鄧宏乾 劉夢曉 邵 勝

(1.華中師范大學 經(jīng)濟與工商管理學院， 湖北 武漢 430079； 2.華中師范大學 湖北房地產(chǎn)發(fā)展研究中心， 湖北 武漢 430079)

一、問題提出

全球氣候變化近年來成為各界學者競相關(guān)注的熱點，氣候條件也越來越被認為是影響人類當前活動和未來決策的重要因素。人類對氣候變化的敏感程度可能超乎其自知水平，原生活環(huán)境細微的氣溫和降水量變化，會改變?nèi)藗兊男袨槠?，自動?qū)使人們“用腳投票”，流動到其他氣候條件相對較好的地區(qū)。改革開放后，我國人口流動規(guī)模急劇擴張，據(jù)統(tǒng)計，截至2018年底，全國流動人口數(shù)已達2.41億，這意味著全國17%①以上的人口都曾經(jīng)甚至依然在發(fā)生遷移?；仡櫄v史，中國人存在趨于安穩(wěn)、不愿意輕易背井離鄉(xiāng)的戀鄉(xiāng)情節(jié)，但目前我國人口流動規(guī)模不斷擴張，究竟是什么力量驅(qū)使人們離開自己的土地？以往學者對人口遷移或者人口流動的因素分析，幾乎集中于城市經(jīng)濟發(fā)展水平和社會政治環(huán)境層面，鮮少探討氣候變化因素。鑒于全球性氣候問題的日益突出，我國區(qū)域間氣候變化也日趨明顯，本文試圖探究氣候因素變化對中國人口流動的影響機理，從氣候變化視角解釋人們“用腳投票”選擇區(qū)域流動的原因。

隨著我國城鎮(zhèn)化加速發(fā)展，戶籍制度改革和農(nóng)業(yè)人口市民化政策的實施，破除了改革開放前農(nóng)業(yè)人口固化和“畫地為牢”體制，大量農(nóng)業(yè)人口逐步“市民化”，人口流動呈現(xiàn)從農(nóng)村流向城市，從中西部向東部地區(qū)流動的特點，人口流動促進了勞動力資源區(qū)域間的優(yōu)化配置，促進了經(jīng)濟發(fā)展。目前我國人口流動以農(nóng)業(yè)人口為主，根據(jù)2016年全國人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計，農(nóng)業(yè)流動人口占總流動人口比例高達83%，而非農(nóng)業(yè)人口占比僅為17%。人口流動除了受經(jīng)濟、社會、政策的因素影響外，氣候自然條件成為人口遷移的一個重要原因，特別是破除城鄉(xiāng)二元戶籍制度，消除了人口跨區(qū)域、規(guī)模性流動的體制障礙。氣溫和降水量是影響氣候的主要因素，氣候變化直接影響農(nóng)作物的產(chǎn)出，氣溫是土壤中有機碳變化的主要氣候因素，氣溫升高會使得自然條件下土壤中有機碳含量減少，從而導致糧食作物和經(jīng)濟作物減產(chǎn)②。降水量是影響植被覆蓋變化的重要氣候因素之一，降水量的增加可以增強植被修復生長能力③，植被覆蓋面積的增加可以改善區(qū)域生態(tài)環(huán)境，增強地區(qū)吸引力和可持續(xù)發(fā)展能力，吸引人口的流入和聚集。氣溫升高和降水量減少將不利于地區(qū)農(nóng)作物的生長④，糧食作物和經(jīng)濟作物產(chǎn)出的減少直接導致以農(nóng)業(yè)產(chǎn)出為重要經(jīng)濟來源的農(nóng)業(yè)人口經(jīng)濟收入下降，預(yù)期收入水平的下降成為農(nóng)業(yè)人口流出的重要誘因。農(nóng)業(yè)是我國經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，氣候條件的不利變化直接制約著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)人口的生存與發(fā)展，流動到氣候條件更好、預(yù)期收入水平相對高的地區(qū)是農(nóng)業(yè)人口面對經(jīng)濟收入風險的普遍應(yīng)對方法?；谝陨希疚奶岢鰞蓚€假設(shè)：

