劉生龍 張君憶 高宇寧

外來移民長期以來都是具有爭議性的話題。①產(chǎn)生爭議的原因主要在兩個方面：一個方面在于人口遷移給流入地帶來勞動力的再分配效應；另一個方面在于外來移民的增加會提高流入地的犯罪率。目前來看，經(jīng)濟學界對前一個問題進行了大量的探討（如Card，2001、②Card, David,“Immigrant Inflows, Native Outflows, and the Local Labor Market Impacts of Higher Immigration”，Journal of Labor Economics, vol.XIX, 2001, pp.22-64.2005、③Card, David,“Is the New Immigration Really So Bad?”，Economic Journal, vol.115, 2005, pp.300-323.2009；④Card, David,“Immigration and Inequality”，American Economic Review, Papers and Proceedings, vol.99, no.2, 2009, pp.1-21.Peri，2012⑤Giovanni, Peri,“The Effect of Immigration on Productivity: Evidence from U.S. States”，The Review of Economics and Statistics, vol.94, no.1, 2012, pp.348-358），他們尤其關(guān)注的是外來移民與本地居民之間勞動力市場上的競爭關(guān)系（Borjas，1994；⑥Borjas, George J.“Ethnicity, Neighborhoods, and Human Capital Externalities”，National Bureau of Economic Research, no.4912, 1994.Bauer,2002；⑦Bauer, Thomas K., Klaus F. Zimmermann, The Economics of Migration, E. Elgar, 2002.Card，2005）；對第二個問題的探討還遠遠不夠。 然而，基于國際上的一項針對OECD的社會調(diào)查結(jié)果表明，不論是政策制定者還是普通市民就移民對犯罪的影響的關(guān)注度顯著高于移民對土著就業(yè)的影響（Bianchi，2012）。①Bianchi, M., Buonanno, P., Pinotti, P.,“Do Immigrants Cause Crime?”，Journal of the European Economic Association, vol.10, no.6, 2012, pp.1318-1347.本文主要論證在中國背景下外來跨省移民對本地犯罪率的影響。

雖然已有少量的文獻探討了移民對犯罪率的影響，但是并沒有得出一致的結(jié)論。Bucher & Piehl（1998）利用美國大城市的樣本探討了新移民對1980年代犯罪率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者之間關(guān)系不顯著。而Borjas（2010）的研究發(fā)現(xiàn)近來的移民對美國本土男性黑人的犯罪率有著顯著正向影響，②Borjas, G. J., Grogger J., Hanson, G. H.,“Immigration and the Economic Status of African-American Men”，Economica, vol.77, no.306, 2010, pp.255-282.主要原因是外來移民搶占了本土男性黑人的就業(yè)機會，使得他們的就業(yè)率顯著下降。Bianchi（2012）利用意大利的省級面板數(shù)據(jù)研究了移民對犯罪率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者之間只有相關(guān)關(guān)系，沒有因果關(guān)系。本文的研究可以對這些文獻進行一定的補充，因為從目前來看，這是第一篇通過嚴格的實證來論述跨省移民對中國犯罪率影響的論文。與此同時，本文的另一個貢獻在于，不同于國際上一些文獻從犯罪的經(jīng)濟學理論解釋跨省移民對犯罪率的影響，本文同時從兩個角度來解釋跨省移民為什么會導致更高的犯罪率，即從犯罪的經(jīng)濟學理論和社會文化理論來解釋跨省移民與中國犯罪率之間的關(guān)系。

圖1 各年份跨省遷移與省內(nèi)遷移人口

圖2 全國各年份被逮捕人數(shù)

一、中國的跨省移民與犯罪

（一）基本的事實及相關(guān)理論

改革開放以來，隨著計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)變，以及戶籍制度逐步放松，中國的流動人口迅速增加，特別是跨省人口遷移。根據(jù)第四、五、六次全國人口普查結(jié)果，如果按照現(xiàn)住地和五年前常住地來進行識別，1990年中國的人口遷移規(guī)模為3413萬人，2000年達到12121萬人，2010年達到11989萬人。如圖1所示，1989—2010年，中國每千人中的跨省人口遷移數(shù)量從0.99人增加到3.50人，增加了2.54倍，而每千人中的省內(nèi)人口遷移不僅沒有增加，反而略有下降。中國跨省移民大規(guī)模增加主要體現(xiàn)在兩個時間段，分別是1992—1995年和1998—2007年。1992年鄧小平南巡之后，中國確立了市場經(jīng)濟方向，建立市場經(jīng)濟的基礎之一就是人口的自由遷徙，因此人口跨省遷移規(guī)模隨之大幅度增加。1998年三峽工程開始第二期，三峽庫區(qū)周邊的大規(guī)模移民也就此拉開了序幕，另外1998年之后，尤其是西部大開發(fā)的實施，中國加大了對基礎設施的投入力度，交通基礎設施迅速改善，這些因素也為跨省移民提供了客觀條件。在過去的20多年時間里，中國的犯罪率也迅速增加（見圖2）。從1989年到2010年，中國的犯罪率（本文用每萬人中被逮捕人數(shù)衡量）從5.15人/萬人上升至6.95人/萬人，增長了35.0%。一些學者對中國的犯罪率增加進行了解釋，這些解釋包括經(jīng)濟改革、收入差距擴大、社會控制力弱化和男女性別比率上升（Messner，2001；③Messner, Steven F., Liu, Jianhong F., Zhang, Lening, Crime and Social Control in a Changing China, Greenwood Press, 2001.Bakken，2005；④Bakken, Borge, Crime, Punishment, and Policing in China, Lanham, MD: Rowman & Littlef i eld, 2005.胡聯(lián)合，2006；⑤胡聯(lián)合：《轉(zhuǎn)型與犯罪：中國轉(zhuǎn)型期犯罪問題的實證研究》，北京：中共中央黨校出版社，2006年。Edlund等，2013⑥Edlund, L., Li, H., Yi, J.,“Sex Ratios and Crime: Evidence from China”，Review of Economics and Statistics, vol.95,no.5, 2013, pp.1520-1534.）。

