业间劳动力配置理论模型。 Table 2 Benchmark regression result 变量 被解释变量(ZGDP) ZL 0.665 *** (7.62) 0.056 *** (6.29) 0.054 *** (5.80) 0.053 *** (5.75) ZK 0.360 *** (15.96) 0.316 *** (15.57) 0.205 * ** (11.20) 0.206 *** (11.17) LA 0.018 ** (2.48) 0.012 ** (1.91) 0.008 * (1.77) 0.004 ** (1.91) MA −0.015 *** (−2.80) −0.008 * (−1.87) −0.009 *** (−2.62) −0.008 ** (−2.36) ER 0.040 *** (2.58) 0.005 (0.37) CP 0.002 *** (3.76) 0.0004 (0.61) SP 0.001 *** (7.23) 0.0003 * (1.67) 省份固定 YES YES YES YES 时间固定 NO NO YES YES R 2 -within 0.41 0.55 0.74 0.74 F (p-value) 78.57 (0.000) 77.72 (0.000) 64.57 (0.000) 55.93 (0.000) 表2. 基准回归结果 注：括号内表示t值或z统计量，***表示在1%的水平下显著，**表示在5%的水平下显著，*表示在10%的水平下显著，下表同。 基于表2第4列的回归结果，发现农业劳动力流向非农业部门对经济增长产生的配置效应为0.4%，在劳动力摩擦条件下两部门劳动力配置对经济增长的效应为−0.8%，说明限制劳动力从农业部门流向非农部门产生的劳动力配置负效应大于正效应，适配性劳动力流动壁垒严重抑制了经济增长。二元对比系数越大说明城乡二元分割越弱化，对适配性劳动力流动壁垒越少，劳动力配置效应越大，而并没有受到物价指数干扰。 2) 内生性与稳健性分析 为了解决本文的内生性问题和稳健性检验，本文分别对计量模型进行固定效应、系统广义矩估计以及差分广义矩估计模型检验。基于表3的Sargan和Wald检验结果说明选择的工具变量是有效的；同时从AR(2)可以看出工具变量的选择和u i 不相关，说明系统广义矩估计和差分广义矩估计方法有效。为了讨论内生性问题把表4第2列与第1列进行比较，在未加入控制变量的前提下，结果显示：劳动力从农业部门转移到非农业部门产生的配置效应对经济增长的贡献为1.8%且通过5%显著性水平检验，存在劳动力摩擦的情况下产业间劳动力配置在1%显著水平上抑制经济增长；然而在系统广义矩估计模型中，劳动力流向非农业部门产生的劳动力配置效应为1.3%，由劳动力摩擦产生的抑制作用为−1.1%且通过1%显著水平性检验。产业间劳动力配效应对经济增长的影响存在一定的内生问题，当期的经济增长水平受到滞后期经济增长水平的影响，这从表3第2列L(1)指标可以看出，滞后一期的经济增长对当期经济增长产生0.703，且在1%显著水平上。 Table 3 Endogenous and robust discussions on measurement result 变量 被解释变量(ZGDP) FE SYS-GMM FE SYS-GMM Diff-GMM Diff-GMM ZL 0.665 *** (7.62) 0.013 *** (7.34) 0.056 *** (6.29) 0.007 *** (3.80) 0.093 *** (20.53) 0.038 *** (3.75) ZK 0.360 *** (15.96) 0.152 *** (14.58) 0.316 *** (15.57) 0.158 *** (7.94) 0.209 *** (20.01) 0.231 *** (14.97) LA 0.018 ** (2.48) 0.013 *** (11.32) 0.012 ** (1.99) 0.010 *** (5.40) 0.011 *** (11.61) 0.010 *** (5.22) MA −0.015 *** (−2.80) −0.011 *** (−5.52) −0.008 * (−1.87) −0.006 *** (−2.93) −0.004 *** (−3.80) −0.003 *** (−3.03) ER 0.040 *** (2.58) 0.043 *** (3.64) 0.143 *** (6.59) CP 0.002 *** (3.76) 0.003 *** (7.08) 0.0003 (0.90) SP 0.001 *** (7.23) 0.002 *** (10.54) 0.001 *** (7.35) R 2 -within 0.41 0.55 F (P-value) 78.57 (0.000) 77.72 (0.000) L(1) 0.703 *** (32.78) 0.559 *** (14.98) 0.652 *** (43.10) 0.460 *** (14.53) AR(1) −3.776 *** (0.000) −4.087 *** (0.000) −3.763 *** (0.000) −3.908 *** (0.000) AR(2) −2.322 (0.120) −1.835 (0.166) −2.293 (0.122) −2.053 (0.140) Sargan (P-value) 29.83 (1.000) 27.573 (1.000) 28.860 (1.000) 27.488 (1.000) Wald Chi2 (P-value) 14656.99 (0.000) 2762.01 (0.000) 3532.14 (0.000) 18786.92 (0.000) Observations 480 450 480 450 420 420 表3. 内生性与稳健性讨论计量结果 在对加入控制变量的固定效应和广义矩估计进行比较分析，表3第3列劳动力转移到非农业部门产生的配置效应为1.2%且通过5%显著性水平检验，存在劳动力流动壁垒的产业间劳动力配置对经济增长产生的效应在10%显著性水平上为−0.8%。