人口流动的影响机制研究——基于气候变化及区域差异

邓宏乾 刘梦晓 邵 胜

(1.华中师范大学 经济与工商管理学院， 湖北 武汉 430079； 2.华中师范大学 湖北房地产发展研究中心， 湖北 武汉 430079)

一、问题提出

全球气候变化近年来成为各界学者竞相关注的热点，气候条件也越来越被认为是影响人类当前活动和未来决策的重要因素。人类对气候变化的敏感程度可能超乎其自知水平，原生活环境细微的气温和降水量变化，会改变人们的行为偏好，自动驱使人们“用脚投票”，流动到其他气候条件相对较好的地区。改革开放后，我国人口流动规模急剧扩张，据统计，截至2018年底，全国流动人口数已达2.41亿，这意味着全国17%①以上的人口都曾经甚至依然在发生迁移。回顾历史，中国人存在趋于安稳、不愿意轻易背井离乡的恋乡情节，但目前我国人口流动规模不断扩张，究竟是什么力量驱使人们离开自己的土地？以往学者对人口迁移或者人口流动的因素分析，几乎集中于城市经济发展水平和社会政治环境层面，鲜少探讨气候变化因素。鉴于全球性气候问题的日益突出，我国区域间气候变化也日趋明显，本文试图探究气候因素变化对中国人口流动的影响机理，从气候变化视角解释人们“用脚投票”选择区域流动的原因。

随着我国城镇化加速发展，户籍制度改革和农业人口市民化政策的实施，破除了改革开放前农业人口固化和“画地为牢”体制，大量农业人口逐步“市民化”，人口流动呈现从农村流向城市，从中西部向东部地区流动的特点，人口流动促进了劳动力资源区域间的优化配置，促进了经济发展。目前我国人口流动以农业人口为主，根据2016年全国人口卫生计生动态监测调查数据统计，农业流动人口占总流动人口比例高达83%，而非农业人口占比仅为17%。人口流动除了受经济、社会、政策的因素影响外，气候自然条件成为人口迁移的一个重要原因，特别是破除城乡二元户籍制度，消除了人口跨区域、规模性流动的体制障碍。气温和降水量是影响气候的主要因素，气候变化直接影响农作物的产出，气温是土壤中有机碳变化的主要气候因素，气温升高会使得自然条件下土壤中有机碳含量减少，从而导致粮食作物和经济作物减产②。降水量是影响植被覆盖变化的重要气候因素之一，降水量的增加可以增强植被修复生长能力③，植被覆盖面积的增加可以改善区域生态环境，增强地区吸引力和可持续发展能力，吸引人口的流入和聚集。气温升高和降水量减少将不利于地区农作物的生长④，粮食作物和经济作物产出的减少直接导致以农业产出为重要经济来源的农业人口经济收入下降，预期收入水平的下降成为农业人口流出的重要诱因。农业是我国经济发展的基础产业，气候条件的不利变化直接制约着地区经济发展水平和农业人口的生存与发展，流动到气候条件更好、预期收入水平相对高的地区是农业人口面对经济收入风险的普遍应对方法。基于以上，本文提出两个假设：

假设H1:气温变化与人口流动间存在显著线性负相关关系，且存在区域化差异。

假设H2:降水量变化与人口流动间存在显著线性正相关关系，且存在区域化差异。

二、文献综述

气候变化对人类行为产生影响，这一观点已得到多方学者的认证。早期关于气候变化对人类活动的研究主要是自然灾害和极端气候变化引发的人口迁徙，如地震、海啸、飓风、山洪、旱灾、雹灾、火灾、核辐射等⑤。Hinnawi因此提出“环境难民”的概念，即由于自然原因对生态环境造成严重破坏，严重危及人们的生存环境，从而人们被迫永久性离开原住地⑥；而后Swain提出“环境移民”的概念，弱化了“环境难民”的政治属性，强化了气候环境变化对人口流动的影响结果⑦。国内学者首先提出了“灾害移民”概念，即自然灾害引发的人口流动⑧；继而提出“生态移民”，即生态环境变化引发的人口流动⑨；目前学界开始研究“气候移民”问题，即气候变化引发的人口流动⑩，相对于早期的极端天气变化而引起人口迁移，缓慢、渐变式的气候变化对人类行为的影响是不同的，因此气候移民逐渐成为近来研究的重点，因为这类气候变化更为普遍，如空气质量变化对来华留学生城市选择的影响；气温变化对不同收入水平国家人口流动的影响；降水量变化对国际人口流动的影响等。