本文從另一個視角，即從跨省人口遷移的角度來解釋中國犯罪率的增加。從現(xiàn)有理論上來看，外來移民導致犯罪率提高主要有如下幾個方面的原因。首先，移民和土著有著不同的犯罪傾向，因此，移民增加會提高犯罪率。根據(jù)犯罪經(jīng)濟學理論，移民和土著面臨著不同的合法工作的機會，土著更容易獲得合法的工作機會，移民由于更不容易獲得體面的工作，犯罪的機會成本相對較低，因此，移民有著更高的犯罪傾向（Becker，1968；Ehrlich，1973）。其次，外來移民的進入會使得低技能的土著面臨更強的工作競爭，當面臨更加嚴峻的就業(yè)形勢時，這部分低技能者失業(yè)率會增加，進而可能會增加犯罪傾向，因此外來移民很可能通過增加本地低技能勞動者的失業(yè)率從而導致犯罪率增加（Bojas，2010）。第三，移民會導致收入差距擴大（Card，2009），而后者又會傾向于增加犯罪率（Kelly，2000）。①Kelly, Morgan,“Inequality and Crime”，Review of Economics and Statistics, vol.82, no.4, 2000, pp.530-539.盡管理論上移民增加有可能會使得犯罪率增加，但是實證檢驗跨省移民對中國犯罪率影響的文獻仍然十分罕見。本文致力于探索跨省移民對中國犯罪率的影響，并試圖解釋跨省移民影響犯罪率的機制。

（二）數(shù)據(jù)及其測量問題

本文數(shù)據(jù)涵蓋1989—2010年中國內(nèi)地31個省、市、自治區(qū)。犯罪率數(shù)據(jù)來自最高人民法院《中國法律年鑒》（1990—2011）和《中國檢察年鑒》（1991—2012），跨省人口遷移數(shù)據(jù)來自《中國人口統(tǒng)計年鑒》（1990—1992）和《中華人民共和國分縣市人口統(tǒng)計資料》（1993—2011）。分省的犯罪統(tǒng)計只有在1988年之后才能夠獲取，跨省人口遷移統(tǒng)計在1989年以后才有分省資料，因此本文的起始年份為1989年。我們用各省級人民法院報告的批準實施逮捕的總?cè)藬?shù)與各省總?cè)丝谥葋砗饬靠傮w犯罪率，盡管在《中國法律年鑒》中，總犯罪統(tǒng)計下面還包含危害公共安全罪、財產(chǎn)犯罪和暴力犯罪等，但是由于在省級層面沒有這些細分犯罪的連續(xù)一致統(tǒng)計，本文的被解釋變量僅僅包含總犯罪率。報告的犯罪人數(shù)往往低于實際的犯罪人數(shù)，這是因為有些犯罪的人并沒有被實施逮捕，此外，還有些犯罪的人根本就沒有被發(fā)現(xiàn)，因此，本文的被解釋變量存在著被低估的情況。這一問題在犯罪率的研究中十分普遍，從目前收集到的文獻來看，為了解決這一問題，往往對犯罪率先取對數(shù)，然后在面板模型下同時引入?yún)^(qū)域和時間固定效應（Levitt，1998；②Levitt P.,“Social Remittances: Migration Driven Local-level Forms of Cultural Diffusion”，International Migration Review, vol.32, no.4, 1998, pp.926-948.Gould，2002；③Gould, E. D., Weinberg, B. A., Mustard, D. B.,“Crime Rates and Local Labor Market Opportunities in the United States: 1979-997”，Review of Economics and Statistics, vol.84, no.1, 2002, pp.45-61.?ster，2007；④?ster, A., Agell, J.,“Crime and Unemployment in Turbulent Times”，Journal of the European Economic Association,vol.5, no.4, 2007, pp.752-775.Fougère，2009；⑤Fougère, D., Kramarz, F., Pouget, J.,“Youth Unemployment and Crime in France”，Journal of the European Economic Association, vol.7, no.5, 2009, pp.909-938.Bianchi，2012）。這種方法可以消除隨著區(qū)域或時間不變的測量誤差，對于那些容易低估的變量，用這種方法是非常合適的。

