中国农村人口城乡迁移规模的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,中国论文,城乡论文,农村人口论文,规模论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
随着市场化改革的深入和经济成分的日益多元化，计划经济时期形成的抑制人口迁移的政策性壁垒逐步削弱，农村人口的迁移权利不断扩大。同时，城市经济的发展使城市部门对劳动力的需求不断增加，日益扩大的城乡差距也迫使农村的大量剩余劳动力到城市谋求出路。农村人口向城市迁移推动着中国人口迅速城市化。1978～2003年，中国的城市化水平由18％上升到40.53％，城镇人口也由1.8亿人增加到5.2亿人，增长了近3倍。但是，由于统计数据和统计口径等问题的困扰，迄今为止，对改革开放以来农村人口城乡迁移规模的实证研究仍是空白。本文将在测算历年农村人口城乡迁移规模的基础上，试图以托达罗模型为理论基础构建计量经济学经验模型，并对此展开实证分析，以期为促进中国农村人口城市化提供有价值的政策建议。
行文之前，首先做以下说明：①本文中的城乡迁移仅指农村人口向城镇迁移，鉴于汉语表达习惯，本文未采用“乡城人口迁移”的说法。②中国官方公布的城市化率是用城镇常住人口与全国总人口的比值反映的。本文中的农村人口城乡迁移规模也是以城镇常住人口为基础测算的。因此，本文中的农村人口城乡迁移仅指农村人口向城镇的长期迁移，即农村人口转变为城镇常住人口，并不包括以打工为目的的农村人口向城镇的短期流动。
一、基本假说
无论是W.A.Lewis的农村剩余劳动力转移的“二元结构模型”，还是M.Todaro的城乡人口迁移经济行为模型，抑或是E.G.Ravenstein等人提出的“推拉理论”，均把城乡实际收入差距作为导致城乡人口迁移的重要原因之一。改革二十多年来，中国的城镇居民人均可支配收入与农村人均纯收入的比值已经由1982年的1.98倍扩大到2003年3.23倍。因此，本文建立假说一：中国城乡收入差距的增加促进了农村人口城乡迁移规模的扩大。
M.Todaro的城乡人口迁移经济行为模型认为，城市失业规模的增加降低了农村劳动力在城市部门就业概率，从而阻碍农村人口向城市迁移。人口迁移的“推拉理论”也把城市失业规模作为阻碍农村人口城乡迁移的重要因素之一。目前，中国城镇登记失业人口规模已由改革初期的271.4万人(1983年)增加到800万人(2003年)。因此，本文建立假说二：中国城镇失业规模的增加阻碍了农村人口城乡迁移规模的扩大。
在中国，农村人口的城市化有着与其他发展中国家不同的制度背景。计划经济时期形成的户籍制度以及在此基础上建立起来的社会保障制度、农村土地制度、城市用工制度、子女教育制度等一系列制度构成的制度体系一直阻碍着中国农村人口向城市迁移。但是，随着改革的深入和经济的不断发展，某些阻碍农村人口城市化的制度已经消亡(例如食品配给制度)，某些制度的阻碍作用也逐渐减弱(例如户籍制度、城市用工制度)。因此，本文有理由建立假说三：制度因素是阻碍中国农村人口城乡迁移的重要因素，它对农村人口城乡迁移规模的影响随着时间的推延逐渐减弱。
二、基于托达罗城乡人口迁移模型的计量经济学经验模型的构建
托达罗城乡迁人口移经济行为模型认为，农村人口是否向城市迁移，取决于城乡居民的预期收入差异，而不是城乡实际收入差距；城乡人口迁移规模是城乡预期收入差距的函数，二者的关系可表示为：M=f(d)；f'＞0。其中，M为农村人口迁入城市的规模；d为城乡预期收入差异；f'＞0则表示人口流动是预期收入差异的增函数。
城乡预期收入差异为：d=w·π-r。其中，w为城市实际工资水平；π为农村劳动力的城市就业概率；r为农村平均实际收入。因此，M=f[(w-r)，π]，即农村人口城乡迁移规模是城市就业概率(π)和城乡居民实际收入差距(w-r)的函数。
托达罗把向城市迁移的农村人口所面临的城市就业概率π定义为：π=(γ·N)/(S-N)①。其中，γ为现代部门工作创造率；N为现代部门总就业人数；S为城市地区总劳动力规模。则γ·N为一个国家的城市现代部门新创造的就业机会，(S-N)为城市地区总失业规模。即：农村迁移者在城市的就业概率取决于城市部门新创造的就业机会和城市失业规模。于是，可以得到：M=f[(w-r)，(γ·N)，(S-N)]。即：一个国家农村人口向城市迁移的规模是城乡实际收入差距、城市失业规模和城市部门新创造就业机会的函数。
