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序論：在您撰寫城鄉人口流動分析時，參考他人的優秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發您的創作熱情，引導您走向新的創作高度。
公安部1996年流動人口統計數據，包括全國3406個縣市（其中包括區，以及省、設區市的累計）的流動人口分布情況，每一個縣市構成一個調查表，列包括合計、性別（男、女）、居住時間、來源地（省外市、省外縣、省內市、省內縣、港澳臺、國外）、居住情況（旅館、居民家中、單位內部、工地現場、租賃房屋、其它），行代表遷移原因，包括合計、務工、務農、經商、服務、因公出差、借讀培訓、治病療養、保姆、投靠親友、探親訪友、旅游觀光、其它13個項目。為了分析中國城市流動人口的影響因素，我們對公安部1996年流動人口統計數據進行匯總，并提取流動人口超過10萬的城市（包括所轄縣、區）進行分析。匯總數據顯示，全國流動人口超過10萬的城市有84個，其中最多的城市是深圳市，達283.45萬；100萬以上的城市有6個，分別為深圳、廣州、東莞、佛山、北京、上海，6座城市中廣東省就有4個，遠遠高于其它省市對流動人口的吸納能力。
從《中國城市統計年鑒》中采集1996年16個社會經濟統計因素，它們分別是：地區人口（萬人）、市區人口（萬人）、市區非農業人口（萬人）、市區從業人口（萬人）、市區個體勞動者（萬人）、市區第二產業從業人員比重(%)、市區第三產業從業人員比重(%)、市區國內生產總值（億元）、市區工業總產值（億元）、市區利稅總額（億元）、市區百元資金實現利稅（元）、市區客運總量（萬人）、市區固定資產投資總額（億元）、市區社會消費品零售總額（億元）、市區實際利用外資金額（億元）、市區職工年平均工資（元）。
2、相關分析
為了分析城市流動人口和其它16個社會經濟因素之間的相關關系，首先計算城市流動人口和16個社會經濟因素之間的相關系數。由于是二元相關分析（城市流動人口和其它的每個因素），因此采用了皮爾森(Pearson)積矩相關系數。取顯著性水平0.01進行雙側檢驗，得到的相關系數、相關系數臨界值和顯著性檢驗結果如表1所示。
從表1可以看出，流動人口超過10萬的城市中，流動人口總量和市區從業人口、市區個體勞動者、市區國內生產總值、市區工業總產值、市區利潤總額、市區社會消費品零售總額、市區實際利用外資金額和市區職工年平均工資相關性顯著。其中，流動人口總量和市區職工年平均工資相關系數最大，達到0.7，相關系數超過0.5的從高到低依次是：市區職工年平均工資、市區實際利用外資金額、市區個體勞動者、市區國內生產總值、市區工業總產值和市區社會消費品零售總額。與市區人口、市區非農業人口、市區第二產業從業人員比重、市區第三產業從業人員比重、市區百元資金實現利稅和市區客運總量相關不顯著，與地區人口呈負相關。
四、回歸分析
為了進一步研究城市流動人口總量與這些因素之間的定量關系，我們采用了多元回歸分析方法進行處理。首先對流動人口超過10萬的84個城市用上述9個相關性顯著的因素進行多元回歸分析（見表2）發現，市區從業人口、市區個體勞動者、市區國內生產總值、固定資產投資總額、實際利用外資金額和職工年平均工資6個因素回歸效果顯著，總體回歸效果也顯著，但回歸結果不理想。
表2各個規模的城市流動人口回歸分析參數
附圖
為了進一步揭示城市流動人口與社會經濟因素之間的關系，再按流動人口規模將城市分級，分級標準為：10萬—15萬，15萬—25萬，25萬—50萬和50萬以上，回歸結果見表2。(1)10萬－15萬規模的回歸分析中，9個因素中只有市區社會消費品零售總額和市區職工年平均工資2個因素的F統計量大于臨界值F(9,15)[,0.05]=2.59，回歸效果顯著，其余7個因素回歸效果都為顯著?？傮wF統計量也小于臨界值F(1,15)[0.05]=4.54，總體回歸效果不顯著。(2)15萬—25萬規模的回歸結果中，9個因素中的任何一個因素以及總體回歸效果都不顯著；25萬—50萬規模也是如此。(3)大于50萬規模的城市回歸分析中，市區個體勞動者、市區工業總產值、市區利稅總額、市區固定資產投資總額和市區實際利用外資金額5個因素回歸效果顯著，總體回歸效果也顯著。
從上面的分析可以看出，只有流動人口超過50萬的城市，其流動人口總量和市區的社會經濟因素之間才有一定的線性關系。流動人口50萬以上的城市有13個，這些城市流動人口數量很大，應該是人口流動發展較為成熟的城市，其流動人口和社會經濟因素之間直接的規律性應該更強。因此，除了采用與上面相同的9個因素外，還將所有的16個因素考慮在內進行了多元回歸分析和逐步回歸分析，所得結果列為表3。
表350萬以上流動人口城市的流動人口回歸結果
附圖
從三種回歸方法的結果可以看出，16個因素的多元回歸分析效果相當好，幾乎所有的13個城市都能很好地回歸，誤差幾乎為0。采用F統計量3.0為引入值，1.5為剔除值的逐步回歸分析，結果有11個因素引入到回歸方程中，分別為：市區個體勞動者、市區第二產業從業人員比重、市區第三產業從業人員比重、市區國內生產總值、市區工業總產值、市區利稅總額、市區百元資金實現利稅、市區客運總量、市區社會消費品零售總額、市區實際利用外資金額和市區職工年平均工資。逐步回歸分析的離差平方和為55845.2656、回歸平方和為55841.3555、殘差平方和為3.9090、復相關系數為1.0000?？梢钥闯?，用上述11個變量構建的回歸方程和16個變量的多元回歸分析效果相差不大，其F統計量為F(11,11)=1299.0813，遠大于顯著性水平0.01下的F臨界值4.54，說明引入變量回歸效果顯著。從回歸結果看，回歸誤差最高為3%，有8個城市幾乎為0，因此回歸效果很好，完全可以用逐步回歸分析取代16個因素的多元回歸分析；而9個因素多元回歸分析效果不太理想，有6個城市回歸誤差超過10%，最高誤差達27%，因此9個相關性較強的因素進行回歸的效果不太理想。
可見，流動人口50萬以上城市的回歸效果較好，其中用回歸分析得到的11個因素可以很好地表達流動人口總量，并用于預測的目的，回歸方程為：
流動人口總量（萬人）＝-64.2655+0.2877*市區個體勞動者（萬人）+0.9874*市區第二產業從業人員比重(%)-2.9195*市區第三產業從業人員比重(%)+0.2680*市區國內生產總值（億元）-0.1720*市區工業總產值（億元）-0.8649*市區利稅總額（億元）+5.1261*市區百元資金實現利稅（元）-0.0051*市區客運總量（萬人）+0.0531*市區社會消費品零售總額（億元）+13.0708*市區實際利用外資金額（億元）+0.0208*市區職工年平均工資（元）
3、研究結論
通過對中國城市流動人口影響因素的定量研究，得出如下結論：
(1)城市流動人口規模與市區從業人口、市區個體勞動者人數、市區國內生產總值、市區工業總產值、市區利稅總額、市區固定資產投資總額、市區社會消費品零售總額、市區實際利用外資金額和市區職工年平均工資相關顯著；與市區人口、市區非農業人口、市區第二產業從業人員比重、市區第三產業從業人員比重、市區百元資金實現利稅和市區客運總量相關不顯著；與地區人口呈負相關。
(2)流動人口超過50萬以上的城市，其流動人口規模與市區的社會經濟因素回歸效果較好，回歸方程可以用于預測。
【參考文獻】
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文獻標識碼：A
doi：10.19311/j.cnki.16723198.2017.09.007
1緒論
改革開放以來，我國人口流動表現出大規模和急劇增長趨勢。2014年我國流動人口總量達到2.53億，預計到2020年，我國流動遷移人口將增長到2.91億。大規模的人口流動必然會促使我國城市化進程的加快，隨著人口流動總量的迅速增加，2015年我國城市化水平為56.1%。
人口遷移流動和城市化關系的研究，主要體現在以下幾個方面：一是從區域經濟學相關理論的視角出發，探討人口流動與城市化的關系，如馮云廷、任遠等通過研究發現，城市化過程是資源與要素在城鄉地域間和產業間重新配置和組合的過程，勞動力的遷移流動和重新分布是其中的一個重要部分。二是從發展經濟學的視角討論人口流動與城市化的關系，Lewis指出農業生產率和農業現代化水平的提高，導致了農村剩余勞動力成為人口城市化的源泉，而Rosenzweig and Stark則從風險理論的角度，發現低收入國家中婦女鄉城遷移往往與原生家庭存在某種契約關系，其婚姻和契約目的是在有信息成本和空間共變風險的環境中，減輕收入風險。三是從人口城市化理論的視角討論人口流動與城市化的關系，如李競能認為，城市化是人口向城市集聚和城市人口自然增長所導致城市人口比重上升的過程，因此城鄉人口遷移集聚和城市部門人口的自然增長共同構成了城市發展的源泉。除此之外，我國學者更多的是從數理角度分析我國城市化水平提高的影響因素，分析我國城市人口增長來源等。
