周 申 易 苗

(南開大學 經濟學院，天津 300071)

一、文獻回顧

我國勞動力市場改革已近三十年，勞動力的結構布局和行業(yè)分配發(fā)生了深刻的變化，勞動力流動得到了顯著促進(主要體現在大量勞動力由內陸向沿海省份流動以及農村勞動力不斷涌入城市)。勞動力流動既是勞動力市場的重要調節(jié)機制，也是勞動力市場一體化進程中的重要表現。近年來，國內外出現了較多關于勞動力市場整合、工資差距及收斂性的研究成果，在判斷勞動力市場一體化程度時存在以收入或工資是否收斂為依據的傾向。Barro和Sala-i-Martin是研究區(qū)域間人均收入收斂性的奠基者，他們將跨國收入收斂的方法應用于一個國家或共同體內各個地區(qū)的人均收入收斂研究，研究顯示勞動力自由流動對人均收入條件收斂速度的貢獻率達到1/3左右，發(fā)達國家區(qū)域間勞動力市場雖收斂速度較慢，但收斂是顯著的[1][2]。國內外不少學者按照Barro和Sala-i-Martin的思路檢驗了改革開放以來中國各省區(qū)之間的人均收入收斂情況。林毅夫等發(fā)現，1978年以來中國人均GDP差異在東部、中部和西部地區(qū)內部縮小，而東中西部地區(qū)間的差異卻在擴大[3]。都陽和蔡眆考察了地區(qū)間的工資趨同性，結果顯示全國七大地理區(qū)制造業(yè)細分行業(yè)的名義工資和實際工資水平離差總體上呈現出下降的趨勢[4]。楊濤和盛柳剛用收入收斂模型分析了中國29個城市的面板數據，得到與國際經驗不同的結論：中國盡管已有相當規(guī)模的勞動力流動，但收斂并不顯著[5]。

收入收斂視角無法揭示區(qū)域勞動力市場間工資的差異及其與勞動力流動之間的關系，于是一些研究轉而從遷移角度探討勞動力市場一體化。Boyer和Hatton建立了一個將國內勞動力遷移和勞動力市場一體化相聯(lián)系的框架，考察19世紀末英國勞動力遷移，并運用誤差修正模型對英國勞動力市場一體化進行檢驗，指出一個完美一體化的勞動力市場也可能出現工資率不趨同的情況，勞動的流動性應作為勞動力市場一體化的主要判斷指標[6]。Robertson提出了勞動力市場一體化的標準：(1)一國工資變化如何影響鄰國工資變化，(2)工資差別回到均衡的速度有多快。在修正Boyer和Hatton誤差修正模型基礎上分析了美國與墨西哥勞動力市場一體化，發(fā)現盡管兩國存在較大的工資差別，但勞動力市場一體化程度在加深，北美自由貿易區(qū)成立之前的美、墨勞動力市場一體化主要是人口遷移的結果[7]。

勞動力流動促進了我國經濟增長和對外開放，而對外開放也可能通過各種機制促進勞動力的流動。Poncet和Zhu分析了全球化對中國勞動力遷移的影響，指出中國改革開放政策使得區(qū)域間的收入和就業(yè)機會差距擴大，促使大量的勞動力從欠開放地區(qū)向開放地區(qū)遷移[8]。然而他們沒有進一步探討經濟開放通過促進國內省際勞動力遷移對勞動力市場一體化的作用。

上述基于收入收斂視角的研究多表明，近年我國不同省、區(qū)的收入差距呈擴大趨勢。如果據此作出我國勞動力市場一體化停滯不前甚至倒退的判斷，顯然與勞動力流動不斷增強的現象(及其對勞動力市場一體化的促進)相左而難以解釋。同時，開放對勞動力市場一體化的影響在已有文獻中也未得到深入考察。因此，對勞動力市場一體化合理界定、確定適宜判斷依據并將開放因素納入考察范圍的系統(tǒng)研究十分重要。本文的研究重點為：第一，勞動力市場一體化如何界定？我國區(qū)域間及整體上的勞動力市場一體化程度如何？第二，開放對我國勞動力市場一體化產生了怎樣的作用，開放通過哪些機制和途徑影響了勞動力市場一體化？

