逯 璐，李 丁，吳靜芬，李田田

(蘭州大學(xué) 資源環(huán)境學(xué)院，甘肅 蘭州730000)

人口遷移，即人口在兩個地區(qū)間的空間移動，并伴隨居住地發(fā)生長期性或永久性變化，具有空間和時間雙重屬性。長三角城市群作為我國最大的流動人口聚集地，大量勞動力涌入一方面加速了城鎮(zhèn)化進(jìn)程，對城市經(jīng)濟(jì)、社會、文化等的發(fā)展起到重要作用；另一方面隨著城市化快速推進(jìn)，城市人口膨脹導(dǎo)致集聚不經(jīng)濟(jì)，部分地區(qū)已出現(xiàn)“不愿意進(jìn)城落戶”、“勞動力回流”等新遷移現(xiàn)象[1-3]。長三角獨(dú)特的區(qū)位優(yōu)勢和經(jīng)濟(jì)發(fā)展加劇了區(qū)內(nèi)遷移人口分布的非均衡特征，如果任由這種非均衡狀態(tài)蔓延，將嚴(yán)重破壞文明和諧社會成果。因此，科學(xué)測度長三角遷移人口的空間格局，探究影響人口遷移的空間效應(yīng)，對引導(dǎo)人口有序遷移，推動城市建設(shè)體系和促進(jìn)新型城鎮(zhèn)化平衡發(fā)展具有重要參考價值。

人口遷移作為地理學(xué)和社會學(xué)的交叉學(xué)科，一直以來得到了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。國外學(xué)者較早從財(cái)政支出競爭吸引人口遷入的角度進(jìn)行研究。如，Tiebout最早提出了關(guān)于地方公共產(chǎn)品供給的Tiebout Model，并提出了“用腳投票”理論[4]；以Fox和Day為代表的學(xué)者發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)的差異對居民遷移行為產(chǎn)生不同影響[5，6]；Bonin指出，財(cái)政支出通過直接影響公共服務(wù)水平來提高人口遷移動機(jī)，但遷移人口過多，會對遷入地的經(jīng)濟(jì)—社會產(chǎn)生影響[7]；Koethenbuerger、Marko發(fā)現(xiàn)，人口遷移影響公共政策，人們在做出遷移決策時會考慮社會福利水平和稅收政策[8]；Kallandranis、Christos、Karidis，發(fā)現(xiàn)財(cái)政因素通過提高消費(fèi)者的信任指數(shù)對遷移起著決定性的作用，人們更樂意遷移到一個能夠?yàn)樗麄兲峁└玫呢?cái)政盈余、對經(jīng)濟(jì)主體有更高信心和更高潛在收益的國家[9]。

國內(nèi)關(guān)于人口遷移研究起步晚、數(shù)據(jù)少，大部分學(xué)者側(cè)重于人口遷移與城市化的關(guān)系[10-12]、人口遷移的空間特征[13,14]、人口遷移的影響因素[15-17]等方面研究，并取得了一系列成果。近年來，隨著我國公共財(cái)政體系的建立健全，部分學(xué)者也基于公共服務(wù)視角進(jìn)行了研究。如，崔國勝、梁若冰、喻興旺等對Tiebout模型在中國的適應(yīng)性進(jìn)行了一些有益的探索[18-20]；湯韻、梁若冰利用引力模型分析了我國省際居民遷移與地方公共支出的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)地方公共支出差異對人口遷移的影響在2000年發(fā)生顯著的變化，2000年以前遷移人口受遷入地地方公共品供給的拉力作用，而在2000年之后受遷出地的推力作用[21]；張麗、呂康銀、王文靜利用個體固定效應(yīng)模型研究了地方財(cái)政支出對人口遷移的影響，發(fā)現(xiàn)地方財(cái)政支出中的文教、衛(wèi)生和社會保障支出差異對我國省際人口遷移影響非常顯著[22]；方大春、楊義武通過研究城市公共品供給對城鄉(xiāng)人口遷移的影響，發(fā)現(xiàn)公共品供給的差異會對城鄉(xiāng)人口遷移產(chǎn)生不同程度的影響，中西部地區(qū)均為正效應(yīng)，而東部地區(qū)為負(fù)效應(yīng)[23]；董理、張啟春、何文舉等運(yùn)用空間計(jì)量模型分析了政府公共支出對人口遷移的直接和間接效應(yīng)，表明公共支出規(guī)模不但影響本地區(qū)的人口遷移，而且對其鄰近地區(qū)產(chǎn)生溢出效應(yīng)[24,25]。

