时间：2024-02-07 14:50:49
序论：在您撰写城乡人口流动分析时，参考他人的优秀作品可以开阔视野，小编为您整理的7篇范文，希望这些建议能够激发您的创作热情，引导您走向新的创作高度。
公安部1996年流动人口统计数据，包括全国3406个县市（其中包括区，以及省、设区市的累计）的流动人口分布情况，每一个县市构成一个调查表，列包括合计、性别（男、女）、居住时间、来源地（省外市、省外县、省内市、省内县、港澳台、国外）、居住情况（旅馆、居民家中、单位内部、工地现场、租赁房屋、其它），行代表迁移原因，包括合计、务工、务农、经商、服务、因公出差、借读培训、治病疗养、保姆、投靠亲友、探亲访友、旅游观光、其它13个项目。为了分析中国城市流动人口的影响因素，我们对公安部1996年流动人口统计数据进行汇总，并提取流动人口超过10万的城市（包括所辖县、区）进行分析。汇总数据显示，全国流动人口超过10万的城市有84个，其中最多的城市是深圳市，达283.45万；100万以上的城市有6个，分别为深圳、广州、东莞、佛山、北京、上海，6座城市中广东省就有4个，远远高于其它省市对流动人口的吸纳能力。
从《中国城市统计年鉴》中采集1996年16个社会经济统计因素，它们分别是：地区人口（万人）、市区人口（万人）、市区非农业人口（万人）、市区从业人口（万人）、市区个体劳动者（万人）、市区第二产业从业人员比重(%)、市区第三产业从业人员比重(%)、市区国内生产总值（亿元）、市区工业总产值（亿元）、市区利税总额（亿元）、市区百元资金实现利税（元）、市区客运总量（万人）、市区固定资产投资总额（亿元）、市区社会消费品零售总额（亿元）、市区实际利用外资金额（亿元）、市区职工年平均工资（元）。
2、相关分析
为了分析城市流动人口和其它16个社会经济因素之间的相关关系，首先计算城市流动人口和16个社会经济因素之间的相关系数。由于是二元相关分析（城市流动人口和其它的每个因素），因此采用了皮尔森(Pearson)积矩相关系数。取显著性水平0.01进行双侧检验，得到的相关系数、相关系数临界值和显著性检验结果如表1所示。
从表1可以看出，流动人口超过10万的城市中，流动人口总量和市区从业人口、市区个体劳动者、市区国内生产总值、市区工业总产值、市区利润总额、市区社会消费品零售总额、市区实际利用外资金额和市区职工年平均工资相关性显著。其中，流动人口总量和市区职工年平均工资相关系数最大，达到0.7，相关系数超过0.5的从高到低依次是：市区职工年平均工资、市区实际利用外资金额、市区个体劳动者、市区国内生产总值、市区工业总产值和市区社会消费品零售总额。与市区人口、市区非农业人口、市区第二产业从业人员比重、市区第三产业从业人员比重、市区百元资金实现利税和市区客运总量相关不显著，与地区人口呈负相关。
四、回归分析
为了进一步研究城市流动人口总量与这些因素之间的定量关系，我们采用了多元回归分析方法进行处理。首先对流动人口超过10万的84个城市用上述9个相关性显著的因素进行多元回归分析（见表2）发现，市区从业人口、市区个体劳动者、市区国内生产总值、固定资产投资总额、实际利用外资金额和职工年平均工资6个因素回归效果显著，总体回归效果也显著，但回归结果不理想。
表2各个规模的城市流动人口回归分析参数
附图
为了进一步揭示城市流动人口与社会经济因素之间的关系，再按流动人口规模将城市分级，分级标准为：10万—15万，15万—25万，25万—50万和50万以上，回归结果见表2。(1)10万－15万规模的回归分析中，9个因素中只有市区社会消费品零售总额和市区职工年平均工资2个因素的F统计量大于临界值F(9,15)[,0.05]=2.59，回归效果显著，其余7个因素回归效果都为显著。总体F统计量也小于临界值F(1,15)[0.05]=4.54，总体回归效果不显著。(2)15万—25万规模的回归结果中，9个因素中的任何一个因素以及总体回归效果都不显著；25万—50万规模也是如此。(3)大于50万规模的城市回归分析中，市区个体劳动者、市区工业总产值、市区利税总额、市区固定资产投资总额和市区实际利用外资金额5个因素回归效果显著，总体回归效果也显著。
从上面的分析可以看出，只有流动人口超过50万的城市，其流动人口总量和市区的社会经济因素之间才有一定的线性关系。流动人口50万以上的城市有13个，这些城市流动人口数量很大，应该是人口流动发展较为成熟的城市，其流动人口和社会经济因素之间直接的规律性应该更强。因此，除了采用与上面相同的9个因素外，还将所有的16个因素考虑在内进行了多元回归分析和逐步回归分析，所得结果列为表3。
表350万以上流动人口城市的流动人口回归结果
附图
从三种回归方法的结果可以看出，16个因素的多元回归分析效果相当好，几乎所有的13个城市都能很好地回归，误差几乎为0。采用F统计量3.0为引入值，1.5为剔除值的逐步回归分析，结果有11个因素引入到回归方程中，分别为：市区个体劳动者、市区第二产业从业人员比重、市区第三产业从业人员比重、市区国内生产总值、市区工业总产值、市区利税总额、市区百元资金实现利税、市区客运总量、市区社会消费品零售总额、市区实际利用外资金额和市区职工年平均工资。逐步回归分析的离差平方和为55845.2656、回归平方和为55841.3555、残差平方和为3.9090、复相关系数为1.0000。可以看出，用上述11个变量构建的回归方程和16个变量的多元回归分析效果相差不大，其F统计量为F(11,11)=1299.0813，远大于显著性水平0.01下的F临界值4.54，说明引入变量回归效果显著。从回归结果看，回归误差最高为3%，有8个城市几乎为0，因此回归效果很好，完全可以用逐步回归分析取代16个因素的多元回归分析；而9个因素多元回归分析效果不太理想，有6个城市回归误差超过10%，最高误差达27%，因此9个相关性较强的因素进行回归的效果不太理想。
可见，流动人口50万以上城市的回归效果较好，其中用回归分析得到的11个因素可以很好地表达流动人口总量，并用于预测的目的，回归方程为：
流动人口总量（万人）＝-64.2655+0.2877*市区个体劳动者（万人）+0.9874*市区第二产业从业人员比重(%)-2.9195*市区第三产业从业人员比重(%)+0.2680*市区国内生产总值（亿元）-0.1720*市区工业总产值（亿元）-0.8649*市区利税总额（亿元）+5.1261*市区百元资金实现利税（元）-0.0051*市区客运总量（万人）+0.0531*市区社会消费品零售总额（亿元）+13.0708*市区实际利用外资金额（亿元）+0.0208*市区职工年平均工资（元）
3、研究结论
通过对中国城市流动人口影响因素的定量研究，得出如下结论：
(1)城市流动人口规模与市区从业人口、市区个体劳动者人数、市区国内生产总值、市区工业总产值、市区利税总额、市区固定资产投资总额、市区社会消费品零售总额、市区实际利用外资金额和市区职工年平均工资相关显著；与市区人口、市区非农业人口、市区第二产业从业人员比重、市区第三产业从业人员比重、市区百元资金实现利税和市区客运总量相关不显著；与地区人口呈负相关。
(2)流动人口超过50万以上的城市，其流动人口规模与市区的社会经济因素回归效果较好，回归方程可以用于预测。
【参考文献】
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文献标识码：A
doi：10.19311/j.cnki.16723198.2017.09.007
1绪论
改革开放以来，我国人口流动表现出大规模和急剧增长趋势。2014年我国流动人口总量达到2.53亿，预计到2020年，我国流动迁移人口将增长到2.91亿。大规模的人口流动必然会促使我国城市化进程的加快，随着人口流动总量的迅速增加，2015年我国城市化水平为56.1%。
人口迁移流动和城市化关系的研究，主要体现在以下几个方面：一是从区域经济学相关理论的视角出发，探讨人口流动与城市化的关系，如冯云廷、任远等通过研究发现，城市化过程是资源与要素在城乡地域间和产业间重新配置和组合的过程，劳动力的迁移流动和重新分布是其中的一个重要部分。二是从发展经济学的视角讨论人口流动与城市化的关系，Lewis指出农业生产率和农业现代化水平的提高，导致了农村剩余劳动力成为人口城市化的源泉，而Rosenzweig and Stark则从风险理论的角度，发现低收入国家中妇女乡城迁移往往与原生家庭存在某种契约关系，其婚姻和契约目的是在有信息成本和空间共变风险的环境中，减轻收入风险。三是从人口城市化理论的视角讨论人口流动与城市化的关系，如李竞能认为，城市化是人口向城市集聚和城市人口自然增长所导致城市人口比重上升的过程，因此城乡人口迁移集聚和城市部门人口的自然增长共同构成了城市发展的源泉。除此之外，我国学者更多的是从数理角度分析我国城市化水平提高的影响因素，分析我国城市人口增长来源等。
