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「內(nèi)容提要」文章利用2000年第五次全國人口普查等有關(guān)資料，分析了改革以來中國大規(guī)模人口遷移的空間分布特征、決定因素，及其與市場化改革之間的關(guān)系。城鄉(xiāng)二元分割的戶籍制度使得中國大規(guī)模人口遷移在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中具有區(qū)別一般遷移理論的獨(dú)特之處。伴隨經(jīng)濟(jì)增長的市場化改革程度和市場發(fā)育的不平衡性，是決定人口遷移基本方向的一個重要因素。加快城鄉(xiāng)戶籍制度改革和勞動力市場建設(shè)，特別是清除阻礙勞動力市場發(fā)育的各種制度性障礙，將起到引導(dǎo)和規(guī)范人口遷移、促進(jìn)持續(xù)經(jīng)濟(jì)增長的雙重作用。

「關(guān)鍵詞」人口遷移/戶籍制度/市場化改革

改革以來中國發(fā)生的大規(guī)模人口遷移，是制度變遷和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型共同作用的結(jié)果。中國傳統(tǒng)的計劃經(jīng)濟(jì)體制是圍繞推行重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略而形成的。在資本稀缺的經(jīng)濟(jì)中，推行資本密集型重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，不可能依靠市場來引導(dǎo)資源配置，因而必須通過計劃分配的機(jī)制把各種資源按照產(chǎn)業(yè)發(fā)展的優(yōu)先序進(jìn)行配置。由此，以資本和勞動力為代表的資源或生產(chǎn)要素，既無必要，也不允許根據(jù)市場價格信號自由流動，因此，隨著20世紀(jì)50年代這種發(fā)展戰(zhàn)略格局的確定，一系列相關(guān)制度安排把資本和勞動力的配置，按照地域、產(chǎn)業(yè)、所有制等分類人為地“畫地為牢”，計劃之外的生產(chǎn)要素流動成為不合法的現(xiàn)象。其中把城鄉(xiāng)人口和勞動力分隔開的戶籍制度，以及與其配套的城市勞動就業(yè)制度、城市偏向的社會保障制度、基本消費(fèi)品供應(yīng)的票證制度、排他性的城市福利體制等，阻礙了勞動力這種生產(chǎn)要素在部門間、地域上和所有制之間的流動。在這種制度下，不存在勞動力市場，農(nóng)村居民沒有政府的許可不可能向城市流動，勞動和人事部門通過計劃來控制勞動力跨部門流動。

1978年底開始的農(nóng)村家庭承包制改革，使農(nóng)戶成為其邊際勞動努力的剩余索取者，從而解決了制度下因平均分配原則而長期解決不了的激勵問題（meng，2000）。與此同時，政府開始對價格進(jìn)行改革，誘導(dǎo)農(nóng)民提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。在農(nóng)業(yè)剩余勞動力被釋放出來后，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)活動更高的報酬吸引勞動力轉(zhuǎn)移（cook，1999），從而推動農(nóng)村生產(chǎn)要素市場的發(fā)育，原來主要集中在農(nóng)業(yè)的勞動力開始向農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)、小城鎮(zhèn)甚至大中城市流動。

由于各種阻礙勞動力流動的障礙尚未拆除，以及政府鼓勵農(nóng)村勞動力就地轉(zhuǎn)移的政策引導(dǎo)，20世紀(jì)80年代前期的勞動力轉(zhuǎn)移以從農(nóng)業(yè)向農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為主，主要是在鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)中就業(yè)，即所謂的“離土不離鄉(xiāng)”。但隨著鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)遇到來自國有企業(yè)、“三資”企業(yè)和私人企業(yè)越來越強(qiáng)勁的競爭，必須提高技術(shù)水平和產(chǎn)品質(zhì)量，因而鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)資本增加的速度逐漸加快，吸納勞動力的速度相應(yīng)減緩。農(nóng)村勞動力面臨著越來越強(qiáng)烈的跨地區(qū)轉(zhuǎn)移的壓力。與此同時，外商投資企業(yè)、中外合資企業(yè)、私營企業(yè)和股份公司等其他非國有部門在東部地區(qū)發(fā)展較快，擴(kuò)大了對勞動力需求，并成為消除制約勞動力流動體制障礙的一支重要力量。

隨著農(nóng)村勞動力就地轉(zhuǎn)移渠道日益狹窄，1983年政府開始允許農(nóng)民從事農(nóng)產(chǎn)品的長途販運(yùn)和自銷，第一次給予農(nóng)民異地經(jīng)營以合法性。1984年進(jìn)一步放松對勞動力流動的控制，甚至鼓勵勞動力到臨近小城鎮(zhèn)打工。1988年中央政府則開了先例，允許農(nóng)民自帶口糧進(jìn)入城市務(wù)工經(jīng)商。到20世紀(jì)90年代，中央政府和地方政府分別采取一系列措施，適當(dāng)放寬對遷移的政策限制，也就意味著對戶籍制度進(jìn)行了一定程度的改革。例如，許多各種規(guī)模的城市很早就實(shí)行了所謂的“藍(lán)印戶口”制度，把絕對的戶籍控制變?yōu)檫x擇性地接受。此外，1998年公安部對若干種人群開了進(jìn)入城市的綠燈，如子女可以隨父母任何一方進(jìn)行戶籍登記，長期兩地分居的夫妻可以調(diào)動到一起并得以戶籍轉(zhuǎn)換，老人可以隨子女而獲得城市戶口，等等。雖然執(zhí)行時在一些大城市遇到阻力，但至少在中央政府的層次上為戶籍制度的進(jìn)一步改革提供了合法性依據(jù)。城市福利制度的改革也為農(nóng)村勞動力向城市流動創(chuàng)造了制度環(huán)境。80年代后期開始逐步進(jìn)行的城市經(jīng)濟(jì)改革，如非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，糧食定量供給制度的改革，以及住房分配制度、醫(yī)療制度及就業(yè)制度的改革，降低了農(nóng)民向城市流動并居住下來和尋找工作的成本。

