□ 韓東林，康銅杰

（安徽大學(xué)，安徽 合肥 230601）

一、問題的提出

改革開放40多年來，中國城市規(guī)模持續(xù)擴大，中國城市化進(jìn)程不斷加快，但中國的城市化發(fā)展呈現(xiàn)出不平衡狀態(tài)，東部及沿海地區(qū)城市化進(jìn)程速度快于中部和西部地區(qū)。伴隨著這種不平衡的城市化進(jìn)程，東部地區(qū)出現(xiàn)了如上海、廣州、深圳等人口過度聚集的巨型城市。人口的集聚雖然會推動科技的創(chuàng)新、管理方式的改進(jìn)，但過度聚集會產(chǎn)生虹吸效應(yīng)，不利于周邊城市和地區(qū)發(fā)展，同時也給城市造成巨大負(fù)擔(dān)、引發(fā)一系列如交通擁擠、環(huán)境污染、看病貴看病難等問題。所以，自黨的十八大以來，在城市體系安排上，政府主張推動中小型城市發(fā)展，對大城市的人口規(guī)模進(jìn)行嚴(yán)格限制，這項政策既有現(xiàn)實意義，也有理論依據(jù)。首先，人口過度聚集城市的出現(xiàn)并不能說明我國城市化率高，相反，我國城市化率水平和城市規(guī)模依舊不足，限制大城市的過度擴張，推動中小型城市化進(jìn)程，有利于減少地區(qū)與地區(qū)之間、城市與城市之間的差異。其次，據(jù)錢納里、羅斯托的“多國動態(tài)模型”理論，中國整體已經(jīng)進(jìn)入工業(yè)化后期①，但是，中國東部和中西部地區(qū)有一定的差異，中國東部沿海地區(qū)城市已經(jīng)進(jìn)入工業(yè)化后期的后半段，部分發(fā)達(dá)地區(qū)城市已經(jīng)進(jìn)入后工業(yè)化階段向居民高額消費階段的過渡階段，而中國中西部地區(qū)城市尚處于工業(yè)化中期向工業(yè)化后期過渡階段。發(fā)展經(jīng)濟學(xué)理論提出，工業(yè)化不同階段對應(yīng)的主要發(fā)展驅(qū)動力不同。工業(yè)化中期向工業(yè)化后期轉(zhuǎn)變及工業(yè)化后期的主要發(fā)展動力是資本和勞動要素投入，而后工業(yè)化發(fā)展階段的主要發(fā)展動力是全要素生產(chǎn)力［1］。我國東部地區(qū)已經(jīng)進(jìn)入后工業(yè)化時期，而中部地區(qū)處于工業(yè)化中期向工業(yè)化后期過渡階段，中部、東部地區(qū)發(fā)展所處階段的差異決定了發(fā)展動力的不同，認(rèn)清這種發(fā)展動力的不同，是施行有效政策，促進(jìn)地區(qū)發(fā)展的前提條件，所以，研究中國城市的吸引力需考慮東部、中部和西部地區(qū)城市的地區(qū)異質(zhì)性。

本文旨在研究中部地區(qū)城市對勞動力的吸引力影響因素。分析中國中部地區(qū)城市對勞動力的吸引力影響因素，應(yīng)充分考慮以下幾個方面的問題：一是政策方面。國家大力推動中部地區(qū)發(fā)展，中部地區(qū)的發(fā)展崛起，有利于緩解我國經(jīng)濟下行壓力，對促進(jìn)我國經(jīng)濟增長、綜合國力增強、國際競爭力提升有著積極作用。二是發(fā)展程度方面。中國中部地區(qū)依然處于工業(yè)化中期向工業(yè)化后期過渡時期，資本和勞動力的拉動依然為現(xiàn)階段中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的主要動力，特別是我國目前已經(jīng)進(jìn)入人口紅利的拐點，如何吸引勞動力進(jìn)入中國中部地區(qū)，是中部地區(qū)發(fā)展的關(guān)鍵。三是數(shù)據(jù)獲得方面。中國東部地區(qū)已經(jīng)進(jìn)入工業(yè)化后期的后半階段，主要發(fā)展動力從資本和勞動力投入拉動轉(zhuǎn)向全要素生產(chǎn)力牽引，在這種發(fā)展動力的條件下，中國東部地區(qū)主要是對高端人才和高技術(shù)人才具有較強的吸引力，如何定義高技術(shù)人才和高端人才值得商榷，而中部地區(qū)城市對勞動力吸引不用考慮此因素影響。

