王星欣

摘要：以面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，在控制固定資產(chǎn)投資水平、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、總支出基礎(chǔ)上，分析人口流動(dòng)對(duì)張家界縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。實(shí)證研究結(jié)果表明，人口流動(dòng)對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有一定的促進(jìn)作用，因此，張家界地區(qū)要正確認(rèn)識(shí)人口流動(dòng)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響規(guī)律，同時(shí)制定相關(guān)政策，推動(dòng)張家界地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展。

關(guān)鍵詞：人口流動(dòng)；縣域經(jīng)濟(jì)； 經(jīng)濟(jì)發(fā)展一、引言

張家界位于湖南西北部，澧水中上游，屬武陵山脈腹地，群山環(huán)繞，經(jīng)濟(jì)落后，流動(dòng)人口成了帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)的主要來源之一。目前，張家界人口流動(dòng)的主要集中在農(nóng)民，流動(dòng)的方向是從農(nóng)村流向城市，流動(dòng)人口的范圍和數(shù)量都是很大的。隨著人口流動(dòng)規(guī)模不斷擴(kuò)大，不僅給城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了巨大效益，同時(shí)也為改變農(nóng)民生活觀念、生活習(xí)慣注入了全新的活力，產(chǎn)生了良好的社會(huì)效應(yīng)。因此，了解流動(dòng)人口的社會(huì)效應(yīng)，積極探索流動(dòng)人口的發(fā)展出路，對(duì)制定長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃具有十分重要的意義。

人口流動(dòng)被公認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)研究最重要的依據(jù)之一。國外早已有學(xué)者對(duì)此作了深入的研究。W.A.劉易斯（W.A.Lewis）（1954）提出了古典主義人口流動(dòng)模型。他認(rèn)為發(fā)展中國家的農(nóng)村存在著大量邊際生產(chǎn)率為零的剩余勞動(dòng)力，只要城市工資高于比農(nóng)村工資水平高，就會(huì)吸引農(nóng)村剩余勞動(dòng)力流入城市，直到全部轉(zhuǎn)移為止。[1]。M.P.托達(dá)羅（M.P.Todaro）與J.R.哈里斯（J.H.Harris） （1970）所建立的模型把預(yù)期收益作為流動(dòng)決策的主要因素，側(cè)重于討論如何通過減緩鄉(xiāng)—城人口流動(dòng)來緩解城市的就業(yè)壓力[2]。G.S.菲爾茨（G.S.Fields） （1975）對(duì)托達(dá)羅模型進(jìn)行改進(jìn)，增加了其他決定城市失業(yè)率因素，進(jìn)一步闡釋了人口流動(dòng)對(duì)就業(yè)的影響，從而影響地區(qū)的經(jīng)濟(jì)[3]。

目前我國也有部分學(xué)者開始運(yùn)用相關(guān)的模型，定量分析人口流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，例如，姚枝仲、周素芳（ 2003） 認(rèn)為在 1978—1987期間，人口的流動(dòng)加劇了地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂速度，從而減少了地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的差距，而此后，人口流動(dòng)加劇了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)散速度，從而擴(kuò)大了地區(qū)間的差距，造成明顯的馬太效應(yīng)[4]。蔡昉（ 2006）等使用面板數(shù)據(jù)分析了人口對(duì)各省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，其研究結(jié)論與段平忠的研究大體相同[5]。張友良，卿書濤（2013）以截面數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，在控制固定資產(chǎn)投資水平、社會(huì)消費(fèi)品零售總額等數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，對(duì)湖南人口流動(dòng)對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展做了分析與研究，認(rèn)為人口流出與流入對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)分別呈現(xiàn)出顯著的影響[6]。

以上國內(nèi)外學(xué)者對(duì)人口流動(dòng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)聯(lián)性作了詳細(xì)的研究，為本文提供了理論依據(jù)。但是，大部分學(xué)者只對(duì)國家及省部級(jí)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，對(duì)貧困旅游地縣域經(jīng)濟(jì)層面上，人口流動(dòng)對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的研究尚不全面，本文將以武陵山片區(qū)的張家界為例為例，利用面板數(shù)據(jù)分析2003-2012年張家界地區(qū)人口流動(dòng)對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，為貧困地區(qū)人口流動(dòng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究提供參考。

二、研究方法

（一）模型的構(gòu)建

本文主要通過收集張家界縣域地區(qū)面板數(shù)據(jù)驗(yàn)證人口流動(dòng)及相關(guān)的一些變量對(duì)張家界區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響。構(gòu)建模型如下：

