黃寧陽，龔 夢

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，武漢 430070）

人口遷移指人的居住位置在跨縣（市）的常住地的移動，包括城鄉(xiāng)之間、城市之間和國家之間居住位置的移動。遷移現(xiàn)象雖然是人口在地理上再分布的過程，但同時(shí)它又反應(yīng)了中國經(jīng)濟(jì)、社會的演變，是中國經(jīng)濟(jì)在向市場經(jīng)濟(jì)過渡過程中的一種深層次的轉(zhuǎn)變。中國勞動力轉(zhuǎn)移流動，是中國經(jīng)濟(jì)、政治和社會發(fā)展中的一個(gè)中心問題，農(nóng)業(yè)勞動力的流動是中國人口遷移的主流（朱農(nóng)，2005）。本文從遷入的角度研究鄉(xiāng)村人口向城鎮(zhèn)遷移，包括跨省遷移和省內(nèi)遷移，用2005年1%全國人口抽樣調(diào)查的數(shù)據(jù)以及遷入省2005年對應(yīng)的經(jīng)濟(jì)和人口數(shù)據(jù)，探討遷入省的經(jīng)濟(jì)和人口特征對鄉(xiāng)村人口的跨省遷移行為的影響，對我國鄉(xiāng)村勞動力合理有序遷移具有指導(dǎo)意義。

1 理論分析與假設(shè)

影響人口遷移的因素很多，自然環(huán)境、社會環(huán)境、經(jīng)濟(jì)環(huán)境和遷移者的心理狀態(tài)都是影響人口遷移的因素，其中，經(jīng)濟(jì)是最重要的因素。我國農(nóng)村勞動力向東南沿?？缡∵w移，這一遷移特點(diǎn)不是偶然的，有著深刻的經(jīng)濟(jì)、文化、政策、制度和歷史等原因。隨著我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平差距的擴(kuò)大，中國人口遷移也日益活躍，自發(fā)性遷移在人口遷移中的比重不斷增加。東南沿海對外開放早，城市工業(yè)基礎(chǔ)雄厚，農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比較發(fā)達(dá)和人口規(guī)模大，這些都是影響勞動力流動的重要因素。

1.1 經(jīng)濟(jì)因素與農(nóng)村勞動力跨省遷移的假設(shè)

假設(shè)1：農(nóng)村勞動力跨省遷移與遷入省的非農(nóng)GDP正相關(guān)。從發(fā)達(dá)國家走過的歷程看，城市工業(yè)的擴(kuò)張導(dǎo)致第二產(chǎn)業(yè)中就業(yè)崗位的增加。劉易斯強(qiáng)調(diào)工業(yè)對農(nóng)業(yè)剩余勞動力的吸收，工業(yè)化是農(nóng)業(yè)剩余勞動力遷移的原動力。托達(dá)羅認(rèn)為，發(fā)展中國家城市中存在著一個(gè)二元經(jīng)濟(jì)：城市非正規(guī)部門和城市的正規(guī)部門（工業(yè)），農(nóng)村勞動力進(jìn)城先進(jìn)入非正規(guī)部門就業(yè)。目前大多數(shù)外來勞動力在建筑業(yè)和城市的傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)工作（即所謂的非正規(guī)部門），對滿足城市居民的需要是不可缺少的（左學(xué)金，1994）。對于遷入省非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)達(dá)的地區(qū)，其對勞動力的吸引力就大。

假設(shè)2：農(nóng)村勞動力跨省遷移與遷入省的GDP的增長率正相關(guān)。數(shù)據(jù)顯示，中國農(nóng)村勞動力遷移規(guī)模和經(jīng)濟(jì)波動的周期基本吻合。區(qū)域經(jīng)濟(jì)的靜態(tài)指標(biāo)對勞動力遷移有影響，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的活力對于農(nóng)村剩余勞動力的吸引也有很大作用。因?yàn)?，地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展越有活力，說明這里的增長能力越強(qiáng)，這里的機(jī)會就越多，那么勞動力更容易流入到此地。用GDP的增長率反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)活力，勞動力跨省流動與遷入地的GDP的增長率正相關(guān)。