假設(shè)H1:氣溫變化與人口流動間存在顯著線性負相關(guān)關(guān)系，且存在區(qū)域化差異。

假設(shè)H2:降水量變化與人口流動間存在顯著線性正相關(guān)關(guān)系，且存在區(qū)域化差異。

二、文獻綜述

氣候變化對人類行為產(chǎn)生影響，這一觀點已得到多方學者的認證。早期關(guān)于氣候變化對人類活動的研究主要是自然災(zāi)害和極端氣候變化引發(fā)的人口遷徙，如地震、海嘯、颶風、山洪、旱災(zāi)、雹災(zāi)、火災(zāi)、核輻射等⑤。Hinnawi因此提出“環(huán)境難民”的概念，即由于自然原因?qū)ι鷳B(tài)環(huán)境造成嚴重破壞，嚴重危及人們的生存環(huán)境，從而人們被迫永久性離開原住地⑥；而后Swain提出“環(huán)境移民”的概念，弱化了“環(huán)境難民”的政治屬性，強化了氣候環(huán)境變化對人口流動的影響結(jié)果⑦。國內(nèi)學者首先提出了“災(zāi)害移民”概念，即自然災(zāi)害引發(fā)的人口流動⑧；繼而提出“生態(tài)移民”，即生態(tài)環(huán)境變化引發(fā)的人口流動⑨；目前學界開始研究“氣候移民”問題，即氣候變化引發(fā)的人口流動⑩，相對于早期的極端天氣變化而引起人口遷移，緩慢、漸變式的氣候變化對人類行為的影響是不同的，因此氣候移民逐漸成為近來研究的重點，因為這類氣候變化更為普遍，如空氣質(zhì)量變化對來華留學生城市選擇的影響；氣溫變化對不同收入水平國家人口流動的影響；降水量變化對國際人口流動的影響等。

已有文獻表明氣溫變化與人口流動存在緊密聯(lián)系，但學者們的研究結(jié)果存在差異。絕大部分學者認為氣溫變化與人口流動存在線性關(guān)系。董文麗、李王鳴指出，嚴寒地區(qū)的人們更有向城市地區(qū)流動的趨勢，即氣溫條件好的城市地區(qū)吸引著更多的人口流動。盧洪友等研究表明，氣溫變化與人口流動成線性正相關(guān)關(guān)系，氣溫每上升1攝氏度，流動人口比率平均上漲0.46個百分點。類似地，Mueller等在研究非洲東部人口流動問題時發(fā)現(xiàn)，氣溫偏離平均氣溫每增加1個標準單位，凈遷出率平均下降10個百分點。部分學者則認為氣溫變化與人口流動存在著線性負相關(guān)關(guān)系。王春超、王志文研究結(jié)果表明，氣溫變化與城市人口流動的關(guān)系取決于城市是否為糧食主產(chǎn)區(qū)。其進一步指出，糧食主產(chǎn)區(qū)的氣溫變化與流動人口比率呈顯著負相關(guān)關(guān)系，而在非糧食主產(chǎn)區(qū)呈顯著正相關(guān)關(guān)系。這一結(jié)論與Cai等研究結(jié)果基本吻合，在農(nóng)業(yè)為主的國家，氣溫上升會導致人口流出，流動人口比率下降。還有部分外國學者認為氣溫變化對人口流動的影響不是簡單的線性關(guān)系，而是非線性的，如Bohra-Mishra等發(fā)現(xiàn)在印度尼西亞，氣溫變化與人口流動間存在非線性負相關(guān)關(guān)系，當氣溫超過25攝氏度時，氣溫的上升會導致人口流出的顯著增加。

降水量變化對人口流動也存在重要影響。部分學者認為降水量與人口流動緊密相關(guān)，其中部分學者認為降水量變化與人口流動呈正相關(guān)關(guān)系，如溫小潔等指出，降水條件良好的地區(qū)植被生長及修復能力較強，會促進人口聚集；Abel等則認為降水量的增加會減少社會沖突，減少城市人口的流出。但部分學者卻得出降水量變化與人口流動呈負相關(guān)關(guān)系的結(jié)論，如Barrios等發(fā)現(xiàn)撒哈拉以南的非洲，降水量的增加將不利于人口向城市的流入；Mueller等同樣發(fā)現(xiàn)，在非洲東部降水量平均每增加1單位，城市凈遷出率平均上漲10個百分點。此外，降水量變化與人口流動間非線性關(guān)系也被學者提出并印證。鄢姣和胡必亮在研究降雨量與城鎮(zhèn)化率的關(guān)系中發(fā)現(xiàn)，降雨量變化與人口流動間并非是簡單的線性關(guān)系，而是U型非線性關(guān)系：隨著降雨量的增加，城鎮(zhèn)人口流動呈現(xiàn)先減后增的態(tài)勢。

