關鍵詞:人口遷移/戶籍制度/市場化改革
改革以來中國大規模的人口遷移是制度變遷和經濟轉型的結果。中國傳統的計劃經濟體制是圍繞優先發展重工業的戰略形成的。在資本稀缺的經濟體中，不可能依靠市場引導資源配置來實施資本密集型重工業優先發展戰略，所以必須通過計劃配置機制，按照產業發展的優先順序來配置各種資源。這樣壹來，以資本和勞動力為代表的資源或生產要素既沒有必要，也不允許按照市場價格信號自由流動。因此，隨著20世紀50年代這壹發展戰略格局的確定，壹系列相關制度安排人為地將土地“畫成監獄”，按照地區、行業和所有制的分類進行資本和勞動力的配置，生產要素的無計劃流動成為非法現象。其中，將城鄉人口與勞動力分離的戶籍制度，及其配套的城市勞動就業制度，城市偏向的社會保障制度，基本消費品供給的票證制度，專屬的城市福利制度等。，阻礙勞動力作為生產要素在部門、地區和所有制之間的流動。在這種體制下，沒有勞動力市場，農村居民未經政府許可不能移居城市，勞動人事部門通過計劃控制勞動力的跨部門流動。
始於1978年底的農村家庭承包制改革，使農民成為其邊際勞動努力的剩余索取者，從而解決了人民公社體制下因平均分配原則而長期無法解決的激勵問題(孟，2000)。與此同時，政府開始改革價格，以誘導農民提高農業生產率。農業剩余勞動力釋放後，非農產業活動較高的報酬吸引了勞動力的轉移(庫克，1999)，從而促進了農村要素市場的發展。原本集中在農業的勞動力開始流向農村非農產業、小城鎮甚至大中城市。
由於阻礙勞動力流動的各種障礙沒有消除，加上政府鼓勵農村勞動力就地轉移的政策引導，80年代初的勞動力轉移主要是從農業向農村非農產業轉移，主要集中在鄉鎮企業，也就是所謂的“背井離鄉”。但是，隨著鄉鎮企業遇到來自國有企業、外資企業和民營企業日益強大的競爭，必須提高技術水平和產品質量，因此鄉鎮企業增資的速度逐漸加快，吸收勞動力的速度相應減慢。農村勞動力面臨越來越大的跨區域轉移壓力。同時，外商投資企業、中外合資企業、私營企業和股份公司等非國有部門在東部地區迅速發展，擴大了對勞動力的需求，成為消除制約勞動力流動的體制性障礙的重要力量。
隨著農村勞動力本地轉移渠道的日益狹窄，政府在1983開始允許農民從事農產品長途販運和自銷，首次賦予農民異地經營的合法性。1984進壹步放寬了對勞動力流動的控制，甚至鼓勵勞動力到附近的小城鎮就業。1988，中央開了個先例，允許農民自帶口糧進城務工經商。到上世紀90年代，中央政府和地方政府采取了壹系列措施，放寬了對人口遷移的政策限制，這意味著戶籍制度得到了壹定程度的改革。比如，很多大大小小的城市早就實行所謂的“藍印戶口”制度，把絕對的戶籍控制變成了選擇性接受。此外，在1998中，公安部為幾類人群進入城市開了綠燈，如子女可以隨父母任何壹方登記，長期分居的夫妻可以壹起轉移以及老人可以隨子女獲得城市戶口等等。雖然實施在壹些大城市遇到阻力，但至少在中央政府層面為戶籍制度的進壹步改革提供了法律依據。城市福利制度改革也為農村勞動力流向城市創造了制度環境。20世紀80年代末以來城市經濟的逐步改革，如非國有經濟的發展、口糧供應制度的改革以及住房分配制度、醫療制度和就業制度的改革，降低了農民移居城市、生活和尋找工作的成本。
