《地区间人口流动的年龄模型及选择性.pdf》由会员分享，可在线阅读，更多相关《地区间人口流动的年龄模型及选择性.pdf（12页珍藏版）》请在taowenge.com淘文阁网|工程机械CAD图纸|机械工程制图|CAD装配图下载|SolidWorks_CaTia_CAD_UG_PROE_设计图分享下载上搜索。
1、地区间人 口 流动的年龄模型及选择性 【摘要1文章依据 计量人 口 学 的有关理论 , 对 2 0世纪9 0年代后期 中国的人 口 迁移 率 与年 龄 、 学历和职业的关系进 行了详 实的描述 , 指 出有 关的迁移特征 、 与理论模 型 的异同 点及其形成原因 , 并通过模拟迁移函数得到 有关参数 , 从 统计上进一步证实了记述分析得 到 的有 关结论 。 文章的主 要发现 是 : 90 年代后期中国的年龄一迁移率曲线呈现了与理论模 型 比较接近的变化倾向 , 但男性 与女性 的移 动模 型有较大的差别 ; 教育程度 、 人 口 迁移政策 、 传 统 文化等因素对迁移率也 有较大的影响 。
2、I 关键词1年 龄一迁移率模型流动人 口 迁移原因人 口 普查 作者】严善平 日本桃山学院大学经济 学部 , 教授 。 本 文利 用计量人口学的有关理论和方法 , 对 20 0 0年全国人口普查 的汇总资料进行 解析 。 主要 有 三个目的 : (1 ) 应用 计量人口学 中的出生率方 法 , 描绘 中国人口迁移 率 的年 龄 曲线 , 并 在此基础上 推 导年龄一迁移率的理论模型 。 通过对 人口普查结果 与理论模型的比较 , 指 出 2 0世纪9 0年代后 期 中国 人口迁 移率的特征及其时代背景 ; (2 ) 分解迁 移率曲线的形成要 素 , 分析各个要素对 迁移率的影响 程 度 ; (
3、3 ) 实证分析教 育程度 、 职业 与迁移率的关系 , 进 一步 指出地区间人口流 动的选择 性 。 一 、 年龄一迁移率的理论模型 在 人的一 生 中 , 由于工作 、 学习 、 搬家等原因 , 他们需 要从一个地 方迁居 另一个 地方 。 但是 , 在不 同 的社会经济条 件下 , 迁 移人口占总人口的比率 , 即通常所说的人口迁 移率却相差很 大 。 在 社会 经济 发 展 较快 的国家 , 产业结 构 、 就业 结构和城 乡结构 不断地 发生变 化 , 很 多人自觉 或不 自觉地 在地理空间 、 社 会 阶层 之 间流动 , 以实现 自身的人生价值 。 但是 , 在 实际生活 中 ,
4、 每个人 在地区 、 阶层之 间发生流 动 的机会 并不 是均等的 。 劳 动流动理论和人力 资本理论 告诉我们 , 年 龄较小 、 教育水平较高的人 群往 往 比年 龄偏大 、 文化程 度较低的群体有更高的流 动机率 , 因为前者因流动带来 的终 身预期净收入要大 大 地高于后者 。 那么 , 年 龄 、 性别等个人 属性与迁移率之 间到底存有怎样 的关 系呢?这个问题不是 一句话 就可以 概括的 。 年龄不 同 , 迁移 的主要理由当然不 一样 。 可以想象 , 少年儿 童大 多是跟 随父母迁居 , 老人主 要 随儿 女同行 , 而年轻人则多是 为了学习 、 求职 、 结婚等事由才在地区之
5、 间发生流动 。 城乡 间劳动流动的终身预期净收人增加值为r D一 ! (u Pw一w )一d t一 丁 (c u 一 c r )一d t一 c M , 其中 , D r 表示终身预期净收人的增加值 , 尸“ 、 w u 、 w 二 分别表示在城市就业的机率 、 城市的平均工资 、 不发生 流动时的 农业 收人 , c u 、 c r 分别表示在城市和农 村的日常生 活费用j 了 C表示流动时的交通费等一次性开支 ,r 、 t 分别表 示利息率和流动后的工作期 间 。 详细说明请参阅 T d o a r 。 , 1994 。 地区间 人 口 流动的年 龄模型及选择性 为了把握年 龄与 迁移 率
6、的一般关 系 , 计量人 口学家Ro g e s r 等早 在 2 0世纪7 0年 代后 期就利 用 欧 美国家 的人口普 查资料 , 对 迁移率与年 龄变 化 的关系进行了大量 的实证分析(Ro ge r s , 1 9 78 、 1 984) 。 根 据实证分析的结果 , 提 出了年龄一迁移率理论模型 。 这 个理论后来 被用 来分析日本 、 加拿大等 国家的 情况 , 也都得到了比较 理想 的结果(井 上孝 , 2 002 ; 石川义孝 , 20 02) 。 该理论 认 为 , 各年龄层 的人 口中 , 流动人口所占的比率(即迁移率)具 有一 定 的变化规 则 。 表示 年 龄与迁 移率
