城乡融合视域下人口流动助推乡村振兴的作用机制研究——基于中国减贫经验与启示

臧雷振，令狐念慈，王 栋

(中国农业大学 人文与发展学院，北京 100193)

党的二十大报告指出，全面推进乡村振兴，必须坚持农业农村优先发展，坚持城乡融合发展，畅通城乡要素流动。这说明乡村振兴离不开城乡资源的优化配置。其中，人口要素作为影响经济社会发展的核心变量，对破解“三农”现实难题、构建新型城乡关系发挥着基础性、战略性、全局性作用。人口状况是最基本的国情，城乡人口变动的新情况、新特征、新趋势事关重大决策规划的制定与执行。人口是社会生产生活的主体，新型城镇化离不开农村人口的市民化，乡村振兴战略的实施亦离不开“返乡”群体人口红利的释放。

当然，乡村振兴战略的实施也面临着严峻的人口挑战。从人口特征的自然属性来看，农村人口虽然基数大，但空间分布不均衡，空心化、老龄化现象严重，适龄劳动人口规模急剧萎缩。从人口特征的社会属性来看，农村人口收入普遍偏低，隐蔽性失业问题突出，受教育程度不高，专业技能水平不足。从农村人口进城的过程来看，农民市民化机制和村民权益退出机制有待完善，城乡生活成本差距和城市社会包容性影响农村人口定居意愿及信心。从城市人才返乡的结果来看，乡土人才评价机制和保障激励机制并不健全，农村“三块地”改革进展和乡村治理“赋权”“松绑”效果影响城市人才乡建热情及决心。归根结底，城乡发展不平衡、农村发展不充分的社会现实，使得人口流动频繁、单向极化，不仅未能充分转化成为人力资本，反而形成人口负担。这种日益凸显的城乡人口结构性失衡，将导致城乡资源进一步错配，持续阻碍城乡要素自由平等交换。

因此，在城乡融合发展中实现乡村振兴，需要准确把握城乡人口流动的复杂态势，提炼城乡人口流动的作用机制，畅通城乡人口流动的双向渠道。而中国脱贫攻坚实践中人口流动促进减贫的经验将为乡村振兴实践带来新的启迪。一方面，人口流动作为一种积极的反贫困行为(1)都阳、朴之水：《迁移与减贫：来自农户调查的经验证据》，《中国人口科学》2003年第4期。，增加了农民收入，达成了减贫目标(2)张永丽、王博：《农村劳动力流动减贫效应的实证研究：基于甘肃省农户的调查》，《人口学刊》2017年第4期。，促进了城市化水平的提升(3)何春、崔万田：《农村劳动力转移减贫的作用机制：基于中国省级面板数据的分析》，《城市问题》2018年第3期。，为当前探讨的城乡发展格局奠定了坚实基础。另一方面，巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接是当前农村工作的重点任务，靶心不变，力度不减。人口流动对城乡发展影响机理的分析仍然适用于目前的农村发展阶段，也能为重塑新型城乡关系、支持城乡要素平等交换贡献学理启迪。

鉴于此，本文将基于城乡共融视角，从空间计量的角度，宏观考察人口流动的减贫机制，挖掘其内在的经验价值和政策意蕴，以期为阐述人口要素自由流动对促进乡村振兴的影响机理提供理论思考、实证补充和指引意见。

(一)人口流动与乡村振兴

虽然乡村振兴是一项具有中国特色的新兴政策主张，但只要认识到其本质仍属于人类认识和改造世界的范畴，就可以同涉及人口流动的众多学科展开对话。立足于中国发展实际，吸纳国内外先进研究成果，有利于建构中国话语的人口流动观，助力实现乡村振兴。

