林 柯, 王益謙, Bao S. M.

(1. 蘭州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院, 甘肅 蘭州 730000; 2. 四川大學(xué) 西部開發(fā)研究院, 四川 成都 610064; 3. 密西根大學(xué) 中國信息研究中心, 美國 密歇根州 48809)

1 研究背景與文獻(xiàn)回顧

中國較大規(guī)模的勞動力流動形成于1980年代中期.隨著改革開放和東部經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,大量勞動力由農(nóng)村流向城市,由中西部地區(qū)流向東部地區(qū),并且一直持續(xù)到現(xiàn)在.這種持續(xù)的大規(guī)模勞動力的省內(nèi)及跨省流動不僅對流出與流入地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了重要的影響,而且也對整個中國的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了重要的影響.同時,由此所帶來的交通、城市管理和勞動者權(quán)利保障等一系列問題也日益凸顯.對此,國內(nèi)外眾多學(xué)者進(jìn)行了持續(xù)而廣泛的研究.就已有的文獻(xiàn)來看,這一領(lǐng)域的研究從最初的對人口遷移和勞動力流動整體層面上的一般研究,逐步擴(kuò)展到對不同地域空間人口遷移與勞動力流動的趨勢、勞動力資源供求、流動勞動力收入以及勞動力流動在縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的作用等方面的研究.

對于勞動力流動的原因以及對經(jīng)濟(jì)增長影響的研究,W. A. Lewis[1]在假定發(fā)展中國家是由農(nóng)業(yè)和工業(yè)2個部門所組成,而且邊際勞動生產(chǎn)率為零的農(nóng)業(yè)部門存在著大量剩余勞動力的條件下,得出如下的結(jié)論：工業(yè)部門只要用比農(nóng)業(yè)部門稍高的工資就可以吸引農(nóng)村剩余勞動力向城市轉(zhuǎn)移,為現(xiàn)代化的工業(yè)部門的擴(kuò)張?zhí)峁┝畠r的勞動力,促進(jìn)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的改變,從而推動經(jīng)濟(jì)增長.G. Ranis等[2]在W. A. Lewis[1]研究的基礎(chǔ)上進(jìn)一步提出,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高是保證工業(yè)部門擴(kuò)張和勞動力順利轉(zhuǎn)移的條件.只有當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高、勞動力轉(zhuǎn)移速度高于人口增長速度時,欠發(fā)達(dá)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)才能有效增長.而D. W. Jorgenson[3]和M. P. Todaro[4]則認(rèn)為,W. A. Lewis[1]的假定是不符合現(xiàn)實的,農(nóng)業(yè)部門不存在邊際生產(chǎn)率等于零和低于實際工資的無限剩余勞動力.在此基礎(chǔ)上,D. W. Jorgenson[3]認(rèn)為,只有農(nóng)業(yè)存在剩余生產(chǎn)物,才有可能使一部分勞動力釋放出來,農(nóng)業(yè)剩余生產(chǎn)物越多,勞動力轉(zhuǎn)移的規(guī)模越大,在此條件下勞動力的流動才有可能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長；M. P. Todaro[4]則認(rèn)為,勞動力是否流動取決于其對城鄉(xiāng)收入差異的預(yù)期,只要未來的預(yù)期城市收入現(xiàn)值看起來要大于未來的預(yù)期農(nóng)村收入的現(xiàn)值,勞動力就會由農(nóng)村流向城市.但在城市存在大量失業(yè)的狀況下,勞動力的流動不一定對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生促進(jìn)作用.