國內(nèi)外學者關(guān)于氣溫變化和降水量變化對人口流動影響得出的結(jié)論之所以存在差異，原因在于學者們選取的研究對象所在國別和地區(qū)初始氣候條件的差異較大以及氣候變化對人口流動的影響尚缺乏理論依據(jù)。學界同時研究氣溫及降水量變化對人口流動影響的文獻相對較少。本文的邊際貢獻是，利用全國省會城市和計劃單列市數(shù)據(jù)，同時考察氣溫變化及降水量變化對人口流動的影響，采用氣溫和降水量的相對變化量而非絕對量作為核心解釋變量，更能客觀地描述氣溫變化和降水量變化對人口流動的影響及其區(qū)域差異。

三、數(shù)據(jù)來源和模型設(shè)定

1.數(shù)據(jù)來源

本文研究2000-2018年省會城市和計劃單列市氣溫降水量變化對人口流動的影響。數(shù)據(jù)來源于2000-2019年度的《中國城市統(tǒng)計年鑒》、各省會城市及計劃單列市統(tǒng)計年鑒、城市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報、國家統(tǒng)計局和全國溫室數(shù)據(jù)系統(tǒng)。由于個別城市相關(guān)資料較多缺失，本文剔除了拉薩、蘭州、南寧這3個省會城市；此外對于個別城市年份數(shù)值的缺失，采用插值法補齊。

2.變量選取與設(shè)定

根據(jù)研究內(nèi)容并參考以往文獻，本文選取的變量和測度方法如下(參見表1)：

測度人口流動的被解釋變量為流動人口比率變化值，即當年流動人口比率-上年流動人口比率。由于流動人口數(shù)據(jù)的缺乏和各年數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的差異，本文將采取統(tǒng)一計算方法進行量化。根據(jù)各城市相應(yīng)年份統(tǒng)計年鑒的人口數(shù)據(jù)，設(shè)計如下計算方法：流動人口數(shù)=常住人口數(shù)-戶籍人口數(shù)，流動人口比率=流動人口數(shù)/常住人口數(shù)×100%，流動人口比率變化值=當年流動人口比率-上年流動人口比率。對于部分城市或年份年鑒中常住人口或戶籍人口數(shù)據(jù)缺失，但卻報告了流入人口和流出人口數(shù)的，采用如下測度方法：常住人口數(shù)=戶籍人口數(shù)+流入人口數(shù)-流出人口數(shù)；流動人口數(shù)=流入人口數(shù)-流出人口數(shù)=凈流入人口數(shù)，流動人口比率=凈流入人口數(shù)/(戶籍人口數(shù)+凈流入人口數(shù))。此外，在穩(wěn)健性檢驗中，將進一步引入被解釋變量的滯后一期數(shù)據(jù)。

測度氣候變化的核心解釋變量為氣溫變化和降水量變化。氣溫變化采用年平均氣溫變化值表示：年平均氣溫變化值=當年年平均氣溫-上年年平均氣溫，年平均氣溫根據(jù)相應(yīng)年份日度平均氣溫計算得出。此外本文也采用月平均氣溫變化值做穩(wěn)健性檢驗，月平均氣溫根據(jù)相應(yīng)年份日度平均氣溫計算得出。

降水量變化采用年總降水量變化值和年總降水量變化率表示：年總降水量變化值=當年年總降水量-上年年總降水量，年總降水量變化率=(當年年總降水量-上年年總降水量)/上年年總降水量，年總降水量根據(jù)相應(yīng)年份日度降水量計算得出。另外本文也采用月平均降水量變化值做穩(wěn)健性檢驗，月平均降水量根據(jù)相應(yīng)年份日度降水量計算得出。

為了減少遺漏解釋變量帶來的估計偏誤，將引入如下與城市人口流動相關(guān)的控制變量：

經(jīng)濟發(fā)展水平。城市的經(jīng)濟發(fā)展水平無疑是吸引人口流入的重要因素，本文采用人均地區(qū)生產(chǎn)總值來表示這一指標，并設(shè)定該指標的對數(shù)形式表示該變量。

城市居民收入水平。本文采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入來表示城市的平均收入水平，并設(shè)定城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的對數(shù)形式來代表該變量。