托达罗模型没有考虑制度因素对农村人口城乡迁移的影响，但笔者认为，在本文的计量模型中必须把制度因素的影响考虑进去。为此，笔者建立以下函数形式：M[，t]=f(UE[，t]、G[，t]、CE[，t]、T、T[2])。其中，Mt为第t年农村人口向城市的净迁移规模；UE[，t]为第t年城市失业规模，即托达罗模型中的(S-N)；G[，t]为第t年城乡实际收入差距，即托达罗模型中的(w-r)；CE[，t]为第t年城市部门新创造的就业机会，即托达罗模型中的(γ·N)。笔者用时间趋势T来反映制度因素对城乡人口迁移规模的影响。在中国，随着改革开放的深入，制度因素对农村人口城乡迁移的影响呈现逐渐减弱的趋势。笔者加入变量T[2]来反映这种影响的趋势。
人们通常采取舍弃该变量或使用代理变量的方法来处理观测不到的解释变量。在本项研究中，城市部门每年新创造的就业机会(CE[，t])无法观测到，更没有相应的统计数据来反映，为此，笔者分别采取以下处理方式：①舍弃CE[，t]变量，得到回归模型1：
M[，t]=a[，0]+a[，1]UE[，t]+a[，2]G[，t]+a[，4]T+a[，5]T[2](1)
②用滞后一期的因变量M[，t-1]作为CE[，t]的代理变量，以控制遗漏变量CE[，t]可能带来的问题，得到回归模型2：
M[，t]=β[，0]+β[，1]UE[，t]+β[，2]G[，t]+β[，3]M[，t-1]+β[，4]T+β[，5]T[2](2)
三、变量选择和数据来源的说明
1.被解释变量。历年农村人口向城市的净迁移规模(M[，t])可根据官方公布的相应数据，通过测算得到。具体测算方法为：某年农村人口城乡净迁移规模=当年城镇新增人口总量-当年城镇人口自然增长量；当年城镇人口自然增长量=上一年城镇总人口×当年城镇人口自然增长率。
2.解释变量。城市失业规模(UE[，t])用城镇登记失业人口总量近似反映；城乡实际收入差距(G[，t])用城镇人均可支配收入与农村人均纯收入之差与当年农村人均纯收入的比值反映。时间趋势T=1，2，……。具体数据见表1。
表1农村人口城乡迁移规模年度数据及相关变量数据
年份 城镇总人口 城镇人口净 全国人口自然 城镇人口自然 城乡净迁移 城镇失业
城乡实际
(万人) 增加(万人)
增长率(‰)增长率(‰)(万人)规模(万人) 收入差距
1978
17245 — 12.00 8.44 —530.0
1.57
1979
18495125011.61 11.31
1101.69 567.6
1.53
1980
19140645 11.87 8.69484.28 541.5
1.50
1981
20171103114.55 11.31
814.53 439.5
1.24
1982
21480130915.68 12.41* 1055.05 379.4
0.98
1983
22274794 13.29 13.65* 571.68 271.4
0.82
1984
24017174313.08 14.61* 1513.80 235.7
0.84
1985
25094107714.26 12.19* 797.92 238.5
0.86
1986
26366127215.57 13.42* 943.77 264.4
1.13
1987
27674130816.61 14.39* 931.76 276.6
1.17
1988
28661987 15.73 13.43* 612.29 296.2
1.17
1989
29540879 15.04 10.95
565.16 377.9
1.28
1990
30195655 14.39 10.43
346.9
383.2
1.20
1991
31203100812.98 9.99706.35 352.2
1.40
1992
32175972 11.60 9.70669.33 363.9
1.58
1993
33173998 11.45 9.38696.2
420.1
1.80
1994
34169996 11.21 9.60677.54 476.4
1.86
1995
35174100510.55 9.23689.62 519.6
1.71
1996
37304213010.42 8.821819.77 552.8
1.51
1997
39449214510.06 8.941811.5 576.8
