公共品供給與城鄉人口流動
——基于285個城市的計量檢驗

李一花 李 靜 張芳潔

(山東大學 經濟學院，山東 濟南 250100)

公共品供給與城鄉人口流動
——基于285個城市的計量檢驗

李一花 李 靜 張芳潔

(山東大學 經濟學院，山東 濟南 250100)

無論是以城市公共品供給水平差異度指數，還是以人均財政支出指標衡量的城市公共品供給水平，都對城鄉人口流動的概率具有顯著的正向影響。進一步研究發現，公共品供給對人口流動的正向影響存在著結構差異和地區差異。考慮到戶籍管制因素后，公共品供給對人口流動仍然存在顯著影響。因此，減小不同城市間的公共服務差異，尤其是醫療教育等事關民眾切身福利的基本公共服務的差距，有利于引導城鄉間人口流動，對優化城市布局和構建合理的城鎮體系也具有重要的現實意義。

公共品供給；人口流動；用腳投票

一、引言與文獻綜述

2010年第六次全國人口普查結果顯示，10年間中國的城鎮人口增加2.07億，農村人口減少1.33億。在“十二五”時期，中國的流動人口每年平均增長約為800萬人*流動人口是指居住地與戶口登記地所在在地不一致且離開戶口登記地半年以上的人口。在中國，人口流動與人口遷移的區別在于戶籍是否發生變化。由于沒有戶籍政策，國外的流動人口研究主要是以遷移人口為對象。。按照2014年《國家新型城鎮化規劃(2014—2020年)》，到2020年，要實現1億農業轉移人口落戶城鎮的目標。除超大城市和特大城市外，其他城市不得以要求購買房屋、投資納稅、積分制等方式設置落戶限制。盡管中央政府大力推動城鎮化并致力于中小城市和城鎮的發展，但農民工流動主要集中在大城市和沿海發達地區是不爭的事實。這從某種程度上說明，不斷加速的城鎮化和各種人口遷移之后，困擾中國城鎮化的“胡煥庸線”的人口分布涵義仍然未變*在中國的版圖上，從黑龍江黑河到云南騰沖一線線，是地理學家胡煥庸1935年提出的中國人口密度劃分線，亦稱“胡煥庸線”。20世紀30年代，這條線的東南以36%的國土聚集96%的人口，而西北以64%的國土承載4%的人口。。根據Bosker et al.(2012)對中國人口流動的研究發現，如果放松戶口限制等一系列城鄉人口流動障礙，勞動力的流動將呈現更加趨向中心區域的結果，即發達地區和大城市在與內陸邊遠城市競爭時處于優勢地位。那么，究竟是什么因素或力量驅動人口遷移，尤其是城鄉人口流動趨向于大城市或東部沿海地區，以及如何克服大城市病和中小城市發展不足并存的問題，是目前亟待解決的難題。

從已有文獻看，對人口流動的研究有兩條線索：其一是來自勞動經濟學和人口經濟學的研究，側重于研究人口流動的經濟動機和個體特征；其二則來自于財政學的Tiebout模型，側重于回答公共品供給對人口流動的影響。從前者來看，國外對農業勞動力轉移的開創性研究始于20世紀五六十年代，在古典和新古典主義的均衡模式下，人口流動被認為是勞動力和資本分布不均衡引起的。新古典主義在分析人口遷移時，綜合考慮宏觀結構性因素和微觀個體選擇。Lewis(1954)的“二元經濟發展理論”認為，在具有二元結構特征的發展中國家，農業部門與城市工業部門在勞動生產率和勞動邊際生產率方面存在著巨大差異，促使農業剩余勞動力不斷從農業向工業部門轉移。Todar(1969)認為，城鄉間預期收入(差異)是影響人口流動的主要因素。Heberle(1938)提出推力-拉力模型，將人口流動的原因歸結為流入地拉力和流出地推力。這是人口流動研究中流傳最為廣泛的一種學說。Zipf(1946)提出互動假說，認為地區間的人口流動總量與流入地和流出地的人口基數正相關，與兩地間的距離負相關。這一假說是引力模型的雛形。Lowery(1966)在引力模型中加入制造業工資和失業率等經濟因素，突出經濟動機對人口遷移的影響，進一步完善了引力模型。從中國的情況來看，改革開放后,數以億計的農業勞動力通過“候鳥”式轉移而非家庭遷徙，實現了國家的低成本工業化和向工業化中期階段邁進的目標，這個時期對勞動力轉移的經濟動機、人口學特征以及社會經濟效應的研究非常豐富(趙樹凱，1998；杜鷹 等，1997；蔡昉 等，2003；趙耀輝，1997；張車偉 等，2002；侯云春 等，2011；柳建平 等，2015)，均證實地區之間的經濟差異是人口流動的根本原因，而遷移的距離、流動人口本身的特征以及戶籍制度等因素也間接影響人口的流動。