與其他方面的政策改革相比，戶籍制度改革在很長時間里沒有實(shí)質(zhì)性的突破，成為勞動力流動的最大障礙。所有在就業(yè)政策、保障體制和社會服務(wù)供給方面對外地人的歧視性對待，都根源于戶籍制度。隨著時間推移，兩方面的因素變化推動政府對遷移政策進(jìn)行改革。一是城市戶籍制度不再擁有外部或隱含的福利，也就是地方政府不再根據(jù)個人的戶籍來提供就業(yè)、社會福利等各方面保障。這樣，城市人口規(guī)模擴(kuò)張不會給地方政府增添額外財政負(fù)擔(dān)。二是地方政府意識到，勞動力流動不僅帶來資源重新配置，而且也是城市融資的一個重要來源。這樣，市場化發(fā)育水平相異的城市根據(jù)各自目標(biāo)來推進(jìn)城市戶籍制度改革。

可見，通過戶籍制度及一系列其他阻礙人口遷移的制度因素的改革而推動的勞動力流動，不僅是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個重要內(nèi)容，也是整個經(jīng)濟(jì)體制向市場機(jī)制轉(zhuǎn)變的重要進(jìn)程，并且以其他領(lǐng)域改革的進(jìn)展為前提。這個轉(zhuǎn)變或改革的結(jié)果便是勞動力市場的形成與發(fā)育，勞動力資源越來越多地由市場來配置。而在整個經(jīng)濟(jì)不斷市場化的過程中，人口遷移也表現(xiàn)出轉(zhuǎn)軌時期的特點(diǎn)。這是中國轉(zhuǎn)軌時期人口遷移的特殊性所在。本文旨在利用2000年人口普查資料來分析人口流動與市場化之間的關(guān)系。

一、轉(zhuǎn)軌時期人口遷移理論

人口和勞動力在地區(qū)間的流動，是勞動力市場在空間上從不均衡向均衡轉(zhuǎn)變的過程。發(fā)展中國家在其經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，伴隨著工業(yè)化和城市化發(fā)展，大量農(nóng)村人口和勞動力從農(nóng)村流向城市，從低生產(chǎn)率的農(nóng)業(yè)部門流向生產(chǎn)率較高的工業(yè)部門。劉易斯（lewis，1954）認(rèn)為，發(fā)展中國家存在著典型的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，農(nóng)村存在著大量剩余勞動力和隱蔽性失業(yè)，農(nóng)業(yè)中勞動力的邊際生產(chǎn)力幾乎等于零或為負(fù)值，農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)部門流出不會對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出帶來負(fù)面影響，反而使留在農(nóng)業(yè)部門勞動力的邊際產(chǎn)出不斷提高；隨著城市中勞動力數(shù)量不斷增加，城市工資水平開始下降，直至城市部門的工資水平與農(nóng)業(yè)部門的工資水平相等，農(nóng)村勞動力向城市流動才會停止。在劉易斯的模型中，勞動力在城鄉(xiāng)之間可以自由流動，不存在顯著的制度性障礙。城市現(xiàn)代部門的較高工資水平和傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門的低工資水平，是勞動力在城鄉(xiāng)之間流動的驅(qū)動力量。在托達(dá)羅（todaro，1969；harris和todaro，1970）兩部門模型分析中，農(nóng)村人口和勞動力的遷移取決于城市的工資水平和就業(yè)概率，當(dāng)城市的預(yù)期收入水平和農(nóng)村的工資水平相等時，勞動力在城鄉(xiāng)之間分配和遷移都達(dá)到均衡。

由于城市經(jīng)濟(jì)存在著現(xiàn)代正規(guī)部門和非正規(guī)部門之分，農(nóng)村勞動力向城市遷移首先進(jìn)入非正規(guī)部門，然后才有可能進(jìn)入正規(guī)部門就業(yè)。城市正規(guī)部門就業(yè)創(chuàng)造率越大，越有利于將更多的非正規(guī)部門勞動力轉(zhuǎn)入正規(guī)部門；城鄉(xiāng)收入差距越大，從農(nóng)村流向城市非正規(guī)部門勞動力數(shù)量越多，城市非正規(guī)部門勞動力規(guī)模也越大。由于城市正規(guī)部門的就業(yè)創(chuàng)造率取決于工業(yè)產(chǎn)出增長率及該部門的勞動生產(chǎn)率增長率，城市工業(yè)的快速增長將有利于提高正規(guī)部門的就業(yè)創(chuàng)造率，從而減少城市非正規(guī)部門的勞動力規(guī)模。但是，這個效應(yīng)有可能被城市工資增長所誘發(fā)的大量新增農(nóng)村勞動力流入所抵消。因此，城市正規(guī)部門的就業(yè)創(chuàng)造結(jié)果帶來了城市失業(yè)率的上升。

