時間：2024-02-07 14:50:49
序論：在您撰寫城鄉(xiāng)人口流動分析時，參考他人的優(yōu)秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，引導(dǎo)您走向新的創(chuàng)作高度。
公安部1996年流動人口統(tǒng)計數(shù)據(jù)，包括全國3406個縣市（其中包括區(qū)，以及省、設(shè)區(qū)市的累計）的流動人口分布情況，每一個縣市構(gòu)成一個調(diào)查表，列包括合計、性別（男、女）、居住時間、來源地（省外市、省外縣、省內(nèi)市、省內(nèi)縣、港澳臺、國外）、居住情況（旅館、居民家中、單位內(nèi)部、工地現(xiàn)場、租賃房屋、其它），行代表遷移原因，包括合計、務(wù)工、務(wù)農(nóng)、經(jīng)商、服務(wù)、因公出差、借讀培訓(xùn)、治病療養(yǎng)、保姆、投靠親友、探親訪友、旅游觀光、其它13個項目。為了分析中國城市流動人口的影響因素，我們對公安部1996年流動人口統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行匯總，并提取流動人口超過10萬的城市（包括所轄縣、區(qū)）進行分析。匯總數(shù)據(jù)顯示，全國流動人口超過10萬的城市有84個，其中最多的城市是深圳市，達283.45萬；100萬以上的城市有6個，分別為深圳、廣州、東莞、佛山、北京、上海，6座城市中廣東省就有4個，遠遠高于其它省市對流動人口的吸納能力。
從《中國城市統(tǒng)計年鑒》中采集1996年16個社會經(jīng)濟統(tǒng)計因素，它們分別是：地區(qū)人口（萬人）、市區(qū)人口（萬人）、市區(qū)非農(nóng)業(yè)人口（萬人）、市區(qū)從業(yè)人口（萬人）、市區(qū)個體勞動者（萬人）、市區(qū)第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重(%)、市區(qū)第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重(%)、市區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）、市區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值（億元）、市區(qū)利稅總額（億元）、市區(qū)百元資金實現(xiàn)利稅（元）、市區(qū)客運總量（萬人）、市區(qū)固定資產(chǎn)投資總額（億元）、市區(qū)社會消費品零售總額（億元）、市區(qū)實際利用外資金額（億元）、市區(qū)職工年平均工資（元）。
2、相關(guān)分析
為了分析城市流動人口和其它16個社會經(jīng)濟因素之間的相關(guān)關(guān)系，首先計算城市流動人口和16個社會經(jīng)濟因素之間的相關(guān)系數(shù)。由于是二元相關(guān)分析（城市流動人口和其它的每個因素），因此采用了皮爾森(Pearson)積矩相關(guān)系數(shù)。取顯著性水平0.01進行雙側(cè)檢驗，得到的相關(guān)系數(shù)、相關(guān)系數(shù)臨界值和顯著性檢驗結(jié)果如表1所示。
從表1可以看出，流動人口超過10萬的城市中，流動人口總量和市區(qū)從業(yè)人口、市區(qū)個體勞動者、市區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值、市區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值、市區(qū)利潤總額、市區(qū)社會消費品零售總額、市區(qū)實際利用外資金額和市區(qū)職工年平均工資相關(guān)性顯著。其中，流動人口總量和市區(qū)職工年平均工資相關(guān)系數(shù)最大，達到0.7，相關(guān)系數(shù)超過0.5的從高到低依次是：市區(qū)職工年平均工資、市區(qū)實際利用外資金額、市區(qū)個體勞動者、市區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值、市區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值和市區(qū)社會消費品零售總額。與市區(qū)人口、市區(qū)非農(nóng)業(yè)人口、市區(qū)第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重、市區(qū)第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重、市區(qū)百元資金實現(xiàn)利稅和市區(qū)客運總量相關(guān)不顯著，與地區(qū)人口呈負相關(guān)。
四、回歸分析
為了進一步研究城市流動人口總量與這些因素之間的定量關(guān)系，我們采用了多元回歸分析方法進行處理。首先對流動人口超過10萬的84個城市用上述9個相關(guān)性顯著的因素進行多元回歸分析（見表2）發(fā)現(xiàn)，市區(qū)從業(yè)人口、市區(qū)個體勞動者、市區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資總額、實際利用外資金額和職工年平均工資6個因素回歸效果顯著，總體回歸效果也顯著，但回歸結(jié)果不理想。
表2各個規(guī)模的城市流動人口回歸分析參數(shù)
附圖
為了進一步揭示城市流動人口與社會經(jīng)濟因素之間的關(guān)系，再按流動人口規(guī)模將城市分級，分級標準為：10萬—15萬，15萬—25萬，25萬—50萬和50萬以上，回歸結(jié)果見表2。(1)10萬－15萬規(guī)模的回歸分析中，9個因素中只有市區(qū)社會消費品零售總額和市區(qū)職工年平均工資2個因素的F統(tǒng)計量大于臨界值F(9,15)[,0.05]=2.59，回歸效果顯著，其余7個因素回歸效果都為顯著?？傮wF統(tǒng)計量也小于臨界值F(1,15)[0.05]=4.54，總體回歸效果不顯著。(2)15萬—25萬規(guī)模的回歸結(jié)果中，9個因素中的任何一個因素以及總體回歸效果都不顯著；25萬—50萬規(guī)模也是如此。(3)大于50萬規(guī)模的城市回歸分析中，市區(qū)個體勞動者、市區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值、市區(qū)利稅總額、市區(qū)固定資產(chǎn)投資總額和市區(qū)實際利用外資金額5個因素回歸效果顯著，總體回歸效果也顯著。
從上面的分析可以看出，只有流動人口超過50萬的城市，其流動人口總量和市區(qū)的社會經(jīng)濟因素之間才有一定的線性關(guān)系。流動人口50萬以上的城市有13個，這些城市流動人口數(shù)量很大，應(yīng)該是人口流動發(fā)展較為成熟的城市，其流動人口和社會經(jīng)濟因素之間直接的規(guī)律性應(yīng)該更強。因此，除了采用與上面相同的9個因素外，還將所有的16個因素考慮在內(nèi)進行了多元回歸分析和逐步回歸分析，所得結(jié)果列為表3。
表350萬以上流動人口城市的流動人口回歸結(jié)果
附圖
從三種回歸方法的結(jié)果可以看出，16個因素的多元回歸分析效果相當(dāng)好，幾乎所有的13個城市都能很好地回歸，誤差幾乎為0。采用F統(tǒng)計量3.0為引入值，1.5為剔除值的逐步回歸分析，結(jié)果有11個因素引入到回歸方程中，分別為：市區(qū)個體勞動者、市區(qū)第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重、市區(qū)第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重、市區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值、市區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值、市區(qū)利稅總額、市區(qū)百元資金實現(xiàn)利稅、市區(qū)客運總量、市區(qū)社會消費品零售總額、市區(qū)實際利用外資金額和市區(qū)職工年平均工資。逐步回歸分析的離差平方和為55845.2656、回歸平方和為55841.3555、殘差平方和為3.9090、復(fù)相關(guān)系數(shù)為1.0000?？梢钥闯觯蒙鲜?1個變量構(gòu)建的回歸方程和16個變量的多元回歸分析效果相差不大，其F統(tǒng)計量為F(11,11)=1299.0813，遠大于顯著性水平0.01下的F臨界值4.54，說明引入變量回歸效果顯著。從回歸結(jié)果看，回歸誤差最高為3%，有8個城市幾乎為0，因此回歸效果很好，完全可以用逐步回歸分析取代16個因素的多元回歸分析；而9個因素多元回歸分析效果不太理想，有6個城市回歸誤差超過10%，最高誤差達27%，因此9個相關(guān)性較強的因素進行回歸的效果不太理想。
可見，流動人口50萬以上城市的回歸效果較好，其中用回歸分析得到的11個因素可以很好地表達流動人口總量，并用于預(yù)測的目的，回歸方程為：
流動人口總量（萬人）＝-64.2655+0.2877*市區(qū)個體勞動者（萬人）+0.9874*市區(qū)第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重(%)-2.9195*市區(qū)第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重(%)+0.2680*市區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）-0.1720*市區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值（億元）-0.8649*市區(qū)利稅總額（億元）+5.1261*市區(qū)百元資金實現(xiàn)利稅（元）-0.0051*市區(qū)客運總量（萬人）+0.0531*市區(qū)社會消費品零售總額（億元）+13.0708*市區(qū)實際利用外資金額（億元）+0.0208*市區(qū)職工年平均工資（元）
3、研究結(jié)論
通過對中國城市流動人口影響因素的定量研究，得出如下結(jié)論：
(1)城市流動人口規(guī)模與市區(qū)從業(yè)人口、市區(qū)個體勞動者人數(shù)、市區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值、市區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值、市區(qū)利稅總額、市區(qū)固定資產(chǎn)投資總額、市區(qū)社會消費品零售總額、市區(qū)實際利用外資金額和市區(qū)職工年平均工資相關(guān)顯著；與市區(qū)人口、市區(qū)非農(nóng)業(yè)人口、市區(qū)第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重、市區(qū)第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重、市區(qū)百元資金實現(xiàn)利稅和市區(qū)客運總量相關(guān)不顯著；與地區(qū)人口呈負相關(guān)。
(2)流動人口超過50萬以上的城市，其流動人口規(guī)模與市區(qū)的社會經(jīng)濟因素回歸效果較好，回歸方程可以用于預(yù)測。
【參考文獻】
[1]Bouvier,LeonF.,withHenryS.ShryrockandHarryW.Henderson.International
migration:Yesterday,today,andtomorrow.PopulationBulletin,1977,(32):26.
[2]Stouffer,S.A.InterveningOpportunities:Atheoryrelatingmobilityanddistance.
AmericanSociologicalReviews,1940,(5):845～867.
[3]蔡fǎng＠①.人口遷移和流動的成因、趨勢與政策[J].中國人口科學(xué)，1995,(6):8-16.
[4]丁軍.沿海地區(qū)城鄉(xiāng)人口流動制度屏障分析[J].城市問題，1993,(2):21-24.
[5]李永寵.對我國流動人口制度的探究[J].經(jīng)濟問題，1995,(12):14-16.
