摘要：20世紀(jì)80年代中期以來，勞動力跨地區(qū)遷移為中國經(jīng)濟(jì)增長做出了突出貢獻(xiàn)，但移民進(jìn)入可能“擠占”遷入地居民享有的公共品也令許多人深感憂慮。事實(shí)上，移民進(jìn)入對遷入地公共品供給的影響同時(shí)存在負(fù)向的競爭效應(yīng)和正向的財(cái)政效應(yīng)，而移民進(jìn)入對遷入地公共品供給的凈影響取決于競爭效應(yīng)和財(cái)政效應(yīng)規(guī)模的相對大小。使用2000—2012年地級市數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，移民進(jìn)入顯著增加了遷入地醫(yī)療衛(wèi)生、基礎(chǔ)教育、道路交通、人居環(huán)境等公共品的供給，說明移民進(jìn)入影響遷入地公共品供給的財(cái)政效應(yīng)大于競爭效應(yīng)。進(jìn)一步基于回歸的財(cái)政效應(yīng)估計(jì)顯示，在控制了財(cái)政支出及其他變量之后，移民人口占比每增加10%，遷入地財(cái)政收入占GDP的比重將會提高約101個(gè)百分點(diǎn)。

關(guān)鍵詞：移民；公共品；財(cái)政效應(yīng)；競爭效應(yīng)

中圖分類號：F241文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000-4149（2017）02-0066-11

DOI：103969/jissn1000-4149201702007

收稿日期：2016-05-25；修訂日期：2016-10-24

作者簡介：陳剛，法學(xué)博士，西南政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授。

一、引言

中國自20世紀(jì)80年代中期開始，隨著經(jīng)濟(jì)體制由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型，出現(xiàn)了大規(guī)模的人口遷移現(xiàn)象，為經(jīng)濟(jì)連續(xù)30多年的高速增長做出了突出貢獻(xiàn)。2000年和2010年兩次人口普查數(shù)據(jù)顯示，1995—2000年中國跨省移民的規(guī)模為322821萬人

國際人口科學(xué)聯(lián)盟把人口遷移定義為，人口的地區(qū)或空間遷移，主要是從原住地到目的地的永久性住地變動。國內(nèi)學(xué)界一般將中國人口遷移分為兩類：一類是，人口的遷移伴隨著戶籍的相應(yīng)變動，這類人口遷移被稱其為遷移人口；另一類是，人口雖然遷移到異地但戶籍沒有相應(yīng)的變動，這類被稱為流動人口。本文并未對人口遷移作上述分類，把上述兩類遷移人口都視為移民，并研究第二類移民（即遷入地與戶籍地分離的流動人口）對遷入地公共品供給的影響。，2005—2010年跨省移民規(guī)模進(jìn)一步增加到了549939萬人，10年時(shí)間里增長了227118萬人。有證據(jù)表明，中國的人口遷移不僅提高了勞動力和人力資本的配置效率，促進(jìn)了遷入地全要素生產(chǎn)率的增長[1]，而且改變了各地區(qū)間的需求結(jié)構(gòu)，促進(jìn)了地區(qū)間稟賦差異的收斂，平衡了地區(qū)間的收入差距[2]。

但是，由于擔(dān)心移民的進(jìn)入會“擠占”遷入地居民享有的公共服務(wù)資源，外地移民一直以來都受到遷入地政府的政策歧視和社會公眾的輿論歧視。許多證據(jù)表明，各地方政府為了保護(hù)本地勞動力的就業(yè)機(jī)會，對外地移民制定了種種歧視性的政策和規(guī)定，以提高移民在遷入地的生活成本和就業(yè)成本[3]，同時(shí)，在投資、職業(yè)、住房、學(xué)歷等方面對移民制定了嚴(yán)格的落戶門檻，以限制移民獲得遷入地的城市戶籍[4]。

除了政府的歧視性政策，城鎮(zhèn)普通居民也對移民存有敵意，不愿意與移民一起分享城市較高的生活水平，新聞媒體也經(jīng)常不公平地把移民與擁擠、混亂、犯罪、暴力、超生和非法性關(guān)系等社會問題聯(lián)系在一起[5]。

但在事實(shí)上，移民會“擠占”遷入地居民享有的公共品的觀點(diǎn)，不僅存在理論上的認(rèn)識誤區(qū)，而且也缺乏經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支撐。理論分析上，移民進(jìn)入對遷入地公共品供給的影響，不僅存在負(fù)向的競爭效應(yīng)，而且存在正向的財(cái)政效應(yīng)，因此，移民進(jìn)入對遷入地公共品供給的影響方向取決于競爭效應(yīng)和財(cái)政效應(yīng)的相對大小。若移民進(jìn)入的競爭效應(yīng)大于財(cái)政效應(yīng)，移民進(jìn)入將會降低遷入地公共品的供給；反之，若財(cái)政效應(yīng)大于競爭效應(yīng)，移民進(jìn)入將增加遷入地公共品的供給。為此，有必要綜合分析移民進(jìn)入的不同效應(yīng)的最終結(jié)果。