費(fèi)爾茨（fields，1974）認(rèn)為，托達(dá)羅模型中沒有考慮農(nóng)村勞動力在城市正規(guī)部門尋找工作的概率問題。由于非正規(guī)部門勞動力獲得正規(guī)部門就業(yè)機(jī)會的相對概率較低，流入城市的農(nóng)村勞動力大多數(shù)只能滯留于非正規(guī)部門。他們之所以能夠接受較低的工資水平，主要是在于他們預(yù)期能夠從得到的城市正規(guī)部門工作機(jī)會中獲得補(bǔ)償。在托達(dá)羅模型基礎(chǔ)上，費(fèi)爾茨引入了搜尋工作機(jī)會的觀點(diǎn)，一方面強(qiáng)調(diào)了城市制度工資和相對就業(yè)概率對遷移過程的影響，另一方面也指出，非正式部門大量不充分就業(yè)的勞動力保證了勞動力市場實(shí)現(xiàn)均衡時的失業(yè)率低于托達(dá)羅模型得出的估計。非正式部門大量不充分就業(yè)的勞動力存在，在一定程度上緩解了城市的失業(yè)問題。

隨著勞動力流動，城鄉(xiāng)勞動力市場開始相互作用。但是，根據(jù)托達(dá)羅理論，城市失業(yè)率上升將起到減緩人口繼續(xù)向城市遷移。如果依據(jù)費(fèi)爾茨的觀點(diǎn)，城市勞動力市場似乎對農(nóng)村勞動力流動的影響不大。相比之下，在成熟的市場經(jīng)濟(jì)中，城市的失業(yè)率是影響勞動力流動的重要因素。托普爾（topel，1986）利用美國人口普查資料研究發(fā)現(xiàn)，1970～1980年，美國東部、中部和北部各州的平均失業(yè)率相對于全國水平上升了23%，同時西部和西南部各州的失業(yè)率卻顯著下降。同期，人口遷移的空間流向恰好與此相反，人口凈流入地區(qū)為西部和西南部地區(qū)，東部、中部和北部均為人口凈流出地區(qū)。

中國的人口遷移不僅具有發(fā)展中國家的一般特征，而且還有經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型的獨(dú)特之處。如前所述，中國特有的戶籍制度及其改革過程，為人口和勞動力自由流動和擇業(yè)提供了制度基礎(chǔ)，這也是研究其他國家人口遷移的理論沒有遇到過的問題。隨著時間的推移，包括戶籍制度在內(nèi)的各項市場化改革措施必然對人口與勞動力遷移產(chǎn)生顯著影響。同時，城市就業(yè)環(huán)境變化也為我們觀察城鄉(xiāng)勞動力市場的相互作用提供了條件。

首先，不僅是城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間的收入差距驅(qū)動人口的遷移，市場化水平在城鄉(xiāng)和地區(qū)間的差異也直接影響農(nóng)村勞動力遷移決策，從而形成特定的遷移流向。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期，資本相對稀缺而勞動力相對豐富。因此，中國經(jīng)濟(jì)的比較優(yōu)勢在勞動密集型產(chǎn)業(yè)。在20世紀(jì)80年代以前的經(jīng)濟(jì)增長模式下，由于政府采取人為扭曲資金價格的方式，在資金密集型產(chǎn)業(yè)上投資過多，抑制了具有比較優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的扭曲，資源配置效率的損失。經(jīng)濟(jì)改革以來，通過一系列制度變革，資源配置逐漸轉(zhuǎn)向勞動力較為密集的產(chǎn)業(yè)，較好地發(fā)揮了中國勞動力資源豐富的比較優(yōu)勢。產(chǎn)品和生產(chǎn)要素市場的發(fā)育帶來了資源重新配置效率的改善，對經(jīng)濟(jì)增長做出了重要的貢獻(xiàn)（cai等，2002）。由于生產(chǎn)要素市場發(fā)育上在地區(qū)之間不平衡，這種資源重新配置的效果主要體現(xiàn)在沿海地區(qū)。2000年，92.1%進(jìn)出口貿(mào)易集中在東部地區(qū)，中西部地區(qū)分別為4.3%和3.6%.同年，86.5%的外商直接投資集中在東部地區(qū)，中西部地區(qū)分別為8.9%和4.6%.因此，勞動力遷移在東部地區(qū)更為活躍，遷移的流向也以從中西部地區(qū)向東部地區(qū)為特征。

其次，正如在其他國家觀察到的那樣，較大的遷移距離增加了交通成本、弱化了社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系和目的地的就業(yè)信息，減少了遷移者的收益預(yù)期，因此，遷移距離上升降低了遷移發(fā)生概率。工作的不穩(wěn)定性和信息獲得的不確定性，不僅造成了遷移流向是一個從縣內(nèi)流向縣外，從省內(nèi)向省外的漸進(jìn)過程，而且使得親友等社會網(wǎng)絡(luò)成為遷移者獲得非正規(guī)部門就業(yè)信息的主要方式。格林伍得（greenwood，1969）認(rèn)為，遷移存量對人口在地區(qū)之間遷移扮演著社會網(wǎng)絡(luò)的作用。先前的遷移可以為后來者提供信息和其他方面的幫助，減少遷移風(fēng)險，從而對后期的遷移產(chǎn)生影響。蔡fǎng＠①（cai，1999）研究發(fā)現(xiàn)，75.8%的省內(nèi)遷移者、82.4%的跨省遷移者的就業(yè)信息獲得是通過住在城里或在城里找到工作的親戚、老鄉(xiāng)、朋友獲得的。因此，農(nóng)村勞動力向城市流動通常受到距離所反映出的社會網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)弱的限制，形成分階段遷移。

