迁入省经济人口特征对农村劳动力跨省迁移行为的影响分析

黄宁阳，龚 梦

（华中农业大学 经济管理学院，武汉 430070）

人口迁移指人的居住位置在跨县（市）的常住地的移动，包括城乡之间、城市之间和国家之间居住位置的移动。迁移现象虽然是人口在地理上再分布的过程，但同时它又反应了中国经济、社会的演变，是中国经济在向市场经济过渡过程中的一种深层次的转变。中国劳动力转移流动，是中国经济、政治和社会发展中的一个中心问题，农业劳动力的流动是中国人口迁移的主流（朱农，2005）。本文从迁入的角度研究乡村人口向城镇迁移，包括跨省迁移和省内迁移，用2005年1%全国人口抽样调查的数据以及迁入省2005年对应的经济和人口数据，探讨迁入省的经济和人口特征对乡村人口的跨省迁移行为的影响，对我国乡村劳动力合理有序迁移具有指导意义。

1 理论分析与假设

影响人口迁移的因素很多，自然环境、社会环境、经济环境和迁移者的心理状态都是影响人口迁移的因素，其中，经济是最重要的因素。我国农村劳动力向东南沿海跨省迁移，这一迁移特点不是偶然的，有着深刻的经济、文化、政策、制度和历史等原因。随着我国区域经济水平差距的扩大，中国人口迁移也日益活跃，自发性迁移在人口迁移中的比重不断增加。东南沿海对外开放早，城市工业基础雄厚，农村非农产业比较发达和人口规模大，这些都是影响劳动力流动的重要因素。

1.1 经济因素与农村劳动力跨省迁移的假设

假设1：农村劳动力跨省迁移与迁入省的非农GDP正相关。从发达国家走过的历程看，城市工业的扩张导致第二产业中就业岗位的增加。刘易斯强调工业对农业剩余劳动力的吸收，工业化是农业剩余劳动力迁移的原动力。托达罗认为，发展中国家城市中存在着一个二元经济：城市非正规部门和城市的正规部门（工业），农村劳动力进城先进入非正规部门就业。目前大多数外来劳动力在建筑业和城市的传统服务业工作（即所谓的非正规部门），对满足城市居民的需要是不可缺少的（左学金，1994）。对于迁入省非农产业发达的地区，其对劳动力的吸引力就大。

假设2：农村劳动力跨省迁移与迁入省的GDP的增长率正相关。数据显示，中国农村劳动力迁移规模和经济波动的周期基本吻合。区域经济的静态指标对劳动力迁移有影响，地区经济发展的活力对于农村剩余劳动力的吸引也有很大作用。因为，地区的经济发展越有活力，说明这里的增长能力越强，这里的机会就越多，那么劳动力更容易流入到此地。用GDP的增长率反映地区经济活力，劳动力跨省流动与迁入地的GDP的增长率正相关。

假设3：农村劳动力跨省迁移与迁入省的人均收入正相关，与城镇失业率负相关。我们看到，城乡收入差距不断扩大，农业剩余劳动力迁移的规模也在扩大，这种现象意味着农业剩余劳动力迁移与城乡收入差距的扩大同时并存。收入差距和就业机会是劳动力和人力资本流动的外部动力。农村劳动力迁移由收益成本比来决定，收益指的是预期收益，迁入省的收入预期对劳动力迁移与否的决定产生影响。成本中包含劳动力去外省找工作的代价，失业率是跨省迁移的成本，对劳动力跨省迁移有抑制作用。托达罗认为决定农村向城市迁移流量的，是城乡实际收入的预期差别。迁移者在城市迁入地的预期收人，等于他在城市找到工作的概率乘以就业后的实际收入。

