自由迁移、工资变化与产出提升.pdf

May2023StatisticalResearch2023年5月Vol.40,No.5第40 卷第5期统计研究白由迁移、工资变化与产出提升年猛王垚内容提要：本文估计了迁移成本降低对我国宏观总产出和劳动者个体收入的影响，并考虑了劳动者选择效应及人力资本空间异质性。估计结果显示：当迁移成本降至0 时，我国宏观总产出将提升18.41%；基于市场竞争机制作用的影响，各区域劳动者工资变化幅度在-19.4%到16.5%之间，8 3.7%区域范围的劳动者工资受益于迁移成本降低，16.3%区域范围的劳动者工资会受损，总体来看收入越低的区域劳动者受益越多，部分高收入区域劳动者工资可能会受损。此外，如果忽视选择效应会低估迁移成本降低对总产出的影响。尽管自由迁移不会对每个区域劳动者收入产生正的收益，但从宏观层面来看，劳动力自由迁移有助于提升整体经济的产出并缩小区域之间的收入差距。加大力度降低迁移成本、鼓励劳动力自由迁移，有利于稳定当前宏观经济形势，延续我国经济增长态势。关键词：迁移成本；选择效应；产出提升D0I:10.19343/ki.11-1302/c.2023.05.006中图分类号：F061.3文献标识码：A文章编号：10 0 2-456 5(2 0 2 3)0 5-0 0 7 8-12Free Migration,Wage(and Output IncreaseNian Meng&WangYaoAbstract:This paper estimates the impact of migration cost reduction on macro-output and individualincome of labor in China,accounting for the selection effect of labor and spatial heterogeneity of humancapital.The estimation results show that:when the migration cost is O,the total labor output will increaseby 18.41%;based on the influence of market competition mechanism,the range of labor wage change ineach region is-19.4%to 16.5%;83.7%of the regional workers benefit from the reduction of migration cost,while 16.3%of the regional workers will suffer losses.Generally speaking,workers in the lower incomeregions will benefit more,but workers in some high-income regions may suffer.In addition,this study alsoshows that ignoring the selection effect will underestimate the impact of the reduction of migration cost onthe total output.Although free migration will not bring positive benefits to the income of workers in eachregion,from the macro level,free migration of labor force helps to improve the overall economic outputand narrow the income gap between regions.We should strengthen efforts to reduce the cost of migrationand encourage the free migration of labor force,which may become a new power source for thecontinuation of Chinas economic growth trend.Key words:Migration Cost;Selection Effect;Output Promotion*基金项目：国家社会科学基金青年项目“户籍制度改革与中国城市规模体系优化研究”（17 CJL023）：国家社会科学基金重大项目“统筹推进县域城乡融合发展的理论框架与实践路径研究”（2 2&ZD112）。