文獻標識碼：A
doi：10.19311/j.cnki.16723198.2017.09.007
1緒論
改革開放以來，我國人口流動表現(xiàn)出大規(guī)模和急劇增長趨勢。2014年我國流動人口總量達到2.53億，預(yù)計到2020年，我國流動遷移人口將增長到2.91億。大規(guī)模的人口流動必然會促使我國城市化進程的加快，隨著人口流動總量的迅速增加，2015年我國城市化水平為56.1%。
人口遷移流動和城市化關(guān)系的研究，主要體現(xiàn)在以下幾個方面：一是從區(qū)域經(jīng)濟學(xué)相關(guān)理論的視角出發(fā)，探討人口流動與城市化的關(guān)系，如馮云廷、任遠等通過研究發(fā)現(xiàn)，城市化過程是資源與要素在城鄉(xiāng)地域間和產(chǎn)業(yè)間重新配置和組合的過程，勞動力的遷移流動和重新分布是其中的一個重要部分。二是從發(fā)展經(jīng)濟學(xué)的視角討論人口流動與城市化的關(guān)系，Lewis指出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提高，導(dǎo)致了農(nóng)村剩余勞動力成為人口城市化的源泉，而Rosenzweig and Stark則從風(fēng)險理論的角度，發(fā)現(xiàn)低收入國家中婦女鄉(xiāng)城遷移往往與原生家庭存在某種契約關(guān)系，其婚姻和契約目的是在有信息成本和空間共變風(fēng)險的環(huán)境中，減輕收入風(fēng)險。三是從人口城市化理論的視角討論人口流動與城市化的關(guān)系，如李競能認為，城市化是人口向城市集聚和城市人口自然增長所導(dǎo)致城市人口比重上升的過程，因此城鄉(xiāng)人口遷移集聚和城市部門人口的自然增長共同構(gòu)成了城市發(fā)展的源泉。除此之外，我國學(xué)者更多的是從數(shù)理角度分析我國城市化水平提高的影響因素，分析我國城市人口增長來源等。
海南省作為我國最大的經(jīng)濟特區(qū)，其城市化進程和人口流動尤其獨有的特點，本文將從城市化與人口流動之間關(guān)系的理論和實證研究出發(fā)，分析海南省18個縣市人口流動現(xiàn)狀、城市化現(xiàn)狀及二者之間的關(guān)系，以期尋找海南省人口流動和城市化進程中存在問題，并提出相應(yīng)對策。
2海南省人口流動、城市化現(xiàn)狀分析
2.1海南省人口流動現(xiàn)狀及特征
本文重點分析海南省18個縣市人口流入規(guī)模，所采用數(shù)據(jù)來源于1991-2015年《海南省統(tǒng)計年鑒》，用地區(qū)常住人口與戶籍人口的差額來衡量海南省及各縣市人口流動情況。
2.1.1流入人口規(guī)模波動起伏較大
由圖可知，1990年和1991年人口機械增長為正，以人口流入為主；1992-1994年，流入人口數(shù)出現(xiàn)負值，海南省出現(xiàn)一定的人口流出；1995-1997年，海南省出現(xiàn)較小規(guī)模的人口流入；1998年海南省流入人口為-6943人，意味著在1998年海南省人口凈流出6943人；從2001年開始到2011年為止，海南省人口流入規(guī)模表現(xiàn)出波動中增長狀態(tài)，增長較為平穩(wěn)；但是從2012年開始到2014年為止，海南省的人口流入規(guī)模均為負值，此時海南省成為人口凈流出區(qū)。
1988年海南省成?榫?濟特區(qū)，得益于諸多優(yōu)惠政策，促使經(jīng)濟迅速發(fā)展，吸引較多的外來人口進入海南省進行海島開發(fā)建設(shè)，其他區(qū)域人口向海南省集聚，集聚規(guī)模呈現(xiàn)緩慢增長態(tài)勢。隨著人口凈流入增多和海南省開發(fā)進程的加快，流入人口的生活成本不斷增高，逐步出現(xiàn)人口地理飽和和經(jīng)濟飽和，加之受金融危機的影響，導(dǎo)致以旅游產(chǎn)業(yè)作為支柱產(chǎn)業(yè)的海南島對人口流動吸引力降低，出現(xiàn)從2012年開始的人口流入規(guī)模為負的情況。
2.1.2?？凇⑷齺喌群诵某鞘腥丝诹魅胍?guī)模遠超其他縣市
地理位置、自然環(huán)境和經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定了人口流入規(guī)模在海南省內(nèi)部出現(xiàn)地域差異。由圖可知，海口市人口流入規(guī)模在1990年為10940人，到2014年增至547636，而三亞市人口流入規(guī)模在1990年僅為4740人，到2014年增至156336人，即使在全省人口流入規(guī)模出現(xiàn)負值的情況下，?？谑?、三亞市依然保持較高的人口流入，保持對流動人口較強的吸引力，二者流入人口占全省總流入人口的比重在1990-2014年間呈波動上升趨勢。三亞市人口流入規(guī)模雖一度降到-148人，但作為海南省南部經(jīng)濟中心，旅游業(yè)為該市支柱產(chǎn)業(yè)，旅游資源和房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展促使人口流入規(guī)模呈現(xiàn)上升的態(tài)勢。余下11個縣市的人口流入規(guī)模均有較大起伏，表現(xiàn)出明顯的升降交替狀態(tài)，其對流動人口的吸引力較弱。
各縣市人口流入規(guī)模地區(qū)不均衡的主要原因是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的差異使省域內(nèi)人口流入規(guī)模出現(xiàn)兩極分化。?？谑泻腿齺喪蟹謩e為海南省省會和南部經(jīng)濟中心，經(jīng)濟發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)遠遠高于其他縣市，對區(qū)域內(nèi)和區(qū)域外的人口都有較強的吸引力，流動人口更多的向?？诤腿齺喖邸H旅游島戰(zhàn)略的實施，旅游景點較好、交通便利的縣市諸如儋州市、東方市、瓊中縣等地區(qū)逐步成為人口流入的次要選擇區(qū)。而余下的11各縣市受制于經(jīng)濟發(fā)展水平、區(qū)位條件，對人口流入的吸引力較小，甚至成為人口凈流出區(qū)域。
2.2海南省城市化基本狀況分析
本文主要通過研究海南省全省及各縣市城市化率來反映海南省城市化現(xiàn)狀，文中城市化率采用年末城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋肀硎尽?/p>
2.2.1海南省城市化基本特征
（1）海南省城市化水平整體有較大提高。
借助經(jīng)濟特區(qū)、國際旅游島建設(shè)等的優(yōu)惠政策和契機，海南省的城市化水平在不斷提高。由圖可知，從1989年到2014年，海南省城市化率從17.59%提高到53.76%，城市化水平每年提升大約1.39個百分點。海南省城市化整體水平的提高，既得益于海南省建省以來的各項優(yōu)惠政策，又得益于海南省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，二者共同推動了海南省經(jīng)濟的快速發(fā)展，加之海南省人口流入規(guī)模的不斷擴大，促使其城市化水平不斷提高。
（2）省內(nèi)各縣市城市化水平空間發(fā)展不均衡。
受地理環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展等的影響，城市化水平區(qū)域差異明顯、各縣市極度不均衡的特征。如圖所示，作為省會城市的海口市和南部經(jīng)濟中心的三亞市，無論是城市化規(guī)模還是城市化水平均與遠遠高于其他縣市。2014年海口市和三亞市的城市化率為76.61%和7097%，遠遠高于2014年海南省城市化的平均水平5376%；而2014年城市化水平最低的白沙縣城市化率僅為31.55%，遠遠低于全省城市化平均水平。
由圖可知，海南省各縣市年均城市化率與增長速度之間基本遵循了“城市化水平較高則城市化增長速度相對較低”的關(guān)系。1989-2014年間，?？谑心昃鞘谢阶罡?，達到7321%，但其城市化水平的年均增長率最低，僅為0.07%；年均城市化水平最低的是樂東縣，年均城市化率為18.50%；城市化水平增長最快的為三亞市，年增長率達到1.65%。
從各縣市城市化水平及其增長率看，城市化水平及其增長率在空間上存在較大差距。?？谑小⑷齺喪?、五指山市的年均城市化水平處于最高位置，分別為7321%、43.71%和45.47%；其次處于較高年均城市化水平和相對較低增長速度的縣市主要為昌江縣、瓊中縣、保亭縣、定安縣、儋州市，城市化率接近全省平均水平，城市化率增長速度較為緩慢。文昌市、瓊海市、萬寧市等城市化率和城市化率增長速度均較高，年均城市化率分別為21.93%、24.22%、21.61%，其城市化率增長速度為1.4%、1.3%、1.35%。
總體而言，海南省各縣市年均城市化率與城市化率增長速度基本呈負相關(guān)關(guān)系，由于海南省?炔扛饗厥芯?濟發(fā)展水平和城市化水平極度不均衡，導(dǎo)致大多數(shù)地區(qū)的年均城市化率低于全省平均水平，較低年均城市化率的縣市所對應(yīng)的城市化率增長速度則相對較高，而三亞市無論年均城市化率還是城市化率增長速度均較高，主要得益于三亞市旅游資源的開發(fā)所導(dǎo)致的城市化進程迅速加快。
3海南省人口流動對城市化影響的實證分析
在“人口流動-經(jīng)濟增長-城市化”這一思路的指導(dǎo)下，引入城市化與經(jīng)濟增長的多元線性回歸分析，將貿(mào)易、人口流動、人力資本等納入城市化影響因素中，分析海南省城市化進程與三者之間的關(guān)系。其中，城市化進程用城市化水平U來表示，采用海南省1990-2014年的城市人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎兀ǔ鞘谢剩﹣砗饬浚毁Q(mào)易部分采用人均進出口額T來衡量，一個國家或地區(qū)對外開放程度一方面可以推動工業(yè)發(fā)展進而影響城市化率，另一方面可以提高農(nóng)產(chǎn)品出口，促進農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移，文中采用1990-2014年海南省人均進出口額；文中采用地區(qū)人口流入率RF作為測度人口流動的指標，反映海南省1990-2014年間人口流動情況，而地區(qū)人口流入率則通過流入人口與地區(qū)常住人口的比值來體現(xiàn)；而對人力資本H的度量，文中將采用人均受教育年限進行衡量，即人均受教育年限=小學(xué)學(xué)歷人數(shù)占總?cè)丝诒戎亍?+初中學(xué)歷人數(shù)占總?cè)丝诒戎亍?+高中學(xué)歷人數(shù)占總?cè)丝诒戎亍?2+大專及以上學(xué)歷人數(shù)占總?cè)丝诒戎亍?6。
為了更準確反應(yīng)流動人口對城市化進程的影響，文中將構(gòu)建城市化與人口流動關(guān)系的多元回歸模型：U=β0+β1T+β2RF+β3H+ui，其中，U表示城市化率，T表示人均進出口額，RF表示地區(qū)人口流入率，H表示人均受教育年限。
運用1990-2014年間海南省對應(yīng)數(shù)據(jù)進行計量回歸，回歸結(jié)果為：
U=-3.1511+0.1026T+0.3028RF+0.5836H
R2=0.91872=0.9071
從回歸結(jié)果可以看出，城市化水平的91.87%取決于地區(qū)人均進出口總額、人口流入率和人均受教育年限。回歸結(jié)果表明：海南省人均進出口總額每增加1美元，城市化率水平將會提升0.1026個百分點；海南省人口流入率每增加1%，城市化水平將會提高03028個百分點；海南省人均受教育年限每增加1年，城市化率將會提升0.5836個百分點。
由城市化水平影響因素多元回歸結(jié)果可知，人均進出口額的增加對城市化水平的影響同樣為正，表明海南省對外貿(mào)易的發(fā)展能夠促進海南省工農(nóng)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進而促進海南省經(jīng)濟水平的提高，帶來海南省城市化水平的提高。人口流入對城市化水平的提高有顯著的正向影響，表明每年流入海南省的人口直接參與了海南省的城市化建設(shè)，或直接成為海南省城市人口的一部分，進而推動所在地區(qū)城市化水平的提高，或通過旅游、工作等方式促進海南省經(jīng)濟發(fā)展，進而推動海南省城市化的進程。同樣，人均受教育年限對城市化水平的影響為正，表明海南省人口質(zhì)量的提升能夠促進海南省人力資本的質(zhì)量，使得海南省人力資本積累的速度加快，能夠吸引更多的人力資本流入，必定會促進城市化水平的提高。
4結(jié)論及建議
4.1結(jié)論
（1）海南省流入人口規(guī)模波動起伏較大，?？?、三亞等核心城市人口流入規(guī)模遠超其他縣市；（2）人口流入空間布局存在較大差異，人口流入中心在時空演變主要表現(xiàn)為以?？谑?、三亞市為主；（3）海南省城市化水平整體有較大提高，但省內(nèi)各縣市城市化水平時空發(fā)展不均衡；（4）海南省各縣市年均城市化率與增長速度之間基本遵循了“城市化水平較高則城市化增長速度相對較低”的關(guān)系；（5）人口流入對城市化水平的提高有顯著的正向影響，表明每年流入海南省的人口直接參與了海南省的城市化建設(shè)，或直接成為海南省城市人口的一部分，進而推動所在地區(qū)城市化水平的提高，或通過旅游、工作等方式促進海南省經(jīng)濟發(fā)展，進而推動海南省城市化的進程。