綜上所述，已有文獻(xiàn)雖然采用不同方法研究了財(cái)政因素對人口遷移的影響，但是仍存在不足：①基于公共財(cái)政視角的研究大多只考慮了財(cái)政支出對人口遷移的影響，對財(cái)政收入方面的研究不足，對于公共財(cái)政政策因素對人口遷移影響機(jī)制的研究滯后于社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀。②基于地方財(cái)政收支等相關(guān)數(shù)據(jù)的可獲得性與精度問題，財(cái)政支出對人口遷移影響機(jī)制的相關(guān)理論研究囿于西方經(jīng)典理論框架之內(nèi)，缺乏兩者間的空間關(guān)系量化研究，空間關(guān)聯(lián)及交互作用有待深化。③現(xiàn)階段學(xué)術(shù)界尚未重視中觀區(qū)域尺度下財(cái)政政策對人口遷移影響的空間溢出效應(yīng)，對影響人口遷移的財(cái)政政策及其他因素自身可能存在空間溢出效應(yīng)及作用強(qiáng)度差異探討不足?；诖?，本文以長三角城市群41個市域單元為研究對象，借助雙變量LISA (Local Indications of Spatial Association)模型對空間單元內(nèi)凈遷移率和財(cái)政收支空間依賴性和異質(zhì)性進(jìn)行深入分析，采用空間計(jì)量模型，從空間關(guān)聯(lián)角度實(shí)證研究財(cái)政收支對人口遷移的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，以期能在一定程度上彌補(bǔ)國內(nèi)基于財(cái)政視角研究人口遷移的不足，為實(shí)現(xiàn)區(qū)內(nèi)勞動力穩(wěn)定與健康發(fā)展提供理論指導(dǎo)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 雙變量LISA模型

由地理學(xué)第一定律可知，空間上任何事物間都具有相關(guān)性，距離越近，相關(guān)性越大。本文首先利用全局空間自相關(guān)判斷凈遷移率空間特征，然后利用雙變量全局空間自相關(guān)分別探索財(cái)政收入、支出與凈遷移率的空間關(guān)聯(lián)特征。Bivariate Moran′s I表達(dá)式[26]為:

(1)

式中,I為雙變量空間自相關(guān)系數(shù)；xi、yj為不同空間單元i、j 的不同地理屬性觀測值；n為樣本總數(shù)；s2為樣本方差；wij為基于距離構(gòu)建的標(biāo)準(zhǔn)化空間權(quán)重矩陣。

(2)

式中,zi、zj為空間單元i、j觀測值的方差標(biāo)準(zhǔn)化；Ii為空間單元i、j中的自變量、因變量間的局部空間關(guān)聯(lián)性，有H—H(High—High)、L—L(Low—Low)、H—L(High—Low)和L—H(Low—High)4種集聚類型。Ii值為正,表示H—H型或L—L型集聚；Ii值為負(fù),表示H—L型或L—H型集聚；Ii值為0,表示隨機(jī)分布。

1.2 空間計(jì)量模型

空間計(jì)量考慮了空間因素影響，探討空間依賴性與空間異質(zhì)性，成為社會經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域問題的主流模型。常見的空間計(jì)量模型包括空間自回歸模型、空間誤差模型和空間杜賓模型等，基于不同的空間傳導(dǎo)機(jī)制，本文建立以下3種模型：

空間自回歸模型：

Yit=δWYit+βXit+εit,εit=λWit+φit

(3)

空間誤差模型：

yit=βXit+εit

(4)

空間杜賓模型：

Yit=δWYit+βXit+θWXit+εit

本次專項(xiàng)治理，將通過公開檢查、匿名調(diào)查、“雙隨機(jī)一公開”檢查、監(jiān)測家校網(wǎng)上聯(lián)絡(luò)群等方式進(jìn)行明察暗訪，對違規(guī)行為依法進(jìn)行處罰。將幼兒園“小學(xué)化”治理和小學(xué)一年級教學(xué)規(guī)范情況與全市各區(qū)市教育質(zhì)量(群眾滿意度)評價、校長職級制考核、文明校園評選和教師評先樹優(yōu)掛鉤。

(5)