海南省作為我國最大的經濟特區，其城市化進程和人口流動尤其獨有的特點，本文將從城市化與人口流動之間關系的理論和實證研究出發，分析海南省18個縣市人口流動現狀、城市化現狀及二者之間的關系，以期尋找海南省人口流動和城市化進程中存在問題，并提出相應對策。
2海南省人口流動、城市化現狀分析
2.1海南省人口流動現狀及特征
本文重點分析海南省18個縣市人口流入規模，所采用數據來源于1991-2015年《海南省統計年鑒》，用地區常住人口與戶籍人口的差額來衡量海南省及各縣市人口流動情況。
2.1.1流入人口規模波動起伏較大
由圖可知，1990年和1991年人口機械增長為正，以人口流入為主；1992-1994年，流入人口數出現負值，海南省出現一定的人口流出；1995-1997年，海南省出現較小規模的人口流入；1998年海南省流入人口為-6943人，意味著在1998年海南省人口凈流出6943人；從2001年開始到2011年為止，海南省人口流入規模表現出波動中增長狀態，增長較為平穩；但是從2012年開始到2014年為止，海南省的人口流入規模均為負值，此時海南省成為人口凈流出區。
1988年海南省成?榫?濟特區，得益于諸多優惠政策，促使經濟迅速發展，吸引較多的外來人口進入海南省進行海島開發建設，其他區域人口向海南省集聚，集聚規模呈現緩慢增長態勢。隨著人口凈流入增多和海南省開發進程的加快，流入人口的生活成本不斷增高，逐步出現人口地理飽和和經濟飽和，加之受金融危機的影響，導致以旅游產業作為支柱產業的海南島對人口流動吸引力降低，出現從2012年開始的人口流入規模為負的情況。
2.1.2海口、三亞等核心城市人口流入規模遠超其他縣市
地理位置、自然環境和經濟發展水平決定了人口流入規模在海南省內部出現地域差異。由圖可知，?？谑腥丝诹魅胍幠Ｔ?990年為10940人，到2014年增至547636，而三亞市人口流入規模在1990年僅為4740人，到2014年增至156336人，即使在全省人口流入規模出現負值的情況下，?？谑?、三亞市依然保持較高的人口流入，保持對流動人口較強的吸引力，二者流入人口占全省總流入人口的比重在1990-2014年間呈波動上升趨勢。三亞市人口流入規模雖一度降到-148人，但作為海南省南部經濟中心，旅游業為該市支柱產業，旅游資源和房地產業的發展促使人口流入規模呈現上升的態勢。余下11個縣市的人口流入規模均有較大起伏，表現出明顯的升降交替狀態，其對流動人口的吸引力較弱。
各縣市人口流入規模地區不均衡的主要原因是地區經濟發展水平的差異使省域內人口流入規模出現兩極分化。海口市和三亞市分別為海南省省會和南部經濟中心，經濟發展水平、基礎設施、公共服務遠遠高于其他縣市，對區域內和區域外的人口都有較強的吸引力，流動人口更多的向?？诤腿齺喖邸H旅游島戰略的實施，旅游景點較好、交通便利的縣市諸如儋州市、東方市、瓊中縣等地區逐步成為人口流入的次要選擇區。而余下的11各縣市受制于經濟發展水平、區位條件，對人口流入的吸引力較小，甚至成為人口凈流出區域。
2.2海南省城市化基本狀況分析
本文主要通過研究海南省全省及各縣市城市化率來反映海南省城市化現狀，文中城市化率采用年末城鎮人口占地區總人口的比重來表示。
2.2.1海南省城市化基本特征
（1）海南省城市化水平整體有較大提高。
借助經濟特區、國際旅游島建設等的優惠政策和契機，海南省的城市化水平在不斷提高。由圖可知，從1989年到2014年，海南省城市化率從17.59%提高到53.76%，城市化水平每年提升大約1.39個百分點。海南省城市化整體水平的提高，既得益于海南省建省以來的各項優惠政策，又得益于海南省第三產業的發展，二者共同推動了海南省經濟的快速發展，加之海南省人口流入規模的不斷擴大，促使其城市化水平不斷提高。
（2）省內各縣市城市化水平空間發展不均衡。
受地理環境、經濟發展等的影響，城市化水平區域差異明顯、各縣市極度不均衡的特征。如圖所示，作為省會城市的?？谑泻湍喜拷洕行牡娜齺喪?，無論是城市化規模還是城市化水平均與遠遠高于其他縣市。2014年?？谑泻腿齺喪械某鞘谢蕿?6.61%和7097%，遠遠高于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縣城市化率僅為31.55%，遠遠低于全省城市化平均水平。
由圖可知，海南省各縣市年均城市化率與增長速度之間基本遵循了“城市化水平較高則城市化增長速度相對較低”的關系。1989-2014年間，海口市年均城市化水平最高，達到7321%，但其城市化水平的年均增長率最低，僅為0.07%；年均城市化水平最低的是樂東縣，年均城市化率為18.50%；城市化水平增長最快的為三亞市，年增長率達到1.65%。
從各縣市城市化水平及其增長率看，城市化水平及其增長率在空間上存在較大差距。海口市、三亞市、五指山市的年均城市化水平處于最高位置，分別為7321%、43.71%和45.47%；其次處于較高年均城市化水平和相對較低增長速度的縣市主要為昌江縣、瓊中縣、保亭縣、定安縣、儋州市，城市化率接近全省平均水平，城市化率增長速度較為緩慢。文昌市、瓊海市、萬寧市等城市化率和城市化率增長速度均較高，年均城市化率分別為21.93%、24.22%、21.61%，其城市化率增長速度為1.4%、1.3%、1.35%。
總體而言，海南省各縣市年均城市化率與城市化率增長速度基本呈負相關關系，由于海南省?炔扛饗厥芯?濟發展水平和城市化水平極度不均衡，導致大多數地區的年均城市化率低于全省平均水平，較低年均城市化率的縣市所對應的城市化率增長速度則相對較高，而三亞市無論年均城市化率還是城市化率增長速度均較高，主要得益于三亞市旅游資源的開發所導致的城市化進程迅速加快。
3海南省人口流動對城市化影響的實證分析
在“人口流動-經濟增長-城市化”這一思路的指導下，引入城市化與經濟增長的多元線性回歸分析，將貿易、人口流動、人力資本等納入城市化影響因素中，分析海南省城市化進程與三者之間的關系。其中，城市化進程用城市化水平U來表示，采用海南省1990-2014年的城市人口占地區總人口的比重（城市化率）來衡量；貿易部分采用人均進出口額T來衡量，一個國家或地區對外開放程度一方面可以推動工業發展進而影響城市化率，另一方面可以提高農產品出口，促進農業發展和農村剩余勞動力轉移，文中采用1990-2014年海南省人均進出口額；文中采用地區人口流入率RF作為測度人口流動的指標，反映海南省1990-2014年間人口流動情況，而地區人口流入率則通過流入人口與地區常住人口的比值來體現；而對人力資本H的度量，文中將采用人均受教育年限進行衡量，即人均受教育年限=小學學歷人數占總人口比重×6+初中學歷人數占總人口比重×9+高中學歷人數占總人口比重×12+大專及以上學歷人數占總人口比重×16。
為了更準確反應流動人口對城市化進程的影響，文中將構建城市化與人口流動關系的多元回歸模型：U=β0+β1T+β2RF+β3H+ui，其中，U表示城市化率，T表示人均進出口額，RF表示地區人口流入率，H表示人均受教育年限。
運用1990-2014年間海南省對應數據進行計量回歸，回歸結果為：
U=-3.1511+0.1026T+0.3028RF+0.5836H
R2=0.91872=0.9071
從回歸結果可以看出，城市化水平的91.87%取決于地區人均進出口總額、人口流入率和人均受教育年限?；貧w結果表明：海南省人均進出口總額每增加1美元，城市化率水平將會提升0.1026個百分點；海南省人口流入率每增加1%，城市化水平將會提高03028個百分點；海南省人均受教育年限每增加1年，城市化率將會提升0.5836個百分點。
由城市化水平影響因素多元回歸結果可知，人均進出口額的增加對城市化水平的影響同樣為正，表明海南省對外貿易的發展能夠促進海南省工農業和第三產業的發展，進而促進海南省經濟水平的提高，帶來海南省城市化水平的提高。人口流入對城市化水平的提高有顯著的正向影響，表明每年流入海南省的人口直接參與了海南省的城市化建設，或直接成為海南省城市人口的一部分，進而推動所在地區城市化水平的提高，或通過旅游、工作等方式促進海南省經濟發展，進而推動海南省城市化的進程。同樣，人均受教育年限對城市化水平的影響為正，表明海南省人口質量的提升能夠促進海南省人力資本的質量，使得海南省人力資本積累的速度加快，能夠吸引更多的人力資本流入，必定會促進城市化水平的提高。
4結論及建議
4.1結論