海南省作为我国最大的经济特区，其城市化进程和人口流动尤其独有的特点，本文将从城市化与人口流动之间关系的理论和实证研究出发，分析海南省18个县市人口流动现状、城市化现状及二者之间的关系，以期寻找海南省人口流动和城市化进程中存在问题，并提出相应对策。
2海南省人口流动、城市化现状分析
2.1海南省人口流动现状及特征
本文重点分析海南省18个县市人口流入规模，所采用数据来源于1991-2015年《海南省统计年鉴》，用地区常住人口与户籍人口的差额来衡量海南省及各县市人口流动情况。
2.1.1流入人口规模波动起伏较大
由图可知，1990年和1991年人口机械增长为正，以人口流入为主；1992-1994年，流入人口数出现负值，海南省出现一定的人口流出；1995-1997年，海南省出现较小规模的人口流入；1998年海南省流入人口为-6943人，意味着在1998年海南省人口净流出6943人；从2001年开始到2011年为止，海南省人口流入规模表现出波动中增长状态，增长较为平稳；但是从2012年开始到2014年为止，海南省的人口流入规模均为负值，此时海南省成为人口净流出区。
1988年海南省成?榫?济特区，得益于诸多优惠政策，促使经济迅速发展，吸引较多的外来人口进入海南省进行海岛开发建设，其他区域人口向海南省集聚，集聚规模呈现缓慢增长态势。随着人口净流入增多和海南省开发进程的加快，流入人口的生活成本不断增高，逐步出现人口地理饱和和经济饱和，加之受金融危机的影响，导致以旅游产业作为支柱产业的海南岛对人口流动吸引力降低，出现从2012年开始的人口流入规模为负的情况。
2.1.2海口、三亚等核心城市人口流入规模远超其他县市
地理位置、自然环境和经济发展水平决定了人口流入规模在海南省内部出现地域差异。由图可知，海口市人口流入规模在1990年为10940人，到2014年增至547636，而三亚市人口流入规模在1990年仅为4740人，到2014年增至156336人，即使在全省人口流入规模出现负值的情况下，海口市、三亚市依然保持较高的人口流入，保持对流动人口较强的吸引力，二者流入人口占全省总流入人口的比重在1990-2014年间呈波动上升趋势。三亚市人口流入规模虽一度降到-148人，但作为海南省南部经济中心，旅游业为该市支柱产业，旅游资源和房地产业的发展促使人口流入规模呈现上升的态势。余下11个县市的人口流入规模均有较大起伏，表现出明显的升降交替状态，其对流动人口的吸引力较弱。
各县市人口流入规模地区不均衡的主要原因是地区经济发展水平的差异使省域内人口流入规模出现两极分化。海口市和三亚市分别为海南省省会和南部经济中心，经济发展水平、基础设施、公共服务远远高于其他县市，对区域内和区域外的人口都有较强的吸引力，流动人口更多的向海口和三亚集聚。国际旅游岛战略的实施，旅游景点较好、交通便利的县市诸如儋州市、东方市、琼中县等地区逐步成为人口流入的次要选择区。而余下的11各县市受制于经济发展水平、区位条件，对人口流入的吸引力较小，甚至成为人口净流出区域。
2.2海南省城市化基本状况分析
本文主要通过研究海南省全省及各县市城市化率来反映海南省城市化现状，文中城市化率采用年末城镇人口占地区总人口的比重来表示。
2.2.1海南省城市化基本特征
（1）海南省城市化水平整体有较大提高。
借助经济特区、国际旅游岛建设等的优惠政策和契机，海南省的城市化水平在不断提高。由图可知，从1989年到2014年，海南省城市化率从17.59%提高到53.76%，城市化水平每年提升大约1.39个百分点。海南省城市化整体水平的提高，既得益于海南省建省以来的各项优惠政策，又得益于海南省第三产业的发展，二者共同推动了海南省经济的快速发展，加之海南省人口流入规模的不断扩大，促使其城市化水平不断提高。
（2）省内各县市城市化水平空间发展不均衡。
受地理环境、经济发展等的影响，城市化水平区域差异明显、各县市极度不均衡的特征。如图所示，作为省会城市的海口市和南部经济中心的三亚市，无论是城市化规模还是城市化水平均与远远高于其他县市。2014年海口市和三亚市的城市化率为76.61%和7097%，远远高于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县城市化率仅为31.55%，远远低于全省城市化平均水平。
由图可知，海南省各县市年均城市化率与增长速度之间基本遵循了“城市化水平较高则城市化增长速度相对较低”的关系。1989-2014年间，海口市年均城市化水平最高，达到7321%，但其城市化水平的年均增长率最低，仅为0.07%；年均城市化水平最低的是乐东县，年均城市化率为18.50%；城市化水平增长最快的为三亚市，年增长率达到1.65%。
从各县市城市化水平及其增长率看，城市化水平及其增长率在空间上存在较大差距。海口市、三亚市、五指山市的年均城市化水平处于最高位置，分别为7321%、43.71%和45.47%；其次处于较高年均城市化水平和相对较低增长速度的县市主要为昌江县、琼中县、保亭县、定安县、儋州市，城市化率接近全省平均水平，城市化率增长速度较为缓慢。文昌市、琼海市、万宁市等城市化率和城市化率增长速度均较高，年均城市化率分别为21.93%、24.22%、21.61%，其城市化率增长速度为1.4%、1.3%、1.35%。
总体而言，海南省各县市年均城市化率与城市化率增长速度基本呈负相关关系，由于海南省?炔扛飨厥芯?济发展水平和城市化水平极度不均衡，导致大多数地区的年均城市化率低于全省平均水平，较低年均城市化率的县市所对应的城市化率增长速度则相对较高，而三亚市无论年均城市化率还是城市化率增长速度均较高，主要得益于三亚市旅游资源的开发所导致的城市化进程迅速加快。
3海南省人口流动对城市化影响的实证分析
在“人口流动-经济增长-城市化”这一思路的指导下，引入城市化与经济增长的多元线性回归分析，将贸易、人口流动、人力资本等纳入城市化影响因素中，分析海南省城市化进程与三者之间的关系。其中，城市化进程用城市化水平U来表示，采用海南省1990-2014年的城市人口占地区总人口的比重（城市化率）来衡量；贸易部分采用人均进出口额T来衡量，一个国家或地区对外开放程度一方面可以推动工业发展进而影响城市化率，另一方面可以提高农产品出口，促进农业发展和农村剩余劳动力转移，文中采用1990-2014年海南省人均进出口额；文中采用地区人口流入率RF作为测度人口流动的指标，反映海南省1990-2014年间人口流动情况，而地区人口流入率则通过流入人口与地区常住人口的比值来体现；而对人力资本H的度量，文中将采用人均受教育年限进行衡量，即人均受教育年限=小学学历人数占总人口比重×6+初中学历人数占总人口比重×9+高中学历人数占总人口比重×12+大专及以上学历人数占总人口比重×16。
为了更准确反应流动人口对城市化进程的影响，文中将构建城市化与人口流动关系的多元回归模型：U=β0+β1T+β2RF+β3H+ui，其中，U表示城市化率，T表示人均进出口额，RF表示地区人口流入率，H表示人均受教育年限。
运用1990-2014年间海南省对应数据进行计量回归，回归结果为：
U=-3.1511+0.1026T+0.3028RF+0.5836H
R2=0.91872=0.9071
从回归结果可以看出，城市化水平的91.87%取决于地区人均进出口总额、人口流入率和人均受教育年限。回归结果表明：海南省人均进出口总额每增加1美元，城市化率水平将会提升0.1026个百分点；海南省人口流入率每增加1%，城市化水平将会提高03028个百分点；海南省人均受教育年限每增加1年，城市化率将会提升0.5836个百分点。
由城市化水平影响因素多元回归结果可知，人均进出口额的增加对城市化水平的影响同样为正，表明海南省对外贸易的发展能够促进海南省工农业和第三产业的发展，进而促进海南省经济水平的提高，带来海南省城市化水平的提高。人口流入对城市化水平的提高有显著的正向影响，表明每年流入海南省的人口直接参与了海南省的城市化建设，或直接成为海南省城市人口的一部分，进而推动所在地区城市化水平的提高，或通过旅游、工作等方式促进海南省经济发展，进而推动海南省城市化的进程。同样，人均受教育年限对城市化水平的影响为正，表明海南省人口质量的提升能够促进海南省人力资本的质量，使得海南省人力资本积累的速度加快，能够吸引更多的人力资本流入，必定会促进城市化水平的提高。
4结论及建议
4.1结论
（1）海南省流入人口规模波动起伏较大，海口、三亚等核心城市人口流入规模远超其他县市；（2）人口流入空间布局存在较大差异，人口流入中心在时空演变主要表现为以海口市、三亚市为主；（3）海南省城市化水平整体有较大提高，但省内各县市城市化水平时空发展不均衡；（4）海南省各县市年均城市化率与增长速度之间基本遵循了“城市化水平较高则城市化增长速度相对较低”的关系；（5）人口流入对城市化水平的提高有显著的正向影响，表明每年流入海南省的人口直接参与了海南省的城市化建设，或直接成为海南省城市人口的一部分，进而推动所在地区城市化水平的提高，或通过旅游、工作等方式促进海南省经济发展，进而推动海南省城市化的进程。