年猛垚：自由迁移、工资变化与产出提升第40 卷第5期79引言与文献综述对于发展中国家而言，由于城乡区域间工资收入存在较大差距，通过实施鼓励自由迁移的政策可以有效提高劳动者的生产率进而增加工资性收入（Bryan和Morten，2 0 19），诸多学者的研究都证实了这一观点。例如，根据Gollin等（2 0 14）估计，城市劳动者产出是农村劳动者的4倍之多，向城市迁移可以有效提高农村劳动者的生产率。国内一些学者的研究也证实我国同样存在劳动力迁移后的生产率增加及收入增长效应。根据潘文卿（1999）的估计，农业剩余劳动力转移对总体劳动生产率增长的贡献高达2 4.7%。李实（1999）的研究表明，外出劳动力对家庭总收入的边际贡献率高于非外出劳动力近10 个百分点。李扬和剑峰（2 0 0 5）的研究也证实劳动力转移可以提高边际产出和工资报酬。孙三百（2 0 15）发现，迁移者的平均收入增长效应高达44.34%。迁移不仅对迁移者及总体劳动者的产出和收入具有增长效应，对本地居民的劳动生产率和收入也具有正向影响。外来移民主要通过要素替代效应和本地需求效应两大机制对本地居民的就业和收入产生影响（Bodvarsson等，2 0 0 8），但Borjas（2 0 0 3）认为外来移民的要素替代效应很小几乎可以忽略。实证研究表明，每个外来移民通过本地需求效应可以增加1.2 个本地就业岗位并使本地居民的工资有所增加（Ottaviano和Peri，2 0 12；H o n g 和McLaren，2 0 15）。迁移者收入可能会受到自身受教育水平和对迁入地适应程度等因素影响。但是，现有文献关于迁移对劳动者产出和收入的实证结论并不一致。在我国，邢春冰（2 0 10）认为迁移并不能有效缩小城乡收入差距，蔡防（2 0 0 5）认为存在劳动流动和城乡收入差距同时扩大的现象。梁文泉（2 0 18）发现，外来移民会通过将收入汇回原地而对本地居民收入产生负面影响。此外，还有一些学者指出，由于存在劳动个体异质性，很难准确估计迁移与劳动产出及收入之间的关系（Marr，2 0 0 9）。劳动力迁移作为劳动经济学的传统研究领域，理论框架主要经历了由同质性劳动力迁移模型向异质性劳动力迁移模型两大阶段的转变。当前，异质性劳动力迁移模型主要是基于Roy（1951）分析范式的扩展，但忽视了空间因素的影响。为完善异质性劳动力迁移理论框架，Hsieh等（2 0 19）在借鉴Allen和Arkolakis（2 0 14）构建的空间经济学模型基础上，引入空间集聚机制，形成了以分类效应、选择效应和集聚效应为核心的分析框架。为有效估计跨区域迁移对我国劳动总产出和个体劳动收入的影响，本文基于微观样本构建宏观经济模型进行实证分析。与国内现有相关文献相比，本文的边际贡献可能在于：以劳动力迁移自由程度较高的美国作为参照，估计了我国劳动力自由迁移对劳动总产出或个体收入增长的潜力，为相关部门制定促进劳动力自由迁移的政策提供实证支撑。除此之外，目前国内关于选择效应的实证研究主要集中在区域经济学（或空间经济学）范畴，如选择效应对企业生产率、开发区生产率、城市生产率等方面的影响（李晓萍等，2 0 15；王永进和张国峰，2 0 16；张国峰等，2 0 17），以及城乡迁移背景下的选择效应（邢春冰，2 0 10），而关于跨区域迁移条件下选择效应对劳动者产出或收入影响的文献则相对较少。因此，本文在一定程度上丰富了国内相关研究。二、娄数据与描述(一）数据来源为估计劳动者迁移对产出的影响，本文主要使用2 0 2 0 年全国人口普查数据库中的微观样本数外来移民的要素替代效应是指移民对本地居民就业市场的竞争。一般来说，移民会对拥有同技能的本地居民形成竞争，造成本地居民就业机会减少和收入降低：而移民对互补技能的本地居民则会产生正向影响。外来移民的本地需求效应是指移民将收入用于本地消费而产生的影响。关于对分类效应、选择效应以及集聚效应的探讨，详情参见梁琦等（2 0 18）、张可云和何大（2 0 2 0）。启2023年5月统计研究80据。该数据库记录了个体的出生地和迁移地，且样本量规模较大能够满足本文进行非参数估计的要求。