1.47
1998
4160821599.14
8.361829.21 571.0
1.51
1999
4374821408.18
7.671820.87 575.0
1.65
2000
4590621587.58
7.40*
1834.26 595.0
1.79
2001
4806421586.95
7.10*
1832.07 681.0
1.90
2002
5021221486.45
6.93*
1814.92 770.0
2.11
2003
5237621646.01
6.82*
1821.55 800.0
2.23
注：①城镇人口自然增长率用市镇人口自然增长率代替，其数据来源于国家统计局(编)：《2001年中国统计年鉴》，中国统计出版社，2002年，第91页。其中，带*号数字为测算数据。②带*号数字的具体测算方法：假定全国人口自然增长率与城镇人口自然增长率变化同步，根据二者关系，建立具体估算公式。该公式为：缺失年份城镇人口自然增长率=上年城镇人口自然增长率+本年全国人口自然增长率的一阶差分-全国人口自然增长率一阶差分的平均值+可获得数据年份内城镇人口自然增长率一阶差分的平均值。其中，本年全国人口自然增长率的一阶差分，反映与上一年相比本年全国人口自然增长率的变化量；全国人口自然增长率一阶差分的平均值反映1978～2003年间历年全国人口自然增长率的平均变化程度；可获得数据年份内城镇人口自然增长率一阶差分的平均值，近似反映历年城镇人口自然增长率的平均变化程度。
资料来源：①城镇总人口、全国人口自然增长率、城乡实际收入差距的数据来源于国家统计局(编)：《2004中国发展报告》，中国统计出版社，2004年，第290页、第314页。②城市失业规模的数据来源于国家统计局(编)：《2004年中国劳动统计年鉴》，中国统计出版社，2004年，第160页。
四、模型估计结果和模型评价
根据1979～2003年相关统计数据，利用EViews统计软件对模型1、模型2分别进行回归，模型估计结果见表2。因为是时间序列数据回归，必须对模型进行序列自相关检验。根据模型1的回归结果可知，其DW值=2.127809。取0.05的显著性水平，查DW表可知，模型1对应的临界值dL=1.038，dU=1.767，模型1的DW值落在dU＜DW＜4-dU区域，可以判定模型1不存在时间序列自相关。模型2包括因变量的滞后项M[，t-1]，不适合用DW检验方法，本文选择LM检验的方法对模型2的自相关进行检验。检验假设：H[，0]：模型2的残差序列不存在小(等)于1阶的自相关；H[，1]：模型2的残差序列存在小(等)于1阶的自相关。
利用EViews统计软件对模型2进行LM(最大似然值)检验，结果如表2所示。从LM检验结果看，LM统计量取值为0.3104，检验的相伴概率为0.5774，大于置信度0.05，故接受原假设，可以判定模型2的残差序列不存在小(等)于1阶的自相关。
表2Breusch-Godfrey序列相关LM检验
统计量 相伴概率
F值
0.2227600.642947
R[2] 0.6429470.577424
经过检验，模型1、模型2均不存在序列自相关，无需做进一步处理。
比较模型1、模型2的回归结果，模型2中调整后的R[2]值、对数似然值L变化不大(见表3)。相反，由于增加解释变量M[，t-1]带来的自由度损失，模型2的AIC统计量、SC统计量均增大，F统计量减小②。且模型2中变量M[，t-1]的t检验明显不显著。这说明，模型中加入CE[，t]的代理变量M[，t-1]对模型贡献不大，舍弃M[，t-1]并不影响模型的精确性。因此，本文选择模型1为最终的计量模型。
表3模型估计结果
变量模型1 模型2
常数项1972.536***
2236.399***
UE[，t]
0.93480.51241
G[，t]-1098.066*** -1248.907***
T -80.834* -76.27414
T[2] 6.1066** 6.738469***
M[，t-1] — -0.068973
R[2] 0.760056 0.791005
调整后的R[2] 0.712067 0.732951
赤池信息量(AIC)
14.37821 14.38092
施瓦茨信息量(SC) 14.62198 14.67543
对数似然值(L) -174.7276 -166.571