7、关系的 曲线可以分解成 相对独立 的 4个组成部分 , 即 。一1 4 岁 的前 劳力成分 、 1 5一6 4岁 的 劳力 成分 、 6 5岁以上 的后 劳力 成分和不 受年龄 影响 的 常数成分 。 他们的关系可以 用下面 的示意图表示 。 如 果把 迁移率作 为因变 量 , 把 年龄作为 自变量 , 两 者 前劳 力成分劳力成分 ) 牙 图 1 戊分 常数成分总迁移 协 年龄一迁移 率 曲线的构成示意 图 之间 的关系可以用下面 的双指 数函数 表示 , 即 : M ( : )= a。 + a , ex p(一占lx)+ a Zex p 一b : (x一 。2) 一 ex p仁一d Z (
8、x一 cZ)+a 3ex p一b , (x一 c3 )一 exp 仁一d 。 (x一 c3) 。 其中M( x )为 x 岁人口的迁移率 , a ,、 a Z、a3 分别 表示 前劳力 成分 、 劳力 成分和后 劳力成分的水 准参数 , b l 、 b Z、 b 3 分别为迁 移率曲线 的下 滑斜 率 , 。2 、 。3 分别为 劳力 成分和后 劳力成分的平均年龄 , d : 、 d 3 分别为 劳 力成分曲线 、 后 劳力 成分 曲线 的 上扬斜率 , a。 表示常数成分 。 在上面的双指 数函数 中 , a。 、 a , 、 a: 、 a 3 这 4 个参数 的大小决定了迁移率曲 线的绝
9、对水 平 , 而 b l、 b: 、 b。 、 。: 、 。 、 d : 、 d 3 的 大小决定了迁 移率曲线的形状 。 图 2 为 1 9 7 4 年瑞典的年龄一迁移率理论模型图 , 是根 据Ro ge r s 推 导 的双 指数函数制作的 。 下 面 , 我 们参照 图 2并结 合上 述的双 指数函数 , 进一 步说明年龄一迁移率模型的基 本内涵 。 首先 , 我们 来考察 一下 截止 1 4岁 的前 劳力成分 。 学 龄前儿童不 受学 校 的限制 , 一般情况下 , 如果 他们的父母因工作调 动而迁 居 , 他们自然也要 随迁 。 但是 , 进了小学 , 特别 是进了中学以后 , 由于
10、 学校 因素的制约 , 即使父母的一 方需要 调动 , 另一 方与其子女往 往原 地不 动 。 其结果 是 , 学 龄前儿童 的迁移 率较高 , 而 人学以后 , 且随年龄的增 大 , 迁移率呈迅 速下降趋 势 。 其次是 劳力 成分的变化 规则 。 这部 分人口的年龄跨度较大 , 迁移率曲线不 是一 味地上 升 , 也 不是 一味地 下降 , 而 是先上 升再下降 , 并 且 上扬部 分和下滑部分的斜率不 尽相 同 。 从图 2所示 的曲线可以 看 出 , 在1 5岁 到2 0多 岁的年龄层 , 由于就学 、 求职 、 结婚等原因 , 大 批人口在地区之 间发生了流 动 , 致 使迁移率随
11、年 龄增 加 而 急 速上 升 。 但随着年龄 的进 一步 增 加 , 人们的 生活 逐渐进 人 生命周 期 的安 定 阶 段 , 迁 移人 口的相对水平 也 缓 慢 地 下降 。 由于这个原 因 , 劳力 成分的迁 移率曲线 大多数情况下呈 非对称 形 状 。 再次是 后 劳 力 成分的变化规 则 。 在北 欧 、 北美等发达国家 , 由于 人们喜欢 清静的田园式生活 , 他们 当 中的 不少 人 在 退休以后 , 便携 带 伴侣离开大都市 , 流 向郊外 , 或 迁居 气 候宜人的南方 沿 海 。 其结 果 , 在 6 0岁 前后 的年龄 段 , 迁移率曲线呈 b: 常数成分 - 一 前劳
12、力成分 步 爹 力)戎分 一 一 后劳 力成分 一 总迁移率 d:, X 为 X 。 x+ A 沁年龄 (岁) 图 2 年龄一迁移率理论模型 图 注 : 本图根据 197 4年瑞典人口普查推算的理论数据制作 。 资料来源 : R ogers , A . e d s . (2 984) , M ig r atio n , U r ba niz atjo n , an dSPa tialPopulation Dyn a mi es , W estview Pr e ss . 中国人 口科学20 04年 第3期 现较 为对称 的 “ 铃形 ” 。 最后是常数成 分 。 人口流 动的原因多种 多样 ,
