中国劳动力市场一体化与经济开放

周 申 易 苗

(南开大学 经济学院，天津 300071)

一、文献回顾

我国劳动力市场改革已近三十年，劳动力的结构布局和行业分配发生了深刻的变化，劳动力流动得到了显著促进(主要体现在大量劳动力由内陆向沿海省份流动以及农村劳动力不断涌入城市)。劳动力流动既是劳动力市场的重要调节机制，也是劳动力市场一体化进程中的重要表现。近年来，国内外出现了较多关于劳动力市场整合、工资差距及收敛性的研究成果，在判断劳动力市场一体化程度时存在以收入或工资是否收敛为依据的倾向。Barro和Sala-i-Martin是研究区域间人均收入收敛性的奠基者，他们将跨国收入收敛的方法应用于一个国家或共同体内各个地区的人均收入收敛研究，研究显示劳动力自由流动对人均收入条件收敛速度的贡献率达到1/3左右，发达国家区域间劳动力市场虽收敛速度较慢，但收敛是显著的[1][2]。国内外不少学者按照Barro和Sala-i-Martin的思路检验了改革开放以来中国各省区之间的人均收入收敛情况。林毅夫等发现，1978年以来中国人均GDP差异在东部、中部和西部地区内部缩小，而东中西部地区间的差异却在扩大[3]。都阳和蔡眆考察了地区间的工资趋同性，结果显示全国七大地理区制造业细分行业的名义工资和实际工资水平离差总体上呈现出下降的趋势[4]。杨涛和盛柳刚用收入收敛模型分析了中国29个城市的面板数据，得到与国际经验不同的结论：中国尽管已有相当规模的劳动力流动，但收敛并不显著[5]。

收入收敛视角无法揭示区域劳动力市场间工资的差异及其与劳动力流动之间的关系，于是一些研究转而从迁移角度探讨劳动力市场一体化。Boyer和Hatton建立了一个将国内劳动力迁移和劳动力市场一体化相联系的框架，考察19世纪末英国劳动力迁移，并运用误差修正模型对英国劳动力市场一体化进行检验，指出一个完美一体化的劳动力市场也可能出现工资率不趋同的情况，劳动的流动性应作为劳动力市场一体化的主要判断指标[6]。Robertson提出了劳动力市场一体化的标准：(1)一国工资变化如何影响邻国工资变化，(2)工资差别回到均衡的速度有多快。在修正Boyer和Hatton误差修正模型基础上分析了美国与墨西哥劳动力市场一体化，发现尽管两国存在较大的工资差别，但劳动力市场一体化程度在加深，北美自由贸易区成立之前的美、墨劳动力市场一体化主要是人口迁移的结果[7]。

劳动力流动促进了我国经济增长和对外开放，而对外开放也可能通过各种机制促进劳动力的流动。Poncet和Zhu分析了全球化对中国劳动力迁移的影响，指出中国改革开放政策使得区域间的收入和就业机会差距扩大，促使大量的劳动力从欠开放地区向开放地区迁移[8]。然而他们没有进一步探讨经济开放通过促进国内省际劳动力迁移对劳动力市场一体化的作用。

上述基于收入收敛视角的研究多表明，近年我国不同省、区的收入差距呈扩大趋势。如果据此作出我国劳动力市场一体化停滞不前甚至倒退的判断，显然与劳动力流动不断增强的现象(及其对劳动力市场一体化的促进)相左而难以解释。同时，开放对劳动力市场一体化的影响在已有文献中也未得到深入考察。因此，对劳动力市场一体化合理界定、确定适宜判断依据并将开放因素纳入考察范围的系统研究十分重要。本文的研究重点为：第一，劳动力市场一体化如何界定？我国区域间及整体上的劳动力市场一体化程度如何？第二，开放对我国劳动力市场一体化产生了怎样的作用，开放通过哪些机制和途径影响了劳动力市场一体化？