鑒于此，本文使用2000—2012年中國地級市的數(shù)據(jù)，首次評估了移民進(jìn)入對遷入地公共品供給的影響。在識別策略上，為了避免回歸方程中的逆向因果關(guān)系造成的估計(jì)偏誤，我們使用遷入地和遷出地間的地理距離，以及遷出地的人口規(guī)模、人均GDP和農(nóng)作物受災(zāi)率等外生變量作為遷入地移民規(guī)模的工具變量。工具變量估計(jì)發(fā)現(xiàn)，移民進(jìn)入并沒有惡化遷入地的公共品供給，而是增加了遷入地在醫(yī)療衛(wèi)生、基礎(chǔ)教育、道路交通和人均環(huán)境等方面的公共品供給。主要原因是移民進(jìn)入對遷入地公共品供給的財(cái)政效應(yīng)大于競爭效應(yīng)的規(guī)模，在控制了財(cái)政支出及其他變量之后，移民占比每提高10%，遷入地財(cái)政收入占當(dāng)?shù)谿DP的比例將會提高101個(gè)百分點(diǎn)左右。這意味著，移民進(jìn)入會“擠占”遷入地居民享有公共品的觀點(diǎn)是不成立的，因此，取締和消除對移民的各種政策歧視和輿論歧視，不僅有助于增進(jìn)社會融合和促進(jìn)社會公平，而且有益于改善勞動力的空間配置效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方式由規(guī)模速度型粗放增長向質(zhì)量效率型集約增長的轉(zhuǎn)型。

二、文獻(xiàn)評述

人口的跨地區(qū)遷移是資源優(yōu)化配置的要求和結(jié)果。中國在1978年開始推行的經(jīng)濟(jì)市場化改革，促進(jìn)了勞動力的跨地區(qū)遷移。在農(nóng)村地區(qū)，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制取代了生產(chǎn)隊(duì)集體經(jīng)營制度，避免了農(nóng)業(yè)集體生產(chǎn)中的偷懶和磨洋工等“搭便車”的機(jī)會主義行為，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高不僅使得糧食供應(yīng)變得充足，而且產(chǎn)生了大量富余的農(nóng)村剩余勞動力。同時(shí)，在城市地區(qū)，非國有經(jīng)濟(jì)部門的迅速崛起和擴(kuò)張，產(chǎn)生了對移民勞動力的需求。上述兩個(gè)方面的主要原因，使得中國在20世紀(jì)80年代中期開始，出現(xiàn)了持續(xù)的人口遷移現(xiàn)象。到1989年，移民的數(shù)量已經(jīng)變得非常龐大了，當(dāng)年春節(jié)期間出現(xiàn)了第一次“民工潮”[5]。在隨后的20多年時(shí)間里，中國的移民規(guī)模呈迅速擴(kuò)張的趨勢，第五次和第六次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，1995—2000年移民數(shù)量為322821萬人，2005—2010年數(shù)量達(dá)到了549939萬人。同時(shí)，移民的遷移范圍也得到了擴(kuò)展，流向主要由鄉(xiāng)村向城市遷移，地區(qū)分布主要由中西部向東部沿海，特別是京津冀、長三角和珠三角三大都市圈遷移[6]。

過去30多年里中國的人口遷移，為遷入地經(jīng)濟(jì)增長做出了積極貢獻(xiàn)。但是，由于擔(dān)心移民的進(jìn)入會“擠占”本地居民享有的公共服務(wù)，移民長期以來都受到遷入地政府的政策歧視和社會公眾的輿論歧視。例如，新聞媒體報(bào)道的犯罪案件中，往往會顯示移民犯罪所占的比例更高。移民之所以具有更高的犯罪傾向，主要原因是對移民的歧視性就業(yè)和福利政策，迫使移民具有更低的“合法”工資和犯罪成本[7]。若能夠取締歧視移民的就業(yè)和福利政策，那么，移民的犯罪傾向并不會比本地居民高。來自勞動力市場的證據(jù)表明，移民進(jìn)入不僅沒有對本地勞動力的就業(yè)概率造成顯著的不利沖擊，反而促進(jìn)了勞動力的職業(yè)分工，提高了本地勞動力的工資收入[8]。

對于移民進(jìn)入是否“擠占”了本地居民享有的公共服務(wù)，現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未對此做出回應(yīng)。事實(shí)上，由于“純”公共品并不具有競爭性，因此，移民進(jìn)入并不會對遷入地“純”公共品的供給產(chǎn)生任何影響，他們只可能影響遷入地競爭性的“準(zhǔn)”公共品的供給。但移民進(jìn)入對遷入地競爭性公共品供給的影響，同時(shí)存在負(fù)向的競爭效應(yīng)和正向的財(cái)政效應(yīng)。一方面，移民進(jìn)入會對遷入地競爭性公共品的供給造成直接的競爭效應(yīng)，增加公共品的供給成本，進(jìn)而降低遷入地公共品的供給。在中國，這種競爭效應(yīng)可能是非常有限的。由于嚴(yán)格的戶籍管理制度，外地移民在遷入地并不能與本地居民同等條件地享有諸如醫(yī)療、教育、社會保障等公共服務(wù)。例如，在很長一段時(shí)期內(nèi)，各地的公立學(xué)校都不招收外來務(wù)工人員子女入學(xué)，現(xiàn)在，雖然義務(wù)教育階段的學(xué)校已經(jīng)對外來務(wù)工人員子女開放，但那些較好的學(xué)校卻仍然未能對外來務(wù)工人員的子女實(shí)行同等待遇[9]。