?和 分別是省份i在t年份實際和報告的犯罪率的對數(shù)， 和 是省份和時間固定效應，用 作為真實的犯罪率的代理變量。

與其他國家一樣，中國官方統(tǒng)計中有關(guān)人口遷移統(tǒng)計主要依靠空間標準來進行定義。1990年第四次人口普查中人口遷移的定義指的是5歲及以上被調(diào)查者5年前戶口所在地與當前居住地不同。當然，為了區(qū)別于暫時的人口流動，1990年的人口普查除了滿足空間標準之外，還得滿足如下條件之一：（1）離開原居住地或者戶口所在地至少1年以上；（2）戶口由原居住地轉(zhuǎn)到現(xiàn)居住地。如果滿足第一個條件就稱之為暫時性移民，如果滿足第二個條件就稱之為永久性移民。中國的跨省移民也存在著低估的可能性，拋開人口統(tǒng)計中的漏報和瞞報以外，最典型的就是到外省求學或工作未滿1年，且戶口沒有隨遷的這部分人，他們應該算作移民，但是在官方統(tǒng)計中不會將其統(tǒng)計為移民。與犯罪統(tǒng)計一樣，如果移民在

官方統(tǒng)計中的測量誤差不隨著省際或時間變化，這里也可以用區(qū)域和時間固定效應來消除測量誤差。

?和分別是實際的和官方統(tǒng)計的外省遷入人口占省際總?cè)丝诘膶?shù)， 和 分別表示省份和時間固定效應。

（三）中國的跨省移民與犯罪率的趨勢

1989—2010年，中國的跨省移民從111.3萬人增加到468.7萬人，每千人中跨省人口遷移增加了254%?？缡∫泼竦脑黾邮紫仁钦叩囊蛩?，即中國的戶籍制度對人口遷移的限制越來越弱；其次是經(jīng)濟發(fā)展的因素，由于改革開放之后，中國東部沿海省份的經(jīng)濟快速增長，使得內(nèi)陸經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的人口向東部地區(qū)遷移尋找更多的工作機會，人口遷出地經(jīng)濟發(fā)展落后成為人口遷移的“推力”，而人口遷入地良好的經(jīng)濟環(huán)境同時成為人口遷移的“拉力”；此外，大工程的實施導致的政策性移民（例如始于1994年的三峽工程的庫區(qū)移民和2000年西部大開發(fā)的生態(tài)移民）形成的對人口遷移外生性的“推力”；最后，盡管戶籍制度對人口遷移的影響在不斷降低，但是相對于本土居民而言，移民仍然是相對弱勢的群體，他們很難進入一些政府部門及其相關(guān)部門，也很難獲得相關(guān)信息；因此，許多跨省移民主要依靠社會網(wǎng)絡，比如說家庭成員、親戚、朋友或者同鄉(xiāng)人獲取所要遷移之地的工作機會和相關(guān)待遇等方面的信息。這也就客觀導致在B省份中A省份的移民份額越大，越容易引致更多的A省份的移民，即遷移存量對人口遷移會產(chǎn)生“拉力”（Fan，2002；Lou等，2004）。目前來看，主流研究文獻主要以人口遷移中那些外生性的“推力”和遷移存量來識別移民與犯罪之間的因果效應。

二、經(jīng)驗分析

（一）實證模型、變量及數(shù)據(jù)

由于存在一些因素能夠同時影響到移民與犯罪，因此在回歸分析時有必要將這些因素進行控制?？紤]到前面提到的數(shù)據(jù)的測量問題，實證模型形式如下：

?是省份i在t年份報告的每萬人中被實施逮捕人數(shù)的對數(shù)； 是省份i在t年份中每千人中跨省移民的對數(shù)； 是一系列的控制變量向量； 和 分別是省份和年份固定效應；是誤差項。