onIts Determinants and Modes of Incorporation.International-Migration-Review，vol.23，no.3，fall，1989，pp.606-630.），其中最有影响的是“推拉理论”。本文试图运用推拉理论模型对影响中国农民工流动的因素进行分析。本文的核心假设是，中国的推拉模型与国际上相比有巨大差异，其中最突出的差别是，由于户籍制度的影响，推和拉都发生了变形。本文将分析在中国户籍制度背景下产生的特殊的推拉模型。文章所使用的实证数据主要来源于笔者近年来所组织的一些问卷访谈（注：这些调查包括：(1)1999年8月，笔者对四川15个区县农村地区移民和外出农民工家庭进行的调查，本调查采取入户访谈方式，共完成农民家庭户有效问卷451份，其中所记录的外出农民工为278人；(2)2000年11-12月在北京市丰台区进行的调查，共完成北京市居民有效问卷752份，流动人口有效问卷493份；(3)2001年5-12月在辽宁、黑龙江、河北、河南、山西、内蒙古、宁夏、山东农村等地对农民工流出地进行的调查，共完成农民家庭户访谈有效问卷547份，其中所记录的外出农民工为236人；(4)2002年3-4月在北京市朝阳区进行的调查，共完成北京市居民有效问卷504份，流动人口有效问卷307份。以上4次调查均采取调查员面对面访谈方式，访谈成功率均超过97%。此外，本文还采用了过去的一些个案调查材料，这些个案的调查地点均为北京地区。在此谨对协助笔者完成问卷调查和个案材料的学生深表谢意。）。
一、推拉理论与影响中国农民工流动的推拉因素
1.推拉理论
“推拉理论”(push and pull theory)是研究流动人口和移民的重要理论之一，它认为，在市场经济和人口自由流动的情况下，人口迁移和移民搬迁的原因是人们可以通过搬迁改善生活条件。于是，在流入地中那些使移民生活条件改善的因素就成为拉力，而流出地中那些不利的社会经济条件就成为推力。人口迁移就是在这两种力量的共同作用下完成的。当然，以往的研究也提出，流入地和流出地各自都有推和拉两种因素，即流入地和流出地都同时具有吸引和排斥两方面的作用力；此外，在流入地和流出地之间还有中间障碍因素，比如流入地与流出地之间的文化差异也会对流动产生影响。
2.农民工外出的经济驱动力
近来的一些研究表明，农民工的外出有愈演愈烈之势。2002年调查中询问：“您是哪一年第一次外出的？”结果回答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，绝大部分被调查对象是新近几年首次外出的。那么，是什么因素促使农民工高比例流出的呢？2000年和2002年的调查均详细询问了农民工外出的原因，结果见表1和表2。
对比2002年与2000年的调查结果，虽然有差异，但如果将排在前五位的回答进行比较，就会发现，前五位的内容是完全一致的。即属于农村推的因素有三个（农村收入水平太低、农村缺乏发展机会、农村太穷），属于城市拉的因素有两个（城市收入高、外出见世面）。2002年将“城市收入高”列为外出驱动的第一位因素，2000年将“农村收入水平太低”列为第一位驱动因素。其实，农村中推的力量与城市中拉的力量是影响农民工外出流动的两个方面；再者，所谓农村收入低是与城市收入高对比而言的，所以，这里的驱动因素实际上是一回事。笔者试将表1和表2列在第一位的因素总结为“经济收入的驱动力”，不管是农村收入低还是城市收入高，核心问题是经济收入的驱动力驱使大量农民工外出。
对比我国城市居民与农村居民的人均消费水平，一个城市居民的消费水平相当于一个农村居民消费水平的倍数，在改革开放以前，高的时候曾达到2.9倍；改革开放初期，由于农村改革充当了先锋，低的时候曾为2.2倍到2.3倍。然而，随着市场改革在城市的推进，到了90年代初期以后，城乡消费差距比例不断攀升，到90年代末期和新世纪初叶，已经超过3.6倍。在如此巨大的差距下，以经济利益为核心的推力和拉力，两者都是十分巨大的。
表1 哪些因素影响您外出？（2002年）（总人数307人）
影响外出的因素
推还是拉 排列位次 选择的百分比(%)
城市收入高
拉
1
54.8
外出见世面
拉
2
52.1
农村收入水平低，没有挣钱机会 推
3
48.5
农村太穷，生活太苦
推
4
43.9
农村缺乏更好的发展机会
推
5
38.7
别人都出来了，受别人影响
拉
6
34.1
城市生活条件好
拉
7
31.1
对在家乡从事的职业不满意
推
8
27.5
农村税费过重
推
9
27.2
呆在家里没事干
推
10
25.2
家乡学习条件差、受教育机会少 推
11
24.6
不愿意干农业
推
12
23.3
家乡封闭保守，思想不解放
推
13
18.4
村干部作风恶劣
推
14
14.8
想外出多生孩子
拉
15
2.0
表2 哪些因素影响您外出？（2000年）（总人数493人）
影响外出的因素
推还是拉 排列位次 选择的百分比(%)
农村收入水平太低，没有挣钱机会 推
1
62.6
农村缺乏更好的发展机会
推
2
62.3
外出见世面
拉
3
58.5
城市收入高
拉
4
57.5
农村太穷，生活太苦
推
5
54.9
对在家乡从事的职业不满意
推
6
37.2
别人都出来了，受别人影响
拉
7
35.4
家乡封闭保守，思想不解放
推
8
34.3
农村税费过重
推
9
26.6
城市生活条件好
拉
10
25.2
家乡学习条件差、受教育机会少
推
11
21.3
村干部作风恶劣
推
12
16.1
当地人际关系复杂、难处
推
13
5.9
和领导关系不好
推
14
2.0
想外出多生孩子
拉
15
0.4
那么，农民工进城以后，可以获得多大的经济利益？本研究对比了农民工在城市中的收入与自己在家乡时的收入（参见表3）。
笔者2002年的调查显示，进城前与进城后的年收入比较，农民工平均比进城前多收入8738.3元。表3显示，90.1%的农民工进城后，收入都比在家乡时有了明显上升。其中，约20%的人高出10000元及以上，而52.4%的人高出5000元及以上。巨大的经济差异作为一种驱动力，促使越来越多的农民流入城市。
表3 农民工在城市中的收入比自己在家乡收入高出的数额（2002年）
按高出数额分组（人民币：元） 人数
各组的百分比
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
与在家乡时收入相等
16
5.9
低于在家乡时收入
11
4.0
合计
273
关键词 人口流动；地区差距；经济增长
中图分类号 C924 文献标识码 A 文章编号 1002-2104(2008)05-0027-07
改革开放以来特别是1990年以来我国经济增长的地区差距逐渐扩大。从经济总量上来看，东部地区占全国经济总量的比重不断提高，而中西部地区所占经济总量的比重越来越低，这客观上说明了我国地区经济增长差距扩大的事实。与此相应的是，改革开放以来我国流动人口的数量在三大地带间的分布差距也较大，总体上来看，流动人口大都是向东部沿海地区发生转移，这也造成了我国流动人口地区分布不均衡的事实。发展经济学理论以及我国经济增长 的事实已经为我们证明，经济增长的地区差距肯定可以对人口的流动产生重要的导向作用。大多数流动人口选择流向经济较为发达的沿海地区，而只有少量的人口流动到经济不发达的地区，这是一种现实存在的经济现象，给人的印象是，因为地区发展差距的存在影响了人口流动地区的选择，但是，如果从历史的角度来看待这个问题，我们最想知道的是，①我国自改革开放以来人口流动的不均衡趋势是否是构成我国地区差距形成格局的原因之一?②如果是，我国人口流动的地区分布不均衡对我国地区经济增长地区差距的形成产生怎样的影响?③如果产生影响的话，那么，究竟产生多大程度上的影响?本文试图借用新古典经济学中的“收敛”理论来研究我国自1978年以来的地区差距形成过程中人口流动的影响。
1 “收敛”理论及其在我国经济实践中的应用
经济工作者们在研究我国地区间收敛的时候一般将地区收敛分为β收敛和σ收敛，其中β收敛是指初期人均产出水平较低的经济体比初期人均产出水平较高的经济体在人均产出增长率、人均资本增长率等人均项目上以更快的速度增长；而σ收敛是指不同经济体间人均收入的离差随时间的推移而趋于下降。其中，β收敛是相对产出增量（经济增长速度）而言的，σ收敛是相对产出存量水平（人均收入水平）而言的。