假設(shè)3：農(nóng)村勞動力跨省遷移與遷入省的人均收入正相關(guān)，與城鎮(zhèn)失業(yè)率負(fù)相關(guān)。我們看到，城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大，農(nóng)業(yè)剩余勞動力遷移的規(guī)模也在擴(kuò)大，這種現(xiàn)象意味著農(nóng)業(yè)剩余勞動力遷移與城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大同時(shí)并存。收入差距和就業(yè)機(jī)會是勞動力和人力資本流動的外部動力。農(nóng)村勞動力遷移由收益成本比來決定，收益指的是預(yù)期收益，遷入省的收入預(yù)期對勞動力遷移與否的決定產(chǎn)生影響。成本中包含勞動力去外省找工作的代價(jià)，失業(yè)率是跨省遷移的成本，對勞動力跨省遷移有抑制作用。托達(dá)羅認(rèn)為決定農(nóng)村向城市遷移流量的，是城鄉(xiāng)實(shí)際收入的預(yù)期差別。遷移者在城市遷入地的預(yù)期收人，等于他在城市找到工作的概率乘以就業(yè)后的實(shí)際收入。

假設(shè)4：農(nóng)村勞動力跨省遷移與遷入省的對外依存度正相關(guān)。對外依存度是用地區(qū)進(jìn)出口總額占生產(chǎn)總值的比重來表示，是衡量外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的指標(biāo)。外向型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，外資的大量涌入，為中國人口遷移提供了一種新的外部推動力量。外商直接投資主要集中于中小規(guī)模經(jīng)濟(jì)、勞動密集型產(chǎn)業(yè)及加工業(yè)，從而促進(jìn)沿海地區(qū)中小企業(yè)和農(nóng)村工業(yè)化的發(fā)展，吸收大量的農(nóng)業(yè)剩余勞動力（Sit和 Yang，1997；Li，1997）。對外開放擴(kuò)大了我國各省之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，這導(dǎo)致了大規(guī)模的勞動力流動。對外開放對于勞動力遷移的吸引是有作用的，外向型經(jīng)濟(jì)不僅能夠吸收本地勞動力，而且能對外省勞動力形成非常明顯的拉力（朱農(nóng)，2004）。

表1 2005年31省市自治區(qū)農(nóng)村勞動力遷移量聚類

1.2 人口因素與農(nóng)村勞動力跨省遷移的假設(shè)

假設(shè)5：農(nóng)村勞動力跨省遷移與遷入省的城市化水平負(fù)相關(guān)。城市化是人口向城市集中的過程，其衡量指標(biāo)是城市人口占全社會人口比重。Barney Cohen（2006）認(rèn)為：在未來的30年里，世界的人口增長主要集中于發(fā)展中國家的城市，中國的城市則首當(dāng)其沖。城市發(fā)展過程是人口流動的過程，引起城市人口變動的原因有城鎮(zhèn)人口的自然增長率、農(nóng)村向城鎮(zhèn)人口遷移、城鎮(zhèn)行政區(qū)劃變動及統(tǒng)計(jì)口徑變化。農(nóng)村向城鎮(zhèn)人口遷移促進(jìn)了城市化的發(fā)展；反過來城市化的提高不一定有利于農(nóng)村向城鎮(zhèn)人口遷移，原因在于城市由于長期以來偏向資本密集型的重工業(yè)發(fā)展，對勞動力的吸納能力一直很低。在中國農(nóng)業(yè)勞動力遷移的過程中，農(nóng)村推力很大，城市的拉力遠(yuǎn)遠(yuǎn)不足。

假設(shè)6：農(nóng)村勞動力跨省遷移與遷入省的人口規(guī)模負(fù)相關(guān)，與文盲率呈反比。農(nóng)村勞動力遷移一般都是通過勞動力市場提供的就業(yè)機(jī)會來實(shí)現(xiàn)遷移的。最初，人口規(guī)模大對勞動力的吸引力越大，勞動力的越容易遷移，就業(yè)機(jī)會多的省域勞動力更傾向于遷入。到達(dá)一定程度以后，人口規(guī)模大又會對資源如土地、資本、礦產(chǎn)等造成壓力，從而對勞動力流動形成推動力。文化水平反映一個(gè)地區(qū)的勞動力素質(zhì)的高低，反映人力資本的積累和文明程度，我們用15歲及15歲以上人口的文盲率的指標(biāo)來表示，所以我們假設(shè)勞動力省際流動與遷入省的文盲率呈反比。