二、文獻(xiàn)綜述

城市對勞動力的吸引力歸根結(jié)底是勞動力個人比較成本收益并追求更高效用的結(jié)果，發(fā)展經(jīng)濟學(xué)理論認(rèn)為現(xiàn)代經(jīng)濟部門的工資高于傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)部門，勞動力將進(jìn)行流轉(zhuǎn)，Todaro（1969），Harris and Todaro（1970）研究發(fā)現(xiàn)從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)入到工業(yè)部門，即使面臨失業(yè)風(fēng)險，只要預(yù)期收益高于農(nóng)村的收入和遷徙成本，農(nóng)村的勞動力還是會選擇向城市流動［2］［3］。基于中國勞動力流向的實證研究也發(fā)現(xiàn)了與上述結(jié)果較為一致的結(jié)果，蔡昉（2007）研究發(fā)現(xiàn)改革開放后，農(nóng)村勞動力向農(nóng)村農(nóng)業(yè)外其他部門、企業(yè)流動［4］。王桂新等（2012）發(fā)現(xiàn)我國勞動力更易流入與流出地距離較近的省份［5］。劉毓云（2015）等研究發(fā)現(xiàn)語言也會影響勞動力流動，勞動力會向語言相近的地區(qū)流動，即方言距離較小會促進(jìn)勞動力流動［6］。勞動力選擇結(jié)果受到各種因素影響，城市的平均工資水平是吸引勞動力進(jìn)行遷徙的重要因素。Fair等（1972）認(rèn)為城市的工資水平越高，對勞動力的吸引能力越大［7］，勞動力特別是低技能勞動力選擇城市進(jìn)行就業(yè)工作，在獲得較高工資的同時，也提高自己技能。王建國、李實（2015）認(rèn)為人口聚集會促使人與人的交流接觸，使知識和思想進(jìn)行交換，勞動力容易獲得更多的知識提高自己的技能水平，同時，勞動力的聚集會促使城市規(guī)模的擴大，城市規(guī)模的擴大會進(jìn)一步產(chǎn)生聚集效應(yīng)，有可能對城市工資有著進(jìn)一步促進(jìn)作用［8］。但是，不同地區(qū)研究所得到的結(jié)果差異很大?？傮w而言，國外很多文獻(xiàn)均發(fā)現(xiàn)城市人口對工資水平產(chǎn)生正向影響。譬如，Combers an Duranton（2010）利用法國勞動工人數(shù)據(jù)估計出法國的工資彈性為1.5%到3%之間，Glaser an Resseger（2010） 發(fā)現(xiàn)美國的工資彈性為 4.1%［9］Combers et al（2013）利用2007年國家統(tǒng)計局城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)城市工資對城市規(guī)模彈性系數(shù)為 12%［10］。而 Glaser and Mare （2001），Davi Albouy（2008）研究發(fā)現(xiàn)城市規(guī)模對實際工資沒有影響［11］［12］。現(xiàn)代經(jīng)濟學(xué)理論指出，城市勞動實際工資水平的增加和勞動生產(chǎn)率的增加相一致，城市人口聚集會導(dǎo)致勞動生產(chǎn)率的提高進(jìn)而使得勞動力工資水平上升，但在短期內(nèi)，勞動生產(chǎn)率很難有明顯提高，所以，認(rèn)為短期內(nèi)城市工資不受城市規(guī)模水平影響。