相比较而言，β收敛反映的经济差异主要由“绝对收敛”和“条件收敛（conditional convergence）”两种情况，其中“绝对收敛”的基点存在于不同经济体的初始收入水平的差异上，而随着较贫穷经济体经济增长速度的加快，其经济增长的速度由于快于较富裕地区的经济增长速度，因而使得具有不同初始收入水平的经济体最终都能够达到共同富裕的稳态，这意味着在一个样本或经济群体中，人均收入水平具有均等化的趋势，最初贫穷的经济体将增长得更快，直到他们追赶上富裕的经济体为止，从长期来看，达到稳态以后，群体中所有成员的人均收入将相同。而对于“条件收敛”来说，各个成员最终将收敛于自身的稳态，并且其成员之间的稳态可能彼此不同，因此，即便是在尝试之中，不平等仍然可能会持续下去，不同经济体的相对位置也会存在下去，换句话说，富裕地区仍将保持富裕，贫困地区仍将保持贫困。“条件收敛”的前提是收敛的发生反映了经济体结构性差异的变动，经济体的福利改善与区域结构性因素的差别密切相关，因而表现出一定的影响变量的外生性。
研究中国地区差异的学者们成功地借鉴了“收敛（convergence）”理论并将其应用到对中国地区差距的研究实际中来，本文对我国地区差距形成过程中人口流动的影响分析也借用这一理论作为分析工具。事实上，“收敛”是考察一个国家或地区间经济增长差异的经济学概念，其实质是验证在一些结构相似、初始收入水平相同的国家或地区在经过一段长时期的发展之后，其人均收入是否会相互趋同。从时间上来看，经济学家们对收敛的研究首先是从研究国家间的收敛开始的，国外一般的研究结果大致认为经济增长在国家间具有收敛特征，一般是以“俱乐部收敛”（club convergence）的形式出现，即在经济增长的过程中，一些结构相似、初始收入水平相同的国家或地区的人均收入在长时期的范围内会相互收敛或者趋同［1］。除了研究国家间的趋同外，也有相当数量的研究者对一个国家内部的收敛产生了浓厚的兴趣，这主要是基于国家内部的区域间具有的三个特征：首先，尽管地区间存在着技术、偏好、制度方面的差异，但相对于国家间的差异来说，国家内部地区间的差异显然要弱得多；其次，要素在区域间要比在国家间更具有流动性，而这可以加快地区间经济增长的收敛速度；最后，各个地区都面对同一个政府，中央政府的行为和政策对区域间收入差异的变动会产生境况迥异的影响，而这种影响恰恰就是研究者感兴趣之处。
客观上来说，在1990年以前我国各地区的经济增长呈现收敛的趋势，到了1990年以后则迅速发散［2］，这与林毅夫等人［3，4］的发现稍有区别，林毅夫采用基尼系数的方法测度了中国的地区差距，发现1986－1990年间，中国地区差距的上升幅度并不明显，1990年以后的上升幅度略大，1990年基尼系数只有0.241 4，到1995年已上升到0.274 7。一个比较一致的解释是，中国的经济增长呈现出较强的地域特性。
一般地认为，中国改革开放以来的地区间经济增长出现了“俱乐部收敛”现象［5］，而从中国经济的整体来看，1978-1990年期间中国地区间的经济增长确实存在条件收敛特征，并且以每年约2%的速度收敛，在这段时间内，中国经济增长的地区差距逐渐缩小，但是，自1990年以后，中国经济增长的地区差距日益明显，这段时间经济增长以约1%的速度发散，相应地，地区差距日渐扩大。据此，国内部分学者经过研究我国各地区之间的经济增长情况之后认为，我国地区间的经济增长不仅存在着显著的“俱乐部收敛”特征，而且存在着“条件收敛”的特征；更进一步，蔡和都阳（2000）对中国地区经济增长收敛问题做了初步的分析，他们注意到我国东、中、西部三大地带内部都存在收敛现象（其中，西部地区的内部收敛趋势较弱），但三大地带间的经济差距却扩大了，他们在研究中控制了初始人力资本、投资率等变量后的结果表明：各地区间存在“条件收敛”。
2 人口流动影响地区差距形成的理论回顾
尽管已经对我国各地区经济增长的收敛特征有所了解，但是，我国大规模的跨区域流动人口对这种收敛的结果如何产生影响我们尚不清楚，事实上，国内外有关人口流动对地区经济增长收敛效应产生影响的研究文献有很多，但更多的研究将重点放在探究人口流动是否是构成地区收敛原因的讨论上。
2.1 国外的争论
国外在人口流动对地区收敛（趋同）影响问题的研究上争论较多。缪尔达尔和赫尔西曼就非常怀疑劳动力的流动必然会导致趋同。Barro对跨国数据的经验研究结果显示，人口流动并不对经济增长产生收敛性的结果，但对美国1800-1990年间的州际数据研究后发现，人口流动对经济增长产生绝对收敛的特征。此外，Barro和SalaiMartin［6,7］在利用美国1900-1990年的数据，日本1955-1990年的数据，德国、意大利、法国、西班牙1950-1990年的数据以及英国1960-1980年的数据作进一步研究时却发现：人口流动不能作为这些国家地区收敛的解释变量。尽管后来Barro通过技术手段在他的模型中排除了人口流动的内生性，但他仍然没有发现人口流动对地区收敛的有效作用。Puga［8］用垄断竞争模型和一般均衡分析的方法，研究了人口在自由流动和完全不能自由流动情况下贸易成本的变化对地区经济差异的影响。这一模型很好地解释了东南亚国家经济水平与欧美发达国家收敛的现象，但是却不能解释一个国家内（如中国）贸易成本很低情况下，地区经济增长的差异性矛盾。但是，经验研究告诉我们，区域经济差距形成的原因之一就是区域间劳动力的选择性流动［9］，而恰恰因为地区差距本身往往会对劳动力的流动方向产生引导性的作用，从而才会导致劳动力的流动促进地区间经济增长收敛的直接后果［10］。
因此，人口流动对地区差距的影响肯定存在，之所以没有发现这种影响的原因可能恰恰表现在技术手法上。Taylor和Williamson［11］引进了一个技术方法解决了这一问题。他们对这一问题的研究打破了常理，在提出“如果没有劳动力流动，收敛情况会怎样？”的问题后，他们研究了1870-1910年发生了大量移民的17个国家的收敛情况，发现大规模的移民对这些国家的人均GDP的贡献达到50%，这就说明：人口流动对地区收敛有决定性的作用。
2.2 国内的争论
国内在人口流动对地区收敛影响的研究上结论基本一致：认为人口流动确实对地区收敛产生至关重要的作用，并有效的缩小了地区的发展差距。针对Barro和SalaiMartin的研究，姚枝仲认为美国州际之间的劳动力流动没有成本，而跨国人口流动却存在严重的制度障碍，这种人口流动程度的不同是造成Barro和SalaiMartin结论有偏的根本原因。他利用Taylor的技术手段研究指出，1985-1990年期间劳动力流动对我国地区差距缩小的贡献大约为12%，最后他得出结论：劳动力流动对于消除地区之间要素禀赋差异的作用明显，因而可以有效地消除地区间的经济差距从而实现“条件收敛”。王德等人［12］利用同样的技术手法，研究了1985-2000年间我国人口流动对区域经济差异的均衡作用，认为人口流动在1990年前后使十几个省区的GDP值平均增加了1.5%，并使这些省市的基尼系数分别降低1.6%～7.5%，他们还验证了省际间人口流动对地区差距的形成确实起到延缓作用。针对Puga模型在中国应用的失效，范红忠［13］将其解释为Puga模型假设条件的极端性所致，即Puga模型要么假设人口自由流动（成本为零），要么假设人口不能流动（成本无穷大），而这两种极端情况在我国的人口流动过程中基本很少见。刘强［14］的研究结果也显示，大规模的劳动力区际流动是中国地区间经济增长收敛的重要诱发因素。Lu认为劳动力的流动对于减少城乡收入差距是至关重要的。王小鲁［15］ 也认为：在市场条件下，劳动力在地区间的流动将有助于缩小地区间的劳动报酬差距和人均GDP差距。
但是，林毅夫［16］在研究了地区不平等与劳动力转移的关系后发现，1985-1990年期间，劳动力地区间的转移与地区发展差距之间不存在太大的联系（二者之间的弹性值为0.197），他认为，由于推动地区差距的其他影响力量的存在以及我国对劳动力区际转移的限制因素的影响，20世纪90年代我国不断增强的劳动力地区间迁移对地区间增长收敛的影响作用是不充分的。
3 我国人口流动对经济增长地区收敛效应产生影响的检验
显然，由于不同学者的研究角度不同，因此分别得出的有关人口流动对地区经济增长收敛效应产生影响的程度肯定也不同，本文下面的内容将应用要素分析法来检验我国人口流动对地区经济增长收敛效应的影响及其程度。
3.1 “收敛”假设检验的分析模型
要检验人口流动对经济增长收敛的影响，必须要应用到经济增长模型，目前较公认的经济增长模型是所谓的四要素度量法，即认为总产出由劳动力数量、劳动力质量（人力资本）、物质资本和技术进步的投入份额和贡献率决定。生产函数表示为：Q=AKαLβHγ，其中Q代表总产出水平，K代表累计的物质资本投入，L代表劳动力投入，H代表人力资本投入，A代表技术进步因子。我们承认，国内外在对人口流动与经济增长地区收敛的关系上尚存在诸多争论，因此，为了验证人口流动与中国经济增长地带内、地带间收敛特征的关系，我们改造了生产函数的模型，先从简单入手，构造了如下的模型（1）分别对三大地区内部各省份进行回归分析。需要说明的是，本文对我国三大地带的划分是按照李玲(2003)［17］的划分方法，这种划分方法基本与大多数学者的划分相同，因而比较符合实际。另外，也有一些学者对我国三大地带的划分与此种划分方法有较大出入，但是我们不准备按照这些方法重新验证数据结果。