以上關(guān)于農(nóng)村勞動力跨省遷移與遷入省的經(jīng)濟(jì)人口因素關(guān)系的假設(shè)是否成立，我們將用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方法和2005年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。

2 數(shù)據(jù)來源及研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源及概況

國家統(tǒng)計(jì)2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)中，農(nóng)村遷移人口總數(shù)為 191，6468 人，其中，125，9291 人為省內(nèi)跨縣（市）的遷移，占65.7%；65，7177人為跨省遷移，占34.3%。

2005年31省市自治區(qū)跨省遷移聚類結(jié)果顯示，CL2對應(yīng)的半偏R2=0.7321為最大，提示CL4合并的效果最好，根據(jù)附圖4樹狀圖歸納分3類（見表1）。農(nóng)村勞動力人口遷移量最大的是廣東，其次依次是上海、浙江和江蘇；遷移量最少的是西藏，其次是青海、寧夏、海南和甘肅。同年，31個(gè)省市自治區(qū)省內(nèi)遷移聚類結(jié)果則顯示，CL2對應(yīng)的半偏R2=0.5013為最大，CL4合并的效果最好，根據(jù)附圖2樹狀圖聚為3類（見表1）。農(nóng)村勞動力人口遷移量最多的是四川，其次依次是湖南、江蘇、廣東和內(nèi)蒙古，這5省省內(nèi)遷移量占全國省內(nèi)遷移量的32.7%；最少的是西藏，其次依次是天津、北京、上海、海南、青海、和寧夏。

人口遷移的活躍程度不僅反映出該地經(jīng)濟(jì)的繁榮程度，而且反映出區(qū)域經(jīng)濟(jì)的富裕程度（董俊凱，2009）。從2005年省內(nèi)農(nóng)村勞動力遷移量與跨省遷移量比較可以看出，絕大部分省份以省內(nèi)遷移為主，省內(nèi)遷移的農(nóng)村勞動力數(shù)量多于跨省遷移的數(shù)量。廣東、上海、浙江和北京等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的省市，跨省遷移的數(shù)量超過了省內(nèi)遷移，廣東最為明顯。

2.2 模型構(gòu)建

本文通過構(gòu)造一個(gè)綜合分析模型，驗(yàn)證影響勞動力跨省遷移意愿的相關(guān)假設(shè)。目前處理分類因變量常采用Logistic模型，1表示跨省遷移，0表示省內(nèi)遷移，解釋變量主要包括遷入省的經(jīng)濟(jì)特征和人口因素。Logistic模型是概率單位模型，可以分析具有不同特征的勞動力選擇跨省遷移或省內(nèi)遷移的概率，分析什么樣的農(nóng)村勞動力更可能跨省遷移，Logistic模型的具體形式如下：

根據(jù)Logistic變換的定義，即：

P/(1-P)稱為發(fā)生比（Odds），即某事件出現(xiàn)的概率與不出現(xiàn)的概率之比，本文就是農(nóng)村勞動力跨省遷移與非跨省遷移（省內(nèi)遷移）的發(fā)生比。將（2）式代入（1）式并運(yùn)算可得：

為了保證二期廠房及停車場的正常修建，在勘察的基礎(chǔ)上進(jìn)行有針對性地開展邊坡治理工作十分必要且非常緊迫，并根據(jù)業(yè)主一致討論，把整個(gè)邊坡范圍作為本次治理范圍。

由于因變量是二分類的，Logistic回歸模型的誤差項(xiàng)應(yīng)當(dāng)是服從二項(xiàng)分布，而不是正態(tài)分布。因此，該模型不適合使用最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，而要用最大似然法。由于模型中使用了Logistic變換，各自變量的偏回歸系數(shù)βi（i=1，…，p）表示的是自變量χi每改變一個(gè)單位，農(nóng)村勞動力跨省遷移與省內(nèi)遷移的發(fā)生比（Odds）的自然對數(shù)值的改變量。而exp(βi)即發(fā)生比率（Odds Ratio，即 OR 值），表示的是自變量每變化一個(gè)單位，農(nóng)村勞動力跨省遷移出現(xiàn)概率與省內(nèi)遷移出現(xiàn)概率的比值是變化前的相應(yīng)比值的倍數(shù)。當(dāng)遷移結(jié)果出現(xiàn)的概率較小時(shí)（一般認(rèn)為小于0.1），OR值大小和發(fā)生概率之比是非常接近的，因此就可以近似地認(rèn)為遷移的發(fā)生率為變化前的OR值倍，該模型的回歸結(jié)果中還提供了用于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ皖A(yù)測準(zhǔn)確度的指標(biāo)。