表3第4列产业间劳动力配置对经济增长的促进作用为0.01，由于劳动力摩擦成本，劳动力配置对经济增长的负效应为−0.6%且都在1%显著水平上。估计系数显示，模型存在一定的内生性问题，本文通过加入控制变量以及被解释变量的滞后期，试图解决由于遗漏变量与联立方程引起的内生性问题。在加入控制变量时，ZGDP滞后期的增长率对当期的影响系数为0.559如表3第4列所示，小于未加入控制变量时的0.703。 综上分析，在解决内生性问题的系统广义矩估计模型检验中，产业间劳动力配置的总效应为0.016，大于劳动力增长率对经济增长率的规模效应0.007，说明在人口红利消失的情况下从业劳动力的增加所带来的经济增长效应不足以支撑经济的发展，应该偏向于劳动力产业间的配置效应的提高。同时，在劳动力总配置效应中，劳动力摩擦产生产业间配置对经济增长的抑制效应占到37.5%，说明减少劳动力流动障碍是解决产业间劳动力配置效应的主要症结。 本文通过引入控制变量以及不同的实证方法检验模型核心解释变量的稳健性。表3第5列与第6列的实证结果表明，从业劳动力增长率对经济增长的效应始终为正效应，资本的增长率对经济增长的贡献值始终为正，农业部门劳动力转移到非农业部门产生的劳动力产业间配置效应为正，存在劳动力摩擦的劳动力产业间配置效应始终为负。因此，模型得出的结果具有一定的稳健性。此外，从控制变量视角观察不同计量方法的结果发现，二元对比系数、消费者价格指数和生产者价格指数的系数具有内在的一致性，说明控制变量对经济增长影响的结果也具有稳健性。 3) 地区差异性检验 以上分析针对全部样本数据进行两部门模型的计量检验，然而对于我国实行优先发展东部地区的经济政策，经济发展过程中存在非均衡发展现状，必然会对产业间劳动力配置对经济增长的效应产生异质性影响。因此，本文进一步对全样本进行分地区的讨论，试图发现产业间劳动力配置效应对不同地区的差异性影响。 Table 4 Test results of regional difference 变量 被解释变量(ZGDP) SYS-GMM (全部样本) SYS-GMM (东部省份) SYS-GMM (中、西部省份) ZL 0.007 *** (3.80) 0.082 * (1.80) 0.034 * (1.72) ZK 0.158 *** (7.94) 0.491 (1.10) 0.260 *** (3.17) LA 0.010 *** (5.40) −0.050 * (−1.67) 0.014 ** (2.35) MA −0.006 *** (−2.93) −0.328 * (−1.82) −0.012 ** (−2.15) ER 0.043 *** (3.64) 1.051 ** (2.28) 0.135 *** (2.96) CP 0.003 *** (7.08) 0.004 (0.90) 0.007 * (0.61) SP 0.002 *** (10.54) 0.003 (0.32) 0.001 *** (5.02) L(1) 0.559 *** (14.98) −0.642 (−1.01) 0.479 *** (5.37) AR(1) −4.087 *** (0.000) 0.128 (0.898) −3.208 *** (0.001) AR(2) −1.835 (0.166) 0.154 (0.878) −0.804 (0.422) Sargan (P-value) 27.573 (1.000) 4.072 (1.000) 16.574 (1.000) Wald Chi2 (P-value) 2762.01 (0.000) 360.36 (0.000) 1527.74 (0.000) 表4. 地区差异性检验结果 基于表4的实证回归结果发现，中西部省份的回归结果和全样本的结果没有差异性，而在产业间劳动力配置效应的结果回归中东部省份和全样本结果存在明显的异质性。从业劳动力增长率与资本增长率对经济增长的贡献，地区不存在差异性。中西部地区的农业部门劳动力转移到非农业部门的产业间劳动力配置效应对经济增长产生促进作用，存在劳动力摩擦的产业间劳动力配置效应对经济增长产生抑制作用。东部地区农业部门劳动力转移到非农业部门的产业间劳动力配置效应对经济增长产生抑制作用，由于东部地区工业化率较高，农业机械化实行较全面，农业的发展已经转型到生态农业的服务型产业，因此东部地区省份农业劳动力转移到非农业部门没有提高劳动生产率反而降低了劳动力生产率抑制了经济增长。 4) 门槛效应检验 根据地区差异分析，东部省份的农业部门劳动力转移到非农业部门产生的产业间劳动力配置效应抑制了经济增长，由于东部省份的农业生产率较高，产业间劳动力配置并没有促进经济增长。除了东部省份自身的发展原因外，是否存在一种经济普遍规律？农业部门劳动力转移对经济增长是否具有非线性因素？本文针对农业部门劳动力向非农业部门转移，进行门槛效应检验，试图探寻经济增长之谜。 基于表5门槛效应检验结果，单门槛P值为0.0467，而双门槛P值为0.34，说明单门槛通过检验而双门没有通过检验。农业部门劳动力向非农部门转移产生的产业间劳动力配置效应对经济增长的影响具有单门槛效应。 Table 5 Threshold effect test result Threshold RSS MSE Fstat Prob Crit10 Crit5 Crit1 Single 0.1220 0.0003 10.81 0.0467 9.3323 10.6355 13.8343 Double 0.1188 0.0003 12.56 0.3400 20.1439 22.2933 28.9995 表5. 门槛效应检验结果 根据表6门槛效应回归结果发现，第一列回归结果LA当越过门槛值0.1418后，对经济增长产生抑制作用为−0.021且通过1%显著水平性检验。劳动力从农业部门转移到非农业部门的产业间劳动力配置效应对经济增长具有一定普遍规律，即在劳动力转移达到极限值时，对经济增长产生负向影响。然而，从劳动力摩擦的视角来看，虽然越过门槛值产业间劳动力配置效应为正值，但是系数不显著。未越过门槛值时，对经济增长的影响显著为负，说明限制劳动力的产业间流动对经济增长始终产生抑制作用。根据表6第二列和第三列发现，从业劳动力的增加和资本存量的提升，对经济产生显著的促进作用，二元对比系数对经济增长率产生4.2%的贡献。