onIts Determinants and Modes of Incorporation.International-Migration-Review，vol.23，no.3，fall，1989，pp.606-630.），其中最有影響的是“推拉理論”。本文試圖運用推拉理論模型對影響中國農(nóng)民工流動的因素進行分析。本文的核心假設(shè)是，中國的推拉模型與國際上相比有巨大差異，其中最突出的差別是，由于戶籍制度的影響，推和拉都發(fā)生了變形。本文將分析在中國戶籍制度背景下產(chǎn)生的特殊的推拉模型。文章所使用的實證數(shù)據(jù)主要來源于筆者近年來所組織的一些問卷訪談（注：這些調(diào)查包括：(1)1999年8月，筆者對四川15個區(qū)縣農(nóng)村地區(qū)移民和外出農(nóng)民工家庭進行的調(diào)查，本調(diào)查采取入戶訪談方式，共完成農(nóng)民家庭戶有效問卷451份，其中所記錄的外出農(nóng)民工為278人；(2)2000年11-12月在北京市豐臺區(qū)進行的調(diào)查，共完成北京市居民有效問卷752份，流動人口有效問卷493份；(3)2001年5-12月在遼寧、黑龍江、河北、河南、山西、內(nèi)蒙古、寧夏、山東農(nóng)村等地對農(nóng)民工流出地進行的調(diào)查，共完成農(nóng)民家庭戶訪談有效問卷547份，其中所記錄的外出農(nóng)民工為236人；(4)2002年3-4月在北京市朝陽區(qū)進行的調(diào)查，共完成北京市居民有效問卷504份，流動人口有效問卷307份。以上4次調(diào)查均采取調(diào)查員面對面訪談方式，訪談成功率均超過97%。此外，本文還采用了過去的一些個案調(diào)查材料，這些個案的調(diào)查地點均為北京地區(qū)。在此謹對協(xié)助筆者完成問卷調(diào)查和個案材料的學(xué)生深表謝意。）。
一、推拉理論與影響中國農(nóng)民工流動的推拉因素
1.推拉理論
“推拉理論”(push and pull theory)是研究流動人口和移民的重要理論之一，它認為，在市場經(jīng)濟和人口自由流動的情況下，人口遷移和移民搬遷的原因是人們可以通過搬遷改善生活條件。于是，在流入地中那些使移民生活條件改善的因素就成為拉力，而流出地中那些不利的社會經(jīng)濟條件就成為推力。人口遷移就是在這兩種力量的共同作用下完成的。當(dāng)然，以往的研究也提出，流入地和流出地各自都有推和拉兩種因素，即流入地和流出地都同時具有吸引和排斥兩方面的作用力；此外，在流入地和流出地之間還有中間障礙因素，比如流入地與流出地之間的文化差異也會對流動產(chǎn)生影響。
2.農(nóng)民工外出的經(jīng)濟驅(qū)動力
近來的一些研究表明，農(nóng)民工的外出有愈演愈烈之勢。2002年調(diào)查中詢問：“您是哪一年第一次外出的？”結(jié)果回答1999-2002年的占50.3%（153人），1995-1998年的占29.6%（90人），1990-1994年的占13.5%（41人），1979-1989年的占6.6%（20人），可以看出，絕大部分被調(diào)查對象是新近幾年首次外出的。那么，是什么因素促使農(nóng)民工高比例流出的呢？2000年和2002年的調(diào)查均詳細詢問了農(nóng)民工外出的原因，結(jié)果見表1和表2。
對比2002年與2000年的調(diào)查結(jié)果，雖然有差異，但如果將排在前五位的回答進行比較，就會發(fā)現(xiàn)，前五位的內(nèi)容是完全一致的。即屬于農(nóng)村推的因素有三個（農(nóng)村收入水平太低、農(nóng)村缺乏發(fā)展機會、農(nóng)村太窮），屬于城市拉的因素有兩個（城市收入高、外出見世面）。2002年將“城市收入高”列為外出驅(qū)動的第一位因素，2000年將“農(nóng)村收入水平太低”列為第一位驅(qū)動因素。其實，農(nóng)村中推的力量與城市中拉的力量是影響農(nóng)民工外出流動的兩個方面；再者，所謂農(nóng)村收入低是與城市收入高對比而言的，所以，這里的驅(qū)動因素實際上是一回事。筆者試將表1和表2列在第一位的因素總結(jié)為“經(jīng)濟收入的驅(qū)動力”，不管是農(nóng)村收入低還是城市收入高，核心問題是經(jīng)濟收入的驅(qū)動力驅(qū)使大量農(nóng)民工外出。
對比我國城市居民與農(nóng)村居民的人均消費水平，一個城市居民的消費水平相當(dāng)于一個農(nóng)村居民消費水平的倍數(shù)，在改革開放以前，高的時候曾達到2.9倍；改革開放初期，由于農(nóng)村改革充當(dāng)了先鋒，低的時候曾為2.2倍到2.3倍。然而，隨著市場改革在城市的推進，到了90年代初期以后，城鄉(xiāng)消費差距比例不斷攀升，到90年代末期和新世紀初葉，已經(jīng)超過3.6倍。在如此巨大的差距下，以經(jīng)濟利益為核心的推力和拉力，兩者都是十分巨大的。
表1 哪些因素影響您外出？（2002年）（總?cè)藬?shù)307人）
影響外出的因素
推還是拉 排列位次 選擇的百分比(%)
城市收入高
拉
1
54.8
外出見世面
拉
2
52.1
農(nóng)村收入水平低，沒有掙錢機會 推
3
48.5
農(nóng)村太窮，生活太苦
推
4
43.9
農(nóng)村缺乏更好的發(fā)展機會
推
5
38.7
別人都出來了，受別人影響
拉
6
34.1
城市生活條件好
拉
7
31.1
對在家鄉(xiāng)從事的職業(yè)不滿意
推
8
27.5
農(nóng)村稅費過重
推
9
27.2
呆在家里沒事干
推
10
25.2
家鄉(xiāng)學(xué)習(xí)條件差、受教育機會少 推
11
24.6
不愿意干農(nóng)業(yè)
推
12
23.3
家鄉(xiāng)封閉保守，思想不解放
推
13
18.4
村干部作風(fēng)惡劣
推
14
14.8
想外出多生孩子
拉
15
2.0
表2 哪些因素影響您外出？（2000年）（總?cè)藬?shù)493人）
影響外出的因素
推還是拉 排列位次 選擇的百分比(%)
農(nóng)村收入水平太低，沒有掙錢機會 推
1
62.6
農(nóng)村缺乏更好的發(fā)展機會
推
2
62.3
外出見世面
拉
3
58.5
城市收入高
拉
4
57.5
農(nóng)村太窮，生活太苦
推
5
54.9
對在家鄉(xiāng)從事的職業(yè)不滿意
推
6
37.2
別人都出來了，受別人影響
拉
7
35.4
家鄉(xiāng)封閉保守，思想不解放
推
8
34.3
農(nóng)村稅費過重
推
9
26.6
城市生活條件好
拉
10
25.2
家鄉(xiāng)學(xué)習(xí)條件差、受教育機會少
推
11
21.3
村干部作風(fēng)惡劣
推
12
16.1
當(dāng)?shù)厝穗H關(guān)系復(fù)雜、難處
推
13
5.9
和領(lǐng)導(dǎo)關(guān)系不好
推
14
2.0
想外出多生孩子
拉
15
0.4
那么，農(nóng)民工進城以后，可以獲得多大的經(jīng)濟利益？本研究對比了農(nóng)民工在城市中的收入與自己在家鄉(xiāng)時的收入（參見表3）。
筆者2002年的調(diào)查顯示，進城前與進城后的年收入比較，農(nóng)民工平均比進城前多收入8738.3元。表3顯示，90.1%的農(nóng)民工進城后，收入都比在家鄉(xiāng)時有了明顯上升。其中，約20%的人高出10000元及以上，而52.4%的人高出5000元及以上。巨大的經(jīng)濟差異作為一種驅(qū)動力，促使越來越多的農(nóng)民流入城市。
表3 農(nóng)民工在城市中的收入比自己在家鄉(xiāng)收入高出的數(shù)額（2002年）
按高出數(shù)額分組（人民幣：元） 人數(shù)
各組的百分比
24000及以上
16
5.9
10000-23999
38
13.9
6500-9999
43
15.8
5000-6499
46
16.8
3000-4999
52
19.0
1000-2999
47
17.2
200-999
4
1.5
與在家鄉(xiāng)時收入相等
16
5.9
低于在家鄉(xiāng)時收入
11
4.0
合計
273
關(guān)鍵詞 人口流動；地區(qū)差距；經(jīng)濟增長
中圖分類號 C924 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104(2008)05-0027-07
改革開放以來特別是1990年以來我國經(jīng)濟增長的地區(qū)差距逐漸擴大。從經(jīng)濟總量上來看，東部地區(qū)占全國經(jīng)濟總量的比重不斷提高，而中西部地區(qū)所占經(jīng)濟總量的比重越來越低，這客觀上說明了我國地區(qū)經(jīng)濟增長差距擴大的事實。與此相應(yīng)的是，改革開放以來我國流動人口的數(shù)量在三大地帶間的分布差距也較大，總體上來看，流動人口大都是向東部沿海地區(qū)發(fā)生轉(zhuǎn)移，這也造成了我國流動人口地區(qū)分布不均衡的事實。發(fā)展經(jīng)濟學(xué)理論以及我國經(jīng)濟增長 的事實已經(jīng)為我們證明，經(jīng)濟增長的地區(qū)差距肯定可以對人口的流動產(chǎn)生重要的導(dǎo)向作用。大多數(shù)流動人口選擇流向經(jīng)濟較為發(fā)達的沿海地區(qū)，而只有少量的人口流動到經(jīng)濟不發(fā)達的地區(qū)，這是一種現(xiàn)實存在的經(jīng)濟現(xiàn)象，給人的印象是，因為地區(qū)發(fā)展差距的存在影響了人口流動地區(qū)的選擇，但是，如果從歷史的角度來看待這個問題，我們最想知道的是，①我國自改革開放以來人口流動的不均衡趨勢是否是構(gòu)成我國地區(qū)差距形成格局的原因之一?②如果是，我國人口流動的地區(qū)分布不均衡對我國地區(qū)經(jīng)濟增長地區(qū)差距的形成產(chǎn)生怎樣的影響?③如果產(chǎn)生影響的話，那么，究竟產(chǎn)生多大程度上的影響?本文試圖借用新古典經(jīng)濟學(xué)中的“收斂”理論來研究我國自1978年以來的地區(qū)差距形成過程中人口流動的影響。
1 “收斂”理論及其在我國經(jīng)濟實踐中的應(yīng)用
經(jīng)濟工作者們在研究我國地區(qū)間收斂的時候一般將地區(qū)收斂分為β收斂和σ收斂，其中β收斂是指初期人均產(chǎn)出水平較低的經(jīng)濟體比初期人均產(chǎn)出水平較高的經(jīng)濟體在人均產(chǎn)出增長率、人均資本增長率等人均項目上以更快的速度增長；而σ收斂是指不同經(jīng)濟體間人均收入的離差隨時間的推移而趨于下降。其中，β收斂是相對產(chǎn)出增量（經(jīng)濟增長速度）而言的，σ收斂是相對產(chǎn)出存量水平（人均收入水平）而言的。
相比較而言，β收斂反映的經(jīng)濟差異主要由“絕對收斂”和“條件收斂（conditional convergence）”兩種情況，其中“絕對收斂”的基點存在于不同經(jīng)濟體的初始收入水平的差異上，而隨著較貧窮經(jīng)濟體經(jīng)濟增長速度的加快，其經(jīng)濟增長的速度由于快于較富裕地區(qū)的經(jīng)濟增長速度，因而使得具有不同初始收入水平的經(jīng)濟體最終都能夠達到共同富裕的穩(wěn)態(tài)，這意味著在一個樣本或經(jīng)濟群體中，人均收入水平具有均等化的趨勢，最初貧窮的經(jīng)濟體將增長得更快，直到他們追趕上富裕的經(jīng)濟體為止，從長期來看，達到穩(wěn)態(tài)以后，群體中所有成員的人均收入將相同。而對于“條件收斂”來說，各個成員最終將收斂于自身的穩(wěn)態(tài)，并且其成員之間的穩(wěn)態(tài)可能彼此不同，因此，即便是在嘗試之中，不平等仍然可能會持續(xù)下去，不同經(jīng)濟體的相對位置也會存在下去，換句話說，富裕地區(qū)仍將保持富裕，貧困地區(qū)仍將保持貧困?！皸l件收斂”的前提是收斂的發(fā)生反映了經(jīng)濟體結(jié)構(gòu)性差異的變動，經(jīng)濟體的福利改善與區(qū)域結(jié)構(gòu)性因素的差別密切相關(guān)，因而表現(xiàn)出一定的影響變量的外生性。
研究中國地區(qū)差異的學(xué)者們成功地借鑒了“收斂（convergence）”理論并將其應(yīng)用到對中國地區(qū)差距的研究實際中來，本文對我國地區(qū)差距形成過程中人口流動的影響分析也借用這一理論作為分析工具。事實上，“收斂”是考察一個國家或地區(qū)間經(jīng)濟增長差異的經(jīng)濟學(xué)概念，其實質(zhì)是驗證在一些結(jié)構(gòu)相似、初始收入水平相同的國家或地區(qū)在經(jīng)過一段長時期的發(fā)展之后，其人均收入是否會相互趨同。從時間上來看，經(jīng)濟學(xué)家們對收斂的研究首先是從研究國家間的收斂開始的，國外一般的研究結(jié)果大致認為經(jīng)濟增長在國家間具有收斂特征，一般是以“俱樂部收斂”（club convergence）的形式出現(xiàn)，即在經(jīng)濟增長的過程中，一些結(jié)構(gòu)相似、初始收入水平相同的國家或地區(qū)的人均收入在長時期的范圍內(nèi)會相互收斂或者趨同［1］。除了研究國家間的趨同外，也有相當(dāng)數(shù)量的研究者對一個國家內(nèi)部的收斂產(chǎn)生了濃厚的興趣，這主要是基于國家內(nèi)部的區(qū)域間具有的三個特征：首先，盡管地區(qū)間存在著技術(shù)、偏好、制度方面的差異，但相對于國家間的差異來說，國家內(nèi)部地區(qū)間的差異顯然要弱得多；其次，要素在區(qū)域間要比在國家間更具有流動性，而這可以加快地區(qū)間經(jīng)濟增長的收斂速度；最后，各個地區(qū)都面對同一個政府，中央政府的行為和政策對區(qū)域間收入差異的變動會產(chǎn)生境況迥異的影響，而這種影響恰恰就是研究者感興趣之處。
客觀上來說，在1990年以前我國各地區(qū)的經(jīng)濟增長呈現(xiàn)收斂的趨勢，到了1990年以后則迅速發(fā)散［2］，這與林毅夫等人［3，4］的發(fā)現(xiàn)稍有區(qū)別，林毅夫采用基尼系數(shù)的方法測度了中國的地區(qū)差距，發(fā)現(xiàn)1986－1990年間，中國地區(qū)差距的上升幅度并不明顯，1990年以后的上升幅度略大，1990年基尼系數(shù)只有0.241 4，到1995年已上升到0.274 7。一個比較一致的解釋是，中國的經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出較強的地域特性。