（1）海南省流入人口規模波動起伏較大，?？凇⑷齺喌群诵某鞘腥丝诹魅胍幠＿h超其他縣市；（2）人口流入空間布局存在較大差異，人口流入中心在時空演變主要表現為以?？谑小⑷齺喪袨橹?；（3）海南省城市化水平整體有較大提高，但省內各縣市城市化水平時空發展不均衡；（4）海南省各縣市年均城市化率與增長速度之間基本遵循了“城市化水平較高則城市化增長速度相對較低”的關系；（5）人口流入對城市化水平的提高有顯著的正向影響，表明每年流入海南省的人口直接參與了海南省的城市化建設，或直接成為海南省城市人口的一部分，進而推動所在地區城市化水平的提高，或通過旅游、工作等方式促進海南省經濟發展，進而推動海南省城市化的進程。
onIts Determinants and Modes of Incorporation.International-Migration-Review，vol.23，no.3，fall，1989，pp.606-630.），其中最有影響的是“推拉理論”。本文試圖運用推拉理論模型對影響中國農民工流動的因素進行分析。本文的核心假設是，中國的推拉模型與國際上相比有巨大差異，其中最突出的差別是，由于戶籍制度的影響，推和拉都發生了變形。本文將分析在中國戶籍制度背景下產生的特殊的推拉模型。文章所使用的實證數據主要來源于筆者近年來所組織的一些問卷訪談（注：這些調查包括：(1)1999年8月，筆者對四川15個區縣農村地區移民和外出農民工家庭進行的調查，本調查采取入戶訪談方式，共完成農民家庭戶有效問卷451份，其中所記錄的外出農民工為278人；(2)2000年11-12月在北京市豐臺區進行的調查，共完成北京市居民有效問卷752份，流動人口有效問卷493份；(3)2001年5-12月在遼寧、黑龍江、河北、河南、山西、內蒙古、寧夏、山東農村等地對農民工流出地進行的調查，共完成農民家庭戶訪談有效問卷547份，其中所記錄的外出農民工為236人；(4)2002年3-4月在北京市朝陽區進行的調查，共完成北京市居民有效問卷504份，流動人口有效問卷307份。以上4次調查均采取調查員面對面訪談方式，訪談成功率均超過97%。此外，本文還采用了過去的一些個案調查材料，這些個案的調查地點均為北京地區。在此謹對協助筆者完成問卷調查和個案材料的學生深表謝意。）。
一、推拉理論與影響中國農民工流動的推拉因素
1.推拉理論
“推拉理論”(push and pull theory)是研究流動人口和移民的重要理論之一，它認為，在市場經濟和人口自由流動的情況下，人口遷移和移民搬遷的原因是人們可以通過搬遷改善生活條件。于是，在流入地中那些使移民生活條件改善的因素就成為拉力，而流出地中那些不利的社會經濟條件就成為推力。人口遷移就是在這兩種力量的共同作用下完成的。當然，以往的研究也提出，流入地和流出地各自都有推和拉兩種因素，即流入地和流出地都同時具有吸引和排斥兩方面的作用力；此外，在流入地和流出地之間還有中間障礙因素，比如流入地與流出地之間的文化差異也會對流動產生影響。
2.農民工外出的經濟驅動力
近來的一些研究表明，農民工的外出有愈演愈烈之勢。2002年調查中詢問：“您是哪一年第一次外出的？”結果回答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，絕大部分被調查對象是新近幾年首次外出的。那么，是什么因素促使農民工高比例流出的呢？2000年和2002年的調查均詳細詢問了農民工外出的原因，結果見表1和表2。
對比2002年與2000年的調查結果，雖然有差異，但如果將排在前五位的回答進行比較，就會發現，前五位的內容是完全一致的。即屬于農村推的因素有三個（農村收入水平太低、農村缺乏發展機會、農村太窮），屬于城市拉的因素有兩個（城市收入高、外出見世面）。2002年將“城市收入高”列為外出驅動的第一位因素，2000年將“農村收入水平太低”列為第一位驅動因素。其實，農村中推的力量與城市中拉的力量是影響農民工外出流動的兩個方面；再者，所謂農村收入低是與城市收入高對比而言的，所以，這里的驅動因素實際上是一回事。筆者試將表1和表2列在第一位的因素總結為“經濟收入的驅動力”，不管是農村收入低還是城市收入高，核心問題是經濟收入的驅動力驅使大量農民工外出。
對比我國城市居民與農村居民的人均消費水平，一個城市居民的消費水平相當于一個農村居民消費水平的倍數，在改革開放以前，高的時候曾達到2.9倍；改革開放初期，由于農村改革充當了先鋒，低的時候曾為2.2倍到2.3倍。然而，隨著市場改革在城市的推進，到了90年代初期以后，城鄉消費差距比例不斷攀升，到90年代末期和新世紀初葉，已經超過3.6倍。在如此巨大的差距下，以經濟利益為核心的推力和拉力，兩者都是十分巨大的。
表1 哪些因素影響您外出？（2002年）（總人數307人）
影響外出的因素
推還是拉 排列位次 選擇的百分比(%)
城市收入高
拉
1
54.8
外出見世面
拉
2
52.1
農村收入水平低，沒有掙錢機會 推
3
48.5
農村太窮，生活太苦
推
4
43.9
農村缺乏更好的發展機會
推
5
38.7
別人都出來了，受別人影響
拉
6
34.1
城市生活條件好
拉
7
31.1
對在家鄉從事的職業不滿意
推
8
27.5
農村稅費過重
推
9
27.2
呆在家里沒事干
推
10
25.2
家鄉學習條件差、受教育機會少 推
11
24.6
不愿意干農業
推
12
23.3
家鄉封閉保守，思想不解放
推
13
18.4
村干部作風惡劣
推
14
14.8
想外出多生孩子
拉
15
2.0
表2 哪些因素影響您外出？（2000年）（總人數493人）
影響外出的因素
推還是拉 排列位次 選擇的百分比(%)
農村收入水平太低，沒有掙錢機會 推
1
62.6
農村缺乏更好的發展機會
推
2
62.3
外出見世面
拉
3
58.5
城市收入高
拉
4
57.5
農村太窮，生活太苦
推
5
54.9
對在家鄉從事的職業不滿意
推
6
37.2
別人都出來了，受別人影響
拉
7
35.4
家鄉封閉保守，思想不解放
推
8
34.3
農村稅費過重
推
9
26.6
城市生活條件好
拉
10
25.2
家鄉學習條件差、受教育機會少
推
11
21.3
村干部作風惡劣
推
12
16.1
當地人際關系復雜、難處
推
13
5.9
和領導關系不好
推
14
2.0
想外出多生孩子
拉
15
0.4
那么，農民工進城以后，可以獲得多大的經濟利益？本研究對比了農民工在城市中的收入與自己在家鄉時的收入（參見表3）。
筆者2002年的調查顯示，進城前與進城后的年收入比較，農民工平均比進城前多收入8738.3元。表3顯示，90.1%的農民工進城后，收入都比在家鄉時有了明顯上升。其中，約20%的人高出10000元及以上，而52.4%的人高出5000元及以上。巨大的經濟差異作為一種驅動力，促使越來越多的農民流入城市。
表3 農民工在城市中的收入比自己在家鄉收入高出的數額（2002年）
按高出數額分組（人民幣：元） 人數
各組的百分比
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
與在家鄉時收入相等
16
5.9
低于在家鄉時收入
11
4.0
合計
273
關鍵詞 人口流動；地區差距；經濟增長
中圖分類號 C924 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104(2008)05-0027-07
改革開放以來特別是1990年以來我國經濟增長的地區差距逐漸擴大。從經濟總量上來看，東部地區占全國經濟總量的比重不斷提高，而中西部地區所占經濟總量的比重越來越低，這客觀上說明了我國地區經濟增長差距擴大的事實。與此相應的是，改革開放以來我國流動人口的數量在三大地帶間的分布差距也較大，總體上來看，流動人口大都是向東部沿海地區發生轉移，這也造成了我國流動人口地區分布不均衡的事實。發展經濟學理論以及我國經濟增長 的事實已經為我們證明，經濟增長的地區差距肯定可以對人口的流動產生重要的導向作用。大多數流動人口選擇流向經濟較為發達的沿海地區，而只有少量的人口流動到經濟不發達的地區，這是一種現實存在的經濟現象，給人的印象是，因為地區發展差距的存在影響了人口流動地區的選擇，但是，如果從歷史的角度來看待這個問題，我們最想知道的是，①我國自改革開放以來人口流動的不均衡趨勢是否是構成我國地區差距形成格局的原因之一?②如果是，我國人口流動的地區分布不均衡對我國地區經濟增長地區差距的形成產生怎樣的影響?③如果產生影響的話，那么，究竟產生多大程度上的影響?本文試圖借用新古典經濟學中的“收斂”理論來研究我國自1978年以來的地區差距形成過程中人口流動的影響。
1 “收斂”理論及其在我國經濟實踐中的應用
經濟工作者們在研究我國地區間收斂的時候一般將地區收斂分為β收斂和σ收斂，其中β收斂是指初期人均產出水平較低的經濟體比初期人均產出水平較高的經濟體在人均產出增長率、人均資本增長率等人均項目上以更快的速度增長；而σ收斂是指不同經濟體間人均收入的離差隨時間的推移而趨于下降。其中，β收斂是相對產出增量（經濟增長速度）而言的，σ收斂是相對產出存量水平（人均收入水平）而言的。