从西方经济学的经典理论来看，人口流动通过减少农民来使农民富裕，通过发展城镇来振兴乡村。如，刘易斯(4)W.Arthur Lewis, “Economic Development with Unlimited Supplies of Labour”,The Manchester School,2(1954):139—191.、拉尼斯和费景汉(5)Gustav Ranis & John C. H. Fei, “A Theory of Economic Development”,The American Economic Review,4(1961): 533—565.认为人口流动便利了农村剩余劳动力向城市和非农产业转移，打破了城乡要素无法交换的封闭状态；
舒尔茨(6)W.Theodore Schultz, “Investment in Man:An Economist"s View”,Social Service Review,2(1959):109—117.指出人口流动能够使一国的人力资本得到优化配置，在不改变人力资本存量的前提下促进国民经济增长，后者将为反哺农村社会发展积蓄力量；
新经济地理学派提出人口流动加速了“中心-外围”(7)Paul Krugman,“Increasing Returns and Economic Geography”,Journal of Political Economy,3(1991):483—499.格局的成型，而中心区域的扩散和溢出，可以带来外围区域(小城镇、农村地区)的一体化发展。

从公共管理学的视角来看，人口流动是不可避免的公众行为，政府应当面向流动人口提供优质的公共决策和服务。托达罗模型(8)P.Michael Todaro,“A Model of Labor Migration and Urban Unemployment in Less Developed Countries”,The American Economic Review,1(1969):138—148.、“推-拉”理论(9)S.Everett Lee,“A Theory of Migration”,Demography, 1(1966):47—57.等人口流动动力分析框架，为政府提升城市容纳能力、改善农村生活水平提供了参考建议。除此以外，政府还应关注流动人口正在面临的挑战和阻碍。如，在新冠肺炎疫情造成封锁、失业和社交隔离等流动性危机(10)S.Irudaya Rajan,P.Sivakumar & Aditya Srinivasan,“The COVID-19 Pandemic and Internal Labour Migration in India: A ‘Crisis of Mobility’”,The Indian Journal of Labour Economics,4(2020):1021—1039.的情况下，政府如何将农村流动人口纳入公共卫生、转移支付和其他社会计划，并使其免受歧视。又如，面对农村信息闭塞、金融支持匮乏、农民被土地禁锢等城乡差异，政府如何消除阻碍农村人口向城市流动的“摩擦力”。(11)David Lagakos, “Urban-rural Gaps in the Developing World:Does Internal Migration Offer Opportunities?”,Journal of Economic Perspectives,3(2020):174—192.

从社会学的前沿进展来看，人口大流动背后隐匿的个体身份同样值得关注，尤其是那些容易被忽视的农民的声音。如，女性主义学者突破了以经济为主向的单一认知，挑战了城市的、精英的观察视角，将人口流动置于农村女性及其生命历程和家庭中加以认识和理解。(12)向荣：《农村妇女与人口流动的社会性别与发展再反思》，《中华女子学院学报》2022年第4期。此外，消费主义的社会环境、淡化性别差异的社会分工和并不理想的社会地位，使男性农村流动人口感到男子气概的丧失，并因此触及违法行为。(13)Eileen Y.H.Tsang,“Reciprocating Desire in China:A Comparative Approach Between High-end and Low-end Sex Workers and Their Clients”,Deviant Behavior,12(2022):1507—1522.而跟随父母流动的农村儿童的处境也同样令人担忧，相比城市儿童，他们的身体、心理健康状况更差，自我评价水平更低，甚至可能遭受过霸凌和侮辱。(14)Lue Fang,“The Well-being of China"s Rural to Urban Migrant Children:Dual Impact of Discriminatory Abuse and Poverty”,Child Abuse & Neglect,99(2020).总之，社会学领域须更加重视农村流动个体的社会福祉问题。

从中国人口流动现状和中国学者的研究特点来看。当前，中国人口流动虽然规模依旧庞大，但已经发展出增速放缓、短距离化、向中西部转移等新趋势。(15)梁彦、王广州、马陆亭：《人口变动与“十四五”教育规划编制思考》，《国家教育行政学院学报》2020年第9期。而新生代农民工则表现出“三高一低”的人口流动特征，即受教育程度高、职业期望值高、物质精神享受要求高、工作耐受力低。(16)Liqiu Zhao,Shouying Liu & Wei Zhang,“New Trends in Internal Migration in China:Profiles of the New-generation Migrants”,China & World Economy,1(2018):18—41.同时，与西方学者偏好单向流动研究不同，如讨论城镇化背景下农村剩余劳动力向城市转移，或分析“大城市病”和“逆城市化”等现象，中国学者更关注乡村振兴与城镇化并行背景下的城乡人口双向流动问题。(17)谢地、李梓旗：《城镇化与乡村振兴并行背景下的城乡人口流动：理论、矛盾与出路》，《经济体制改革》2020年第3期。未来，无论是从传统理论和前沿研究中发掘指导乡村振兴实践的依据，还是从中国发展经验中归纳中国人口流动理论，都大有可为。