另一方面，移民進(jìn)入對遷入地公共品供給也具有正向的財(cái)政效應(yīng)，即移民進(jìn)入不僅為遷入地做出了直接的稅收貢獻(xiàn)，而且可能通過促進(jìn)遷入地的經(jīng)濟(jì)增長，間接地提高遷入地的財(cái)政收入，使得遷入地政府有更多的財(cái)政資源用以增加公共品的供給?，F(xiàn)階段的外地移民主要以中青年勞動力為主，他們有非常高的勞動生產(chǎn)率和勞動參與率，因此，他們對遷入地財(cái)政的貢獻(xiàn)可能是非常巨大的。孫自鐸的案例研究顯示，北京、上海、廣東等東部沿海地區(qū)社會財(cái)富的1/6至1/3是由外來勞動力創(chuàng)造的[10]。都陽等研究顯示，外地移民顯著提高了遷入地的市場規(guī)模和全要素生產(chǎn)率，并預(yù)測在2014—2020年間，外地移民為遷入地創(chuàng)造的年均凈收益可能超過12萬億（人民幣）[1]。

因此，移民進(jìn)入對遷入地公共品供給的凈影響，在理論前景上并不確定，這要取決于競爭效應(yīng)和財(cái)政效應(yīng)規(guī)模的相對大小。如果競爭效應(yīng)大于財(cái)政效應(yīng)，那么，移民進(jìn)入將減少遷入地公共品的供給；反之，如果競爭效應(yīng)小于財(cái)政效應(yīng)，那么，移民進(jìn)入則會增加遷入地公共品的供給。而在中國，移民進(jìn)入影響遷入地公共品供給的競爭效應(yīng)可能是遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于財(cái)政效應(yīng)的。基于上述邏輯，便可以在理論上預(yù)期，移民進(jìn)入可能并不會降低遷入地公共品的供給數(shù)量。但是，上述理論預(yù)期仍待進(jìn)一步的實(shí)證研究加以澄清。在本文中，我們將使用中國地級市（包括4個(gè)直轄市）數(shù)據(jù)，實(shí)證評估移民進(jìn)入對遷入地公共品供給的影響。

與本研究關(guān)系最為緊密的，是使用歐美國家數(shù)據(jù)研究移民進(jìn)入如何影響了遷入國財(cái)政條件的文獻(xiàn)。這些文獻(xiàn)主要使用靜態(tài)和動態(tài)兩種方法評估移民進(jìn)入的財(cái)政效應(yīng)。靜態(tài)方法重點(diǎn)評估了在特定的時(shí)間范圍內(nèi)，移民進(jìn)入對東道國財(cái)政收入和財(cái)政支出的影響，動態(tài)方法則將移民及其后代的財(cái)政效應(yīng)同時(shí)納入核算范圍。坦率地說，上述兩種核算方法各有優(yōu)劣，其中，靜態(tài)方法的使用無需太多的假設(shè)條件，但其不能捕捉到在生命周期范圍內(nèi)，移民進(jìn)入對東道國財(cái)政條件的長期影響。動態(tài)方法雖然有助于捕捉到移民進(jìn)入對東道國財(cái)政條件的長期影響，但其測算結(jié)果的穩(wěn)健性卻內(nèi)生于嚴(yán)格的假定條件，包括移民的生育率、移民是否回流、移民的勞動力市場參與率以及東道國的財(cái)政稅收政策等[11-12]?？偟膩碚f，早期的文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，高技術(shù)移民的進(jìn)入往往為遷入國帶來了正向的財(cái)政貢獻(xiàn)，低技術(shù)移民對遷入國財(cái)政的貢獻(xiàn)，則取決于低技術(shù)移民是否回流。若低技術(shù)移民存在回流，不在遷入國永久定居，那么，其對遷入國的財(cái)政貢獻(xiàn)也是正向的；若低技術(shù)移民在遷入國永久定居，那么，其對遷入國財(cái)政有略微的負(fù)向影響。但在總體上而言，移民進(jìn)入對遷入國財(cái)政條件的影響是非常有限的[11]。

新近的研究文獻(xiàn)也得到了類似的發(fā)現(xiàn)。達(dá)斯特曼（Dustmann）等使用靜態(tài)方法，測算了2004年加入歐盟的8個(gè)國家的移民對英國財(cái)政條件的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與東道國居民相比，雖然移民的收入水平更低，但其就業(yè)率更高，獲得政府財(cái)政補(bǔ)貼的概率更低，因此，移民對英國財(cái)政收入的貢獻(xiàn)大于其從東道國政府獲取的財(cái)政補(bǔ)貼[12]。同樣使用靜態(tài)方法，達(dá)斯特曼和弗拉迪尼（Frattini）測算了1995—2011年進(jìn)入英國的移民的財(cái)政效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，來自歐洲經(jīng)濟(jì)區(qū)的移民對英國財(cái)政條件的貢獻(xiàn)是正向的，但來自非歐洲經(jīng)濟(jì)區(qū)的移民對英國財(cái)政的貢獻(xiàn)率卻是負(fù)向的，這能被非歐洲經(jīng)濟(jì)區(qū)移民的高生育率所解釋[13]。魯伊斯特（Ruist）使用靜態(tài)和動態(tài)兩種方法