二、理論分析

(一)勞動力市場一體化的界定

本文借鑒Robertson的觀點，將勞動力市場一體化界定為，某一子勞動力市場的供求關系信息對另一個子勞動力市場均衡產生的作用，包括兩個方面：第一，一個子勞動力市場的工資怎樣影響另一個子勞動力市場的工資；第二，受到外生沖擊后，兩個勞動力市場的工資差距回到均衡水平有多快①。

(二)理論框架

根據本文對勞動力市場一體化的界定，我們在理論框架中要重點考察某一子勞動力市場的供求關系信息對另一市場均衡產生的作用，此外還將深入分析開放對上述過程的影響。本文理論框架將在Robertson模型基礎上，引入開放對勞動力市場的兩個影響系數f1和f2。假設兩個地區(qū)(子勞動力市場)i和j之間存在勞動力流動，i地區(qū)的勞動力供給將會受到j地區(qū)工資以及本地區(qū)當期和滯后期工資差異的影響。同時，i和j組成的較大區(qū)域采取了經濟開放政策。建立如下勞動力供給函數：

(1)

(1)式中，Ls表示i地區(qū)勞動力供給，wj、wi分別表示j地區(qū)、i地區(qū)的實際工資。σ0、σ1、σ2、φ、σ3為供給函數參數，σ1>0，σ2>0，其中σ1是i地區(qū)勞動力供給對j地區(qū)工資的反應系數，j地區(qū)工資上升將導致i地區(qū)工人遷往j地區(qū)；σ2是i地區(qū)勞動力供給對本地區(qū)當期和滯后期工資差異的反應系數，i地區(qū)勞動力市場對外部信息越敏感，勞動力供給對本地工資的反應系數σ2的值就越??；φ是i地區(qū)勞動力供給對滯后一期工資的反應參數。f1和f2為開放對勞動力市場的影響系數，f1>0，1>f2>0，且f1和f2是經濟開放程度的增函數，f1進入函數的方式表明，開放將通過降低勞動力的遷移成本增加一個地區(qū)勞動力供給對其他地區(qū)勞動力市場的敏感度；f2進入函數的方式顯示，國際貿易、外資流入將促進地區(qū)的生產要素市場更加開放，地區(qū)勞動力市場之間的信息障礙減少，進而勞動力供給對外部信息的反應增強，而對本地工資信息的敏感度下降。σ0是系統(tǒng)外部影響i地區(qū)勞動力供給的外生沖擊參數，σ3表示系統(tǒng)內部一組與時期無關的對i地區(qū)勞動力供給產生影響的因素。

類似地，建立如下勞動力需求函數：

(2)

(2)式中Ld表示i地區(qū)勞動力需求，δ0、δ1、δ2、γ、δ3為需求函數參數，δ1>0、δ2>0，其中δ1是i地區(qū)勞動力需求對j地區(qū)滯后工資的反應系數，j地區(qū)工資上升意味著i地區(qū)勞動力成本相對降低，i地區(qū)勞動力需求會增加；δ2是i地區(qū)勞動力需求對本地區(qū)當期和滯后期工資差異的反應系數，i地區(qū)對外部信息越敏感，δ2的值就越??；γ是i地區(qū)勞動力需求對滯后一期工資的反應參數。為了簡化分析，假設勞動力需求函數中的開放系數f1和f2與供給函數相同。δ1、δ3的含義與供給函數中的σ0、σ3的含義類似。

從勞動力供求函數(1)、(2)可以看出，j地區(qū)工資越高，i地區(qū)當期和前一期的工資差距越小，i地區(qū)當期勞動需求越大、供給越小。參數δ1和σ1分別體現了勞動力市場中需求方和供給方的流動成本，包括交通成本、制度障礙、信息障礙等所有妨礙勞動力遷移的因素所導致的成本，是阻止要素價格均等化和勞動力市場一體化的重要障礙，成本越小兩個參數的數值越大。由于這些成本的存在，使得均衡時兩地的工資存在差異。當勞動力市場受到沖擊時，工資差異將會暫時性地偏離均衡工資差異，但最終仍然將回到均衡點。均衡時勞動力市場需求等于供給，即(1)=(2)，解出i地區(qū)的當期工資，將其表示為i地區(qū)滯后期工資、j地區(qū)當期工資和滯后期工資的函數：

(3)