從后者來看，Tiebout(1956)認為，對地方公共品的需求如同消費者對商品的需求，人們通過對居住地的選擇表達對不同公共品的偏好，使得各地區的公共品供給最終達到供求平衡狀態，同時也使資源配置達到帕累托最優；政府可以以公共服務和公共產品的不同供給組合影響人口的流動，人們可以“以腳投票”在各個社區之間自由流動，進而選擇到符合自己公共品需求的社區居住。Day(1992)通過研究加拿大省際人口流動，發現各省的地方公共支出差異對居住地選擇行為的影響十分顯著。 Sharp(1986)計量分析了美國住宅與地方發展署的普查數據，在遷入地選擇方面，居民主要關注教育質量、住房價格和相對稅率等因素，而在遷出地方面，公共服務則表現得比較重要。Shilpi et al. (2014)研究2010年尼泊爾的人口流動數據，也發現公共基礎設施和社會福利在人口流動中發揮重要作用。Koethenbuerger (2014)的研究表明，福利政策和稅收政策是影響流動決策的重要因素，這激勵地方政府通過福利政策和稅收政策的不同組合影響人口流動。

國內對于Tiebout模型的研究，早期多是定性介紹和理論描述，如崔國勝等(2006)、董再平(2006)、蹤家峰等(2007)等。后來，重點逐漸轉移到理論模型化和定量化分析方面。如湯韻等(2009)運用引力模型對1990年以來中國省際居民人口流動的面板數據進行回歸分析，發現2000年后公共支出對人口流動的作用顯著增強；張麗等(2011)采用個體固定效應模型，發現地方財政支出差異對省際人口流動的影響是顯著的，遷入地的公共財政支出增加時，流動人口的數量也會增加；王永培等(2013)的研究認為教育和地方福利水平是吸引勞動力流入的重要因素；周皓(2006)通過建立條件Logit模型，分析了社會經濟變量對省際人口流動行為的影響，同時討論政府人口流動政策調控方面的問題；原新等(2011)通過多層次Logit模型分析影響大城市外來人口遷移的遷入地影響因素和個人因素，發現家庭收入、固定資產投資增長和地區間消費差距對遷移的影響顯著為正。

需要指出的是，與國外研究相比，獨特的戶籍管制使得國內有關Tiebout模型的研究進展緩慢。現實表明，雖然人口的遷移受到戶籍的限制，一些發達城市的人口流動還是呈現出持續增長態勢。這是因為盡管遷入大城市的非戶籍居民并不能獲得與城市原居民同等的社會福利，但與小城市相比，規模等級更大的城市還是能給予外來居民更多福利(鄒一南 等，2013)。此外，在中央政府的三令五申下，近些年來，戶籍管制不斷松動，如暫住證向居住證的轉變，再比如農民工子女義務教育和高考制度的不斷改革等。一些研究測算了不同地區的市民化程度，其共同之處在于證實了市民化程度的不斷提高(魏后凱，2013)。由此，本文認為，城市戶籍上附著的福利的松動以及城鄉之間公共品提供的差異，對城鄉人口流動模式必然產生重要影響。通過實證模型刻畫公共品供給與城鄉人口流動的關系，對當前的城鎮化布局和合理引導人口流動具有重要意義。而現有研究更多地集中于收入和就業對人口流動的影響上，對于公共品供給對城鄉人口流動的影響則重視不夠。本文將圍繞以下問題展開：公共品供給對城鄉人口流動產生何種影響？如何估計這種影響？不同類型的公共品供給對人口流動是否存在顯著差異？這種差異是否具有地區異質性?