13、 其中有些原因与年 龄根本就没 有关 系 , 如总有 一部 分人 要投靠亲戚朋 友 , 或 者搬家 迁移等 。 基于上 面的解 释 , 流动函数中的各参数之 间还存有以下一些 规则性关系(Ro g e s r , 1 9 78 、 1 98 4) 。 一 是依据前 劳力 成分和劳力 成分曲线的下滑参数之比 b l b / : , 判定 子女跟 父母随迁 的程度 。 如果该比值 接 近于 1 , 则说明 1 4岁以下 的少 年儿童基本 上 随父母 的迁 居而 流动 , 但该比值如 果大于 1 , 则 意 味着 他们不完全随父母 流动 。 二 是依据 劳力成分曲线 的上 扬斜率与下滑斜率之比d :
14、 b / : , 判定 上扬与 下滑 的对称 情况 。 如果该比值大于 1 , 则说明在 1 4岁以后 的一 个比较 短 的年龄段 , 迁移率随年 龄增加 而上 升 的速度 要高于此 后 的下降速 度 ; 该数值如 果 接近于 1 , 则 表明迁移率的上 扬和下 滑速度 基 本相 同 。 三是 a , a / : 的比例关系 , 该数值大于 1 , 则意 味着人 口流 动为前 劳力成 分主导 型 ;相 反 , 如果 小于 1 , 则 人口流动属于劳力 成分主导型 。 四是有关退休人口的迁移曲线 , 在已有 的实证研究 中 , b召 导 d 3 的关 系基本成立 。 从图 2还可以看出 , 下列
15、各项指标可以进一 步补充说明年 龄一迁 移率理论模型的有关特征 。 从前 劳力成分 向劳力 成分转型的最低迁移率 x ; 从该转换点增加 X岁 , 便可达 到最高迁移率 x ; 最低与最 高的迁移率之差 , 即 x * 一 x , 为B个百分 点 ;劳 力成 分与前劳力成 分 的年龄差 为 A , 他表示父母与子女 的年龄 差 。 另外 , 还可以把 年龄一迁移率曲线以下的面积定 义 为总和迁 移率 , 它表示在某个时点一 个 新生婴儿 的终生预期迁移次 数(石 川义孝 , 20 02) 。 该指标值越大 , 说明社会 的流动程度 越高 , 地区间的 人口流 动也越频 繁 。 二 、 中国 2
16、0 世纪9 0年代后期的年龄一迁移率曲线 (一)迁移 人口的定义和本文的数据 什么是迁移人口 ?在分析迁移 人 口的年 龄模型之前 , 有必要对迁移 人口的概念作简要 的说明 。 通 常 , 迁 移人口有 两个方面 的内涵 , 一 是迁 移 的空 间 , 另一是迁移的时间 。 就 是说 , 在人口普查等调查设 计中 , 对迁移 的空间范 围和时间长短必须 有一个明确的定义 , 否则 , 即使是同样 的调查 对象 , 迁 移人 口 的总数也会发生较大 的变化 。 在第五 次人口普查 中 , 迁 移人 口的移 动范围分本 县市 的 乡镇 之 间 、 省内县 市之 间和跨省三 个层 次 。 流 动的
17、期 间也分三个层 次 : 一是离 开 户口登 记处(乡镇 、 街 道)半 年以上 的暂住 人口(现住地 与户口 登记地 不一 致) , 即通 常所说的流动 人口 ; 二是 调查 时 的居住地 与 出生地 不一 致 的生 涯迁移 人口 ; 三 是调查 时 的居住地 与 5年前 的常住 地发生了变化的期间迁 移人口 , 包 括户口随迁 的迁 移和户口不发 生变动 的流动 。 很显 然 , 第一和第二个指标 指 截止某 一 时点的迁移人口的存量 , 第三个则是在 一定 期间 内发 生迁移的流量 。 从道 理上 来讲 , 我们可以利用暂住人口 、 生涯 迁移 人 口和期 间迁 移人口这三个不 同 的概
18、 念 , 分别 考察人口的年龄一迁移率模型 , 同时还可以进一 步对不同范围 的流动情况做进一步分析 。 但遗 憾 的 在日本等亚洲国家和非洲 国家 , 后劳力成分不多 ,他 对年龄一迁移率 曲线 的影响不大(井上孝 , 2 00 2 ;石川 义 孝 , 20 02) 。 因此 , 在推导迁移函数时 , 可以将 a3ex p 一b 3 ( x 一 c3) 一 ex p 一d 3 (x一 c3 )省略 。 由于人口流动的 空间定义不同 ,不 同国家的总和迁移率并不能直接比较 。 在 国土 面积较小的国家 , 由于末端 行政的基本单元可能很 小 , 在 中国的人口普查中根本就不算地区间流动的那部分