ΔGDPi=C+αln(GDP78i)+βXi+μi(1)
其中，ΔGDPi表示1978-2003年期间各省份人均GDP真实增长率，ln(GDP78i)表示各省份1978年人均GDP的真实值，代表初始发展水平，其中Xi主要包含有ΔInvesti、ΔLabori、ΔMigrapopi、In(MigraPop78i)、Eastarea、Westarea等选择性解释变量，此外，ΔMigrapopi表示1978-2003年期间各省份净迁入人口数量年均增长率，1978-2003年期间各省份资本投入的年增长率变量用ΔInvesti来反映，各个省区劳动力（以从业人员代替）平均增长率以ΔLabori作为解释变量，而用In(Migrapop78i)来衡量人口迁移的初始水平，它具体反映的是1978年各省份人口净迁入数量的对数值，此外，我们还引入了Eastarea和Westarea两个分别反映东部和西部地区的虚拟变量，以控制那些未被引入的结构变量对经济增长的影响，C为常数项，μi为随机扰动项。
通过对以上方程的回归，就可以验证绝对收敛和条件收敛的存在，并测算出收敛速度。利用这种方法研究最有影响力的应该是Mankiw, D. Romer & Weil等人以及巴罗和萨拉伊马丁的研究（他们的测算速度大约为2%），但这种方法存在诸多缺陷：忽视参数的非均等性、解释变量的内生性、测量误差等，在段平忠（2005）的研究中，流动人口的增长并不对我国整体经济增长产生促进性的推动作用，但是，通过进一步的研究我们又知道，人口流动虽然不对整体经济的增长产生推动作用，但却对分地区的经济增长有贡献作用。
3.2 消除异方差后的回归
计算数据见文献［2］中的附表1和附表2。由于我们无法获得1988-1995年间我国分地区的人口流动数据，因此，在本文的计算中，我们将研究时期分为1978-1987年和1996-2003年两个时期。我们发现，如果采取一定的方式消除这种模型本身的异方差，回归的结果会大为改善，在这里将采用加权回归的方式对模型进行估计。另外，既然已经知道人口流动对分地区的经济增长产生贡献作用，我们决定用分地区的方式来研究人口流动分地区的不同贡献效应，我们将研究结果放在表1中。
显然，从表1的各项技术统计指标上，我们发现模型的显著水平提高了。进一步发现，回归结果显然仍然支持1978-1987年期间全国经济增长地区收敛的结论：在此期间，全国水平的收敛速度大概为3%左右，而东部、中部、西部的收敛速度分别为2%、7.5%、4%左右，这与前面的研究结果基本一致，即：在此期间地区差距在缩小，但人口流动对地区经济增长的贡献却出现了分化现象。表3的数据还告诉我们，人口流动对全国、中部、西部的经济增长是负效应的，这种负效应对中部的影响最大，其次是西部，再次是全国，但是，人口流动对东部地区的经济增长却是正效应的，这说明，在1978-1987年期间，东部地区是我国人口流动的最终受益者。再来看1996-2003期间的情况，首先，在此期间全国各地区的经济增长都是发散的，这说明，不管是全国还是东、中、西部各地区的经济增长差距都在扩大，扩大的速度都在2%左右。而人口流动的情况与1978-1987期间类似，东部地区的流动人口为本地区带来了经济增长的正效应，这说明东部地区也是人口流动的最大受益者，这些结论都得到了证实［18］。
3.3 人口流动对分地区经济增长收敛速度的影响
进一步的研究我们发现，如果将没有人口流动的情况与存在人口流动的情况进行比较研究，全国各地区经济增长的收敛速度会发生有趣的变化，我们将这一结果放在表2中。
显然，不管有无人口流动，1978-1987年期间全国各地区的经济增长都是收敛的（见表3），这说明各地区的经济增长差距都在进一步缩小，所不同的是，如果没有人口流动，全国水平的经济增长应该以2.1%的速度收敛，但是发生了人口流动以后，收敛速度降低了，只有2.05%的水平。这客观上反映了一个现实：人口流动对全国的地区经济增长产生了一定的影响，影响程度达到2.44%，只不过这种影响对一部分地区来说是促进作用，但对另外一部分地区来说却是抑制作用，从而最终降低了全国和各地区经济增长的“趋同”速度，反过来说，就是加大了全国整体经济增长的“趋异”速度，从而扩大了整体的地区差距。
1978-1987年期间，人口流动对东部和西部经济增长收敛的影响与全国的趋势相同，流动人口对这两个地区收敛效应的影响程度分别为4.02%和23.3%，这说明，人口流动也扩大了东部和西部两个地区内部的经济增长差距，从而使这两个地区内部出现了发展不均衡。但是，我们还注意到，对中部地区来说，有无流动人口的存在对经济增长收敛速度的影响差别很大，没有流动人口时收敛速度为4.77%，有流动人口时收敛速度为7.78%，有无流动人口的影响程度高达63.1%，显然，人口流动使中部地区的内部差距显著地缩小了。
1996-2003年期间全国各地区的收敛速度也同样受到了人口流动的影响，有无人口流动的影响状况也放在表1中。与前一时期不同的是，在1996-2003年期间，全国以及东、中、西部各地区的经济增长无论有没有人口流动都是发散的(见表3)，即：全国整体的地区差距在扩大，三大地带各自内部的差距也在扩大。在有人口流动的情况下，全国和各地区的收敛速度分别为-1.77%、-1.34%（东部）、-1.58%（中部）、-3.83%（西部），这说明，经济增长的地区差距正在逐渐扩大，只是西部地区内部的差距扩大得更明显一些。而在无人口流动的情况下，全国和各地区的收敛速度分别为-1.63%、-1.60%（东部）、-0.57%（中部）、-3.16%（西部），显然，中部地区的内部差距扩大得较慢，而西部地区的内部差距扩大得最快。
3.4 人口流动对分地区经济增长差距的影响
总体来看，在1996-2003年期间，尽管人口流动对中部地区的经济增长是负效应的，但是因为流动人口的存在使得中部地区内部的经济增长差距缩小了；尽管东部地区的人口流动对经济增长产生了积极的推动作用，但是东部地区内部差距的扩大趋势加速了；人口流动对全国和西部的经济增长产生负效应，而且也加速了全国和西部地区差距的扩大；我们把对两个时期研究的这种结果趋势放在表3中。
应该引起我们注意的是，东部地区经济增长的发散速度在有人口流动的情况下减缓了，这说明，尽管在此期间东部地区的内部差距在逐渐扩大，但是因为有了流动人口对经济增长的促进贡献，本地区内部发展差距的扩大趋势在逐渐缩小，且这种缩小的速度是19.4%。但是，对全国、中部、西部来说，情况显然没有这么乐观。通过表2的数据显示，在1996-2003年期间，不仅全国、中部、西部的地区差距在扩大，而且因为人口流动的影响，这种扩大的趋势在加速。
4 结论及政策建议
本文的结论是，人口流动的地区差距与经济增长的地区差距高度相关，在对1978年以来我国人口流动对分地区经济增长贡献的考察中，我们发现，我国的人口流动除了加快1978-1987年期间的中部地区和1996-2003年期间东部地区的收敛速度，并进而减缓这两个地区差距的扩大速度外，对这两个时期的全国、西部地区、1978-1987年期间的东部地区以及1996-2003年期间的中部地区来说，都降低了本区域的收敛速度，即：加速了本区域地区差距扩大的趋势。
事实上，改革开放后的前十年间，中国经济增长确实存在条件收敛特征，并且以每年约2%的速度收敛，这段时间从整体来看，中国经济增长的地区差距逐渐缩小，但是，自1990年以后，中国经济增长的地区差距日益明显，这段时间经济增长以约1%的速度发散，相应地，地区差距日渐扩大。三大地带间的地区差距与总体差距的趋势基本相同，在1978-1987年期间，东、中、西部内部经济增长也呈现出明显的收敛特征，但是，1996-2003年期间，中国三大地带内部的经济增长却出现了差距扩大的趋势，这种趋势与中国整体经济增长趋于发散的格局几乎一致。这说明：经过26年的经济体制改革，我国的地区差距、地带差距都在逐渐扩大，国家必须尽早制定适当的宏观调控政策减缓这种扩大的趋势。
人口流动对经济增长地区收敛的影响的确存在，事实上，从人口流动对经济增长地区分布的差异变化以及对三大地带经济增长时间趋势上的变化，我们可以很容易地发现，流动人口对地区经济增长的贡献巨大，只是这种贡献的趋势是逐渐递减的。我们在对消除异方差后的模型进行估计后发现，人口流动对分地区的经济增长具有贡献效应，而进一步的研究发现，人口流动其实对我国的地区收敛影响很大，尽管影响程度和方向不同，但是它为我国地区差距和各地区的地区差距扩大的趋势提供了一个很好的解释。同时，令我们欣喜的是，通过本文的分析，我们可以发现国家西部大开发政策实施的必要性和紧迫性，即吸引更多高层次的人才参与西部建设将有力地促进西部的发展，同时缩小地区间经济增长的差距。