(二)人口流动与减贫

不同学者对人口流动在贫困治理中充当的角色有不同的认知。支持人口流动能够助力减贫的学者指出：农村劳动力转移通过增加非农收入、提高农业劳动生产率和调整农村产业结构以实现减贫，流出人口通过汇款等方式提高了家庭消费水平，回流人口通过返乡创业带动了当地二三产业发展。(18)刘华珂、何春、崔万田：《农村劳动力转移减贫的机理分析与实证检验》，《农村经济》2017年第11期。同时，劳动力转移有利于缩小城乡收入差距。(19)万晓萌：《农村劳动力转移对城乡收入差距影响的空间计量研究》，《山西财经大学学报》2016年第3期。而外出务工人员拓宽的眼界、增长的阅历、增加的市场竞争意识等亦对脱贫致富有所帮助。

主张人口流动加剧了贫困程度，提高了贫困发生率的学者指出：劳动力外出务工的家庭更有可能陷入贫困，劳动力外流并不一定能够帮助农村家庭脱贫致富。(20)赵曼、程翔宇：《劳动力外流对农村家庭贫困的影响研究：基于湖北省四大片区的调查》，《中国人口科学》2016年第3期。这是因为，农村青壮年劳动力转移减少了流出地的人力资本积累，降低了该贫困地区及其家庭走出贫困的概率。(21)阮荣平、刘力、郑风田：《人口流动对输出地人力资本影响研究》，《中国人口科学》2011年第1期。而以家庭为经济单元考量，人口流动使家庭成员不能完全共享支出，在总收入既定的情况下，家庭规模经济效益将更差。(22)宋扬、赵君：《中国的贫困现状与特征：基于等值规模调整后的再分析》，《管理世界》2015年第10期。

承认人口流动具有减贫效应，但认为其造成了其他负面影响的学者则指出：劳动力外流虽然缓解了农民的收入贫困，但提高了其家庭多维贫困发生的概率，尤其是当其家庭受到抚养负担加重、就医条件不便等因素影响时。(23)王恒、王征兵、朱玉春：《乡村振兴战略下连片特困地区劳动力流动减贫效应研究：基于收入贫困与多维贫困的双重视角》，《农村经济》2020年第4期。此外，智力外流导致贫困地区发展动力丧失，农村留守儿童、妇女和老人的福利受损，拉低流出地的产业承接能力。(24)樊士德、朱克朋：《劳动力外流对中国农村和欠发达地区的福利效应研究：基于微观调研数据的视角》，《农业经济问题》2016年第11期。而农业生产效率低下、土地抛荒、农业基础设施薄弱和村庄空心化等负面问题也十分严峻。(25)彭长生、王全忠、钟钰：《农地流转率差异的演变及驱动因素研究：基于劳动力流动的视角》，《农业技术经济》2019年第3期。

通过对上述文献的回顾和比较可以看出，尽管学术界对人口流动与贫困相关性、影响效应等议题进行了大量研究，但对人口流动与贫困之间的关系并没有得出统一结论。一是因为现有研究混淆了流出地和流入地减贫效应的差异。二是由于缺乏国家层面的数据支持，难以从实证角度提供相应证据。三是现有研究主要从贫困人口的个体收支状况出发，缺乏在县域减贫过程中进行整体考虑，特别是如何从宏观维度考察人口流动对整个贫困县脱贫摘帽的影响。理清此问题对于在城乡融合视域下发挥人口流动对乡村振兴的推动作用将大有裨益。