與其他政策改革相比，戶籍制度改革長期沒有實質性突破，成為勞動力流動的最大障礙。所有在就業政策、保障制度、社會服務供給等方面對外國人的歧視性待遇，都根源於戶籍制度。隨著時間的推移，兩個因素的變化促使政府改革移民政策。壹是城市戶籍制度不再具有外在或隱含的利益，即地方政府不再按照個人戶籍提供就業、社會福利等方面的保障。這樣，城市人口的膨脹不會給地方政府增加額外的財政負擔。第二，地方政府意識到勞動力流動不僅帶來資源的再分配，而且是城市融資的重要來源。這樣，不同市場化水平的城市會根據各自的目標推進城市戶籍制度改革。
可見，戶籍制度改革和其他壹系列阻礙人口遷移的制度因素所推動的勞動力流動，不僅是經濟發展的重要內容，也是整個經濟體制向市場機制轉化的重要過程，而且是以其他領域改革的進展為基礎的。這種轉變或改革的結果是勞動力市場的形成和發展，勞動力資源越來越多地由市場配置。在整個經濟不斷市場化的過程中，人口遷移也呈現出轉型期的特征。這就是中國轉型期人口遷移的特殊性。本文旨在利用2000年人口普查數據分析人口流動與市場化的關系。
壹，轉型期人口遷移理論
人口和勞動力的區際流動是勞動力市場在空間上從非均衡走向均衡的過程。在發展中國家的經濟發展過程中，隨著工業化和城市化的發展，大量的農村人口和勞動力從農村流向城市，從低生產率的農業部門流向高生產率的工業部門。劉易斯(1954)認為，發展中國家存在典型的二元經濟結構，農村存在大量剩余勞動力和隱性失業，農業的勞動邊際生產率幾乎為零或為負。農村勞動力從農業部門流出不會對農業產出產生負面影響，但會增加留在農業部門的勞動力的邊際產出。隨著城市勞動力的不斷增加，城市工資水平開始下降，農村勞動力向城市流動直到城市部門的工資水平與農業部門持平才會停止。在劉易斯的模型中，勞動力可以在城鄉之間自由流動，不存在明顯的制度障礙。現代城市部門較高的工資水平和傳統農業部門較低的工資水平是城鄉之間勞動力流動的驅動力。在托達羅(托達羅，1969；哈裏斯和托達羅，1970)在兩部門模型分析中，農村人口和勞動力的遷移取決於城市的工資水平和就業概率。當城市的預期收入水平和農村的工資水平相等時，勞動力在城鄉之間的分布和遷移是均衡的。
由於現代城市經濟中正規部門和非正規部門的區分，農村勞動力向城市遷移首先進入非正規部門，然後才有可能進入正規部門就業。城市正規部門的就業創造率越大，越有利於更多的非正規部門勞動力向正規部門轉移；城鄉收入差距越大，從農村流向城市非正規部門的勞動力就越多，城市非正規部門的規模就越大。由於城市正規部門的就業創造率取決於工業產出的增長率和該部門勞動生產率的增長率，因此城市工業的快速增長將有利於提高正規部門的就業創造率，從而降低城市非正規部門的勞動規模。但這種影響可能會被城市工資增長誘發的大量農村新增勞動力流入所抵消。因此，城市正規部門創造的就業機會導致城市失業率上升。
Faldts (Fields，1974)認為托達羅模型沒有考慮農村勞動力在城市正規部門找工作的概率。由於非正規部門勞動力在正規部門獲得就業機會的相對概率較低，流入城市的農村勞動力大多只能留在非正規部門。他們之所以能接受較低的工資水平，主要是期望從城市正規部門的工作機會中獲得補償。在托達羅模型的基礎上，法爾茨引入了尋找工作機會的觀點。壹方面，他強調了城鎮體系工資和相對就業概率對遷移過程的影響。另壹方面，他也指出，非正規部門大量未充分就業的勞動力確保了勞動力市場平衡時的失業率低於托達羅模型估計的失業率。非正規部門大量未充分就業勞動力的存在，壹定程度上緩解了城市的失業問題。