分別用α0、e0、e1、e2表示每一項的參數，將(3)式化簡為：

(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)式可以簡化為：

(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)式可知當i和j地區(qū)之間的勞動遷移成本下降時(σ1和δ1值增大)，或地區(qū)勞動力市場更開放、對外部信息更敏感(σ2和δ2值減小)時，將導致α2的絕對值上升，促進勞動力市場更快調整。從(8)式還可看出，開放從以下方面對區(qū)域間勞動力市場一體化產生影響：參數f1的作用體現為，通過減少或消除勞動遷移中的障礙導致α2的絕對值上升，推動勞動力市場一體化程度提高；f2的作用體現為，經濟開放促進了商品市場整合，進而推進我國地區(qū)勞動力市場開放，導致其對外部的供需敏感性增加，對本地區(qū)敏感性減弱，使α2絕對值上升，加快了勞動力市場調整速度。此外，(7)式表明，經濟開放通過類似渠道還可使i地區(qū)勞動市場對j地區(qū)勞動市場受到沖擊后的工資變動產生更強的聯(lián)動效應。本文上述理論假說需通過經驗研究加以檢驗和證實。

三、經驗分析

下面將在理論框架指導下，從兩個方面展開經驗研究：第一，從實證上測度中國各區(qū)域勞動力市場一體化的程度和趨勢；第二，分析經濟開放中的國際貿易、FDI等因素對勞動力市場一體化的影響。

(一)我國勞動力市場一體化的經驗測度

1.計量方程

為了消除異方差，對(6)式中的實際工資變量取對數，可以將其改寫為(9)式：

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

(9)

(9)式為本文測度中國各區(qū)域勞動力市場一體化所使用的計量方程。根據上文的分析，經驗研究將把收斂參數α2作為度量我國區(qū)域勞動力市場一體化的主要指標。運用最小二乘估計法(OLS)對方程(9)進行估計，如果兩個地區(qū)的勞動力市場存在一體化的趨勢，那么參數α2應該顯著小于0，且α2的絕對值越大說明一體化的程度越深。

2.數據來源及說明

本文經驗測度的數據來自中國經濟信息網《中國經濟統(tǒng)計數據庫》的綜合年度庫。20世紀80年代中期，中國城市企業(yè)開始嘗試對用工制度和勞動力要素配置進行改革，推動了此后勞動要素的流動和勞動力市場一體化進程，所以本文將1987～2006年作為研究期。各省市實際工資使用1987～2006年的年度在崗職工平均工資除以居民消費價格指數得到，東、中、西部的實際工資由區(qū)域內各省市實際工資以在崗職工人數為權重加權平均得到。由于重慶1997年才成為直轄市，把重慶和四川1987～2006年的數據歸并到一起，取名“川渝”。

3．區(qū)域劃分、區(qū)域性勞動力市場一體化與全國性勞動力市場一體化的測度方法

為了測度各區(qū)域的勞動力市場一體化狀況，我們把全國31個省、自治區(qū)、直轄市分成6大區(qū)域：東北區(qū)域(3省)：黑、吉、遼；華北區(qū)域(6省)：京、津、冀、魯、晉、蒙；華東區(qū)域(4省)：滬、蘇、皖、浙；華南區(qū)域(8省)：粵、桂、湘、贛、閩、豫、鄂、瓊；西南區(qū)域(5省)：渝、川、云、貴、藏；西北區(qū)域(5省)：陜、甘、寧、青、新。劃分區(qū)域的標準主要參考《中國統(tǒng)計年鑒》對中國區(qū)域的地理劃分?？紤]到勞動力流動是勞動力市場相互影響和調整的重要表現，在劃分區(qū)域時參考了省份間人口流動的數據③。在研究方法上，將區(qū)域中的省份兩兩配對，再參考兩省間的勞動流動數據，把人口凈流出省份作為i地區(qū)，凈流入省份作為j地區(qū)，利用(9)式對兩省的α2值進行估計，最后通過匯總比較各配對省份的α2值得出該區(qū)域勞動力市場一體化狀況的結論。例如：在東北區(qū)域，存在吉向遼，黑向吉和遼的凈人口流出，我們對這三組省份分別利用計量方程(9)估計系數α1(沖擊參數)和α2(收斂參數)，其他各個區(qū)域的估計方法與此相同。