與以往文獻相比，本文的不同主要在于：一是擴展了人口流動研究視角，從單一經濟因素擴展到經濟和社會因素。二是在數據分析層次上，將省級層面的人口流動擴展到市級層面。由于省級單位主要在于宏觀管理，具體的公共品供給主要由市縣完成，因此，以市級公共品供給與人口流動的關系為研究視角，更符合現實。三是在模型方法上，本文采用Logit模型進行實證檢驗。由于Logit模型多用于個體行為選擇，將Logit模型引入城市人口流動分析中是合適的。

二、人口流動狀況及公共品供給的基本事實

(一)人口流動狀況

圖1 1982—2015年全國流動人口規模變化(單位：萬人)

資料來源：歷年全國人口普查和1%人口抽查數據。

圖2 2010年285個城市人口流動分布

資料來源：2010年第六次全國人口普查數據。

注：黑色區域代表人口凈流入地區，灰色區域代表人口凈流出地區。因版面所限，南海諸島從略。

改革開放前，中國實行嚴格的戶籍管制制度，人口流動基本上處于相對靜止的狀態。改革開放后，鑒于嚴格的戶籍制度已經不適應市場經濟體制的發展，國務院在1984年發布《關于農民進入集鎮落戶問題的通知》，允許在城鎮務工、經商、辦服務業的農民常住城市，政策層面對人口流動的阻礙開始放松，這為人口的大規模流動創造了條件。自此開始，中國的人口流動進入活躍期，尤其是在20世紀90年代。從歷次全國人口普查和全國1%人口抽樣調查的數據中可以看到，全國的流動人口規模從1982年的657萬人，已經增長到2015年的約2.46億人(見圖1)，且主要是從鄉村流向城市。2010年第六次全國人口普查結果顯示，流動人口中有1.5億人來自農村，省內人口流動中農村人口占54%，跨省人口流動中農村人口占比則高達82%。

20世紀80年代和90年代前期，珠三角及其它沿海發達城市是人口流入的主要區域。此后，長三角地區崛起，成為人口流入的另一個重要地區。進入21世紀以來，長三角的人口流入增長速度超過珠三角地區。隨著非均衡區域政策的深入實施和區域中心城市的發展，京津冀地區不斷吸引人口流入(于濤方，2012)。由于樣本數量巨大，本文選取2010年全國城市人口凈流

動量超過100萬的城市作為代表進行分析*參考于濤方(2012)的做法，人口凈流入量為“常住人口”減“戶籍人口”。(見表1)。從城市層面來看，人口凈流入超過100萬的城市有21個，人口凈流入合計高達6572萬人，除了成、都和武漢，其它城市主要位于京津滬、長三角、珠三角等東部發達地區。人口凈流出超過100萬的城市有21個，人口凈流出合計達3720萬人,這些城市絕大數位于河南、安徽、廣西、四川及山東、江蘇等地。

表1 2010年全國人口凈流動量

資料來源：2010年第六次全國人口普查數據。

進一步選取2010年城市人口流動數據進行分析，并區分人口流入地區和人口流出地區。由圖2可知，當前中國的人口凈流出區域主要分布在中西部地區及東部發達地區(如長三角、珠三角、京津冀等)的外圍地區。人口主要凈流入區域主要為珠三角地區、長三角地區、山東半島、遼中南地區、中部太原城市群等。

圖3 2010年不同地區城市人均財政支出比較(單位：萬元/人)