隨著勞動力的流動，城鄉勞動力市場開始互動。然而，根據托達羅的理論，城市失業率的上升將減緩人口向城市的持續遷移。根據Faldts的觀點，似乎城市勞動力市場對農村勞動力流動的影響很小。相比之下，在成熟的市場經濟中，城市失業率是影響勞動力流動的重要因素。Topel (1986)發現，從1970到1980，美國東部、中部和北部各州的平均失業率比全國水平上升了23%，而西部和西南部各州的失業率下降明顯。同期人口遷移的空間流向正好相反。凈流入地區為西部和西南部地區，東部、中部和北部地區均為凈流出地區。
中國的人口遷移既具有發展中國家的壹般特征，又具有經濟體制轉型的獨特性。如前所述，中國獨特的戶籍制度及其改革進程，為人口和勞動力的自由流動和擇業提供了制度基礎，這也是其他國家人口遷移理論沒有遇到的問題。隨著時間的推移，包括戶籍制度在內的各種市場化改革措施必然會對人口和勞動力遷移產生重大影響。同時，城市就業環境的變化也為我們觀察城鄉勞動力市場的互動提供了條件。
首先，不僅城鄉之間、地區之間的收入差距驅動著人口的遷移，城鄉之間市場化水平的差異也直接影響著農村勞動力遷移的決策，從而形成特定的遷移方向。經濟發展初期，資本相對匱乏，勞動力相對充裕。因此，中國經濟的比較優勢在於勞動密集型產業。在20世紀80年代以前的經濟增長模式下，政府人為扭曲資本價格，過多投資於資本密集型產業，抑制了具有比較優勢的勞動密集型產業的發展，導致產業結構扭曲，資源配置效率喪失。經濟改革以來，通過壹系列制度變遷，資源配置逐漸向勞動力相對密集的行業轉移，充分發揮了我國勞動力資源豐富的比較優勢。產品和要素市場的發展提高了資源再配置的效率，對經濟增長做出了重要貢獻(蔡等，2002)。由於地區間要素市場發展不平衡，這種資源再配置的效應主要體現在沿海地區。2000年，92.1%的進出口貿易集中在東部地區，中西部地區分別為4.3%和3.6%。同年，86.5%的外商直接投資集中在東部地區，中西部地區分別為8.9%和4.6%。因此，勞動力遷移在東部地區更為活躍，遷移的流向也呈現出從中西部向東部遷移的特點。
其次，正如在其他國家觀察到的，較大的遷移距離增加了運輸成本，削弱了目的地的社會網絡關系和就業信息，降低了遷移者的收入預期。因此，遷移距離的增加降低了遷移的概率。工作的不穩定性和信息獲取的不確定性，不僅使得遷移流動是壹個從縣內到縣外、從省內到省外的漸進過程，也使得親友等社會網絡成為流動人口在非正規部門獲取就業信息的主要途徑。格林伍德(1969)認為，遷移存量在地區間人口遷移中起著社會網絡作用。前壹次遷移可以為後來者提供信息等幫助，降低遷移風險，從而對後壹次遷移產生影響。@ ①(蔡，1999)發現，75.8%的省內流動人口和82.4%的跨省流動人口通過在城市生活或就業的親戚、老鄉、朋友獲得就業信息。因此，農村勞動力向城市遷移通常受到距離所反映的社會網絡強度的限制，形成階段性遷移。
第三，雖然戶籍制度繼續阻礙農村勞動力向城市遷移，但市場化改革使城鄉勞動力市場開始融合，城市就業環境的變化必然會對農村勞動力向城市遷移產生影響。隨著國有企業的流失和非國有部門的擴張，越來越多的原國有企業員工開始在非正規部門與外來人口競爭。在這種情況下，農村勞動力“去還是留”取決於正規部門和非正規部門的就業情況，其決策通常是暫時的，而不是長期的。這與哈裏斯和托達羅(1970)模型中討論的情況(移徙者暫時在非正規部門就業，等待正規部門的就業機會)和Sethuraman(1981)在其他發展中國家觀察到的情況(大多數移徙者認為他們在非正規部門的就業是永久性的)有很大不同。壹個普遍觀察到的現象是，我國農村勞動力向城市和發達地區流動，通常具有季節性特征。最多是在原居住地和遷入地之間以年為單位來回移動，呈“鐘擺狀”流動模式。正如索林傑(1999)指出的，城市對農村勞動力的大量需求是推進戶籍制度改革的必要條件。在非國有經濟中，特別是在外國投資迅速的地區，市場力量日益明顯，並鼓勵移民。