表1 變量描述性統(tǒng)計

城市留居難易程度。人們考慮遷移居住地的前提，首先考慮的是住房可得性。能否負擔購房壓力從而長期定居，或者承擔租房租金從而長期留居都會成為人們選擇是否流入該城市的考量指標，而城市房價可以很好地衡量這一指標。本文采取各城市住宅商品房平均銷售價格來表示這一指標，并設(shè)定其對數(shù)形式來代表該變量。

城市公共服務(wù)水平。城市的教育資源、醫(yī)療水平、基礎(chǔ)交通設(shè)施是城市的競爭優(yōu)勢，城市的公共服務(wù)水平通常與其財政收支緊密相關(guān)。城市公共服務(wù)水平的高低影響著人口流動，一般來說，公共服務(wù)水平較高的城市也吸引著更多的人口流入，本文采用人均地方一般公共預(yù)算收入來表示這一指標。鑒于沒有統(tǒng)計年鑒公布這一指標，本文采用如下方式計算得出：人均地方一般公共預(yù)算收入=地方一般公共預(yù)算收入/年末總?cè)丝跀?shù)。類似地，設(shè)定人均地方一般公共預(yù)算收入的對數(shù)形式代表該變量。

城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。隨著城市化進程的深入，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也發(fā)生著顯著的變化。第三產(chǎn)業(yè)范圍涵蓋廣泛，崗位豐富，可吸納更多的流動人口。本文采用第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重代表該指標。

城市就業(yè)難易程度。就業(yè)問題是關(guān)乎民生和社會穩(wěn)定的大問題，城市潛在的勞動崗位和就業(yè)的難易程度都成為人口流入的考慮因素。失業(yè)率偏高的城市，通常說明潛在空余勞動力需求不太旺盛，增大了新進城市人口就業(yè)生存的難度。本文采用城鎮(zhèn)登記失業(yè)率來代表城市就業(yè)難易程度。

3.計量模型

基于上文中所提出的兩個非線性關(guān)系假設(shè)，區(qū)分氣溫和降水量設(shè)如下三個計量方程：

(1)

(2)

(3)

四、實證結(jié)果

Hausman檢驗結(jié)果顯示，氣溫、降水量和聯(lián)合方程均適用固定效應(yīng)模型，本文對上述3個方程分別進行基準回歸分析。

1.氣溫基準方程

基準氣溫方程中的氣溫變化選取的測度指標為年平均氣溫變化值(ctem)，固定效應(yīng)回歸結(jié)果如表2所示。列(1)(2)僅考慮氣溫變化一次項與人口流動的關(guān)系，結(jié)果顯示年平均氣溫變化值一次項系數(shù)在5%水平上顯著為負。列(3)(4)中繼續(xù)引入年平均氣溫變化值的二次項以考察氣溫變化對人口流動的非線性關(guān)系，結(jié)果顯示氣溫變化值的二次項系數(shù)并不顯著，而年平均氣溫變化值的一次項系數(shù)依然在5%水平上顯著為負。氣溫基準方程的回歸結(jié)果表明，年平均氣溫變化值與流動人口比率變化值間存在顯著線性負相關(guān)關(guān)系，即氣溫變化與人口流動間存在顯著線性負相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1成立。且回歸結(jié)果顯示年平均氣溫變化值系數(shù)穩(wěn)定在-0.17左右，表明當期年平均氣溫每升高1攝氏度，當期流動人口比率較上期平均會下降0.17個百分點。氣溫升高，流動人口比率趨于下降，人口流出趨于增加，人口流入趨于減少。

表2 氣溫基準方程回歸結(jié)果

續(xù)表

2.降水量基準方程

降水量基準方程中的降水量變化采用年總降水量變化值(ctpre)測度，固定效應(yīng)回歸結(jié)果如表3所示。列(5)(6)僅考慮降水量變化與人口流動間的線性關(guān)系，結(jié)果顯示，年總降水量變化值的系數(shù)在5%水平上顯著為正，表明降水量變化與人口流動間存在顯著線性正相關(guān)關(guān)系。列(7)(8)繼續(xù)加入年總降水量變化值的二次項，以探究降水量變化對人口流動的非線性影響，結(jié)果顯示年總降水量變化值二次項系數(shù)均不顯著，而其一次項系數(shù)依然維持在5%水平上顯著為正，這表明降水量變化與人口流動間僅存在線性正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H2成立。年總降水量變化值系數(shù)穩(wěn)定在0.0007左右，表明年總降水量每增加1000毫米，當期流動人口比率較上期平均上漲0.7個百分點。年總降水量增加，意味著該地區(qū)氣候條件有所改善，地區(qū)競爭力吸引力提高，人口流入量預(yù)期會增加，當期流動人口比率也趨于上升。