一般地認為，中國改革開放以來的地區(qū)間經(jīng)濟增長出現(xiàn)了“俱樂部收斂”現(xiàn)象［5］，而從中國經(jīng)濟的整體來看，1978-1990年期間中國地區(qū)間的經(jīng)濟增長確實存在條件收斂特征，并且以每年約2%的速度收斂，在這段時間內(nèi)，中國經(jīng)濟增長的地區(qū)差距逐漸縮小，但是，自1990年以后，中國經(jīng)濟增長的地區(qū)差距日益明顯，這段時間經(jīng)濟增長以約1%的速度發(fā)散，相應(yīng)地，地區(qū)差距日漸擴大。據(jù)此，國內(nèi)部分學(xué)者經(jīng)過研究我國各地區(qū)之間的經(jīng)濟增長情況之后認為，我國地區(qū)間的經(jīng)濟增長不僅存在著顯著的“俱樂部收斂”特征，而且存在著“條件收斂”的特征；更進一步，蔡和都陽（2000）對中國地區(qū)經(jīng)濟增長收斂問題做了初步的分析，他們注意到我國東、中、西部三大地帶內(nèi)部都存在收斂現(xiàn)象（其中，西部地區(qū)的內(nèi)部收斂趨勢較弱），但三大地帶間的經(jīng)濟差距卻擴大了，他們在研究中控制了初始人力資本、投資率等變量后的結(jié)果表明：各地區(qū)間存在“條件收斂”。
2 人口流動影響地區(qū)差距形成的理論回顧
盡管已經(jīng)對我國各地區(qū)經(jīng)濟增長的收斂特征有所了解，但是，我國大規(guī)模的跨區(qū)域流動人口對這種收斂的結(jié)果如何產(chǎn)生影響我們尚不清楚，事實上，國內(nèi)外有關(guān)人口流動對地區(qū)經(jīng)濟增長收斂效應(yīng)產(chǎn)生影響的研究文獻有很多，但更多的研究將重點放在探究人口流動是否是構(gòu)成地區(qū)收斂原因的討論上。
2.1 國外的爭論
國外在人口流動對地區(qū)收斂（趨同）影響問題的研究上爭論較多?？姞栠_爾和赫爾西曼就非常懷疑勞動力的流動必然會導(dǎo)致趨同。Barro對跨國數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究結(jié)果顯示，人口流動并不對經(jīng)濟增長產(chǎn)生收斂性的結(jié)果，但對美國1800-1990年間的州際數(shù)據(jù)研究后發(fā)現(xiàn)，人口流動對經(jīng)濟增長產(chǎn)生絕對收斂的特征。此外，Barro和SalaiMartin［6,7］在利用美國1900-1990年的數(shù)據(jù)，日本1955-1990年的數(shù)據(jù)，德國、意大利、法國、西班牙1950-1990年的數(shù)據(jù)以及英國1960-1980年的數(shù)據(jù)作進一步研究時卻發(fā)現(xiàn)：人口流動不能作為這些國家地區(qū)收斂的解釋變量。盡管后來Barro通過技術(shù)手段在他的模型中排除了人口流動的內(nèi)生性，但他仍然沒有發(fā)現(xiàn)人口流動對地區(qū)收斂的有效作用。Puga［8］用壟斷競爭模型和一般均衡分析的方法，研究了人口在自由流動和完全不能自由流動情況下貿(mào)易成本的變化對地區(qū)經(jīng)濟差異的影響。這一模型很好地解釋了東南亞國家經(jīng)濟水平與歐美發(fā)達國家收斂的現(xiàn)象，但是卻不能解釋一個國家內(nèi)（如中國）貿(mào)易成本很低情況下，地區(qū)經(jīng)濟增長的差異性矛盾。但是，經(jīng)驗研究告訴我們，區(qū)域經(jīng)濟差距形成的原因之一就是區(qū)域間勞動力的選擇性流動［9］，而恰恰因為地區(qū)差距本身往往會對勞動力的流動方向產(chǎn)生引導(dǎo)性的作用，從而才會導(dǎo)致勞動力的流動促進地區(qū)間經(jīng)濟增長收斂的直接后果［10］。
因此，人口流動對地區(qū)差距的影響肯定存在，之所以沒有發(fā)現(xiàn)這種影響的原因可能恰恰表現(xiàn)在技術(shù)手法上。Taylor和Williamson［11］引進了一個技術(shù)方法解決了這一問題。他們對這一問題的研究打破了常理，在提出“如果沒有勞動力流動，收斂情況會怎樣？”的問題后，他們研究了1870-1910年發(fā)生了大量移民的17個國家的收斂情況，發(fā)現(xiàn)大規(guī)模的移民對這些國家的人均GDP的貢獻達到50%，這就說明：人口流動對地區(qū)收斂有決定性的作用。
2.2 國內(nèi)的爭論
國內(nèi)在人口流動對地區(qū)收斂影響的研究上結(jié)論基本一致：認為人口流動確實對地區(qū)收斂產(chǎn)生至關(guān)重要的作用，并有效的縮小了地區(qū)的發(fā)展差距。針對Barro和SalaiMartin的研究，姚枝仲認為美國州際之間的勞動力流動沒有成本，而跨國人口流動卻存在嚴重的制度障礙，這種人口流動程度的不同是造成Barro和SalaiMartin結(jié)論有偏的根本原因。他利用Taylor的技術(shù)手段研究指出，1985-1990年期間勞動力流動對我國地區(qū)差距縮小的貢獻大約為12%，最后他得出結(jié)論：勞動力流動對于消除地區(qū)之間要素稟賦差異的作用明顯，因而可以有效地消除地區(qū)間的經(jīng)濟差距從而實現(xiàn)“條件收斂”。王德等人［12］利用同樣的技術(shù)手法，研究了1985-2000年間我國人口流動對區(qū)域經(jīng)濟差異的均衡作用，認為人口流動在1990年前后使十幾個省區(qū)的GDP值平均增加了1.5%，并使這些省市的基尼系數(shù)分別降低1.6%～7.5%，他們還驗證了省際間人口流動對地區(qū)差距的形成確實起到延緩作用。針對Puga模型在中國應(yīng)用的失效，范紅忠［13］將其解釋為Puga模型假設(shè)條件的極端性所致，即Puga模型要么假設(shè)人口自由流動（成本為零），要么假設(shè)人口不能流動（成本無窮大），而這兩種極端情況在我國的人口流動過程中基本很少見。劉強［14］的研究結(jié)果也顯示，大規(guī)模的勞動力區(qū)際流動是中國地區(qū)間經(jīng)濟增長收斂的重要誘發(fā)因素。Lu認為勞動力的流動對于減少城鄉(xiāng)收入差距是至關(guān)重要的。王小魯［15］ 也認為：在市場條件下，勞動力在地區(qū)間的流動將有助于縮小地區(qū)間的勞動報酬差距和人均GDP差距。
但是，林毅夫［16］在研究了地區(qū)不平等與勞動力轉(zhuǎn)移的關(guān)系后發(fā)現(xiàn)，1985-1990年期間，勞動力地區(qū)間的轉(zhuǎn)移與地區(qū)發(fā)展差距之間不存在太大的聯(lián)系（二者之間的彈性值為0.197），他認為，由于推動地區(qū)差距的其他影響力量的存在以及我國對勞動力區(qū)際轉(zhuǎn)移的限制因素的影響，20世紀90年代我國不斷增強的勞動力地區(qū)間遷移對地區(qū)間增長收斂的影響作用是不充分的。
3 我國人口流動對經(jīng)濟增長地區(qū)收斂效應(yīng)產(chǎn)生影響的檢驗
顯然，由于不同學(xué)者的研究角度不同，因此分別得出的有關(guān)人口流動對地區(qū)經(jīng)濟增長收斂效應(yīng)產(chǎn)生影響的程度肯定也不同，本文下面的內(nèi)容將應(yīng)用要素分析法來檢驗我國人口流動對地區(qū)經(jīng)濟增長收斂效應(yīng)的影響及其程度。
3.1 “收斂”假設(shè)檢驗的分析模型
要檢驗人口流動對經(jīng)濟增長收斂的影響，必須要應(yīng)用到經(jīng)濟增長模型，目前較公認的經(jīng)濟增長模型是所謂的四要素度量法，即認為總產(chǎn)出由勞動力數(shù)量、勞動力質(zhì)量（人力資本）、物質(zhì)資本和技術(shù)進步的投入份額和貢獻率決定。生產(chǎn)函數(shù)表示為：Q=AKαLβHγ，其中Q代表總產(chǎn)出水平，K代表累計的物質(zhì)資本投入，L代表勞動力投入，H代表人力資本投入，A代表技術(shù)進步因子。我們承認，國內(nèi)外在對人口流動與經(jīng)濟增長地區(qū)收斂的關(guān)系上尚存在諸多爭論，因此，為了驗證人口流動與中國經(jīng)濟增長地帶內(nèi)、地帶間收斂特征的關(guān)系，我們改造了生產(chǎn)函數(shù)的模型，先從簡單入手，構(gòu)造了如下的模型（1）分別對三大地區(qū)內(nèi)部各省份進行回歸分析。需要說明的是，本文對我國三大地帶的劃分是按照李玲(2003)［17］的劃分方法，這種劃分方法基本與大多數(shù)學(xué)者的劃分相同，因而比較符合實際。另外，也有一些學(xué)者對我國三大地帶的劃分與此種劃分方法有較大出入，但是我們不準備按照這些方法重新驗證數(shù)據(jù)結(jié)果。
ΔGDPi=C+αln(GDP78i)+βXi+μi(1)
其中，ΔGDPi表示1978-2003年期間各省份人均GDP真實增長率，ln(GDP78i)表示各省份1978年人均GDP的真實值，代表初始發(fā)展水平，其中Xi主要包含有ΔInvesti、ΔLabori、ΔMigrapopi、In(MigraPop78i)、Eastarea、Westarea等選擇性解釋變量，此外，ΔMigrapopi表示1978-2003年期間各省份凈遷入人口數(shù)量年均增長率，1978-2003年期間各省份資本投入的年增長率變量用ΔInvesti來反映，各個省區(qū)勞動力（以從業(yè)人員代替）平均增長率以ΔLabori作為解釋變量，而用In(Migrapop78i)來衡量人口遷移的初始水平，它具體反映的是1978年各省份人口凈遷入數(shù)量的對數(shù)值，此外，我們還引入了Eastarea和Westarea兩個分別反映東部和西部地區(qū)的虛擬變量，以控制那些未被引入的結(jié)構(gòu)變量對經(jīng)濟增長的影響，C為常數(shù)項，μi為隨機擾動項。
通過對以上方程的回歸，就可以驗證絕對收斂和條件收斂的存在，并測算出收斂速度。利用這種方法研究最有影響力的應(yīng)該是Mankiw, D. Romer & Weil等人以及巴羅和薩拉伊馬丁的研究（他們的測算速度大約為2%），但這種方法存在諸多缺陷：忽視參數(shù)的非均等性、解釋變量的內(nèi)生性、測量誤差等，在段平忠（2005）的研究中，流動人口的增長并不對我國整體經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進性的推動作用，但是，通過進一步的研究我們又知道，人口流動雖然不對整體經(jīng)濟的增長產(chǎn)生推動作用，但卻對分地區(qū)的經(jīng)濟增長有貢獻作用。
3.2 消除異方差后的回歸
計算數(shù)據(jù)見文獻［2］中的附表1和附表2。由于我們無法獲得1988-1995年間我國分地區(qū)的人口流動數(shù)據(jù)，因此，在本文的計算中，我們將研究時期分為1978-1987年和1996-2003年兩個時期。我們發(fā)現(xiàn)，如果采取一定的方式消除這種模型本身的異方差，回歸的結(jié)果會大為改善，在這里將采用加權(quán)回歸的方式對模型進行估計。另外，既然已經(jīng)知道人口流動對分地區(qū)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生貢獻作用，我們決定用分地區(qū)的方式來研究人口流動分地區(qū)的不同貢獻效應(yīng)，我們將研究結(jié)果放在表1中。
顯然，從表1的各項技術(shù)統(tǒng)計指標上，我們發(fā)現(xiàn)模型的顯著水平提高了。進一步發(fā)現(xiàn)，回歸結(jié)果顯然仍然支持1978-1987年期間全國經(jīng)濟增長地區(qū)收斂的結(jié)論：在此期間，全國水平的收斂速度大概為3%左右，而東部、中部、西部的收斂速度分別為2%、7.5%、4%左右，這與前面的研究結(jié)果基本一致，即：在此期間地區(qū)差距在縮小，但人口流動對地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻卻出現(xiàn)了分化現(xiàn)象。表3的數(shù)據(jù)還告訴我們，人口流動對全國、中部、西部的經(jīng)濟增長是負效應(yīng)的，這種負效應(yīng)對中部的影響最大，其次是西部，再次是全國，但是，人口流動對東部地區(qū)的經(jīng)濟增長卻是正效應(yīng)的，這說明，在1978-1987年期間，東部地區(qū)是我國人口流動的最終受益者。再來看1996-2003期間的情況，首先，在此期間全國各地區(qū)的經(jīng)濟增長都是發(fā)散的，這說明，不管是全國還是東、中、西部各地區(qū)的經(jīng)濟增長差距都在擴大，擴大的速度都在2%左右。而人口流動的情況與1978-1987期間類似，東部地區(qū)的流動人口為本地區(qū)帶來了經(jīng)濟增長的正效應(yīng)，這說明東部地區(qū)也是人口流動的最大受益者，這些結(jié)論都得到了證實［18］。
3.3 人口流動對分地區(qū)經(jīng)濟增長收斂速度的影響
進一步的研究我們發(fā)現(xiàn)，如果將沒有人口流動的情況與存在人口流動的情況進行比較研究，全國各地區(qū)經(jīng)濟增長的收斂速度會發(fā)生有趣的變化，我們將這一結(jié)果放在表2中。
顯然，不管有無人口流動，1978-1987年期間全國各地區(qū)的經(jīng)濟增長都是收斂的（見表3），這說明各地區(qū)的經(jīng)濟增長差距都在進一步縮小，所不同的是，如果沒有人口流動，全國水平的經(jīng)濟增長應(yīng)該以2.1%的速度收斂，但是發(fā)生了人口流動以后，收斂速度降低了，只有2.05%的水平。這客觀上反映了一個現(xiàn)實：人口流動對全國的地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生了一定的影響，影響程度達到2.44%，只不過這種影響對一部分地區(qū)來說是促進作用，但對另外一部分地區(qū)來說卻是抑制作用，從而最終降低了全國和各地區(qū)經(jīng)濟增長的“趨同”速度，反過來說，就是加大了全國整體經(jīng)濟增長的“趨異”速度，從而擴大了整體的地區(qū)差距。
1978-1987年期間，人口流動對東部和西部經(jīng)濟增長收斂的影響與全國的趨勢相同，流動人口對這兩個地區(qū)收斂效應(yīng)的影響程度分別為4.02%和23.3%，這說明，人口流動也擴大了東部和西部兩個地區(qū)內(nèi)部的經(jīng)濟增長差距，從而使這兩個地區(qū)內(nèi)部出現(xiàn)了發(fā)展不均衡。但是，我們還注意到，對中部地區(qū)來說，有無流動人口的存在對經(jīng)濟增長收斂速度的影響差別很大，沒有流動人口時收斂速度為4.77%，有流動人口時收斂速度為7.78%，有無流動人口的影響程度高達63.1%，顯然，人口流動使中部地區(qū)的內(nèi)部差距顯著地縮小了。