勞動力選擇遷徙至城市進(jìn)行工作和生活，不僅僅為了獲得更高的工資水平或者期望更高的預(yù)期收入，增加個人與群體之間互動機會，促進(jìn)思想進(jìn)步和技能水平提高，也會考慮其他因素。劉建波等（2004）研究發(fā)現(xiàn)勞動力會考慮潛在的目的地區(qū)域環(huán)境因素［13］，Bayoh and Irwin（2010）研究發(fā)現(xiàn)勞動力會選擇進(jìn)入學(xué)校教學(xué)質(zhì)量較高的城市［14］。公共服務(wù)和設(shè)施對勞動力的遷徙流動產(chǎn)生影響，這種公共服務(wù)對勞動力流動決策的影響作用已經(jīng)在很多國家地區(qū)證實。Nechyba and Strauss（1998）Dahlberg et al（2012）研究發(fā)現(xiàn)公共服務(wù)對勞動力流動決策有正向影響［15］［16］。我國學(xué)者也驗證了公共設(shè)施和服務(wù)對勞動力流動有影響，陸銘、夏怡然（2015）利用2005年1%人口抽樣調(diào)查中勞動力流動的微觀數(shù)據(jù)，采用Logit模型進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)城市的基礎(chǔ)教育、醫(yī)療服務(wù)和公共設(shè)施等對勞動力選擇流入城市工作生活有正向影響［17］。

住房價格對勞動力選擇城市工作生活也有很大影響，但是，住房價格對勞動力影響尚未形成共識。在新地理經(jīng)濟學(xué)模型引入住房價格因素之后Rabe and Taylor（2012）認(rèn)為住房價格對勞動力流入產(chǎn)生抑制作用［18］。高波等（2014）研究發(fā)現(xiàn)城市住房價格的快速上漲會對農(nóng)村勞動力流入城市產(chǎn)生阻礙［19］。范劍勇等（2015）卻認(rèn)為城市住房價格高對勞動力流入沒有抑制作用［20］。張莉、何晶（2017）利用2012—2014年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS）發(fā)現(xiàn)住房價格對勞動力流動進(jìn)入城市影響為先吸引后抑制呈現(xiàn)倒U型［21］。

學(xué)者們研究勞動力遷徙影響因素，大部分從勞動力微觀角度進(jìn)行研究，從宏觀經(jīng)濟層面角度研究的文獻(xiàn)較少，也沒有考慮具有同質(zhì)的地區(qū)性因素，主要原因有：首先，在數(shù)據(jù)獲得方面，個體微觀數(shù)據(jù)容易獲得，并且能夠體現(xiàn)出個體勞動力的異質(zhì)性。其次，不同城市的地理位置、風(fēng)土人情、城市面貌和城市歷史等各不相同，利用宏觀層面數(shù)據(jù)需謹(jǐn)慎處理這些無法觀測但會對勞動力遷徙有影響的因素。并且，對加總的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究分析會出現(xiàn)雙向因果關(guān)系并導(dǎo)致非一致性產(chǎn)生，需進(jìn)一步對宏觀加總數(shù)據(jù)再處理。相對于微觀數(shù)據(jù)，宏觀層面數(shù)據(jù)能體現(xiàn)出一定的優(yōu)勢，宏觀層面數(shù)據(jù)可以反映出具有同質(zhì)性的地區(qū)因不同的政策和其他因素對勞動力吸引力的影響的不同，能夠從宏觀層面對人口流動研究提供參考。

綜上所述，本文旨在利用宏觀層面數(shù)據(jù)，在中部城市地區(qū)同質(zhì)性的條件下，分析中部城市對勞動力的吸引力影響因素。

三、數(shù)據(jù)來源、模型和變量

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自2013—2017年《中國城市統(tǒng)計年鑒》，選擇中國中部地區(qū)80個城市為研究樣本，采用面板數(shù)據(jù)分析方法，由于部分城市相關(guān)數(shù)據(jù)缺失，對數(shù)據(jù)缺失的城市進(jìn)行刪除，最終有效城市樣本數(shù)為70個，獲取有效指標(biāo)樣本350個，對模型中部分變量數(shù)據(jù)，以省統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)進(jìn)行補充。

（二）模型構(gòu)建和變量說明

從宏觀角度研究城市對勞動力的吸引力影響因素，假設(shè)城市平均工資水平受勞動生產(chǎn)率影響，在排除城市規(guī)模和平均工資水平的雙向關(guān)系前提下，利用宏觀層面數(shù)據(jù)依然會面臨不同城市的地理位置、風(fēng)土人情、城市面貌和城市歷史等這些無法觀測因素對勞動力的吸引。本文使用二階段最小二乘法，在第一階段控制影響勞動力遷徙因素及城市固定效應(yīng)，并作差分將城市固定效應(yīng)引起的選擇偏差消除。第二階段以工具變量法將仍然具有相關(guān)性變量進(jìn)行替代，消除相關(guān)性后進(jìn)行回歸分析得到結(jié)論。由于城市工資水平、城市公共設(shè)施和政府財政支出、城市地理特征和環(huán)境以及城市工資水平和城市住房價格會影響勞動力選擇城市意愿，我們將上述變量作為自變量，選擇彈性模型進(jìn)行回歸分析。