資料來源：人均財政支出根據國泰安數據庫數據計算而得。

(二)城市公共品供給水平

一般來說，公共品供給水平可以用兩種指標來衡量：一是用財政支出。從圖3中可以看出，不同地區城市之間的人均財政支出存在著顯著的差異。相較于中西部而言，東部主要城市的人均財政支出較高，從資金投入的角度看，公共品供給水平較高。而中西部代表城市的人均財政支出則較低，說明公共供給的力度較低。二是采取公共品供給水平差異度指數?；驹硎抢渺刂捣嫿ǔ鞘泄财饭┙o水平評價體系。先運用熵值法*熵值法是依據各指標的信息承載量的大小來客觀賦權重的方法。在信息論中，熵是對不確定性的一種度量。信息量越大，不確定性就越小，熵也就越小，權重也就越大；信息量越小，不確定性越大，熵也越大，權重也就越小。具體步驟是：(1)建立初始矩陣；(2)城市公共品供給水平指標的無量綱化；(3)分別計算每年不同城市的公共品供給水平指標權重；(4)計算指標信息熵值和效用值；(5)計算各公共品供給水平標的指標權重。計算交通基礎設施、教育、文化、醫療衛生和城市環境等方面選取的18個相關指標的權重(見表2)，然后分別計算5個方面的得分，加總后得到綜合指標。為了更好地反映和比較各城市之間社會公共服務的差距，本文求取285個城市的公共品供給水平綜合指標的差異度指數，具體做法是：將該城市當年的公共品供給水平綜合指標與當年全國的公共品供給水平綜合指標*為了便于處理數據，用285個城市的當年平均值代替當年全國平均值。相除，并對結果進行對數化處理。如果數值大于ln 2，表明該城市的公共品供給水平居于全國平均水平之上；否則，低于全國水平。數值越大，則該城市的公共服務水平越高；數值越小，則該城市的公共服務水平越低。

表2 公共品供給水平評價體系

資料來源：根據國泰安數據庫數據計算而得。

圖4 2010年285個城市公共品供給水平綜合指標比較

資料來源：根據國泰安數據庫數據計算而得。

注：黑色區域代表高于全國水平組，灰色區域代表低于全國水平組。因版面所限，南海諸島從略。

為與前文進行對比，本文選取2010年國內285個城市的公共品供給水平進行分析，并將其區分為高于全國平均水平和低于全國平均水平兩組，觀察其地區分布狀況。從全國范圍來看，其中公共品供給水平高于全國平均水平的城市有83個，主要分布在長三角地區、京津冀地區、中部太原城市群及東北地區等。結合圖2、圖4，可以看出，除了東北地區，公共品供給能力強的多為人口流入地區，公共品供給能力差的多為人口流出地區，當然，兩者并非嚴格的一一對應關系。公共品供給水平對人口流動的影響，還需要進一步的實證研究進行分析。

三、市級公共品供給與城鄉人口流動關系的實證分析

(一)數據來源與處理

本研究樣本包含2005—2013年國內285個地級及以上城市(西藏、香港、澳門、臺灣等地因數據缺失予以剔除)，相關數據來自Wind資訊數據庫、國泰安數據庫、中經網統計數據庫以及“中國知網：中國經濟與社會發展統計數據庫”。根據需要，本文對原始數據進行了處理:(1)為了消除價格因素對宏觀經濟變量的影響，采用以1978年為基期的國內生產總值平減指數對2005—2013年人均國內生產總值進行平減，得到實際人均國內生產總值，并取自然對數；(2)為了消除時序的影響，對人均收入、人口密度、失業人數進行對數化處理；(3)對缺失值采用臨近點線性插值法予以補充。

在進行實證模型的參數估計之前，需考慮內生性的問題，包括測量誤差問題、解釋變量的內生性問題和遺漏變量問題。(1)測量誤差。測量誤差是公共品供給水平測量中容易遇到的問題，公共品供給往往用政府支出來衡量，但是公共品供給并非都是政府投資，私人投資也在公共品供給中占據相當重要地位。另外，對公共品的投資反映的是公共品供給的“支出水平”，而實物指標反映公共品的“效率水平”。因此，本文采取實物指標來衡量公共品供給水平，該指標能夠更加合理地估計公共品供給水平。(2)解釋變量的內生性。通常而言，人口流入地區的經濟發展水平較高，提供公共服務和社會福利的能力較強，由于被解釋變量和解釋變量之間聯立存在互為因果關系，估計時可能導致內生性偏誤。對于內生性問題的處理，本文采取實證中較為通行的做法，取滯后一期數據進行估計。(3)遺漏變量。現實中影響人口流動的因素很多，除了城市收入水平、消費水平、就業等，還有遷移距離、遷移成本、社會網絡關系等，但實證時無法將這些變量都加入模型中，這是因為其中一些因素無法觀察得到，而有些即使觀察得到也無法獲得具體的數據。本文將遺漏變量放在殘差項中，一方面希望通過選擇適當的控制變量來控制遺漏變量的影響，從而得到準確的估計結果；另一方面也希望回歸時正負誤差能夠相互抵消，以此消除遺漏變量的影響。