3.聯(lián)合基準方程

聯(lián)合基準方程旨在探究氣溫變化和降水量變化聯(lián)合對人口流動的影響，氣溫變化和降水量變化選取的測度指標分別為年平均氣溫變化值(ctem)和年總降水量變化值(ctpre)，回歸結(jié)果見表4。列(9)(10)顯示年平均氣溫變化值一次項系數(shù)在10%水平上顯著為負，年總降水量變化值一次項系數(shù)在5%水平上顯著為正。列(11)(12)加入了氣溫變化和降水量變化的二次項，結(jié)果顯示年平均氣溫變化值二次項系數(shù)不顯著，其一次項系數(shù)維持在10%水平上顯著為負；年總降水量變化值二次項系數(shù)亦不顯著，其一次項系數(shù)依然在5%水平上顯著為正。聯(lián)合基準方程回歸結(jié)果中核心解釋變量的符號和顯著性水平與氣溫、降水量基準方程所得結(jié)果基本一致，只是系數(shù)大小稍有變化，這表明氣溫變化與流動人口間存在顯著線性負相關(guān)關(guān)系，降水量變化與人口流動間存在顯著線性正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1、H2依然成立。

表3 降水量基準方程回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

1.氣溫方程穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗氣溫變化對人口流動影響結(jié)果的穩(wěn)健性，從以下幾方面進行檢驗討論：

(1)在氣溫基準方程中引入被解釋變量滯后一期項(L.cmig)，采用差分GMM方法進行動態(tài)面板回歸(見表5)。列(13)(14)僅考慮一階自相關(guān)基礎(chǔ)上年平均氣溫變化值與人口流動的線性關(guān)系，列(15)(16)在此基礎(chǔ)上加入年平均氣溫變化值的二次項，以探究氣溫變化與人口流動的非線性關(guān)系。結(jié)果顯示年平均氣溫變化值的一次項系數(shù)穩(wěn)定在10%水平上顯著為負，而二次項系數(shù)均不顯著，表明氣溫變化與人口流動間存在顯著線性負相關(guān)關(guān)系，這與氣溫基準方程得到的結(jié)論基本一致，假設(shè)H1得到檢驗。此外，表5結(jié)果顯示當期流動人口比率變化值與滯后一期流動人口比率變化值均呈顯著負相關(guān)關(guān)系，若上期流動人口比率增長，那么當期流動人口比率則會出現(xiàn)小幅度下降；若上期流動人口比率下降，那么當期流動人口比率則會出現(xiàn)小幅度上漲，這種變動關(guān)系會有助于流動人口比率維持在一個相對穩(wěn)定的增長狀態(tài)，不會出現(xiàn)單方向的爆炸式增長或下跌。

表5 氣溫方程穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(2)將氣溫方程中的核心解釋變量替換為月平均氣溫變化值(cmtem)再次進行穩(wěn)健性檢驗(見表6)，前4列結(jié)果顯示月平均氣溫變化值一次項系數(shù)在5%水平上顯著為負，其二次項系數(shù)均不顯著；表6中后4列繼續(xù)引入被解釋變量滯后一期(L.cmig)進行動態(tài)面板回歸，結(jié)果顯示月平均氣溫變化值一次項系數(shù)依然在10%水平上顯著為負，系數(shù)大小略有降低，而其二次項系數(shù)依然不顯著。這表明月平均氣溫變化值與流動人口比率變化值間存在顯著線性負相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1得到檢驗。且月平均氣溫變化值系數(shù)約為-2.0，表示月平均氣溫每升高1攝氏度，當期流動人口比率較上期平均會下降2個百分點。這與氣溫基準方程中年平均氣溫每升高1攝氏度，當期流動人口比率較上期平均會下降0.17個百分點的結(jié)論基本吻合。