在測度全國整體勞動力市場一體化狀況時，將全國分成三個部分：東部(12省)：京、津、冀、魯、遼、滬、蘇、浙、閩、粵、桂、瓊；中部(9省)：晉、蒙、吉、黑、皖、贛、豫、鄂、湘；西部(10省)：渝、川、貴、云、藏、陜、甘、寧、青、新。由于中國的勞動力流動呈現中、西部向東部大規(guī)模遷移的特點，所以劃分標準完全按照中國區(qū)域地理的標準。類似地，研究中將利用(9)式估計東、中、西各部分之間的α2值，最后匯總比較α2值得出全國勞動力市場一體化狀況的初步結論。

4.測度結果

(1)全國6大區(qū)域勞動力市場一體化狀況

對全國6大區(qū)域進行勞動力市場一體化程度的測度，結果如下：

由表1可知東北區(qū)域沖擊參數α1的值均顯著大于零，表明東三省勞動力市場間具有明顯聯(lián)系。但測算勞動力市場一體化的主要指標(收斂參數α2)，僅黑龍江到遼寧在5%的水平上顯著，為-0.361，說明該區(qū)域受到外生沖擊后回到均衡工資差異的調整速度較慢，整體上勞動力市場一體化程度不高。

表1 東北區(qū)域1987～2006年勞動力市場一體化估測結果

表2 華北區(qū)域1987～2006年勞動力市場一體化估測結果

表3 華東區(qū)域1987～2006年勞動力市場一體化估測結果

表4 華南區(qū)域1987～2006年勞動力市場一體化估測結果

表5 西南區(qū)域1987～2006年勞動力市場一體化估測結果

表6 西北區(qū)域1987～2006年勞動力市場一體化估測結果

表2結果顯示，華北區(qū)域大部分的沖擊參數α1都顯著地大于零，說明華北區(qū)域的勞動力市場之間聯(lián)系緊密。華北地區(qū)勞動力市場主要有北京、天津兩個中心，京津工資的變化將會引起周邊甚至更遠地區(qū)勞動力市場的相應變化。華北區(qū)的收斂參數α2超過50%顯著小于零，表明華北區(qū)域的勞動力市場之間相互調整的速度較快。其中京津、魯冀之間，收斂參數顯著為負且絕對值較大，表示京津、魯冀之間的勞動力市場一體化程度較高，這與京津、魯冀地理相鄰、交通便利且信息傳遞也較通暢有關?？傮w上，華北區(qū)域勞動力市場以京津為中心的一體化趨勢較為明顯。

表3結果顯示，華東區(qū)域勞動力凈流入集中在浙江和上海兩個省市。表3的所有估計參數都通過了顯著性檢驗，顯示華東區(qū)域勞動力市場呈現出以上海、浙江為中心的較明顯一體化趨勢。上海和浙江經濟迅速發(fā)展帶來的優(yōu)厚工資和較多工作機會吸引了大批外省勞動力的流入，推進了自身和周邊省市的勞動力市場相互調整和整合過程，促進了華東區(qū)域的勞動力市場一體化。

由表4可知，華南區(qū)域的沖擊參數α1數值較大，顯著性水平也較高，表明該區(qū)域的勞動力市場聯(lián)系非常緊密。收斂參數α2有一半以上都顯著，且這些顯著的指標集中于以廣東、海南為遷入地的區(qū)域。勞動力大規(guī)模流入廣東是華南區(qū)域勞動力市場間相互調整的重要基礎，以廣東為遷入地的收斂參數α2絕對值較大，且均相當顯著，可以判斷華南勞動力市場一體化程度很高，且以廣東為核心。

表5和表6顯示，雖然沖擊參數均顯著大于零，但大多數的收斂參數不顯著，表明西南、西北區(qū)域勞動力市場間具有較好的聯(lián)系，但相互調整的速度慢、能力差，在研究期內一體化程度不高。

總體來看全國6大區(qū)域性勞動力市場一體化的狀況可以發(fā)現，全國各區(qū)域勞動力市場內部之間的聯(lián)系已較為緊密，但華北、華東、華南3個區(qū)域勞動力市場一體化程度較深。其中兩個重要特征是，第一，我國各區(qū)域勞動力市場一體化進程步調不一致，經濟越發(fā)達、開放程度越高的區(qū)域勞動力市場一體化的程度越深；第二，勞動力市場一體化程度較深的區(qū)域往往有1個或2個省市作為該區(qū)域勞動力市場的中心地區(qū)，呈現出以中心省市為軸的一體化趨勢。

