城乡人口流动的影响因素分析

华小全

(淮南师范学院 经济与管理学院，安徽 淮南 232038)

中国正在经历人类发展史上和平时期最大规模的人口流动。据国务院农民工工作领导小组数据，2013年全国农民工总量2.69亿人，其中外出的农民工1.66亿人；农民工月均收入是2609元，农民工外出打工收入已经占到农民人均收入的50%。[注]人民网，2014-2-25，http://gx.people.com.cn/n/2014/0225/c179409-20641001.html。中国的人口流动突出表现为从农村流向城市，从欠发达的中西部地区流向较发达的东部地区。关于中国农村劳动力转移的研究已经非常丰富，涵盖了历史背景、转移状况、转移的影响因素以及转移所带来的影响等角度。王秀芝、尹继东，胡枫对2007年前中国收入差距与劳动力流动关系做了综述研究，[1，2]盛来运对农村劳动力流动的经济影响和效果进行了分析。[3]

人口从乡村流向城市是发展中国家经济发展进程中的必然现象，西方发展经济学家一般都肯定这种人口流动对经济发展的积极影响，认为劳动力从劳动生产率近乎为零的传统农业部门，流入高生产率的工业和第三产业部门可以提高整个社会的经济效率。[4]发展中国家普遍存在的人口城乡流动研究，开始于刘易斯的《无限劳动力供给下的经济发展》，[5]在这篇经典论文中，刘易斯将发展中国家的经济划分为两个部门：一个是以传统生产方式进行的劳动生产率极低的传统农业部门，另一个是以现代方法进行生产的、劳动生产率和工资收入水平较高的现代工业部门，丰富而廉价的农村劳动力源源不断地流向城市工业部门支持了低成本的扩张。拉尼斯，费景汉扩展的刘易斯模型，是以既定的城乡收入差距和劳动力由农村向城市单向流动为现实条件下展开的。[6]

对中国城乡劳动力流动的研究总是与其举世瞩目的城乡收入差距联系在一起的，蔡昉、王美艳从统计数据的构成角度分析了为什么劳动力流动没有缩小城乡收入差距，[7]中国的城乡户籍制度被许多经济学家认为是阻碍城乡劳动力流动以实现差距缩小的障碍，[8,9]学者们普遍承认城乡劳动力流动这一预想能够缩小城乡差距的途径并没有达到预期的效果。因此，本文利用1996～2011年数据，构建城乡人口流动、收入差距、家庭支出负担等因素间的协整方程，来研究中国大规模城乡人口流动的长期均衡及短期波动问题。

一、中国城乡劳动力的现状及趋势

新中国成立后，我国经历了三次大规模的人口流动：建国初期党的工作重点由农村转向城市，由此大量农村人口涌入城市；第二次为20世纪六七十年代，由于三年自然灾害时期农村劳动力减少，导致农产品供给严重不足，因此约有2000万城镇知识青年在随后的十年“上山下乡”到农村、到边疆去，人口流动的方向表现为由城镇向农村流动(逆流动)；第三次大规模流动发生在改革开放后，20世纪九十年代中期加速发展，至今仍在持续扩大。[10]农村联产承包制度从根本上解决了农产品短缺问题，政府开始放松对城乡迁移的控制，首先是政府开始允许知识青年返城和城市农村劳动力在农村的配偶进城，1984年允许农村人口自带口粮进入小城镇务工经商，九十年代粮食供应配给体制废除后，一拨又一拨的民工从田间地头走向城市工厂，从中西部走向东南沿海地区，传统农民与市民的身份开始转变。建国初期为推行赶超战略以实现工业化，于1958年颁布了《户口管理条例》，对城乡人口迁居进行非常严格的控制，其限制人口流动的做法实质上是为了低成本地获取城市工业所需生产要素。[11]这一城乡分割分治的二元体制在家庭联产责任制后得到了松动，大量从土地上解放出来的农民走向了工厂，走向了城市。