19、人 口(在同一 乡镇)也可能 被记人流动人 口 。 根据人口普查 的定义 , 第二和第三种迁移人口中 ,离开 户口 登记处不到半年的流 动人口除外 。 同时 , 在调查 期 间内的多次迁 移 , 或调查时已经返还原住地 的迁移人口也没有被包括进去 。 就是说 ,实际 的迁 移人口总数要 比统计的数字 大一些 。 地区间人 口流动的年龄模型及选择性 是 , 在 公开 出版 的人口普查数据中 , 只有 全 国的期间迁 移人口可以使用 , 并且县内乡镇之间 、 省 内县 市 之间和跨省流动 的有关数据 也 没有公开 。 故此 , 在 下 文的分析中 , 我们只能利用全国的期间迁移人口 统计(即在 1
20、 99 5年 n月 1 日到 2000年 1 0 月3 1日的 5年之 间发 生迁移的全部人口) , 对年龄一迁 移 率模型进行实证分析 , 并据 此推导理论模型的有关参数 。 (二)年龄一迁移率模型 图 3 是根据第五次人口普查数据得 到的年 龄一迁移率曲线 , 其中包 含了总迁移率曲线和按迁移 原因划分的迁移率曲线 。 表 1是 按迁移原因计算的迁移人口构成 、 迁移率及 总和迁移率 。 下面根据图 3和表1所示 的结果 , 详细描述 2 0世 纪 9 0年代后期中国年龄一迁移率模型的有关特征 。 第一 , 与图 2的理论模型 比较 可以发现 , 中国的年龄一迁移率曲线具有很明显的独特性
21、。 前劳力 成分迁移率的相对水平较低 , 并且从 。一4岁 的迁移率呈上升趋势 ; 同时 , 以退休人员为 主体的后劳力成 分也不存在 。 在日本等国家 , 后 劳力成分的存在也不 十分明显 , 但前劳力成分从高水平出发 , 并呈迅速的 下降趋势却是一个比较普遍 的现象 。 在中国 , 这种独 特现象的产生 与户口制度有关 。 在计划经济时代 , 人 们几乎没有迁居和选择职业 的 自由 。 改革开放以后 , 特别是 2 0世纪9 0年代以来 , 地区间迁移人口的规 模迅速扩大 , 但由于户口迁移受 到严格地限制 , 以务 工经商为目的的民工大多不 能把户口迁人工作所在 地 , 他们只能以暂住者
22、的身份生 活 、 居住在社会的底层 。 由于收人低 , 他们不能把年幼 的子女带在身边共 同生 活 ;也 由于 当地中小学一般不接受没有 户口的民工子女 , 民工 的孩子大多只能在 老家就学 。 第二 , 我们来考察一下反映迁移模型基本特征 的几个主要指标 。 从前劳力成分向劳力成分的转 换点在 1 3岁 , 此时 的迁 移 率为 4 . 3% 。 从 _ 1 4岁 开始 , 迁移率急速上 升 , 2 1岁 迁移 率达峰值 , 为 28 . 2% , 上 升了2 4个百分点 。 在较短 的年龄段有如此 的急速上 升在其他国 家并 不 多见 , 这 可能 与 中国 的迁移 人 口主 要 由就业劳
23、力 构成 有关 , 因为 务 工经商 、 工作调 动和分配 录用 的人 员 占全部流动人口的4 0% 。 从迁移人 口的构成来看 , 1 51 9岁 占 5 . 7% , 202 4 岁占 19 . 5% , 25 2 9 岁 占 1 8 . 0% , 3 0一3 4岁 占 1 1 . 4% 。 也就是 说 , 迁移人口的 6 4 . 6%都集中在 1 5一 3 4岁 的青 壮 年层 , 而 在全部人口中 , 同年龄层的比率仅有 3 5 . 6% 。 2 1岁(28 . 器) 一毕 体 _ 一 一 务工经叫 ” . 学习培训 一 拆迁扭别 婚姻迁入 , 丁二 二颐迁寥脚! 1 8岁(1 2 8
24、%) (1 1 . 跳) 4岁(6 . 外) 产粼 % 6 ) f 盯 勺 刀 甲的臼份 吕蕊哭男况霉苏甲众次8芯 年龄 (岁) 图 3 年龄一迁移率模型(中国 1,9 5 一 2 00 0 年) 注 : 迁移率为期间迁移 人口数除以调查时点的常住人 口数 。 资料来源 : 同表 1 。 表 119 95 2 0 0 0年按迁移原因计算的迁移 人口的构成及迁移率 全体 构成比(%) 迁移率 总和迁移率(次) 男性 女性 100 10 . 6 6 . 6 3 6 . 19 7 . 08 务工 经商 30 . 7 夕 一J 任 o 0 n 0 3 . 2 1 . 96 2 . 18 1 . 72
25、工作 调动 4 . 3 0 . 5 0 . 28 0 . 38 0 . 18 分配 录用 3 . 1 0 . 3 0 . 20 0 . 23 0 . 17 学习 进修 11 . 7 1 . 2 0 . 76 0 . 79 0 . 73 拆迁 搬家 14 . 5 1 . 5 婚姻 迁人 1 2 . 0 其他 10 . 8 1 . 3 0 . 7 5 0 . 16 1 . 36 随迁 家属 1 2 . 8 1 . 4 0 . 89 0 . 68 1 . 12 0 . 77 0 . 74 0 . 80 注 : 总和迁移率等于年龄一迁移率 曲线下 的面积 。 参照R oge r s (1984)第8页