Yit=β0+β1GDZit+β2ZCCit+β3SXLit+β4RLit+εit

式中，β0-β4代表常數(shù)項(xiàng)，Y代表人均GDP（元），反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，GDZ（萬元）表示全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，衡量區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資本投入，ZCC（萬元）代表總支出，SXL（萬元）代表社會(huì)消費(fèi)品零售總額，RL（人）代表人口流動(dòng)數(shù)，為年末總?cè)丝谂c年末常住人口之差。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文的研究對(duì)象為張家界地區(qū)，包括張家界市、永定區(qū)、武陵源區(qū)、慈利縣、桑植縣，考察期為2003-20112年，數(shù)據(jù)來源于2003-2012年《張家界統(tǒng)計(jì)年鑒》，以張家界市國民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)的數(shù)據(jù)作補(bǔ)充。同時(shí)，對(duì)于無法直接獲取的數(shù)據(jù)，在借鑒已有數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，采用插值法對(duì)指標(biāo)進(jìn)行了賦值。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

為了更好地了解張家界各縣域的數(shù)據(jù)和研究對(duì)象的特征，進(jìn)而幫助了解統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，本文對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，其結(jié)果如表1所示：

三、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行模型估計(jì)之前，首先要對(duì)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確保其平穩(wěn)性。本文講運(yùn)用以下向量自回歸方程（AR）進(jìn)行面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)：

其中，Xit表示在模型中的外生常數(shù)項(xiàng)及時(shí)間趨勢(shì)，N表示個(gè)體截面成員的個(gè)數(shù)，Ti表示第i個(gè)截面成員的觀測(cè)時(shí)期數(shù)，pi為自回歸系數(shù)。如果|pi|<1，則稱序列yi是寬（趨勢(shì)）平穩(wěn)的；如果|pi|=1，則序列yi包含單位根，為不平穩(wěn)序列。本文將采用常用的四種單位根檢驗(yàn)方法，即LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)方法，對(duì)各觀測(cè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其結(jié)果如下：

知，各觀測(cè)變量的單位根檢驗(yàn)整體都不顯著，這說明各截面序列不具有相同的單位根。因此，我們需要做一階差分進(jìn)一步檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性，結(jié)果如下：

由表3可知，各變量經(jīng)過一階差分處理后，除了X3之外，都變成了平穩(wěn)向量，因此再做進(jìn)二階差分，結(jié)果如下：

（二） 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是考察變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的方法?；趩挝桓鶛z驗(yàn)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)變量之間是同階單整的，那么我們可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)方法可以分為兩大類：一類是建立在Engle and Granger二步法檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)，具體方法主要有Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)。另一類是建立在Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)，本文將通過第一類檢驗(yàn)方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，其結(jié)果如下：

可知，隨機(jī)影響模型整體上優(yōu)于混合影響模型與固定影響。因此，本文選擇隨機(jī)影響模型進(jìn)行研究。從隨機(jī)影響模型中可知，各縣域樣本的固定資產(chǎn)投入與人均GDP的增長(zhǎng)呈顯著的正相關(guān)，這說明固定資產(chǎn)每多投入一單位引起的引起人均GDP增長(zhǎng)65.71%。縣域總支出與人均GDP增長(zhǎng)呈顯著的正相關(guān)，每增加一單位的支出額會(huì)引起人均GDO增長(zhǎng)16.8%，就社會(huì)消費(fèi)品零售總額而言，社會(huì)消費(fèi)品零售總額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明各縣域樣本地區(qū)的消費(fèi)不但沒有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，反而延緩了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。從人口流動(dòng)項(xiàng)系數(shù)來看，人口流動(dòng)每增加一單位就會(huì)引起人均GDP增長(zhǎng)12.13%，因此，人口流動(dòng)能有效的拉動(dòng)本地區(qū)的增長(zhǎng)，且這種效應(yīng)是顯著的。

四、 總結(jié)

作為落后的貧困地區(qū)，武陵山地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到了很多因素的制約。本文以張家界地區(qū)為例，利用2003-2012年的面板數(shù)據(jù)為依據(jù)，得出如下結(jié)論：第一，大量的固定資產(chǎn)投入能有效帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。第二，社會(huì)總支出作為衡量經(jīng)濟(jì)指出的重要，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有明顯的推動(dòng)作用。第三，就社會(huì)消費(fèi)品零售總額而言，縣域樣本地區(qū)的消費(fèi)不但沒有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，反而延緩了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。第四，人口流動(dòng)對(duì)人均GDP的增長(zhǎng)具有顯著的影響。因此，人口流動(dòng)對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有明顯的推動(dòng)作用。綜上所述，以張家界地區(qū)為代表的武陵山片應(yīng)該加大固定資產(chǎn)投入，控制總支出與消費(fèi)，使人口流動(dòng)趨向合理化，這樣才能使地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)。

參考文獻(xiàn)：

[1]1954-Lewis：Economic developmentwith unlimited supply of labor

[2]姚枝仲，周素芳.勞動(dòng)力流動(dòng)與地區(qū)差距[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2003，（ 4） .

[3]蔡昉.中國轉(zhuǎn)軌時(shí)期勞動(dòng)力流動(dòng)[M]. 北京： 社會(huì)科

[4]張友良，卿樹濤. 湖南人口流動(dòng)對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響[J].