相比較而言，β收斂反映的經濟差異主要由“絕對收斂”和“條件收斂（conditional convergence）”兩種情況，其中“絕對收斂”的基點存在于不同經濟體的初始收入水平的差異上，而隨著較貧窮經濟體經濟增長速度的加快，其經濟增長的速度由于快于較富裕地區的經濟增長速度，因而使得具有不同初始收入水平的經濟體最終都能夠達到共同富裕的穩態，這意味著在一個樣本或經濟群體中，人均收入水平具有均等化的趨勢，最初貧窮的經濟體將增長得更快，直到他們追趕上富裕的經濟體為止，從長期來看，達到穩態以后，群體中所有成員的人均收入將相同。而對于“條件收斂”來說，各個成員最終將收斂于自身的穩態，并且其成員之間的穩態可能彼此不同，因此，即便是在嘗試之中，不平等仍然可能會持續下去，不同經濟體的相對位置也會存在下去，換句話說，富裕地區仍將保持富裕，貧困地區仍將保持貧困?！皸l件收斂”的前提是收斂的發生反映了經濟體結構性差異的變動，經濟體的福利改善與區域結構性因素的差別密切相關，因而表現出一定的影響變量的外生性。
研究中國地區差異的學者們成功地借鑒了“收斂（convergence）”理論并將其應用到對中國地區差距的研究實際中來，本文對我國地區差距形成過程中人口流動的影響分析也借用這一理論作為分析工具。事實上，“收斂”是考察一個國家或地區間經濟增長差異的經濟學概念，其實質是驗證在一些結構相似、初始收入水平相同的國家或地區在經過一段長時期的發展之后，其人均收入是否會相互趨同。從時間上來看，經濟學家們對收斂的研究首先是從研究國家間的收斂開始的，國外一般的研究結果大致認為經濟增長在國家間具有收斂特征，一般是以“俱樂部收斂”（club convergence）的形式出現，即在經濟增長的過程中，一些結構相似、初始收入水平相同的國家或地區的人均收入在長時期的范圍內會相互收斂或者趨同［1］。除了研究國家間的趨同外，也有相當數量的研究者對一個國家內部的收斂產生了濃厚的興趣，這主要是基于國家內部的區域間具有的三個特征：首先，盡管地區間存在著技術、偏好、制度方面的差異，但相對于國家間的差異來說，國家內部地區間的差異顯然要弱得多；其次，要素在區域間要比在國家間更具有流動性，而這可以加快地區間經濟增長的收斂速度；最后，各個地區都面對同一個政府，中央政府的行為和政策對區域間收入差異的變動會產生境況迥異的影響，而這種影響恰恰就是研究者感興趣之處。
客觀上來說，在1990年以前我國各地區的經濟增長呈現收斂的趨勢，到了1990年以后則迅速發散［2］，這與林毅夫等人［3，4］的發現稍有區別，林毅夫采用基尼系數的方法測度了中國的地區差距，發現1986－1990年間，中國地區差距的上升幅度并不明顯，1990年以后的上升幅度略大，1990年基尼系數只有0.241 4，到1995年已上升到0.274 7。一個比較一致的解釋是，中國的經濟增長呈現出較強的地域特性。
一般地認為，中國改革開放以來的地區間經濟增長出現了“俱樂部收斂”現象［5］，而從中國經濟的整體來看，1978-1990年期間中國地區間的經濟增長確實存在條件收斂特征，并且以每年約2%的速度收斂，在這段時間內，中國經濟增長的地區差距逐漸縮小，但是，自1990年以后，中國經濟增長的地區差距日益明顯，這段時間經濟增長以約1%的速度發散，相應地，地區差距日漸擴大。據此，國內部分學者經過研究我國各地區之間的經濟增長情況之后認為，我國地區間的經濟增長不僅存在著顯著的“俱樂部收斂”特征，而且存在著“條件收斂”的特征；更進一步，蔡和都陽（2000）對中國地區經濟增長收斂問題做了初步的分析，他們注意到我國東、中、西部三大地帶內部都存在收斂現象（其中，西部地區的內部收斂趨勢較弱），但三大地帶間的經濟差距卻擴大了，他們在研究中控制了初始人力資本、投資率等變量后的結果表明：各地區間存在“條件收斂”。
2 人口流動影響地區差距形成的理論回顧
盡管已經對我國各地區經濟增長的收斂特征有所了解，但是，我國大規模的跨區域流動人口對這種收斂的結果如何產生影響我們尚不清楚，事實上，國內外有關人口流動對地區經濟增長收斂效應產生影響的研究文獻有很多，但更多的研究將重點放在探究人口流動是否是構成地區收斂原因的討論上。
2.1 國外的爭論
國外在人口流動對地區收斂（趨同）影響問題的研究上爭論較多。繆爾達爾和赫爾西曼就非常懷疑勞動力的流動必然會導致趨同。Barro對跨國數據的經驗研究結果顯示，人口流動并不對經濟增長產生收斂性的結果，但對美國1800-1990年間的州際數據研究后發現，人口流動對經濟增長產生絕對收斂的特征。此外，Barro和SalaiMartin［6,7］在利用美國1900-1990年的數據，日本1955-1990年的數據，德國、意大利、法國、西班牙1950-1990年的數據以及英國1960-1980年的數據作進一步研究時卻發現：人口流動不能作為這些國家地區收斂的解釋變量。盡管后來Barro通過技術手段在他的模型中排除了人口流動的內生性，但他仍然沒有發現人口流動對地區收斂的有效作用。Puga［8］用壟斷競爭模型和一般均衡分析的方法，研究了人口在自由流動和完全不能自由流動情況下貿易成本的變化對地區經濟差異的影響。這一模型很好地解釋了東南亞國家經濟水平與歐美發達國家收斂的現象，但是卻不能解釋一個國家內（如中國）貿易成本很低情況下，地區經濟增長的差異性矛盾。但是，經驗研究告訴我們，區域經濟差距形成的原因之一就是區域間勞動力的選擇性流動［9］，而恰恰因為地區差距本身往往會對勞動力的流動方向產生引導性的作用，從而才會導致勞動力的流動促進地區間經濟增長收斂的直接后果［10］。
因此，人口流動對地區差距的影響肯定存在，之所以沒有發現這種影響的原因可能恰恰表現在技術手法上。Taylor和Williamson［11］引進了一個技術方法解決了這一問題。他們對這一問題的研究打破了常理，在提出“如果沒有勞動力流動，收斂情況會怎樣？”的問題后，他們研究了1870-1910年發生了大量移民的17個國家的收斂情況，發現大規模的移民對這些國家的人均GDP的貢獻達到50%，這就說明：人口流動對地區收斂有決定性的作用。
2.2 國內的爭論
國內在人口流動對地區收斂影響的研究上結論基本一致：認為人口流動確實對地區收斂產生至關重要的作用，并有效的縮小了地區的發展差距。針對Barro和SalaiMartin的研究，姚枝仲認為美國州際之間的勞動力流動沒有成本，而跨國人口流動卻存在嚴重的制度障礙，這種人口流動程度的不同是造成Barro和SalaiMartin結論有偏的根本原因。他利用Taylor的技術手段研究指出，1985-1990年期間勞動力流動對我國地區差距縮小的貢獻大約為12%，最后他得出結論：勞動力流動對于消除地區之間要素稟賦差異的作用明顯，因而可以有效地消除地區間的經濟差距從而實現“條件收斂”。王德等人［12］利用同樣的技術手法，研究了1985-2000年間我國人口流動對區域經濟差異的均衡作用，認為人口流動在1990年前后使十幾個省區的GDP值平均增加了1.5%，并使這些省市的基尼系數分別降低1.6%～7.5%，他們還驗證了省際間人口流動對地區差距的形成確實起到延緩作用。針對Puga模型在中國應用的失效，范紅忠［13］將其解釋為Puga模型假設條件的極端性所致，即Puga模型要么假設人口自由流動（成本為零），要么假設人口不能流動（成本無窮大），而這兩種極端情況在我國的人口流動過程中基本很少見。劉強［14］的研究結果也顯示，大規模的勞動力區際流動是中國地區間經濟增長收斂的重要誘發因素。Lu認為勞動力的流動對于減少城鄉收入差距是至關重要的。王小魯［15］ 也認為：在市場條件下，勞動力在地區間的流動將有助于縮小地區間的勞動報酬差距和人均GDP差距。
但是，林毅夫［16］在研究了地區不平等與勞動力轉移的關系后發現，1985-1990年期間，勞動力地區間的轉移與地區發展差距之間不存在太大的聯系（二者之間的彈性值為0.197），他認為，由于推動地區差距的其他影響力量的存在以及我國對勞動力區際轉移的限制因素的影響，20世紀90年代我國不斷增強的勞動力地區間遷移對地區間增長收斂的影響作用是不充分的。
3 我國人口流動對經濟增長地區收斂效應產生影響的檢驗
顯然，由于不同學者的研究角度不同，因此分別得出的有關人口流動對地區經濟增長收斂效應產生影響的程度肯定也不同，本文下面的內容將應用要素分析法來檢驗我國人口流動對地區經濟增長收斂效應的影響及其程度。
3.1 “收斂”假設檢驗的分析模型