假设4：农村劳动力跨省迁移与迁入省的对外依存度正相关。对外依存度是用地区进出口总额占生产总值的比重来表示，是衡量外向型经济发展程度的指标。外向型经济的发展，外资的大量涌入，为中国人口迁移提供了一种新的外部推动力量。外商直接投资主要集中于中小规模经济、劳动密集型产业及加工业，从而促进沿海地区中小企业和农村工业化的发展，吸收大量的农业剩余劳动力（Sit和 Yang，1997；Li，1997）。对外开放扩大了我国各省之间经济发展的不平衡，这导致了大规模的劳动力流动。对外开放对于劳动力迁移的吸引是有作用的，外向型经济不仅能够吸收本地劳动力，而且能对外省劳动力形成非常明显的拉力（朱农，2004）。

表1 2005年31省市自治区农村劳动力迁移量聚类

1.2 人口因素与农村劳动力跨省迁移的假设

假设5：农村劳动力跨省迁移与迁入省的城市化水平负相关。城市化是人口向城市集中的过程，其衡量指标是城市人口占全社会人口比重。Barney Cohen（2006）认为：在未来的30年里，世界的人口增长主要集中于发展中国家的城市，中国的城市则首当其冲。城市发展过程是人口流动的过程，引起城市人口变动的原因有城镇人口的自然增长率、农村向城镇人口迁移、城镇行政区划变动及统计口径变化。农村向城镇人口迁移促进了城市化的发展；反过来城市化的提高不一定有利于农村向城镇人口迁移，原因在于城市由于长期以来偏向资本密集型的重工业发展，对劳动力的吸纳能力一直很低。在中国农业劳动力迁移的过程中，农村推力很大，城市的拉力远远不足。

假设6：农村劳动力跨省迁移与迁入省的人口规模负相关，与文盲率呈反比。农村劳动力迁移一般都是通过劳动力市场提供的就业机会来实现迁移的。最初，人口规模大对劳动力的吸引力越大，劳动力的越容易迁移，就业机会多的省域劳动力更倾向于迁入。到达一定程度以后，人口规模大又会对资源如土地、资本、矿产等造成压力，从而对劳动力流动形成推动力。文化水平反映一个地区的劳动力素质的高低，反映人力资本的积累和文明程度，我们用15岁及15岁以上人口的文盲率的指标来表示，所以我们假设劳动力省际流动与迁入省的文盲率呈反比。

以上关于农村劳动力跨省迁移与迁入省的经济人口因素关系的假设是否成立，我们将用计量经济学的研究方法和2005年的统计数据进行检验。

2 数据来源及研究方法

2.1 数据来源及概况

国家统计2005年1%人口抽样调查数据中，农村迁移人口总数为 191，6468 人，其中，125，9291 人为省内跨县（市）的迁移，占65.7%；65，7177人为跨省迁移，占34.3%。

2005年31省市自治区跨省迁移聚类结果显示，CL2对应的半偏R2=0.7321为最大，提示CL4合并的效果最好，根据附图4树状图归纳分3类（见表1）。农村劳动力人口迁移量最大的是广东，其次依次是上海、浙江和江苏；迁移量最少的是西藏，其次是青海、宁夏、海南和甘肃。同年，31个省市自治区省内迁移聚类结果则显示，CL2对应的半偏R2=0.5013为最大，CL4合并的效果最好，根据附图2树状图聚为3类（见表1）。农村劳动力人口迁移量最多的是四川，其次依次是湖南、江苏、广东和内蒙古，这5省省内迁移量占全国省内迁移量的32.7%；最少的是西藏，其次依次是天津、北京、上海、海南、青海、和宁夏。

人口迁移的活跃程度不仅反映出该地经济的繁荣程度，而且反映出区域经济的富裕程度（董俊凯，2009）。从2005年省内农村劳动力迁移量与跨省迁移量比较可以看出，绝大部分省份以省内迁移为主，省内迁移的农村劳动力数量多于跨省迁移的数量。广东、上海、浙江和北京等经济发达的省市，跨省迁移的数量超过了省内迁移，广东最为明显。