中国城乡劳动力流动突出表现出两个特征：一是流动规模历史空前。关于中国流动人口的定义及到底有多少流动人口，理论界和政府不同部门的数据都不相同，首先表现为统计口径上，统计部门将迁移时间超过半年，空间跨越乡镇街道的定义为“迁移人口”，而公安部门的依据却是时间跨度三日以上的，空间跨越乡镇街道的定义为“迁移人口”，显然公安部门的计算口径要宽得多，这样计算下来的“迁移人口”必然比统计部门所提供的数目要多，但由于公安部门的数据对外公布的连续性较差，不适宜于研究，因此，普遍采用的是统计部门的资料。卢向虎等使用“某年农村人口向城市净迁移规模=当年城镇新增人口总数-当年城镇人口自然增长量”的公式，计算了1978～2003年城乡净迁移人口序列，[12]这一方法在学术研究中常见，只可惜其中最重要的“城镇人口自然增长率”数据不全，众多年份需要通过估算得到，因此其精度不高。二是流动的范围广大且不固定。人口流动的范围可以说遍及中国的每一个乡镇街道，乡村的人口流动频率要高于城镇地区，落后地区的人口流动频率要高于发达地区，中青年人口的流动频率要高于老年人口和少年人口，有的乡村外出务工者一年下来会更换2～4个工作地点。

本文采用另外一种方式计算得到中国流动人口数据。众所周知，中国的人口流动研究是与中国特有的户籍制度联系在一起的，因此本文将中国城乡人口流动数据公式设定为公安部门的户籍农业人口-统计部门乡村人口。

根据国家统计局的常用统计指标使用方法，城镇人口=非农业人口+农村进城务工经商人员(半年以上)+外来人口中常住城镇的人口(半年以上)，乡村人口是除上述人口以外的全部人口。户籍在农村而在统计时在城镇的人口即为社会学意义上的流动人口，根据这一方法，测算得到1995～2011年城乡流动人口总数和流动人口占乡村户籍农业人口的比例(见图1)。

图1 中国城乡人口流动数据(1995～2011)

由图1可以得到，无论是以城乡流动人口(万人)绝对数，还是城乡流动人口占农业人口的比例相对数，城乡人口流动都表现出相同的变动规律，可以将1995～2011年城乡人口流动分为三个阶段：第一阶段，1995～2001年，为加速流动的阶段；第二阶段，2002～2005年为稳定调整的阶段；第三阶段，2006～2011年，为再次加速流动的阶段。从现有趋势分析，中国城乡人口流动仍然处于稳步增加的阶段，许多经济学家所描述的“刘易斯拐点”并没有显现迹象。

二、模型的建立及数据说明

为了准确地把握我国城乡人口流动稳步增加的原因，本文尝试建立城乡人口流动与其影响因素之间的协整方程模型，以探讨它们之间的长期均衡关系。因为影响人口流动的因素比较多，但在建立模型时，不可能穷尽所有变量，根据E.G.Ravenstein等人提出的“推拉理论” ，[13]巨大的城乡居民实际收人“鸿沟”成为城乡人口迁移的主要“拉力”，农村居民家庭负担成为人口流动的主要“推力”。所以在参考相关研究的基础上，选取城乡居民实际收入差距、农村居民家庭现金支出负担、城乡人均固定资产投资差异等作为变量进入模型，分别说明如下：

中国大量农村人口向城市迁移的突出表现为中国城市化率不断提高，2011年中国城市人口首次超过农村人口，城市化率达到51.27%，根据发展经济学理论(谭崇台，2001)，[4]中国正处于城市化加速发展的阶段，直到一国城市化率超过60%以后会进入减速提升的阶段，未来20年中国农村还将有超过4亿的人口会通过各种方式转移到城市。但是中国这种包含大量城乡流动人口的城市化缺失“人本精神” ，[14]当大量乡村流动人口持续“注入”到低速增长的城市人口，所带来的矛盾会随着这一比例的上升而增加。因此，本文选取乡村流动人口(万人)的自然对数作为城乡人口流动(the proportion of urban-rural migrants population，PURMP)的代理变量，以便于考察城乡流动人口的增长情况。

本文将城乡居民收入差距(income gap between urban and rural,IGBUR)设定为城市居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比。对于世界上大部分地区而言，普遍存在城市的物价上涨水平年复一年地高于乡村地区的现象，这样日积月累后就会形成巨大的城乡物价“鸿沟”，城市人在享受高收入所带来快乐的同时，也遭遇着高物价的痛苦，而农村人虽然仅有较低的收入，但也享受了自给自足和低物价的乐趣。因此，未经价格指数处理的城乡差距可能会高估现实中的差距，万广华(2006)曾分别使用未经过去物价指数处理的和经过指数处理的数据分别计算中国城乡收入差距，结果显示，不考虑通胀因素影响的城乡收入差距有明显偏大的倾向。[15]本文所选用的城乡收入分别经过城乡两套价格指数调整，统一调整到1990年价格。