二、理论分析

(一)劳动力市场一体化的界定

本文借鉴Robertson的观点，将劳动力市场一体化界定为，某一子劳动力市场的供求关系信息对另一个子劳动力市场均衡产生的作用，包括两个方面：第一，一个子劳动力市场的工资怎样影响另一个子劳动力市场的工资；第二，受到外生冲击后，两个劳动力市场的工资差距回到均衡水平有多快①。

(二)理论框架

根据本文对劳动力市场一体化的界定，我们在理论框架中要重点考察某一子劳动力市场的供求关系信息对另一市场均衡产生的作用，此外还将深入分析开放对上述过程的影响。本文理论框架将在Robertson模型基础上，引入开放对劳动力市场的两个影响系数f1和f2。假设两个地区(子劳动力市场)i和j之间存在劳动力流动，i地区的劳动力供给将会受到j地区工资以及本地区当期和滞后期工资差异的影响。同时，i和j组成的较大区域采取了经济开放政策。建立如下劳动力供给函数：

(1)

(1)式中，Ls表示i地区劳动力供给，wj、wi分别表示j地区、i地区的实际工资。σ0、σ1、σ2、φ、σ3为供给函数参数，σ1>0，σ2>0，其中σ1是i地区劳动力供给对j地区工资的反应系数，j地区工资上升将导致i地区工人迁往j地区；σ2是i地区劳动力供给对本地区当期和滞后期工资差异的反应系数，i地区劳动力市场对外部信息越敏感，劳动力供给对本地工资的反应系数σ2的值就越小；φ是i地区劳动力供给对滞后一期工资的反应参数。f1和f2为开放对劳动力市场的影响系数，f1>0，1>f2>0，且f1和f2是经济开放程度的增函数，f1进入函数的方式表明，开放将通过降低劳动力的迁移成本增加一个地区劳动力供给对其他地区劳动力市场的敏感度；f2进入函数的方式显示，国际贸易、外资流入将促进地区的生产要素市场更加开放，地区劳动力市场之间的信息障碍减少，进而劳动力供给对外部信息的反应增强，而对本地工资信息的敏感度下降。σ0是系统外部影响i地区劳动力供给的外生冲击参数，σ3表示系统内部一组与时期无关的对i地区劳动力供给产生影响的因素。

类似地，建立如下劳动力需求函数：

(2)

(2)式中Ld表示i地区劳动力需求，δ0、δ1、δ2、γ、δ3为需求函数参数，δ1>0、δ2>0，其中δ1是i地区劳动力需求对j地区滞后工资的反应系数，j地区工资上升意味着i地区劳动力成本相对降低，i地区劳动力需求会增加；δ2是i地区劳动力需求对本地区当期和滞后期工资差异的反应系数，i地区对外部信息越敏感，δ2的值就越小；γ是i地区劳动力需求对滞后一期工资的反应参数。为了简化分析，假设劳动力需求函数中的开放系数f1和f2与供给函数相同。δ1、δ3的含义与供给函数中的σ0、σ3的含义类似。

从劳动力供求函数(1)、(2)可以看出，j地区工资越高，i地区当期和前一期的工资差距越小，i地区当期劳动需求越大、供给越小。参数δ1和σ1分别体现了劳动力市场中需求方和供给方的流动成本，包括交通成本、制度障碍、信息障碍等所有妨碍劳动力迁移的因素所导致的成本，是阻止要素价格均等化和劳动力市场一体化的重要障碍，成本越小两个参数的数值越大。由于这些成本的存在，使得均衡时两地的工资存在差异。当劳动力市场受到冲击时，工资差异将会暂时性地偏离均衡工资差异，但最终仍然将回到均衡点。均衡时劳动力市场需求等于供给，即(1)=(2)，解出i地区的当期工资，将其表示为i地区滞后期工资、j地区当期工资和滞后期工资的函数：

(3)

分别用α0、e0、e1、e2表示每一项的参数，将(3)式化简为：

(4)

其中e0=(δ2γ+σ2φ)/(δ2+σ2)，e1=(1+f1)σ1/(1-f2)(δ2+σ2)，e2=(1+f1)δ1/(1-f2)(δ2+σ2)

整理后可得：

(5)