(三)研究假设

上述分析可以发现，既有学者肯定人口流动疏解贫困、缩小收入差距、降低农业生产经营风险、缓解贫困地区及个人贫困化程度等方面的作用。也有学者指出人口流动会带来其他方面的非经济贫困。本文从中国现有流动人口和贫困县摘帽结果出发，提出如下第一个假设：

H1：在控制其他变量情况下，流动人口增加显著促进了研究区域内贫困县的脱贫摘帽。

同时，贫困具有强烈的空间集聚特征，而邻近城市的人口外流对相邻城市的贫困人群具有较好的示范作用或同侪压力。因此，本文依据人口流动的分布特性提出了第二个假设：

H2: 在控制其他变量情况下，邻近城市的流动人口增加，对本市内贫困县的脱贫摘帽有促进作用。

假设一和假设二是从全国层面考察人口流动的减贫效应，能从宏观层面证明人口流动的减贫效果。但中国地域辽阔，东中西部地区经济发展差异大，所以为深入研究农村劳动力转移对贫困的影响，本文将选取286个地级市以及4个直辖市，按照国家分类标准，划分为东部地区、中部地区和西部地区三个区域，以每个城市是否包含贫困县为被解释变量，考察人口流动对贫困县脱贫摘帽的区域性差异。同时，还通过滞后项分析，来考察不同区域流动人口对脱贫的滞后效应。基于此，提出假设三：

H3a: 在控制其他变量情况下，东部地区(主要为人口流入地)的流动人口增加对本地区贫困县的脱贫摘帽直接影响最为显著。

H3b: 在控制其他变量情况下，中部地区(兼具人口流入和人口流出特征)流动人口增加对本地区贫困县的脱贫摘帽的空间滞后效应最显著。

人口密集程度意味着城市发展的繁荣程度。自然地理资源匮乏和经济社会资源贫乏，是中国贫困的重要原因。(26)何仁伟、丁琳琳：《精准扶贫背景下我国农村贫困机制研究综述》，《江苏农业科学》2018年第17期。所以，不能仅仅根据东、中、西部的划分来确定在东部地区的城市就是发达地区或资源丰富地区。其中，地理相近的城市也可能存在经济差异和资源禀赋差异。因此，本文提出第四个研究假设：

H4a: 在控制其他变量情况下，人口密集度高区域其流动人口对区域内贫困县的脱贫摘帽整体效应更为显著。

H4b: 在控制其他变量情况下，资源禀赋高区域其流动人口对区域内贫困县的脱贫摘帽整体效应更为显著。

(一)数据来源及变量选取

本文数据由作者采集，时间跨度为2015—2018年，包括国务院扶贫开发领导小组办公室公布的全国832个贫困县名单，各省市的统计年鉴和《中国城市统计年鉴》等。在将832个贫困县及所对应的地级市进行匹配后，依据数据缺失情况，配合空间权重矩阵选取地级市共290个。本文采用的变量如下(见表1)：

1.被解释变量：贫困县脱贫摘帽(P)。本文使用国务院扶贫开发领导小组办公室2014年公布的全国832个贫困县名单，汇总每年尚为国家级贫困县的数量。之后与全国地级市名录进行匹配，为了方便数据处理和计算，对其进行标准化处理，将有贫困县的城市设值为1，视为贫困程度高地区；
而完成贫困县脱贫摘帽的城市设值为0，视为贫困程度低地区。

2.核心解释变量：流动人口率(F)。综合考虑计算难度和获取便利程度，本文最后选用张光和尹相飞的推算方法，即常住人口占户籍人口比例。(27)张光、尹相飞：《流动人口与地方教育财政投入：基于2000—2011年跨省数据的实证分析》，《教育与经济》2015年第6期。