1996-2003年期間全國各地區(qū)的收斂速度也同樣受到了人口流動的影響，有無人口流動的影響狀況也放在表1中。與前一時期不同的是，在1996-2003年期間，全國以及東、中、西部各地區(qū)的經(jīng)濟增長無論有沒有人口流動都是發(fā)散的(見表3)，即：全國整體的地區(qū)差距在擴大，三大地帶各自內(nèi)部的差距也在擴大。在有人口流動的情況下，全國和各地區(qū)的收斂速度分別為-1.77%、-1.34%（東部）、-1.58%（中部）、-3.83%（西部），這說明，經(jīng)濟增長的地區(qū)差距正在逐漸擴大，只是西部地區(qū)內(nèi)部的差距擴大得更明顯一些。而在無人口流動的情況下，全國和各地區(qū)的收斂速度分別為-1.63%、-1.60%（東部）、-0.57%（中部）、-3.16%（西部），顯然，中部地區(qū)的內(nèi)部差距擴大得較慢，而西部地區(qū)的內(nèi)部差距擴大得最快。
3.4 人口流動對分地區(qū)經(jīng)濟增長差距的影響
總體來看，在1996-2003年期間，盡管人口流動對中部地區(qū)的經(jīng)濟增長是負效應(yīng)的，但是因為流動人口的存在使得中部地區(qū)內(nèi)部的經(jīng)濟增長差距縮小了；盡管東部地區(qū)的人口流動對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了積極的推動作用，但是東部地區(qū)內(nèi)部差距的擴大趨勢加速了；人口流動對全國和西部的經(jīng)濟增長產(chǎn)生負效應(yīng)，而且也加速了全國和西部地區(qū)差距的擴大；我們把對兩個時期研究的這種結(jié)果趨勢放在表3中。
應(yīng)該引起我們注意的是，東部地區(qū)經(jīng)濟增長的發(fā)散速度在有人口流動的情況下減緩了，這說明，盡管在此期間東部地區(qū)的內(nèi)部差距在逐漸擴大，但是因為有了流動人口對經(jīng)濟增長的促進貢獻，本地區(qū)內(nèi)部發(fā)展差距的擴大趨勢在逐漸縮小，且這種縮小的速度是19.4%。但是，對全國、中部、西部來說，情況顯然沒有這么樂觀。通過表2的數(shù)據(jù)顯示，在1996-2003年期間，不僅全國、中部、西部的地區(qū)差距在擴大，而且因為人口流動的影響，這種擴大的趨勢在加速。
4 結(jié)論及政策建議
本文的結(jié)論是，人口流動的地區(qū)差距與經(jīng)濟增長的地區(qū)差距高度相關(guān)，在對1978年以來我國人口流動對分地區(qū)經(jīng)濟增長貢獻的考察中，我們發(fā)現(xiàn)，我國的人口流動除了加快1978-1987年期間的中部地區(qū)和1996-2003年期間東部地區(qū)的收斂速度，并進而減緩這兩個地區(qū)差距的擴大速度外，對這兩個時期的全國、西部地區(qū)、1978-1987年期間的東部地區(qū)以及1996-2003年期間的中部地區(qū)來說，都降低了本區(qū)域的收斂速度，即：加速了本區(qū)域地區(qū)差距擴大的趨勢。
事實上，改革開放后的前十年間，中國經(jīng)濟增長確實存在條件收斂特征，并且以每年約2%的速度收斂，這段時間從整體來看，中國經(jīng)濟增長的地區(qū)差距逐漸縮小，但是，自1990年以后，中國經(jīng)濟增長的地區(qū)差距日益明顯，這段時間經(jīng)濟增長以約1%的速度發(fā)散，相應(yīng)地，地區(qū)差距日漸擴大。三大地帶間的地區(qū)差距與總體差距的趨勢基本相同，在1978-1987年期間，東、中、西部內(nèi)部經(jīng)濟增長也呈現(xiàn)出明顯的收斂特征，但是，1996-2003年期間，中國三大地帶內(nèi)部的經(jīng)濟增長卻出現(xiàn)了差距擴大的趨勢，這種趨勢與中國整體經(jīng)濟增長趨于發(fā)散的格局幾乎一致。這說明：經(jīng)過26年的經(jīng)濟體制改革，我國的地區(qū)差距、地帶差距都在逐漸擴大，國家必須盡早制定適當(dāng)?shù)暮暧^調(diào)控政策減緩這種擴大的趨勢。
人口流動對經(jīng)濟增長地區(qū)收斂的影響的確存在，事實上，從人口流動對經(jīng)濟增長地區(qū)分布的差異變化以及對三大地帶經(jīng)濟增長時間趨勢上的變化，我們可以很容易地發(fā)現(xiàn)，流動人口對地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻巨大，只是這種貢獻的趨勢是逐漸遞減的。我們在對消除異方差后的模型進行估計后發(fā)現(xiàn)，人口流動對分地區(qū)的經(jīng)濟增長具有貢獻效應(yīng)，而進一步的研究發(fā)現(xiàn)，人口流動其實對我國的地區(qū)收斂影響很大，盡管影響程度和方向不同，但是它為我國地區(qū)差距和各地區(qū)的地區(qū)差距擴大的趨勢提供了一個很好的解釋。同時，令我們欣喜的是，通過本文的分析，我們可以發(fā)現(xiàn)國家西部大開發(fā)政策實施的必要性和緊迫性，即吸引更多高層次的人才參與西部建設(shè)將有力地促進西部的發(fā)展，同時縮小地區(qū)間經(jīng)濟增長的差距。
消除人口流動過程中的制度障礙、降低人口遷移的制度成本將極大地增強人口流動對地區(qū)經(jīng)濟增長收斂的貢獻程度，當(dāng)然，解決地區(qū)發(fā)展不平衡的最有效的方法肯定與完善政府職能、加強宏觀調(diào)控有關(guān)，利用政策導(dǎo)向引導(dǎo)流動人口向“后發(fā)地區(qū)”流動，將逐漸消除地區(qū)差異；因此，盡管勞動力的流動對于減少城鄉(xiāng)收入差距是至關(guān)重要的，但是由于中國的地區(qū)差距主要來自于城鄉(xiāng)之間的差距，因此不少學(xué)者認為加快城市化是解決地區(qū)差距的最有效的辦法。
參考文獻(References)
［1］鄧翔.經(jīng)濟趨同理論與中國地區(qū)經(jīng)濟差距的實證研究［M］.成都：西南財經(jīng)大學(xué)出版社，2003.［Deng Xiang. The Study on Theory of Economic Convergence and China's Regional Disparity ［M］. Chengdu: Southwestern University Finance and Economics Press, 2003.］
［2］段平忠,劉傳江.人口流動對經(jīng)濟增長地區(qū)差距的影響［J］.中國軟科學(xué)，2005,（12）：99～110.［Duan Pingzhong, Liu Chuanjiang. The Effect of Population Mobility on the Regional Disparity of Economic Growth［J］. China Soft Science, 2005,(12). 99～110.］
［3］林毅夫,蔡,李周.中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期的地區(qū)差距分析［J］.經(jīng)濟研究，1998,（6）：3～10.［Lin Yifu, Cai Fang, Li Zhou.Analysis on China's Regional Disparity in the Transferring Economy ［J］.Economics Research Journal, 1998,(6):3～10.］
［4］蔡,都陽.中國地區(qū)經(jīng)濟增長的趨同與差異――對西部開發(fā)戰(zhàn)略的啟示［J］.經(jīng)濟研究，2000,（10）.［Cai Fang, Dou Yang.The Convergence and Disparity of China's Regional Economic Growth ［J］.Economics Research Journal, 2000,(10).］
［5］沈坤榮,馬俊.中國經(jīng)濟增長的“俱樂部收斂”特征及其成因研究［J］.經(jīng)濟研究，2002,（1）：33～39.［Shen Kunrong, Ma Jun.The Causal Study on Character of “Club Convergence” of China's Economic Growth［J］. Economics Research Journal, 2001,(1):33～39. ］
［6］Barro R,X. SalaiMartin. 地區(qū)收斂［J］.政治經(jīng)濟學(xué)，1992,100（2）：223～2 51.［BarroR, X. SalaiMartin. Convergence［J］. Journal of Political Economy,1992,100(2):223～251.］
［7］Barro R,X. SalaiMartin.地區(qū)經(jīng)濟增長與人口遷移――基于日本與美國的比較 ［J］.日本經(jīng)濟學(xué)與國際經(jīng)濟學(xué)，1992,（6）：312～346.［Barro R, X SalaiMartin. Regional Grow th and Migration: A JapanUnited States Comparison［J］.Journal of the Japanese a nd International Economics, 1992,6(b):312～346.］
［8］D Puga. 地區(qū)差異的擴大與縮?。跩］.歐洲經(jīng)濟評論，1999,（43）：303～334. ［D Puga. The Rise and Fall of Regional Inequality ［J］. European Economic Review, 1999,(43):303～334.］
［9］J G Williamson. 地區(qū)差距與國家發(fā)展進程――一種互動關(guān)系的描述［J］.經(jīng)濟發(fā)展 與文化變革，1965,（4）：3～45.［J G Williamson. Regional Inequality and the Process of National Development: A Description of the Patterns［J］. Economic Development and Cultural Change, 1965,13(4): 3～45.］
［10］姚枝仲,周素芳，勞動力流動與地區(qū)差距［J］.世界經(jīng)濟，20 03,（4）：35～44。［Yao Zhizhong. Zhou Sufang, Labor Mobility and Regional Disparity ［J］. The Journal of World Economy, 2003,(4). 35～44.］[KG)]
［11］艾倫.泰勒,杰夫.威廉姆森.大規(guī)模遷移時期的地區(qū)收斂［J］.[WTBX]NBER[WTBZ] 工作論文，1994.［Taylor Alan M, Jeffery G. Williamson.Convergence in the Age of Mass Migration［J］. [WTBZ]NBER Working Paper,[WTBZ]1994;4711.］
［12］王德,朱瑋,葉暉.1985-2000年我國人口遷移對區(qū)域經(jīng)濟差異的均衡作用研究［J］.人口與經(jīng)濟，2003（6）:1～9.［Wang De, Zhu Wei, Ye Hui. Study on Equilibrium of Regional Disparity from Migration during 1985-2000 ［J］. Population and Economy, 2003,(6):1～9.］
［13］范紅忠，李國平.資本與人口流動及其外部性與地區(qū)經(jīng)濟差異［J］.世界經(jīng)濟，2003,（10）：50～61.［Fan Hongzhong, Li Guoping. The External and Regional Economic Inequality of Mobility of Asset and Population［J］. The Journal of Word Economy, 2003,(10):50～61.］
［14］劉強.中國經(jīng)濟增長的收斂性分析［J］.經(jīng)濟研究，2001，（6）：36～45.［Liu Qiang. Analysis on Convergence of China's Economic Growth ［J］. Economics Research Journal, 2001,(6):36～45.］
［15］王小魯,樊綱.中國地區(qū)差距：20年變化趨勢和影響因素［M］.北京：經(jīng)濟科學(xué)出版社，2004,（3）.［Wang Xiaolu, Fan Gang. China's Regional Disparity: Changing Tendency and Influencing Factor in 20 years ［M］. Beijing: Economy and Science Press, 2004,(3).］
［16］林毅夫,王格瑋,趙耀輝.中國的地區(qū)不平等與勞動力轉(zhuǎn)移，載于蔡主編的《中國轉(zhuǎn)軌時期勞動力流動》［M］.北京：社會科學(xué)文獻出版社，2006,（6）.［Lin Yifu, Wang Gewei, Zhao Yaohui. China's Regional Disparity and Labor Migration［M］. Beijing: Social Sciences Academic Press, 2006,(6).］
關(guān)鍵詞定性分析方法城鄉(xiāng)人口遷移
中圖分類號：TG115文獻標識碼： A
1研究背景
1.1機械增長成為城鎮(zhèn)人口增長的主體
目前我國處于人口低出生率、低死亡率的發(fā)展階段，機械增長取代自然增長，成為城鎮(zhèn)人口增長的主要動力。廣義的機械增長包括戶籍人口的遷移和流動人口的增加。隨著城鎮(zhèn)化進程的加速，城鎮(zhèn)中的機械增長主要是流動人口，即暫住人口的增加，改變了城鎮(zhèn)人口的結(jié)構(gòu)，對城鄉(xiāng)規(guī)劃提出了新的要求。
1.2城鄉(xiāng)人口遷移趨勢