第三，盡管戶籍制度繼續(xù)阻隔著農(nóng)村勞動力向城市遷移，但市場化改革使得城鄉(xiāng)勞動力市場開始融合，城市就業(yè)環(huán)境變化必然對農(nóng)村勞動力向城市流動帶來影響。隨著國有企業(yè)虧損和非國有部門擴(kuò)大，越來越多的原國有企業(yè)職工開始和遷移者在非正式部門展開就業(yè)競爭。在這種情況下，農(nóng)村勞動力“是走還是留”，取決于正式部門和非正式部門的就業(yè)狀況，而且其決策通常是暫時的，而不是長期的。這與harris和todaro（1970）模型中所討論的情況（遷移者在非正式部門臨時就業(yè)、等待得到正式部門就業(yè)機(jī)會），以及sethuraman（1981）觀察到其他發(fā)展中國家的情況（大多數(shù)遷移者將他們在非正式部門就業(yè)視為永久性的）都有顯著差異。一個普遍觀察到的現(xiàn)象是，中國農(nóng)村勞動力向城市和發(fā)達(dá)地區(qū)流動，通常具有季節(jié)性特點(diǎn)，最多以年為單位在原住地和遷入地之間往返，呈現(xiàn)出“鐘擺式”的流動模式。正如solinger（1999）指出的那樣，城市對農(nóng)村勞動力的大量需求是推進(jìn)戶籍制度改革的必要條件。在非國有經(jīng)濟(jì)、特別是外商投資較快的地區(qū)，市場力量日益顯現(xiàn)，遷移受到鼓勵。

二、空間分布特征變化

1990年以來，中國地區(qū)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，吸引了中西部地區(qū)勞動力向東部地區(qū)流動。同時，要素市場發(fā)育及資源配置市場化程度，對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長越來越起著主導(dǎo)性的作用。東部地區(qū)不僅對外開放時間早，而且市場發(fā)育迅速，較高的市場化水平不斷消除了勞動力等要素跨地區(qū)間流動的制度性障礙，以至成為勞動力流動的主要吸納地區(qū)。而勞動力向東部地區(qū)流動反過來也推動了該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，改善了勞動力資源配置效率（cai等，2002）。表1顯示了人口遷移空間分布狀況的長期變化。1987～2000年，人口遷移的空間分布特征是：地區(qū)內(nèi)部遷移（其中主要是省內(nèi)遷移）比例始終高于地區(qū)間的遷移比例。但地區(qū)內(nèi)部和地區(qū)之間的遷移比例則隨著時間不斷發(fā)生變化。東部地區(qū)內(nèi)部遷移比例提高，東部地區(qū)流向中西部地區(qū)的比例下降。而中西部正好與此相反，中部和西部地區(qū)內(nèi)部遷移比例趨于下降，中部向西部、西部向中部的遷移比例也在下降，而中西部向東部地區(qū)流入比例不斷上升。

注：（1）從統(tǒng)計口徑上看，1987年遷移數(shù)量包括遷入時間在半年以上的市、鎮(zhèn)和縣之間的遷移人口；1990年遷移數(shù)量包括遷入時間在1年以上的市、縣之間的遷移人口；1995年遷移數(shù)量包括遷入時間在半年以上的市，區(qū)、縣之間的遷移人口；2000年遷移數(shù)量包括遷入時間在半年以上的鄉(xiāng)、鎮(zhèn)、街道之間的遷移人口。（2）全部遷移人口包括地區(qū)內(nèi)部和地區(qū)之間的人口遷移，不同年份在遷移時間規(guī)定和遷移范圍上的差別對地區(qū)之間分布會帶來一定影響。盡管如此，我們?nèi)钥梢员容^不同年份之間遷移流向的變化。

資料來源：《1987年全國1%人口抽樣調(diào)查資料》、《1995年全國1%人口抽樣調(diào)查資料》、《中國1990年人口普查資料》、《中國2000年人口普查資料》。

根據(jù)2000年第五次人口普查的10%資料顯示，全部遷移人口數(shù)量為1246萬，占總?cè)丝诘?0.6%，其中省內(nèi)遷移為7.7%、跨省遷移為2.9%.在總遷移人口中，省內(nèi)遷移的比重始終很高，為73.4%.當(dāng)我們描述跨省遷移的流向時，其主要以東部地區(qū)為遷移目的地的傾向更加明顯。表2給出了三類地區(qū)跨省遷移比例的空間交叉分布。2000年，東部地區(qū)跨省遷移近65%集中在東部其他各省（市），中部地區(qū)跨省遷移超過84%集中在東部地區(qū)，西部地區(qū)跨省遷移超過68%集中在東部地區(qū)。從時間趨勢上看，1987～2000年，東部地區(qū)內(nèi)部跨省遷移比例上升了近15%，而中西部地區(qū)向東部地區(qū)遷移比例上升將近24%，后者比前者高出9個百分點(diǎn)。

從流動的出發(fā)地和目的地看，遷移可以被劃分為城市到城市的遷移、城市到農(nóng)村的遷移、農(nóng)村到農(nóng)村的遷移和農(nóng)村到城市的遷移四種主要類型。從這種類型劃分來觀察地區(qū)間遷移的流向，也有助于我們理解轉(zhuǎn)軌時期中國人口遷移的特點(diǎn)。從全國來看，城市到城市的遷移和農(nóng)村到城市的遷移是目前遷移的主要形式。2000年，兩者合計占總遷移人口的77.9%，而且農(nóng)村到城市遷移的比重（40.7%）大于城市到城市的遷移（37.2%）。農(nóng)村到農(nóng)村的遷移比重較低，僅占全部遷移的18.2%.而城市到農(nóng)村的遷移比例最低，不到總遷移人口的1/25.從時間趨勢看，城市到城市的遷移所占比重，在東部、中部和西部三類地區(qū)都呈現(xiàn)上升趨勢，而農(nóng)村到城市的遷移比重略呈下降趨勢。