(二)變量選取與描述

1.人口流動

本文基于城市層面研究公共品供給水平對人口流動的影響，被解釋變量為人口流動，將人口凈流入量定義為常住人口數量與戶籍人口數量之差，若常住人口數大于戶籍人口數，則表示該城市人口凈流入；若常住人口數小于戶籍人口數，則表示該城市人口凈流出。本文用Migrationit表示人口流動的二值虛擬變量，若城市發生人口凈流入，Migrationit賦值為1，否則為0。

2.公共品供給水平

公共服務水平是人口流動的重要影響因素，城市間公共服務能力的不同主要表現在城市間公共品供給水平的差異。本文利用熵值法構建城市公共品供給水平評價體系，并據此計算公共品供給水平之間的總體差異度指數和分項差異度指數。與此同時，對通常意義上用人均財政支出代表公共品供給水平的變量也列示出來。

3.控制變量

按照城鄉人口遷移經濟模型，流動人口的遷移規模是城市收入差距、城市消費水平以及就業的函數。除了人均收入、人均產出以及失業因素，城市之間的差距主要在于消費水平、人口密度等方面，本文將這些變量加入計量模型中作為控制變量。同時，以房屋負擔比作為城市消費水平的代理變量，房屋負擔比為當年住房平均銷售價格與城市居民家庭收入之比。人均收入、人均產出對人口流動具有正向作用，消費水平、人口密度和失業水平對人口流動產生負向影響。為進一步考慮金融危機對人口流動的影響，加入時間虛擬變量進行控制。

表3給出了變量的統計性描述。

表3 變量統計性描述

(三)模型選擇與實證分析

為了考察城市公共品供給水平對人口流動的影響，設定模型如下：

Migrationit=α+βgit-1+θXit-1+μit， i=1，2，…,285; t=2005,2006，…，2013

其中：i表示城市，t表示年份；Migrationit表示人口流動的二值虛擬變量，若城市發生人口凈流入，Migrationit賦值為1，否則為0；git-1表示 i個城市在第t-1年的公共品供給水平，對其主要用兩個指標來度量，即人均財政支出和公共品供給水平差異度指數；Xit-1為一組控制變量，包括人均產出、人均收入、人口密度、消費水平、失業水平及金融危機年度虛擬變量；μit為擾動項。

1.實證結果分析

被解釋變量是二值虛擬變量，本文使用Logit模型進行估計。由表4可以發現，以城市公共品供給水平差異度指數表示的地方公共品供給其系數估計值均在1%的水平下顯著為正，說明地方公共品供給水平越高，城市發生人口流入的概率越高，且其平均邊際效應為0.5399，即城市公共供給水平差異度指數每增加1個單位*在差異度指數中，ln 2(≈0.7)表示全國平均水平，故每提高1個單位，概率變化十分大。，城市發生人口流入的概率提高53.99%。實證結果證明了公共品供給水平對人口流動產生影響，公共品供給水平代表了城市居民所能獲得的社會福利水平和享受的生活質量，這在一定程度上影響人口的流動。

為了檢驗不同類型的公共品供給對人口流動的影響是否存在差異，本文選取了交通基礎設施、教育、文化、醫療衛生和城市環境5個指標來替代城市公共品的產出水平，作為主要解釋變量納入模型3，計量結果見表4?？梢钥吹剑疚纳婕暗降?類城市公共服務變量之間對人口流動的概率影響存在著差異。從回歸結果來看，交通基礎設施、教育、文化、醫療衛生的系數估計值在1%的水平下顯著為正，意味著城市的交通基礎設施、教育、文化和醫療衛生能夠顯著地吸引人口流動。