第二，空間分布特征發生變化
1990以來，我國收入差距進壹步拉大，吸引中西部勞動力流向東部地區。同時，要素市場的發展和資源配置的市場化對區域經濟增長的主導作用越來越大。東部地區不僅對外開放早，而且市場發展迅速。高度的市場化不斷消除了勞動力等要素跨區域流動的制度障礙，甚至成為勞動力流動的主要吸納區。勞動力向東部地區的轉移反過來促進了該地區的經濟增長，提高了勞動力資源配置效率(蔡等，2002)。表1顯示了人口遷移空間分布的長期變化。從1987到2000年，人口遷移的空間分布特征是:區域內遷移(主要是省內遷移)的比例始終高於區域間遷移。然而，區域內和區域間的移徙比例隨著時間不斷變化。東部地區內部遷移比例增加，而東部地區流向中西部地區的比例減少。相反，中西部地區內部遷移的比例趨於下降，中部向西部、西部向中部遷移的比例也在下降，而中西部向東部地區的流入比例在上升。
註:(1)從統計上來說，1987的流動人口數包括遷入半年以上的市、鎮、縣之間的流動人口；1990的流動人口數包括遷入1年以上的市縣間流動人口；1995的流動人口數包括遷入半年以上的市、區、縣之間的流動人口；2000年，流動人口的數量包括城鎮、村莊和街道之間遷入時間超過半年的流動人口。(2)總遷移人口包括區域內和區域間的人口遷移，不同年份遷移時間和遷移範圍的差異會對區域間的分布產生壹定的影響。盡管如此，我們仍然可以比較不同年份之間移民方向的變化。
資料來源:1987年全國1%人口抽樣調查數據、1995年全國1%人口抽樣調查數據、1990年中國人口普查數據、2000年中國人口普查數據。
根據2000年第五次人口普查10%的數據，流動人口總數為1246萬人，占總人口的10.6%，其中省內7.7%，跨省2.9%。在總流動人口中，省內流動人口的比例壹直很高，占73.4%。表2給出了三類地區省際遷移率的空間交叉分布。2000年，東部地區近65%的省際人口遷移集中在東部地區其他省(市)，中部地區超過84%，西部地區超過68%。從時間趨勢來看，從1987到2000年，東部地區的省際遷移比例增長了近15%，而中西部地區向東部地區遷移的比例增長了近24%，後者比前者高9個百分點。
從出發點和目的地來看，移徙可分為四種主要類型:城市向城市的移徙、城市向農村的移徙、農村向農村的移徙和農村向城市的移徙。從這種類型劃分中觀察地區遷移的流向，也有助於我們理解轉型期中國人口遷移的特點。從全國範圍來看，城市向城市遷移和農村向城市遷移是目前主要的遷移形式。2000年，兩者合計占總流動人口的77.9%，農村向城市遷移的比例(40.7%)大於城市向城市遷移的比例(37.2%)。城鄉遷移比例較低，僅占總遷移人口的18.2%，城鄉遷移比例最低，不到總遷移人口的1/25。從時間趨勢上看，東、中、西部地區的城鄉遷移比例呈上升趨勢，而城鄉遷移比例呈小幅下降趨勢。
第三，移民的決定因素:計量經濟學分析