與最近研究犯罪行為的文獻一樣，主要包含一些影響犯罪的社會經(jīng)濟方面的和人口統(tǒng)計方面的因素（Eide，2006；①Eide, E., Rubin, P. H., Shepherd, J. M., Economics of Crime, Now Publishers Inc, 2006.Bianchi，2012；Edlund等，2013）。經(jīng)濟社會方面的變量包括對數(shù)人均實際GDP（gdp）、失業(yè)率（unemploy）、開放度（open），這些變量可以用來衡量個體獲得合法收入的機會（Raphael，2001；②Raphael, S., Winter-Ebmer, R.“Identifying the Effect of Unemployment on Crime”，Journal of Law and Economics,vol.41, 2001, pp.259-283Gould，2002；Edlund等，2013）。已有研究表明，收入不平等也會導致犯罪率上升（Kelly，2000），本文用城鄉(xiāng)居民收入差距來衡量收入不平等（inequality），以此來控制收入差距的影響。最后，經(jīng)濟社會變量還包括警察支出（police），當政府部門加大對犯罪行為的打擊力度時，會使得犯罪的機會成本增加，在一定程度上會降低犯罪率的發(fā)生（McCrary，2011）。③McCrary, Justin, Chalf i n, Aaron,“The Effect of Police on Crime: New Evidence from U.S. Cities, 1960-2008”，Law and Economics Workshop, UC Berkeley: Berkeley Program in Law and Economics, 2011.人口統(tǒng)計變量包括各省份對數(shù)常住人口（pop），由于本文控制了省份虛擬變量，控制省際常住人口實際上就相當于控制了人口密度，而人口密度被認為是犯罪水平重要的決定因素（Glaeser & Sacerdote，1999）；④Glaeser, Edward L., Sacerdote, B.,“Why is There More Crime in Cities?”，Journal of Political Economy, vol.107,no.6, 1999, pp.225-258.由于大多數(shù)犯罪人員是青年男性，青年男性人口數(shù)量增加通常被認為是犯罪率增加的重要因素（Freeman，1991；⑤Freeman, Richard B.“Crime and the Employment of Disadvantaged Youths”，National Bureau of Economic Research,No.w3875, 1991.Grogger，1998），①Grogger, J.,“Market Wages and Youth Crime”，Journal of Labor Economics, vol.4, 1998, pp.756-791.而由于計劃生育導致的男女比例失衡被認為是中國犯罪率增加的重要因素之一（Edlund等，2013）。為了反映性別失衡對犯罪率的影響，本文根據(jù)2000年人口普查抽樣數(shù)據(jù)，按出生地計算了各省份1989—2010年15—39歲的男女性別比。這樣本文的人口統(tǒng)計變量還包含了各省份15—39歲男性人口與女性人口的比值（ratio）。最后，為了反映由于農(nóng)村人口變成城鎮(zhèn)市民對犯罪率的影響，與Edlund等（2013）一樣，本文還控制城鎮(zhèn)化（urban）對犯罪率的影響。

（二）OLS基準估計

表1給出了面板模型的基準回歸結(jié)果，所有的回歸模型均同時控制了省際和年份虛擬變量。模型（1）中的被解釋變量僅僅包含跨省移民的對數(shù)，前面的系數(shù)顯著為正，為0.047。

模型（2）—（4）逐步引入影響犯罪率的人口統(tǒng)計變量。人口密度被認為是影響犯罪率的一個重要因素（Glaeser & Sacerdote，1999）。與Bianchi（2012）一樣，模型（2）進一步引入對數(shù)總?cè)丝谧鳛榭刂谱兞浚Y(jié)果發(fā)現(xiàn)對數(shù)總?cè)丝趯Ψ缸锫实挠绊戯@著為正。而控制了對數(shù)總?cè)丝谥?，跨省移民對犯罪率的影響變得更加顯著，且前面的系數(shù)也明顯增加，達到了0.068。

與Edlund等（2013）和Bianchi（2012）一樣，模型（3）還引入了城鎮(zhèn)化率的影響。我們發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率越高，則犯罪率越高，這是符合經(jīng)濟學直覺的，這是因為犯罪行為，尤其是財產(chǎn)犯罪更容易發(fā)生在城市里。而前面已經(jīng)提到，中國的犯罪70%以上都是財產(chǎn)犯罪?？刂屏顺擎?zhèn)化率的影響后，跨省移民對犯罪率的影響仍然顯著為正，前面的系數(shù)略有降低，為0.062。

由于已有的研究表明，男女性別比失衡是導致中國犯罪率高發(fā)的原因之一（Edlund等，2013），本文在模型（4）中引入15—39歲男女性別比變量。與Edlund等（2013）的研究結(jié)果一樣，男女性別比例失衡的確是導致中國犯罪率提高的重要原因之一。當控制男女性別比例之后，跨省移民對犯罪率的影響仍舊沒有變化，且大小仍為0.062。

模型（5）—（9）在（2）—（4）的基礎之上逐漸引入社會經(jīng)濟變量。已有文獻研究表明，在人均收入更高的地方可能吸引更多的移民，也有可能導致更多的財產(chǎn)性犯罪，因此有必要在回歸方程中引入人均GDP這個控制變量（Edlund等，2013）。模型（5）進一步引入人均實際GDP的對數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對數(shù)人均實際GDP對犯罪率的影響顯著為正。當引入人均實際GDP后，跨省移民對犯罪率的影響仍然顯著為正，前面的系數(shù)有所增加，達到了0.070。

就業(yè)情況反映一個地方獲得合法工作的機會，一般情況而言，就業(yè)狀況越好的時候，人們獲得合法工作的機會越多，此時，犯罪的情況就會較少發(fā)生（Phillips & Land，2012）。②Phillips, Land, K. C.,“The Link between Unemployment and Crime Rate Fluctuations: an Analysis at the County, State,and National Levels”，Social Science Research, vol.41, 2012, pp.681-694.模型（6）進一步控制了失業(yè)率的影響，實證結(jié)果表明，在本文的樣本里，失業(yè)率對犯罪率的影響不顯著。當控制失業(yè)率之后，跨省移民的影響相較于模型（5）來說，沒有發(fā)生變化。