三、遷移的決定因素：計量分析

在遷移決定因素的實(shí)證分析中，早期的遷移模型將重力遷移模型和就業(yè)為目的的遷移模型合二為一，假定遷移數(shù)量不僅與遷入地和遷出地的人口和遷移距離有關(guān)，而且取決于兩個地區(qū)之間的工資和失業(yè)率的比較。通常，采用下列雙對數(shù)模型來分析這些因素對遷移流向的影響（lowry，1966；greenwood，1969；fields，1979）。即：。式中，m為遷移率，x為影響遷移流向的各種因素，d為遷移距離，i，j分別為遷出地和遷入地。

舒爾茨（schultz，1982）認(rèn)為，人口變量反映的是其他影響遷移而沒有在模型出現(xiàn)的社會經(jīng)濟(jì)變量的作用，它沒有行為學(xué)上的意義。由于遷移是人口增長的一部分，在遷移實(shí)證模型中引入人口規(guī)模會帶來計量上的共同偏差（fields，1979）。而且，由于遷移存量實(shí)際上是人口規(guī)模的一部分，如果在實(shí)證模型中同時引入這兩個變量，將帶來嚴(yán)重的多重共線問題，大大降低回歸參數(shù)估計的效率。因此，通常做法是在實(shí)證模型中不引入人口變量。

在回歸方程的函數(shù)形式選擇上，費(fèi)爾茨（fields，1979）認(rèn)為，遷移決策本質(zhì)上是在相互排斥的替代方案之間的一種選擇，非對稱模型比對稱模型對人口遷移具有更強(qiáng)的解釋能力。此外，雙對數(shù)線性回歸方程還能夠消除奇異值和異方差對估計效率的影響，滿足理論上就業(yè)機(jī)會與工資之間的乘積要求，以及提高回歸方程的擬合程度等。他選擇了滯后解釋變量辦法來消除解釋變量的內(nèi)生性問題。我們也采用了所有解釋變量數(shù)據(jù)均為1995年數(shù)據(jù)的辦法來解決遷移模型的內(nèi)生性問題。

本文數(shù)據(jù)來自2000年第五次全國人口普查長表資料（10%樣本）和微觀數(shù)據(jù)（長表1%樣本），1995年全國1%人口抽樣調(diào)查資料及國家統(tǒng)計局《中國統(tǒng)計年鑒（1996）》。在數(shù)據(jù)處理上，正式出版的第五次人口普查長表資料沒有農(nóng)村向城市跨省遷移勞動力數(shù)量及其失業(yè)率數(shù)據(jù)，我們利用第五次全國人口普查的微觀數(shù)據(jù)計算了這些數(shù)據(jù)。用于回歸分析變量的統(tǒng)計值見表3.

表3用于回歸分析變量的統(tǒng)計值

注：*根據(jù)微觀數(shù)據(jù)計算。

遷移率的計算，我們采用格林伍得（greenwood，1969）的定義，用1995年11月1日至2000年10月30日從省遷到省的人口數(shù)，除以1995年11月1日以前住在省的人口數(shù)。根據(jù)長表計算得到的遷移率，包括了所有年齡段跨省農(nóng)村到城市、城市到城市、農(nóng)村到農(nóng)村、城市到農(nóng)村的四種類型遷移人口；用微觀數(shù)據(jù)計算15～64歲農(nóng)村勞動力向城市的遷移率。按照這種方法計算得到的兩個遷移率的平均值都不高（見表3）。

遷移距離為省會之間鐵路公里數(shù)。中國地域遼闊，鐵路是中國跨省遷移的主要交通方式。這點(diǎn)可以從每年春節(jié)農(nóng)民工返鄉(xiāng)造成的鐵路擁擠狀況中得到印證。遷移距離不僅反應(yīng)了用于直接交通費(fèi)用的高低，而且在一定程度上代表了遷移所帶來的心理成本大小。隨著遷移距離增加，遷移帶來的不確定性和遷移風(fēng)險也會上升，遷移成本隨之增加（schultz，1982；greenwood，1975）。這在勞動力市場不發(fā)達(dá)的情況下尤其如此。

直接用城市工工資收入和農(nóng)村人均純收入來作為工資率的變量顯然不合適。隨著收入多元化，相當(dāng)于實(shí)際收入的部分并沒有反映到名義收入之中，城鄉(xiāng)收入在可比性上也存在一定問題（solinger，1995；jefferson，1992）。奧尼爾（o''''neill，1970）建議采用消費(fèi)指標(biāo)來克服收入指標(biāo)作為工資率變量上的不足。我們利用各省城鄉(xiāng)人口作為權(quán)重，對城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)支出進(jìn)行加權(quán)平均，作為各省的工資率變量，預(yù)期工資率對遷移流向存在兩種不同的效應(yīng)。其中，遷入地為正向效應(yīng)，而遷出地為負(fù)向效應(yīng)。