1.3 變量選取與數(shù)據(jù)來源

遷移人口對于目的地的選擇不僅受地方財(cái)政收支因素影響，還受區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、就業(yè)機(jī)會等多種因素的綜合影響[16-18]，鑒于本文主要探討財(cái)政收支對人口遷移影響的空間效應(yīng)，故將其作為被解釋變量，將財(cái)政收支作為解釋變量。同時，將影響城市人口遷移規(guī)模的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、開放程度、就業(yè)機(jī)會等要素作為控制變量引入模型。各變量具體情況如下：

被解釋變量：遷移人口(MR)。遷移人口反映了地區(qū)外來人口的變動和集聚情況，以凈遷移率來表征。凈遷移率=(年末常住人口-年初常住人口)/年均常住人口-年自然增長率。

核心解釋變量：財(cái)政支出(FE)，財(cái)政支出折射出地方提供公共服務(wù)的規(guī)模和質(zhì)量，反映政府供給“軟環(huán)境”和“硬環(huán)境”的多寡，以地方公共財(cái)政預(yù)算支出來表征；財(cái)政收入(FR)，反映地方稅負(fù)政策，以地方公共財(cái)政預(yù)算收入來衡量。

控制變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(STR)，以各市第三產(chǎn)業(yè)增加值占比來表征；城鎮(zhèn)化水平(UL)，以城市常住人口比重來表征城鎮(zhèn)化水平；收入水平(IL)，以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入占人均GDP的比值來表示；消費(fèi)水平(CL)，以城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出占人均GDP的比值來表示；地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDP)，以各市歷年的國民生產(chǎn)總值的對數(shù)值來表示；對外開放水平(OP)，用各市歷年的人均進(jìn)出口總額的對數(shù)值來表示；就業(yè)機(jī)會(EM)，以地區(qū)歷年的年末就業(yè)人數(shù)的對數(shù)值來表征。綜合類似研究和理論分析，為降低變量間可能存在的異方差及時序影響，在模型分析前，對部分變量做對數(shù)化處理。

本文所采用的數(shù)據(jù)主要來自于2010—2019年長三角地區(qū)三省一市與各地級市統(tǒng)計(jì)年鑒、中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒和相關(guān)年份國民經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展公報等。本文以長三角城市群41個地級市為研究對象，考慮到數(shù)據(jù)的連續(xù)性、與當(dāng)前宏觀政策的銜接性，按照2016年最新市域單元劃分標(biāo)準(zhǔn)將部分市域數(shù)據(jù)做適當(dāng)合并，對部分個別年份數(shù)據(jù)缺失的情況，采用插值方式進(jìn)行補(bǔ)充完善。

2 財(cái)政收支與遷移人口的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

2.1 凈遷移率的空間分布

為直觀反映長三角城市群凈遷移人口的空間分布特征，本文基于2009—2018年凈遷移率數(shù)據(jù)，選取2010年(因2010年是第六次人口普查，數(shù)據(jù)更為準(zhǔn)確)、2014年、2018年3個時間點(diǎn)，采用ArcGIS自然間斷點(diǎn)分級法將41個地級市劃分為人口遷移的高遷出區(qū)、中等遷出區(qū)、穩(wěn)定區(qū)、中等遷入?yún)^(qū)、高遷入?yún)^(qū)等5種類型(圖1)。

2009—2018年間，長三角凈遷移率的空間分布變化明顯：遷入?yún)^(qū)逐漸向西轉(zhuǎn)移，由東部核心城市組成的倒“之”型空間分布向三省交匯處附近轉(zhuǎn)移；遷出區(qū)數(shù)量大幅下降，分布趨于集中，由皖北、皖南、蘇北、浙西南邊緣城市向蘇北、皖北連片區(qū)和浙西南連片區(qū)集中。其中，安徽省對人口的引力作用逐漸增強(qiáng)。作為傳統(tǒng)上的勞動力輸出大省，研究初期人口大量向東部勞動力密集型城市集聚，致使皖北、皖南地區(qū)出現(xiàn)人口空心化現(xiàn)象。隨著與長三角都市圈聯(lián)系的加強(qiáng)，安徽省積極承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展、調(diào)整財(cái)政政策、擴(kuò)大政府支出、優(yōu)化城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，從而出現(xiàn)了階段性勞動力返鄉(xiāng)和遷入趨勢。蘇南、浙東北利用臨近上海的區(qū)位優(yōu)勢，擴(kuò)大生產(chǎn)性財(cái)政支出，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，并憑借復(fù)雜豐富的交通網(wǎng)、信息網(wǎng)和物流網(wǎng)，大規(guī)模引進(jìn)外資建立工廠，提供充足就業(yè)機(jī)會，成為外來勞動力的積聚地。隨著人口的逐步增多，加大了財(cái)政支出壓力，人們可享受到的基本公共服務(wù)受到限制，加上財(cái)政稅收壓力逐漸加大，導(dǎo)致凈遷移率降低。而蘇北、皖北、浙西南地區(qū)受地理位置的限制，整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展不景氣，財(cái)政收入較少，人們用于改善交通、教育、醫(yī)療等方面的財(cái)政支出少，美好生活需求得不到滿足，人口流失現(xiàn)象嚴(yán)重。