第一階段回歸模型為：

其中，lnYij為城市中第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)對數(shù)，城市對勞動力吸引，勞動力選擇意向城市，最終會在所選城市選擇除第一產(chǎn)業(yè)外進(jìn)行就業(yè)，如果勞動力進(jìn)入城市之后長時間未能就業(yè)，理性勞動力會選擇離開，城市對勞動力的吸引力轉(zhuǎn)換為勞動力是否能夠在城市就業(yè)。α0為常數(shù)項，X201i為2012—2016年的五個年度虛擬變量。lnWij為城市平均工資的對數(shù)值，此處的城市平均工資為城市中第二、三產(chǎn)業(yè)的年名義平均工資，未選取實際工資，因為對工資進(jìn)行了對數(shù)化處理后實際工資和名義工資系數(shù)相同，僅僅不同的為常數(shù)項，而常數(shù)項的數(shù)值和顯著性并非我們關(guān)注研究的關(guān)鍵變量，所以，本文選取名義工資的對數(shù)值為自變量。lnHij為城市當(dāng)期住房價格的平均價格對數(shù)，城市住房價格對勞動力的城市選擇也有一定的影響，由于住房價格作為自變量可能與誤差項相關(guān)，此時估計是存在偏誤且不一致。Cij為城市的個體特征變量，這里我們選取二氧化硫排放量、人均道路擁有量、醫(yī)院人均床位數(shù)、人均中小學(xué)教師數(shù)、政府財政支出作為城市公共設(shè)施和服務(wù)變量，勞動力選擇城市進(jìn)行工作生活，不僅僅考慮所選擇城市的平均工資、住房價格，也會考慮城市的空氣質(zhì)量、交通狀況、相關(guān)的公共設(shè)施和福利。陸銘、夏怡然（2015）利用個體樣本驗證了公共設(shè)施跟福利會影響勞動力流動決策。δc為城市的固定效應(yīng)，是城市的地理位置、風(fēng)土人情、城市面貌和城市歷史等無法觀測因素，勞動力選擇意向也會受到城市的固定效應(yīng)的影響，但δc無法進(jìn)行準(zhǔn)確估計，并可能與誤差項相關(guān)，即cov（δc，μij）≠0，此時，最小二乘OLS回歸估計是有偏誤且不一致，αi（i≠1）和βi為相關(guān)變量的系數(shù)，具體變量說明如表1所示。

（三）模型處理

可知δc無法測量，與模型中誤差項存在相關(guān)關(guān)系的城市固定效應(yīng)參數(shù)，為正確估計模型，需對模型進(jìn)行處理，利用現(xiàn)期與上一期差分除去城市固定效應(yīng)影響，經(jīng)過差分處理之后的第一階段回歸模型為：

其中△lnYij為第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口的對數(shù)值的現(xiàn)期與前一期之差，反映城市中從事第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力總?cè)藬?shù)一年的變化。Xi-2為年度虛擬變量，由于進(jìn)行了一次差分，年度虛擬變量數(shù)量從5個減少為4個，△lnWij為第二、三產(chǎn)業(yè)工資的對數(shù)值的現(xiàn)期與前一期差，是一年中工資的對數(shù)值的實際變化，前文提到工資選取的是名義工資而非實際工資，對模型進(jìn)行差分處理，去除常數(shù)項后，無論名義工資還是實際工資對結(jié)果均無任何影響?！鱨nHij為現(xiàn)期住房價格與前一期住房價格的對數(shù)值之差，是中部地區(qū)城市住房價格在5年內(nèi)的波動凈值?！鰿ji為城市中二氧化硫的排放量（噸）、人均小學(xué)教師數(shù)（位/萬人）、人均床位數(shù)（張/萬人）、人均醫(yī)生數(shù)（位/萬人）、人均道路面積（平方米/萬人）和政府財政支出（萬元）對數(shù)的變動值。εij是進(jìn)行差分處理后模型中的誤差項。城市對勞動力的吸引力反映了城市中第二、三產(chǎn)業(yè)的平均工資，城市的平均住房價格、城市公共設(shè)施和服務(wù)的便利性等方面對勞動力選擇遷徙流動的影響。