基于研究需要，本文选择16 55岁之间的劳动力样本，并剔除非工作劳动力、普查时居住非内地区域以及户口待定的样本。由于全国人口普查数据微观样本不统计居民收入指标，本文还基于中国家庭追踪调查数据和中国流动人口动态监测调查数据等微观数据库对其进行匹配，来观测跨省份迁移劳动力的工资水平。(二）迁移成本、选择效应、宜居条件与劳动产出本节通过构建简单的回归方程来描述对于本文后续理论模型构建和非参数估计等部分具有重要示的基本事实。回归方程基本形式如下：InY=,+,+ln X+Edo(1)其中，Y和X分别表示以下变量：迁移人口比重a，即出生于o区域（o=1.,N）迁移到d区域（d=l,N）的人口占o区域总人口比重；距离dista。，即出生地o到迁移地d的直线地理距离；劳动者平均收入incao，即出生于o区域迁移到d区域劳动者的平均收入，由于工资取决于劳动者的边际产出和产品价格，因此这里使用工资收入作为劳动者边际产出即边际生产率的代理变量；平均受教育水平edudo；区域宜居条件amenitya。和分别表示o区域和d区域的固定效应。表1迁移成本、选择效应、宜居条件与劳动产出回归结果被解释变量元d#edudo#edudo#incdoincdoincdoincdo#解释变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)distdo#*-0.484*0.0260.008-0.011*(0.011)(0.003)(0.001)(0.005)元do-0.052*0.021*-0.068*(0.005)(0.002)(0.010)amenityd-0.518*(0.079)控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制R20.8110.4580.5290.4750.5520.4770.432区域对数量901961901901901901961样本数量698194143605698194143605698194143605143605注：括号内的数字是估计系数稳健的标准误；*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平下显著；“#”表示该变量为对数形式；下同。1.迁移成本影响劳动力流动。一般而言，迁移成本越高就越会阻碍人口迁移。回归结果见表1中列（1），在1%的显著性水平2 0 2 0 年（第七次）全国人口普查微观样本数据来源于国家统计局微观数据实验室，详细介绍参见：https:/ h i n a Fa mi l y Pa n e l St u d i e s（C FPS），详细介绍参见：http:/ h i n a M i g r a n t s D y n a mi c Su r v e y（C M D S），详细介绍参见：http:/ 55岁之间的样本，并删除了在校生等群体。宜居条件是反映一个区域生产生活条件的综合指标，包括基础设施条件、基本公共服务水平、居住条件、交通拥挤状况、自然条件等。本文选取医院数量（个）、卫生技术人员数（每千人）、孕产妇死亡率（每十万）、传染病发病率（每十万）、医师日均担负诊疗人次、医师日均担负住院床日、学龄儿童净入学率、小学毕业升学率、初中毕业升学率、高中毕业升学率、幼儿园在校生数（每十万）、小学在校生数（每十万）、初中在校生数（每十万）、高中在校生数（每十万）、高等学校在校生数（每十万）、工业废水排放总量、工业废水排放达标量、废气治理设施数、工业废气排放总量、森林覆盖率、工业污染治理完成投资额、铁路营业里程、公路里程、公共图书馆数量、图书总藏量等指标，并采用主成分分析方法来构建各区域宜居条件指标。年猛垚：自由迁移、工资变化与产出提升第40 卷第5期81下，距离系数显著为负，表明距离增加带来的迁移成本提升将阻碍劳动力流动。首先，迁移成本造成劳动边际产出差异。根据古典经济学基本理论，在不存在迁移成本等摩擦的假设条件下，劳动力无障碍自由流动会导致各区域之间的劳动边际产出相等。然而，现实中劳动力流动不仅存在交通成本以及因语言障碍、文化差异等产生的各种成本，还存在区域之间的劳动生产率及收入差异。根据表1列（2）所示，在控制出生地和迁移地固定效应8。和S。的情况下，距离每增加10%，迁移者的收入将提高0.2 6%，且系数显著。此外，大量实证研究表明劳动者收入与其教育水平呈显著正相关关系，尽管全国人口普查数据中没有个人收入数据，但记录了个人的受教育水平。