然而,在有關(guān)中國勞動力流動以及對經(jīng)濟(jì)增長影響的研究結(jié)論表明,在城市存在失業(yè)的情況下,勞動力流動促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長.蔡昉等[5]通過構(gòu)建農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務(wù)業(yè)三大部門的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù),計算得出1982-1997年間我國勞動力從農(nóng)業(yè)部門向工業(yè)部門和服務(wù)業(yè)部門轉(zhuǎn)移對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)額為20.23%；M. C. Seeborg等[6]依據(jù)1997年中國統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù),運用托達(dá)羅人口遷移模型對中國城鄉(xiāng)勞動力流動的原因及對經(jīng)濟(jì)增長的意義進(jìn)行了研究,發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)勞動力流動的主要原因是中國政策的變革以及勞動合同的發(fā)展和私人部門的出現(xiàn),并且勞動力流動有效地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長；李揚等[7]以拉姆奇的新古典增長模型為分析起點,進(jìn)一步論證了即使沒有技術(shù)進(jìn)步,持續(xù)的勞動力流動也會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)內(nèi)生增長；鐘笑寒[8]在對勞動力流動、職業(yè)與工資差異以及勞動力流動與地區(qū)差距的狀況和相應(yīng)的研究觀點進(jìn)行分析與討論的基礎(chǔ)上,構(gòu)建了一個基于存在一一對應(yīng)關(guān)系的不同分工崗位上工人的技能水平的生產(chǎn)函數(shù)模型,并利用經(jīng)驗回歸方法對該模型的結(jié)果進(jìn)行了檢驗.結(jié)果表明,勞動力的流入有利于地區(qū)內(nèi)工資的增長,勞動力流動不僅可以促進(jìn)勞動分工,提高總體經(jīng)濟(jì)效率,而且如果這種分工效應(yīng)足夠強(qiáng)的話,就可能是一種“帕雷托改進(jìn)”；彭連清[9]對中國區(qū)際勞動力流動的規(guī)模與流向、區(qū)際流動勞動力的產(chǎn)業(yè)分布等2個方面進(jìn)行了研究,通過估計東部地區(qū)非農(nóng)部門總量生產(chǎn)函數(shù),得到勞動力投入的產(chǎn)出效率,并進(jìn)一步分析了我國區(qū)域間勞動力流動對東部經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額.結(jié)果表明,中西部地區(qū)的勞動力流入是東部地區(qū)工業(yè)化和城市化快速推進(jìn)的重要條件；逯進(jìn)等[10]運用內(nèi)生人口遷移經(jīng)濟(jì)增長模型,測算了近十幾年來西部地區(qū)各省區(qū)省際人口遷移對經(jīng)濟(jì)增長的實際影響強(qiáng)度,結(jié)果表明：“各省區(qū)的人均產(chǎn)出與人口凈遷移率之間存在較高的正相關(guān)性,但人口遷移對經(jīng)濟(jì)影響的強(qiáng)度有所差別,從整體來看,西南地區(qū)凈遷移人口的作用更大一些,沒有任何跡象表明省際人口遷移伴隨有地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的收斂.”

從已有的文獻(xiàn)來看,大多數(shù)研究主要集中于勞動力流動對整個中國宏觀經(jīng)濟(jì)增長以及對東部經(jīng)濟(jì)增長的影響等方面,對于中國西部地區(qū)近12年來經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展,學(xué)者們大多認(rèn)為是國家宏觀政策傾斜及其財政投資導(dǎo)致的,而從勞動力流動對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響角度進(jìn)行研究的較少.但一個值得注意的事實是,自1986年尤其是中國實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以來,西部地區(qū)勞動力流動的數(shù)量呈穩(wěn)定增長的態(tài)勢.根據(jù)本課題的統(tǒng)計,自1998年至2009年的12年間,西部地區(qū)勞動力流動的數(shù)量由4 053.7萬人增長到8 680.6萬人,2009年勞動力流動的數(shù)量占該地區(qū)就業(yè)人員總量的41%.西部地區(qū)勞動力大規(guī)模的流動對東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了重要的促進(jìn)作用,那么這種大規(guī)模的勞動力流動對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了怎樣的影響？對這一問題的研究,不僅可以全面評估勞動力流動對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響,而且可以為中國下一階段西部大開發(fā)戰(zhàn)略的政策制定與實施提供有益參考.