表1 變量設(shè)置與說明

模型進(jìn)行差分處理后，除去了無法觀測的城市固定效應(yīng)δc，但是△lnHij仍然可能與誤差項εij存在相關(guān)性，此時OLS法所估計的城市吸引力影響因素將會是有偏誤且不一致，鑒于此，首先排除住房價格因素影響，將住房價格因素放入誤差項中，對模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果為不經(jīng)過住房成本調(diào)整的城市吸引力影響因素。隨后，使用工具變量法對住房價格進(jìn)行處理。房地產(chǎn)行業(yè)依賴金融部門銀行貸款，城市平均住房價格受到金融部門銀行貸款的影響，我們根據(jù)第二階段模型式（2）構(gòu)造特定年份住房價格受金融貸款影響，用金融部門銀行業(yè)的年底貸款凈余額作為住房價格變動的工具變量，貨幣政策對住房價格影響可能具有時滯性，我們選取滯后一期數(shù)據(jù)表示貨幣政策的時滯性。

其中，ζ1是公式（2）中除住房價格之外的自變量，Zij為銀行年末凈貸款余額，Zi-1，j為前一年末貸款凈余額，μij為誤差項，能夠成為好的工具變量必須具備以下要求：一是與被解釋變量相關(guān)，即η和η2不能同時為0；二是工具變量與誤差項不相關(guān)

城市的住房價格受到銀行貸款的影響，金融機構(gòu)銀行放松貸款限制，房地產(chǎn)投資商從銀行獲得貸款進(jìn)行房屋建設(shè)，勞動力能夠比較容易從銀行獲得貸款進(jìn)行房屋購買，房屋購買需求增加，住房價格上升。相反，如果金融機構(gòu)銀行緊縮貸款限制，房地產(chǎn)商減少房屋建設(shè)的投資，勞動力難以獲得銀行貸款，房屋購買需求下降，住房價格降低，我們認(rèn)為銀行年末存貸款余額變化能夠影響城市房屋的平均價格，金融機構(gòu)銀行的貨幣政策屬于外生變量受到國家和當(dāng)?shù)卣哂绊?，與模型（2）的誤差項不相關(guān)，滿足工具變量要求，選取銀行存貸款變動值作為城市平均住房價格的工具變量。

四、實證分析

（一）回歸結(jié)果

表2中我們分別分析了不使用工具變量和使用工具變量的回歸結(jié)果，第一列為模型中的解釋變量。第二、三列分別表示僅使用OLS法進(jìn)行估計回歸的結(jié)果。第四、五列顯示為經(jīng)過工具變量法處理后的最小二乘結(jié)果，具體結(jié)果如表2所示。

（二）結(jié)果分析

OLS（1）的結(jié)果告訴我們，在僅僅控制時間虛擬變量時，城市的平均工資對勞動力有著顯著的吸引力，城市平均工資每增長1%，選擇進(jìn)入中部城市工作生活的人口增加0.1932%，在5%的水平上顯著。為了減少偏誤和估計的不一致性，將反映城市公共設(shè)施、服務(wù)的城市的個體特征變量引入方程，OLS（2）的結(jié)果顯示，在控制時間虛擬變量的條件下，人均道路面積和財政支出在5%水平上統(tǒng)計顯著，此時城市平均工資在10%水平上統(tǒng)計顯著。城市中平均工資水平能夠?qū)趧恿κ欠裨敢膺w徙到城市有著積極的影響，系數(shù)值為0.1842，說明在相同水平的條件下，城市中第二、三產(chǎn)業(yè)的平均工資的變化每增加1%，勞動力愿意進(jìn)入城市工作的人數(shù)將增加0.1842%，在10%水平上統(tǒng)計顯著，這與學(xué)者們研究工資對勞動力的吸引力效應(yīng)一致。人均道路面積對勞動力選擇遷徙系數(shù)為0.0113，系數(shù)符號為負(fù)號，人均道路面積每增加1%，城市對勞動力人口吸引力減少0.0113%（本文研究的中部地區(qū)城市中，規(guī)模較大的城市，市轄區(qū)人數(shù)較多，城市相對擁擠，人均道路面積較小；而規(guī)模較小的城市，市轄區(qū)人數(shù)較少，城市相對寬松，人均道路面積較大）。這說明城市規(guī)模越大，城市對勞動力的吸引力也就越大。政府財政支出的系數(shù)為0.045，說明政府財政支出每增加1%，城市對勞動者吸引力增加0.045%，政府的財政支出對城市公共設(shè)施的建設(shè)和改善有著重要的作用。