要檢驗人口流動對經濟增長收斂的影響，必須要應用到經濟增長模型，目前較公認的經濟增長模型是所謂的四要素度量法，即認為總產出由勞動力數量、勞動力質量（人力資本）、物質資本和技術進步的投入份額和貢獻率決定。生產函數表示為：Q=AKαLβHγ，其中Q代表總產出水平，K代表累計的物質資本投入，L代表勞動力投入，H代表人力資本投入，A代表技術進步因子。我們承認，國內外在對人口流動與經濟增長地區收斂的關系上尚存在諸多爭論，因此，為了驗證人口流動與中國經濟增長地帶內、地帶間收斂特征的關系，我們改造了生產函數的模型，先從簡單入手，構造了如下的模型（1）分別對三大地區內部各省份進行回歸分析。需要說明的是，本文對我國三大地帶的劃分是按照李玲(2003)［17］的劃分方法，這種劃分方法基本與大多數學者的劃分相同，因而比較符合實際。另外，也有一些學者對我國三大地帶的劃分與此種劃分方法有較大出入，但是我們不準備按照這些方法重新驗證數據結果。
ΔGDPi=C+αln(GDP78i)+βXi+μi(1)
其中，ΔGDPi表示1978-2003年期間各省份人均GDP真實增長率，ln(GDP78i)表示各省份1978年人均GDP的真實值，代表初始發展水平，其中Xi主要包含有ΔInvesti、ΔLabori、ΔMigrapopi、In(MigraPop78i)、Eastarea、Westarea等選擇性解釋變量，此外，ΔMigrapopi表示1978-2003年期間各省份凈遷入人口數量年均增長率，1978-2003年期間各省份資本投入的年增長率變量用ΔInvesti來反映，各個省區勞動力（以從業人員代替）平均增長率以ΔLabori作為解釋變量，而用In(Migrapop78i)來衡量人口遷移的初始水平，它具體反映的是1978年各省份人口凈遷入數量的對數值，此外，我們還引入了Eastarea和Westarea兩個分別反映東部和西部地區的虛擬變量，以控制那些未被引入的結構變量對經濟增長的影響，C為常數項，μi為隨機擾動項。
通過對以上方程的回歸，就可以驗證絕對收斂和條件收斂的存在，并測算出收斂速度。利用這種方法研究最有影響力的應該是Mankiw, D. Romer & Weil等人以及巴羅和薩拉伊馬丁的研究（他們的測算速度大約為2%），但這種方法存在諸多缺陷：忽視參數的非均等性、解釋變量的內生性、測量誤差等，在段平忠（2005）的研究中，流動人口的增長并不對我國整體經濟增長產生促進性的推動作用，但是，通過進一步的研究我們又知道，人口流動雖然不對整體經濟的增長產生推動作用，但卻對分地區的經濟增長有貢獻作用。
3.2 消除異方差后的回歸
計算數據見文獻［2］中的附表1和附表2。由于我們無法獲得1988-1995年間我國分地區的人口流動數據，因此，在本文的計算中，我們將研究時期分為1978-1987年和1996-2003年兩個時期。我們發現，如果采取一定的方式消除這種模型本身的異方差，回歸的結果會大為改善，在這里將采用加權回歸的方式對模型進行估計。另外，既然已經知道人口流動對分地區的經濟增長產生貢獻作用，我們決定用分地區的方式來研究人口流動分地區的不同貢獻效應，我們將研究結果放在表1中。
顯然，從表1的各項技術統計指標上，我們發現模型的顯著水平提高了。進一步發現，回歸結果顯然仍然支持1978-1987年期間全國經濟增長地區收斂的結論：在此期間，全國水平的收斂速度大概為3%左右，而東部、中部、西部的收斂速度分別為2%、7.5%、4%左右，這與前面的研究結果基本一致，即：在此期間地區差距在縮小，但人口流動對地區經濟增長的貢獻卻出現了分化現象。表3的數據還告訴我們，人口流動對全國、中部、西部的經濟增長是負效應的，這種負效應對中部的影響最大，其次是西部，再次是全國，但是，人口流動對東部地區的經濟增長卻是正效應的，這說明，在1978-1987年期間，東部地區是我國人口流動的最終受益者。再來看1996-2003期間的情況，首先，在此期間全國各地區的經濟增長都是發散的，這說明，不管是全國還是東、中、西部各地區的經濟增長差距都在擴大，擴大的速度都在2%左右。而人口流動的情況與1978-1987期間類似，東部地區的流動人口為本地區帶來了經濟增長的正效應，這說明東部地區也是人口流動的最大受益者，這些結論都得到了證實［18］。
3.3 人口流動對分地區經濟增長收斂速度的影響
進一步的研究我們發現，如果將沒有人口流動的情況與存在人口流動的情況進行比較研究，全國各地區經濟增長的收斂速度會發生有趣的變化，我們將這一結果放在表2中。
顯然，不管有無人口流動，1978-1987年期間全國各地區的經濟增長都是收斂的（見表3），這說明各地區的經濟增長差距都在進一步縮小，所不同的是，如果沒有人口流動，全國水平的經濟增長應該以2.1%的速度收斂，但是發生了人口流動以后，收斂速度降低了，只有2.05%的水平。這客觀上反映了一個現實：人口流動對全國的地區經濟增長產生了一定的影響，影響程度達到2.44%，只不過這種影響對一部分地區來說是促進作用，但對另外一部分地區來說卻是抑制作用，從而最終降低了全國和各地區經濟增長的“趨同”速度，反過來說，就是加大了全國整體經濟增長的“趨異”速度，從而擴大了整體的地區差距。
1978-1987年期間，人口流動對東部和西部經濟增長收斂的影響與全國的趨勢相同，流動人口對這兩個地區收斂效應的影響程度分別為4.02%和23.3%，這說明，人口流動也擴大了東部和西部兩個地區內部的經濟增長差距，從而使這兩個地區內部出現了發展不均衡。但是，我們還注意到，對中部地區來說，有無流動人口的存在對經濟增長收斂速度的影響差別很大，沒有流動人口時收斂速度為4.77%，有流動人口時收斂速度為7.78%，有無流動人口的影響程度高達63.1%，顯然，人口流動使中部地區的內部差距顯著地縮小了。
1996-2003年期間全國各地區的收斂速度也同樣受到了人口流動的影響，有無人口流動的影響狀況也放在表1中。與前一時期不同的是，在1996-2003年期間，全國以及東、中、西部各地區的經濟增長無論有沒有人口流動都是發散的(見表3)，即：全國整體的地區差距在擴大，三大地帶各自內部的差距也在擴大。在有人口流動的情況下，全國和各地區的收斂速度分別為-1.77%、-1.34%（東部）、-1.58%（中部）、-3.83%（西部），這說明，經濟增長的地區差距正在逐漸擴大，只是西部地區內部的差距擴大得更明顯一些。而在無人口流動的情況下，全國和各地區的收斂速度分別為-1.63%、-1.60%（東部）、-0.57%（中部）、-3.16%（西部），顯然，中部地區的內部差距擴大得較慢，而西部地區的內部差距擴大得最快。
3.4 人口流動對分地區經濟增長差距的影響
總體來看，在1996-2003年期間，盡管人口流動對中部地區的經濟增長是負效應的，但是因為流動人口的存在使得中部地區內部的經濟增長差距縮小了；盡管東部地區的人口流動對經濟增長產生了積極的推動作用，但是東部地區內部差距的擴大趨勢加速了；人口流動對全國和西部的經濟增長產生負效應，而且也加速了全國和西部地區差距的擴大；我們把對兩個時期研究的這種結果趨勢放在表3中。
應該引起我們注意的是，東部地區經濟增長的發散速度在有人口流動的情況下減緩了，這說明，盡管在此期間東部地區的內部差距在逐漸擴大，但是因為有了流動人口對經濟增長的促進貢獻，本地區內部發展差距的擴大趨勢在逐漸縮小，且這種縮小的速度是19.4%。但是，對全國、中部、西部來說，情況顯然沒有這么樂觀。通過表2的數據顯示，在1996-2003年期間，不僅全國、中部、西部的地區差距在擴大，而且因為人口流動的影響，這種擴大的趨勢在加速。
4 結論及政策建議
本文的結論是，人口流動的地區差距與經濟增長的地區差距高度相關，在對1978年以來我國人口流動對分地區經濟增長貢獻的考察中，我們發現，我國的人口流動除了加快1978-1987年期間的中部地區和1996-2003年期間東部地區的收斂速度，并進而減緩這兩個地區差距的擴大速度外，對這兩個時期的全國、西部地區、1978-1987年期間的東部地區以及1996-2003年期間的中部地區來說，都降低了本區域的收斂速度，即：加速了本區域地區差距擴大的趨勢。
事實上，改革開放后的前十年間，中國經濟增長確實存在條件收斂特征，并且以每年約2%的速度收斂，這段時間從整體來看，中國經濟增長的地區差距逐漸縮小，但是，自1990年以后，中國經濟增長的地區差距日益明顯，這段時間經濟增長以約1%的速度發散，相應地，地區差距日漸擴大。三大地帶間的地區差距與總體差距的趨勢基本相同，在1978-1987年期間，東、中、西部內部經濟增長也呈現出明顯的收斂特征，但是，1996-2003年期間，中國三大地帶內部的經濟增長卻出現了差距擴大的趨勢，這種趨勢與中國整體經濟增長趨于發散的格局幾乎一致。這說明：經過26年的經濟體制改革，我國的地區差距、地帶差距都在逐漸擴大，國家必須盡早制定適當的宏觀調控政策減緩這種擴大的趨勢。