2 變量與數(shù)據(jù)

2.1概念界定與變量選取從國家權(quán)威部門以及有關(guān)中國勞動力流動的研究文獻(xiàn)來看,對于勞動力流動概念的界定尚不統(tǒng)一.國務(wù)院發(fā)展研究中心、國家統(tǒng)計局與勞動和社會保障部將勞動力流動界定為勞動力在城鄉(xiāng)之間的遷移,而不同文獻(xiàn)則分別界定為：“勞動力在不同類型的工作組織單位之間或不同的職業(yè)和行業(yè)之間的流動,也包括勞動力在不同地域之間的流動”[11]；“改革開放以來在城鄉(xiāng)以及不同所有制企業(yè)之間流動的勞動力,即新興正規(guī)勞動力(包括聯(lián)營經(jīng)濟(jì)、股份制經(jīng)濟(jì)、外商投資經(jīng)濟(jì)、港澳臺投資經(jīng)濟(jì)和其他部門的從業(yè)人員)和非正規(guī)勞動力(包括城鄉(xiāng)的私營經(jīng)濟(jì)、個體經(jīng)濟(jì)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)從業(yè)人員)”[12]等.為了對西部勞動力流動狀況及其對經(jīng)濟(jì)增長的影響有一個比較清晰的判斷,本文依據(jù)國家統(tǒng)計局的界定將勞動力流動定義為勞動力在鄉(xiāng)鎮(zhèn)以外的省區(qū)內(nèi)流動和跨省區(qū)流動.

影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的因素較多,而與勞動力相關(guān)的因素主要有地區(qū)投資水平、地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值等.由于本文側(cè)重于考察中國西部地區(qū)勞動力流動對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響.因此,在上述4個方面的變量中,本文以西部地區(qū)社會固定資產(chǎn)投資總額替代投資水平,以第二、三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值比重替代地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),對中國西部地區(qū)勞動力流動對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行考察.

2.2數(shù)據(jù)來源及說明本文有關(guān)地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值、社會固定資產(chǎn)投資總額以及第二、三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值比重的數(shù)據(jù)均來源于中國西部12省區(qū)1987-2010年各年份的統(tǒng)計年鑒.有關(guān)西部地區(qū)勞動力流動的總量及其省區(qū)內(nèi)和跨省區(qū)流動的數(shù)據(jù)雖然較多,但由于其來源和統(tǒng)計口徑不同,數(shù)據(jù)差異較大；同時尚未有連續(xù)的時間序列數(shù)據(jù),特別是1997年之前沒有省區(qū)內(nèi)和跨省區(qū)流動的數(shù)據(jù).因此,本文有關(guān)1986-2009年西部地區(qū)勞動力流動的總量、省區(qū)內(nèi)流動與跨省區(qū)流動的數(shù)據(jù)均依據(jù)《1987全國1%人口抽樣調(diào)查資料》、《中國1990年人口普查資料》、《1995年全國1%人口抽樣調(diào)查資料》、《2000年全國人口普查資料》、《中國2005年1%人口抽樣數(shù)據(jù)匯編》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》(1999-2006)、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》(2007-2009)的勞動年齡的人口遷移數(shù)據(jù)進(jìn)行整理估算所得.

3 計量分析

3.1模型選擇與檢驗在衡量影響經(jīng)濟(jì)增長的計量方法中,一般的回歸模型只能單向描述自變量的改變對因變量產(chǎn)生的影響,灰色關(guān)聯(lián)分析側(cè)重于對因素間關(guān)聯(lián)程度的分析,而向量自回歸(VAR)模型則考慮了各變量之間的相互作用,對變量間相互影響的程度能夠進(jìn)行較好的測度.因此,本文采用VAR模型對勞動力流動與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行分析,其一般數(shù)學(xué)表達(dá)式為

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+εt,

(1)

其中,yt為k維內(nèi)生變量列向量,xt為d維外生變量列向量,p為滯后階數(shù),k×k維矩陣A和k×d維矩陣B是待估系數(shù)矩陣,εt為k維擾動列向量.