表2 回歸結(jié)果

對模型進(jìn)行生活成本調(diào)整，將城市住房價格因素納入模型，由于城市住房價格可能跟模型中的誤差項相關(guān)，這時候估計是不一致的，我們需對城市住房價格進(jìn)行處理，使用模型（3）對住房價格進(jìn)行工具變量法處理，發(fā)現(xiàn)工具變量統(tǒng)計顯著，符合工具變量要求（見表2）。

IV（1）和IV（2）是對城市平均住房價格進(jìn)行工具變量法之后得到的回歸結(jié)果，使用工具變量法后，我們發(fā)現(xiàn)城市平均工資統(tǒng)計系數(shù)不顯著，經(jīng)過住房價格調(diào)整后，城市平均工資對勞動力不再有明顯吸引，IV（1）回歸結(jié)果說明，在控制時間變量的條件下，城市工資水平對勞動力的吸引力由0.1932下降到0.1464，統(tǒng)計不顯著。但是城市住房價格對勞動力的吸引力有顯著正向影響，城市住房價格每增加1%，城市對勞動力的吸引力增加0.8266%。在控制時間虛擬變量條件下，模型中進(jìn)一步控制城市公共設(shè)施和服務(wù)的個體特征變量，IV（2）回歸結(jié)果顯示，城市平均工資對勞動力的吸引力依舊不顯著，財政支出系數(shù)從0.045下降到0.036，財政支出每增加1%，城市對勞動力的吸引力增加0.036%，在10%統(tǒng)計水平上顯著。人均道路面積系數(shù)較OLS（2）中回歸沒有較大變化，進(jìn)一步驗證城市規(guī)模越大，城市對勞動力的吸引力也就越大。城市的住房價格對勞動力的吸引力系數(shù)下降為0.7344，城市住房價格每增加1%，城市對勞動力的吸引力增加0.7344%。在OLS回歸和IV回歸中我們均沒有發(fā)現(xiàn)人均教師人數(shù)體現(xiàn)的城市教育水平、人均醫(yī)生人數(shù)和人均病床體現(xiàn)的城市醫(yī)療水平對勞動者有顯著吸引力。這個結(jié)果與部分學(xué)者從個體勞動者角度進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)勞動者選擇進(jìn)入城市工作和生活，會考慮到城市教育和城市醫(yī)療因素的情況不同，這可能與我們?yōu)榱吮苊饨忉屪兞亢驼`差項相關(guān)性造成估計偏誤而在模型中引入的政府財政支出這個解釋變量，而政府財政支出與醫(yī)療、教育存在一定共線性導(dǎo)致醫(yī)療教育估計系數(shù)不顯著。

將工具變量法得到的誤差項帶入IV（2）中，工具變量的估計誤差項系數(shù)的P值為0.788，不拒絕誤差項系數(shù)為0的假設(shè)，模型經(jīng)過工具變量處理后，模型中的變量與誤差項不存在相關(guān)性。

五、結(jié)論和建議

（一）主要結(jié)論

本文使用2013—2017年《中國城市統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)，研究中國中部地區(qū)城市對勞動力的吸引力的影響因素。以中部城市的市轄區(qū)第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力人數(shù)為因變量，選取城市平均工資、二氧化硫排放量、人均道路面積、人均教師人數(shù)、人均醫(yī)生人數(shù)、醫(yī)院人均床位數(shù)、政府財政支出和城市平均住房價格因素為自變量，構(gòu)建城市固定效應(yīng)彈性模型，在控制時間因素條件下，進(jìn)行研究分析，得出以下結(jié)論②：