家庭联产承包责任制解决了农村居民的吃粮问题，但是并没有解决农村居民的富裕问题，家庭经营所获取的少量现金收入在不断增加的子女教育、健康医疗、家庭建房，甚至包括儿女婚嫁的现金支出面前捉襟见肘，成为许多农村居民外出务工的“推力”。本文以家庭现金支出与现金收入中的非工资性现金收入(现金收入-劳动报酬收入)的比例作为农户现金负担比率(the cash burden ratio of rural，PURR)的代理变量，考察“推力”对城乡人口流动的影响力。

中国城乡分割分治的二元结构应当成为大规模城乡人口流动的重要原因，突出表现为以城市为中心的固定资产投资的城乡差异。以财政资金引导的社会资金大量地投入到了城市，而广大农村占全国人口一半的农村居民只分享了很少一部分投资，很多经济学家都用实证分析证明了高投资是中国改革开放以来经济持续增长的关键变量(吴敬链，2006；陈彦斌，姚一旻，2010)。[16,17]农村低投资导致经济低增长，低增长带来农村基础设施建设的落后和发展机会的缺失，从而引致大量有理想的农村青年转移到城市去寻求人生价值和理想的实现。因此本文选取城乡当年人均固定资产投资比值(fixed capita investments ratio between urban and rural，FCITBUR)作为城乡二元结构变量，《中国统计年鉴》提供了每年的城乡固定资产投资总额，分别除以城乡居民人数，就得到城乡人均固定资产投资，计算得到二者的比值。

本文所有变量时间序列数据所选取的时间区段为1996～2011共16年数据，选取这一时间段的理由是基于在这之前，城乡人口流动的规模较小占乡村户籍农业人口比例低于5%。除户籍农业人口数据来自相应年份《中国人口统计年鉴》外，其余数据均来自历年《中国统计年鉴》，表1显示了各变量的描述性统计特征。因此，所构建的考察中国城乡人口流动的计量方程设定为：

PURMP=C(0)+C(1)*IGBUR+C(2)*PURR+C(3)*FCITBUR+ε

(1)

式(1)中，PURMP为乡村流动人口(万人)的自然对数，IGBUR为城乡收入差距，PURR为农户现金负担比，FCITBUR为城乡人均固定资产投资比，C(0)、C(1)、C(2)、C(3)为方程待估参数，ε为随机扰动项。

表1 变量的描述性统计特征

三、实证结果分析

(一)变量平稳性与协整检验

只有具有相同阶数的序列才有可能构成协整关系(如果至少两个解释变量的单整阶数高于被解释变量单整阶数，也可能存在协整关系)，因此首先检验各变量序列的平稳性，对PURMP、IGBUR、PURR、FCITBUR等4个时间序列进行单位根检验以判定他们是否满足进行协整检验的条件。使用Eviews6.0软件对这4个时间序列进行ADF检验，最佳滞后阶数按照AIC 准则确定，单位根检验结果见表2。

由表2中ADF检验结果可得，设置5%的置信度，城乡流动人口(PURMP)、城乡收入差距(IGBURC)、农户现金负担比率(PURR)、城乡人均固定资产投资比值(FCITBUR)等4个时间序列，均为一阶单整，即I(1)序列，因此可以使用这4个时间序列进行协整检验，以考察他们之间的协同特性。协整检验采用Johansen非约束(Unrestricted)协整检验，检验选取序列为没有线性趋势但协整方程有截距项类型，检验滞后阶数设为1，检验结果见表3。

表2 变量单位根检验结果

注：1.△表示该序列的一阶差分后的序列；2.检验形式(C，T，L)中，C，T，L分别表示截距项，趋势项和滞后除数；3.***，**，*分别表示在1%，5%，10%的置信水平拒绝零假设。

表3 Johansen非约束协整检验结果

表3的Johansen协整检验结果表明，在5%的显著性水平下，根据轨迹统计量和最大特征根统计量均拒绝零假设，得到这4个变量中存在1组协整关系，选取这一包含全部4个变量且特征值最大的1组协整方程来表示变量间的长期稳定关系，方程为(系数下面括号内数据为系数的t统计量)：

PURMP=0.6126*IGBUR+0.3711*PURR-0.2554*FCITBUR+3.968

(2)