本文将受教育水平折算为受教育年限，使用平均受教育水平edud作为劳动者收入的代理变量进行分析，以反映迁移成本对劳动生产率的影响并作为稳健性的检验。结果如表1中列（3）所示，间接证实了迁移成本会在一定程度上造成劳动边际产出的区域差异。其次，劳动力迁移存在选择效应。选择效应可以理解为异质性微观主体的市场决策，由市场竞争作用下的优胜劣汰机制和事后进入机制两种机制共同发挥作用（张可云，2 0 2 0）。本文可以通过估计元a。与incdo之间的相关关系来检验是否存在选择效应，如果系数显著为负，意味着迁移群体数量的增加会降低其平均工资水平，在一定程度上表明劳动力迁移过程中存在选择效应。根据表1列（4)可知，在控制8。和。的情况下，外出劳动者群体比重元a。每增加10%，该群体平均收入水平incdo将下降0.52%，且在1%的水平下显著。与上文相似，这部分同样用受教育水平作为劳动者收入的代理变量进行分析。表1列（5）表明，外出劳动者群体比重元a。每增加10%，该群体平均受教育水平edudo将下降0.2 1%，也间接证实了选择效应的存在。最后，迁移成本通过选择效应影响劳动边际产出。由于incdo和edudo都可以作为劳动边际产出的代理变量，以上实证分析也表明，选择效应会降低劳动者边际产出，可以理解为迁移群体数量增加造成的劳动力市场上竞争加剧。由于迁移成本会影响劳动生产率，本文在方程中纳入元。进一步考察加入选择效应后迁移成本的作用。根据表1列（6）可知，在控制8。、8.和元。的情况下，迁移成本ln(distao）的系数明显下降，而In(元a）系数的绝对值呈小幅增加且仍然在1%的水平下显著。综合以上实证结果，可以得出以下逻辑框架：迁移成本的增加会通过降低迁移人口比例从而提高工资收入，而迁移成本的增加造成收入提高是通过降低选择效应而实现的。因此，区域之间工资或劳动边际产出的差异，实际上体现了选择效应的影响。2.宜居条件对劳动边际产出差异的补偿效应。根据空间均衡模型，一个区域的优势（如工资水平较高等）应与其劣势（如拥挤、高房价等）相抵消，以保证各区域之间的居民综合福利水平相等，促使区域之间达到一种均衡状态。从劳动力跨区域迁移的角度，可以将空间均衡定理理解为，如果一个劳动者迁移至高工资水平区域，那么他所获得的工资收入溢价就会被较差的宜居条件所抵消；反之，较低的工资收入会被较好的宜居条件所补偿。此外，各区域之间宜居条件的差异（如基本公共服务等的差距）也会对劳动力流向产生影响。根据表1列（7）可知，在控制S。和S的情况下，在1%的水平下显著为负，表明宜居条件与工资收入是负相关关系，证实了存在宜居条件对劳动边际产出差异的补偿效应。三、模型构建与参数估计本文借鉴Hsieh等（2 0 19）、Bryan和Morten（2 0 19）等学者构建的静态劳动力迁移一般均衡模型框架，从理论上探讨了劳动力迁移对宏观总产出的影响，为后续的参数估计提供理论基础。模型假1/(o。-1)2023年5月统计研究82设经济体由N个区域组成，劳动者通过综合考虑出生地o和迁移地d之间的工资收入差异、宜居条件差异以及迁移成本等条件，来决定是否迁移。(一）劳动者迁移首先，借鉴Lagakos和Waugh（2 0 13）等学者的研究思路，使用Frechet方程来刻画劳动者的技能分布。具体方程如下：PNNF(si.)1-p)=exp(2)SXd-1d=1其中，S表示N区域劳动者的技能水平，且只与迁移地d相关与出生地o无关；表示技能分散程度，越大表明区域之间劳动者技能水平差异越大且越不分散，=/(1-p)：p 表示不同区域之间技能水平的相关性，随着p的增加，如果劳动者在d区域拥有高水平的技能，那么其在另一个迁移地d的技能水平也会较高。假定劳动者的人力资本由其在迁移地的技能水平sia和出生地的受教育水平q。两部分组成，则出生地为o且迁移地为d的劳动者i的人力资本水平hia可以表示为hiao=Siaq。进一步，假定劳动者工资由其人力资本和单位有效劳动工资决定，则出生地为o且迁移地为d的劳动者i的工资水平表示为incuo=hiaowae%=Sia9。w g e%。其中，wae%为单位有效劳动工资，wa为迁移地劳动生产率，e%是均值为1且服从对数正态分布的误差项，用来反映出生于o区域的劳动者在d区域工作可能具有更高生产率的原因。1.效用函数。