(5)式可以简化为：

(6)

其中：α1=e1=(1+f1)σ1/(1-f2)(δ2+σ2)

(7)

α2=-(e1+e2)=-(1+f1)(δ1+σ1)/(1-f2)(δ2+σ2)

(8)

由(8)式可知当i和j地区之间的劳动迁移成本下降时(σ1和δ1值增大)，或地区劳动力市场更开放、对外部信息更敏感(σ2和δ2值减小)时，将导致α2的绝对值上升，促进劳动力市场更快调整。从(8)式还可看出，开放从以下方面对区域间劳动力市场一体化产生影响：参数f1的作用体现为，通过减少或消除劳动迁移中的障碍导致α2的绝对值上升，推动劳动力市场一体化程度提高；f2的作用体现为，经济开放促进了商品市场整合，进而推进我国地区劳动力市场开放，导致其对外部的供需敏感性增加，对本地区敏感性减弱，使α2绝对值上升，加快了劳动力市场调整速度。此外，(7)式表明，经济开放通过类似渠道还可使i地区劳动市场对j地区劳动市场受到冲击后的工资变动产生更强的联动效应。本文上述理论假说需通过经验研究加以检验和证实。

三、经验分析

下面将在理论框架指导下，从两个方面展开经验研究：第一，从实证上测度中国各区域劳动力市场一体化的程度和趋势；第二，分析经济开放中的国际贸易、FDI等因素对劳动力市场一体化的影响。

(一)我国劳动力市场一体化的经验测度

1.计量方程

为了消除异方差，对(6)式中的实际工资变量取对数，可以将其改写为(9)式：

△logwi,t=α0+α1△logwj,t+α2log(wi/wj)t-1+μt

(9)

(9)式为本文测度中国各区域劳动力市场一体化所使用的计量方程。根据上文的分析，经验研究将把收敛参数α2作为度量我国区域劳动力市场一体化的主要指标。运用最小二乘估计法(OLS)对方程(9)进行估计，如果两个地区的劳动力市场存在一体化的趋势，那么参数α2应该显著小于0，且α2的绝对值越大说明一体化的程度越深。

2.数据来源及说明

本文经验测度的数据来自中国经济信息网《中国经济统计数据库》的综合年度库。20世纪80年代中期，中国城市企业开始尝试对用工制度和劳动力要素配置进行改革，推动了此后劳动要素的流动和劳动力市场一体化进程，所以本文将1987～2006年作为研究期。各省市实际工资使用1987～2006年的年度在岗职工平均工资除以居民消费价格指数得到，东、中、西部的实际工资由区域内各省市实际工资以在岗职工人数为权重加权平均得到。由于重庆1997年才成为直辖市，把重庆和四川1987～2006年的数据归并到一起，取名“川渝”。

3．区域划分、区域性劳动力市场一体化与全国性劳动力市场一体化的测度方法

为了测度各区域的劳动力市场一体化状况，我们把全国31个省、自治区、直辖市分成6大区域：东北区域(3省)：黑、吉、辽；华北区域(6省)：京、津、冀、鲁、晋、蒙；华东区域(4省)：沪、苏、皖、浙；华南区域(8省)：粤、桂、湘、赣、闽、豫、鄂、琼；西南区域(5省)：渝、川、云、贵、藏；西北区域(5省)：陕、甘、宁、青、新。划分区域的标准主要参考《中国统计年鉴》对中国区域的地理划分。考虑到劳动力流动是劳动力市场相互影响和调整的重要表现，在划分区域时参考了省份间人口流动的数据③。在研究方法上，将区域中的省份两两配对，再参考两省间的劳动流动数据，把人口净流出省份作为i地区，净流入省份作为j地区，利用(9)式对两省的α2值进行估计，最后通过汇总比较各配对省份的α2值得出该区域劳动力市场一体化状况的结论。例如：在东北区域，存在吉向辽，黑向吉和辽的净人口流出，我们对这三组省份分别利用计量方程(9)估计系数α1(冲击参数)和α2(收敛参数)，其他各个区域的估计方法与此相同。