3.控制变量：在控制变量的选取上，为考虑贫困的多维性，本文分别从收入(G)，教育(E)，医疗(H)，税负(L)，土地拥有量(A)等方面来选取控制变量(28)王小林、Sabina Alkire：《中国多维贫困测量：估计和政策含义》，《中国农村经济》2009年第12期。，期望对核心解释变量之外的其他影响因素进行更全面地控制，以获得更为科学标准的结果。在收入方面，使用人均地区生产总值这一指标来直接体现，该指标对于证明中国经济增长在减贫中的作用十分显著。(29)李小云、于乐荣、齐顾波：《2000—2008年中国经济增长对贫困减少的作用：一个全国和分区域的实证分析》，《中国农村经济》2010年第4期。教育方面使用各地政府教育支出，体现其教育规模与政府重视程度，同时能够减轻个人的教育投入，防止贫困程度恶化。(30)陶爱萍、班涛、张淑安：《地方财政支出减贫效应的省际差异比较：基于中部五省经验数据的分析》，《华东经济管理》2015年第7期。医疗水平方面使用基本的医院数量来体现。(31)汪辉平、王增涛、马鹏程：《农村地区因病致贫情况分析与思考：基于西部9省市1214个因病致贫户的调查数据》，《经济学家》2016年第10期。地方政府预算收入包含居民税收收入，可侧面体现各地税负水平。土地拥有量使用行政区域土地面积。

表1 变量设定与统计描述

(二)实证模型与计量方法

1.空间自相关检验。考虑到人口流动具有空间差异性这一特征，所以本文通过对核心变量进行空间自相关检验，决定使用空间面板模型还是普通面板模型，实证中常用的工具是莫兰(Moran)指数I。在对2015—2018年贫困程度和流动人口率进行空间自相关检验后，权重矩阵选择地理距离型。结果如表2所示，两者在四年中的Moran"s I均大于且远离零，且在1%的显著性水平上通过检验，因此初步证明了前文的假设，中国地级市区域的贫困程度具有较强的空间溢出效应，流动人口率存在空间相关性。

表2 2015—2018年中国地级市贫困县数量与流动人口率全局莫兰指数

2.空间演变规律。为进一步探究人口流动与贫困县脱贫摘帽的内在关联和具体分布，本文将继续使用局部Moran"s I进行检验，绘制局部莫兰散点图(以2018年为例)来分析证明其之间的空间差异程度。因市级区域内数据体量庞大不利于观察分析，本文使用数据合并后的省级散点图进行分析，以求得到省际的空间演变规律，为之后市级数据在统计上的计算做初步检验。

图1(a) 中国各省2018年人口流动率Moran散点图图1(b) 中国各省2018年贫困县数量Moran散点图图1(c) 中国各省人口流动率和贫困县数量交叉Moran散点图

图1(a)与图1(b)分别为2018年各省人口流动率与贫困县数量的Moran散点图。由图可直接观测到，人口流动率Moran值处在第三象限居多，贫困县数量则处在一、三象限，二者都存在“高趋于高”或“低趋于低”的同向集聚趋势。具体而言，人口流动率低的地区毗邻于同样人口流动率低的地区；
贫困县数量少的地区聚集在一起，贫困县数量多的地区相邻近。局部Moran指数检验结果与表2结果相同，意味着人口流动率与贫困县数量表现出一定程度的空间集聚性，存在空间自相关性。因此，在研究人口流动率与贫困县脱贫摘帽之间的关系时，有必要加强对空间依赖特征的关注。

同时，本文引入省级双变量Moran散点图和LISA聚集图(限于篇幅已省略，有需要者可联系编辑部和作者索取)，尝试探索人口流动率和贫困县脱贫摘帽两者之间的空间关联特征。图1(c)结果显示，本区域人口流动率和其邻近区域的贫困县数量大多为“L-H”型集聚，表示本区域人口流动率值较低，而其邻近区域的贫困县数量较多，且在LISA图中大部分通过了5%的显著水平检验。在省级数据层面初步证明假设1：人口流动率和贫困县摘帽之间存在空间依赖性。下文进一步从地级市面板数据中进行准确验证并分析其作用机制。