根據(jù)VAR模型的一般形式,本文構(gòu)建如下模型

Bxt+εt,

(2)

式中,Lmli(i=1,2)表示西部地區(qū)勞動力流動數(shù)量,Lml1表示西部地區(qū)省區(qū)內(nèi)勞動力流動數(shù)量,Lml2表示西部地區(qū)跨省區(qū)勞動力流動數(shù)量,LGDP表示西部地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值,Li表示西部地區(qū)社會固定資產(chǎn)投資,Ly2、Ly3表示西部地區(qū)第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值比重.為了消除可能存在的異方差,將這些變量取其自然對數(shù),為滿足數(shù)據(jù)的可比性,使用GDP平減指數(shù)將各年的GDP均調(diào)整為按1986年的價格計算,社會固定資產(chǎn)投資也以1986年不變價格計算.為避免所建的模型存在偽回歸問題,對所選取的變量序列進(jìn)行單位根檢驗(ADF),水平檢驗結(jié)果顯示：ADF值的絕對值均小于臨界值的絕對值,具有單位根,為非平穩(wěn)序列；進(jìn)一步對各變量序列進(jìn)行一階差分后再進(jìn)行ADF檢驗,結(jié)果顯示,至少在10%的顯著性水平上,各變量序列ADF值的絕對值大于臨界值的絕對值,拒絕有單位根的原假設(shè),為I(1)序列,如表1所示.

表 1 ADF單位根檢驗結(jié)果

注：(C,T,L)分別表示ADF單位根檢驗時的常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù),0表示沒有,C表示含有常數(shù)項,T表示含有時間趨勢項;*,**,***分別表示10%,5%,1%的顯著性水平.

3.2協(xié)整檢驗與向量誤差修正模型基于各變量原始序列的非平穩(wěn)性特征,本文進(jìn)一步采用協(xié)整方法檢驗變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系.在“協(xié)整個數(shù)為零”的原假設(shè)下,跡統(tǒng)計量均大于1%臨界值(96.5﹥66.52；84.12﹥66.52),拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)；而在“協(xié)整個數(shù)至多1個”的原假設(shè)下,跡統(tǒng)計量均小于5%的臨界值(38.21﹤39.89；35.86﹤39.89),不能拒絕協(xié)整個數(shù)至多1個的假設(shè).因此,Lml1、Li、Ly2、Ly3與LGDP之間以及Lml1、Li、Ly2、Ly3與LGDP之間存在一個長期均衡的協(xié)整關(guān)系.進(jìn)一步對協(xié)整向量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,則變量之間的協(xié)整關(guān)系分別如下所示：

LGDP=(0.41±0.01)Li+(0.34±0.03)Lml1+

(0.82±0.03)Ly2+(0.01±0.06)Ly3,

(3)

LGDP=(0.29±0.83)Li-(0.83±0.91)Lml1-

(8.63±1.53)Ly2+(10.32±1.80)Ly3.

(4)

(3)和(4)式的結(jié)果表明,省區(qū)內(nèi)勞動力流動的變動與該地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值變動是同向的,而跨省區(qū)勞動力流動的變動與地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值變動是反向的.具體來看,1986-2009年間,西部地區(qū)省區(qū)內(nèi)勞動力流動每變動1%將帶動地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值同向變動0.34%；而跨省區(qū)勞動力流動每變動1%將帶動地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值反向變動0.83%.