表6 氣溫方程穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(3)分區(qū)域回歸。根據(jù)城市所處地區(qū)將該樣本劃分為中、東、西和東北部四個地區(qū)進行子樣本分類回歸，用費舍爾組合檢驗進行組間系數(shù)差異檢驗以考察氣溫變化對人口流動的影響是否存在區(qū)域化差異，氣溫變化測度指標為年平均氣溫變化值(ctem)。氣溫基準方程分區(qū)域回歸結(jié)果(見表7)顯示年平均氣溫變化值二次項系數(shù)均不顯著，東部和中部地區(qū)年平均氣溫變化值一次項系數(shù)分別在10%和5%水平上顯著為負，而西部和東北部地區(qū)年平均氣溫變化值一次項系數(shù)均不顯著，這表明在東部和中部地區(qū)氣溫變化與人口流動間的線性負相關(guān)關(guān)系顯著不同于西部和東北部，氣溫變化對人口流動的影響存在區(qū)域化差異，假設(shè)H1成立。東部地區(qū)年平均氣溫變化值一次項系數(shù)約為-0.35，表明東部地區(qū)年平均氣溫每升高1攝氏度，當期流動人口比率較上期平均會下降0.35個百分點，下降幅度高于全國平均水平0.17個百分點。中部地區(qū)年平均氣溫變化值一次項系數(shù)約為-0.28，表明中部地區(qū)年平均氣溫每升高1攝氏度，當期流動人口比率較上期平均會下降0.28個百分點，下降幅度高于全國平均水平0.17個百分點。東部和中部地區(qū)人口流動對于氣溫變化較全國其他地區(qū)更為敏感，這是由于東部和中部地區(qū)的年平均氣溫相較于西部和東北部而言整體偏高，若年平均氣溫繼續(xù)升高會抑制人口流入，從而導致流動人口比率下降。

表7 氣溫基準方程分區(qū)域回歸結(jié)果

2.降水量方程穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證降水量變化與人口流動間的線性正相關(guān)關(guān)系，采用如下方法對基準方程結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗：

(1)將被解釋變量滯后一期(L.cmig)加入降水量基準方程中，采用差分GMM法進行動態(tài)面板回歸，計量結(jié)果見表8。列(33)(34)結(jié)果顯示加入滯后一期被解釋變量后，年總降水量變化值系數(shù)依然在5%水平上顯著為正，表明降水量變化對人口流動的顯著線性影響依然穩(wěn)健。列(35)(36)結(jié)果顯示加入滯后一期被解釋變量后，年總降水量變化值二次項系數(shù)均不顯著，而一次項系數(shù)依然在5%水平上顯著為正，這表明降水量變化與人口流動間存在線性正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H2得到檢驗。此外，加入之后一期被解釋變量后，年總降水量變化值系數(shù)穩(wěn)定在0.0007左右，這與降水基準方程的系數(shù)基本保持一致。

(2)將降水量變化指標更換為年總降水量變化率(rtpre)進行檢驗，列(37)(38)顯示年總降水量變化率的一次項系數(shù)在5%水平上顯著為正，表明年總降水量變化率會對流動人口比率變化值產(chǎn)生顯著正向影響，即降水量變化會對人口流動產(chǎn)生顯著線性正影響，假設(shè)H2得到檢驗。列(39)(40)引入年總降水量變化率的二次項，結(jié)果顯示其系數(shù)均不顯著，而年總降水量變化率的一次項系數(shù)在10%水平上顯著為正，且年總降水量變化率系數(shù)穩(wěn)定在0.005左右，這表明當期年總降水量較上期每增加1%，則當期流動人口比率較上期平均會上漲0.005個百分點。

表8 降水量方程穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(3)將降水量方程中降水量變化指標更換為月平均降水量變化值(cmpre)進一步進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果見表9。列(41)(42)顯示月平均降水量變化值系數(shù)在5%水平上顯著為正；列(45)(46)表示加入滯后一期被解釋變量進行動態(tài)回歸，結(jié)果顯示月平均降水量變化值系數(shù)依然維持在5%水平上顯著為正。列(43)(44)顯示月平均降水量變化值二次項系數(shù)均不顯著，而一次項系數(shù)依然維持在5%顯著性水平；列(47)(48)顯示加入滯后一期被解釋變量后，月平均降水量變化值二次項系數(shù)依然不顯著，而其一次項系數(shù)始終維持在5%水平上顯著為正。這表明月平均降水量變化值與流動人口比率變化值存在顯著線性正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H2再次得到檢驗。且月平均降水量變化值一次項系數(shù)穩(wěn)定在0.008左右，表示月平均降水量每增加100毫米，當期流動人口比率較上期平均上漲0.8個百分點。這與降水基準方程中的年總降水量每增加1000毫米，當期流動人口比率較上期平均上漲0.7個百分點的結(jié)論基本吻合。