第一，城市平均工資水平對城市中第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力人數(shù)有顯著的正向影響。在未引入城市平均商品房屋價格因素條件下，城市平均工資水平對城市中第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力人數(shù)有顯著的正向影響，此時，在其他條件不變時，城市中平均工資水平越高，第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力人數(shù)越多，這與學(xué)者們研究結(jié)果一致。勞動力在進(jìn)行轉(zhuǎn)移遷徙時會考慮城市中平均工資水平，此時，城市平均工資水平越高，城市對勞動力的吸引力越大，轉(zhuǎn)移進(jìn)入城市的勞動力越多；引入城市平均商品房屋價格因素后發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過住房價格因素進(jìn)行生活成本調(diào)整后，城市平均工資水平因素對城市中第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力人數(shù)影響不再顯著。勞動力轉(zhuǎn)移進(jìn)入城市不再主要考慮城市中平均工資水平高低。

第二，城市人均道路面積與城市中第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力人數(shù)呈現(xiàn)顯著的負(fù)向相關(guān)關(guān)系。在其它影響因素不變條件下，城市人均道路面積越大，城市中第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力人數(shù)越少，城市對勞動力的吸引力越弱，由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)限制，本文使用城市人均道路面積表示城市規(guī)模特征，城市市轄區(qū)中，人均道路面積越小，城市規(guī)模越大，勞動力人數(shù)相對越多；城市人均道路面積越大，城市相對“空曠”，城市規(guī)模越小，勞動力人數(shù)相對越少。結(jié)果顯示，勞動力更加愿意轉(zhuǎn)移進(jìn)入城市規(guī)模相對較大的中部城市工作和生活。

第三，城市中政府財政支出與城市中第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力人數(shù)呈現(xiàn)顯著的正向相關(guān)，影響系數(shù)相對較大，這表明，在其他因素不變條件下，隨著政府財政支出的增加，城市中基礎(chǔ)設(shè)施的數(shù)量和質(zhì)量將會增加和提升。選擇進(jìn)入城市工作生活的勞動力人數(shù)增加，城市對勞動力的吸引力也會越大，但是我們也發(fā)現(xiàn)，城市中的教育和醫(yī)療因素對勞動力影響并不顯著，由于政府財政支出中包括科研、教育和醫(yī)療衛(wèi)生方面的支出，這些支出與上述影響因素間存在較強的共線性問題，導(dǎo)致統(tǒng)計結(jié)果不顯著。

第四，城市商品房屋平均價格對城市中第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力產(chǎn)生顯著的正向影響。在其他影響因素不變的條件下，隨著中部城市中商品房屋平均價格上升，城市中第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力人數(shù)增加，城市對勞動力的吸引力越大。需要說明的是，本文研究結(jié)論中，城市商品房屋價格上升導(dǎo)致城市對勞動力的吸引力增加，與部分學(xué)者的研究結(jié)論不同，具體原因為，本文選擇研究的樣本為中國中部城市，樣本時間跨度為2012—2016年，在此時間，中部地區(qū)城市商品房屋平均價格低，城市政府也未實施各種限購政策，勞動力選擇進(jìn)入城市工作和生活，可以快速和較容易在城市中購買住房安居樂業(yè)。城市中商品房平均價格相對較高的城市，經(jīng)濟相對發(fā)達(dá)，工作機會多，城市發(fā)展?jié)摿Υ螅藭r，城市對勞動力的吸引力也就越大。