消除人口流动过程中的制度障碍、降低人口迁移的制度成本将极大地增强人口流动对地区经济增长收敛的贡献程度，当然，解决地区发展不平衡的最有效的方法肯定与完善政府职能、加强宏观调控有关，利用政策导向引导流动人口向“后发地区”流动，将逐渐消除地区差异；因此，尽管劳动力的流动对于减少城乡收入差距是至关重要的，但是由于中国的地区差距主要来自于城乡之间的差距，因此不少学者认为加快城市化是解决地区差距的最有效的办法。
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关键词定性分析方法城乡人口迁移
中图分类号：TG115文献标识码： A
1研究背景
1.1机械增长成为城镇人口增长的主体
目前我国处于人口低出生率、低死亡率的发展阶段，机械增长取代自然增长，成为城镇人口增长的主要动力。广义的机械增长包括户籍人口的迁移和流动人口的增加。随着城镇化进程的加速，城镇中的机械增长主要是流动人口，即暂住人口的增加，改变了城镇人口的结构，对城乡规划提出了新的要求。
1.2城乡人口迁移趋势
根据城镇化进程的特点和城镇化进程的一般规律，在逆城镇化现象出现以前（相对完整的正常区域在城镇化水平达到70%以前），人口从农村向城镇集中是区域城乡人口流动的绝对主流。
但是不管人口如何流动，农村人口在逐年减少，相应的农村聚落的规模和数量也在减少，城镇则恰恰相反，但是农村绝对不会消失。
2定性分析方法的选择
2.1定性分析方法与定量分析方法的区别
定性分析与定量分析是人们认识事物时用到的两种分析方式。
定性分析法亦称“非数量分析法”，主要依靠预测人员的丰富实践经验以及主观的判断和分析能力，推断出事物的性质和发展趋势的分析方法，属于预测分析的一种基本方法。这类方法主要适用于一些没有或不具备完整的历史资料和数据的事项。
定量分析法是对社会现象的数量特征、数量关系与数量变化进行分析的方法。其功能在于揭示和描述社会现象的相互作用和发展趋势。
在人口规模预测中，定性分析法与定量分析法之间有以下区别。
表1定性分析法与定量分析法的区别
2.2定性分析方法的类型
在人口规模预测中，定性分析方法包括区域人口分配法、类比法、区位法等。
表2定性分析方法
2.3定性分析方法的选择
1、利用区域分配法预测城乡人口迁移情况
上蔡县位于河南省东南部，地处平原地区，区域差异小，人口迁移将呈现均衡发展趋势，各地人口迁移的几率相差不大。在同一时期（近期、中期、远期）内，各村迁往同一地点（县城、乡镇）人口比例基本一致。因此，完全可以根据现状人口现状、规划人口规模、村庄整合意向对人口迁移规模进行预测。
2、利用类比法、区位法预测乡镇人口规模
根据各乡镇区位类型、经济实力，确定城镇化率校核区间，对城乡人口迁移结论进行校核，最终确定各乡镇人口规模。
2.4城乡人口迁移规模预测步骤
上蔡县域城乡人口规模预测分为以下5个步骤。
表3上蔡县城乡人口规模预测步骤
3上蔡县城乡人口规模预测
3.1规划前期资料
3.1.1县域现状人口规模、村庄整合意向
根据县域村镇体系规划的需要，为了准确把握县域人口现状、人口迁移意向，对上蔡县域现状人口规模、村庄整合意向进行了详细调查，调查数据精确到自然村层面。
表4上蔡县域村庄现状人口规模、村庄整合意向汇总表1
对上表进行汇总，如下表所示：
表5上蔡县域村庄现状人口规模、村庄整合意向汇总表2
3.1.2县域规划人口规模
根据《上蔡县域村镇体系规划（2009—2030）》、《河南省上蔡县城市总体规划（2009－2030）》，对上蔡县域、县城总人口规模预测结论进行汇总，如下表所示。
表6上蔡县域规划人口规模汇总表
3.2上蔡县域人口迁移情况分析
3.2.1远期人口迁移情况分析（2030年）
按照区域分配法，对远期人口迁移情况进行分析，如下表所示：
表7远期人口迁移情况分析表
根据远期城乡人口迁移情况分析，城乡人口迁移计算公式如下表所示：
表8城乡人口迁移情况计算公式
表9城乡人口迁移情况计算公式参数
注：1、县城内并入城镇村庄全部为近期并入。
2、各乡镇现状非农业人口一般为本乡镇双栖人口，且数值较小，对人口迁移结论影响不大，因此在计算中忽略不计。
3.2.2城乡人口迁移规模结论
经计算，城乡人口迁移预测结论如下表所示：
表10城乡人口迁移规模结论
3.3各乡镇城镇人口规模预测
3.3.1预测因素
1、预测因素一：城乡人口迁移结论
表11远期2030年城乡人口迁移规模与远期城镇化率
2、预测因素二：各乡镇综合竞争力排名
根据《上蔡县城总体规划（2009-2030）》的分析结论，县域各乡镇综合竞争力如下表示：
表12县域各乡镇综合竞争力排名
将各乡镇综合竞争力分为以下4个层级。
表13县域各乡镇竞争力等级
3.3.2远期各乡镇城镇人口规模预测
根据城乡人口迁移预测结论、各乡镇城镇化率预测校核区间，预测各乡镇远期城镇人口，如下表所示：
表15各乡镇城镇人口规模预测结论
注：①洙湖镇为重点镇，距县城较远，受县城吸引力较小，人口规模适当增大至2.1万人。
②东洪镇为一般镇，距县城较近，受县城吸引力较大，人口规模适当减小至3.5万人。
③由于城镇人口规模精确到0.1万人，因此各城镇人口规模之和比103万人稍大，为103.3万人，有0.3万人的误差存在。不突破县域总人口164万人，按照城镇化率63％计算，总城镇人口为103.3万人的总城镇人口数值。
3.4城乡人口规模预测结论
3.4.1城乡人口规模
根据城乡人口迁移结论、城镇人口规模预测结论，预测县域人口规模。
表16城乡人口规模预测结论
3.4.2村庄人口规模
根据人口迁移规模计算公式，对远期2030年村庄人口进行预测。
表17村庄人口规模（以黄埠镇为例）
4研究结论
在实践中，笔者按照类似的分析方法，也对上蔡县域近期2015年，中期2020年人口迁移规模、城乡人口分配情况进行了预测，限于论文篇幅，不再详述。
通过《上蔡县域村镇体系规划（2009-2030）》的实践，发现定性分析方法在城乡人口预测中是比较适用的，该方法可在区域层面上进行城乡统筹，直接预测出乡镇人口规模、村庄人口规模，对下一层次的乡镇规划、村庄建设规划提供具体指导，对于区域土地利用规划也具有借鉴意义。
本研究仍有许多地方有待改进，如对县域内外间的人口迁移未做具体论证。虽然对村庄整合意向、村民居住意向进行了详细的调查，但这些意向会随经济社会发展而发生变化，从而影响分析模型的参数和预测结果。
参考文献
关键词：劳动力转移；城乡收入差距；述评
中图分类号：F323.6 文献标识码：A 文章编号：1006-8937（2013）02-0015-02
改革开放以来，我国经济快速发展，城乡收入差距也不断扩大。1978年城乡收入比为2.57∶1，2004年扩大到3.21∶1，相应地，城乡消费支出比从2.68∶1扩大到3.29∶1，城乡消费水平比由2.9∶1扩大到3.47∶1[1]。高彦彦（2010）则认为，改革初期，城乡居民真实收入差距为2.57。之后，由于农村经济改革的成功，1988年城乡居民收入差距缩小到1.508。然而，随着改革的重心转向城市和非农部门，城市居民收入的增长幅度超过农民，城乡收入差距又开始扩大，2007年，城乡收入差距增大至2.633，超过改革开放初期水平。因而，改革开放以来城乡居民收入差距是一个先缩小而后不断扩大的过程[2]。总之，尽管不同学者的研究方法和研究结果可能有所不同，但对于城乡差距的扩大趋势还是形成了共识[3]。李实（2003）认为，如果将实物性收入和补贴都算作个人收入的一部分，那么中国的城乡收入差距可为全球第一[4]。而从各国历史来看，城乡收入的系统差距最终是由于劳动力流动而消失的[5]。
1 农业劳动力转移对城乡收入差距的影响研究