(-0.0198) (0.0989)(0.0119) (0.1521)

(二)协整方程解读

根据协整检验所得到的协整方程式(2)，可对其解读如下：

首先，城乡收入差距、农户现金负担比率对城乡人口流动的影响方向与现有经济学理论相一致，城乡收入差距、农户现金负担比率对城乡人口流动的系数均为正，也就是说城乡收入差距的增大、农户现金负担的加重会强化农村居民向城市流动的动力；现有经济学理论认为，增加对农村地区投资，降低目前相当大的城乡人均固定资产投资比值应当有利于适当减缓城乡人口流动的压力，但本文实证分析得出，城乡人均固定资产投资比值对城乡人口流动的影响系数为负，考察期内城乡投资差异的减少没有减缓城乡间人口流动，当对农村地区的投资主要是以交通道路、通信联络为主体内容时，所带来的是城乡间迁移成本的降低，这使得原来难以获取的城市就业信息可以低成本的获得，城乡间的感觉距离更近了，便利的交通条件可以让原来处于闭塞的农村居民走向城市的步伐加快，农村公共投资的增加在短期内有利于城乡人口迁移与观察到的现实是一致的。

其次，城乡收入差距、农户现金负担比率、城乡人均固定资产投资比值对城乡人口流动的影响力度存在较大差异。从自变量的回归系数分析，如果城乡居民实际收入差距比增加0.1，则会带来城乡流动人口增长6.126%；当农户现金负担比率增加0.1时，只会带来城乡流动人口增长3.711%，其影响力度要小得多；如果城乡人均固定资产投资比值降低0.1的话，也会带来城乡流动人口增长2.554%。

第三，从1996～2011年影响因变量城乡人口流动的三个自变量的变动情况分析，城乡收入差距变动幅度很大，收入差距最大年份比差距最小年份增加了0.95，由此对城乡流动人口的贡献率超过了60%；农户现金负担比率表现为年复一年稳步上升，对城乡人口流动起到了扩大作用，但由于其变化范围不大，对人口流动的压力有限，贡献6%左右流动人口增加量；人均固定资产投资比值变动分两个阶段，在1996～2008年是稳步小幅上升的，对城乡流动人口起降低作用，在2009～2011年是大幅度下降的，对城乡流动人口起促进作用。

(三)外生冲击影响

外生冲击是指模型以外的政策性因素变动，从而通过改变模型中变量的随机扰动项来产生对因变量的影响，这种影响可以是长久的，也可能是暂时的。脉冲响应函数(Impulse Response Function,IRF)就是用来衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对变量当前和未来取值的影响，这里的随机扰动项被称为新息。[18]

本文仅考察外生冲击对城乡人口流动的影响，城乡人口流动对4个变量一个标准差新息的响应分别见图2～图5。

图2 PURMP对其自身一个新息的响应

图3 PURMP对IGBUR一个新息的响应

图4 PURMP对PURR一个新息的响应

图5 PURMP对FCITBUR一个新息的响应

由图2可知，城乡人口流动对其自身的一个标准差新息的影响始终为正，在第2期影响最大，说明有利于城乡人口流动的政策影响力是持续且有效的，且效果会立即显著，当然随着时间推移，影响力会逐步减弱，但持续为正向影响；由图3可知，城乡人口流动对城乡实际收入一个标准差新息的影响当期为负，但从第4期后农村居民就寻找到规避城乡收入差距的方法，就是扩大人口流动的规模，所以任何在结果上扩大城乡收入差距的政策，在短期内会起到限制乡村人口进城的效果，但长期只会带来更大规模的人口流动；由图4可知，城乡人口流动对农户家庭现金负担一个标准差新息的影响当期为正，当期反响强烈，但长期影响近乎为零，这点容易理解，如果农户家庭因为特别原因需要增加现金支出时，最优的选择莫过于外出进城挣钱，但长期农户会调整支出结构，以适应家庭突发事件所带来现金支出的增加；由图5可知，城乡人口流动对城乡固定资产投资比一个标准差新息的影响持续为负，影响随着时间的推移逐步减小，说明增加乡村固定资产投资政策的影响力是可以减缓城乡人口流动压力的，近期效果明显且长期也有少许效果。