人口流動對經濟增長地區收斂的影響的確存在，事實上，從人口流動對經濟增長地區分布的差異變化以及對三大地帶經濟增長時間趨勢上的變化，我們可以很容易地發現，流動人口對地區經濟增長的貢獻巨大，只是這種貢獻的趨勢是逐漸遞減的。我們在對消除異方差后的模型進行估計后發現，人口流動對分地區的經濟增長具有貢獻效應，而進一步的研究發現，人口流動其實對我國的地區收斂影響很大，盡管影響程度和方向不同，但是它為我國地區差距和各地區的地區差距擴大的趨勢提供了一個很好的解釋。同時，令我們欣喜的是，通過本文的分析，我們可以發現國家西部大開發政策實施的必要性和緊迫性，即吸引更多高層次的人才參與西部建設將有力地促進西部的發展，同時縮小地區間經濟增長的差距。
消除人口流動過程中的制度障礙、降低人口遷移的制度成本將極大地增強人口流動對地區經濟增長收斂的貢獻程度，當然，解決地區發展不平衡的最有效的方法肯定與完善政府職能、加強宏觀調控有關，利用政策導向引導流動人口向“后發地區”流動，將逐漸消除地區差異；因此，盡管勞動力的流動對于減少城鄉收入差距是至關重要的，但是由于中國的地區差距主要來自于城鄉之間的差距，因此不少學者認為加快城市化是解決地區差距的最有效的辦法。
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關鍵詞定性分析方法城鄉人口遷移
中圖分類號：TG115文獻標識碼： A
1研究背景
1.1機械增長成為城鎮人口增長的主體
目前我國處于人口低出生率、低死亡率的發展階段，機械增長取代自然增長，成為城鎮人口增長的主要動力。廣義的機械增長包括戶籍人口的遷移和流動人口的增加。隨著城鎮化進程的加速，城鎮中的機械增長主要是流動人口，即暫住人口的增加，改變了城鎮人口的結構，對城鄉規劃提出了新的要求。
1.2城鄉人口遷移趨勢
根據城鎮化進程的特點和城鎮化進程的一般規律，在逆城鎮化現象出現以前（相對完整的正常區域在城鎮化水平達到70%以前），人口從農村向城鎮集中是區域城鄉人口流動的絕對主流。
但是不管人口如何流動，農村人口在逐年減少，相應的農村聚落的規模和數量也在減少，城鎮則恰恰相反，但是農村絕對不會消失。
2定性分析方法的選擇
2.1定性分析方法與定量分析方法的區別
定性分析與定量分析是人們認識事物時用到的兩種分析方式。
定性分析法亦稱“非數量分析法”，主要依靠預測人員的豐富實踐經驗以及主觀的判斷和分析能力，推斷出事物的性質和發展趨勢的分析方法，屬于預測分析的一種基本方法。這類方法主要適用于一些沒有或不具備完整的歷史資料和數據的事項。
定量分析法是對社會現象的數量特征、數量關系與數量變化進行分析的方法。其功能在于揭示和描述社會現象的相互作用和發展趨勢。
在人口規模預測中，定性分析法與定量分析法之間有以下區別。
表1定性分析法與定量分析法的區別
2.2定性分析方法的類型
在人口規模預測中，定性分析方法包括區域人口分配法、類比法、區位法等。
表2定性分析方法
2.3定性分析方法的選擇
1、利用區域分配法預測城鄉人口遷移情況
上蔡縣位于河南省東南部，地處平原地區，區域差異小，人口遷移將呈現均衡發展趨勢，各地人口遷移的幾率相差不大。在同一時期（近期、中期、遠期）內，各村遷往同一地點（縣城、鄉鎮）人口比例基本一致。因此，完全可以根據現狀人口現狀、規劃人口規模、村莊整合意向對人口遷移規模進行預測。
2、利用類比法、區位法預測鄉鎮人口規模
根據各鄉鎮區位類型、經濟實力，確定城鎮化率校核區間，對城鄉人口遷移結論進行校核，最終確定各鄉鎮人口規模。
2.4城鄉人口遷移規模預測步驟
上蔡縣域城鄉人口規模預測分為以下5個步驟。
表3上蔡縣城鄉人口規模預測步驟
3上蔡縣城鄉人口規模預測
3.1規劃前期資料
3.1.1縣域現狀人口規模、村莊整合意向
根據縣域村鎮體系規劃的需要，為了準確把握縣域人口現狀、人口遷移意向，對上蔡縣域現狀人口規模、村莊整合意向進行了詳細調查，調查數據精確到自然村層面。
表4上蔡縣域村莊現狀人口規模、村莊整合意向匯總表1
對上表進行匯總，如下表所示：
表5上蔡縣域村莊現狀人口規模、村莊整合意向匯總表2
3.1.2縣域規劃人口規模
根據《上蔡縣域村鎮體系規劃（2009—2030）》、《河南省上蔡縣城市總體規劃（2009－2030）》，對上蔡縣域、縣城總人口規模預測結論進行匯總，如下表所示。
表6上蔡縣域規劃人口規模匯總表
3.2上蔡縣域人口遷移情況分析
3.2.1遠期人口遷移情況分析（2030年）
按照區域分配法，對遠期人口遷移情況進行分析，如下表所示：
表7遠期人口遷移情況分析表
根據遠期城鄉人口遷移情況分析，城鄉人口遷移計算公式如下表所示：
表8城鄉人口遷移情況計算公式
表9城鄉人口遷移情況計算公式參數
注：1、縣城內并入城鎮村莊全部為近期并入。
2、各鄉鎮現狀非農業人口一般為本鄉鎮雙棲人口，且數值較小，對人口遷移結論影響不大，因此在計算中忽略不計。
3.2.2城鄉人口遷移規模結論
經計算，城鄉人口遷移預測結論如下表所示：
表10城鄉人口遷移規模結論
3.3各鄉鎮城鎮人口規模預測
3.3.1預測因素
1、預測因素一：城鄉人口遷移結論
表11遠期2030年城鄉人口遷移規模與遠期城鎮化率
2、預測因素二：各鄉鎮綜合競爭力排名
根據《上蔡縣城總體規劃（2009-2030）》的分析結論，縣域各鄉鎮綜合競爭力如下表示：
表12縣域各鄉鎮綜合競爭力排名
將各鄉鎮綜合競爭力分為以下4個層級。
表13縣域各鄉鎮競爭力等級
3.3.2遠期各鄉鎮城鎮人口規模預測
根據城鄉人口遷移預測結論、各鄉鎮城鎮化率預測校核區間，預測各鄉鎮遠期城鎮人口，如下表所示：
表15各鄉鎮城鎮人口規模預測結論
注：①洙湖鎮為重點鎮，距縣城較遠，受縣城吸引力較小，人口規模適當增大至2.1萬人。
②東洪鎮為一般鎮，距縣城較近，受縣城吸引力較大，人口規模適當減小至3.5萬人。
③由于城鎮人口規模精確到0.1萬人，因此各城鎮人口規模之和比103萬人稍大，為103.3萬人，有0.3萬人的誤差存在。不突破縣域總人口164萬人，按照城鎮化率63％計算，總城鎮人口為103.3萬人的總城鎮人口數值。
3.4城鄉人口規模預測結論
3.4.1城鄉人口規模
根據城鄉人口遷移結論、城鎮人口規模預測結論，預測縣域人口規模。
表16城鄉人口規模預測結論
3.4.2村莊人口規模
根據人口遷移規模計算公式，對遠期2030年村莊人口進行預測。
表17村莊人口規模（以黃埠鎮為例）
4研究結論
在實踐中，筆者按照類似的分析方法，也對上蔡縣域近期2015年，中期2020年人口遷移規模、城鄉人口分配情況進行了預測，限于論文篇幅，不再詳述。
通過《上蔡縣域村鎮體系規劃（2009-2030）》的實踐，發現定性分析方法在城鄉人口預測中是比較適用的，該方法可在區域層面上進行城鄉統籌，直接預測出鄉鎮人口規模、村莊人口規模，對下一層次的鄉鎮規劃、村莊建設規劃提供具體指導，對于區域土地利用規劃也具有借鑒意義。
本研究仍有許多地方有待改進，如對縣域內外間的人口遷移未做具體論證。雖然對村莊整合意向、村民居住意向進行了詳細的調查，但這些意向會隨經濟社會發展而發生變化，從而影響分析模型的參數和預測結果。
參考文獻
關鍵詞：勞動力轉移；城鄉收入差距；述評
中圖分類號：F323.6 文獻標識碼：A 文章編號：1006-8937（2013）02-0015-02
改革開放以來，我國經濟快速發展，城鄉收入差距也不斷擴大。1978年城鄉收入比為2.57∶1，2004年擴大到3.21∶1，相應地，城鄉消費支出比從2.68∶1擴大到3.29∶1，城鄉消費水平比由2.9∶1擴大到3.47∶1[1]。高彥彥（2010）則認為，改革初期，城鄉居民真實收入差距為2.57。之后，由于農村經濟改革的成功，1988年城鄉居民收入差距縮小到1.508。然而，隨著改革的重心轉向城市和非農部門，城市居民收入的增長幅度超過農民，城鄉收入差距又開始擴大，2007年，城鄉收入差距增大至2.633，超過改革開放初期水平。因而，改革開放以來城鄉居民收入差距是一個先縮小而后不斷擴大的過程[2]?？傊M管不同學者的研究方法和研究結果可能有所不同，但對于城鄉差距的擴大趨勢還是形成了共識[3]。李實（2003）認為，如果將實物性收入和補貼都算作個人收入的一部分，那么中國的城鄉收入差距可為全球第一[4]。而從各國歷史來看，城鄉收入的系統差距最終是由于勞動力流動而消失的[5]。
1 農業勞動力轉移對城鄉收入差距的影響研究