已有的研究表明收入差距對犯罪率也會產(chǎn)生影響，例如Kelly（2000）的研究表明，收入差距擴大會導致更高暴力犯罪率；Choe（2008）也證實了收入不平等對美國犯罪率的正向影響。③Choe J.,“Income, Inequality and Crime in the United States”，Economics Letters, vol.101, 2008, pp.1-33.本文用城鄉(xiāng)收入差距衡量各省的收入不平等，并在模型（7）中引入這一變量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)收入不平等對犯罪率有著正向的影響，該影響只是在邊際水平上通過了顯著性檢驗。當收入不平等變量被引入后，跨省移民的對數(shù)對犯罪率的影響仍然顯著為正，前面的系數(shù)略有下降，為0.066。

與Edlund等（2013）一樣，本文在模型（8）中進一步引入開放度這個控制變量，結(jié)果表明，開放度對犯罪率有著顯著的正向影響。當引入開放度后，跨省移民對犯罪率的影響仍然顯著為正，而且系數(shù)

也與模型（2）的估計結(jié)果一樣，為0.068。

表 1 跨省移民與犯罪：面板數(shù)據(jù)基準回歸

表 2 跨省移民與犯罪：其他設定

已有的研究表明，加大警力有助于減少犯罪（Rafeal & Ernesto，2004）。①Di Tella, Rafael, Sebastian Galiani, Ernesto Schargrodsky,“Crime Inequality When Victims Adapt”，IV Reunión sobre Pobreza y Distribución del Ingreso, 2004.但是，警力加大很可能是犯罪率高的一個結(jié)果，而非原因（Levitt，1997）。②Levitt, Steven D.,“Using Electoral Cycles in Police Hiring to Estimate the Effect of Police on Crime”，American Economic Review, vol.87, 1997, pp.270-290.本文引入公共安全支出占財政支出的比重作為警力支出放在模型（9）中，結(jié)果發(fā)現(xiàn)當控制警力支出后，跨省移民對犯罪的影響仍然顯著為正，前面的系數(shù)略有下降，為0.066。

（三）其他設定

盡管在表1的回歸結(jié)果里同時引入了省份和年份虛擬變量，回歸的結(jié)果應當非常穩(wěn)健，但是我們無法知道在其他設定的條件下，跨省移民對中國犯罪率的影響。表2給出了不同設定情況下無權(quán)重的OLS回歸結(jié)果和人口權(quán)重的加權(quán)OLS回歸結(jié)果。

模型（1）用混合OLS進行參數(shù)估計，且僅僅包含跨省移民變量?？梢钥吹?，無論是無權(quán)重OLS，還是人口權(quán)重的加權(quán)OLS估計，跨省遷移對犯罪率的影響顯著為正，且前面的系數(shù)很高。

當引入省際虛擬變量后（見模型（2）），跨省遷移對犯罪率的影響仍然顯著為正，前面的系數(shù)有所下降。隨著年份虛擬變量的進一步引入，跨省移民對犯罪率的影響仍然為正，只是在人口權(quán)重的加權(quán)最小二乘估計中系數(shù)不再顯著。模型（4）進一步引入所有的社會經(jīng)濟變量，估計結(jié)果與模型（3）的結(jié)果非常相似。模型（5）進一步引入所有的人口統(tǒng)計變量，這一次，非加權(quán)OLS的結(jié)果其實就是表1中模型（9）的情形。而引入人口權(quán)重的加權(quán)最小OLS估計結(jié)果表明跨省移民對中國的犯罪率有著顯著正向的影響，其影響系數(shù)明顯高于非加權(quán)OLS的估計值，達到了0.079。

最后，模型（6）加入省際線性時間趨勢變量，引入該變量可以控制省際內(nèi)無法測量的隨時間而發(fā)生的趨勢項。當引入省際線性時間趨勢變量后，我們發(fā)現(xiàn)無論是普通的OLS估計，還是人口權(quán)重的加權(quán)OLS估計，跨省移民對犯罪率的影響均顯著為正。

表2的回歸結(jié)果表明在不同的模型設定下，跨省移民對中國犯罪率的影響均顯著為正，即跨省移民增加導致中國犯罪率增加這一結(jié)論是非常穩(wěn)健的。

當所有的變量都被引入，同時引入省際時間趨勢項后，調(diào)整后的R2達到了0.91，說明本文引入的解釋變量對犯罪率具有很高的解釋力。由于表1中模型（6）包含了所有的解釋變量，我們的分析暫時集中在模型（6）上。由于跨省移民與犯罪率都取了對數(shù)，因此前面的系數(shù)反映的是彈性系數(shù)，即跨省移民每增加1%將會使得中國的犯罪率增加0.042%，樣本期間內(nèi)，中國的跨省移民增加了254%，而犯罪率增加了35.0%，通過簡單的計算，跨省移民增加對中國犯罪率增加的貢獻度為30.5%。