劳动者i的效用函数主要由消费C和迁移地宜居条件，两部分构成，具体如下：N0/0,-1)Urdo=C,ael,C,=(ae-1)/oc,0,=1,+(3)Cj=1其中，%是均值为0 且服从对数正态分布的误差项，以反映由出生地导致的宜居条件差异；c，表示劳动者i消费的j产品，假定每个区域只生产一种商品，因此N个区域共生产N种商品；。为商品之间的替代弹性。定义p。=(o。-1)/o。，则p。=0,1 表示消费者对多样化产品的偏好程度，P。越小表明消费者对商品多样化的偏好程度越高。由于存在迁移成本，借鉴“冰山成本”的设计思路，本文假设劳动者迁移会产生一定的收入或效用损失率，记为Ta。=0,1，以反映迁移成本，并且Ta。=T o a，不迁移不存在收入或效用损失，即为p,c,inca(1-ta),则劳动者i的NT。=T a=0。记商品j的价格为p,，劳动者i消费预算约束为j=1问培效用函数间接效用函数：Uido=geaWa,edoSiaq.(1-Tao)P（4其中，P=1-0ej=1表示综合价格指数。(=l2.劳动者区位选择根据式（2）和式（4），可以得到出生于o区域的劳动者i迁移至d区域工作的概率为：w,ea.a,e%(1-ta)Pdodo元do(5)NN22%Njo1j=1总支能水平sa，即：首先，根据式年猛垚：自由迁移、资变化与产出提升第40 卷第5期83其中，Wa。=ge%wae%（1-a o），可以作为测度d区域对于o区域劳动者的吸引力。式（5）表明，劳动者迁移至d区域的概率等于元a。此外，由于元。还反映了异质性迁移者的空间分布状况，根据选择效应的内涵，式（5）可以视为异质性劳动者空间分布的选择方程。3.劳动者平均工资。5）可以得到从o区域迁移至d区域劳动者的平均拉E(sa/location=d)=元a0T（6)其中，=(1-1/e(1-p)）（r()为Gamma函数)。根据式（6)，从o区域迁移至d区域劳动者越多（即元。越大），迁移者的平均技能水平s。就越低。这主要源自于市场竞争机制作用下造成的优胜劣汰的结果。进一步，本文根据式（6）计算选择效应下的劳动者平均工资水平incdo：incdo=E(inca)=,eq,E(sa|location=d)=Wa,e%q。元a0F(7)根据式（7），当区域之间的收入差异较大时，由于选择效应的存在，鼓励劳动者由收入水平较低的区域向高收入区域迁移时，并不必然提升整体劳动生产率或收入水平，因为区域收入差距的存在可能就是选择效应导致的结果。（二）厂商部门假设每个区域仅生产一种差异化产品且商品在区域之间无成本流通，企业生产函数采用简单线性模式，则区域代表性厂商）的利润表达式为Ila=PaAghawahia。其中，Pa是产品价格，A,为d区域劳动生产率，hia是企业j雇佣的人力资本，wia为工人工资。区域d产出水平ya由该区域劳动生产率水平A,和雇佣的总人力资本H。决定，即ya=A,Ha。同时，考虑到规模经济的影响，区域劳动生产率水平会受益于规模经济，即A.=AaH。其中，Aa可以视为d区域随时间不断变化的内在生产率；衡量了由于人力资本聚集导致的知识溢出等聚集外部性程度，即规模经济程度。由此，可以得到区域d的总产出方程：71+Yya=A,H,=AaH,H,=AaN(8)j=1进一步，根据代表性区域产出水平ya，与消费函数方程C,形式相似，可以得出整个经济体的，0c/oe-1)(oe-1)/acY=（9(三）)市场均衡市场均衡状态下，代表性厂商的利润应为零，即=0。此外，各厂商雇佣劳动力工资水平应相等，即wia=Wa。由此，可以得到wa=paAg。由于区域之间收入差异是导致劳动者迁移的重要原因，根据式（3）和式（5）可以得到两区域d和d的工资比：N(w,elgea(1-Tdo)aTq。(e)dojoincdoj=1(10)incdo1N(warel.age.(1-Tdo)aTq。doj=1根据式（10)，区域之间的工资收入差距可以由区域之间相对迁移成本（1-。)/（1-T a）和相对2023年5月统计研究84宜居条件（a/）两大因素体现。如果区域之间的迁移成本为零，区域之间的工资差距将由宜居条件差距进行弥补，以维持均衡状态下各区域劳动者效用水平相等。（四）参数识别与估计根据前文假定区域内迁移不存在迁移成本且迁移成本是对称的，即T。=T a=O 且Ta。=T o d。此外，为便于估计，只对部分无量纲的参数进行标准化，如劳动生产率w、受教育水平q和宜居条件，即令w=1、9i=1以及,=1。首先，对理论模型中劳动者平均工资水平incao方程、劳动者区位选择方程元a。等进行变换，用计量方法对内生参数、w、q、和等进行估计。