26、表l 。 中国人 口 科学 2004年第3期 第三 , 按 迁移原因的迁 移率 曲线显 现了完全不 同 的形 状 。 从图 3可以明显 地看 出 , 因迁 移原因的 不 同 , 迁移高峰 的发生 时期 截然不 同 。 因学习培训而 流动 的迁移率峰值在 1 8岁 , 迁移率为 12 . 8% 。 就 是说 , 在 10 0 个 1 8岁 的人口当 中 , 有 1 3人 在过 去 5年 中发生过地区间流动 。 务工 经商和婚姻 迁人 的迁移人口分别 在 2 0岁和2 4岁时达 迁移高峰 , 迁移率的峰值分别为 1 1 . 8%和8 . 6% 。 但因拆迁 搬 家 或家属随迁而 迁移的机率与年龄
27、的变化 没有 十分明显 的关系 , 两者合计大致稳定 在 1 3 %一1 5%左 右 。 图 4是按迁 移原因和性别制作 的年龄一迁移率曲线 。 结合表 1的有关数据 , 我们来进一步考察迁 移原因的性 别差异 问题 。 第 一 , 在以拆迁 搬家 、 投靠亲友 、 学习培训和分配录用 为迁移 原因的迁移人口中 , 男女之 间年龄一 迁移率曲线几 乎没有 大 的差 别 。 就是说 , 随着 年龄 的变化 , 男性和女性在 地区间迁移 的发生机率大致 相 同 。 但是 , 在务工 经商 、 随迁家 属 、 婚姻迁人和工作 调动的迁移人 口中 , 男 女 的迁移 率 曲线呈 现了相 当大的差别 。
28、 例如 : (1 ) 在 2 2岁以下务 工经商的迁移人口中 , 女性 的迁移率明显 高于 男性 , 而在 2 3岁 以后 , 两者 的位置关系完全颠倒 , 男 性 的迁移率大大高于女性 。 这或许说明 , 女性平 均受 教育年数比男 性短 , 她们比男性 更早 地进 人劳动 力市场 , 但由于婚姻 、 子女教育和照顾老人的客 观需要 , 达到 一定年 龄以后 的女性则 主要停留在本地 , 而不是像 同龄男 性一 样远离家 乡 , 外 出打工 。 (2 ) 婚姻迁 入 的总和 迁移率(迁移曲线下 的面积)为 0 . 7 5 , 即对所 有 的人来说 , 伴随婚姻 而 迁移的平 均机率为 0 .
29、 1 5次(总 和迁移率的 1/5) 。 但男女 间的差 别很 大 , 分别 为 0 . 1 6次 、 1 . 3 6次 。 这 反 映了男娶 女嫁 的传统习惯在 2 0世 纪 9 0年代后期 的 中国依然存在 。 (3 ) 在随迁家属 中 , 2 0岁以下的男女 差别几乎 不存在 , 但 在此 后所 有年 龄段 , 女性 要大 大高于男性 。 可见 妻子 的迁移 行 为在很大程 度上受 丈夫 的影 响 。 (4 ) 与前 述 特 征相对 应 的是 , 男 性因工作调动 而流动 的机 率在2 0岁以后 的各 个年 龄层都大 大高于女性 , 特别 是 在 3 0岁以后 , 男性的迁移率是 女性
30、的 5 倍以上 。 第二 , 各 个迁移 原因对总和迁移率的贡献 程度大小不 一 。 如表 1所示 , 全体人 口的总和迁移率为 6 . 6 3 。 但从性别来看 , 女 性 的总和迁移率为 7 . 0 8 , 比男性略高 。 对 总和迁移率贡 献最大的是务 工经商 , 占全体的三成左右 。 其次是拆迁搬家 、 随 迁家属 、 学习培 训 、 婚姻 迁 人 , 分别为 1 4 . 5% 、 1 2 . 8% 、 n . 7% 、 1 2 . 0% , 因分配 录用 而 流动的仅有 3 . 1% 。 第三 , 在各种迁移 原 因 中 , 有 的迁移率曲线与年 龄紧密 相关 , 有 的则没 有 。
31、 务 工经商 、 婚姻 、 学习培 训 的迁移人口集中在 非常狭窄的年龄 层 , 而随迁 、 搬 家 、 投 靠亲 友的迁 移人 口则 在 所有 的年 龄层 都有 一定比率 , 三者 的合计相 当稳定 。 我们可以把这 部分迁 移人 口看做Ro g e r s 理论模型中的常数 成分 。 总体来说 , 中国的年龄一迁移率曲线与 Ro ge r s 的理论模型基本 上是 一致 的 , 因为 除了后劳 力成 分以外 , 前 劳力成分 、 劳力成分以及常数 成分明显存在 , 并且 各个 部分的迁 移率曲线也呈现了与 理论 模型比较接近的变化趋 势 。 但是 , 由于户 口制度对 全家迁居 的 限制