三、因果檢驗

盡管我們檢驗跨省移民對中國犯罪率的影響時同時引入了省份、年份虛擬變量和省際時間趨勢項，并且還控制了其他一些影響犯罪率的社會經(jīng)濟變量和人口統(tǒng)計變量，但仍然存在著一些不可觀測的且隨時間會發(fā)生變化的因素可能同時影響跨省移民和犯罪率，從而導致固定效應的參數(shù)估計有偏。首先，犯罪率和跨省移民很可能互為因果關(guān)系，跨省移民對犯罪率會產(chǎn)生影響，而犯罪率又會反過來影響跨省人口分布；其次，當某一個地區(qū)經(jīng)濟環(huán)境和就業(yè)條件改善而用人均GDP和失業(yè)率又無法完全捕捉到這種變化時，這種改善會使得移民增加而犯罪率降低，這會使得跨省移民對犯罪率影響的OLS估計被低估；最后，當一個地方加大對犯罪分子的打擊力度時，往往會使得跨省移民和犯罪率同時降低，這又會使得跨省移民對犯罪率影響的OLS估計被高估。本文將遵循先前的一些文獻所采用的方法構(gòu)造跨省移民外生的工具變量，用工具變量估計方法來進行兩者之間的因果識別。

（一）因果識別

一個基本的事實就是當B省份接受A省份的跨省移民越多時，A省份將會有更多的移民跨省遷入到B省份，當前許多文獻都是基于這樣一個現(xiàn)實來對移民的影響進行因果識別（Ottaviano & Peri，2006；①Ottaviano, G. I. P., Peri, G.,“The Economic Value of Cultural Diversity: Evidence from US Cities”，Journal of Economic Geography, vol.6, 2006, pp.9-44.Card，2009；Bianchi，2012 ）。由于新的跨省移民更傾向于遷移到從相同省份遷移的移民存量更多的地方，因此人口跨省遷移的數(shù)量和分布在給定的時間段里是可預測的。具體而言，假定MA是A省份跨省遷移到外地的總?cè)丝冢ū热缯f1990—1995年），假定先前年份（比如說1985—1990年）從A省份遷移到B省份的移民的比重是βAB，于是一個最簡單的預測就是從A省份遷移到B省份的人口將為βABMA。假定NA代表先前從A省份遷移到其他省份人口的總和，NAB代表生活在B省份的A省移民，假定B省份的總?cè)丝跒镻B，那么跨省移民占B省份人口的比重為：

方程式（4）意味著某一個省份的跨省人口遷入率是其他省份人口遷入率的加權(quán)平均值，而且權(quán)重就是先前這些省份移民所占的份額。這就意味著我們可以根據(jù)如下式子估計跨省人口遷移：

?是從i省份跨省遷移到j省份總?cè)丝诘膶?shù)， 是前一時段i省份遷移到j省份占所有省份遷移到j省份總?cè)丝诘谋戎亍?是待估參數(shù)，根據(jù)前面的分析， 應當大于0。c是常數(shù)項，是誤差項，N代表省份的個數(shù)。根據(jù)（5）式，我們可以得到i省份遷移到j省份的人口的估計值 。假定j省份的人口總數(shù)是Pj，那么j省份跨省移民的比重則為：

由于前一時期遷移人口份額是人口跨省遷移外生的拉力，可將（6）式的跨省人口遷移率的預測值作為跨省人口遷移統(tǒng)計值的工具變量，從而就跨省人口遷移對犯罪率的影響進行因果識別。

（二）數(shù)據(jù)

測算方程（4）中的權(quán)重需要知道各省份之間人口跨省遷移的數(shù)據(jù)，而從1990年、2000年和2010年第4、5、6次人口普查資料中，我們可以獲取1985—1990年、1995—2000年和2005—2010年各省份之間人口遷移數(shù)據(jù)。此外，1995年和2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)還分別提供了1990—1995年和2000—2005年各省份之間人口遷移數(shù)據(jù)。這樣，我們就可以根據(jù)1985—1990年的人口跨省遷移份額對1990—1995年和1995—2000年的人口跨省遷移進行預測，同時我們還利用1995—2000年的跨省人口遷移對2000—2005年和2005—2010年的跨省人口遷移進行預測。進而根據(jù)方程式（6）得出各省內(nèi)省外移民的比重的預測值

（三）結(jié)果

由于 是人口外生變動的預測值，我們可以運用這個預測值作為跨省人口遷移率的工具變量，從而通過2SLS估計進一步驗證跨省移民與中國犯罪率之間的因果關(guān)系。2SLS估計結(jié)果如表3所示。表3中的回歸結(jié)果都同時控制了省份和年份虛擬變量。由于在樣本期間內(nèi)，中國發(fā)生了兩次大規(guī)模的政策性移民，分別是始于1994年之后三峽工程的庫區(qū)移民和2000年西部大開發(fā)之后的生態(tài)移民。此外，1992年鄧小平南巡之后中國確立市場經(jīng)濟方向?qū)е聭艏贫葘缡∪丝谶w移的約束逐漸變?nèi)?。這些由于政策變化導致的對跨省移民的外生性沖擊可以部分地由時間和省份虛擬變量進行捕獲。