(2)全國性勞動力市場一體化的初步測算

在利用(9)式估計全國勞動力市場一體化狀況時，沒有限于將人口凈流出區(qū)作為i地區(qū)，凈流入區(qū)作為j地區(qū)，而是考察了東中西3大勞動力市場間勞動力雙向流動的相互影響。測算結果見表7。

表7 全國1987～2006年勞動力市場一體化估測結果

根據表7，沖擊參數均顯著大于零且數值較大，說明東中西部勞動力市場之間聯(lián)系較緊密，這與區(qū)域性勞動力市場一體化測算的結果一致。由西到東遷移的收斂參數都顯著地小于零(由東到西遷移的收斂參數則不顯著)，這與我國人口大規(guī)模地由西部內陸地區(qū)向東部沿海地區(qū)遷移是一致的。在3個顯著的收斂參數中，絕對值排序為：中到東的收斂參數>西到中的收斂參數>西到東的收斂參數，表明中東部之間的勞動力市場一體化程度最深，西中部之間次之，西東部之間再次。相鄰的兩個部分之間勞動力市場互相調節(jié)的速度和程度比不相鄰的兩部分之間快和深。中東部與西中部相比，中東部的收斂參數絕對值更大，顯示越是開放和發(fā)達的地區(qū)，勞動力市場一體化的進程越快。

(二)經濟開放對我國勞動力市場一體化影響的經驗分析

經驗測度發(fā)現，區(qū)域勞動力市場一體化程度與區(qū)域經濟開放可能存在一種正向關系。根據理論分析，經濟開放對測度勞動力市場一體化的主要指標α2的絕對值具有正影響。據此，本文對經濟開放對我國勞動力市場一體化影響的經驗檢驗將采取如下思路：先檢驗國際貿易、FDI等因素對勞動力市場一體化經驗指標α2統(tǒng)計顯著性的影響，然后檢驗經濟開放對α2絕對值的影響。

第一步，建立Probit模型來檢驗地區(qū)的國際貿易、FDI等因素對勞動力市場一體化經驗指標α2統(tǒng)計顯著性的影響。根據表1～6的結果，在將6大區(qū)域內部的省份兩兩配對進行估計的68個α2系數中，其中37個至少能夠通過顯著性水平為10%的t檢驗。計量方程如下：

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

(10)

SIGij表示利用計量方程(9)估計的1987～2006年i和j兩個省份之間α2系數是否具有統(tǒng)計顯著性，如果α2至少能夠通過顯著性水平為10%的t檢驗且為負值，SIGij取1，否則取0。Tradej、FDIj分別表示勞動力凈流入的j省研究期內平均國際貿易依存度和年平均實際利用外資額(對數值)，根據中國的情況，我們假設國際貿易、FDI等開放因素對區(qū)域勞動力市場一體化進程的影響主要來自人口凈流入省份。POPUi、GDPij分別表示人口凈流出的i省研究期內年平均人口數(對數值)、i和j兩省年平均GDP(i和j省份的年均GDP之和的對數值)，ADJij為i和j兩省地理上是否相鄰的虛擬變量。由于方程(10)的因變量SIGij是取值為0或1的兩點變量，解釋變量為區(qū)域勞動力市場的省份特征，所以采用二元選擇模型中的Probit模型，利用極大似然法進行估計。由于Tradej與FDIj可能存在較強的相關性，將貿易和FDI指標分別估計。樣本量為68，結果見表8。

表8 經濟開放對α2統(tǒng)計顯著性影響的Probit模型估計結果

第二步，建立Tobit模型來分析經濟開放對勞動力市場一體化經驗指標α2絕對值的影響。本文將表1～6中統(tǒng)計顯著的37個α2系數取其實際絕對值作為被解釋變量，其余不顯著的31個α2系數取絕對值為0作為被解釋變量，由于被解釋變量為受限變量，采用如下Tobit模型進行估計：

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

(11)

ABVALUEij為表1～6中α2系數的絕對值，各解釋變量的含義與(10)式相同。采用Tobit模型，利用極大似然法進行參數估計。解釋變量Tradej與FDIj可能存在較強的相關性，回歸中將貿易和FDI指標分別估計。計量分析的樣本量為68，表9為詳細的計量估計結果。