其次，根据现有学者的研究对外生参数产品替代弹性，和聚集指数进行设定。关于产品替代弹性，本文综合现有研究将产品替代弹性的基准设定为2。此外，随着我国国内市场逐步由分割走向整合，产品替代弹性可能进一步增加。因此，本文使用范围在1.5 10 区间的产品替代弹性进行稳健性检验。对于聚集指数，现有研究具体数值也不统一，但普遍认为发达国家的系数在0.0 1 0.0 2 区间，而发展中国家取值较为分散，在0.0 1 0.1区间（Combes和Gobillon，2 0 15）。A u 和Henderson（2 0 0 6）对我国制造业的规模经济程度进行了估算，认为取值0.0 34，如果考虑到服务业，该值可能被低估。结合上述学者的研究，本文将聚集指数的基准值设置为0.0 5。1.Frechet方程参数。参数和p估计结果如表2 所示。2 0 2 0 年，我国劳动者技能差异程度和技能相关程度p分别为29.005和0.8 98。与Bryan和Morten（2 0 19）估计的结果相比，我国劳动者技能分散程度接近于美国（2 7.6），但比印度尼西亚（12.5）更为集中；此外，我国技能相关程度也与美国（0.90）高度接近，比印度尼西亚（0.7 4）要高。表2主要参数估计值参数定义估计参数值技能差异程度回归系数29.005P技能相关程度Frechet分布性质0.898技能分散度i=0(1-p)2.959F=r(1-1/e(1-p)2.641一内生Wa生产率固定效应去除In(I)7.492*q。出生地受教育水平标准化，回归系数0.875*Tdo迁移成本迁移影响因素0.186*d宜居条件标准化，差分1.676*incdo平均工资微观数据5009.425元d人口迁移比重微观数据0.034外生聚集指数参考文献0.050产品替代弹性参考文献2注：*为估计值的平均值。因篇幅所限，具体估计过程以附录展示，见统计研究网站所列附件。Po n c e t（2 0 0 5）根据1992 年和1997 年的数据测算了我国产品之间的替代弹性为1.6 1，Au和Henderson（2 0 0 6）则认为该替代弹性应当取值为2，赵永亮和才国伟（2 0 0 9）估算19911995年产品替代弹性为2.8 2，1996 2 0 0 0 年为3.17，2 0 0 12 0 0 6 年为3.5。与我国相比，Head和Mayer（2 0 0 0）估算欧洲国家的替代弹性在5 10 之间。垚：自由迁移、资变化与产出提升年猛85第40 卷第5期2.对迁移成本、宜居条件与受教育水平估计的检验。迁移成本一般与距离相关。为检验本文估计迁移成本ta。的合理性与真实性，将其与实际空间距离进行回归，回归结果如表3所示。由列（1）、列（2）可知，本文估计的劳动者迁移成本ta。与距离dista。呈显著正向相关，距离越远迁移成本越高，符合本文基本假设和现实情况。宜居条件综合反映了一个区域居民生产生活的便利性。为检验本文估计的相对宜居条件是否反映了真实情况，分别选取了对区域宜居条件具有正向影响的基础设施状况（以公路里程road。作为代理变量）、自然条件（以森林覆盖率tree。作为代理变量）以及公共服务水平（以公共图书馆数量public。作为代理变量）进行检验。根据表3中列（3）（8），宜居条件a与公路里程、森林覆盖率、公共图书馆数量显著正相关，结论与本文基本假设和现实情况相符。关于受教育水平9。估计值的合理性与真实性的检验，本文将其与受教育年限进行回归。根据表3中列（9）和列（10），估计值q。与劳动者平均受教育年限edudo显著正相关，在一定程度上证实了本文估计的受教育水平9。具有一定的合理性和真实性。表3迁移成本、宜居与受教育水平参数估计值与实际值被解释变量Tdoa解释变量(1)（2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(10)distdo#0.015*0.012*(0.000)(0.000)road.#0.140*0.166*(0.008)(0.007)treed#0.0110.013*(0.001)(0.002)publica0.162*0.193*(0.011)(0.012)edudo#0.053*0.096*(0.003)(0.004)样本数量851851901961901961901961851851R20.7440.9760.3460.0860.1140.2970.2550.3380.7440.976权重无Ld无L无L无L无L。