1995年全國1%抽樣調(diào)查和第五次人口普查都對城鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)狀況進(jìn)行了統(tǒng)計。1995年調(diào)查問卷中有三項指標(biāo)用來測度勞動力在調(diào)查前一周是否處于失業(yè)狀態(tài)：第一項是從未工作正在找工作，第二項是失去工作正在找工作，第三項是企業(yè)停產(chǎn)等待安置的勞動力。2000年人口普查只包括前兩項。據(jù)此可以計算得到1995年和2000年城鄉(xiāng)勞動力的失業(yè)率，分別為2.2%和3.6%.由于城鄉(xiāng)勞動力的失業(yè)率包括了農(nóng)村勞動力，這低估了城市勞動力市場的就業(yè)狀況。《中國2000年人口普查資料》公布了分城市、鎮(zhèn)和農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)活動人口資料，據(jù)此計算的城市、鎮(zhèn)和農(nóng)村的失業(yè)率分別為9.4%、6.2%、1.2%.利用2000年微觀數(shù)據(jù)計算的城市本地勞動力、城市向城市遷移勞動力、農(nóng)村向城市遷移勞動力的失業(yè)率，分別為9.1%、7.9%和3.6%.如果在遷移模型中忽略了遷移存量，將導(dǎo)致高估其他解釋變量對遷移的影響（greenwood，1969）。按照格林伍得的方法，遷移存量應(yīng)該是以1995年為時點(diǎn)，計算出生在省且居住在省的所有人口。由于中國人口普查資料只提供了出生后一直住在本地和1995年11月1日之前遷入本地等資料，因此，我們采用1995年11月1日之前遷入本地人口指標(biāo)作為遷移存量的變量。本文中長表的遷移存量包括所有人口，微觀數(shù)據(jù)的遷移存量只包括15～64歲的人口。我們預(yù)期遷移存量對人口遷移有正向效應(yīng)。

在分析地區(qū)人均收入差異和經(jīng)濟(jì)增長中，貿(mào)易開放程度通常被看做是影響地區(qū)收入增長的重要因素（barro和sala-i-martin，1995；cai等，2002）。貿(mào)易開放程度越高，參與國際市場一體化程度也越高。但是，扭曲的貿(mào)易和發(fā)展戰(zhàn)略也同樣起到擴(kuò)大出口，提高gdp中的貿(mào)易份額比重。相比之下，外商直接投資是國外投資者的選擇。從長期來看，為了獲得最大利潤和規(guī)避風(fēng)險，國外企業(yè)在其投資過程中要對各地的產(chǎn)品和要素市場發(fā)育情況、體制與政策的透明度等因素進(jìn)行綜合考慮，并最終做出投資選擇。外資企業(yè)進(jìn)入之后，它利用勞動力市場來解決用人需求，這與國有企業(yè)的人事制度形成鮮明對比。因此，我們選擇了外商直接投資作為市場化程度的變量，來分析它們對人口遷移的影響。改革以來，雖然所有省份的外商直接投資數(shù)量都在增加，但東部地區(qū)與中西部地區(qū)之間的差異在不斷擴(kuò)大。中國人口遷移流向分布主要集中在東部地區(qū)，這與東部地區(qū)對市場化改革程度較高是分不開的。

四、回歸結(jié)果與討論

方程1～3是利用第五次人口普查長表資料得到的回歸結(jié)果，方程4、5是利用第五次全國人口普查微觀數(shù)據(jù)得到的回歸結(jié)果。由于海南、重慶、西藏與其他省會之間距離未能得到，在回歸中剔除了這3個地區(qū)，長表資料中實(shí)際用于回歸的樣本數(shù)量為756個。在微觀數(shù)據(jù)中，由于有些省份的遷移率或農(nóng)村向城市遷移勞動力數(shù)量為零，取對數(shù)后，這些數(shù)據(jù)變成缺省值，所以用于回歸的樣本數(shù)量為506個。

從表4回歸結(jié)果看，利用長表資料得到的回歸方程，解釋了大約60%的所有人口跨省遷移的行為；用微觀數(shù)據(jù)得到的回歸方程，解釋了大約30%的跨省農(nóng)村勞動力向城市遷移的行為。表4的非對稱雙對數(shù)遷移模型估計結(jié)果也表明，遷入地社會經(jīng)濟(jì)變量對人口遷移的影響大于遷出地這些變量所發(fā)揮的作用。

回歸方程1～5中大多數(shù)解釋變量的回歸系數(shù)t值，如遷移距離、人均消費(fèi)水平、失業(yè)率、遷移存量等，都達(dá)到了1%或5%的顯著性水平，并且作用方向上與前面的理論預(yù)期結(jié)果也基本一致。

表4中回歸方程1和2的區(qū)別是采用了不同的失業(yè)率數(shù)據(jù)，前者是1995年的失業(yè)率，后者是2000年的失業(yè)率。使用1995年失業(yè)率數(shù)據(jù)雖然有助于克服內(nèi)生性問題，但方程1中遷出地失業(yè)率回歸系數(shù)的絕對值大于遷入地失業(yè)率回歸系數(shù)的絕對值，這個結(jié)果可能與現(xiàn)實(shí)情況并不吻合。

1995～2000年，中國城市就業(yè)環(huán)境發(fā)生了急劇變化。伴隨著國有企業(yè)改革和城市社會福利體制改革，企業(yè)大量富余人員被釋放出來，城市失業(yè)率迅速上升。為了解決本地城市職工就業(yè)問題，不少地方政府采取了城市就業(yè)保護(hù)政策，這勢必對以就業(yè)為目的的勞動力流動產(chǎn)生較大影響。遷移者是理性的，如果目的地的就業(yè)機(jī)會較小，遷移者將選擇不流動，以減少遷移風(fēng)險和成本。這樣，遷入地的就業(yè)機(jī)會就顯得更為重要。