(三)空间模型的设定

由于前文检测出地级市区域人口流动与贫困县脱贫摘帽之间具有空间外溢性，本文决定进一步使用空间计量模型来验证。空间计量模型不仅考虑因变量的空间相关性，还考虑自变量的空间相关性，即检验因变量受到本地区自变量、其他地区自变量和因变量的影响关系。比较常见的空间计量模型有空间滞后模型(SAR)、空间误差模型(SEM)、空间杜宾模型(SDM)。其中，SAR模型主要考虑因变量的空间相关性，SEM模型侧重考察随机扰动的空间影响，二者均为SDM模型的特殊形式，本文选择更一般化的SDM模型。

依据杜宾模型基本设定带入变量，本文计量模型设定为：

Pit=αWPit+β1Fit+βr+1Xit+Wδ1Fit+Wδr+1Xit+ε

(1)

其中，i为地级市，t代表年份，Pit是被解释变量，Fit是核心解释变量流动人口率，Xit为控制变量矩阵，具体代表A、收入水平G、税负水平L、教育水平E及医疗水平H。W是反映空间邻接关系的空间权重矩阵，α反映贫困的空间溢出效应，β表示流动人口和各控制变量对贫困的不同影响程度，δ度量邻接城市上述变量对城市贫困程度的空间溢出效应，ε是模型的残差项目满足ε～N(0，σ2I)。

空间权重矩阵反映了相互作用的空间单元在某种经济或地理属性间的相互依赖程度，主要有距离空间矩阵，经济矩阵和复合型空间矩阵等。在计量模型中，权重矩阵是需要自行建设的，考虑到人口流动的地理空间相关性和多个矩阵Moran"s I检验情况，本文最终采用地理距离型权重矩阵，并进行矩阵行和单位化处理。地理距离型权重矩阵W，权重设置采用两地级市之前距离的倒数：

(2)

其中，d是通过经度和纬度位置计算的省会城市的地表距离。

空间杜宾模型存在固定效应模型和随机效应模型两种情况，从结果来看，本模型Hausman统计量在1%的水平下显著(见表3)，因此本文采用固定效应模型估计结果。同时，LM、LR和RobustLM检验统计量均在1%的水平上显著，即认为至少部分地区存在空间相关性，至少部分变量存在空间溢出效应。此外，杜宾模型中分为时间固定、个体固定和双固定模型，在LR检验结果对比后,个体模型拟合度大于双固定，时间固定最低，所以，本文最后选用杜宾个体固定模型为最终结果，其他模型作为参考对比分析。

表3 模型检验结果

按照模型检验分析结果，将使用表4中模型(1)和(6)为最稳健的最终结果，其中模型(1)表示流动人口和各控制变量对贫困的不同影响程度，人口流动率系数为-0.29且在1%的置信水平上显著，表明本市流动人口数量增加能显著促进贫困县脱贫摘帽，人口流动是减少贫困县的重要因素。这与刘一伟(32)刘一伟：《劳动力流动、收入差距与农村居民贫困》，《财贸研究》2018年第5期。的研究结果相同，人口流动能有效提高家庭收入水平，降低贫困发生率，进一步对整个地区的收入水平产生促进作用，提高了贫困县的退出速度，H1得以验证。

表4模型(6)度量邻接城市不同变量对城市贫困程度的空间溢出效应，人口流动率的空间滞后项显示其存在空间溢出效应，系数同样为负，表明邻近城市的流动人口增加对本市贫困县脱贫摘帽有显著效果，能显著带动本市经济发展。人口流动带来的信息技术传递，促进知识和技术的扩散，在邻近城市产生空间溢出效应，支持了本文的H2。

其他的控制变量表明，政府教育支出也有显著的减贫作用，并在10%的置信水平上表现出显著的空间溢出效应，说明我国脱贫攻坚过程中坚持“扶贫先扶智”的政策具有良好的针对性。表4的结果也体现了税负压力对减贫的重要性，公共预算收入的系数为正值且在1%的显著性水平上通过检验，说明本地区的税负水平越高贫困程度也越深。同时空间滞后在5%的置信水平上为正值，表明邻近地区的税负也会传导，使本区域的减贫更加困难，今后在相关政策制定时应综合考量税负带来的影响。