就农业劳动力转移对城乡收入差距的影响来说，大部分学者都持肯定观点。Jian et al（1996）分析中国1952～1993年的人均实际收入发现，以经济增长为中心的改革加剧了收入不平等，而劳动力和其他资源要素的流动却弱化了不平等[6]。赵人伟和李实（1997）利用国家统计局公布的时间序列资料和中国社会科学院经济研究所收入分配课题组对1988年和1995年城乡居民收入分配状况所做的抽样调查数据，对影响城乡间收入差距的因素进行了系统研究，认为农村劳动力流动可以较明显地缩小城乡收入差距，而改善劳动力流动政策，就是为缩小城乡收入差距提供一个前提——机会均等[7]。李实和赵人伟（1999）进一步研究了劳动力流动对城乡收入差距产生的效应，认为农村劳动力流动，特别是流向城镇可以赚取更多的收入，同时也有助于提高停留在农村的其他劳动力的劳动生产率，从而增加农民收入，并缩小城乡收入差距[8]。Justin Y. Lin et al（2004）对中国农村劳动力向城镇的迁移进行了研究，认为劳动力迁移即使在短期内也会缩小收入不平等，而20世纪90年代大量的劳动力迁移却没有缩小区域收入差距的一个重要原因就是对迁移的持续抑制[9]。蔡昉（2005）认为农村劳动力向城镇转移过程中，劳动力从农业转向非农产业，通常会产生提高农业劳动的边际生产率和报酬水平，降低或抑制非农产业劳动的边际生产率和报酬水平的效果，从而缩小农村和城市之间的收入差距。然而，在中国的改革过程中，却出现了劳动力流动和城乡收入差距同时扩大的现象。其主要原因之一就是城市劳动力市场歧视，所以应深化户籍制度改革[10]。许秀川和王钊（2008）以系统动力学模型和Vensim软件为分析工具，对重庆市的城市化、剩余劳动力转移与城乡收入差距进行系统动力学仿真研究表明，加快城市化进程和农村剩余劳动力转移速度是缩小城乡收入差距的有效手段[11]。郑彩祥（2008）利用1978～2005年省级面板数据分析农业劳动力转移对缩小城乡收入差距的影响发现，农业劳动力转移有利于缩小城乡之间的收入差距，而城市导向的财政政策不利于缩小城乡之间的收入差距[12]。但也有学者持不同看法，朱云章（2009）使用1983～2006年我国时间序列数据计量分析发现，城乡劳动力流动与收入差距两者之间只存在由收入差距到城乡劳动力流动的单向因果关系，而不存在城乡劳动力流动对城乡收入差距的反馈作用[13]。朱长存等（2009）认为农村劳动力向城市转移除了一般性人力资本溢出外，还存在着更为广泛的人力资本外溢性：一是与城市人力资本投入相比，农村人力资本投入具有更强的私人性；二是由于城市劳动力市场存在着广泛的歧视，农村人力资本并不能获得与其边际贡献相应的报酬。因而农村劳动力向城市转移存在着农村向城市的庞大价值转移。实证分析表明，超过四成的城乡收入差距是由此形成的[14]。
2 城乡收入差距对农业劳动力转移的影响研究
就城乡收入差距对农业劳动力转移的影响来说，大部分学者也都持肯定意见。朱农（2002）利用1991年湖北省的一次人口迁移和经济发展的问卷调查数据，使用probit模型的结构方程，证实了城乡收入差距在中国农村向城市的迁移过程中的正向作用：无论对于男性还是女性，收入差距越大，迁移概率越强[15]。李强（2003）使用其在四川、北京等地组织的一些问卷访谈数据，认为中国的推拉模式与国际相比的主要差异在于户籍制度，由此修正推拉理论模型对影响中国城市农民工流动的因素进行分析，得出：城乡之间巨大的经济差异和收入差异是人口向城市流动的最主要原因；户籍制度导致的阻力不仅对一般推力与拉力发生影响，而且使得推拉失去效力，从而使流动人口不再遵循一般的推拉规律[16]。吴红宇（2008）引入“新劳动力迁移经济学”解释框架，利用对广东韶关市乐昌县廊田镇进行的一次问卷调查数据，得出Stark的新劳动力迁移经济学对中国现实情况也有一定的解释力，绝对收入差距也是迁移决策行为的动因之一[17]。李培（2009）以推拉模型为理论依据，利用1992～2005年省级人口城乡迁移面板数据，构建了中国人口城乡迁移的计量模型，得出：农村劳动力受教育程度与农村人口城乡迁移存在倒U型关系；城乡收入差距的扩大、城镇就业岗位的增加、农村机械化水平的提高以及乡镇企业就业岗位的相对减少都明显促进了城乡人口的迁移，而实际迁移距离和“无形”迁移距离制约着城乡人口的迁移。[18]但也有学者得出了不同的结论，卢向虎等（2006）以托达罗模型为理论基础，用时间趋势来反映制度因素对城乡人口迁移规模的影响，并利用1979～2003年时间序列数据进行实证分析，得到以下结论：中国城乡实际收入差距扩大已显著地阻碍了农村人口向城镇的长期迁移；城乡人口迁移规模的扩大并不是导致城镇失业增加的原因，而城镇失业却在一定程度上影响了农村人口的城乡迁移；制度因素对农村人口城乡迁移规模的影响是复杂的，城乡人口迁移规模随着制度约束的减弱而逐年增加[19]。梁明等（2007）将GDP与农村人均耕地面积两个变量引入托达罗模型，利用1992～2004年省级面板数据，对中国劳动力城乡迁移进行计量分析，发现：经济增长、城镇新增就业岗位对劳动力城乡迁移具有显著的促进作用，人均耕地面积减少是城乡迁移比较重要的推动力量，而城镇失业率和城乡收入差距作用不显著[20]。
3 总结性评论及启示
总之，无论是农业劳动力转移对城乡收入差距的影响，还是城乡收入差距对农业劳动力转移的作用，尽管学者们得出的结论并不完全一致，但大多数还是持肯定意见。而对于农业劳动力转移与城乡收入差距之间是否存在双向互动，暂时未见有人研究，这是值得我们进一步研究的问题。
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关键词：城镇化；公共投资；人口迁移；区域差异
中图分类号：F320.3 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2016）006-0000-03
一、引言
城镇化是当代中国经济继续发展的潜在推动力，因为城镇化的过程能够激发巨大的内需潜力。内需的潜力（特别是农村地区）需要在城镇化过程中逐步的释放。而我们所定义的人口城镇化的过程是农村人口进入城市并融入其中的过程。重视和推动人的城镇化，重要的是让农民在城市中和其他市民享受同等的权利和义务，有利于社会的稳定和繁荣，从根本上保障城镇化的顺利推进。
人口迁移是一种经济现象，它是同经济发展紧密相联的。人口流动和人口迁移两者并不等同。人口的流动是指人口在区域间的流动，不涉及居住地的变动；而人口迁移则是居民改变其居住地的流动。[1]西方学者关于迁移个体空间行为的研究中比较成熟的理论和模型就有10余种，而人口迁移的推―拉理论是其中得到广泛认同和应用的理论，它有效地解释了人口流动迁移的原因和特点。特别是该理论在我国根据人口流动的特点又得到一定的发展，是解释我国人口流动的核心理论。我国的很多学者对人口迁移的推-拉力理论也进行了许多结合中国实际的发展和推动。
史清华、程名望（2005）等研究了中国农民进城的农村影响因素，发现农村的推力和拉力作用都有所减弱，阻碍农民进城的农村因素也在弱化中。[2]。对于影响农民工进城的城镇因素，程名望、闵远光、史清华（2006）等认为城镇的推力和拉力因素有所增强，城镇的因素对农村劳动力向城市转移的影响在增强中[3]。而最近的研究，许多学者将关注点着眼于公共产品对于人口流动和人口迁移的作用上，而公共产品的各个部分对人口的影响显示了明显的差异性。汤韵、梁若冰（2009）的实证研究结果表明省际居民迁移和地方公共产品的相关性在不同时间段表现出不同的特征和结果，2000年之前公共产品对人口迁移具有拉力作用，而2000年之后则表现出相反的推动作用。[4]董理（2013）则认为公共产品的规模和人口迁入之间是倒U型关系，人口的迁移在长期来看和政府的公共支出并没有显著相关性，而短期的公共支出水平则会对人口迁移产生推动（或拉动）的作用。[5]
从大部分学者的研究来看，带来人口迁移的主要影响因素是地区之间的收入差距、公共服务供给水平等方面，但具体到城乡人口迁移的因素，中国的城乡二元体制及公共服务供给水平的差距则是其主要动因。从城乡人口迁移来看，农民把公共产品和服务的供给水平来作为选择居住地的最总要参考因素。本文以城市公共服务产品的供给作为主要的解释变量来进行分析，而城市公共品（公共服务）主要来自于政府的投资，政府的公共投资的合理配置将有利于更快更好地实现城镇化，特别是人的城镇化。
二、模型、变量和数据
2.变量的选取
（1）政府公共投资的定义和变量选取
研究如何推进人的城镇化，需要着眼于在城乡之间的人口迁移和政府公共投资之间的关系，为了更精确地度量城乡人口迁移，所有的样本数据的统计口径必须限定于城镇（本文中的“城市化”和“城镇化”为有着在相同的内涵）。对于变量数据的选取，本文将城镇人口定义为“市辖区的非农业人口”，而相应的公共服务变量的数据的统计口径也限定为市辖区的统计数据，而做出这样定义是基于样本数据的可得性的考虑。
在选择公共投资（公共服务）变量时，本文综合考虑了样本数据的可得性和相关性。公共服务变量从统计数据中看，可以大致分为教育资源、交通资源、文化资源、医疗资源、环境资源以及社会保障等方面。具体来说，以上几个社会保障的相关统计数据在不同年度的统计口径不同，并且统计指标在不同年份有很大的变动，无法获取完整的数据，在此不作考察。以上几个不同部分的公共投资的变量又细分为更详细的二级指标。
在二级指标的选择上，本文不同于以往一些学者的做法，对指标的选择做了一定的调整。在基础交通部分的指标选择，基于政府公共投资的定义，本文剔除了并非由政府财政支持的人均出租车数量。文化资源中的剧场和影剧院也是有社会投资来主导的，不属于政府公共投资。而在环境资源的部分，部分学者把工业废水排放达标率和工业废水排放达标率等由企业自主决定的变量纳入到公共投资的研究范畴，但并不符合本文的政府公共投资的定义和内涵，所以也予以剔除。