在测度全国整体劳动力市场一体化状况时，将全国分成三个部分：东部(12省)：京、津、冀、鲁、辽、沪、苏、浙、闽、粤、桂、琼；中部(9省)：晋、蒙、吉、黑、皖、赣、豫、鄂、湘；西部(10省)：渝、川、贵、云、藏、陕、甘、宁、青、新。由于中国的劳动力流动呈现中、西部向东部大规模迁移的特点，所以划分标准完全按照中国区域地理的标准。类似地，研究中将利用(9)式估计东、中、西各部分之间的α2值，最后汇总比较α2值得出全国劳动力市场一体化状况的初步结论。

4.测度结果

(1)全国6大区域劳动力市场一体化状况

对全国6大区域进行劳动力市场一体化程度的测度，结果如下：

由表1可知东北区域冲击参数α1的值均显著大于零，表明东三省劳动力市场间具有明显联系。但测算劳动力市场一体化的主要指标(收敛参数α2)，仅黑龙江到辽宁在5%的水平上显著，为-0.361，说明该区域受到外生冲击后回到均衡工资差异的调整速度较慢，整体上劳动力市场一体化程度不高。

表1 东北区域1987～2006年劳动力市场一体化估测结果

表2 华北区域1987～2006年劳动力市场一体化估测结果

表3 华东区域1987～2006年劳动力市场一体化估测结果

表4 华南区域1987～2006年劳动力市场一体化估测结果

表5 西南区域1987～2006年劳动力市场一体化估测结果

表6 西北区域1987～2006年劳动力市场一体化估测结果

表2结果显示，华北区域大部分的冲击参数α1都显著地大于零，说明华北区域的劳动力市场之间联系紧密。华北地区劳动力市场主要有北京、天津两个中心，京津工资的变化将会引起周边甚至更远地区劳动力市场的相应变化。华北区的收敛参数α2超过50%显著小于零，表明华北区域的劳动力市场之间相互调整的速度较快。其中京津、鲁冀之间，收敛参数显著为负且绝对值较大，表示京津、鲁冀之间的劳动力市场一体化程度较高，这与京津、鲁冀地理相邻、交通便利且信息传递也较通畅有关。总体上，华北区域劳动力市场以京津为中心的一体化趋势较为明显。

表3结果显示，华东区域劳动力净流入集中在浙江和上海两个省市。表3的所有估计参数都通过了显著性检验，显示华东区域劳动力市场呈现出以上海、浙江为中心的较明显一体化趋势。上海和浙江经济迅速发展带来的优厚工资和较多工作机会吸引了大批外省劳动力的流入，推进了自身和周边省市的劳动力市场相互调整和整合过程，促进了华东区域的劳动力市场一体化。

由表4可知，华南区域的冲击参数α1数值较大，显著性水平也较高，表明该区域的劳动力市场联系非常紧密。收敛参数α2有一半以上都显著，且这些显著的指标集中于以广东、海南为迁入地的区域。劳动力大规模流入广东是华南区域劳动力市场间相互调整的重要基础，以广东为迁入地的收敛参数α2绝对值较大，且均相当显著，可以判断华南劳动力市场一体化程度很高，且以广东为核心。

表5和表6显示，虽然冲击参数均显著大于零，但大多数的收敛参数不显著，表明西南、西北区域劳动力市场间具有较好的联系，但相互调整的速度慢、能力差，在研究期内一体化程度不高。

总体来看全国6大区域性劳动力市场一体化的状况可以发现，全国各区域劳动力市场内部之间的联系已较为紧密，但华北、华东、华南3个区域劳动力市场一体化程度较深。其中两个重要特征是，第一，我国各区域劳动力市场一体化进程步调不一致，经济越发达、开放程度越高的区域劳动力市场一体化的程度越深；第二，劳动力市场一体化程度较深的区域往往有1个或2个省市作为该区域劳动力市场的中心地区，呈现出以中心省市为轴的一体化趋势。