由于一階差分后雖然使得變量序列成為平穩(wěn)序列,但各變量之間短期的相互影響所產(chǎn)生的變化可能無法準(zhǔn)確反映出來.因此,為了衡量短期內(nèi)勞動力流動對地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響,本文進(jìn)一步利用誤差修正模型進(jìn)行估計：

△LGDP=(0.02±0.01)+

(0.34±0.32)△LGDPt-1+

(0.11±0.08)△Lml1(t-1)+

(0.06±0.21)△Lit-1+(0.38±0.37)△Ly2(t-1)+

(0.06±0.18)△Ly3(t-1)-(0.05±0.03)ec, (5)

△LGDP=(0.02±0.01)+

(0.53±0.30)△LGDPt-1+

(0.05±0.05)△Lml2(t-1)-

(0.09±0.22)△Lit-1+(0.44±0.35)△Ly2(t-1)-

(0.07±0.20)△Ly3(t-1)-(0.02±0.01)ec, (6)

△Lml1=(0.08±0.03)+

(0.19±0.32)△Lml1(t-1)-

(1.87±0.93)△LGDP(t-1)+(0.15±0.60)△Lit-1+

(1.45±1.06)△Ly2(t-1)+

(0.44±0.52)△Ly3(t-1)+(0.13±0.09)ec, (7)

△Lml2=(-0.07±0.07)+

(0.42±0.31)△Lml2(t-1)+

(4.17±1.98)△LGDP(t-1)-(1.10±1.48)△Lit-1-

(0.16±2.32)△Ly2(t-1)-

(1.25±1.30)△Ly3(t-1)-(0.08±0.05)ec. (8)

以上4式為向量誤差修正(VEC)模型估計的部分結(jié)果,其R2分別為0.55、0.57、0.42和0.32.

上述結(jié)果顯示,從短期來看,滯后一期的西部地區(qū)省區(qū)內(nèi)勞動力流動數(shù)量每增加1%,將拉動地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長量增加0.11%；與長期相比,短期內(nèi)跨省區(qū)勞動力流動對地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長具有正向的拉動作用,跨省區(qū)勞動力流動每增加1%,將拉動地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長量增加0.05%.另外,短期內(nèi)滯后一期的省區(qū)內(nèi)與跨省區(qū)勞動力流動對當(dāng)期省區(qū)內(nèi)與跨省區(qū)勞動力流動的短期拉動分別為0.19、0.42,表明勞動力流動在短期內(nèi)存在慣性作用.

3.3脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解分析在上述估計的基礎(chǔ)上,本文進(jìn)一步運用脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解就西部地區(qū)省區(qū)內(nèi)和跨省區(qū)勞動力流動對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的沖擊影響進(jìn)行分析,其結(jié)果如圖1和表2所示.從脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果來看,當(dāng)Lml1一個標(biāo)準(zhǔn)正沖擊發(fā)生后,將在前三期對LGDP產(chǎn)生逐漸增加的正影響,并且在第3期達(dá)到最大,這與李小平等[13]得出的“勞動力流動提高并優(yōu)化了勞動力配置效率,促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長”的結(jié)論是一致的；而Lml2的一個標(biāo)準(zhǔn)的正沖擊發(fā)生后,則對前兩期的LGDP沒有顯著的影響.

另外,當(dāng)Lml1一個標(biāo)準(zhǔn)正沖擊發(fā)生后,將對其自身有一個明顯的正影響,約為0.025,而且逐漸增強(qiáng),第4期達(dá)到最大,之后基本穩(wěn)定在0.04左右；另外,當(dāng)LGDP、Ly2、Ly3、Li一個標(biāo)準(zhǔn)正沖擊發(fā)生后,將對Lml1均有不同程度影響,Ly3的影響最大,基本穩(wěn)定在0.01左右,Li的沖擊影響最弱.而當(dāng)Lml2一個標(biāo)準(zhǔn)正沖擊發(fā)生后,將對其自身有一個明顯的正影響,約為0.045,并逐漸增強(qiáng),最終穩(wěn)定在0.05左右.