表4遷移決定因素回歸結(jié)果

注：（1）采用異方差檢驗方法（breusch-pagan/cook-weisberg）發(fā)現(xiàn)，表中回歸方程的依次為：7.85、1.54、1.38、2.80、4.85.我們對回歸方程1、5采用robust估計來消除異方差的影響。（2）方程1和5的括號內(nèi)為robustt值，方程2～4括號內(nèi)為t值，*代表5%顯著性水平，**代表1%顯著性水平。

考慮到2000年失業(yè)率真實(shí)地反映了就業(yè)環(huán)境的變化，我們以回歸方程2為基準(zhǔn)，分析不同因素對遷移的影響，并進(jìn)行比較。在其他條件不變的情況下，遷移距離上升1%，遷移率下降1.08%.受遷移距離的影響，2000年跨省遷移人口比例不到30%，絕大多數(shù)遷移人口選擇了省內(nèi)流動。遷移距離在空間位置上是固定的，但改善交通運(yùn)輸條件和制定合理的交通價格有利于減少遷移者的遷移成本，促進(jìn)勞動力流動。

在做遷移決策時，潛在的遷移者不僅要考慮兩地之間直接的收入差距，而且還要考慮到就業(yè)機(jī)會大小。在回歸方程2中，遷入地人均消費(fèi)水平回歸系數(shù)在絕對值上是遷出地的近4倍，但遷入地失業(yè)率回歸系數(shù)在絕對值上是遷出地的3倍以上。遷入地失業(yè)率對遷移決策較大的邊際影響與遷移者面臨的選擇有關(guān)。本地勞動力市場狀況是既定的，遷移者對它別無選擇。相反，遷移者對遷入地勞動力市場是可以進(jìn)行選擇的，失業(yè)率越高的地區(qū)，遷入數(shù)量就會下降。

目的地的就業(yè)信息提供和幫助，對遷移決策有重要作用。遷移存量的回歸系數(shù)也證實(shí)了這一點(diǎn)。社會網(wǎng)絡(luò)等非正規(guī)信息渠道雖然在遷移中發(fā)揮著重要作用，但隨著人口流動規(guī)模擴(kuò)大，加快勞動力市場信息體系建設(shè)就顯得非常重要。

將外商直接投資變量引入回歸方程2，就得到回歸方程3.引入這個變量之后，遷移距離和失業(yè)率等解釋變量的回歸系數(shù)及其顯著性變化不大，而人均消費(fèi)水平的回歸系數(shù)及其顯著性發(fā)生較大改變。從絕對值來看，方程3中的人均消費(fèi)水平回歸系數(shù)小于回歸方程2中的回歸系數(shù)估計值，遷出地人均消費(fèi)水平的回歸系數(shù)顯著性有所下降，主要是人均消費(fèi)水平與外商直接投資之間存在較高相關(guān)關(guān)系導(dǎo)致的結(jié)果（注：人均消費(fèi)水平與外商直接投資的相關(guān)系數(shù)為0.56.）。跨省人口遷移比例主要分布在東部地區(qū)，它與外商直接投資之間存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系（注：外商直接投資與遷移存量之間的相關(guān)系數(shù)為0.76.），引入外商直接投資變量之后，遷移存量的回歸系數(shù)數(shù)值下降約50%.為了觀察城市勞動力市場對農(nóng)村勞動力遷移決策的影響，我們利用微觀數(shù)據(jù)做進(jìn)一步分析。回歸方程4引入了農(nóng)村遷移勞動力的失業(yè)率，回歸結(jié)果進(jìn)一步支持上述發(fā)現(xiàn)，即遷入地的就業(yè)機(jī)會對遷移者來說更為重要。回歸方程5引入了城市勞動力失業(yè)率。結(jié)果表明，城市失業(yè)率對于農(nóng)村勞動力跨省遷移率有顯著性影響，其回歸系數(shù)在絕對值上不僅大于回歸方程4中失業(yè)率的回歸系數(shù)，而且大于回歸方程2中的回歸系數(shù)，這說明城市勞動力市場就業(yè)形勢確實(shí)對農(nóng)村勞動力的遷移決策有重要作用。改善城市就業(yè)環(huán)境將有利于促進(jìn)農(nóng)村勞動力流向城市，起到加速城市化的作用。五、結(jié)論

20世紀(jì)80年代以來在中國出現(xiàn)的大規(guī)模人口遷移現(xiàn)象，不僅具有發(fā)展中國家從落后的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)向工業(yè)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變的一般特征，還具有從計劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變的特殊性。將二者結(jié)合在一起，既有助于考察中國獨(dú)特的制度特征對人口遷移的影響，又能夠通過對中國案例研究來拓展遷移理論。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場發(fā)育程度在地區(qū)之間的不平衡，決定了人口遷移的基本方向不僅是從農(nóng)村向城市的遷移，而且是從中西部地區(qū)向東部地區(qū)的遷移。既然中國經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長仍然有賴于從生產(chǎn)要素市場發(fā)育從而勞動力流動中獲得資源重新配置效率（注：約翰森（johnson，1999）認(rèn)為，在今后30年，如果遷移障礙被逐漸拆除，同時城鄉(xiāng)收入水平在人力資本可比的條件下達(dá)到幾乎相等的話，勞動力部門間轉(zhuǎn)移可以對年經(jīng)濟(jì)增長率貢獻(xiàn)2～3個百分點(diǎn)。），加快中西部地區(qū)市場制度的建設(shè)，特別是清除阻礙勞動力市場發(fā)育的各種制度性障礙，可以引導(dǎo)和規(guī)范人口遷移，使其不僅具有微觀理性，而且具有更加理性的宏觀后果。市場化改革措施（如擴(kuò)大外商直接投資和對外貿(mào)易等）所帶來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展將有助于獲得“一石二鳥”的功效，也就是講，它為勞動力流動不斷營造同樣的發(fā)展環(huán)境，并在創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會的同時，推進(jìn)城鄉(xiāng)戶籍制度改革。