，測算了來自歐盟10國的移民對瑞士財(cái)政條件的影響。測算結(jié)果說明，在短期內(nèi)（使用靜態(tài)方法測算），移民對瑞士財(cái)政條件的凈貢獻(xiàn)等于0，或者是有略微的正向影響。在長期內(nèi)而言（使用動態(tài)方法測算），移民對瑞士財(cái)政條件的影響方向并不確定，這依賴于移民與本國居民收入的同化率、真實(shí)利率以及公共品的邊際供給成本等條件。若移民與本國居民收入不能趨于同化，且向移民提供公共品的邊際成本與向本國居民提供公共品的邊際成本是等價(jià)的，那么，移民進(jìn)入的凈財(cái)政效應(yīng)會是負(fù)向的[14]。

三、識別策略

本文使用了2000—2012年中國地級市（包括4個(gè)直轄市）數(shù)據(jù)，評估移民進(jìn)入對遷入地公共品供給的影響?；鶞?zhǔn)回歸方程設(shè)定為回歸方程（1）的形式：

其中，下標(biāo)i表示地級市，t是年份，ν是城市固定效應(yīng)，ε是隨機(jī)擾動項(xiàng)。方程左邊的被解釋變量pg是衡量公共品供給的變量。在方程的右邊，變量migration是衡量各城市移民人口規(guī)模的變量，其對應(yīng)的回歸系數(shù)β1的符號和顯著性是本文關(guān)注的重點(diǎn)。X是其他可能影響公共品供給的變量矩陣。

1.變量和數(shù)據(jù)

理論上，移民進(jìn)入并不會影響遷入地“純”公共品的供給，其主要是影響遷入地競爭性的“準(zhǔn)”公共品的供給。因此，本文用來衡量公共品供給的指標(biāo)，選取了主要由地方財(cái)政負(fù)擔(dān)的具有競爭性的“準(zhǔn)”公共品。具體來說，本文重點(diǎn)討論的是移民進(jìn)入對醫(yī)療衛(wèi)生、基礎(chǔ)教育、公共道路交通和人居環(huán)境等地方性“準(zhǔn)”公共品供給的影響。其中，以每千人病床數(shù)和醫(yī)生數(shù)衡量醫(yī)療衛(wèi)生，以中學(xué)師生比和小學(xué)師生比衡量基礎(chǔ)教育，以每萬人公交車數(shù)和人均道路面積衡量道路交通，以生活污水和生活垃圾處理率衡量人居環(huán)境。

衡量移民規(guī)模的指標(biāo)，本文是使用各城市移民占比來衡量。其中，2000年和2005年各城市移民占比的數(shù)據(jù)由陸銘等基于2000年人口普查和2005年全國1%人口抽樣調(diào)查微觀數(shù)據(jù)庫測算得到

陸銘等測算各城市移民人口比重時(shí)，刪除了在校生、職業(yè)或行業(yè)為農(nóng)業(yè)以及不處于勞動力年齡范圍的樣本[15]。[15]。2010年各城市移民占比數(shù)據(jù)是基于2010年第六次全國人口普查分鄉(xiāng)鎮(zhèn)長表數(shù)據(jù)測算得到，具體而言，是以非本地人口占總?cè)丝诘陌俜直葋砗饬?。需要說明的是，上述對2010年各城市移民占比的度量與陸銘等的度量存在差異，但兩種度量方法得到的結(jié)果存在高度的正相關(guān)。陸銘等提供的2005年各城市移民占比與本文測算的2010年各城市移民占比之間的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0877，意味著上述度量方法上的差異可能并不會對回歸結(jié)果造成明顯的不利沖擊。

其他可能影響公共品供給的變量矩陣X中，納入下述變量：①2000年不變價(jià)格衡量的人均GDP及其平方。這是因?yàn)?，隨著收入水平的提高，居民對公共品的需求偏好也會發(fā)生變化。

居民對公共品的需求偏好的變化將會促使各類公共品供給數(shù)量發(fā)生相應(yīng)的變化。②人口密度。一方面，人口密度上升可能為公共品的供給帶來規(guī)模經(jīng)濟(jì)的收益，從而有助于提高公共品的供給績效；另一方面，人口密度上升也會造成擁擠效應(yīng)，可能惡化公共品的供給績效。③財(cái)政支出規(guī)模。以各地級市本級財(cái)政預(yù)算內(nèi)支出占GDP的比例來衡量。④財(cái)政自主率。以各地級市本級財(cái)政預(yù)算內(nèi)收入占預(yù)算內(nèi)支出的比例來衡量?，F(xiàn)有文獻(xiàn)研究中，財(cái)政自主率常常被用來衡量財(cái)政分權(quán)，財(cái)政分權(quán)可能有助于發(fā)揮地方政府的信息優(yōu)勢，并促進(jìn)地方政府間的橫向競爭，進(jìn)而提高公共品供給的效率。⑤經(jīng)濟(jì)增長率。更高的經(jīng)濟(jì)增長率能創(chuàng)造更多的稅收，這有助于增加公共品的供給。