（2）控制变量的选取
根据人口城乡迁移的理论，人口的城乡迁移的规模是城乡收入水平差距、城市就业水平和城市消费水平的函数。有研究认为，不同区域的国民生产总值和容纳人口的能力是正相关的。但是实际上每个地区的人口规模差异巨大，实际上人均变量更具有代表性，本文选择人均收入水平来衡量更为合适，此处选择城镇职工平均工资（万元）作为代表变量。而人均居民消费水平衡量的是各地区的生活成本，人均居民消费水平越大，各地区的生活成本越高，因此对迁入人口有负的影响，在现有的消费结构中，商品房无疑是城镇居民消费的最大的支出，因此本文以城市商品房实际销售价格来度量消费水平，商品房销售价格越高对人口迁入是具有负影响的。失业率越高，迁入人员获得工资机会越少，对迁入人口有负向的影响，本文中的失业率由城镇登记失业率来表示。
3.样本数据来源
（1）数据来源
本文的研究数据为2003-2013年中国30个省市①的样本，相关数据来自《中国统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》、《中国教育统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》等。
（2）人口迁移率
在本文的模型中，被解释变量用城镇人口的净迁入率来衡量。我们将“净迁入人口”定义为“城镇新增人口总数”与“城镇自然增长人口”之差，“净迁入人口贡献率”则指“净迁入人口”在“城镇新增人口”中的比例，“人口净迁入率”则等于“城镇的净迁入人口”占“上年度城镇总人口”的比例（也可以等于“人口净增长率”与“自然增长率”之差）。
三、实证分析及其结果
1.基于主成分分析数据的实证研究
基于主成分分析结果的模型回归分析：
我们首先以主成分分析估算出的城市公共品供给水平为主要解释变量，对其分别进行静态模型分析――混合OLS和FE（固定效应）模型回归和动态模型分析。
表3-1回归结果显示，混合OLS的多个变量的系数估计均不显著，而固定效应影响的模型变量的系数估计中教育、卫生医疗和交通在1%的显著性水平下通过检验。检验结果中显示，AR（2）检验的P统计值大于0.05，Hansen过度识别检验的P统计值大于0.05，表明所选取的工具变量有效，本文的分析可以采用系统广义矩估计。可以看出，而动态面板模型（系统GMM）中变量的系数估计效果较好，大部分变量在1%的显著性水平下通过检验，失业率的系数估计不显著。
由表中结果可以看出，被解释变量的系数估值具有较好的显著性，体现了城乡人口的迁移过程中存在着路径依赖。城市公共品供给水平与人口迁移变量之间具有显著的相关性，也就是说提升城市的公共产品共计水平可以影响城乡人口的迁移，而该结果基本符合以往研究的一些观点，验证了城乡人口迁移中最优公共产品供给的理论在国内的适用性。
教育和卫生医疗在三个模型估计额估计结果都显示和因变量显著正相关（在1%的显著性水平下通过检验），这和大部分的研究成果保持一致，说明城市公共医疗卫生和教育水平改善能够促进农民的乡城迁移。现实中，教育和卫生医疗水平在人口迁移中是十分重要的考虑因素，甚至是决定性的因素；而文化在混合OLS和固定效应影响的模型中均显示和人口净迁入弱正相关（在10%的显著性水平下通过检验），而在动态面板模型（SYS-GMM）中是弱负相关，可见文化类的公共投资在人口迁移中影响不显著，因为中国的人均收入虽然刚达到中等收入国家水平，但贫富差距很大，大部分人在日常生活或者迁移时还无法考虑文化类公共物品的影响；环境和交通主成分变量和人口迁入呈现出负相关，这与选取人均铺装道路面积作为该变量的衡量指标有关，虽然中国城市人均铺装道路面积有了显著增长，但和国外城市人均道路面积相比还是很低，大部分城市的道路容量是严重不足的，而这种不足使得现有的城市道路变得混乱且低效率。同时，城市交通管理技术水平低下、交通资源短缺等外部约束进一步导致城市交通出现不同程度的拥堵问题。上述的这些给新进城的居民生活不同程度的不便，减少农民进城的意愿，阻碍城乡人口的迁移。
为进一步考察上述的研究结果，本文分别对中国东、中、西部的样本用静态模型和动态面板模型进行估计，分析城市公共品供给对城乡人口迁移的影响的区域性差异。
根据本文的实证研究结果，公共投资主成分变量和城乡人口迁移之间的关系表现出较明显的区域性差异。东部地区的教育、文化和环境公共品对人口迁移的拉动作用较为明显，但卫生和交通的作用则不大。中部地区的教育公共品的系数估计是负的，对人口净迁入是有阻碍作用，文化公共品对人口迁入则是推动作用的。西部地区的教育和卫生医疗主成分和城镇人口净迁入是显著正相关的，交通和因变量则是显著负相关，这和西部地区的发展现状有着密切关系。西部地区的经济处于起步阶段，教育和卫生医疗对于农民的吸引力作用更大，而西部地区的交通一直没有得到有效的发展，整体水平较低，交通设施建设的投入还无法对人口迁起到拉动作用。改革开放以来，中国的经济发展存在着很大的区域性差异，东部地区相较于中西部具有明显的优势，而公共产品的供给水平也与此紧密相关，本文的研究结果也验证了公共品对人口迁移的影响存在显著的区域差异。
2.基于政府公共投资替代变量面板数据的分析
为了使本文的研究结果具有更好的稳健性，本文进一步考察城乡人口迁移和公共服务供给的性关系，参照已有研究的方法选择城市教育、文化、卫生医疗、交通设施及环境等五个方面的单项指标变量来度量公共品供给并进行分析。
由实证分析的结果可知，城市教育（此处选取的变量代表的基础教育――小学和中学教育）公共品供给和城镇人口净迁入率是显著正相关的，和上文的分析基本一致，促进基础教育的公共投资有利于促进人口的乡城迁移。城乡人口迁移和城市卫生医疗公共品供给水平之间显著正相关，由此可见提高医疗卫生水平可以拉动农村人口向城市的迁移。交通设施公共产品投资与城镇人口迁入之间依然是负相关的，城市交通管理技术水平低下、道路存量不足和交通资源短缺等因素导致城市交通拥堵，减少农民进城的意愿，阻碍城乡人口的迁移。而环境公共品和城镇人口迁入呈负相关，但系数较小，本文认为是环境因素在人口迁移的影响因素中并不十分重要，而且良好的环境建设对于农民主观上而言意味着更高的生活成本，从而环境方面的公共品供给并不能促进人口迁移，反而会减少迁移，这主要是中国经济发展的阶段决定的，环境因素还不是农民迁移进城的动力，农民对于诸如教育和卫生医疗等方面的政府公共投资更为看重。
四、政策建议
我们在推进新型城镇化的过程中，关键要着眼于解决人的城镇化，而实现人的城镇化的核心在于实现公共产品的全民化、均等化，在经济不均衡发展的背景下特别是政府投资的公共产品和服务的均等化。本文的研究基于省际面板数据，发现乡城人口迁移和政府公共投资（公共产品）之间是显著相关的，但是还存在比较明显的区域性差异。中国不同区域的经济发展水平差异很大，因此造成公共服务产品的供给存在巨大的区域差异，部分区域的公共品供给和城乡迁移并不相关。
综合上述的研究和分析，结合中国现状，本文给出了如下的建议：
第一，加快推进城乡居民公共服务的全民化和均等化，以解决城镇化进程中，人口过度迁移造成的城市容纳能力不足和农村贫困化加剧的问题。
第二，中、西部更应重视公共品均等化供给问题，东部由于经济发展的优势在公共产品的供给上具有明显的优势，若中西部地区不重视加大公共产品的均等化供给，则会出现人力资源向具有公共产品优势的东部地区转移并且难以逆转，从而产生马太效应。
第三，从上述的分析结果，医疗卫生和教育公共品供给对城乡人口迁移有着重要的作用，对农村人口向城市的迁移有着显著的拉动作用，当然在东、中、西部之间还存在着区域性差异，东部和中部的教育和医疗卫生公共品对人口迁移表现出更明显的拉力作用。政府制定政策时，应该把农村劳动力作为重要的资源要素来看待，并通过促进其流动以实现要素的最优配置。
第四，进一步发展公共交通，扩大城市的道路容量，因为基础交通设施已经成为农村人口向城市人口迁移重要的阻碍因素。改善现有交通基础设施的不足，不但可以为农民工进入城市后的生活提供方便，而且为人口的城乡之间的自由流动提供剂。
第五，应重视文化公共产品的供给和配置，文化公共品在现阶段对于人口迁移的作用并不显著，但是随着经济的发展，对精神文明的追求将逐步成为生活的重要一部分，既推动对人口的城镇化，也可以从根本上发挥提高全民素质的作用。
注释：
①由于地区数据的缺失，故样本剔除的数据。
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作者简介：吴 新（1987-），男，福建福州人，福州大学经济与管理学院，硕士研究生，研究方向：公司金融。
林炳华，男，福建龙岩人，福州大学经济与管理学院硕士生导师，副教授，研究方向：公司金融、金融制度、投资经济。