表3給出了不同設定下第一階段的回歸估計結(jié)果，這一部分主要是為了檢驗工具變量的有效性。從第一階段的F統(tǒng)計值來看，不論是非加權(quán)的2SLS估計還是人口加權(quán)的2SLS估計，F(xiàn)統(tǒng)計值均遠遠大于10。而從第一階段的估計結(jié)果來看前面的系數(shù)在所有的設定下都通過了顯著性檢驗，說明與migr是高度正相關(guān)的。工具變量的外生性和高度相關(guān)性都得到了滿足，說明作為migr的工具變量是有效的。2SLS估計結(jié)果再次表明跨省移民對中國犯罪率有著顯著的正向影響，這就意味著跨省移民與中國的犯罪率之間不僅存在著相關(guān)關(guān)系，而且存在著因果關(guān)系，說明跨省移民增加的確是中國近些年來犯罪率增加的原因之一。這與國際上有些研究移民與犯罪率之間關(guān)系文獻的結(jié)論是有所不同的。Butcher& Piehl（1998）運用美國1980年代大城市地區(qū)的樣本研究表明新移民對犯罪率的影響不顯著，①Butcher, Kristin F., Piehl, Ann M.,“Cross-City Evidence on the Relationship between Immigration and Crime”，Journal of Policy Analysis and Management, vol.17, 1998, pp.457-493.Bianchi（2012）的研究表明移民與意大利的犯罪率之間存在著相關(guān)關(guān)系，但不存在著因果關(guān)系。這也就引出了這樣一個問題：為什么跨省移民與中國犯罪率之間存在著因果關(guān)系？后文我們將圍繞這一問題進行探討和驗證。

表 3 跨省移民與犯罪：2SLS估計

四、跨省移民影響中國犯罪率的機制驗證

從犯罪經(jīng)濟學來看，移民可以通過以下幾個機制對犯罪產(chǎn)生影響：首先，當移民與本地居民面臨著不同的合法收入機會時，移民和本地居民會有不同的犯罪傾向，這會直接導致犯罪率的增加（Becker，1968；Ehrlich，1973）；其次，當外來移民增加，使得本地低技能者失業(yè)率增加時，會間接導致犯罪率上升（Borjas，2010）。這一節(jié)將檢驗上述兩種途徑是否成為跨省移民導致中國犯罪率增加的原因。

（一）跨省移民與本地居民的就業(yè)機會和社會保障比較

首先利用2005年全國人口1%抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗本省居民和外省移民在收入、是否就業(yè)、就業(yè)類型、失業(yè)保險、養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險方面的差異，以便觀察跨省移民是否與本省居民具有不同的就業(yè)和獲得合法收入的機會。這里的實證模型包含兩類，第一類模型在一個明瑟方程的基礎之上檢驗外省移民與本省居民在收入上的差異，方程形式如下：

（7）式中 是個人的工資收入， 是虛擬變量，當個人1年前常住地在省外時，我們判斷這個人為移民，取值為1，如果一年前常住地為本省，則取值0。X是其他一些控制變量，包括教育程度、年齡、年齡的平方項、性別、婚否和省際虛擬變量。

第二類模型用二元選擇模型檢驗外省移民與本省居民就業(yè)和社會保障方面的差異，方程形式如下：Y是本文感興趣的一些結(jié)果變量，包括是否就業(yè)、是否在正規(guī)部門就業(yè)、是否享有失業(yè)保險、是否享有養(yǎng)老保險和是否享有醫(yī)療保險。（8）式中， 滿足如下條件：

這里的 是一個標準正態(tài)密度函數(shù)。

我們對2005年的人口抽樣數(shù)據(jù)進行了一定的處理，首先，由于犯罪的人往往比較年輕，我們選擇15—50歲的人群作為我們的樣本；其次，在校學生、喪失勞動能力、已經(jīng)辦理了離退休手續(xù)以及在家料理家務的人也被從總體樣本中進行排除。表4給出了方程式（7）和（8）的參數(shù)估計結(jié)果，我們感興趣的是跨省移民前面的系數(shù)。模型（1）中，跨省移民前面的系數(shù)顯著為正，說明在控制了教育、年齡等個人特征變量之后，平均來說跨省移民的收入比本省居民的收入要高出26.3個百分點。從模型（2）可以看出跨省移民的整體就業(yè)比本省居民還要高，平均來說跨省移民的就業(yè)率比本省居民要高出3.1個百分點。①這里反映是否跨省移民的邊際效應，根據(jù)公式計算得來。這就意味著跨省移民平均收入之所以比本省居民要高，一個重要原因在于跨省移民的就業(yè)率更高。這一點并不難解釋，跨省移民很難像本省的居民那樣更多地享受親戚、朋友或政府的支持，因而不得不參加工作以維持生活。從模型（3）可以看到，本省居民獲得正規(guī)就業(yè)的機會明顯高于跨省移民，有如下幾個方面的原因可以解釋這一結(jié)果，首先，當前中國仍然保留著戶籍制度，盡管戶籍制度對跨省遷移的影響越來越弱，但是對跨省移民的正規(guī)就業(yè)和社會保障等仍然會產(chǎn)生一定的影響；其次，本省居民相對于新遷入的移民有更多的信息上和人脈關(guān)系上的優(yōu)勢，更容易被政府部門接納和熟人關(guān)照從而獲得更加體面的正規(guī)工作。簡單的計算表明跨省移民在正規(guī)部門就業(yè)的機會要比本省居民低1.8個百分點。這就意味著相較于本省居民而言，跨省移民更多的是在非正規(guī)部門就業(yè)，這種就業(yè)大多處于一種低層次的就業(yè)，而且往往社會保障也不健全。從模型（4）—（6）可以看到，跨省移民享有失業(yè)、醫(yī)療和養(yǎng)老保險的機會比本省居民要分別低2.1、17.9和3.3個百分點。進一步的分析②限于篇幅，附表沒有在文中列出，如有需要可以向作者索取。表明，即使在正規(guī)部門就業(yè)，在相對更加穩(wěn)定和體面的國有部門（包括政府機關(guān)和國有企業(yè)）里，本省居民就業(yè)的機會明顯高于跨省移民，而在不那么穩(wěn)定和體面的私營部門（包括個體工商戶和私營企業(yè)）里，跨省移民的就業(yè)率明顯高于本省居民。