上述衡量各變量的原始數(shù)據(jù)，除特別說明之外，均摘自歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，且均以各城市的市轄區(qū)為統(tǒng)計(jì)口徑。需要特別說明的是，本文使用的移民占比變量，只是2000年、2005年和2010年3個(gè)年度的截面數(shù)據(jù)，因此，為了與之匹配，其他變量也取相應(yīng)時(shí)間范圍內(nèi)的均值。具體來說，與2000年各城市移民占比變量匹配的是其他變量在2001—2005年間的均值；與2005年各城市移民占比變量匹配的是其他變量在2006—2010年間的均值；與2010年各城市移民占比變量匹配的是其他變量在2011—2012年的均值。表1中報(bào)告了回歸分析中使用的各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。2.識別策略

在其他條件一定的情況下，移民往往會偏好向具有更好公共品供給績效的地方遷移。因此，在回歸方程（1）中，移民占比變量與隨機(jī)擾動項(xiàng)是相關(guān)的，回歸系數(shù)β1的普通最小二乘估計(jì)量將會低估移民進(jìn)入對遷入地公共品供給的影響。鑒于此，為了得到β1的一致估計(jì)量，本文將使用工具變量方法估計(jì)回歸方程（1）。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)中的方法[16]，本文使用外生于遷入地的公共品供給，但卻與移民規(guī)模相關(guān)的因素，按照回歸方程（2）對各城市移民占比進(jìn)行預(yù)測；然后使用各城市移民占比的預(yù)測值作為其真值的工具變量。

其中，下標(biāo)i和j分別表示城市i和省份j。解釋變量矩陣Z中包括了城市i與省份j間的地理距離及其平方，以及省份j的人口規(guī)模（千萬）、人均GDP（萬元）和農(nóng)作物受災(zāi)率（%）等變量。其中，城市i與省份j間的地理距離以城市i與j省省會城市間最近的公路距離（千公里）衡量。理論上而言，若城市i與省份j間的地理距離越遠(yuǎn)，在其他條件一定的情況下，由省份j遷往城市i的移民規(guī)模越小。同時(shí)，若省份j人口規(guī)模越大、人均GDP越低和農(nóng)作物受災(zāi)率越高，由省份j外遷的移民規(guī)模相應(yīng)更大。

表2報(bào)告了基于地級市-省份配對數(shù)據(jù)，對回歸方程（2）的OLS估計(jì)結(jié)果。其中，地理距離及其平方項(xiàng)的回歸系數(shù)分別顯著為負(fù)和為正，說明地理距離對遷入地城市移民占比的影響是“U”型的，“U”型的拐點(diǎn)是124千公里，意味著隨著地理距離的增加，由省份j遷入城市i的移民規(guī)模是先下降后上升的。人口規(guī)模和農(nóng)作物受災(zāi)率的回歸系數(shù)顯著為正，這與理論預(yù)期一致，說明如果省份j的人口規(guī)模越大，農(nóng)作物受災(zāi)率越高，由省份j遷往城市i的移民規(guī)模也相應(yīng)更大。人均GDP的回歸系數(shù)顯著為正，不符合理論預(yù)期，但這對城市移民占比的預(yù)測而言，影響并不是致命的。

基于表2中第4列的回歸結(jié)果，我們可以得到各城市移民占比的預(yù)測值

四、移民影響遷入地公共品供給的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

1.OLS估計(jì)

本文使用OLS估計(jì)了回歸方程（1），如表3所示，在控制住其他可能影響公共品供給的變量之后，移民占比變量的回歸系數(shù)只是在第4列中通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，在其他各列中均不顯著。這說明，移民進(jìn)入對本地公共品供給的影響可能并不像社會公眾所憂慮的那么悲觀，其不僅沒有顯著降低遷入地公共品的供給，反而顯著提高了以小學(xué)師生比衡量的基礎(chǔ)教育的供給。但正如前面所述，移民一般也偏好向有更好公共品供給績效的地方遷移，移民對遷移地的選擇性可能使得移民占比變量與回歸方程（1）中的隨機(jī)擾動項(xiàng)相關(guān)。如果事實(shí)的確如此，那么，表3中對移民占比回歸系數(shù)的OLS估計(jì)量便不是其真值的一致估計(jì)量。

2.工具變量估計(jì)

為了得到移民占比回歸系數(shù)的一致估計(jì)量，本文使用之前以遷入地和遷出地間的地理距離等外生變量所估計(jì)的各城市移民占比的預(yù)測值，作為移民占比的工具變量完成了對回歸方程的工具變量法估計(jì)。表4中報(bào)告了工具變量方法估計(jì)結(jié)果，其中，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著拒絕了工具變量為弱工具變量的原假設(shè)，LR統(tǒng)計(jì)量也顯著拒絕了方程識別不足的原假設(shè)，意味著工具變量的選擇是令人滿意的。

對于本文關(guān)注的核心解釋變量移民占比而言，其回歸系數(shù)在各列中均顯著為正，說明移民進(jìn)入顯著地增加了遷入地公共品的供給。對此合理的解釋是，移民進(jìn)入對遷入地公共品供給的影響，財(cái)政效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了競爭效應(yīng)。