2.2 財(cái)政收支與凈遷移率的全局空間關(guān)聯(lián)

本文基于2009—2018年長三角市域凈遷移率和地方財(cái)政收支數(shù)據(jù)，借助Geoda1.12軟件分別計(jì)算了凈遷移率、財(cái)政收支與凈遷移率的Moran′s I值(表1)，并探索了其空間關(guān)聯(lián)特征。凈遷移率的Moran′s I值在[0.026，0.489]內(nèi)波動，除2017年外均通過了5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，說明長三角區(qū)域人口遷出和遷入情況在空間上具有顯著的集聚特征，即人口遷入?yún)^(qū)在空間上趨于鄰近，遷出區(qū)空間上也鄰近。在時序變化上，凈遷移率的 Moran′s I值呈現(xiàn)出連續(xù)性的先降后升的波浪狀，空間依賴性總體略有下降。2009—2013年財(cái)政收支與凈遷移率的雙變量Moran′s I值均為正，且均通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，表明財(cái)政收支與凈遷移率存在顯著的正向空間關(guān)聯(lián)。2014—2018年這種相關(guān)性較前期減弱，且大部分未能通過顯著性檢驗(yàn)。究其原因，主要是因?yàn)槿藗兊倪w移行為具有隨機(jī)性，凈遷移率不但受到地方財(cái)政收支水平的影響，而且還與城市經(jīng)濟(jì)規(guī)模及地區(qū)間的收入差異[28]等因素的綜合影響。特別是近年來，遷入者選擇的多樣化推動了中西部地區(qū)充分利用內(nèi)部資源稟賦，在大城市落戶限制、東部沿海產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、中部崛起政策等作用下，勞動力開始往合肥等皖江城市遷移，而財(cái)政收支較高的地區(qū)又集中在上海、寧波、蘇州、無錫、常州等都市圈，導(dǎo)致兩者整體空間關(guān)聯(lián)程度下降。

表1 2009—2018年長三角城市群市域凈遷移率、財(cái)政收支與凈遷移率量Moran′s I指數(shù)及檢驗(yàn)值

2.3 財(cái)政收支與凈遷移率的局部空間關(guān)聯(lián)

全局空間自相關(guān)闡釋了變量與變量之間的整體空間關(guān)聯(lián)特征，但不能說明變量間的局部變化。為了進(jìn)一步探索財(cái)政收支與凈遷移率的空間集聚格局及差異的變化情況，本文依托Geoda1.12軟件分別計(jì)算并繪制出財(cái)政收支與凈遷移率的雙變量局部LISA集聚圖(圖2)。