根據(jù)城鎮(zhèn)化進程的特點和城鎮(zhèn)化進程的一般規(guī)律，在逆城鎮(zhèn)化現(xiàn)象出現(xiàn)以前（相對完整的正常區(qū)域在城鎮(zhèn)化水平達到70%以前），人口從農(nóng)村向城鎮(zhèn)集中是區(qū)域城鄉(xiāng)人口流動的絕對主流。
但是不管人口如何流動，農(nóng)村人口在逐年減少，相應(yīng)的農(nóng)村聚落的規(guī)模和數(shù)量也在減少，城鎮(zhèn)則恰恰相反，但是農(nóng)村絕對不會消失。
2定性分析方法的選擇
2.1定性分析方法與定量分析方法的區(qū)別
定性分析與定量分析是人們認識事物時用到的兩種分析方式。
定性分析法亦稱“非數(shù)量分析法”，主要依靠預(yù)測人員的豐富實踐經(jīng)驗以及主觀的判斷和分析能力，推斷出事物的性質(zhì)和發(fā)展趨勢的分析方法，屬于預(yù)測分析的一種基本方法。這類方法主要適用于一些沒有或不具備完整的歷史資料和數(shù)據(jù)的事項。
定量分析法是對社會現(xiàn)象的數(shù)量特征、數(shù)量關(guān)系與數(shù)量變化進行分析的方法。其功能在于揭示和描述社會現(xiàn)象的相互作用和發(fā)展趨勢。
在人口規(guī)模預(yù)測中，定性分析法與定量分析法之間有以下區(qū)別。
表1定性分析法與定量分析法的區(qū)別
2.2定性分析方法的類型
在人口規(guī)模預(yù)測中，定性分析方法包括區(qū)域人口分配法、類比法、區(qū)位法等。
表2定性分析方法
2.3定性分析方法的選擇
1、利用區(qū)域分配法預(yù)測城鄉(xiāng)人口遷移情況
上蔡縣位于河南省東南部，地處平原地區(qū)，區(qū)域差異小，人口遷移將呈現(xiàn)均衡發(fā)展趨勢，各地人口遷移的幾率相差不大。在同一時期（近期、中期、遠期）內(nèi)，各村遷往同一地點（縣城、鄉(xiāng)鎮(zhèn)）人口比例基本一致。因此，完全可以根據(jù)現(xiàn)狀人口現(xiàn)狀、規(guī)劃人口規(guī)模、村莊整合意向?qū)θ丝谶w移規(guī)模進行預(yù)測。
2、利用類比法、區(qū)位法預(yù)測鄉(xiāng)鎮(zhèn)人口規(guī)模
根據(jù)各鄉(xiāng)鎮(zhèn)區(qū)位類型、經(jīng)濟實力，確定城鎮(zhèn)化率校核區(qū)間，對城鄉(xiāng)人口遷移結(jié)論進行校核，最終確定各鄉(xiāng)鎮(zhèn)人口規(guī)模。
2.4城鄉(xiāng)人口遷移規(guī)模預(yù)測步驟
上蔡縣域城鄉(xiāng)人口規(guī)模預(yù)測分為以下5個步驟。
表3上蔡縣城鄉(xiāng)人口規(guī)模預(yù)測步驟
3上蔡縣城鄉(xiāng)人口規(guī)模預(yù)測
3.1規(guī)劃前期資料
3.1.1縣域現(xiàn)狀人口規(guī)模、村莊整合意向
根據(jù)縣域村鎮(zhèn)體系規(guī)劃的需要，為了準確把握縣域人口現(xiàn)狀、人口遷移意向，對上蔡縣域現(xiàn)狀人口規(guī)模、村莊整合意向進行了詳細調(diào)查，調(diào)查數(shù)據(jù)精確到自然村層面。
表4上蔡縣域村莊現(xiàn)狀人口規(guī)模、村莊整合意向匯總表1
對上表進行匯總，如下表所示：
表5上蔡縣域村莊現(xiàn)狀人口規(guī)模、村莊整合意向匯總表2
3.1.2縣域規(guī)劃人口規(guī)模
根據(jù)《上蔡縣域村鎮(zhèn)體系規(guī)劃（2009—2030）》、《河南省上蔡縣城市總體規(guī)劃（2009－2030）》，對上蔡縣域、縣城總?cè)丝谝?guī)模預(yù)測結(jié)論進行匯總，如下表所示。
表6上蔡縣域規(guī)劃人口規(guī)模匯總表
3.2上蔡縣域人口遷移情況分析
3.2.1遠期人口遷移情況分析（2030年）
按照區(qū)域分配法，對遠期人口遷移情況進行分析，如下表所示：
表7遠期人口遷移情況分析表
根據(jù)遠期城鄉(xiāng)人口遷移情況分析，城鄉(xiāng)人口遷移計算公式如下表所示：
表8城鄉(xiāng)人口遷移情況計算公式
表9城鄉(xiāng)人口遷移情況計算公式參數(shù)
注：1、縣城內(nèi)并入城鎮(zhèn)村莊全部為近期并入。
2、各鄉(xiāng)鎮(zhèn)現(xiàn)狀非農(nóng)業(yè)人口一般為本鄉(xiāng)鎮(zhèn)雙棲人口，且數(shù)值較小，對人口遷移結(jié)論影響不大，因此在計算中忽略不計。
3.2.2城鄉(xiāng)人口遷移規(guī)模結(jié)論
經(jīng)計算，城鄉(xiāng)人口遷移預(yù)測結(jié)論如下表所示：
表10城鄉(xiāng)人口遷移規(guī)模結(jié)論
3.3各鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)人口規(guī)模預(yù)測
3.3.1預(yù)測因素
1、預(yù)測因素一：城鄉(xiāng)人口遷移結(jié)論
表11遠期2030年城鄉(xiāng)人口遷移規(guī)模與遠期城鎮(zhèn)化率
2、預(yù)測因素二：各鄉(xiāng)鎮(zhèn)綜合競爭力排名
根據(jù)《上蔡縣城總體規(guī)劃（2009-2030）》的分析結(jié)論，縣域各鄉(xiāng)鎮(zhèn)綜合競爭力如下表示：
表12縣域各鄉(xiāng)鎮(zhèn)綜合競爭力排名
將各鄉(xiāng)鎮(zhèn)綜合競爭力分為以下4個層級。
表13縣域各鄉(xiāng)鎮(zhèn)競爭力等級
3.3.2遠期各鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)人口規(guī)模預(yù)測
根據(jù)城鄉(xiāng)人口遷移預(yù)測結(jié)論、各鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化率預(yù)測校核區(qū)間，預(yù)測各鄉(xiāng)鎮(zhèn)遠期城鎮(zhèn)人口，如下表所示：
表15各鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)人口規(guī)模預(yù)測結(jié)論
注：①洙湖鎮(zhèn)為重點鎮(zhèn)，距縣城較遠，受縣城吸引力較小，人口規(guī)模適當(dāng)增大至2.1萬人。
②東洪鎮(zhèn)為一般鎮(zhèn)，距縣城較近，受縣城吸引力較大，人口規(guī)模適當(dāng)減小至3.5萬人。
③由于城鎮(zhèn)人口規(guī)模精確到0.1萬人，因此各城鎮(zhèn)人口規(guī)模之和比103萬人稍大，為103.3萬人，有0.3萬人的誤差存在。不突破縣域總?cè)丝?64萬人，按照城鎮(zhèn)化率63％計算，總城鎮(zhèn)人口為103.3萬人的總城鎮(zhèn)人口數(shù)值。
3.4城鄉(xiāng)人口規(guī)模預(yù)測結(jié)論
3.4.1城鄉(xiāng)人口規(guī)模
根據(jù)城鄉(xiāng)人口遷移結(jié)論、城鎮(zhèn)人口規(guī)模預(yù)測結(jié)論，預(yù)測縣域人口規(guī)模。
表16城鄉(xiāng)人口規(guī)模預(yù)測結(jié)論
3.4.2村莊人口規(guī)模
根據(jù)人口遷移規(guī)模計算公式，對遠期2030年村莊人口進行預(yù)測。
表17村莊人口規(guī)模（以黃埠鎮(zhèn)為例）
4研究結(jié)論
在實踐中，筆者按照類似的分析方法，也對上蔡縣域近期2015年，中期2020年人口遷移規(guī)模、城鄉(xiāng)人口分配情況進行了預(yù)測，限于論文篇幅，不再詳述。
通過《上蔡縣域村鎮(zhèn)體系規(guī)劃（2009-2030）》的實踐，發(fā)現(xiàn)定性分析方法在城鄉(xiāng)人口預(yù)測中是比較適用的，該方法可在區(qū)域?qū)用嫔线M行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌，直接預(yù)測出鄉(xiāng)鎮(zhèn)人口規(guī)模、村莊人口規(guī)模，對下一層次的鄉(xiāng)鎮(zhèn)規(guī)劃、村莊建設(shè)規(guī)劃提供具體指導(dǎo)，對于區(qū)域土地利用規(guī)劃也具有借鑒意義。
本研究仍有許多地方有待改進，如對縣域內(nèi)外間的人口遷移未做具體論證。雖然對村莊整合意向、村民居住意向進行了詳細的調(diào)查，但這些意向會隨經(jīng)濟社會發(fā)展而發(fā)生變化，從而影響分析模型的參數(shù)和預(yù)測結(jié)果。
參考文獻
關(guān)鍵詞：勞動力轉(zhuǎn)移；城鄉(xiāng)收入差距；述評
中圖分類號：F323.6 文獻標識碼：A 文章編號：1006-8937（2013）02-0015-02
改革開放以來，我國經(jīng)濟快速發(fā)展，城鄉(xiāng)收入差距也不斷擴大。1978年城鄉(xiāng)收入比為2.57∶1，2004年擴大到3.21∶1，相應(yīng)地，城鄉(xiāng)消費支出比從2.68∶1擴大到3.29∶1，城鄉(xiāng)消費水平比由2.9∶1擴大到3.47∶1[1]。高彥彥（2010）則認為，改革初期，城鄉(xiāng)居民真實收入差距為2.57。之后，由于農(nóng)村經(jīng)濟改革的成功，1988年城鄉(xiāng)居民收入差距縮小到1.508。然而，隨著改革的重心轉(zhuǎn)向城市和非農(nóng)部門，城市居民收入的增長幅度超過農(nóng)民，城鄉(xiāng)收入差距又開始擴大，2007年，城鄉(xiāng)收入差距增大至2.633，超過改革開放初期水平。因而，改革開放以來城鄉(xiāng)居民收入差距是一個先縮小而后不斷擴大的過程[2]?？傊M管不同學(xué)者的研究方法和研究結(jié)果可能有所不同，但對于城鄉(xiāng)差距的擴大趨勢還是形成了共識[3]。李實（2003）認為，如果將實物性收入和補貼都算作個人收入的一部分，那么中國的城鄉(xiāng)收入差距可為全球第一[4]。而從各國歷史來看，城鄉(xiāng)收入的系統(tǒng)差距最終是由于勞動力流動而消失的[5]。
1 農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距的影響研究
就農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距的影響來說，大部分學(xué)者都持肯定觀點。Jian et al（1996）分析中國1952～1993年的人均實際收入發(fā)現(xiàn)，以經(jīng)濟增長為中心的改革加劇了收入不平等，而勞動力和其他資源要素的流動卻弱化了不平等[6]。趙人偉和李實（1997）利用國家統(tǒng)計局公布的時間序列資料和中國社會科學(xué)院經(jīng)濟研究所收入分配課題組對1988年和1995年城鄉(xiāng)居民收入分配狀況所做的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，對影響城鄉(xiāng)間收入差距的因素進行了系統(tǒng)研究，認為農(nóng)村勞動力流動可以較明顯地縮小城鄉(xiāng)收入差距，而改善勞動力流動政策，就是為縮小城鄉(xiāng)收入差距提供一個前提——機會均等[7]。李實和趙人偉（1999）進一步研究了勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的效應(yīng)，認為農(nóng)村勞動力流動，特別是流向城鎮(zhèn)可以賺取更多的收入，同時也有助于提高停留在農(nóng)村的其他勞動力的勞動生產(chǎn)率，從而增加農(nóng)民收入，并縮小城鄉(xiāng)收入差距[8]。Justin Y. Lin et al（2004）對中國農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)的遷移進行了研究，認為勞動力遷移即使在短期內(nèi)也會縮小收入不平等，而20世紀90年代大量的勞動力遷移卻沒有縮小區(qū)域收入差距的一個重要原因就是對遷移的持續(xù)抑制[9]。蔡昉（2005）認為農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移過程中，勞動力從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，通常會產(chǎn)生提高農(nóng)業(yè)勞動的邊際生產(chǎn)率和報酬水平，降低或抑制非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動的邊際生產(chǎn)率和報酬水平的效果，從而縮小農(nóng)村和城市之間的收入差距。然而，在中國的改革過程中，卻出現(xiàn)了勞動力流動和城鄉(xiāng)收入差距同時擴大的現(xiàn)象。其主要原因之一就是城市勞動力市場歧視，所以應(yīng)深化戶籍制度改革[10]。許秀川和王釗（2008）以系統(tǒng)動力學(xué)模型和Vensim軟件為分析工具，對重慶市的城市化、剩余勞動力轉(zhuǎn)移與城鄉(xiāng)收入差距進行系統(tǒng)動力學(xué)仿真研究表明，加快城市化進程和農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移速度是縮小城鄉(xiāng)收入差距的有效手段[11]。鄭彩祥（2008）利用1978～2005年省級面板數(shù)據(jù)分析農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移對縮小城鄉(xiāng)收入差距的影響發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移有利于縮小城鄉(xiāng)之間的收入差距，而城市導(dǎo)向的財政政策不利于縮小城鄉(xiāng)之間的收入差距[12]。但也有學(xué)者持不同看法，朱云章（2009）使用1983～2006年我國時間序列數(shù)據(jù)計量分析發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)勞動力流動與收入差距兩者之間只存在由收入差距到城鄉(xiāng)勞動力流動的單向因果關(guān)系，而不存在城鄉(xiāng)勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的反饋作用[13]。朱長存等（2009）認為農(nóng)村勞動力向城市轉(zhuǎn)移除了一般性人力資本溢出外，還存在著更為廣泛的人力資本外溢性：一是與城市人力資本投入相比，農(nóng)村人力資本投入具有更強的私人性；二是由于城市勞動力市場存在著廣泛的歧視，農(nóng)村人力資本并不能獲得與其邊際貢獻相應(yīng)的報酬。因而農(nóng)村勞動力向城市轉(zhuǎn)移存在著農(nóng)村向城市的龐大價值轉(zhuǎn)移。實證分析表明，超過四成的城鄉(xiāng)收入差距是由此形成的[14]。