在中國，移民進(jìn)入的財(cái)政效應(yīng)大于競爭效應(yīng)，也是符合理論預(yù)期的。首先，在嚴(yán)格的戶籍管理制度下，外地移民往往被排除在主要由遷入地財(cái)政負(fù)擔(dān)的公共品和社會福利體系之外，并不能與遷入地居民同等條件地享有遷入地供給的各類公共品，特別是教育、醫(yī)療等具有較強(qiáng)排他性的公共品。這使得移民進(jìn)入影響遷入地公共品供給的競爭效應(yīng)可能非常有限。其次，中國現(xiàn)階段

的國內(nèi)移民主要以中青年勞動力為主，這使得移民進(jìn)入不僅擴(kuò)大了遷入地的市場規(guī)模，而且提高了遷入地的全要素生產(chǎn)率[1]，并為遷入地創(chuàng)造了可觀的社會財(cái)富[10]。也就是說，中國現(xiàn)階段國內(nèi)移民的高勞動參與率和高勞動生產(chǎn)率，能夠直接和間接地為遷入地創(chuàng)造巨大的財(cái)政收益。

另外需要解釋的一個(gè)問題是，人口增加所造成的公共品供給壓力是普遍存在的，但這與上述研究發(fā)現(xiàn)并不矛盾。首先，移民進(jìn)入增加遷入地公共品的供給，滯后于移民進(jìn)入時(shí)間。即在移民進(jìn)入之初，移民進(jìn)入對遷入地公共品供給的影響只存在競爭效應(yīng)，此時(shí)移民進(jìn)入會暫時(shí)“擠占”遷入地的公共品。但隨著時(shí)間的推移，移民進(jìn)入影響遷入地公共品供給的財(cái)政效應(yīng)會持續(xù)增強(qiáng)，并最終超過競爭效應(yīng)而增加遷入地的公共品供給。其次，不同人群對不同質(zhì)的公共品的偏好存在差異，中國當(dāng)前城市中的公共品資源短缺，可能主要表現(xiàn)為優(yōu)質(zhì)公共品（例如，高質(zhì)量的中小學(xué)教育和醫(yī)療資源）供給的不足，但普通公共品的供給量可能并不存在這個(gè)問題。本文估計(jì)到移民進(jìn)入增加了遷入地公共品的供給，但這些增加的公共品供給可能并非完全都是優(yōu)質(zhì)公共品。這也意味著，中國城市公共品的供給，可能需要進(jìn)一步優(yōu)化供給結(jié)構(gòu)，為不同偏好的群體供給相應(yīng)的差異化公共品。

其他控制變量中，人均GDP對醫(yī)療衛(wèi)生、基礎(chǔ)教育和人居環(huán)境等公共品供給的影響是呈倒“U”型的，即隨著人均GDP的增長，上述各類公共品的供給是先上升后下降的，這可能反映了隨著收入水平的提高，居民對公共品的偏好也在發(fā)生相應(yīng)的變化。人口密度顯著降低了基礎(chǔ)教育類公共品的供給，但卻顯著增加了道路交通類公共品的供給，說明對于道路交通類公共品的供給而言，人口密度上升的規(guī)模經(jīng)濟(jì)收益可能大于擁擠效應(yīng)，但對基礎(chǔ)教育類公共品的供給來說卻恰好相反。財(cái)政支出規(guī)模顯著增加了醫(yī)療衛(wèi)生、道路交通和人居環(huán)境類公共品的供給，這與理論預(yù)期是一致的。

財(cái)政自主率是衡量財(cái)政分權(quán)程度的常用指標(biāo)，其回歸系數(shù)大多未能通過顯著性檢驗(yàn)，意味著財(cái)政分權(quán)可能并未顯著改善公共品的供給績效。事實(shí)上，以中國為案例的研究指出，在垂直管理的政治體制和以“經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心”的官員績效考核體制下，中央向地方的財(cái)政分權(quán)造成了地方政府“重經(jīng)濟(jì)建設(shè)，輕公共服務(wù)”的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的扭曲[17]，即地方政府將更多的財(cái)政資源配置到了經(jīng)濟(jì)建設(shè)領(lǐng)域，并相應(yīng)“擠出”了對醫(yī)療、教育、環(huán)境等公共品的供給。上述邏輯也能夠合理解釋為何財(cái)政自主率沒有增加公共品的供給。經(jīng)濟(jì)增長率上升并不能增加公共品的供給，這可能是因?yàn)榛貧w方程中已經(jīng)控制了財(cái)政支出規(guī)模變量，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長提高了財(cái)政收入和財(cái)政支出規(guī)模，是其影響公共品供給的最主要渠道。

3.進(jìn)一步的討論

表4的回歸結(jié)果說明，移民進(jìn)入顯著增加了遷入地的公共品供給。但需要指出的是，《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》中報(bào)告的各城市人口數(shù)是按照戶籍人口數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)的，因此，表4中衡量人均公共品供給的變量實(shí)際上也是按照戶籍人口數(shù)進(jìn)行平均的。這就使得表4中的估計(jì)結(jié)果可能低估了移民進(jìn)入影響遷入地公共品供給的競爭效應(yīng)。鑒于此，本文在2000年和2010年全國人口普查分縣數(shù)據(jù)中整理得到了各城市常住人口數(shù)據(jù)，并以此測算得到了各城市每千人常住人口病床數(shù)和醫(yī)生數(shù)