32、, 劳动力 成了迁移人口的主要 组成 部分 , 其结果是 前劳力 成分的迁移率水平偏低 , 劳力成 分 曲线 的上扬斜率偏大 。 从迁移 人口的构成来 看 , 前劳力成分 主要 由随迁家属构成 , 劳力 成分主要 由务工 经商 、 学习培训 、 婚姻迁 人 、 工作调动 、 分配 录用构成 , 常数 成分主要 由拆迁搬家 、 投靠亲友 构成 。 同时 , 在 务工经商 、 婚姻 、 随迁和工作调动 的迁移 人口中 , 存在非常明显 的性别差异 。 三 、 年龄一迁移率理论模型的推导 下 面利用第五次人 口普查数据 , 推导年龄一迁 移率理论模型及有关参数 。 如 前文所述 , 该模型表 示 迁
33、移 率与年龄 的理论 上的对应关系 , 即如果知 道有关的参数值 , 我们便可以推测 任何 年龄下 的迁移 率 , 也 可以知道 实际值与理论值的差别所 在 、 差别大小 。 考虑到年 龄一迁 移率曲线 中没 有 明显 的后 劳力 成分 , 以及 O一4岁 的迁 移 率呈 上升 趋 势 , 在进 行 地区间人 口流动的年龄模型及选择性 计量分析 时 , 我们采用以下 的简化模型 , 同时 , 把分析对象限定在 4一6 5 岁人口 。 M (x)= a。 + a 1ex p(一b:x)+ a:exp 一 b Z (x一 eZ) 一ex p 一 d Z (x一 eZ) 表 2所示 的数字 为理论模
34、型的有关参数值 , 图 5是理论模型与普查 结果 的 比较 。 根据该表的参 数值 , 我们可以得到一 些很有意 义 的发现 。 一是常数成分参数的推算结果是 4 . 3 3 。 这表明 , 在所 有 的 18 %15 12 9 6 3 0 务 经 商 婚姻迁入 胜 女 恤 - 、 -,、;-、 . , : , : 户 OC工 口 qo匕八乃 八曰 111胜1胜 女性 : 、 户板 男性 ,.一 二 叽 ( 唬 C二 嵘 C二 旧 C二 LO C 10二LO ”叫 尸 司 口口口气C叮 , 分 ,寸 匕 LO之二仁二 O吹 二 欧 C 唬 C 瞬 C: 的 C二 的 C 唬 一 ,一 0口 口
35、 户 勺巴 勺,卜,尸 瞬吹 (二七心 年龄 (岁) 年龄 (岁) 18 % 1 5 12 9 6 3 0 学习培训随迁家属 夕 石4 女性 男性 L上 卜卜 L 男八 川 川曰 女 C二t口 女性 , ,川 耐 ( 二 1比 二 ,二 了 C 吹 ( 二LO C: 吹 C二 .e 口巴 口代C几 刘 目 勺徐 气 性 以山山 目孟 目“ 去口 O ” . ” . ” . ” . Q .0 0 、。 0廿c o 臼 乏吕 买 胃 男 男 导 习 导 砚 贯 吕 名 U刃l叮 二江二 叮二 年龄 (岁) 分酉己录用 年龄 (岁) 拆迁搬 家 男性 “. 卜飞都 女性 (二 的 屯 二 吹 C二
36、瞬 C二 L自 C二 口 口门口 】 巴二 户 t,卜 刘 叫 巴CLO屯C江 O晚 C二 明 C二 瞬 C二 .O C; 嵘 C) .代 C 二 【门 产叫 尸叫亡1亡 JC门口气气尸 刘 川 口0Ie仁习七习 年龄 (岁) 年龄 (岁) 作调动投 靠亲友 男性 一“ 流 一卜 的O 99旧旧O的的寸O 寸瞬的O的的闪ON的工O曰 帅0O吹 户 】亡 】 吹 ( 二 欧 C二 C 门 弋 叫 .刊叫 l口 LO 之 二 to L门之二七二 年龄 (岁) 图 4 按迁移原 因 、 性别 的人口移动模型 年龄 (岁) 上 限定在6 5岁是 因为可使用的统计数据的限制 。 利用SPS S中非线性回
37、归的模拟方法 , 推算得到各参数值 。 3 5 中国人 口科学 2004 年第 3 期 35 %30 25 20 l5 l0 5 入 实际值 表 2 年龄一迁移率理 论模型的参数及相 关指标 ( 中国 1995 一 200 0 年 ) 全体男性女性 4 . 334 . 034 . 65 426 . 4185 . 43 误差320 . 3830 . 220 . 43 0 0 t l ,IA工 O勺 ,廿 口 , 廿口二 , 列 叫 O飞 寸 口JC勺C门,卜 刘 叫 比 吹心 6工寸工 rL寸 0 - - 5 0 . 1 2 0 370 . 05 0 8018 男性 1 7 . 1 92 619