2.3 變量選取

因變量設(shè)定?？缡∵w移與省內(nèi)遷移的行為是農(nóng)村勞動力遷移意愿的反應(yīng)。筆者以它作為因變量，進(jìn)而從遷入省的特征分析影響農(nóng)村勞動力跨省遷移的意愿。相對于省內(nèi)遷移，跨省遷移是程度更深的遷移，本文因變量將跨省遷移取值為“1”，省內(nèi)遷移取值為“0”。

自變量設(shè)定。根據(jù)理論分析與假設(shè)，將遷入省的經(jīng)濟(jì)特征即第二三產(chǎn)業(yè)之和（X1）、GDP 增長率(X2)、人均收入(X3)、失業(yè)率(X4)、對外依存度(X5)與入省的人口因素即城市化水平(X6)、總?cè)丝?X7)及文盲率(X8)作為可能影響農(nóng)村勞動遷移的自變量，分別設(shè)為X1至X8，數(shù)據(jù)均來自2006年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.4 解釋變量的相關(guān)性檢驗(yàn)

首先對影響農(nóng)村勞動力跨省遷移行為的解釋變量作相關(guān)性檢驗(yàn)，用以測量兩個(gè)變量間的關(guān)聯(lián)強(qiáng)度。設(shè)Xi與Xj為兩個(gè)隨機(jī)變量，其相關(guān)系數(shù) 以r表示，取值－1≦r≦1。r值越趨近于＋1，表示越強(qiáng)烈正相關(guān)；r值越趨近于－1，表示越強(qiáng)烈負(fù)相關(guān)；r值趨近于0時(shí)，表示可能完全不相關(guān)。一般而言，當(dāng)－0.3≦r≦0.3 時(shí)， 表示低度相關(guān)；0.3≦r≦0.7 或－0.7≦r≦－0.3時(shí)，表示中度相關(guān)；0.7≦r≦1或－1≦r≦－0.7時(shí)，表示高度相關(guān)。本次研究的解釋變量8指標(biāo)的相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2中各變量之間的相關(guān)系數(shù)在95%置信區(qū)間內(nèi)均顯著，除遷入省人均收入X3與遷入省對外依存度X5（相關(guān)系數(shù)0.837），遷入省人均收入 X3與城市化 X6（相關(guān)系數(shù) 0.808），遷入省對外依存度X5與城市化X6（相關(guān)系數(shù)0.777），總?cè)丝赬7與遷入省第二三產(chǎn)業(yè)之和X1（相關(guān)系數(shù)0.721），呈高度相關(guān)外，其余皆屬中低度相關(guān)，表明本研究所采用的解釋變量適宜作為實(shí)證研究的變量。

表2 自變量相關(guān)性矩陣

3 結(jié)果分析

為了對Logistic回歸模型進(jìn)行有意義的解釋，要求模型中所包含的自變量必須對因變量有顯著地解釋能力。在Logistic回歸中，用來檢驗(yàn)“除常數(shù)項(xiàng)以外的所有系數(shù)都等于0”的無關(guān)假設(shè)的檢驗(yàn)是似然比檢驗(yàn)（Likelihood Ratio Test）。它可以用來檢驗(yàn)Logistic回歸模型是否統(tǒng)計(jì)性顯著。似然比統(tǒng)計(jì)量近似地服從于χ2分布（Greene，1990）。如果模型χ2的統(tǒng)計(jì)性顯著，我們便拒絕零假設(shè)，認(rèn)為自變量所提供的信息有助于我們更好地預(yù)測事件是否發(fā)生。

表3 極大似然估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)分析

表3顯示對8個(gè)自變量進(jìn)行Logistic回歸分析得到參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果。解釋變量均在給定0.05顯著性水平下對因變量具有顯著性作用，即遷入省第二三產(chǎn)業(yè)之和（X1）、GDP 增長率(X2)、人均收入(X3)、失業(yè)率(X4)、對外依存度（X5）、城市化水平(X6)、總?cè)丝?X7)和文盲率(X8)都顯著影響中國農(nóng)村勞動力的跨省遷移意愿，其影響及程度歸納如下：