「作者簡介」蔡昉中國社會科學(xué)院人口與勞動經(jīng)濟(jì)研究所所長、研究員；王德文中國社會科學(xué)院人口與勞動經(jīng)濟(jì)研究所，副研究員。

「參考文獻(xiàn)」

1.中國社會科學(xué)院人口研究所（1988）：《中國74城鎮(zhèn)遷移抽樣調(diào)查（1986）》，《中國人口科學(xué)》編輯部。

2.國家統(tǒng)計局（1988）：《1987年全國1%人口抽樣調(diào)查資料》，中國統(tǒng)計出版社。

3.國家統(tǒng)計局（1997）：《1995年全國1%人口抽樣調(diào)查資料》，中國統(tǒng)計出版社。

4.國務(wù)院人口普查辦公室（1993）：《中國1990年人口普查資料》，中國統(tǒng)計出版社。

5.國務(wù)院人口普查辦公室（2002）：《中國2000年人口普查資料》，中國統(tǒng)計出版社。

6.barro，r.&x.sala-i-martin（1995），economicgrowth.newyork：mcgrawhi，inc.

7.cai，fang（1999），spatialpatternsofmigrationunderchina''''sreformperiod，asianandpacificmigrationjournal，vol.8，no.3.

8.cai，fanganddewenwang（1999），sustainabilityofeconomicgrowthandlabourcontributioninchina，journalofeconomicresearch，no.10.

9.cai，fang，dewenwangandyangdu（2002），regionaldisparityandeconomicgrowthinchina：theimpactoflabormarketdistortions，chinaeconomicreview，13，197-212.

10.cook，sarah（1999），surpluslaborandproductivityinchineseagriculture：evidencefromhouseholdsurveydata，thejournalofdevelopmentstudies，vol.35，no.3：16-44.

11.fields，g.s.（1974），rural-urbanmigration，urbanunemploymentandunderemployment，andjob-searchactivityinldcs，journalofdevelopmenteconomics2，165-187.

12.fields，g.s.（1979），placetoplacemigration：somenewevidence，reviewofeconomicsandstatistics，vol.61，issue1，21-32.

13.greenwood，j.michael（1969），ananalysisofthedeterminantsofgeographiclabormobilityintheunitedstates，reviewofeconomicsandstatistics，vol.51，issue2，189-194.

14.greenwoodj.michad（1975），researchoninternalmigrationintheunitedstates：asurvey，journalofeconomicliterature，vol.13，issue2，397-433.

15.harris，j.，andm.todaro（1970），migration，unemploymentanddevelopment：atwosectoranalysis，americaeconomicreview40，126-142.

16.jefferson，g.h.andt.g.rawski（1992），unemployment，underemploymentandemploymentpolicyinchina''''scities，modernchina，18（1），42-71.

17.johnson，d.gale（1999），agriculturaladjustmentinchina：thetaiwanexperienceanditsimplications，officeofagriculturaleconomicsresearch，theuniversityofchicago.

18.leweis，w.a.（1954），economicdevelopmentwithunlimitedsuppliesoflabor，themanchesterschoolofeconomicandsocialstudies22，139-191，reprintedina.n.agarwalaands.p.singh（eds.），theeconomicsofunderdevelopment.bombay：oxforduniversitypress，1958.

19.lin，j.yifu，fangcai，andzhouli（1996），thechinamiracle：developmentstrategyandeconomicreform，hongkong：chineseuniversitypress.

20.lowry，i.s.（1966），migrationandmetropolitangrowth：twoanalyticalmodels.sanfrancisco：chandlerpublishing.

21.meng，xin（2000），labormarketreforminchina，cambridge，uk：cambridgeuniversitypress.

22.o''''neill，j.a.（1970），theeffectofincomeandeducationoninter-regionalmigration，unpublishedph.d.dissertation，columbiauniversity.

23.schultz，t.paul（1982），lifeiimemigrationwithineducationalstratainvenezuela：estimatesofalogisticmodel，economicdevelopmentandculturalchange，30（3），559-594.

24.solinger，d.（1995），thechineseworkunitandtransientlaborinthetransitionfromsocialism，modernchina，21（2），155-183.

25.solinger，d.（1999），citizenshipissuesinchina''''sinternalmigration：comparisonswithgermanyandjapan，politicalsciencequarterly，vol.114，no.3，455-478.

26.s.v.sethuramaned.（1981），theurbaninformalsectorindevelopingcountries，geneva：internationallaboroffice.

27.todaro，m.p.（1969），amodeloflabormigrationandurbanunemploymentinlessdevelopedcountries，americaneconomicreview，march，138-148.

28.topel，r.h.（1986），locallabormarkets，thejournalofpoliticaleconomy，volume94，issue3，part2：hooverinstitutelaborconference（jun.，1986），s111-s143.