38、 . 74: 0 内h 11 吧夔 实际值 2 . 4 1 刘 叫 二伪 , 寸O飞侧 叫 O飞 ,护 O ,寸 O飞刘 叫 护叫 尸刊口 J O刁 匕甲二口勺 寸 ,寸 欧吹 叱二 a。 : 常数成分 al: 前劳力成 分的水准参数 b, : 前劳力成分下 滑曲线的斜率 a: : 劳力成分的水准参数 b: : 劳力成分下 滑曲线的斜率 cZ: 劳力成分人口的平均年龄 d : : 劳力成分上扬曲线的斜率 a l / a。 : 前劳力成分与常数比 a l a / 2: 前劳力成分与劳力成分之比 b:b / : : 子女随父母流动的程度 d : /b : : 劳力成分 曲线的对称性 x, : 最小
39、迁移率时的年龄 , *: 最大迁移率时 的年龄 X : 最大与最 小的年龄差 B : 最大与最小的 迁移率差 GMR : 总和迁移率 0 . 420 . 6 90 . 25 703 . 3 9 0 . 220 . 2 30 . 22 4 03 5阳2 52 0巧1 00 5- - 5 % 州 叫 口 2 . 792 . 6 32 . 39 1 11 .月1 9曰 628 . 3 11 . 42 寸。 艺臼 离出蕊留寻导蕊蕊落 820 . 3 10 20 . 3 八 舀O 曰一h 1 1 4 03 5 3 02 5 2 0巧1 05 0 - - 5 % 年龄 (岁) 图 5 年龄一迁移率的理论模
40、型(中国 199 5一 2 0 0 0 年) 6 36 . 197 . 08 gdCJ 八曰 r月 任内h 119曰9 年 龄层 , 不管原 因如何 , 总有 4 . 3 3 % 的人口在地区之 间发生了迁移 。 二是反 映前 劳力成 分和劳力成分 迁移水平 的有关参数 , 两 者分别为 10 . 4 2 和 4 7 . 3 8 。 据此我们可以推测 , 2 0世纪 9 0年代后期 , 中 国的 地区间人口流动是 劳动 力 主 导 型 的 , 因为两 者 的比值 a , a / : 仅有 0 . 2 2 , 大 大 低 于其他国家的水 平 (R o g e s r , 19 8 4 ) 。 三
41、是反 映 劳动力成分曲线的对称指标 , 即d Zb /: 。 理论模型的结果 是 3 . 6 2 。 这说明 , 迁移率曲线 的上扬斜率远 大于下滑 的斜率 。 这个结 果与前 面 的记述分析一致 。 四是 年幼子女跟 随父 母迁 居 的程 度指标 , 即 b l b / : , 理论模型的结果 是 2 . 7 9 , 这个数值显然 大于通 常情况 下 的 1 。 就 是说 , 在 9 0年代 后期 的 中国 , 年幼子 女跟 随父母一起迁 居 的行 为受 到了较 多 的制约 。 前劳力成 分与 劳力成分的转换 点 在1 3岁 , 迁移率的峰值在2 0岁 , 间 隔 7岁(理论模型的结 果 与
42、 前述 的普查 数字 略有不 同) 。 与其他国家 的理论模型相比 , 中国迁移人口的平 均年龄 要年轻两 三岁 , 从 谷值到峰值的间 隔也要短 14 年 。 这与迁移人口大多 为劳动力人口有关 。 总和迁 移率的理论值与 实际值一致 , 为 6 . 6 3 。 因为这是按过 去 5 年中发生地区间迁移 人口为标准计算的结 果 , 所以按单年计 算的总和迁 移率为 1 . 1 3 。 如此看来 , 中国的人口流动水 平还 是比较低的 。 据R o g es r(19 84 )的计算 ,瑞典在 19 74年的谷值与峰值分别为 1 5 . 3 2和 2 3 . 71 , 两者的间隔为 8 . 3
43、 9岁 ; 日本的 谷值 与峰值分别为1 2 . 1 8和2 3 . 7 4 , 间隔为n . 5 6 岁 。 根据R oge r s (1984)第8页中表z所示的结果 , 在 1974年的瑞典Sto e k holm 、 19 70年的英国L o n do n 和 196 9 年的日本东京 , 总和迁移率分别为 1 . 4 5 、 1 . 0 4和 2 . 6 0 。 另据石川义孝(20 02 )按过去 5年中常住地发生变化的 期间迁移 人口计 算的结 果 , 日本在一9 65一1970年 、 19751 980 年和 1985一19 90 年的总和迁 移率分别 为 3 . 2 84 、