表 4 跨省移民與本省居民在就業(yè)和社會保障方面的差異

表4的回歸結(jié)果表明盡管跨省移民在就業(yè)率上明顯高于本省居民，但是跨省移民就業(yè)更多的集中在私營部門和非正規(guī)部門，而在更加穩(wěn)定和體面的國有部門就業(yè)中，跨省移民就業(yè)率明顯低于本省居民。也就是說，跨省移民的就業(yè)更多地占據(jù)了低端勞動力市場，該市場所需的勞動技能不高，因而普遍收入水平也不高。此外，跨省移民也不能夠享受與本省居民相同的社會保障，因此跨省移民容易在心理上感受到不公正的對待。相對于其合法工作的收益而言，跨省移民犯罪的機會成本較低，再加上在社會保障上受到不公平待遇從而導致心理失衡，與本省居民相比跨省移民很可能有著更高的犯罪傾向。

（二）跨省移民對本省低技能勞動年齡人口就業(yè)率的影響

這里主要利用2000年第四次人口普查1%抽樣數(shù)據(jù)和2005年1%人口抽樣數(shù)據(jù)計算中國各省份低技能勞動年齡人口的就業(yè)率。我們對數(shù)據(jù)進行如下處理：首先，仍然選擇15—50歲的人群作為分析樣本；其次，將在校學生、喪失勞動能力、已經(jīng)辦理了離退休手續(xù)以及在家料理家務的人從總體樣本中進行排除；最后，定義教育程度在初中及初中以下的勞動力作為低技能勞動力。經(jīng)過整理，我們根據(jù)低技能勞動年齡人口的就業(yè)狀況計算出2000年和2005年中國各省份的低技能勞動年齡人口的就業(yè)率（lemploy），并通過如下方程來估計跨省移民對本省低技能勞動年齡人口就業(yè)率的影響。

表 5 跨省移民對低技能勞動年齡人口就業(yè)的影響

式中，Xit是影響就業(yè)的一些控制變量，包括實際經(jīng)濟增長率（growth）、開放度（open）、城鎮(zhèn)化率（urban）和總?cè)丝冢╬op）的對數(shù)。

表5給出了跨省移民對本省低技能勞動年齡人口就業(yè)率影響的參數(shù)估計結(jié)果?？梢钥吹?，在所有模型設定下，跨省移民對低技能勞動力的就業(yè)產(chǎn)生負向影響。這在一定程度上支持了這樣一種假設，即跨省移民由于大多數(shù)都在勞動力的低端市場就業(yè)，這就很可能對本省低技能勞動年齡人口的就業(yè)產(chǎn)生不利影響，使得他們失業(yè)率增加，而低技能勞動年齡人口失業(yè)率增加又會在一定程度上導致這部分人群的犯罪傾向增加，從而最終使得總體犯罪率上升。

五、結(jié)論及探討

在過去的20多年時間里，中國的跨省移民迅速增加，與此同時，中國的犯罪率也明顯增加。本文利用1989年以來中國的省級數(shù)據(jù)探討跨省移民與犯罪率之間的相關(guān)關(guān)系和因果關(guān)系，研究表明跨省移民對中國的犯罪率有著顯著的正向影響，兩者之間不僅存在著相關(guān)關(guān)系，而且存在著因果關(guān)系。在樣本期間內(nèi)，跨省移民增加對中國犯罪率增加的貢獻度為30.5%。此外，犯罪的經(jīng)濟學理論和社會文化理論都可以部分地解釋為什么跨省移民增加成為中國犯罪率提高的重要原因之一。雖然本文的實證結(jié)果證實了跨省移民顯著地增加了中國的犯罪率，但是這并不意味著中國應該就此對跨省移民進行限制，這是因為在一個國家內(nèi)自由遷移是公民的基本權(quán)力，而且中國正在面臨著的大規(guī)模的人口遷移是市場經(jīng)濟發(fā)展的必然產(chǎn)物。相反地，我們認為中國應當取消戶籍制度對跨省移民的限制，加強對勞動力的教育和培訓，提高本省低技能勞動力和跨省移民的人力資本從而增加其犯罪的機會成本。其次，中國應當為跨省移民提供與本省居民相同的最低社會保障體系，為這部分人提供最低的生存保障，從而降低這部分人因不公平感而導致的犯罪傾向。最后，由于市場經(jīng)濟是法制經(jīng)濟，中國應當建立適應現(xiàn)代市場管理的法理社會，同時通過法理社會和禮俗社會來約束人們的犯罪行為。