財(cái)政收入對凈遷移率的負(fù)向影響在不斷增強(qiáng)，H—L型數(shù)量的增加和財(cái)政收入對凈遷移率的L—H的片狀擴(kuò)散均表明人口遷移具有低財(cái)政稅收指向(圖2a、圖2b和圖2c)。具體來看，除不顯著地區(qū)外，H—H區(qū)即高財(cái)政稅收—高凈遷移率，由上海、蘇州和無錫3市縮至杭州1市。一方面，高額的稅收并不能動搖其在勞動者中的地位，存在某些核心吸引物的拉力作用大于財(cái)政稅收的阻力；另一方面，也表明財(cái)政收入和凈遷移率具有明顯的空間溢出效應(yīng)。L—L區(qū)(低財(cái)政稅收—低凈遷移率)分布在皖北地區(qū)和蘇北地區(qū)且具有相對穩(wěn)定性；L—H型呈現(xiàn)出片狀擴(kuò)散趨勢，2018年低財(cái)政收入—高遷移率的城市數(shù)量約為2010年的2倍，集中分布在3省的交匯處，形成“人”型積聚區(qū)，說明勞動力趨向于低稅收城市。財(cái)政支出對凈遷移率的正向影響在不斷減弱(圖2d、圖2e和圖2f)。其中，H—H型集聚區(qū)(高財(cái)政支出—高遷移人口)的變化較大，由上海市、蘇州市、無錫市并向西轉(zhuǎn)移至杭州市，說明提高財(cái)政支出可以吸引勞動力集聚，但這種引力作用呈減弱趨勢；L—L型集聚區(qū)也呈現(xiàn)減弱趨勢，主要分布在蘇北和皖北連片區(qū)，遷出地的低財(cái)政支出推動勞動力選擇“東南飛”，這與湯韻、梁若冰的研究有相似之處[21]；L—H型集聚區(qū)也在向西轉(zhuǎn)移，說明皖江城市帶地區(qū)核心吸引物對人口遷移的引力作用強(qiáng)于東部高財(cái)政支出的拉力作用，原因是在南京、杭州和合肥三大都市圈的帶動下和中部崛起戰(zhàn)略的指導(dǎo)下，皖江城市帶借助大都市的外溢效應(yīng)，主動承接中心城市的輻射，建立工廠，提供充足就業(yè)機(jī)會，促使人口回流；H—L型集聚的城市數(shù)量略有增加，相對集中在蘇北地區(qū)，但由于這些區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較周圍地區(qū)較低，經(jīng)濟(jì)發(fā)展不景氣，凈遷移率低不一定只和財(cái)政支出有關(guān)。

圖2 2010年、2014年、2018年長三角城市群市域財(cái)政收支與凈遷移率的雙變量LISA 聚類

3 財(cái)政收支對遷移人口的空間計(jì)量分析

3.1 估計(jì)模型識別

為了確保上述空間自相關(guān)結(jié)果的的穩(wěn)健性，本文基于經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣匯總了上述空間自相關(guān)性檢驗(yàn)的LM、Robust LM檢驗(yàn)結(jié)果(表2)。各檢驗(yàn)結(jié)果均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，進(jìn)一步說明空間計(jì)量模型在本文中的適用性。

表2 基于經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣的空間自相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果初步分析

空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，財(cái)政收支與凈遷移率不但存在著空間關(guān)聯(lián)，而且凈遷移率本身也存在著空間相關(guān)性，因此在探討財(cái)政收支對人口遷移的影響時，需將空間地理要素納入其中。由于本文考察的空間截面為全樣本范圍，結(jié)合Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為38.05，P值為0.000，選擇固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果更好。從SEM、SAR和SDM空間面板計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果(表3)，采用不同的空間權(quán)重矩陣各計(jì)量模型結(jié)果變化不明顯，尤其是核心解釋變量的正負(fù)關(guān)系和顯著性水平并沒有發(fā)生明顯改變，這在一定程度上驗(yàn)證了估計(jì)結(jié)果穩(wěn)定性和模型的合理性。為了進(jìn)一步結(jié)合Wald和LR檢驗(yàn)結(jié)果，本文選擇財(cái)政收支對人口遷移影響的SDM模型為最終模型。從不同空間權(quán)重矩陣的SDM模型中看出，財(cái)政支出和收入的水平項(xiàng)對長三角地區(qū)人口遷移具有顯著影響。從凈遷移率的空間溢出系數(shù)來看，不同權(quán)重矩陣下的SDM的ρ值為正，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明在財(cái)政收入與支出競爭的大環(huán)境下，各市凈遷移率在空間上也具有顯著的溢出效應(yīng)，對周圍地區(qū)人口遷移變化情況存在顯著的帶動作用和模仿效應(yīng)。

3.3 空間效應(yīng)分解結(jié)果

由于在SDM模型中不同市域被解釋變量之間存在相互作用及其他因素影響，使解釋變量的回歸系數(shù)不能完全表示被解釋變量的邊際效應(yīng)。為了更好地觀察財(cái)政收支對人口遷移的影響程度，本文將空間效應(yīng)利用偏微分形式進(jìn)行了分解，主要分解成直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。具體分解過程詳見Lesage、Pace[29]和王坤、黃震方、余鳳龍等[30]的研究。表3為不同權(quán)重矩陣下的空間效應(yīng)分解結(jié)果，從模型擬合效果及顯著性水平來看，基于經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣的實(shí)證結(jié)果較好。