44、3 . 098 和 3 . 098 ; 同期瑞 典的 总 和迁移率 分别为 6 . 82 5 、 5 . 95 8 和 5 . 9 49 ; 加 拿大 在 196 6一19 71 年 、 19 761 981年和1986一199 1年的数值 分别为3 . 482 、 3 . 622和2 . 8 68 。 当然 , 由于各个国家的大小截然不同 , 迁移人口的内涵存有微妙的差别 , 所以上 列 总和迁 移率之间不可以直接比较 。 3 6 地区间人 口 流动的年龄模型及选择性 利用理论模型的有关参数(见 表 2) , 我们可以把 年 龄一迁移率曲线分解 为常数 成分 4 . 326 4 、 前 劳力
45、 成分 10 . 41 7 Oe x p( 一0 . 3 24 9x )和劳 力 成 分 4 7 . 37 66e x p 一 0 . 1 162(x 一17 . 1 817)一 e x P 一. 0 420 3(x一17 1 871) , 这 三部分合计便是年龄一迁移率理论模型的函数方 程式 。 从图 5可 以看出 , 在 2 03 5岁之间 , 理论值与实际值之 间存在一定的误差 , 除 此以外 , 两者 的数值非常接近 。 按性别推算的理论模型也表现 了非常好 的结果 , 尤其是 男性 的理论模型极为逼真 。 从图中可以看 出 , 女 性 的总和迁移率大 于男性 , 这表明女性 发生地区
46、间迁移的预期机率比男 性的高 , 其主要 原 因之 一可能与女 性 的婚姻迁人有关 。 男 女的迁移 都以劳力 主导 型为特征 , 但女 性 的劳力成分曲线比较 对 称 , 即女性 的迁移率在峰值以后以同样的斜率迅 速下降 , 而男 性 的则慢得多 。 这意味着 , 男性 劳力 在比 较大的范围内以较高的机率进人劳动力 市 场 , 而 女性 在达 到一 定年龄以后 , 一般不轻易 背井离乡 、 进 入劳动市场 , 或者已经进入 的女 性也会以较大 的机率退 出劳动力 市场 。 由此可见 , 上述理论模型 比较准确地反 映了迁移率与年龄的函数关系 , 前面 描述 的有关迁移模型 的基本特 征在此
47、得到 了统计上 的检定 。 比如 , 人口流动具有鲜明的劳力主 导型特征 , 劳 力成分的迁移 率曲线呈 非对称形(女性 的除外)等 。 这些特征与其他国家的 没有很大 的区别 。 但是 , 中国也 有自己的 独特性 , 如年幼 子女跟随父母迁居 的机率较低 , 前劳力 成分对总和迁移率的贡献程度较小等 。 四 、 教育程度 、 职业性质与迁移率 按照人力资本 的有关理论 , 在其他条件基本相同的情况 下 , 受教育越多 , 则 意味着 人力资本也 相 对较多 , 具有这 些属 性 的群体有较高的迁移率 。 但遗憾的是 , 在公开 的迁移人口统计中 , 没有 教育程度 与年龄 、 职业与年龄的
48、汇 总数据 。 故此 , 在 这里 我们只能利用 有 限 的数据 , 对教育 、 职业与迁移率的关 系进 行简要 的分析 。 表 3 、 表 4是根据人口普查 的长表汇 总数据加工 得 到的 , 其中 , 迁移率为迁移人 口与 总人口之比 , 性别比为男 性人口与女性人口的比例 , 集中度为迁移人口的职业 、 学历构成与全部人口的职业 、 学历 构成之比 。 从该表所 示 的结果 , 我们可以得到几个很有 意 义 的发 现 。 首先来看一下 教育程度与迁移率的关系 。 调 查结果 显示 , 小学 、 扫盲班和未上过学 的人口中 , 在过 去5年中发 生 地区间迁移的仅有 5 . 5% 、 2
49、. 9% 和4 . 3% , 大大低于全体人口的1 0 . 9写 ; 与之相 反 的 是 , 随教育程度的提高 , 迁移人口占总人口的比率迅速 上升 , 高中 、 中专 、 大学专科 、 大学本科和研究生 的迁移率分别 达 18 . 2% 、 3 3 . 9% 、 35 . 1% 、 5 一 L . 2%和 5 3 . 5% , 比全体人口的迁移率高出几倍 。 教育程度 与 迁移率的 正相关关系从集中率的变化也可以得 到进 一步 的证实 , 以全体人口的迁移率为 1 , 未 上过 学 的只有 0 . 4 , 而研究生高达 4 . 9 , 相差 十几倍 。 低学 年儿童 的迁移率偏低与前述的 随迁现象不 十分普 遍 有关 , 而 学历 越高迁移率也越高的 现象则表明 , 在 中 国的 劳动力市场中 , 具有较多人力资本的群体 可以比较容易地 在地区间流动 , 以寻找理想 的工作 , 实现 自身 的价值 。 其次是学历与迁移范围的关系 。 从表中的数字 可以看 出 , 在全部迁移人 口中 , 只有大约14 /的人 在省 际之间 发生 了迁移 , 绝大多数的迁移人口只是在省内的县市之 间 , 或更小范围的乡镇之 间进行了 转移 。 但在不同教育程度的人