在對遷移決定因素的實證分析中，早期遷移模型將重力遷移模型和就業導向遷移模型結合起來，假設遷移量不僅與遷入地和遷出地的人口和遷移距離有關，還取決於兩地工資和失業率的比較。通常用下面的雙對數模型來分析這些因素對遷移流向的影響(Lowry，1966；格林伍德，1969；字段，1979).即:其中m為遷移率，x為影響遷移方向的各種因素，d為遷移距離，I和j分別為遷移地點和遷移地點。
舒爾茨(1982)認為，人口變量反映了影響遷移但沒有出現在模型中的其他社會經濟變量的作用，它沒有行為學意義。因為人口遷移是人口增長的壹部分，將人口規模引入人口遷移的經驗模型會帶來同樣的測量偏差(Fields，1979)。而且由於遷移存量實際上是人口規模的壹部分，如果將這兩個變量同時引入經驗模型，會帶來嚴重的多重* * *線問題，大大降低回歸參數估計的效率。因此，通常的做法是不在經驗模型中引入人口變量。
Faldts (Fields，1979)認為遷移決策本質上是在互斥的備選方案之間進行選擇，非對稱模型比對稱模型對人口遷移有更強的解釋力。此外，對數-對數線性回歸方程還可以消除奇異值和異方差對估計效率的影響，滿足就業機會與工資之間的理論乘積要求，提高回歸方程的擬合度。他選擇了滯後解釋變量的方法來消除解釋變量的內生性問題。我們還采用所有解釋變量都是1995數據的方法來解決遷移模型的內生性問題。
本文數據來源於2000年第五次全國人口普查長表數據(10%樣本)和微表數據(1%樣本)、1995抽樣調查數據和國家統計局《中國統計年鑒》(1996)。在數據處理方面，官方公布的第五次全國人口普查長式數據沒有農村流向城市的農民工人數及其失業率的數據。我們利用第五次全國人口普查的微觀數據計算了這些數據。用於回歸分析的變量的統計值如表3所示。
表3用於回歸分析的變量的統計值
註:*根據微觀數據計算。
對於遷移率的計算，我們采用格林伍德(1969)的定義，將2000年10月1995 11至2000年10月30日由省內遷入省外的人數進行劃分。根據長表計算的遷移率包括四種不同年齡的遷移者，即農村到城市、城市到城市、農村到農村和城市到農村。用微觀數據測算15 ~ 64歲農村勞動力向城市遷移率。用這種方法計算的兩個流度的平均值並不高(見表3)。
遷移距離是省會城市之間的鐵路公裏。我國幅員遼闊，鐵路是我國省際人口遷移的主要交通方式。每年春運農民工返鄉造成的鐵路擁堵就可以印證這壹點。遷移距離不僅反映了直接交通的成本，也在壹定程度上代表了遷移帶來的心理成本。隨著遷移距離的增加，遷移帶來的不確定性和遷移風險也會增加，遷移成本也會增加(Schultz，1982；格林伍德，1975).在勞動力市場不發達的情況下更是如此。
直接用城鎮職工工資收入和農村人均純收入作為工資率的代理變量，顯然是不合適的。隨著收入的多元化，相當於實際收入的部分沒有體現在名義收入上，城鄉收入的可比性存在壹些問題(索林傑，1995；傑斐遜，1992).O' O''''Neill (1970)建議采用消費指數來克服收入指數作為工資率變量的不足。我們以各省城鄉人口為權重，對城鄉居民人均消費支出進行平均。作為各省工資率的代理變量，預期工資率對遷移方向有兩種不同的影響。其中，遷入地有正向作用，遷出地有負向作用。