表3 基于不同空間權(quán)重矩陣下的計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果

財(cái)政支出對地區(qū)人口遷移具有促進(jìn)作用：財(cái)政支出對人口遷移的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分別為0.257和1.022，且均在5%水平下顯著。這表明地方財(cái)政支出每提高1%，會促進(jìn)本地區(qū)勞動力增加0.25%，并通過空間交互作用間接推動相鄰市域勞動力增加1.022%，且財(cái)政支出對人口遷移影響的空間溢出效應(yīng)要強(qiáng)于直接效應(yīng)。財(cái)政支出對人口遷移的直接效應(yīng)為正，說明擴(kuò)大地方政府財(cái)政支出力度是吸引外來人口的有效途徑，即財(cái)政支出力度的擴(kuò)大對本市及鄰近地區(qū)勞動力的空間集聚有推動作用，其從供給方面拉動人口遷移?？臻g溢出效應(yīng)也顯著為正，說明財(cái)政支出可促進(jìn)基礎(chǔ)設(shè)施和基本公共服務(wù)的聯(lián)合化和協(xié)調(diào)化，推動市域公共供給品的空間擴(kuò)散，吸引外來人口向大都市圈周圍集聚，且向城市圈鄰接地區(qū)轉(zhuǎn)移的勞動力數(shù)量是向本地轉(zhuǎn)移的4倍。

財(cái)政收入對人口遷移具有抑制作用：從直接效應(yīng)來看，其值為0.287，表明財(cái)政稅收每提高1%，會使本地外來人口降低0.287%。財(cái)政稅收增加了勞動力的遷入成本，導(dǎo)致凈遷移率下降。財(cái)政稅收對人口遷移的空間溢出效應(yīng)顯著為負(fù)，表明財(cái)政收入在地區(qū)間存在模仿效應(yīng)。由于財(cái)政收入的主要來源是國民納稅，為了保障和改善民生、縮小貧富差距、促進(jìn)社會公平，會仿照其他地區(qū)制定稅收政策，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)及其周圍的財(cái)政稅收高，反之亦然。但Tiebout的“用腳投票”機(jī)制會使勞動力向稅負(fù)較低地方轉(zhuǎn)移，從而導(dǎo)致本地及周圍地區(qū)的勞動力減少。

在控制變量中，城鎮(zhèn)化水平、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和對外開放水平對人口遷移也有促進(jìn)作用，且城鎮(zhèn)化水平和對外開放水平對人口遷移的作用路徑相同。從直接效應(yīng)來看，城鎮(zhèn)化水平、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和對外開放水平對人口遷移的產(chǎn)出彈性分別為0.724、40.231和3.108，均通過了10%水平下的顯著性檢驗(yàn)。其中，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對本地人口遷移的促進(jìn)作用最大，成為影響人口遷移的決定性因素；城鎮(zhèn)化進(jìn)程推動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，城市資源與產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)明顯，促使人口向城市聚集；對外開放提升城市知名度，加強(qiáng)了對外聯(lián)系，推動了人口遷移。從間接效應(yīng)來看，城鎮(zhèn)化水平和對外開放水平分別為3.311和0.936，說明兩者在市域間存在著模仿效應(yīng)和示范效應(yīng)。一方面，城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展，加快了大城市周圍地區(qū)承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，增加了地區(qū)就業(yè)機(jī)會，推動遷移人數(shù)的增加；另一方面，通過示范性帶動了其他地區(qū)對外開放水平的提升，促進(jìn)了外來人口集聚。