就農業勞動力轉移對城鄉收入差距的影響來說，大部分學者都持肯定觀點。Jian et al（1996）分析中國1952～1993年的人均實際收入發現，以經濟增長為中心的改革加劇了收入不平等，而勞動力和其他資源要素的流動卻弱化了不平等[6]。趙人偉和李實（1997）利用國家統計局公布的時間序列資料和中國社會科學院經濟研究所收入分配課題組對1988年和1995年城鄉居民收入分配狀況所做的抽樣調查數據，對影響城鄉間收入差距的因素進行了系統研究，認為農村勞動力流動可以較明顯地縮小城鄉收入差距，而改善勞動力流動政策，就是為縮小城鄉收入差距提供一個前提——機會均等[7]。李實和趙人偉（1999）進一步研究了勞動力流動對城鄉收入差距產生的效應，認為農村勞動力流動，特別是流向城鎮可以賺取更多的收入，同時也有助于提高停留在農村的其他勞動力的勞動生產率，從而增加農民收入，并縮小城鄉收入差距[8]。Justin Y. Lin et al（2004）對中國農村勞動力向城鎮的遷移進行了研究，認為勞動力遷移即使在短期內也會縮小收入不平等，而20世紀90年代大量的勞動力遷移卻沒有縮小區域收入差距的一個重要原因就是對遷移的持續抑制[9]。蔡昉（2005）認為農村勞動力向城鎮轉移過程中，勞動力從農業轉向非農產業，通常會產生提高農業勞動的邊際生產率和報酬水平，降低或抑制非農產業勞動的邊際生產率和報酬水平的效果，從而縮小農村和城市之間的收入差距。然而，在中國的改革過程中，卻出現了勞動力流動和城鄉收入差距同時擴大的現象。其主要原因之一就是城市勞動力市場歧視，所以應深化戶籍制度改革[10]。許秀川和王釗（2008）以系統動力學模型和Vensim軟件為分析工具，對重慶市的城市化、剩余勞動力轉移與城鄉收入差距進行系統動力學仿真研究表明，加快城市化進程和農村剩余勞動力轉移速度是縮小城鄉收入差距的有效手段[11]。鄭彩祥（2008）利用1978～2005年省級面板數據分析農業勞動力轉移對縮小城鄉收入差距的影響發現，農業勞動力轉移有利于縮小城鄉之間的收入差距，而城市導向的財政政策不利于縮小城鄉之間的收入差距[12]。但也有學者持不同看法，朱云章（2009）使用1983～2006年我國時間序列數據計量分析發現，城鄉勞動力流動與收入差距兩者之間只存在由收入差距到城鄉勞動力流動的單向因果關系，而不存在城鄉勞動力流動對城鄉收入差距的反饋作用[13]。朱長存等（2009）認為農村勞動力向城市轉移除了一般性人力資本溢出外，還存在著更為廣泛的人力資本外溢性：一是與城市人力資本投入相比，農村人力資本投入具有更強的私人性；二是由于城市勞動力市場存在著廣泛的歧視，農村人力資本并不能獲得與其邊際貢獻相應的報酬。因而農村勞動力向城市轉移存在著農村向城市的龐大價值轉移。實證分析表明，超過四成的城鄉收入差距是由此形成的[14]。
2 城鄉收入差距對農業勞動力轉移的影響研究
就城鄉收入差距對農業勞動力轉移的影響來說，大部分學者也都持肯定意見。朱農（2002）利用1991年湖北省的一次人口遷移和經濟發展的問卷調查數據，使用probit模型的結構方程，證實了城鄉收入差距在中國農村向城市的遷移過程中的正向作用：無論對于男性還是女性，收入差距越大，遷移概率越強[15]。李強（2003）使用其在四川、北京等地組織的一些問卷訪談數據，認為中國的推拉模式與國際相比的主要差異在于戶籍制度，由此修正推拉理論模型對影響中國城市農民工流動的因素進行分析，得出：城鄉之間巨大的經濟差異和收入差異是人口向城市流動的最主要原因；戶籍制度導致的阻力不僅對一般推力與拉力發生影響，而且使得推拉失去效力，從而使流動人口不再遵循一般的推拉規律[16]。吳紅宇（2008）引入“新勞動力遷移經濟學”解釋框架，利用對廣東韶關市樂昌縣廊田鎮進行的一次問卷調查數據，得出Stark的新勞動力遷移經濟學對中國現實情況也有一定的解釋力，絕對收入差距也是遷移決策行為的動因之一[17]。李培（2009）以推拉模型為理論依據，利用1992～2005年省級人口城鄉遷移面板數據，構建了中國人口城鄉遷移的計量模型，得出：農村勞動力受教育程度與農村人口城鄉遷移存在倒U型關系；城鄉收入差距的擴大、城鎮就業崗位的增加、農村機械化水平的提高以及鄉鎮企業就業崗位的相對減少都明顯促進了城鄉人口的遷移，而實際遷移距離和“無形”遷移距離制約著城鄉人口的遷移。[18]但也有學者得出了不同的結論，盧向虎等（2006）以托達羅模型為理論基礎，用時間趨勢來反映制度因素對城鄉人口遷移規模的影響，并利用1979～2003年時間序列數據進行實證分析，得到以下結論：中國城鄉實際收入差距擴大已顯著地阻礙了農村人口向城鎮的長期遷移；城鄉人口遷移規模的擴大并不是導致城鎮失業增加的原因，而城鎮失業卻在一定程度上影響了農村人口的城鄉遷移；制度因素對農村人口城鄉遷移規模的影響是復雜的，城鄉人口遷移規模隨著制度約束的減弱而逐年增加[19]。梁明等（2007）將GDP與農村人均耕地面積兩個變量引入托達羅模型，利用1992～2004年省級面板數據，對中國勞動力城鄉遷移進行計量分析，發現：經濟增長、城鎮新增就業崗位對勞動力城鄉遷移具有顯著的促進作用，人均耕地面積減少是城鄉遷移比較重要的推動力量，而城鎮失業率和城鄉收入差距作用不顯著[20]。
3 總結性評論及啟示
總之，無論是農業勞動力轉移對城鄉收入差距的影響，還是城鄉收入差距對農業勞動力轉移的作用，盡管學者們得出的結論并不完全一致，但大多數還是持肯定意見。而對于農業勞動力轉移與城鄉收入差距之間是否存在雙向互動，暫時未見有人研究，這是值得我們進一步研究的問題。
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關鍵詞：城鎮化；公共投資；人口遷移；區域差異
中圖分類號：F320.3 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）006-0000-03
一、引言
城鎮化是當代中國經濟繼續發展的潛在推動力，因為城鎮化的過程能夠激發巨大的內需潛力。內需的潛力（特別是農村地區）需要在城鎮化過程中逐步的釋放。而我們所定義的人口城鎮化的過程是農村人口進入城市并融入其中的過程。重視和推動人的城鎮化，重要的是讓農民在城市中和其他市民享受同等的權利和義務，有利于社會的穩定和繁榮，從根本上保障城鎮化的順利推進。
人口遷移是一種經濟現象，它是同經濟發展緊密相聯的。人口流動和人口遷移兩者并不等同。人口的流動是指人口在區域間的流動，不涉及居住地的變動；而人口遷移則是居民改變其居住地的流動。[1]西方學者關于遷移個體空間行為的研究中比較成熟的理論和模型就有10余種，而人口遷移的推―拉理論是其中得到廣泛認同和應用的理論，它有效地解釋了人口流動遷移的原因和特點。特別是該理論在我國根據人口流動的特點又得到一定的發展，是解釋我國人口流動的核心理論。我國的很多學者對人口遷移的推-拉力理論也進行了許多結合中國實際的發展和推動。
史清華、程名望（2005）等研究了中國農民進城的農村影響因素，發現農村的推力和拉力作用都有所減弱，阻礙農民進城的農村因素也在弱化中。[2]。對于影響農民工進城的城鎮因素，程名望、閔遠光、史清華（2006）等認為城鎮的推力和拉力因素有所增強，城鎮的因素對農村勞動力向城市轉移的影響在增強中[3]。而最近的研究，許多學者將關注點著眼于公共產品對于人口流動和人口遷移的作用上，而公共產品的各個部分對人口的影響顯示了明顯的差異性。湯韻、梁若冰（2009）的實證研究結果表明省際居民遷移和地方公共產品的相關性在不同時間段表現出不同的特征和結果，2000年之前公共產品對人口遷移具有拉力作用，而2000年之后則表現出相反的推動作用。[4]董理（2013）則認為公共產品的規模和人口遷入之間是倒U型關系，人口的遷移在長期來看和政府的公共支出并沒有顯著相關性，而短期的公共支出水平則會對人口遷移產生推動（或拉動）的作用。[5]
從大部分學者的研究來看，帶來人口遷移的主要影響因素是地區之間的收入差距、公共服務供給水平等方面，但具體到城鄉人口遷移的因素，中國的城鄉二元體制及公共服務供給水平的差距則是其主要動因。從城鄉人口遷移來看，農民把公共產品和服務的供給水平來作為選擇居住地的最總要參考因素。本文以城市公共服務產品的供給作為主要的解釋變量來進行分析，而城市公共品（公共服務）主要來自于政府的投資，政府的公共投資的合理配置將有利于更快更好地實現城鎮化，特別是人的城鎮化。
二、模型、變量和數據
2.變量的選取
（1）政府公共投資的定義和變量選取
研究如何推進人的城鎮化，需要著眼于在城鄉之間的人口遷移和政府公共投資之間的關系，為了更精確地度量城鄉人口遷移，所有的樣本數據的統計口徑必須限定于城鎮（本文中的“城市化”和“城鎮化”為有著在相同的內涵）。對于變量數據的選取，本文將城鎮人口定義為“市轄區的非農業人口”，而相應的公共服務變量的數據的統計口徑也限定為市轄區的統計數據，而做出這樣定義是基于樣本數據的可得性的考慮。
在選擇公共投資（公共服務）變量時，本文綜合考慮了樣本數據的可得性和相關性。公共服務變量從統計數據中看，可以大致分為教育資源、交通資源、文化資源、醫療資源、環境資源以及社會保障等方面。具體來說，以上幾個社會保障的相關統計數據在不同年度的統計口徑不同，并且統計指標在不同年份有很大的變動，無法獲取完整的數據，在此不作考察。以上幾個不同部分的公共投資的變量又細分為更詳細的二級指標。