2 城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移的影響研究
就城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移的影響來說，大部分學(xué)者也都持肯定意見。朱農(nóng)（2002）利用1991年湖北省的一次人口遷移和經(jīng)濟發(fā)展的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，使用probit模型的結(jié)構(gòu)方程，證實了城鄉(xiāng)收入差距在中國農(nóng)村向城市的遷移過程中的正向作用：無論對于男性還是女性，收入差距越大，遷移概率越強[15]。李強（2003）使用其在四川、北京等地組織的一些問卷訪談數(shù)據(jù)，認為中國的推拉模式與國際相比的主要差異在于戶籍制度，由此修正推拉理論模型對影響中國城市農(nóng)民工流動的因素進行分析，得出：城鄉(xiāng)之間巨大的經(jīng)濟差異和收入差異是人口向城市流動的最主要原因；戶籍制度導(dǎo)致的阻力不僅對一般推力與拉力發(fā)生影響，而且使得推拉失去效力，從而使流動人口不再遵循一般的推拉規(guī)律[16]。吳紅宇（2008）引入“新勞動力遷移經(jīng)濟學(xué)”解釋框架，利用對廣東韶關(guān)市樂昌縣廊田鎮(zhèn)進行的一次問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，得出Stark的新勞動力遷移經(jīng)濟學(xué)對中國現(xiàn)實情況也有一定的解釋力，絕對收入差距也是遷移決策行為的動因之一[17]。李培（2009）以推拉模型為理論依據(jù)，利用1992～2005年省級人口城鄉(xiāng)遷移面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了中國人口城鄉(xiāng)遷移的計量模型，得出：農(nóng)村勞動力受教育程度與農(nóng)村人口城鄉(xiāng)遷移存在倒U型關(guān)系；城鄉(xiāng)收入差距的擴大、城鎮(zhèn)就業(yè)崗位的增加、農(nóng)村機械化水平的提高以及鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)崗位的相對減少都明顯促進了城鄉(xiāng)人口的遷移，而實際遷移距離和“無形”遷移距離制約著城鄉(xiāng)人口的遷移。[18]但也有學(xué)者得出了不同的結(jié)論，盧向虎等（2006）以托達羅模型為理論基礎(chǔ)，用時間趨勢來反映制度因素對城鄉(xiāng)人口遷移規(guī)模的影響，并利用1979～2003年時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析，得到以下結(jié)論：中國城鄉(xiāng)實際收入差距擴大已顯著地阻礙了農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)的長期遷移；城鄉(xiāng)人口遷移規(guī)模的擴大并不是導(dǎo)致城鎮(zhèn)失業(yè)增加的原因，而城鎮(zhèn)失業(yè)卻在一定程度上影響了農(nóng)村人口的城鄉(xiāng)遷移；制度因素對農(nóng)村人口城鄉(xiāng)遷移規(guī)模的影響是復(fù)雜的，城鄉(xiāng)人口遷移規(guī)模隨著制度約束的減弱而逐年增加[19]。梁明等（2007）將GDP與農(nóng)村人均耕地面積兩個變量引入托達羅模型，利用1992～2004年省級面板數(shù)據(jù)，對中國勞動力城鄉(xiāng)遷移進行計量分析，發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟增長、城鎮(zhèn)新增就業(yè)崗位對勞動力城鄉(xiāng)遷移具有顯著的促進作用，人均耕地面積減少是城鄉(xiāng)遷移比較重要的推動力量，而城鎮(zhèn)失業(yè)率和城鄉(xiāng)收入差距作用不顯著[20]。
3 總結(jié)性評論及啟示
總之，無論是農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距的影響，還是城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移的作用，盡管學(xué)者們得出的結(jié)論并不完全一致，但大多數(shù)還是持肯定意見。而對于農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移與城鄉(xiāng)收入差距之間是否存在雙向互動，暫時未見有人研究，這是值得我們進一步研究的問題。
參考文獻：
[1] 程開明，李金昌.城市偏向、城市化與城鄉(xiāng)收入差距的作用機制及動態(tài)分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2007，（7）：116-125.
[2] 高彥彥.城市偏向、城鄉(xiāng)收入差距與中國農(nóng)業(yè)增長[J].中國農(nóng)村觀察，2010，（5）：2-13.
[3] 蔡昉，萬廣華.中國轉(zhuǎn)軌時期收入差距與貧困[M].北京：社會科學(xué)文獻出版社，2006.
[4] 李實.中國個人收入分配研究回顧與展望[J].經(jīng)濟學(xué)，2003，2（2）：379-404.
[5] 蔡昉，王美艷.為什么勞動力流動沒有縮小城鄉(xiāng)收入差距[J].經(jīng)濟學(xué)動態(tài)，2009，（8）：4-10.
[6] Jian T，Sachs JD.Warner AM.Trends in regional inequality in China[J].China Economic Review，1996，7（1）：1-21.
[7] 趙人偉，李實.中國居民收入差距的擴大及其原因[J].經(jīng)濟研究，1997，（9）：19-28.
[8] 李實，趙人偉.中國居民收入分配再研究[J].經(jīng)濟研究，1999，（4）：3-17.
[9] Justin Y. Lin，Wang G，Zhao Y.Regional Inequality and Labor Transfers in China[J].Economic Development and Cultural Change，2004，52（3）：587-603.
[10] 蔡昉.為什么勞動力流動沒有縮小城鄉(xiāng)收入差距？[J].理論前沿，2005，（20）：18-20.
[11] 許秀川，王釗.重慶市城市化、剩余勞動力轉(zhuǎn)移與城鄉(xiāng)收入差距的系統(tǒng)動力學(xué)分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2008， （1）：91-97.
[12] 鄭彩祥.我國農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距影響的實證分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟，2008，（12）：51-52.
[13] 朱云章.我國城鄉(xiāng)勞動力流動與收入差距的關(guān)系檢驗[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟， 2009， （01）：53-55.
[14] 朱長存，王俊祥，馬敬芝.農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移、人力資本溢出與城鄉(xiāng)收入差距[J].寧夏社會科學(xué)，2009，（3）：65-70.
[15] 朱農(nóng).論收入差距對中國鄉(xiāng)城遷移決策的影響[J].人口與經(jīng)濟，2002，（5）：10-17.
[16] 李強.影響中國城鄉(xiāng)流動人口的推力與拉力因素分析[J].中國社會科學(xué)，2003， （1）：125-136.
[17] 吳紅宇.農(nóng)民收入與遷移動機的計量研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2008，（2）：72-79.
[18] 李培.中國城鄉(xiāng)人口遷移的時空特征及其影響因素[J].經(jīng)濟學(xué)家，2009，（1）：50-57.
關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化；公共投資；人口遷移；區(qū)域差異
中圖分類號：F320.3 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-0000-03
一、引言
城鎮(zhèn)化是當(dāng)代中國經(jīng)濟繼續(xù)發(fā)展的潛在推動力，因為城鎮(zhèn)化的過程能夠激發(fā)巨大的內(nèi)需潛力。內(nèi)需的潛力（特別是農(nóng)村地區(qū)）需要在城鎮(zhèn)化過程中逐步的釋放。而我們所定義的人口城鎮(zhèn)化的過程是農(nóng)村人口進入城市并融入其中的過程。重視和推動人的城鎮(zhèn)化，重要的是讓農(nóng)民在城市中和其他市民享受同等的權(quán)利和義務(wù)，有利于社會的穩(wěn)定和繁榮，從根本上保障城鎮(zhèn)化的順利推進。
人口遷移是一種經(jīng)濟現(xiàn)象，它是同經(jīng)濟發(fā)展緊密相聯(lián)的。人口流動和人口遷移兩者并不等同。人口的流動是指人口在區(qū)域間的流動，不涉及居住地的變動；而人口遷移則是居民改變其居住地的流動。[1]西方學(xué)者關(guān)于遷移個體空間行為的研究中比較成熟的理論和模型就有10余種，而人口遷移的推―拉理論是其中得到廣泛認同和應(yīng)用的理論，它有效地解釋了人口流動遷移的原因和特點。特別是該理論在我國根據(jù)人口流動的特點又得到一定的發(fā)展，是解釋我國人口流動的核心理論。我國的很多學(xué)者對人口遷移的推-拉力理論也進行了許多結(jié)合中國實際的發(fā)展和推動。
史清華、程名望（2005）等研究了中國農(nóng)民進城的農(nóng)村影響因素，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村的推力和拉力作用都有所減弱，阻礙農(nóng)民進城的農(nóng)村因素也在弱化中。[2]。對于影響農(nóng)民工進城的城鎮(zhèn)因素，程名望、閔遠光、史清華（2006）等認為城鎮(zhèn)的推力和拉力因素有所增強，城鎮(zhèn)的因素對農(nóng)村勞動力向城市轉(zhuǎn)移的影響在增強中[3]。而最近的研究，許多學(xué)者將關(guān)注點著眼于公共產(chǎn)品對于人口流動和人口遷移的作用上，而公共產(chǎn)品的各個部分對人口的影響顯示了明顯的差異性。湯韻、梁若冰（2009）的實證研究結(jié)果表明省際居民遷移和地方公共產(chǎn)品的相關(guān)性在不同時間段表現(xiàn)出不同的特征和結(jié)果，2000年之前公共產(chǎn)品對人口遷移具有拉力作用，而2000年之后則表現(xiàn)出相反的推動作用。[4]董理（2013）則認為公共產(chǎn)品的規(guī)模和人口遷入之間是倒U型關(guān)系，人口的遷移在長期來看和政府的公共支出并沒有顯著相關(guān)性，而短期的公共支出水平則會對人口遷移產(chǎn)生推動（或拉動）的作用。[5]
從大部分學(xué)者的研究來看，帶來人口遷移的主要影響因素是地區(qū)之間的收入差距、公共服務(wù)供給水平等方面，但具體到城鄉(xiāng)人口遷移的因素，中國的城鄉(xiāng)二元體制及公共服務(wù)供給水平的差距則是其主要動因。從城鄉(xiāng)人口遷移來看，農(nóng)民把公共產(chǎn)品和服務(wù)的供給水平來作為選擇居住地的最總要參考因素。本文以城市公共服務(wù)產(chǎn)品的供給作為主要的解釋變量來進行分析，而城市公共品（公共服務(wù)）主要來自于政府的投資，政府的公共投資的合理配置將有利于更快更好地實現(xiàn)城鎮(zhèn)化，特別是人的城鎮(zhèn)化。
二、模型、變量和數(shù)據(jù)
2.變量的選取
（1）政府公共投資的定義和變量選取
研究如何推進人的城鎮(zhèn)化，需要著眼于在城鄉(xiāng)之間的人口遷移和政府公共投資之間的關(guān)系，為了更精確地度量城鄉(xiāng)人口遷移，所有的樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計口徑必須限定于城鎮(zhèn)（本文中的“城市化”和“城鎮(zhèn)化”為有著在相同的內(nèi)涵）。對于變量數(shù)據(jù)的選取，本文將城鎮(zhèn)人口定義為“市轄區(qū)的非農(nóng)業(yè)人口”，而相應(yīng)的公共服務(wù)變量的數(shù)據(jù)的統(tǒng)計口徑也限定為市轄區(qū)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，而做出這樣定義是基于樣本數(shù)據(jù)的可得性的考慮。
在選擇公共投資（公共服務(wù)）變量時，本文綜合考慮了樣本數(shù)據(jù)的可得性和相關(guān)性。公共服務(wù)變量從統(tǒng)計數(shù)據(jù)中看，可以大致分為教育資源、交通資源、文化資源、醫(yī)療資源、環(huán)境資源以及社會保障等方面。具體來說，以上幾個社會保障的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)在不同年度的統(tǒng)計口徑不同，并且統(tǒng)計指標在不同年份有很大的變動，無法獲取完整的數(shù)據(jù)，在此不作考察。以上幾個不同部分的公共投資的變量又細分為更詳細的二級指標。