交通基礎設施的系數估計值在1%水平下顯著為正，平均邊際效應為0.1519，表明城市交通基礎設施差異度指數每提高1個單位，發生流動人口流入的概率提高15.19%。教育的系數估計值在1%水平下顯著為正，平均邊際效應為0.1684，表明城市教育差異度指數每提高1個單位，發生流動人口流入的概率提高16.84%。文化的系數估計值在1%水平下顯著為正，平均邊際效應為0.1590，表明城市文化差異度指數每提高1個單位，發生流動人口流入的概率提高15.90%。醫療衛生的系數估計值在1%水平下顯著為正，平均邊際效應為0.1803，表明城市醫療衛生差異度指數每提高1個單位，城市發生流動人口流入的概率提高18.03%。進一步可以看出，在不同公共品類型中，醫療衛生和教育的邊際影響的絕對值要大于文化和交通基礎設施的邊際影響絕對值，從另一個側面說明相比于文化和交通資源，流動人口更加重視醫療衛生和教育資源。城市環境系數估計值在1%的水平下顯著為負，說明城市污染不利于人口的流入，其平均邊際效應為-0.95，說明城市環境差異度指數每提高1個單位，人口流入的概率降低95%。醫療衛生、教育、文化和交通基礎設施這些因素對城鄉人口流動起著促進作用，而城市環境因素則阻礙城鄉人口流動。

在控制變量中，人均收入和人均產出對人口流入有顯著的正向影響，人均收入和人均產出的系數在1%水平下顯著，其平均邊際效應分別是0.2578和0.0883，說明人均收入和人均產出每提高1%，人口流動的概率分別增加25.78%和8.83%，這表明經濟因素是人口流動的主要原因。從平均邊際效應的絕對值來看，人均收入比人均產出對人口流動概率的影響更大。城市之間的經濟差距和收入差距是決定人口流動的重要因素，理性的勞動者通過遷移來選擇能夠獲得高收入的城市，因此經濟發展水平越高、收入水平越高的城市對流動人口的吸引力越大。失業水平在1%水平下顯著為負，其平均邊際效應為-0.0327，說明失業人數每增加1%，人口流動的概率減少3.27%。時間虛擬變量在1%水平下顯著，說明金融危機對人口流動產生顯著的負向影響。消費水平顯著為正，說明房屋負擔比并未對人口流動產生明顯抑制作用，這可能與中國的農村人口流動很大一部分是個人而非家庭，且具有返回農村的動機有關。人口密度不顯著，這是因為中國城鎮化率還處于較低階段，大部分城市的人口容納能力尚未到達上限，因此人口密度的負向影響表現得并不顯著。

表4 城市公共品供給與人口流動實證分析結果

注：表中匯報變量的平均邊際效應而非系數估計值；*、**、***分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內報告的是Z值。下同。

為了進一步驗證結論的穩健性，將主要解釋變量用人均財政支出替換，采用Logit模型進行估計(結果見表4)。可以發現，人均財政支出系數估計值在1%水平下顯著，其平均邊際效應為0.3599，即人均財政支出每增加1個單位，人口流入的概率增加35.99%，這說明公共品供給水平顯著影響人口流動的概率。

2.東、中西部地區差異

為了進一步考察城市公共品供給水平對城鄉人口流動的影響是否存在地區差異，本文對285個城市按照地理位置劃分為東部和中西部兩組。分別采用Logit模型對東部和中西部地區進行估計，計量檢驗結果見表5。

可以看出，城市公共品供給水平在1%水平上顯著為正，這說明當城市公共服務能力提高時，人口流入的概率會顯著上升。東部和中西部的平均邊際效應分別為0.5482和0.4889，說明東部地區公共品供給水平對人口流動概率的影響大于中西部地區。從人均收入和人均產出的平均邊際效應來看，東部地區為分別0.2284和0.0907，說明人均收入和人均產出增加1%，對人口流動概率的影響分別增加22.84%和9.07%；中西部地區分別為0.1668和0.0621，說明人均收入和人均產出增加1%，對人口流動概率的影響分別增加16.68%和6.21%。從人均收入和人均產出的邊際效應絕對值來看，兩者對東部地區概率的影響都大于對中西部地區。人口密度對人口流動概率的影響顯著，東部地區表現為正向影響，中西部地區表現為負向影響。這說明東部地區城市的人口地理飽和度并未抑制人口的流動，相反發揮了集聚效應，人口向稠密的地方移動，且其平均邊際效應為0.0753，說明人口密度每提高1%，對人口流動概率的影響增加7.53%。中西部地區的人口密度降低了人口流入概率，這是因為中西部城市人口的過度集中造成資源緊缺、城市污染等問題，給流動人口帶來負的效應，降低了人口遷入意愿。失業水平對人口流動概率的影響為負，東部在10%水平下顯著，中西部則表現不顯著。這可能與本文使用的數據城市登記失業率指標有關，中國對失業人口的統計僅包括城市戶籍人口，而不包括大量非戶籍人口，并不能真實反映城市失業狀況。消費水平對人口流動概率的影響為正，說明消費并未明顯降低人口流入的概率，但東部顯著，中西部表現為不顯著。時間虛擬變量對人口流動概率的影響顯著為負，說明金融危機的發生降低了人口流動的概率。從東部和中西部的平均邊際效應來看，金融危機對東部地區人口遷入概率的影響更大。這可能是因為金融危機發生后，外貿出口受到嚴重影響，大量企業倒閉，用工需求減少，對勞動力的吸納能力降低。