由表4可見，為了推動長三角地區(qū)遷移人口的可持續(xù)發(fā)展，促進(jìn)人口遷移與勞動力市場的優(yōu)化配置，縮小地區(qū)之間的差距，現(xiàn)階段應(yīng)緊密結(jié)合長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略，圍繞“一核五圈四帶”的空間格局，充分發(fā)揮長三角通江達(dá)海、承東啟西、聯(lián)南接北的區(qū)位優(yōu)勢，擴(kuò)大對外開放水平；充分利用城鎮(zhèn)化發(fā)展的的空間溢出效應(yīng)，深化跨區(qū)域合作，通過特大城市帶動周邊城市群發(fā)展產(chǎn)業(yè)鏈互補(bǔ)，形成一體化發(fā)展市場體系，強(qiáng)化創(chuàng)新驅(qū)動，提升產(chǎn)業(yè)鏈水平，構(gòu)建現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系，提高長三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，長三角經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，調(diào)整財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，加大基本公共服務(wù)力度，提升城市基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量，增加優(yōu)質(zhì)公共服務(wù)供給，提高社會福利保障水平，使本地區(qū)居民安居樂業(yè)，并以高質(zhì)量的公共服務(wù)及產(chǎn)品吸引其他地區(qū)人口凈流入。同時，調(diào)整財(cái)政稅收政策，減輕本地企業(yè)和居民的稅負(fù)負(fù)擔(dān)，降低本地企業(yè)生產(chǎn)成本和居民生活成本，吸引人口集聚。而人口的集中又會進(jìn)一步促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，加快產(chǎn)業(yè)升級，擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)規(guī)模，增加生產(chǎn)環(huán)節(jié)和就業(yè)機(jī)會，產(chǎn)業(yè)的規(guī)模效應(yīng)和溢出效應(yīng)將漸漸擴(kuò)大，對周邊城市的帶動作用也將進(jìn)一步加強(qiáng)，從而形成一個良性循環(huán)，使人口、經(jīng)濟(jì)、社會得到全面的提高，推動城鎮(zhèn)化的進(jìn)程，促進(jìn)基本公共服務(wù)均等化的實(shí)現(xiàn)。

表4 SDM模型空間效應(yīng)分解結(jié)果

4 結(jié)論與討論

本文運(yùn)用雙變量LISA模型、空間計(jì)量模型分析了長三角41個地級市財(cái)政收支與遷移人口的空間關(guān)聯(lián)，并在此基礎(chǔ)上分析了財(cái)政收支對遷移人口的空間效應(yīng)，主要結(jié)論如下：①2009—2018年間長三角地區(qū)凈遷移率的空間分布發(fā)生了較大的變化，遷入?yún)^(qū)數(shù)量略有下降由東部核心城市向西部皖江城市帶轉(zhuǎn)移，遷出區(qū)城市數(shù)量大幅下降，分布趨于集中，以蘇北和皖北的連片區(qū)為主。②2009—2018年財(cái)政支出與凈遷移率之間呈現(xiàn)出空間相關(guān)性，但隨著時間的推移，空間依賴程度較弱。全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果表明，遷移率在空間分布上具有顯著空間關(guān)聯(lián)性，財(cái)政收支與凈遷移率的空間依賴性在研究后期不顯著。雙變量局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果表明，財(cái)政收入對凈遷移率的抑制作用在不斷擴(kuò)大，對凈遷移率的促進(jìn)作用在減弱。③空間杜賓模型檢驗(yàn)表明，財(cái)政支出對人口遷移具有正向推動作用，財(cái)政收入則對人口遷移具有阻力作用，財(cái)政收支成為影響人口遷移的重要因素，但并不是決定因素。同時，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、對外開放水平等因素對人口遷移也具有較為顯著的推動作用，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對人口遷移的推動作用更強(qiáng)。

在我國流動人口由連續(xù)上升轉(zhuǎn)至緩慢下降，以及地區(qū)發(fā)展極不平衡的大背景下，研究長三角地區(qū)財(cái)政收支與人口遷移的空間關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上展開財(cái)政收支對人口遷移影響的空間效應(yīng)分析，對揭示長三角遷移人口空間分布特征、調(diào)整財(cái)政結(jié)構(gòu)、提高基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)質(zhì)量、降低企業(yè)和個人的稅負(fù)、縮小地區(qū)間差距、減弱區(qū)域間勞動力極化效應(yīng)、維持區(qū)內(nèi)勞動力穩(wěn)定、推動城鎮(zhèn)化進(jìn)程具有重要的理論意義和應(yīng)用價值。本文主要選取經(jīng)濟(jì)社會方面的指標(biāo)作為控制變量，具有一定的局限性，未來應(yīng)進(jìn)一步考慮將遷移人口的個人意愿和家庭因素等指標(biāo)進(jìn)行研究分析。為了響應(yīng)現(xiàn)階段長三角區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略，在未來的研究中可適當(dāng)增加有關(guān)國家政策方面的指標(biāo)，從而進(jìn)一步構(gòu)建更加全面科學(xué)的控制指標(biāo)體系。此外，本文僅以總財(cái)政收支為影響因素，并未細(xì)化不同財(cái)政收支類型對人口遷移的影響，今后將在這一方面有所改進(jìn)，以期得出精度更高的分析結(jié)論，使研究結(jié)論的實(shí)踐指導(dǎo)更有意義。