（1）遷入省第二三產(chǎn)業(yè)之和是影響農(nóng)村勞動力跨省遷移意愿的一個(gè)因素，假設(shè)1得到證實(shí)。遷入省第二三產(chǎn)業(yè)之和的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)在5%的水平上顯著。由于遷入省第二三產(chǎn)業(yè)之和是連續(xù)型變量，其OR值是以1億元為間隔的發(fā)生比比值。這說明，在其他條件不變的情況下，遷入省第二三產(chǎn)業(yè)之和增加1億元時(shí)的發(fā)生比與未增加前的發(fā)生比近似相等。通常，我們希望研究以100億元為間隔的OR值（Exp（0.000092*100），其值為1.009，表示若遷入省第二三產(chǎn)業(yè)之和增加100億，其跨省遷移發(fā)生比將增加0.9%。

（2）GDP增長率也是影響農(nóng)村勞動力跨省遷移意愿的一個(gè)因素，假設(shè)2得到證實(shí)。模型的估計(jì)結(jié)果是，GDP增長率對農(nóng)村勞動力跨省遷移有顯著影響，因?yàn)槠渥饔孟禂?shù)為0.00282。即GDP增長率若增加1%是未增加前跨省遷移發(fā)生比的100.3%，GDP增長率若增加5%比未增加前跨省遷移發(fā)生比的增長1.4%。

（3）城鎮(zhèn)人均收入與失業(yè)率顯著地影響農(nóng)村勞動力跨省遷移意愿，假設(shè)3得到證實(shí)。其OR值為1，即城鎮(zhèn)人均收入若增加1元，其遷移發(fā)生比和未增加前基本相等。為了更深入的研究，我們以1000元為間隔，得到其OR值為1.179，即表示城鎮(zhèn)人均收入若增加1000元，農(nóng)村勞動力遷移發(fā)生比將提高17.9%。失業(yè)率對農(nóng)村勞動力跨省遷移意愿的影響是負(fù)的，因?yàn)槠渥饔孟禂?shù)為-0.1555。其OR值為0.856，即失業(yè)率每增加1%，其跨省遷移發(fā)生比是未增加前的85.6%。即遷入省的失業(yè)率增加，遷入人口將減少。

（4）遷入省對外依存度也影響農(nóng)村勞動力跨省遷移意愿的因素，假設(shè)5得到證實(shí)。這種影響是一種負(fù)的影響，因?yàn)槠渥饔孟禂?shù)為0.00970。其OR值為1.010，即城市化水平若增加1%，其遷移發(fā)生比是未增加前的101.0%。城市化水平若增加5%，其遷移發(fā)生比將增加5%.即遷入省的對外依存度提高，遷入人口將增加。

（5）遷入省城市化水平也影響農(nóng)村勞動力跨省遷移意愿的因素，假設(shè)6得到證實(shí)。這種影響是一種負(fù)的影響，因?yàn)槠渥饔孟禂?shù)為-0.0359。其OR值為0.965，即城市化水平若增加1%，其遷移發(fā)生比是未增加前的96.5%。即遷入省的城市化水平增加，遷入人口將減少。

（6）遷入省總?cè)丝诤臀拿ぢ室彩怯绊懥宿r(nóng)村勞動力跨省遷移意愿的重要因素，假設(shè)6得到證實(shí)。遷入省總?cè)丝诘慕y(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)在5%的水平上顯著，其系數(shù)非常接近0。其OR值為1，即遷入省人口總量每增加1萬人是與未增加前的跨省遷移發(fā)生比近乎相等。遷入省的人口總量若增加10萬，其遷移發(fā)生比是未增加前的99.7%，減少了0.3%。遷入省文盲率對農(nóng)村勞動力跨省遷移與否有顯著影響，而且這種影響是一種負(fù)的影響，因?yàn)槠渥饔孟禂?shù)為-0.0156。其OR值為0.985，即遷入省的文盲率若增加1%，農(nóng)村勞動力的遷移發(fā)生比將是未增加前的98.5%。

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