(2)全国性劳动力市场一体化的初步测算

在利用(9)式估计全国劳动力市场一体化状况时，没有限于将人口净流出区作为i地区，净流入区作为j地区，而是考察了东中西3大劳动力市场间劳动力双向流动的相互影响。测算结果见表7。

表7 全国1987～2006年劳动力市场一体化估测结果

根据表7，冲击参数均显著大于零且数值较大，说明东中西部劳动力市场之间联系较紧密，这与区域性劳动力市场一体化测算的结果一致。由西到东迁移的收敛参数都显著地小于零(由东到西迁移的收敛参数则不显著)，这与我国人口大规模地由西部内陆地区向东部沿海地区迁移是一致的。在3个显著的收敛参数中，绝对值排序为：中到东的收敛参数>西到中的收敛参数>西到东的收敛参数，表明中东部之间的劳动力市场一体化程度最深，西中部之间次之，西东部之间再次。相邻的两个部分之间劳动力市场互相调节的速度和程度比不相邻的两部分之间快和深。中东部与西中部相比，中东部的收敛参数绝对值更大，显示越是开放和发达的地区，劳动力市场一体化的进程越快。

(二)经济开放对我国劳动力市场一体化影响的经验分析

经验测度发现，区域劳动力市场一体化程度与区域经济开放可能存在一种正向关系。根据理论分析，经济开放对测度劳动力市场一体化的主要指标α2的绝对值具有正影响。据此，本文对经济开放对我国劳动力市场一体化影响的经验检验将采取如下思路：先检验国际贸易、FDI等因素对劳动力市场一体化经验指标α2统计显著性的影响，然后检验经济开放对α2绝对值的影响。

第一步，建立Probit模型来检验地区的国际贸易、FDI等因素对劳动力市场一体化经验指标α2统计显著性的影响。根据表1～6的结果，在将6大区域内部的省份两两配对进行估计的68个α2系数中，其中37个至少能够通过显著性水平为10%的t检验。计量方程如下：

SIGij=θ0﹢θ1Tradej﹢θ2FDIj﹢θ3ADJij﹢θ4POPUi﹢θ5GDPij﹢μ

(10)

SIGij表示利用计量方程(9)估计的1987～2006年i和j两个省份之间α2系数是否具有统计显著性，如果α2至少能够通过显著性水平为10%的t检验且为负值，SIGij取1，否则取0。Tradej、FDIj分别表示劳动力净流入的j省研究期内平均国际贸易依存度和年平均实际利用外资额(对数值)，根据中国的情况，我们假设国际贸易、FDI等开放因素对区域劳动力市场一体化进程的影响主要来自人口净流入省份。POPUi、GDPij分别表示人口净流出的i省研究期内年平均人口数(对数值)、i和j两省年平均GDP(i和j省份的年均GDP之和的对数值)，ADJij为i和j两省地理上是否相邻的虚拟变量。由于方程(10)的因变量SIGij是取值为0或1的两点变量，解释变量为区域劳动力市场的省份特征，所以采用二元选择模型中的Probit模型，利用极大似然法进行估计。由于Tradej与FDIj可能存在较强的相关性，将贸易和FDI指标分别估计。样本量为68，结果见表8。

表8 经济开放对α2统计显著性影响的Probit模型估计结果

第二步，建立Tobit模型来分析经济开放对劳动力市场一体化经验指标α2绝对值的影响。本文将表1～6中统计显著的37个α2系数取其实际绝对值作为被解释变量，其余不显著的31个α2系数取绝对值为0作为被解释变量，由于被解释变量为受限变量，采用如下Tobit模型进行估计：

ABVALUEij=ψ0﹢ψ1Tradej﹢ψ2FDIj﹢ψ3ADJij﹢ψ4POPUi﹢ψ5GDPij﹢μ

(11)

ABVALUEij为表1～6中α2系数的绝对值，各解释变量的含义与(10)式相同。采用Tobit模型，利用极大似然法进行参数估计。解释变量Tradej与FDIj可能存在较强的相关性，回归中将贸易和FDI指标分别估计。计量分析的样本量为68，表9为详细的计量估计结果。