四、迁移成本降低、产出增加与收入提升为估计降低迁移成本对劳动产出的影响，本文通过改变迁移成本而保持其他参数不变的情况下，进行反事实模拟。（一）迁移成本降低与总产出增加根据式（5）、（8）和（9)，可以得出新的总产出方程：71+(0,-1)/0,),/(0,-1)1/0(w,el.age%(1-Tao)NY=La.9.F(11)N(w,e%a,e%(1-t.)d=10=1j1为便于计算和模拟，本文对劳动生产率w、教育水平q和宜居条件等指标进行标准化处理，因此估计所得为相应指标的相对水平。2023年5月统计研究86进一步地，将式（12）中的(1-t)替换成(1-t)-，得到如下方程：)71+r(a,-1)/o,)p/(op-1)Waeoaael(1-Tdo)NNLaoq.F(12)d-10=1其中，Ve0,1。当U=0时，式（11）与式（12）相等，此时得到基准估计结果；当U=1时，其值与t=0时相同，此时估计的结果为无迁移成本状态下的结果。本文以劳动力迁移程度较高的美国为参考，来估计我国迁移成本达到美国标准时，会对劳动总产出带来多大的影响。使用Bryan和Morten（2 0 19）对美国平均迁移成本的估计结果，即tus=0.15，以及本文估计的我国平均迁移成本CHN=0.186，计算出美国基准的值为0.38。do根据式（12）估计出迁移成本降低与总产出的关系图（图1）。估计结果显示，当迁移成本降至0时（即U=1），我国劳动总产出会在原有基础上增加18.41%；当迁移成本降至美国水平时（即U=0.38），我国的劳动总产出会增加6.0 9%。根据图1还可以发现，迁移成本降低对劳动总产出的影响是非线性的，呈现边际递减特征。20(%)15105000.20.40.60.81.0图1迁移成本降低与总产出增加需要说明的是，忽略选择效应会低估迁移成本降低对总产出的影响。选择效应会通过两种不同的作用机制对劳动总产出产生影响。一是，通过优胜劣汰机制对异质性劳动者进行分类，促使高效率劳动者聚集从而提升总体产出。二是，通过事后进入机制来吸引低效率劳动者迁入，如果后迁移的劳动者生产率低于前面迁移的劳动者，那么存在拥挤效应，会降低劳动者聚集产生的收益，从而降低总体劳动生产率。为评估选择效应的存在对产出造成的影响，借鉴Allen和Arkolakis（2 0 14）的思路，将模型中人力资本hid。的内生部分设定为1（即sia=1），来消除选择效应的影响。在忽视选择效应时的估计结果显示：当迁移成本为0 时，总产出仅会增加9.7 7%；迁移成本降低至美国基准时，忽视选择效应仅会增加3.6 3%的劳动总产出。为折减系数。此处是一个数学方程式的等价变换，目的是便于图形展示和数据模拟。变换过后，折减系数可以作为迁移成本t的代理变量。在0 1区间变动，对应迁移成本由大变小，当U=1时，表示迁移成本降至0。计算方程为(1-t%)=(1-t)。年猛垚：自由迁移、资变化与产出提升87第40 卷第5期(二）迁移成本降低与劳动者工资分布尽管迁移成本降低会对经济体劳动总产出带来正收益，但对不同区域劳动者而言，则部分会受益，另一部分会受损。以迁移成本降至0 为例，估计劳动者工资变化的分布情况。估计结果显示，劳动者工资变化幅度在-19.4%到16.5%之间；其中，8 3.7%区域的劳动者工资会受益于迁移成本降低，而有16.3%区域的劳动者工资会受损。根据两区域工资比方程incao/incdo=(a/a)/(1-ao)/(1-Ta）)，区域之间的工资收入差距体现在迁移成本ta。和宜居条件。两大因素。随着迁移成本的下降，劳动者工资受益最多的区域是初始迁移成本最大和宜居条件最高的区域，初始状态下工资水平最高的区域则可能会由于外来劳动力的大量迁入而受损。(三）稳健性检验根据本文第四部分，现有文献对于产品替代弹性、聚集指数的取值尚未统一，但和值的选取会对本文估计的结果产生影响。因此，本部分将对外生参数和选取不同的值进行稳健性检验。1.产品替代弹性变化对总产出的影响，在聚集指数=0.0 5的情形下，估计结果如图2 所示。总体来看，产品替代弹性越大，迁移成本降低对我国劳动总产出增长的贡献就越大。若迁移成本降低至0，产品替代弹性=1.5时，劳动总产出将会增加10.6 0%；=2 时，劳动总产出将会提升14.0 3%；=3时，劳动总产出将会增加18.41%；而当=10 时，劳动总产出将会增加2 6.2 5%。2.聚集指数变化对总产出的影响。在产品替代弹性=2 的情形下，估计结果如图3所示。