表9 經濟開放對α2絕對值影響的Tobit模型估計結果

如表8和表9所示，國際貿易、FDI等經濟開放因素對α2的統(tǒng)計顯著性和絕對值均具有顯著的正向影響。表8中貿易依存度和FDI的估計系數置信度分別達到了99%和95%，且系數值均較大，表明勞動凈流入省份研究期內的貿易和利用外資發(fā)展對i和j兩個省份間α2系數的統(tǒng)計顯著性具有明顯的正向影響；表9的Tobit模型估計結果中，貿易依存度的系數為0.311，FDI的系數為0.103，且均能通過顯著性檢驗，表明勞動凈流入省份國際貿易發(fā)展和外商直接投資流入對促進i和j兩個省份之間α2系數的絕對值提升具有明顯的作用。兩個模型的估計結果顯示，經濟開放對我國區(qū)域勞動力市場一體化的程度具有顯著促進作用。地理相鄰對勞動力市場一體化有積極影響，勞動凈流出省份人口規(guī)模與兩個省份的總GDP規(guī)模均對勞動力市場一體化有一定負面影響，這是由于人口眾多、經濟規(guī)模大的區(qū)域勞動力市場整合難度較大，但地理相鄰、人口和GDP規(guī)模3個變量的估計系數均不顯著。

四、結論與建議

本文從理論和經驗上分析了中國勞動力市場一體化及經濟開放對其的影響，研究表明：兩個勞動力市場的均衡工資差距在受到外生沖擊后回到均衡水平的能力，是衡量我國區(qū)域勞動力市場一體化的一個較好標準；經濟開放對我國區(qū)域勞動力市場一體化的程度具有顯著的促進作用，其主要機制是通過減少或消除勞動力遷移過程中的各種障礙推動勞動力市場調整加快、促進我國商品市場的整合并進而推進我國地區(qū)勞動力市場的開放，導致區(qū)域勞動力市場對外部的供需敏感性相對增強，對本地區(qū)的供需敏感性相對減弱，促進勞動力市場一體化；我國各區(qū)域勞動力市場一體化進程不同，華北、華東、華南等區(qū)域勞動力市場一體化的程度更深，且往往有1個或2個省市作為區(qū)域勞動力市場的中心。全國性勞動力市場一體化的初步經驗測度顯示，中東部之間的勞動力市場一體化程度最深。經驗上所得的結果與該期間我國省際、區(qū)域之間不斷增長的大規(guī)模人口遷移現象基本相符，在一定程度上解決了先前相關研究中一個頗為困擾的問題：省際、區(qū)域之間人口遷移的迅速發(fā)展與工資收斂的趨勢不一致。

一體化的勞動力市場對于提高中國經濟發(fā)展的效率、降低經濟發(fā)展的成本以及增加經濟發(fā)展的福利效應都具有重要意義。根據本文的研究結論，我們提出如下幾點建議：首先，堅定不移的繼續(xù)深化對外開放政策，鞏固和提升東部地區(qū)在經濟開放中的巨大成果，通過開放持續(xù)推動東部沿海發(fā)達地區(qū)內部勞動力市場之間的迅速有效調節(jié)，促進東部勞動力市場一體化進一步發(fā)展。其次，需要重視西部落后地區(qū)勞動力市場的開發(fā)和扶持。西部地區(qū)各省市要通過外部扶持和自身發(fā)展相結合，吸收東部勞動力市場一體化發(fā)展的經驗，縮小與東部地區(qū)商品市場和勞動力市場等要素市場發(fā)展的差距。根據東部經驗，西部可嘗試在條件相對成熟的情況下建立幾個勞動力市場中心來帶動整個區(qū)域勞動力市場的發(fā)展。再次，加大中部和西部地區(qū)的對外開放程度，以開放促進中部和西部地區(qū)勞動力市場一體化的發(fā)展和深化。中、西部在進一步對外開放中潛力巨大，國際貿易和外商投資的迅速發(fā)展將能有效地帶動中西部地區(qū)商品市場和勞動力市場的發(fā)展。

注釋：

①需要注意的是，本文研究不是判定某個勞動力市場是否一體化，而是其一體化程度是加深還是減弱(或有無一體化的趨勢)。

②Robertson(2000)根據Hendry和Ericsson(1991)對于“長期同質性”(long-run homogeneity)的結論，得出(4)式中的e0、e1、e2之和為1，并利用美國和墨西哥的城市數據從經濟含義上對此結果進行了估計驗證，得到e0、e1、e2之和顯著地接近于1的經驗證據。詳見文獻[7]第745頁。

③數據來自《中國2000年人口普查資料》下冊第七卷第1813-1817頁。

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