由于我国幅员辽阔且区域众多，差异性极强，资源禀赋、经济发展水平等差异会导致各要素随之发生变化，模糊了最终回归结果。所以本文又将其按照东、中、西三大分区(东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南共11个省级行政区；
中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南共8个省级行政区；
西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、西藏、广西和内蒙古共12个省级行政区，港澳台数据暂不在本次讨论范围内)，和人口密度、发展程度分组来进行讨论，空间权重矩阵同样为两两城市距离平方倒数。

从表5的模型(1)(2)(3)的结果中可看出，人口流动所带来的减贫红利在东部地区最为明显，中部地区其次，而西部地区并不显著，但都为负影响。联系我国人口流动的现实情况，大多为西部地区向中部地区和东部地区进行流动，中部地区向东部地区流动。表明迁入地享受到人口流动所带来的脱贫攻坚红利，所以东部地区人口流动的增加对区域内贫困县的脱贫摘帽有显著的直接影响，验证了本文H3a。这一结论也为我国脱贫攻坚设计中强调“东西帮扶”、加大中央财政转移支付提供了实证支持。

表4 空间固定效应模型估计结果

同时，本文从表5中模型(4)(5)(6)得出，只有中部地区的人口流动对贫困县脱贫摘帽具有显著的滞后空间溢出效应。表明我国中部地区作为我国人口次要迁出地迁入地，其对贫困地区的即时减贫效应虽然低于东部地区，但其在时间和空间维度上，会对区域内贫困县脱贫摘帽存在更大的滞后影响效应，溢出的空间集聚现象更为明显，本市人口流动上升1个百分点，贫困程度下降0.33个百分点，同时在周边城市人口流动率上升1个百分点之后，本市贫困程度会下降1.77个百分点，产生滞后效应，H3b得以验证。

再联系省级LISA集聚图，也能得出相似结果，中部地区空间效应检验最为显著且为负影响。显示中部本城市人口流动率较低而其邻近城市贫困县数量较多，为“低—高”集聚。从两个结果可初步观察出我国中部地区最需要流动人口来带动经济发展，其流动人口增加可带动中部省份本市和周边城市贫困县脱贫摘帽。在之后研究和政策制定中，中部省份要进一步加大人才和人力资源的引进力度。

表6显示的是不同人口密度和不同资源禀赋条件下，人口流动对贫困县脱贫摘帽的影响。首先，本文以人口密度作为分组变量来体现地区的发达程度(33)李国平、范红忠：《生产集中、人口分布与地区经济差异》，《经济研究》2003年第11期。，以2015年全国各地级市人口密度的中位数(350.32)为标准，将基础数据样本划分为发达城市(>350.32)、欠发达城市(≤350.32)两组。从结果中可看出，人口密集区域城市的人口流动带来的贫困县脱贫摘帽效果更加显著，还能看到周边人口密集区域城市人口流动增加，能显著带动本城市贫困县脱贫摘帽，人口密集区域其流动人口对其贫困县脱贫摘帽的整体效应更为显著。同时通过表6模型(1)可看出人口稀疏区域的人口流动率增加也有显著促进贫困县脱贫摘帽的效果，结果在5%的置信水平上显著，再次证明了人口流动对贫困的影响程度较深，但人口密集区域人口流动的贫困县脱贫摘帽效果更为广泛，存在空间溢出效应，验证了上文提出的H4a。

表5 东中西三大区域空间杜宾个体固定效应模型估计结果

表6 不同人口密度、资源禀赋条件下人口流动对贫困发生率影响的异质性

其次，以绿地面积的中位数(3485.50)作为衡量自然资源禀赋多少的标准，将样本分为高资源组(>3485.50)和低资源组(≤3485.50)两组，结果如表6模型(5)至(8)所示。可以看出自然资源禀赋较为欠缺的城市比资源禀赋高的城市，其流动人口对贫困县脱贫摘帽效果更强，系数为-0.96及-0.35，自然资源较少的城市大多为较发达城市，人口流动所带来的利益更多。同时，自然资源禀赋较高的城市之间，人口流动对贫困程度的影响显著，存在空间溢出性，表明在自然资源丰富的城市，依靠获取劳动力来发展经济这一状况更为明显，特别是自然资源丰裕也就意味着劳动密集型产业较多，更需要通过大量的劳动力与自然资源组合达到贫困县脱贫摘帽的效果，带动本城市的经济增长，H4b得到验证。