表5 東、中西部地區回歸結果

4.考慮戶籍管制因素的影響

在中國，由于戶籍管制因素的存在，簡單地將遷移到城市的流動人口視作享受完全意義上的公共品和社會福利與現實不符。因此，本文通過加入戶籍管制指標對模型進行修正?；跀祿目傻眯裕疚倪x取2005—2013年34個副省級及以上城市作為分析對象，借鑒鄧可斌等(2010)，利用當年新增入籍總人口數除以當年新增移動電話用戶數衡量戶籍管制程度，其中，新增入籍總人口數(減人口自然增長)代表當年新取得戶籍的人數，新增移動電話用戶數則代表了在當地工作的人愿意獲得戶籍的人數。由于選取的為副省級及以上城市，大部分人取得戶籍的意愿較強，從而克服了城市人口統計數據不準確的困難*中國的城市人口統計數據主要以戶籍人數為主，流動人口的統計數據存在缺失。。戶籍管制指標的值越低，說明取得戶籍的難度越大，戶籍管制越嚴格。戶籍層面的公共品供給的差異主要包括教育、醫療等方面，而交通基礎設施、文化和城市環境等的戶籍區分性不大。

表6 考慮戶籍管制的公共品供給與人口流動實證分析結果

回歸結果表明，戶籍管制指標的系數估計值在5%的水平下顯著，平均邊際效應為-0.0534，說明戶籍管制程度每提高1%，對人口流動概率的影響增加5.34%。戶籍管制對人口流動概率的影響為負，具有明顯的抑制作用。在加入戶籍管制的影響后，公共品供給水平對人口流動概率的影響仍然在1%水平上顯著為正，這說明公共品供給水平影響人口流動具有穩健性。模型5的結果表明，醫療衛生對人口流動概率的影響在1%水平上顯著，盡管醫療保險異地轉移接續還沒有實現，但這不妨礙流動人口在工作所在地就醫，這與大量外地人口涌入北京、上海等地大醫院看病的現實相符。而教育的影響不再顯著，這與沒有考慮戶籍管制因素影響的結果出現很大不同。原因可能與城市公立教育辦學負擔重，接納農民工子女壓力大，而私立教育收費高，農民工無力負擔，因而流動人口中真正享受城市公立教育的還是少數?，F狀是大量留守兒童與在城市打工的父母分離，這不僅產生了家庭成員間的疏離之痛，也造成了嚴重的安全和人力資本積累不足等問題。模型6的結果表明，交通基礎設施和文化在5%的水平上顯著，而城市環境的影響不顯著。這說明交通基礎設施的便利有利于人口流動，相比于農村文化娛樂的單一性，城市里豐富的文化娛樂也有利于吸引城鄉流動人口，尤其是年輕的流動人口。而對城市環境的關注則不明顯。比較模型5和模型6，可以看到戶籍管制的平均邊際效應分別為-0.0569和-0.0613，說明戶籍管制在教育醫療等方面的概率影響要大于基礎設施等。