表9 降水量方程穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(4)分區(qū)域進行回歸。類似地，將該樣本根據(jù)中、東、西和東北部地區(qū)分為四個子樣本，進行組間系數(shù)差異檢驗，降水量變化選取的指標為年總降水量變化值(ctpre)。分區(qū)域回歸結(jié)果顯示東部地區(qū)年總降水量變化值一次項系數(shù)在1%水平上顯著為正，中、西、東北部地區(qū)的年總降水量變化值一次項系數(shù)均不顯著，而所有地區(qū)年總降水量變化值二次項系數(shù)均不顯著(見表10)，這表明在東部地區(qū)，年總降水量變化值對流動人口比率變化值的線性影響程度顯著不同于中、西、東北部地區(qū)，降水量變化對人口流動的影響存在區(qū)域化差異，假設(shè)H2成立。東部地區(qū)年總降水量變化值系數(shù)約為0.0009，表示東部地區(qū)年總降水量每增加1000毫米，當期流動人口比率較上期平均會上漲0.9個百分點，略高全國其他地區(qū)平均上漲0.7個百分點的水平。

3.聯(lián)合方程穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證氣溫降水量的聯(lián)合變化對人口流動的影響，采用如下方法進行穩(wěn)健性檢驗：

(1)更換核心解釋變量測度指標，將聯(lián)合基準方程中氣溫變化指標替換為月平均氣溫變化值(cmtem)，降水量變化指標替換為月平均降水量變化值(cmpre)。聯(lián)合方程穩(wěn)健性結(jié)果(見表11)顯示月平均氣溫變化值和月平均降水量變化值的二次項系數(shù)均不顯著，而月平均氣溫變化值一次項系數(shù)始終維持在10%水平上顯著為負，月平均降水量變化值一次項始終維持在5%水平上顯著為正，這表示氣溫變化與人口流動間存在顯著線性負相關(guān)關(guān)系，降水量變化與人口流動間存在顯著線性正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1、H2得到檢驗。

表10 降水量基準方程分區(qū)域回歸結(jié)果

表11 聯(lián)合方程的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

續(xù)表

(2)分區(qū)域進行回歸。將該樣本根據(jù)中、東、西和東北部地區(qū)分為四個子樣本進行組間系數(shù)差異檢驗，選取的氣溫變化測度指標為年平均氣溫變化值(ctem)，降水量變化測度指標為年總降水量變化值(ctpre)。聯(lián)合方程分區(qū)域回歸結(jié)果(見表12)顯示東部和中部地區(qū)年平均氣溫變化值一次項系數(shù)均在10%水平上顯著為負，西部和東北部地區(qū)系數(shù)則不顯著，這表示東部和中部地區(qū)的氣溫變化與人口流動間線性負相關(guān)關(guān)系顯著不同于西部和東北部地區(qū)，氣溫變化對人口流動的影響存在區(qū)域化差異，假設(shè)H1得到檢驗。且聯(lián)合方程中東部地區(qū)年平均氣溫變化值一次項系數(shù)約為-0.25，中部地區(qū)年平均氣溫變化值一次項系數(shù)約為-0.27，與氣溫方程的分區(qū)域回歸結(jié)果基本接近。東部地區(qū)年總降水量變化值一次項系數(shù)在5%水平上顯著為正，中、西、東北部地區(qū)系數(shù)均不顯著，且所有地區(qū)年總降水量變化值的二次項系數(shù)均不顯著，這表明東部地區(qū)的降水量變化與人口流動間的線性正相關(guān)關(guān)系顯著不同于其他地區(qū)，降水量變化對人口流動的影響存在區(qū)域化差異，假設(shè)H2得到檢驗。且聯(lián)合方程中東部地區(qū)年總降水量變化值系數(shù)與降水量方程分區(qū)域回歸結(jié)果中的系數(shù)較接近。由此可知，聯(lián)合方程的分區(qū)域回歸結(jié)果與氣溫和降水量的分區(qū)域回歸結(jié)果基本吻合，假設(shè)H1、H2得到檢驗。