四、研究结论及启示

城乡居民间巨大的收入差异、农户家庭沉重的现金支出负担导致农村优质人口单方向向城市流动，特别当这种流动带有较强的选择性时，农村一大批知识高、有头脑、能创业、会致富的青年人成为向城市流动主体时，他们带走了原来在农村的资产，也带走了未来农村发展建设的希望。本文通过构建城乡人口流动(PURMP)、城乡收入差距(IGBURC)、农户现金负担比率(PURR)、城乡人均固定资产投资比值(FCITBUR)等4个变量的协整方程，使用1996～2011年的时间序列数据进行实证分析，结果表明，这4个变量间存在长期稳定的协整关系，城乡居民收入差异是城乡间巨大流动人口的主要影响因素，农户现金支出负担是次要影响因素，近年来对农村地区增加的固定资产投资所期望的减缓城乡间人口流动的效果尚未显现。根据以上结论，本文提供了以下可供选择的政策：

第一，构建城乡生产要素对流的机制，以改变目前乡村优质资源向城市单方向流动的现状。我国的发展整体上已具备“工业反哺农业，城市支持农村发展”的条件，但要真正实现城乡互动发展，而不是城市剥夺农村发展机会的不均衡发展，尚需要建立一整套鼓励城市生产要素向乡村流动的机制，这一方向在大城市的城郊已见端倪，但在广大农村腹地，还未见曙光。

第二，改善长期存在的城乡二元结构体制。引导乡村居民合理、有序、稳步地定居城市，而不是年复一年地在城乡间移动，这样既可以减少城市居民与流动人口的矛盾，也可以减少人口持续流动所导致的社会效率损失。

第三，在增加对农村公共基础设施投资的同时，要利用政策引导生产性市场资金进入农村投资；采取提高农业生产人员的科技水平，发展农村职业教育，改善农村基础教育环境，让农村孩子可以低成本、就近接受来自城市较好师资的教育等政策，让乡村不仅成为农村居民而且可以成为城市居民创业和生活的美好乡村。

参 考 文 献

[1]王秀芝，尹继东. 中国收入差距与劳动力流动关系研究综述[J]．财经研究，2007，23(4)：16-21．

[2]胡枫．中国农村劳动力转移的研究: 一个文献综述[J]．浙江社会科学，2007，23(1)：207-212．

[3]盛来运．农村劳动力流动的经济影响和效果[J]．统计研究，2007，24(10)：15-19．

[4]谭崇台．发展经济学[M]．太原：山西经济出版社，2001：278．

[5]Lewis W A．Economic Development with Unlimited Supply of Labour[J]．The Manchester School，1954，22(5)：139-191．

[6]Fei C H．A Theory of Economic Development [J]．American Economic Review，1961，51(9)：533-565．

[7]蔡昉，王美艳．为什么劳动力流动没有缩小城乡收入差距[J]．经济学动态，2009，50(8)：4-10．

[8]蔡昉，王美艳．农村劳动力剩余及其相关事实的重新考察——一个反设事实法的应用[J]．中国农村经济，2007，23(10)：4-12．

[9]林毅夫． 解决三农问题的关键在于发展农村教育、转移农村人口[J]．职业教育，2004，3(9)：31-35．

[10]赵乐东．新时期人口流动和流动人口的统计学研究[J]．经济经纬，2005，22(6)：80-83．

[11]林毅夫，蔡昉，李周．中国的奇迹：发展战略与经济改革(增订版)[M]．上海：格致出版社，上海三联书店，上海人民出版社，1999：49-54．

[12]卢向虎，朱淑芳，张正河．中国农村人口城乡迁移规模的实证分析[J]．中国农村观察，2006，27(1)：35-41．

[13]S. Narasimhan．Labour Out-Migration to Cities: Searchfor an Appropriate Theory[J].Man-and-Development, 1995, 17(1) :77-88．

[14]马怀礼，华小全，李颖．“人本城镇化率”指标的构建．中国的城镇化道路[C]. 北京：社科文献出版社，2012：340-349.

[15]万广华．经济发展与收入不平等[M]．上海：上海人民出版社，2006：177-201．

[16]吴敬琏．中国经济增长模式抉择[M]．上海：上海远东出版社，2006：150-169．

[17]陈彦斌，姚一旻．中国经济增长的源泉：1978～2007年[J]．经济理论与经济管理，2010，30(5)：20-28．

[18]易丹辉．数据分析与Eviews应用[M]．北京：中国统计出版社，2002：173．