整体来看，聚集指数越高，迁移成本降低对劳动总产出增长的影响就越大。若迁移成本降低至0，=0.0 1时，劳动总产出将会提升13.41%；=0.05时，劳动总产出将会增加14.0 3%；=0.5时，劳动总产出将会提升2 2.35%；当=0.1时，劳动总产出将会提升35.98%。3040(%）(%）-0=1.5-y=0.01.-G=2-y=0.05-6=330一=0.520-g=10-y=0.12010100000.20.40.60.81.000.20.40.60.81.0图2产品替代弹性变化对总产出的影响图3聚集指数变化对总产出的影响五、结论与启示本文在构建以迁移成本、选择效应为核心的劳动力流动一般均衡模型基础上，通过利用2 0 2 0 年全国人口普查数据库中的微观样本数据，同时匹配相应年份的中国家庭追踪调查数据和中国流动人口动态监测调查数据等微观数据库，估计迁移成本降低对劳动总产出及劳动者工资的影响，得出以2023年5月统计研究88下三个结论。首先，迁移成本降低可以显著增加劳动总产出。本文估计结果表明，降低迁移成本可以释放较大的生产力。当迁移成本降至0 时，我国劳动总产出会在原有基础上增加18.41%；当迁移成本降至美国水平时，同期我国劳动总产出将会增加6.0 9%。其次，在我国当前发展阶段，劳动力迁移的选择效应会对劳动总产出产生正向影响。尽管理论上选择效应会对劳动总产出产生正、负两方面的影响，但本文估计结果证实选择效应的正向作用更大。因为在忽视选择效应的情况下：迁移成本为0 时，同期我国劳动总产出仅会增加9.7 7%；迁移成本降低至美国基准时，忽视选择效应仅会增加3.6 3%的劳动总产出。最后，迁移成本降低对不同区域劳动者的工资影响存在异质性。以迁移成本降至0 时，劳动者工资变化幅度在-19.4%到16.5%之间；其中，8 3.7%区域范围的劳动者工资受益于迁移成本降低，而有16.3%区域范围的劳动者工资会受损。总体来看，随着迁移成本的下降，劳动者工资受益最多的区域则是迁移成本最大和宜居条件最高的区域，相反初始状态下工资水平最高的区域则可能会由于外来劳动力大量迁入形成的竞争而受损。本文研究证实了劳动力自由迁移对宏观经济增长的重要性，对我国相关政策的制定具有一定启示。我国是一个区域、城乡之间发展差距比较大的国家，劳动力流动还存在诸多阻碍，但城市化进程尚未结束，依然存在大量的潜在流动人口。根据本文的研究结论，区域、城乡发展差距以及不充分的劳动力流动预示着，可以通过进一步推动户籍等制度改革，降低人口迁移成本，这不仅能显著提高劳动总产出（都阳等，2 0 14），还有助于缩小城乡区域发展的差距。当前我国经济正处于新冠疫情冲击后恢复形势良好、创新引擎持续“培育”的阶段，应以深化户籍制度改革为重点，在“人地钱挂钩”的基础上建立“中央政府+地方政府+企业+农业转移人口”的市民化成本分担机制（年猛，2020），加快还原户籍制度人口登记功能，消除劳动者自由迁移的制度性阻碍，降低劳动者的迁移成本，以巩固当前宏观经济良好的形势，延续我国经济增长态势。参考文献1蔡防为什么劳动力流动没有缩小城乡收入差距?.理论前沿，2 0 0 5(2 0)：2 0-2 2.2都阳，蔡，屈小博，等.延续中国奇迹：从户籍制度改革中收获红利.经济研究，2 0 14,49(8)：4-13,7 8.3李实。中国农村劳动力流动与收入增长和分配.中国社会科学，1999(2)：16-33.4李晓萍，李平，吕大国，等。经济集聚、选择效应与企业生产率 管理世界，2 0 15(4)：2 5-37,51.5李扬，殷剑峰劳动力转移过程中的高储蓄、高投资和中国经济增长.经济研究,2 0 0 5(2)：4-15,2 5.6梁琦，李建成，陈建隆异质性劳动力区位选择研究进展1.经济学动态，2 0 18(4):12 2-137.7梁文泉.不安居，则不消费：为什么排斥外来人口不利于提高本地人口的收入?J.管理世界，2 0 18,34(1)：7 8-8 7,191-192.8年猛中国城乡关系演变历程、融合障碍与支持政策1.经济学家，2 0 2 0(8)：7 0-7 9.9潘文卿。中国农业剩余劳动力转移效益测评.统计研究，1999(4):31-34.10】孙三百城市移民的收入增长效应有多大兼论新型城镇化与户籍制度改革1。财贸经济，,2 0 15(9):135-147.11】王永进，张国峰。开发区生产率优势的来源：集聚效应还是选择效应?.经济研究,2 0 16,51(7):58-7 1.12】邢春冰迁移、自选择与收入分配来自