2.2 模型构建

本文通过构造一个综合分析模型，验证影响劳动力跨省迁移意愿的相关假设。目前处理分类因变量常采用Logistic模型，1表示跨省迁移，0表示省内迁移，解释变量主要包括迁入省的经济特征和人口因素。Logistic模型是概率单位模型，可以分析具有不同特征的劳动力选择跨省迁移或省内迁移的概率，分析什么样的农村劳动力更可能跨省迁移，Logistic模型的具体形式如下：

根据Logistic变换的定义，即：

P/(1-P)称为发生比（Odds），即某事件出现的概率与不出现的概率之比，本文就是农村劳动力跨省迁移与非跨省迁移（省内迁移）的发生比。将（2）式代入（1）式并运算可得：

为了保证二期厂房及停车场的正常修建，在勘察的基础上进行有针对性地开展边坡治理工作十分必要且非常紧迫，并根据业主一致讨论，把整个边坡范围作为本次治理范围。

由于因变量是二分类的，Logistic回归模型的误差项应当是服从二项分布，而不是正态分布。因此，该模型不适合使用最小二乘法进行参数估计，而要用最大似然法。由于模型中使用了Logistic变换，各自变量的偏回归系数βi（i=1，…，p）表示的是自变量χi每改变一个单位，农村劳动力跨省迁移与省内迁移的发生比（Odds）的自然对数值的改变量。而exp(βi)即发生比率（Odds Ratio，即 OR 值），表示的是自变量每变化一个单位，农村劳动力跨省迁移出现概率与省内迁移出现概率的比值是变化前的相应比值的倍数。当迁移结果出现的概率较小时（一般认为小于0.1），OR值大小和发生概率之比是非常接近的，因此就可以近似地认为迁移的发生率为变化前的OR值倍，该模型的回归结果中还提供了用于检验模型预测准确度的指标。

2.3 变量选取

因变量设定。跨省迁移与省内迁移的行为是农村劳动力迁移意愿的反应。笔者以它作为因变量，进而从迁入省的特征分析影响农村劳动力跨省迁移的意愿。相对于省内迁移，跨省迁移是程度更深的迁移，本文因变量将跨省迁移取值为“1”，省内迁移取值为“0”。

自变量设定。根据理论分析与假设，将迁入省的经济特征即第二三产业之和（X1）、GDP 增长率(X2)、人均收入(X3)、失业率(X4)、对外依存度(X5)与入省的人口因素即城市化水平(X6)、总人口(X7)及文盲率(X8)作为可能影响农村劳动迁移的自变量，分别设为X1至X8，数据均来自2006年的《中国统计年鉴》。

2.4 解释变量的相关性检验

首先对影响农村劳动力跨省迁移行为的解释变量作相关性检验，用以测量两个变量间的关联强度。设Xi与Xj为两个随机变量，其相关系数 以r表示，取值－1≦r≦1。r值越趋近于＋1，表示越强烈正相关；r值越趋近于－1，表示越强烈负相关；r值趋近于0时，表示可能完全不相关。一般而言，当－0.3≦r≦0.3 时， 表示低度相关；0.3≦r≦0.7 或－0.7≦r≦－0.3时，表示中度相关；0.7≦r≦1或－1≦r≦－0.7时，表示高度相关。本次研究的解释变量8指标的相关性检验结果见表2。

表2中各变量之间的相关系数在95%置信区间内均显著，除迁入省人均收入X3与迁入省对外依存度X5（相关系数0.837），迁入省人均收入 X3与城市化 X6（相关系数 0.808），迁入省对外依存度X5与城市化X6（相关系数0.777），总人口X7与迁入省第二三产业之和X1（相关系数0.721），呈高度相关外，其余皆属中低度相关，表明本研究所采用的解释变量适宜作为实证研究的变量。