從方差分解結(jié)果來看,省區(qū)內(nèi)勞動力流動變化對地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響呈先遞增后平穩(wěn)的趨勢,并在第3期達(dá)到最大值2.95%,這與脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果一致；對投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也將有不同程度的影響,其中對投資的影響呈遞增的趨勢,在第10期可達(dá)到最大值12.92%,相對于第三產(chǎn)業(yè)而言,對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例結(jié)構(gòu)的影響在前幾期最為明顯,當(dāng)期即可達(dá)到41.16%.而跨省區(qū)勞動力流動變化對地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響也呈逐期遞增的趨勢,雖然前3期的影響并不明顯,但第10期可達(dá)到10.09%；對投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響則較大,并均呈遞增的趨勢,對投資與第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例的影響在第10期分別可達(dá)到30.48%、53.25%和29.74%.

無論省區(qū)內(nèi)還是跨省區(qū)的勞動力流動的變化,其影響主要來自于本身,這與誤差修正模型的估計結(jié)果以及脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果一致：省區(qū)內(nèi)勞動力流動變化對其自身的影響為60%左右,跨省區(qū)勞動力流動變化對其自身的影響則高達(dá)80%以上；除此之外,地區(qū)社會固定資產(chǎn)投資對省區(qū)內(nèi)勞動力流動的影響最為顯著,在30%以上,而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對勞動力流動的影響在前幾期并不顯著,當(dāng)期影響幾乎為零.

4 結(jié)論與討論

表 2 方差分解結(jié)果

注：P為預(yù)測期；上述結(jié)果僅為部分結(jié)果；略去了不同預(yù)測期變量的預(yù)測誤差值.

本文選取1986-2009年西部地區(qū)勞動力流動與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)數(shù)據(jù),運用動態(tài)經(jīng)濟(jì)計量分析方法,就勞動力流動對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了分析.結(jié)果表明：1)西部地區(qū)省區(qū)內(nèi)和跨省區(qū)勞動力流動數(shù)量與地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值、社會固定資產(chǎn)投資、第二三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值比重之間均存在著長期均衡的協(xié)整關(guān)系；2)從長期來看,西部地區(qū)省區(qū)內(nèi)勞動力流動對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用較為明顯,而跨省區(qū)勞動力流動對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長則呈負(fù)影響；3)從短期來看,西部地區(qū)省區(qū)內(nèi)與跨省區(qū)勞動力流動均促進(jìn)了地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長.這表明,西部地區(qū)勞動力流動有效地促進(jìn)了勞動力資源的優(yōu)化配置,改善了城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu),從而促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長.這一結(jié)果也進(jìn)一步印證了古典經(jīng)濟(jì)增長理論的觀點；4)就其他變量對勞動力流動的影響來看,地區(qū)投資規(guī)模的擴(kuò)大、國內(nèi)生產(chǎn)總值的提高以及地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化均對省區(qū)內(nèi)勞動力流動產(chǎn)生了不同程度的促進(jìn)作用；5)誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解的結(jié)果顯示,投資規(guī)模的擴(kuò)大對勞動力流動規(guī)模擴(kuò)大的促進(jìn)作用最為顯著.同時,無論西部地區(qū)省區(qū)內(nèi)還是跨省區(qū)的勞動力流動,其前一期勞動力流動數(shù)量的變化將對后一期勞動力流動數(shù)量的變化有顯著的影響.這表明,就長期來看,西部地區(qū)勞動力流動存在著較大的“幫帶效應(yīng)”[14].

綜上所述,西部地區(qū)勞動力大規(guī)模的跨省區(qū)流動極大地緩解了勞動力供大于求的狀況,促進(jìn)了勞動力資源的優(yōu)化配置,而省區(qū)內(nèi)勞動力流動對于地區(qū)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的改善和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化都起到了積極的作用.總體上,勞動力的大規(guī)模流動對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長起到了較為顯著的作用.因此,西部地區(qū)未來應(yīng)在繼續(xù)保持勞動力流動的合理規(guī)模基礎(chǔ)上,進(jìn)一步引導(dǎo)和規(guī)范勞動力的流動,使勞動力資源配置更加合理,從而不斷促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長和二元結(jié)構(gòu)的改變.

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