在二級指標的選擇上，本文不同于以往一些學(xué)者的做法，對指標的選擇做了一定的調(diào)整。在基礎(chǔ)交通部分的指標選擇，基于政府公共投資的定義，本文剔除了并非由政府財政支持的人均出租車數(shù)量。文化資源中的劇場和影劇院也是有社會投資來主導(dǎo)的，不屬于政府公共投資。而在環(huán)境資源的部分，部分學(xué)者把工業(yè)廢水排放達標率和工業(yè)廢水排放達標率等由企業(yè)自主決定的變量納入到公共投資的研究范疇，但并不符合本文的政府公共投資的定義和內(nèi)涵，所以也予以剔除。
（2）控制變量的選取
根據(jù)人口城鄉(xiāng)遷移的理論，人口的城鄉(xiāng)遷移的規(guī)模是城鄉(xiāng)收入水平差距、城市就業(yè)水平和城市消費水平的函數(shù)。有研究認為，不同區(qū)域的國民生產(chǎn)總值和容納人口的能力是正相關(guān)的。但是實際上每個地區(qū)的人口規(guī)模差異巨大，實際上人均變量更具有代表性，本文選擇人均收入水平來衡量更為合適，此處選擇城鎮(zhèn)職工平均工資（萬元）作為代表變量。而人均居民消費水平衡量的是各地區(qū)的生活成本，人均居民消費水平越大，各地區(qū)的生活成本越高，因此對遷入人口有負的影響，在現(xiàn)有的消費結(jié)構(gòu)中，商品房無疑是城鎮(zhèn)居民消費的最大的支出，因此本文以城市商品房實際銷售價格來度量消費水平，商品房銷售價格越高對人口遷入是具有負影響的。失業(yè)率越高，遷入人員獲得工資機會越少，對遷入人口有負向的影響，本文中的失業(yè)率由城鎮(zhèn)登記失業(yè)率來表示。
3.樣本數(shù)據(jù)來源
（1）數(shù)據(jù)來源
本文的研究數(shù)據(jù)為2003-2013年中國30個省市①的樣本，相關(guān)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國教育統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》等。
（2）人口遷移率
在本文的模型中，被解釋變量用城鎮(zhèn)人口的凈遷入率來衡量。我們將“凈遷入人口”定義為“城鎮(zhèn)新增人口總數(shù)”與“城鎮(zhèn)自然增長人口”之差，“凈遷入人口貢獻率”則指“凈遷入人口”在“城鎮(zhèn)新增人口”中的比例，“人口凈遷入率”則等于“城鎮(zhèn)的凈遷入人口”占“上年度城鎮(zhèn)總?cè)丝凇钡谋壤ㄒ部梢缘扔凇叭丝趦粼鲩L率”與“自然增長率”之差）。
三、實證分析及其結(jié)果
1.基于主成分分析數(shù)據(jù)的實證研究
基于主成分分析結(jié)果的模型回歸分析：
我們首先以主成分分析估算出的城市公共品供給水平為主要解釋變量，對其分別進行靜態(tài)模型分析――混合OLS和FE（固定效應(yīng)）模型回歸和動態(tài)模型分析。
表3-1回歸結(jié)果顯示，混合OLS的多個變量的系數(shù)估計均不顯著，而固定效應(yīng)影響的模型變量的系數(shù)估計中教育、衛(wèi)生醫(yī)療和交通在1%的顯著性水平下通過檢驗。檢驗結(jié)果中顯示，AR（2）檢驗的P統(tǒng)計值大于0.05，Hansen過度識別檢驗的P統(tǒng)計值大于0.05，表明所選取的工具變量有效，本文的分析可以采用系統(tǒng)廣義矩估計?？梢钥闯?，而動態(tài)面板模型（系統(tǒng)GMM）中變量的系數(shù)估計效果較好，大部分變量在1%的顯著性水平下通過檢驗，失業(yè)率的系數(shù)估計不顯著。
由表中結(jié)果可以看出，被解釋變量的系數(shù)估值具有較好的顯著性，體現(xiàn)了城鄉(xiāng)人口的遷移過程中存在著路徑依賴。城市公共品供給水平與人口遷移變量之間具有顯著的相關(guān)性，也就是說提升城市的公共產(chǎn)品共計水平可以影響城鄉(xiāng)人口的遷移，而該結(jié)果基本符合以往研究的一些觀點，驗證了城鄉(xiāng)人口遷移中最優(yōu)公共產(chǎn)品供給的理論在國內(nèi)的適用性。
教育和衛(wèi)生醫(yī)療在三個模型估計額估計結(jié)果都顯示和因變量顯著正相關(guān)（在1%的顯著性水平下通過檢驗），這和大部分的研究成果保持一致，說明城市公共醫(yī)療衛(wèi)生和教育水平改善能夠促進農(nóng)民的鄉(xiāng)城遷移?，F(xiàn)實中，教育和衛(wèi)生醫(yī)療水平在人口遷移中是十分重要的考慮因素，甚至是決定性的因素；而文化在混合OLS和固定效應(yīng)影響的模型中均顯示和人口凈遷入弱正相關(guān)（在10%的顯著性水平下通過檢驗），而在動態(tài)面板模型（SYS-GMM）中是弱負相關(guān)，可見文化類的公共投資在人口遷移中影響不顯著，因為中國的人均收入雖然剛達到中等收入國家水平，但貧富差距很大，大部分人在日常生活或者遷移時還無法考慮文化類公共物品的影響；環(huán)境和交通主成分變量和人口遷入呈現(xiàn)出負相關(guān)，這與選取人均鋪裝道路面積作為該變量的衡量指標有關(guān)，雖然中國城市人均鋪裝道路面積有了顯著增長，但和國外城市人均道路面積相比還是很低，大部分城市的道路容量是嚴重不足的，而這種不足使得現(xiàn)有的城市道路變得混亂且低效率。同時，城市交通管理技術(shù)水平低下、交通資源短缺等外部約束進一步導(dǎo)致城市交通出現(xiàn)不同程度的擁堵問題。上述的這些給新進城的居民生活不同程度的不便，減少農(nóng)民進城的意愿，阻礙城鄉(xiāng)人口的遷移。
為進一步考察上述的研究結(jié)果，本文分別對中國東、中、西部的樣本用靜態(tài)模型和動態(tài)面板模型進行估計，分析城市公共品供給對城鄉(xiāng)人口遷移的影響的區(qū)域性差異。
根據(jù)本文的實證研究結(jié)果，公共投資主成分變量和城鄉(xiāng)人口遷移之間的關(guān)系表現(xiàn)出較明顯的區(qū)域性差異。東部地區(qū)的教育、文化和環(huán)境公共品對人口遷移的拉動作用較為明顯，但衛(wèi)生和交通的作用則不大。中部地區(qū)的教育公共品的系數(shù)估計是負的，對人口凈遷入是有阻礙作用，文化公共品對人口遷入則是推動作用的。西部地區(qū)的教育和衛(wèi)生醫(yī)療主成分和城鎮(zhèn)人口凈遷入是顯著正相關(guān)的，交通和因變量則是顯著負相關(guān)，這和西部地區(qū)的發(fā)展現(xiàn)狀有著密切關(guān)系。西部地區(qū)的經(jīng)濟處于起步階段，教育和衛(wèi)生醫(yī)療對于農(nóng)民的吸引力作用更大，而西部地區(qū)的交通一直沒有得到有效的發(fā)展，整體水平較低，交通設(shè)施建設(shè)的投入還無法對人口遷起到拉動作用。改革開放以來，中國的經(jīng)濟發(fā)展存在著很大的區(qū)域性差異，東部地區(qū)相較于中西部具有明顯的優(yōu)勢，而公共產(chǎn)品的供給水平也與此緊密相關(guān)，本文的研究結(jié)果也驗證了公共品對人口遷移的影響存在顯著的區(qū)域差異。
2.基于政府公共投資替代變量面板數(shù)據(jù)的分析
為了使本文的研究結(jié)果具有更好的穩(wěn)健性，本文進一步考察城鄉(xiāng)人口遷移和公共服務(wù)供給的性關(guān)系，參照已有研究的方法選擇城市教育、文化、衛(wèi)生醫(yī)療、交通設(shè)施及環(huán)境等五個方面的單項指標變量來度量公共品供給并進行分析。
由實證分析的結(jié)果可知，城市教育（此處選取的變量代表的基礎(chǔ)教育――小學(xué)和中學(xué)教育）公共品供給和城鎮(zhèn)人口凈遷入率是顯著正相關(guān)的，和上文的分析基本一致，促進基礎(chǔ)教育的公共投資有利于促進人口的鄉(xiāng)城遷移。城鄉(xiāng)人口遷移和城市衛(wèi)生醫(yī)療公共品供給水平之間顯著正相關(guān)，由此可見提高醫(yī)療衛(wèi)生水平可以拉動農(nóng)村人口向城市的遷移。交通設(shè)施公共產(chǎn)品投資與城鎮(zhèn)人口遷入之間依然是負相關(guān)的，城市交通管理技術(shù)水平低下、道路存量不足和交通資源短缺等因素導(dǎo)致城市交通擁堵，減少農(nóng)民進城的意愿，阻礙城鄉(xiāng)人口的遷移。而環(huán)境公共品和城鎮(zhèn)人口遷入呈負相關(guān)，但系數(shù)較小，本文認為是環(huán)境因素在人口遷移的影響因素中并不十分重要，而且良好的環(huán)境建設(shè)對于農(nóng)民主觀上而言意味著更高的生活成本，從而環(huán)境方面的公共品供給并不能促進人口遷移，反而會減少遷移，這主要是中國經(jīng)濟發(fā)展的階段決定的，環(huán)境因素還不是農(nóng)民遷移進城的動力，農(nóng)民對于諸如教育和衛(wèi)生醫(yī)療等方面的政府公共投資更為看重。
四、政策建議
我們在推進新型城鎮(zhèn)化的過程中，關(guān)鍵要著眼于解決人的城鎮(zhèn)化，而實現(xiàn)人的城鎮(zhèn)化的核心在于實現(xiàn)公共產(chǎn)品的全民化、均等化，在經(jīng)濟不均衡發(fā)展的背景下特別是政府投資的公共產(chǎn)品和服務(wù)的均等化。本文的研究基于省際面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)城人口遷移和政府公共投資（公共產(chǎn)品）之間是顯著相關(guān)的，但是還存在比較明顯的區(qū)域性差異。中國不同區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平差異很大，因此造成公共服務(wù)產(chǎn)品的供給存在巨大的區(qū)域差異，部分區(qū)域的公共品供給和城鄉(xiāng)遷移并不相關(guān)。
綜合上述的研究和分析，結(jié)合中國現(xiàn)狀，本文給出了如下的建議：
第一，加快推進城鄉(xiāng)居民公共服務(wù)的全民化和均等化，以解決城鎮(zhèn)化進程中，人口過度遷移造成的城市容納能力不足和農(nóng)村貧困化加劇的問題。
第二，中、西部更應(yīng)重視公共品均等化供給問題，東部由于經(jīng)濟發(fā)展的優(yōu)勢在公共產(chǎn)品的供給上具有明顯的優(yōu)勢，若中西部地區(qū)不重視加大公共產(chǎn)品的均等化供給，則會出現(xiàn)人力資源向具有公共產(chǎn)品優(yōu)勢的東部地區(qū)轉(zhuǎn)移并且難以逆轉(zhuǎn)，從而產(chǎn)生馬太效應(yīng)。
第三，從上述的分析結(jié)果，醫(yī)療衛(wèi)生和教育公共品供給對城鄉(xiāng)人口遷移有著重要的作用，對農(nóng)村人口向城市的遷移有著顯著的拉動作用，當(dāng)然在東、中、西部之間還存在著區(qū)域性差異，東部和中部的教育和醫(yī)療衛(wèi)生公共品對人口遷移表現(xiàn)出更明顯的拉力作用。政府制定政策時，應(yīng)該把農(nóng)村勞動力作為重要的資源要素來看待，并通過促進其流動以實現(xiàn)要素的最優(yōu)配置。
第四，進一步發(fā)展公共交通，擴大城市的道路容量，因為基礎(chǔ)交通設(shè)施已經(jīng)成為農(nóng)村人口向城市人口遷移重要的阻礙因素。改善現(xiàn)有交通基礎(chǔ)設(shè)施的不足，不但可以為農(nóng)民工進入城市后的生活提供方便，而且為人口的城鄉(xiāng)之間的自由流動提供劑。
第五，應(yīng)重視文化公共產(chǎn)品的供給和配置，文化公共品在現(xiàn)階段對于人口遷移的作用并不顯著，但是隨著經(jīng)濟的發(fā)展，對精神文明的追求將逐步成為生活的重要一部分，既推動對人口的城鎮(zhèn)化，也可以從根本上發(fā)揮提高全民素質(zhì)的作用。
注釋：
①由于地區(qū)數(shù)據(jù)的缺失，故樣本剔除的數(shù)據(jù)。
參考文獻：
[1]辜勝阻，簡新華.當(dāng)代中國人口流動與城鎮(zhèn)化：跨世紀的社會經(jīng)濟工程[M].武漢：武漢大學(xué)出版社，1994.
[2]史清華，程名望，趙正龍.影響我國農(nóng)民工進城的農(nóng)村因素的調(diào)查分析[J].開發(fā)研究，2005，（6）：118-121.
[3]程名望，史清華，閔遠光.影響我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的城鎮(zhèn)因素的調(diào)查分析[J].華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報：社會科學(xué)版，2005，4（3）：13-19.
[4]湯韻，梁若冰.中國省際居民遷移與地方公共支出――基于引力模型的經(jīng)驗研究[J].財經(jīng)研究，2009，（11）：16-25.
[5]董理.地方政府公共支出對勞動力遷移的效應(yīng)分析[J].武漢理工大學(xué)學(xué)報：社會科學(xué)版，2013，26（4）：536-542.
[6]Charles M. Tiebout. A Pure Theory of Local Expenditures[J]. Journal of Political Economy， 2007， 64（5）： 416-424.
[7]張嵐東.地方公共產(chǎn)品供給研究綜述：蒂布特模型及其他[J].廣西財經(jīng)學(xué)院學(xué)報，2010，（01）：45-49.
[8]李強，等.多元城鎮(zhèn)化與中國發(fā)展――戰(zhàn)略及推進模式研究[M].北京：社會科學(xué)文獻出版社，2013.
作者簡介：吳 新（1987-），男，福建福州人，福州大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，碩士研究生，研究方向：公司金融。
林炳華，男，福建龍巖人，福州大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院碩士生導(dǎo)師，副教授，研究方向：公司金融、金融制度、投資經(jīng)濟。