我們此處之所以舍棄了以中小學(xué)師生比來衡量的基礎(chǔ)教育類公共品，主要原因是對于生均教師的測算而言，現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)資料中并未報(bào)告移民適齡子女的數(shù)據(jù)。，進(jìn)而再次使用工具變量方法估計(jì)了回歸方程。

表5報(bào)告了方程的估計(jì)結(jié)果。對于本文關(guān)注的核心解釋變量移民占比而言，其回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平上為正，說明即便是以常住人口數(shù)進(jìn)行測算，移民進(jìn)入也顯著增加了遷入地每千人病床數(shù)和醫(yī)生數(shù)，意味著移民進(jìn)入影響遷入地公共品供給的財(cái)政效應(yīng)的確可能大于競爭效應(yīng)。另外，表5中移民占比變量回歸系數(shù)的絕對值較之表4中略微降低了，這也是意料之中的結(jié)果。主要原因是，中國各地方政府往往憑借現(xiàn)有的戶籍制度，將移民排斥在了主要由地方財(cái)政負(fù)擔(dān)的公共服務(wù)體系之外[3]，與此相應(yīng)的，遷入地政府主要是基于本地戶籍人口規(guī)模來決定公共品的供給數(shù)量，而外地移民規(guī)模對遷入地政府的決策影響則要弱得多，并由此造成了移民占比對遷入地常住人口人均公共品供給的正向影響規(guī)模，要低于對遷入地戶籍人口人均公共品供給的正向影響規(guī)模。

五、移民進(jìn)入的財(cái)政效應(yīng)估計(jì)

前面提到，移民進(jìn)入顯著增加了遷入地公共品的供給。對此合理的解釋是，移民進(jìn)入影響遷入地公共品供給的財(cái)政效應(yīng)大于競爭效應(yīng)，其中，財(cái)政效應(yīng)包括外地移民對遷入地財(cái)政的直接稅收貢獻(xiàn)，以及外地移民通過促進(jìn)遷入地經(jīng)濟(jì)增長而為遷入地財(cái)政做出的間接貢獻(xiàn)。囿于數(shù)據(jù)資料的限制，我們無法分別估計(jì)移民進(jìn)入對遷入地財(cái)政做出的直接貢獻(xiàn)和間接貢獻(xiàn)，但通過使用遷入地財(cái)政收入規(guī)模對移民占比及其他變量進(jìn)行回歸，卻有可能在總體上估計(jì)得到移民進(jìn)入的財(cái)政效應(yīng)規(guī)模。

表6報(bào)告了方程的回歸結(jié)果，其中，被解釋變量是遷入地財(cái)政收入占GDP總量的比重（%）。第1列報(bào)告的OLS估計(jì)中，移民占比變量的回歸系數(shù)未能通過顯著性檢驗(yàn)，但這很可能是因?yàn)榉匠檀嬖趪?yán)重的內(nèi)生性偏誤造成的。通常來說，遷入地的財(cái)政收入規(guī)模越大，可能意味著遷入地的稅負(fù)水準(zhǔn)更高，也可能意味著遷入地更好的經(jīng)濟(jì)（稅收）基礎(chǔ)。在其他條件一定的情況下，遷入地的稅負(fù)條件和經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)都將影響移民的進(jìn)入意愿。鑒于此，我們在第2列中使用工具變量方法以修正可能存在的估計(jì)偏誤，回歸結(jié)果顯示，移民占比變量的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，說明移民進(jìn)入顯著增加了遷入地的財(cái)政收入，移民占比每增加10%，遷入地財(cái)政收入占GDP的比重將會提高507個(gè)百分點(diǎn)左右。

由于移民進(jìn)入影響遷入地公共品供給的競爭效應(yīng)最終表現(xiàn)為遷入地財(cái)政支出規(guī)模的變化。因此，表6在第3和4列中納入了遷入地財(cái)政支出規(guī)模變量，并以此估計(jì)在控制住競爭效應(yīng)之后，移民進(jìn)入對遷入地財(cái)政的凈貢獻(xiàn)規(guī)模。此時(shí)，移民占比變量的回歸系數(shù)在第3列OLS估計(jì)中未能通過顯著性檢驗(yàn)，但在第4列IV估計(jì)中是在1%的顯著性水平上為正，說明在控制住競爭效應(yīng)之后，移民進(jìn)入對遷入地財(cái)政的凈貢獻(xiàn)仍然為正，這與移民進(jìn)入增加遷入地公共品供給的發(fā)現(xiàn)是吻合的。移民占比變量回歸系數(shù)的點(diǎn)估計(jì)值說明，即便在控制住競爭效應(yīng)之后，移民占比每增加10%，遷入地財(cái)政收入占GDP的比重將會提高101個(gè)百分點(diǎn)左右。這意味著，即便遷入地政府繼續(xù)增加相當(dāng)于當(dāng)?shù)谿DP規(guī)模1%的財(cái)政收入，為外地移民供給公共品，外地移民對遷入地財(cái)政收支的影響也是平衡的。