1%抽樣調查和1995年中國第五次人口普查對城鄉勞動力就業情況進行了統計。1995的問卷中有三個指標衡量調查前壹周勞動力是否失業:第壹個是從未工作過，正在找工作，第二個是已經失業，正在找工作，第三個是企業已經停產，正在等待安置。2000年人口普查只包括前兩項。據此可以計算出1995年和2000年城鄉勞動力失業率分別為2.2%和3.6%。由於城鄉勞動力失業率包含了農村勞動力，因此低估了城市勞動力市場的就業狀況。中國2000年人口普查數據公布了不同城鎮和農村地區從事經濟活動人口數據，城鎮和農村失業率分別為9.4%、6.2%和1.2%。分別是9.1%、7.9%和3.6%。如果在遷移模型中忽略遷移存量，那麽其他解釋變量對遷移的影響就會被高估(Greenwood，1969)。按照格林伍德的方法，遷移存量要以1995為基數，計算出所有在本省出生和生活的人口。由於我國人口普查數據只提供出生後在當地居住和1995、11之前遷入的數據，因此我們使用1995+01之前遷入當地人口的指標作為遷移存量的代理變量。本文中長表的遷移存量包括所有人口，微觀數據的遷移存量只包括15 ~ 64歲人口。我們預計移民總量將對人口遷移產生積極影響。
在對地區人均收入差異和經濟增長的分析中，貿易開放程度通常被視為影響地區收入增長的重要因素(Barro and Sala-i-Martin，1995；蔡等，2002)。貿易開放程度越高，參與國際市場壹體化的程度就越高。然而，扭曲的貿易和發展戰略也在擴大出口和增加貿易在國內生產總值中的比重方面發揮了作用。相比之下，外國直接投資是外國投資者的選擇。從長期來看，國外企業為了實現利潤最大化和規避風險，應綜合考慮產品和要素市場的發展、制度和政策的透明度，最終做出投資選擇。外資企業進入後，利用勞動力市場解決用工需求，與國企的人事制度形成鮮明對比。因此，我們選擇外商直接投資作為市場化程度的代理變量來分析其對人口遷移的影響。改革以來，雖然各省外商直接投資金額都有所增加，但東部地區與中西部地區的差距不斷擴大。我國人口遷移分布主要集中在東部地區，這與東部地區市場化改革程度高是分不開的。
四、回歸結果及討論
方程1 ~ 3是從第五次全國人口普查長表數據得到的回歸結果，方程4和5是從第五次全國人口普查微觀數據得到的回歸結果。由於無法獲得海南、重慶、西藏等省會城市之間的距離，這三個地區被排除在回歸之外，長式數據中實際用於回歸的樣本數為756個。在微觀數據中，由於部分省份的遷移率或農村進城務工人數為零，這些數據經過對數後成為默認值，因此用於回歸的樣本數為506。
從表4的回歸結果來看，長表數據得到的回歸方程解釋了約60%的全部人口的省際遷移行為。微觀數據得到的回歸方程解釋了約30%的省際農村勞動力向城市的遷移行為。表4中非對稱對數遷移模型的估計結果也表明，遷入地的社會經濟變量對人口遷移的影響大於遷出地。
回歸方程1 ~ 5中大多數解釋變量的回歸系數t，如遷移距離、人均消費水平、失業率、遷移存量等。，均達到1%或5%的顯著水平，作用方向與之前的理論預期結果基本壹致。
表4中回歸方程1和2的區別在於使用了不同的失業率數據。前者是1995的失業率，後者是2000的失業率。雖然使用1995的失業率數據有助於克服內生性問題，但方程1中遷出地區失業率回歸系數的絕對值大於遷出地區，這壹結果未必符合實際情況。
從1995到2000年，中國城市就業環境發生了巨大變化。隨著國有企業和城市社會福利制度的改革，企業大量富余人員被釋放出來，城市失業率迅速上升。為了解決當地城鎮勞動者的就業問題，許多地方政府采取了城鎮就業保護政策，這必然會對以就業為導向的勞動力流動產生較大影響。移民是理性的。如果目的地就業機會少，遷移者會選擇不流動，以降低遷移風險和成本。這樣壹來，移民地的就業機會就更加重要了。