表12 聯(lián)合基準方程分區(qū)域回歸結(jié)果

六、結(jié)論與建議

通過構(gòu)建人口流動的省級和計劃單列市面板模型，本文研究了氣溫變化和降水量變化對人口流動的影響機制。結(jié)果表明，氣溫變化與人口流動存在顯著線性負相關(guān)關(guān)系，氣溫升高，流動人口比率趨于下降，氣溫升高對人口流動有明顯的抑制作用；且東部和中部地區(qū)氣溫升高對人口流動的抑制作用顯著高于西部和東北部地區(qū)，氣溫變化對人口流動的影響存在區(qū)域化差異。降水量變化與人口流動存在顯著線性正相關(guān)關(guān)系，降水量增加，流動人口比率趨于上升，降水量增加對人口流動存在顯著促進作用；且東部地區(qū)降水量增加對人口流動的促進作用顯著高于其他地區(qū)，降水量變化對人口流動的影響存在區(qū)域化差異?；诒疚牡贸龅臍鉁刈兓徒邓孔兓瘜θ丝诹鲃佑绊懙慕Y(jié)論，本文提出以下三點建議：

第一，社會經(jīng)濟活動排放溫室氣體導致大氣中溫室氣體濃度增加，引起了以氣溫升高為主要特征的氣候變化，城市人口和產(chǎn)業(yè)聚集加劇了溫室氣體的排放，導致城市局部溫度的明顯升高。為減緩氣溫升高對人口流動的抑制作用，應(yīng)建立覆蓋所有地區(qū)的溫室氣體排放監(jiān)測和統(tǒng)計制度，因地制宜地建立溫室氣體排放管控和預(yù)警機制?；跂|部和中部地區(qū)氣溫升高對人口流動抑制作用高于其他地區(qū)的結(jié)論，東部和中部地區(qū)城市更需要強化溫室氣體排放控制，實施低碳綠色經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，平衡好經(jīng)濟發(fā)展速度與環(huán)境質(zhì)量改善，從而推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

第二，中國是嚴重缺水的國家之一，不少地區(qū)存在著資源性、工程性、水質(zhì)性等缺水問題。中國西部地區(qū)荒漠化引發(fā)的缺水問題較為突出，降水量的不足抑制了西部地區(qū)的人口流入，嚴重制約著西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。西部地區(qū)應(yīng)著力提高沙漠科學治理水平，選取耐寒、耐旱、耐鹽堿的植物種子開展人工造林種草，建設(shè)綠色沙漠屏障，改善土壤吸水蓄水能力，樹立綠色發(fā)展理念，增強西部地區(qū)人口流入意愿，探索西部地區(qū)“生態(tài)和扶貧”雙驅(qū)動的可持續(xù)發(fā)展之路。同時東部地區(qū)也應(yīng)做好生態(tài)保護和修復工作，避免以犧牲生態(tài)環(huán)境為代價的經(jīng)濟發(fā)展。

第三，加大對西部地區(qū)生態(tài)環(huán)境治理的政策、資金支持，以減輕不利氣候變化對西部地區(qū)人口流動的抑制作用，以防止大量“環(huán)境移民”現(xiàn)象，創(chuàng)造條件承接東、中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，大力發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)和資源密集型產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)勞動力資源的合理配置與回流，促進西部地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展。

注釋

①根據(jù)國家統(tǒng)計局2018年中國總?cè)丝跀?shù)和流動人口數(shù)計算得出。

②高魯鵬、梁文舉、趙軍：《氣候變化對黑土有機碳庫影響模擬研究》，《遼寧工程技術(shù)大學學報(自然科學版)》2005年第2期。

③韓貴鋒、徐建華：《人口與經(jīng)濟發(fā)展對植被的影響研究——以重慶市為例(英文)》，《長江流域資源與環(huán)境》2008年第5期。

④地區(qū)氣溫升高，原適合該地區(qū)生長的農(nóng)作物因土壤中有機碳含量減少，從而導致減產(chǎn)。

⑤C. Gray and V. Mueller， “Natural Disasters and Population Mobility in Bangladesh，”ProceedingsoftheNationalAcademyofSciences， vol.109， no.16， 2012， pp. 6000-6005．

⑥參見E. EI-Hinnawi，EnvironmentalRefugees， Nairobi: United Nations Environmental Programme， 1985．

⑦A. Swain， “Environmental Migration and Conflict Dynamics: Focus on Developing Regions，”ThirdWorldQuarterly， vol.17， no.5，1996， pp.959-973．

⑧余慶年、施國慶：《環(huán)境、氣候變化和人口遷移》，《中國人口·資源與環(huán)境》2010年第7期。

⑨稅偉、徐國偉、蘭肖雄、王雅文、馬菁：《生態(tài)移民國外研究進展》，《世界地理研究》 2012年第1期。