六、結(jié)論與政策含義

20世紀(jì)80年代中期以來，勞動力在地區(qū)間的遷移為中國經(jīng)濟(jì)增長做出了突出貢獻(xiàn)。但是出于移民進(jìn)入會“擠占”遷入地居民享有的公共品的憂慮，外地移民一直以來都受到來自遷入地政府的政策歧視和社會公眾的輿論歧視。但在事實(shí)上，移民進(jìn)入“擠占”了遷入地居民享有的公共品的觀點(diǎn)，不僅存在理論上的認(rèn)識誤區(qū)，而且也并未有經(jīng)驗(yàn)基礎(chǔ)。理論上而言，移民進(jìn)入對遷入地公共品供給的影響不僅僅存在負(fù)向的競爭效應(yīng)，還包括了正向的財(cái)政效應(yīng)。若財(cái)政效應(yīng)的規(guī)模大于競爭效應(yīng)的規(guī)模，移民進(jìn)入反而有助于增加遷入地公共品的供給。

本文使用2000—2012年中國地級市數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)移民進(jìn)入并非降低了遷入地公共品的供給，反而顯著增加了遷入地在醫(yī)療衛(wèi)生、基礎(chǔ)教育、道路交通和人居環(huán)境等方面的公共品供給，說明移民進(jìn)入影響遷入地公共品供給的財(cái)政效應(yīng)大于競爭效應(yīng)。進(jìn)一步基于回歸的財(cái)政效應(yīng)估計(jì)顯示，即便在控制了競爭效應(yīng)之后，移民占比每增加10%，遷入地財(cái)政收入占GDP的比重將會提高101個(gè)百分點(diǎn)左右。

以上發(fā)現(xiàn)說明，對移民進(jìn)入會“擠占”遷入地居民享有的公共品的憂慮可能是不必要的，遷入地政府對外地移民的政策歧視和輿論歧視也不具有正當(dāng)性基礎(chǔ)。鑒于現(xiàn)有的戶籍管理制度是滋生針對移民的種種政策和輿論歧視的制度基礎(chǔ)，因此在政策含義上來說，進(jìn)一步深化和完善現(xiàn)有的戶籍制度，取締滋生在政策和輿論上歧視移民的制度基礎(chǔ)，不僅有助于促進(jìn)社會融合和社會公平，而且，也有助于改善勞動力在空間上的配置效率，進(jìn)而有益于經(jīng)濟(jì)增長方式由規(guī)模速度型粗放增長向質(zhì)量效率型集約增長的轉(zhuǎn)型。

參考文獻(xiàn)：

[1]都陽，蔡昉，屈小博，程杰. 延續(xù)中國奇跡：從戶籍制度改革中收獲紅利[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014（8）：4-13.

[2]姚枝仲，周素芳.勞動力流動與地區(qū)差距[J].世界經(jīng)濟(jì)，2004（4）：35-44.

[3]蔡昉，都陽，王美艷.戶籍制度與勞動力市場保護(hù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2001（12）：41-49.

[4]吳開亞，張力，陳筱.戶籍改革進(jìn)程的障礙：基于城市落戶門檻的分析[J].中國人口科學(xué)，2010（1）：66-74.

[5]趙忠.中國的城鄉(xiāng)移民[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2004（3）：517-536.

[6]王桂新，潘澤瀚，陸燕秋.中國省際人口遷移區(qū)域模式變化及其影響因素[J].中國人口科學(xué)，2012（5）：2-13.

[7]陳剛，李樹，陳屹立.人口流動對犯罪率的影響研究[J].中國人口科學(xué)，2009（4）：102-112.

[8]陳剛.流動人口進(jìn)入對本地勞動力市場的影響[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2016（12）：50-60.

[9]陸銘.玻璃幕墻下的勞動力流動[J].南方經(jīng)濟(jì)，2011（6）：23-37.

[10]孫自鐸.農(nóng)民跨省務(wù)工對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響研究[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2004（3）：28-33.

[11]ROWTHOM R. The fiscal impact of immigration on the advanced economies [J]. Oxford Review of Economic Policy， 2008， 24（3）： 560-580.

[12]DUSTMANN C， FRATTINI T， HALLS C. Assessing the fiscal costs and benefits of A8 migration to the UK [J]. Fiscal Studies， 2010，31（1）： 1-41.

[13]DUSTMANN C， FRATTINI T. The fiscal effects of immigration to the UK [J]. Economic Journal， 2014，124 （580）： 593-643.

[14]RUIST J. Free immigration and welfare access： the Swedish experience [J]. Fiscal Studies， 2014， 35（1）： 19-39.

[15]陸銘，歐海軍，陳斌開.理性還是泡沫：對城市化、移民和房價(jià)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2014（1）：30-54.

[16]MENG X ， ZHANG D. The social impact of ruralurban migration on urban “natives”[EB/OL].[2016-05-20]. http：//conference.iza.org/conference_files/AMM_2013/zhang_d5367.pdf.

[17]傅勇，張晏.中國式分權(quán)與財(cái)政支出結(jié)構(gòu)偏向：為增長而競爭的代價(jià)[J].管理世界，2007（3）：4-13.

[責(zé)任編輯 武玉]