F统计量
15.83818***
13.62531***
DW值 2.127809 2.097387
注：*表示在20％的水平上显著；**表示在5％的水平上显著；***表示在1％的水平上显著。
五、模型结果的分析
(一)城乡实际收入差距对农村人口城乡迁移规模的影响
模型1中变量Gt的t检验显著、符号为负。这说明，中国农村人口城乡迁移规模并没有像托达罗理论模型预期的那样，随着城乡实际收入差距的扩大而扩大；相反，城乡实际收入差距的扩大已经成为阻碍中国农村人口迁移到城镇并成为城镇常住人口的重要力量。这也说明假说一在中国是不成立的。
仔细考虑一下，这一点并不难理解。实际上，农村人口长期迁移到城镇生活和短期流动到城镇打工所面临的迁移成本约束是完全不同的。长期迁移往往以家庭为单位，而短期流动则以个体为主体；短期流动的迁移成本以路费、工作搜寻费用等为主，而长期迁移不仅要考虑一次性的迁移成本，还必须克服住房、子女教育等相关城镇生活成本③。通常，农村人口城乡长期迁移的迁移总成本将数倍于以个体为主的短期流动的成本，农村人口实现城乡长期迁移必须有相当规模的启动资金支持。然而，近二十年来中国城乡居民的收入差距却一直呈现持续扩大的趋势，如果把非货币因素考虑进来，目前，中国城乡收入差距世界最高(仲华，2004)。如此严重和不断扩大的城乡收入差距，使大部分农村人口很难筹集起长期迁移到城镇生活所需的启动资金。为了降低迁移成本，绝大部分农村劳动力只能采取短期流动的形式到城市打工。因此，适当的城乡实际收入差距能促进农村人口向城镇长期迁移，而城乡实际收入差距过大将阻碍农村人口向城镇的长期迁移。
(二)城镇失业规模对农村人口城乡迁移规模的影响
模型1中变量UE[，t]的t检验很不显著。这说明，中国城镇失业规模对农村人口城乡净迁移规模影响甚微。这否定了本文的假说二。大量的实地调查研究已表明，由于人力资本的限制，迁移进城的农村劳动力大多进入对人力资本要求较低、收入也较低的城市传统部门；而由于制度因素的制约，农村劳动力很难在福利相对较高的国有企业找到工作，他们主要进入城市中的私营企业或为城市现代部门提供服务的城市非正式部门(例如餐馆的帮工、集贸市场上的小贩等)。农村劳动力进入城镇所从事的这些工作是大多数城市居民所不愿问津的。许多城市居民宁愿选择失业，也不愿从事这些工作。城乡劳动力在城市就业方面的结构性差异，在一定程度上可以解释为何城镇失业规模对城乡人口迁移规模影响不显著。
目前，中国许多大城市常以城市存在失业人口为由限制农村人口向城市迁移。到底是城镇失业规模的扩大影响了农村人口城乡迁移，还是农村人口城乡迁移加剧了城镇失业呢？为此，笔者采用格兰杰因果关系检验验证二者的关系。具体估计方程如下：
取滞后期为2，根据相关数据，利用EViews统计软件进行格兰杰因果检验的结果如表4所示。由表4可知，第一个检验的相伴概率是0.07。这表明，至少在90％的置信度水平上，可以认为UE[，t]是M[，t]的格兰杰成因。第二个检验的相伴概率是0.27。这表明，不能拒绝原假设。也就是说，在中国，城镇失业规模在一定程度上影响农村人口城乡迁移，而农村人口城乡迁移并不是影响城镇失业的格兰杰原因。
表4格兰杰因果检验结果(滞后期：2)
原假设 F统计量
相伴概率
结论
UE[，t]不是M[，t]的格兰杰原因
3.02690
0.07359
拒绝原假设
M[，t]不是UE[，t]的格兰杰原因
1.38886
0.27483
不能拒绝原假设
(三)制度因素对农村人口城乡迁移规模的影响
变量T的系数的符号为负，说明制度因素是阻碍农村人口城乡迁移规模增加的因素；而T[2]的系数的符号为正，说明随着时间的推延，制度因素对农村人口城乡迁移的影响逐渐减弱。这证明假说三是成立的。但是在模型1中，变量T的t检验不显著，T[2]的t检验显著。实际上，在中国，制度因素对农村人口城乡迁移规模的影响是复杂的，某些政策对农村人口城乡迁移规模的影响可能是短期的，而另一些政策的影响可能是长期的。例如，改革开放初期，国家继续执行计划经济时期严格的人口控制政策，但对若干特殊的“农转非”问题开了“口子”，先后解决了知青返城问题以及一批科技骨干、煤矿井下职工、“三线”艰苦地区职工的农村家属等迁入城市落户的问题。这一政策的实施就使改革初期农村人口城乡迁移规模出现了短暂的高潮，但其影响是短暂的。