（二）對策建議

基于上述研究結(jié)果，就如何提升中部地區(qū)城市對勞動力的吸引力方面給出以下幾點建議：

1.提高勞動生產(chǎn)率，促進(jìn)城市工資水平上升

城市平均工資水平越高，對勞動力的吸引力越大。城市平均工資水平高低的根本原因是城市勞動生產(chǎn)率的高低，促進(jìn)城市平均工資水平上升，加大城市對勞動力的吸引力，全面提高城市勞動生產(chǎn)率是關(guān)鍵。所以，中部地區(qū)城市應(yīng)該積極發(fā)揮自身優(yōu)勢，利用和依托長江黃金水道優(yōu)勢，努力發(fā)展水運運輸業(yè)，提升水運運輸效率和質(zhì)量，加快相關(guān)產(chǎn)業(yè)布局和發(fā)展。合理布局各城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，對具有相近產(chǎn)業(yè)布局的城市地區(qū)，進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)整合優(yōu)化，緊密聯(lián)系長江上下游地區(qū)，做好與長江下游發(fā)達(dá)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)對接，最終形成依托長江黃金水道，發(fā)展承上接下一整套合理的產(chǎn)業(yè)布局。同時，向長江下游發(fā)達(dá)城市學(xué)習(xí)，努力吸收它們在改革開放后快速發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的經(jīng)驗。積極利用中部地區(qū)高校眾多，人力資源豐富特點，努力發(fā)展和應(yīng)用各種新技術(shù)，最終提升中部城市的勞動生產(chǎn)效率，加大城市對勞動力的吸引力。

2.擴大城市規(guī)模，增強企業(yè)投資吸引力

城市建設(shè)方面，地方政府在進(jìn)行城市規(guī)劃、建設(shè)和城市擴張時，應(yīng)以優(yōu)化城市空間布局為核心，努力建設(shè)適應(yīng)新發(fā)展、新階段的宜居型城市。發(fā)展產(chǎn)業(yè)方面，中部地區(qū)城市應(yīng)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局，對外來投資企業(yè)給予更多的政策支持和優(yōu)惠，減少審批步驟。城市政府應(yīng)加大對現(xiàn)有優(yōu)秀企業(yè)的支持力度，樹立起尊重企業(yè)、依靠企業(yè)、發(fā)展企業(yè)的城市形象，進(jìn)而吸引更多優(yōu)秀企業(yè)進(jìn)入中部城市開設(shè)公司，投資辦廠。另一方面，努力建設(shè)和發(fā)展城市的硬件配套設(shè)施，使企業(yè)消除發(fā)展顧慮，加大在中部地區(qū)城市投資辦廠力度，幫助發(fā)展城市產(chǎn)業(yè)，擴大城市規(guī)模，提升外來勞動者對城市未來發(fā)展的信心，增強城市對勞動力的吸引力。

3.加大財政支出，提升財政資金使用效率

中部地區(qū)城市政府需要加大財政資金支出力度，建設(shè)更多公共設(shè)施，提供更多公共服務(wù)，方便居民出行、生活，服務(wù)城市企業(yè)，增強他們對城市的認(rèn)同感、責(zé)任感；設(shè)立專用資金幫扶和吸引外來勞動力，建立就業(yè)培訓(xùn)中心，對外來勞動力進(jìn)行相應(yīng)技能培訓(xùn)，解決他們在城市中尋找工作的困難。定期組織企業(yè)進(jìn)行人員招聘，對解決城市就業(yè)有重大貢獻(xiàn)企業(yè)施行一定的財政補助或稅收減免等優(yōu)惠政策；城市政府還應(yīng)建立財政資金使用效率評價機制，對財政資金分配和使用進(jìn)行效率評價，確保財政資金合理分配，有效使用。

4.穩(wěn)定城市住房價格，確保居民安居樂業(yè)

中國人的安居樂業(yè)思想觀念濃厚，勞動力選擇進(jìn)入城市生活會考慮能否快速的在城市購買住房定居，所以，中部城市政府可以對“剛需型”消費者購買住房給予鼓勵，減少外來勞動力的“剛需型”住房購買阻礙。限制非“剛需型”消費者的投機行為，施行限購、禁購政策。同時，對于擁有特殊技能和高學(xué)歷的外來勞動力，政府更應(yīng)發(fā)揮能動性，給予財政補貼，降低他們住房購買總價，方便他們進(jìn)入城市定居生活。城市政府需要密切注意住房價格波動狀況，使城市商品房屋價格水平處于合理區(qū)間。

注釋：

①錢納里、羅斯托的“多國動態(tài)模型”用不同指標(biāo)衡量國家工業(yè)化發(fā)展的不同時期，例如，人均GDP，第一、二、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口比例以及城市化率等，本文以人均GDP為衡量指標(biāo)。

②由于本文數(shù)據(jù)僅為2012—2016年的數(shù)據(jù)，此時，中部地區(qū)的合肥、鄭州等中心城市房價已經(jīng)大漲，但三、四線中小城市房價還未大漲，因此，本文得出的結(jié)論與目前現(xiàn)實存在一定的差距。