(一)结论

在中国人口大量流动的背景下，本文通过空间计量分析方法，利用2015—2018年中国地级市人口流动数据，检验其与贫困县脱贫摘帽的关系及空间溢出效应，得到如下结论：第一，流动人口增加有力地促进了贫困县脱贫摘帽且存在明显的空间溢出效应，人口流动的增加不仅促进本地区贫困县的脱贫摘帽，同时带动邻近地区贫困县减贫。第二，虽然人口流动对流出地与流入地都有减贫影响，但作为流入地的东部地区或发达地区的减贫效应更为显著，存在空间上的连带性，能带动周边发达城市的经济增长。而人口流动对中部地区的减贫效应存在空间滞后性。第三，较为贫困地区可通过开发自身拥有的人口密度、自然资源等吸引人口流入，改变产业结构，为本市与周边城市带来积极的减贫效果。

在理论贡献方面，本文结论支持了最初的假设，为人口流动在宏观层面有利于减贫这一观点提供了依据，丰富了中国减贫实践背景下的人口流动理论。也为在城乡融合视域下发挥人口流动对乡村振兴的推动作用提供经验借鉴和启示。在方法贡献层面，本文创新地采用全国贫困县数据作为衡量贫困程度的标准，通过空间计量方法分析人口流动对贫困县脱贫摘帽的影响及其空间溢出效应，能更好地揭示人口流动对减贫的作用机制。当然，这种流动人口带来的空间减贫溢出效应并不是无界的，其只有在人口密度高，或人口流动率低、剩余劳动力多的城市才最为显著。

不过，由于数据可得性与研究视角等因素限制，本文人口流动数据是基于常住人口变化数据进行推算，在一定程度上弱化了人口流动减贫效应的地区差异特征。在今后研究中，期望能使用更加详尽的人口流动资料，并进一步拓展流动人口在贫困其他维度中的作用机制，更好地诠释中国减贫实践。

(二)政策启迪

在城乡融合发展背景下，畅通城乡要素自由平等流通渠道，尤其是充分发挥人口要素流动对经济社会发展的促进作用，将有利于实现乡村振兴。基于对中国减贫实践中人口流动作用机制研究的经验与启示，将为巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴的有效衔接提供新的思考切入点和政策启迪。如何更好地推动农民与市民的双向流动应是未来政策的突破点。为此，本文认为：

在宏观层面，要打破行政区划界限，聚焦经济区域融合。既要疏解大城市的人口压力，又要引导人口流向中小城市。但限于传统的行政区划限制了城市间和城乡间的要素流通，阻碍了大城市空间溢出效应的发挥。未来应转变思路，通过强化城市群、打破区域行政分割等来促进人口的双向乃至多向流动。

在中观层面，推进以县域为载体的城镇化建设，构建城乡融合发展新格局。县域作为“城尾乡头”，在统筹推进城乡融合发展中具有天然的支撑作用和显著优势。以县域为载体的城镇化建设，将协同推动新型城镇化和乡村振兴。此举顺应了中国城镇化进程放缓，跨省区人口流动趋缓、近域化流动趋势加强等形势。通过提升县域基础设施、公共服务水平，丰富县域精神文化生活，可以大大提升县城对农村人口的吸引力，让农村人口真正享受其参与城镇化建设的成果。

在微观层面，做到农村人口减量增流，利用数字技术共享全球人口红利。乡村振兴不是限制农村人口外流，也不是盲目吸引城市人口，而是顺应农村常住人口减少的趋势，通过增加农村的人口流量，把乡村从农民聚集的单一场所变为城乡人口平等交流的综合区域。身处城市的流动人口曾让城市更美好，如果增多身处农村的流动人口也将使农村更美丽。当然，这需要在制度层面深化改革，特别是借用数字技术，突破时空限制，吸引全球精英流入，共享虚拟人口红利。

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