而1996年中国国有企业开始实施“抓大放小”的改革，这项改革使大部分中小国有企业转变为集体企业或私营企业；同年，劳动部要求所有用人单位在1996年内全面建立劳动合同制度，这项改革使企业拥有了更多的人事权利。通过这些政策的颁布实施，许多企业可以不需要政府部门的行政审批而自由雇佣劳动者。为了降低生产成本和福利支出，一些企业开始雇佣来自农村的劳动力。这些政策对农村人口城乡迁移产生了长期的影响。从考察测算出的农村人口城乡净迁移规模的年度数据，笔者可以发现这样的规律：改革开放前期，农村人口城乡迁移规模波动较大，而后期农村人口城乡迁移规模则比较稳定。由于不同的政策对农村人口城乡迁移规模的影响方式不一样，能够产生长期影响的政策对农村人口城乡迁移规模的影响是相对稳定的，可以通过时间趋势反映出来；而能够产生短期影响的政策将引起农村人口城乡迁移规模波动，它不能通过时间趋势反映出来。这可能是导致时间趋势(T)的t检验不显著的原因。
六、研究结论与相关建议
(一)研究结论
总结全文，笔者得到以下基本研究结论：一是与一般的认识不同，笔者的研究结果表明，中国农村人口城乡迁移规模的扩大并不是导致城镇失业规模增加的原因，而城镇失业规模却在一定程度上影响了农村人口的城乡迁移。二是与一般的学术观点不同，笔者的研究结果表明，中国的城乡实际收入差距已经显著地阻碍了农村人口向城镇的长期迁移。三是制度因素对农村人口城乡迁移规模的影响是复杂的，但农村人口城乡迁移规模随着制度约束的减弱是逐年增加的。
(二)相关建议
城市化是改变中国城乡二元经济结构、实现和谐社会以及社会和经济可持续发展的重要战略之一，而人口的城市化是城市化最基本的内容。长期以来，中国的城市化水平一直滞后于工业化水平。本文的测算数据表明，1979～2003年，农村人口的城乡人口迁移是中国人口城市化的主要方式。因此，要提高中国的城市化水平，必须积极促进农村人口的城乡迁移。根据本文的研究结论，笔者提出以下政策建议：
第一，逐步取消仍然存在的各种制约城乡人口迁移的制度，放宽对农村人口城乡迁移的各种政策限制。这将对农村人口城乡迁移规模的扩大产生长期而有效的作用。
第二，中国的农村人口城乡迁移并不是导致城镇失业规模增加的原因。城市行政管理部门必须纠正长期形成的思维定势，避免以城市失业问题为由限制农村人口的城乡迁移。
第三，日益扩大的城乡收入差距已经成为阻碍农村人口实现向城镇长期迁移的重要阻力。因此，各地区要千方百计地促进农民增收，这将有利于加速农村人口城市化的进程。
第四，提高城市管理能力，避免在人口城市化过程中部分城市因城市管理能力低下而过早出现“过度城市化”现象。
第五，发展城市第三产业，努力创造城市就业机会。城市部门创造的就业机会是农村人口向城镇迁移的前提。城市部门就业机会的创造取决于城市经济的发展和城市产业结构的优化。通常，第三产业有着更高的工作机会创造率。而中国城市发展的基本现状是：第三产业的发展长期滞后。在发达国家，第三产业是城市经济的主要组成部分，构成了国内生产总值的70％以上；而目前中国第三产业在国内生产总值中的比重仅为34％④。因此，城市行政管理部门应重视城市第三产业，并放宽政策，促进城市第三产业发展。另外，许多研究肯定了第三产业发展与城市规模之间的高度正相关关系，一定的城市规模是第三产业发展的前提。因此，选择正确的城市化道路，着力促进大都市圈形成，鼓励中等城市向大城市进化，将有助于促进中国人口的城市化。
注释：
①具体可参见Todaro(1969),p143.
②评价模型时，AIC准则要求AIC取值越小越好，SC准则要求SC取值越小越好，F统计量越大越好。
③由于城乡生活的差异，农村人口迁移到城镇后，其生活成本将明显增加。首先，在农村可以免费使用的自然资源将不得不被商品性资源所代替，食物消费、日常用品将完全商品化，水、电、气等基本能源的消费支出也将明显增加。其次，在高速信息化的城市，进城的农村人口在交通、通讯等方面的支出也将相应增加。再次，农村劳动力为获取劳动技能将不得不额外支付培训费用，其子女的教育费用将比在农村时明显增加，故进入城市后，教育支出将显著增加。最后，在城市的居住成本也将迅速增加，房租将构成农村家庭迁移的重要负担之一。因此，中国农村人口的城乡长期迁移将意味着生活成本的成倍增加。
④数据来源于国家统计局(编)：《2004年国际统计年鉴》，中国统计出版社，2004年，第65页。
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