表2 自变量相关性矩阵

3 结果分析

为了对Logistic回归模型进行有意义的解释，要求模型中所包含的自变量必须对因变量有显著地解释能力。在Logistic回归中，用来检验“除常数项以外的所有系数都等于0”的无关假设的检验是似然比检验（Likelihood Ratio Test）。它可以用来检验Logistic回归模型是否统计性显著。似然比统计量近似地服从于χ2分布（Greene，1990）。如果模型χ2的统计性显著，我们便拒绝零假设，认为自变量所提供的信息有助于我们更好地预测事件是否发生。

表3 极大似然估计标准分析

表3显示对8个自变量进行Logistic回归分析得到参数的显著性检验结果。解释变量均在给定0.05显著性水平下对因变量具有显著性作用，即迁入省第二三产业之和（X1）、GDP 增长率(X2)、人均收入(X3)、失业率(X4)、对外依存度（X5）、城市化水平(X6)、总人口(X7)和文盲率(X8)都显著影响中国农村劳动力的跨省迁移意愿，其影响及程度归纳如下：

（1）迁入省第二三产业之和是影响农村劳动力跨省迁移意愿的一个因素，假设1得到证实。迁入省第二三产业之和的统计检验在5%的水平上显著。由于迁入省第二三产业之和是连续型变量，其OR值是以1亿元为间隔的发生比比值。这说明，在其他条件不变的情况下，迁入省第二三产业之和增加1亿元时的发生比与未增加前的发生比近似相等。通常，我们希望研究以100亿元为间隔的OR值（Exp（0.000092*100），其值为1.009，表示若迁入省第二三产业之和增加100亿，其跨省迁移发生比将增加0.9%。

（2）GDP增长率也是影响农村劳动力跨省迁移意愿的一个因素，假设2得到证实。模型的估计结果是，GDP增长率对农村劳动力跨省迁移有显著影响，因为其作用系数为0.00282。即GDP增长率若增加1%是未增加前跨省迁移发生比的100.3%，GDP增长率若增加5%比未增加前跨省迁移发生比的增长1.4%。

（3）城镇人均收入与失业率显著地影响农村劳动力跨省迁移意愿，假设3得到证实。其OR值为1，即城镇人均收入若增加1元，其迁移发生比和未增加前基本相等。为了更深入的研究，我们以1000元为间隔，得到其OR值为1.179，即表示城镇人均收入若增加1000元，农村劳动力迁移发生比将提高17.9%。失业率对农村劳动力跨省迁移意愿的影响是负的，因为其作用系数为-0.1555。其OR值为0.856，即失业率每增加1%，其跨省迁移发生比是未增加前的85.6%。即迁入省的失业率增加，迁入人口将减少。

（4）迁入省对外依存度也影响农村劳动力跨省迁移意愿的因素，假设5得到证实。这种影响是一种负的影响，因为其作用系数为0.00970。其OR值为1.010，即城市化水平若增加1%，其迁移发生比是未增加前的101.0%。城市化水平若增加5%，其迁移发生比将增加5%.即迁入省的对外依存度提高，迁入人口将增加。

（5）迁入省城市化水平也影响农村劳动力跨省迁移意愿的因素，假设6得到证实。这种影响是一种负的影响，因为其作用系数为-0.0359。其OR值为0.965，即城市化水平若增加1%，其迁移发生比是未增加前的96.5%。即迁入省的城市化水平增加，迁入人口将减少。

（6）迁入省总人口和文盲率也是影响了农村劳动力跨省迁移意愿的重要因素，假设6得到证实。迁入省总人口的统计检验在5%的水平上显著，其系数非常接近0。其OR值为1，即迁入省人口总量每增加1万人是与未增加前的跨省迁移发生比近乎相等。迁入省的人口总量若增加10万，其迁移发生比是未增加前的99.7%，减少了0.3%。迁入省文盲率对农村劳动力跨省迁移与否有显著影响，而且这种影响是一种负的影响，因为其作用系数为-0.0156。其OR值为0.985，即迁入省的文盲率若增加1%，农村劳动力的迁移发生比将是未增加前的98.5%。

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