表9 经济开放对α2绝对值影响的Tobit模型估计结果

如表8和表9所示，国际贸易、FDI等经济开放因素对α2的统计显著性和绝对值均具有显著的正向影响。表8中贸易依存度和FDI的估计系数置信度分别达到了99%和95%，且系数值均较大，表明劳动净流入省份研究期内的贸易和利用外资发展对i和j两个省份间α2系数的统计显著性具有明显的正向影响；表9的Tobit模型估计结果中，贸易依存度的系数为0.311，FDI的系数为0.103，且均能通过显著性检验，表明劳动净流入省份国际贸易发展和外商直接投资流入对促进i和j两个省份之间α2系数的绝对值提升具有明显的作用。两个模型的估计结果显示，经济开放对我国区域劳动力市场一体化的程度具有显著促进作用。地理相邻对劳动力市场一体化有积极影响，劳动净流出省份人口规模与两个省份的总GDP规模均对劳动力市场一体化有一定负面影响，这是由于人口众多、经济规模大的区域劳动力市场整合难度较大，但地理相邻、人口和GDP规模3个变量的估计系数均不显著。

四、结论与建议

本文从理论和经验上分析了中国劳动力市场一体化及经济开放对其的影响，研究表明：两个劳动力市场的均衡工资差距在受到外生冲击后回到均衡水平的能力，是衡量我国区域劳动力市场一体化的一个较好标准；经济开放对我国区域劳动力市场一体化的程度具有显著的促进作用，其主要机制是通过减少或消除劳动力迁移过程中的各种障碍推动劳动力市场调整加快、促进我国商品市场的整合并进而推进我国地区劳动力市场的开放，导致区域劳动力市场对外部的供需敏感性相对增强，对本地区的供需敏感性相对减弱，促进劳动力市场一体化；我国各区域劳动力市场一体化进程不同，华北、华东、华南等区域劳动力市场一体化的程度更深，且往往有1个或2个省市作为区域劳动力市场的中心。全国性劳动力市场一体化的初步经验测度显示，中东部之间的劳动力市场一体化程度最深。经验上所得的结果与该期间我国省际、区域之间不断增长的大规模人口迁移现象基本相符，在一定程度上解决了先前相关研究中一个颇为困扰的问题：省际、区域之间人口迁移的迅速发展与工资收敛的趋势不一致。

一体化的劳动力市场对于提高中国经济发展的效率、降低经济发展的成本以及增加经济发展的福利效应都具有重要意义。根据本文的研究结论，我们提出如下几点建议：首先，坚定不移的继续深化对外开放政策，巩固和提升东部地区在经济开放中的巨大成果，通过开放持续推动东部沿海发达地区内部劳动力市场之间的迅速有效调节，促进东部劳动力市场一体化进一步发展。其次，需要重视西部落后地区劳动力市场的开发和扶持。西部地区各省市要通过外部扶持和自身发展相结合，吸收东部劳动力市场一体化发展的经验，缩小与东部地区商品市场和劳动力市场等要素市场发展的差距。根据东部经验，西部可尝试在条件相对成熟的情况下建立几个劳动力市场中心来带动整个区域劳动力市场的发展。再次，加大中部和西部地区的对外开放程度，以开放促进中部和西部地区劳动力市场一体化的发展和深化。中、西部在进一步对外开放中潜力巨大，国际贸易和外商投资的迅速发展将能有效地带动中西部地区商品市场和劳动力市场的发展。

注释：

①需要注意的是，本文研究不是判定某个劳动力市场是否一体化，而是其一体化程度是加深还是减弱(或有无一体化的趋势)。

②Robertson(2000)根据Hendry和Ericsson(1991)对于“长期同质性”(long-run homogeneity)的结论，得出(4)式中的e0、e1、e2之和为1，并利用美国和墨西哥的城市数据从经济含义上对此结果进行了估计验证，得到e0、e1、e2之和显著地接近于1的经验证据。详见文献[7]第745页。

③数据来自《中国2000年人口普查资料》下册第七卷第1813-1817页。

参考文献：

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