在二級指標的選擇上，本文不同于以往一些學者的做法，對指標的選擇做了一定的調整。在基礎交通部分的指標選擇，基于政府公共投資的定義，本文剔除了并非由政府財政支持的人均出租車數量。文化資源中的劇場和影劇院也是有社會投資來主導的，不屬于政府公共投資。而在環境資源的部分，部分學者把工業廢水排放達標率和工業廢水排放達標率等由企業自主決定的變量納入到公共投資的研究范疇，但并不符合本文的政府公共投資的定義和內涵，所以也予以剔除。
（2）控制變量的選取
根據人口城鄉遷移的理論，人口的城鄉遷移的規模是城鄉收入水平差距、城市就業水平和城市消費水平的函數。有研究認為，不同區域的國民生產總值和容納人口的能力是正相關的。但是實際上每個地區的人口規模差異巨大，實際上人均變量更具有代表性，本文選擇人均收入水平來衡量更為合適，此處選擇城鎮職工平均工資（萬元）作為代表變量。而人均居民消費水平衡量的是各地區的生活成本，人均居民消費水平越大，各地區的生活成本越高，因此對遷入人口有負的影響，在現有的消費結構中，商品房無疑是城鎮居民消費的最大的支出，因此本文以城市商品房實際銷售價格來度量消費水平，商品房銷售價格越高對人口遷入是具有負影響的。失業率越高，遷入人員獲得工資機會越少，對遷入人口有負向的影響，本文中的失業率由城鎮登記失業率來表示。
3.樣本數據來源
（1）數據來源
本文的研究數據為2003-2013年中國30個省市①的樣本，相關數據來自《中國統計年鑒》、《中國城市統計年鑒》、《中國教育統計年鑒》、《中國人口和就業統計年鑒》等。
（2）人口遷移率
在本文的模型中，被解釋變量用城鎮人口的凈遷入率來衡量。我們將“凈遷入人口”定義為“城鎮新增人口總數”與“城鎮自然增長人口”之差，“凈遷入人口貢獻率”則指“凈遷入人口”在“城鎮新增人口”中的比例，“人口凈遷入率”則等于“城鎮的凈遷入人口”占“上年度城鎮總人口”的比例（也可以等于“人口凈增長率”與“自然增長率”之差）。
三、實證分析及其結果
1.基于主成分分析數據的實證研究
基于主成分分析結果的模型回歸分析：
我們首先以主成分分析估算出的城市公共品供給水平為主要解釋變量，對其分別進行靜態模型分析――混合OLS和FE（固定效應）模型回歸和動態模型分析。
表3-1回歸結果顯示，混合OLS的多個變量的系數估計均不顯著，而固定效應影響的模型變量的系數估計中教育、衛生醫療和交通在1%的顯著性水平下通過檢驗。檢驗結果中顯示，AR（2）檢驗的P統計值大于0.05，Hansen過度識別檢驗的P統計值大于0.05，表明所選取的工具變量有效，本文的分析可以采用系統廣義矩估計?？梢钥闯觯鴦討B面板模型（系統GMM）中變量的系數估計效果較好，大部分變量在1%的顯著性水平下通過檢驗，失業率的系數估計不顯著。
由表中結果可以看出，被解釋變量的系數估值具有較好的顯著性，體現了城鄉人口的遷移過程中存在著路徑依賴。城市公共品供給水平與人口遷移變量之間具有顯著的相關性，也就是說提升城市的公共產品共計水平可以影響城鄉人口的遷移，而該結果基本符合以往研究的一些觀點，驗證了城鄉人口遷移中最優公共產品供給的理論在國內的適用性。
教育和衛生醫療在三個模型估計額估計結果都顯示和因變量顯著正相關（在1%的顯著性水平下通過檢驗），這和大部分的研究成果保持一致，說明城市公共醫療衛生和教育水平改善能夠促進農民的鄉城遷移?，F實中，教育和衛生醫療水平在人口遷移中是十分重要的考慮因素，甚至是決定性的因素；而文化在混合OLS和固定效應影響的模型中均顯示和人口凈遷入弱正相關（在10%的顯著性水平下通過檢驗），而在動態面板模型（SYS-GMM）中是弱負相關，可見文化類的公共投資在人口遷移中影響不顯著，因為中國的人均收入雖然剛達到中等收入國家水平，但貧富差距很大，大部分人在日常生活或者遷移時還無法考慮文化類公共物品的影響；環境和交通主成分變量和人口遷入呈現出負相關，這與選取人均鋪裝道路面積作為該變量的衡量指標有關，雖然中國城市人均鋪裝道路面積有了顯著增長，但和國外城市人均道路面積相比還是很低，大部分城市的道路容量是嚴重不足的，而這種不足使得現有的城市道路變得混亂且低效率。同時，城市交通管理技術水平低下、交通資源短缺等外部約束進一步導致城市交通出現不同程度的擁堵問題。上述的這些給新進城的居民生活不同程度的不便，減少農民進城的意愿，阻礙城鄉人口的遷移。
為進一步考察上述的研究結果，本文分別對中國東、中、西部的樣本用靜態模型和動態面板模型進行估計，分析城市公共品供給對城鄉人口遷移的影響的區域性差異。
根據本文的實證研究結果，公共投資主成分變量和城鄉人口遷移之間的關系表現出較明顯的區域性差異。東部地區的教育、文化和環境公共品對人口遷移的拉動作用較為明顯，但衛生和交通的作用則不大。中部地區的教育公共品的系數估計是負的，對人口凈遷入是有阻礙作用，文化公共品對人口遷入則是推動作用的。西部地區的教育和衛生醫療主成分和城鎮人口凈遷入是顯著正相關的，交通和因變量則是顯著負相關，這和西部地區的發展現狀有著密切關系。西部地區的經濟處于起步階段，教育和衛生醫療對于農民的吸引力作用更大，而西部地區的交通一直沒有得到有效的發展，整體水平較低，交通設施建設的投入還無法對人口遷起到拉動作用。改革開放以來，中國的經濟發展存在著很大的區域性差異，東部地區相較于中西部具有明顯的優勢，而公共產品的供給水平也與此緊密相關，本文的研究結果也驗證了公共品對人口遷移的影響存在顯著的區域差異。
2.基于政府公共投資替代變量面板數據的分析
為了使本文的研究結果具有更好的穩健性，本文進一步考察城鄉人口遷移和公共服務供給的性關系，參照已有研究的方法選擇城市教育、文化、衛生醫療、交通設施及環境等五個方面的單項指標變量來度量公共品供給并進行分析。
由實證分析的結果可知，城市教育（此處選取的變量代表的基礎教育――小學和中學教育）公共品供給和城鎮人口凈遷入率是顯著正相關的，和上文的分析基本一致，促進基礎教育的公共投資有利于促進人口的鄉城遷移。城鄉人口遷移和城市衛生醫療公共品供給水平之間顯著正相關，由此可見提高醫療衛生水平可以拉動農村人口向城市的遷移。交通設施公共產品投資與城鎮人口遷入之間依然是負相關的，城市交通管理技術水平低下、道路存量不足和交通資源短缺等因素導致城市交通擁堵，減少農民進城的意愿，阻礙城鄉人口的遷移。而環境公共品和城鎮人口遷入呈負相關，但系數較小，本文認為是環境因素在人口遷移的影響因素中并不十分重要，而且良好的環境建設對于農民主觀上而言意味著更高的生活成本，從而環境方面的公共品供給并不能促進人口遷移，反而會減少遷移，這主要是中國經濟發展的階段決定的，環境因素還不是農民遷移進城的動力，農民對于諸如教育和衛生醫療等方面的政府公共投資更為看重。
四、政策建議
我們在推進新型城鎮化的過程中，關鍵要著眼于解決人的城鎮化，而實現人的城鎮化的核心在于實現公共產品的全民化、均等化，在經濟不均衡發展的背景下特別是政府投資的公共產品和服務的均等化。本文的研究基于省際面板數據，發現鄉城人口遷移和政府公共投資（公共產品）之間是顯著相關的，但是還存在比較明顯的區域性差異。中國不同區域的經濟發展水平差異很大，因此造成公共服務產品的供給存在巨大的區域差異，部分區域的公共品供給和城鄉遷移并不相關。
綜合上述的研究和分析，結合中國現狀，本文給出了如下的建議：
第一，加快推進城鄉居民公共服務的全民化和均等化，以解決城鎮化進程中，人口過度遷移造成的城市容納能力不足和農村貧困化加劇的問題。
第二，中、西部更應重視公共品均等化供給問題，東部由于經濟發展的優勢在公共產品的供給上具有明顯的優勢，若中西部地區不重視加大公共產品的均等化供給，則會出現人力資源向具有公共產品優勢的東部地區轉移并且難以逆轉，從而產生馬太效應。
第三，從上述的分析結果，醫療衛生和教育公共品供給對城鄉人口遷移有著重要的作用，對農村人口向城市的遷移有著顯著的拉動作用，當然在東、中、西部之間還存在著區域性差異，東部和中部的教育和醫療衛生公共品對人口遷移表現出更明顯的拉力作用。政府制定政策時，應該把農村勞動力作為重要的資源要素來看待，并通過促進其流動以實現要素的最優配置。
第四，進一步發展公共交通，擴大城市的道路容量，因為基礎交通設施已經成為農村人口向城市人口遷移重要的阻礙因素。改善現有交通基礎設施的不足，不但可以為農民工進入城市后的生活提供方便，而且為人口的城鄉之間的自由流動提供劑。
第五，應重視文化公共產品的供給和配置，文化公共品在現階段對于人口遷移的作用并不顯著，但是隨著經濟的發展，對精神文明的追求將逐步成為生活的重要一部分，既推動對人口的城鎮化，也可以從根本上發揮提高全民素質的作用。
注釋：
①由于地區數據的缺失，故樣本剔除的數據。
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作者簡介：吳 新（1987-），男，福建福州人，福州大學經濟與管理學院，碩士研究生，研究方向：公司金融。
林炳華，男，福建龍巖人，福州大學經濟與管理學院碩士生導師，副教授，研究方向：公司金融、金融制度、投資經濟。