四、結論及政策建議

城鄉人口流動與城鎮化是推動中國經濟社會發展的強大動力，對人口流動的經濟社會因素的影響的研究具有重要的理論和現實意義。本文通過對國內285個地級及以上城市2005—2013年數據構建Logit模型進行回歸分析發現，無論是以城市公共品供給水平差異度指數，還是以人均財政支出指標衡量的城市公共品供給水平，都對城鄉人口流動概率有顯著的影響。這驗證了Tiebout模型在中國的適用性。為了檢驗不同類型的城市公共品供給對人口流動的影響是否存在差異，本文分別以交通基礎設施、教育、文化、醫療衛生和城市環境5個指標作為公共供給水平的細分變量進行估計分析，結果發現醫療衛生、教育、文化、交通基礎設施的供給水平對人口流動概率的正向作用顯著，城市環境對人口流動的影響顯著為負。而且不同類型的公共品供給對人口流動概率的影響程度不同，醫療衛生和教育對人口流動的影響大于交通基礎設施和文化。為了進一步考察城市公共品供給對人口流動的影響是否存在地區間差異，分別對東部和中西部進行分組估計，結果發現，城市公共品供給水平變量和人口流動概率之間的關系具有明顯的區域異質性，東部地區公共品供給水平對人口流動概率的影響要大于中西部地區?？紤]到戶籍管制的因素影響后，計量結果仍然支持公共品供給水平對人口流動存在顯著影響的結論。

基于以上結論，本文提出以下政策建議：第一，城市公共服務水平是影響人口流動的重要因素，由于經濟發展水平和公共服務水平具有一致性，因此，在地區收入差距和公共服務水平差異的雙重疊加作用下，發達地區、大城市吸引流動人口的優勢明顯，而中小城市和小城鎮則存在人口不足的問題，雖然最近10多年來中央相繼出臺西部大開發、中部崛起以及振興東北老工業基地等區域政策，但由于區域間、不同規模等級的城市間經濟發展水平、資源稟賦的差異，形成了發達地區及大城市就業和公共服務水平優于欠發達地區和小城市、縣鎮的局面，這對勞動力的流動產生了重要影響。因此，調節地區發展差距，縮小城市間公共服務差異，是引導人口合理流動的重要抓手。第二，不同類型公共品對人口流動的影響存在差異，醫療衛生、教育、文化和交通基礎設施是吸引人口流入的重要因素，尤其是醫療衛生和教育是當前流動人口關注度更高的福利項目，因此，中央和省級政府應大力加強城市醫療衛生、教育方面的投入，以此為突破口，逐步實現更大范圍的公共服務的均等化；同時，注重城市環境的治理和改善，通過人口的合理流動來實現勞動力資源的最優配置。第三，與東部地區相比，中西部地區應該更加注重公共品供給水平的提高。地方政府應該加強公共財政支出，增強城市公共服務水平。同時，中央政府應實施和完善新一輪對中西部地區和東北地區的扶持政策，引導勞動力在各地區之間的合理流動，以形成有序合理的城鎮體系。

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(責任編輯 劉志煒)

Urban Public Goods Supply and Urban-rural Migration Flow:An Empirical Research of 285 Cities Based on Generalized Logit Model

LI YiHua LI Jing ZHANG FangJie

(School of Economics, Shangdong University, Jinan 250100)

Based on generalized logit model, this paper studies the effect of urban public goods supply and service in determining urban-rural migration flow. The results show that no matter measured by difference index method or measured by fiscal expenditure, the public goods supply and service are significantly positively related with urban-rural migration flow probability. The different type of public goods supply has different influences on the relationship between public goods supply and urban-rural migration flow probability. Considering the effect of household registration, the supply of public good significantly influences the migration flow. Accordingly, the balanced development of different cities, especially giving priority to the medical health and education concerning the vital welfare of the people, is important for proper migration. It also has realistic significance to optimize the urban design and construct the framework of urbanization.

public goods supply; migration flow; vote by foot

2016-11-17

李一花(1971--)，女，山東東營人，博士，山東大學經濟學院教授。 李 靜(1993--)，女，山東濰坊人，碩士，山東大學經濟學院。 張芳潔(1967--)，女，山東濰坊人，博士，山東大學經濟學院副教授。

國家社會科學基金項目“深化收入分配制度改革的財稅機制與制度研究(13&ZD031)。

F812.2

A

1001-6260(2017)05-0055-12

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.05.006