已有文献表明气温变化与人口流动存在紧密联系，但学者们的研究结果存在差异。绝大部分学者认为气温变化与人口流动存在线性关系。董文丽、李王鸣指出，严寒地区的人们更有向城市地区流动的趋势，即气温条件好的城市地区吸引着更多的人口流动。卢洪友等研究表明，气温变化与人口流动成线性正相关关系，气温每上升1摄氏度，流动人口比率平均上涨0.46个百分点。类似地，Mueller等在研究非洲东部人口流动问题时发现，气温偏离平均气温每增加1个标准单位，净迁出率平均下降10个百分点。部分学者则认为气温变化与人口流动存在着线性负相关关系。王春超、王志文研究结果表明，气温变化与城市人口流动的关系取决于城市是否为粮食主产区。其进一步指出，粮食主产区的气温变化与流动人口比率呈显著负相关关系，而在非粮食主产区呈显著正相关关系。这一结论与Cai等研究结果基本吻合，在农业为主的国家，气温上升会导致人口流出，流动人口比率下降。还有部分外国学者认为气温变化对人口流动的影响不是简单的线性关系，而是非线性的，如Bohra-Mishra等发现在印度尼西亚，气温变化与人口流动间存在非线性负相关关系，当气温超过25摄氏度时，气温的上升会导致人口流出的显著增加。

降水量变化对人口流动也存在重要影响。部分学者认为降水量与人口流动紧密相关，其中部分学者认为降水量变化与人口流动呈正相关关系，如温小洁等指出，降水条件良好的地区植被生长及修复能力较强，会促进人口聚集；Abel等则认为降水量的增加会减少社会冲突，减少城市人口的流出。但部分学者却得出降水量变化与人口流动呈负相关关系的结论，如Barrios等发现撒哈拉以南的非洲，降水量的增加将不利于人口向城市的流入；Mueller等同样发现，在非洲东部降水量平均每增加1单位，城市净迁出率平均上涨10个百分点。此外，降水量变化与人口流动间非线性关系也被学者提出并印证。鄢姣和胡必亮在研究降雨量与城镇化率的关系中发现，降雨量变化与人口流动间并非是简单的线性关系，而是U型非线性关系：随着降雨量的增加，城镇人口流动呈现先减后增的态势。

国内外学者关于气温变化和降水量变化对人口流动影响得出的结论之所以存在差异，原因在于学者们选取的研究对象所在国别和地区初始气候条件的差异较大以及气候变化对人口流动的影响尚缺乏理论依据。学界同时研究气温及降水量变化对人口流动影响的文献相对较少。本文的边际贡献是，利用全国省会城市和计划单列市数据，同时考察气温变化及降水量变化对人口流动的影响，采用气温和降水量的相对变化量而非绝对量作为核心解释变量，更能客观地描述气温变化和降水量变化对人口流动的影响及其区域差异。

三、数据来源和模型设定

1.数据来源

本文研究2000-2018年省会城市和计划单列市气温降水量变化对人口流动的影响。数据来源于2000-2019年度的《中国城市统计年鉴》、各省会城市及计划单列市统计年鉴、城市国民经济和社会发展统计公报、国家统计局和全国温室数据系统。由于个别城市相关资料较多缺失，本文剔除了拉萨、兰州、南宁这3个省会城市；此外对于个别城市年份数值的缺失，采用插值法补齐。

2.变量选取与设定

根据研究内容并参考以往文献，本文选取的变量和测度方法如下(参见表1)：

测度人口流动的被解释变量为流动人口比率变化值，即当年流动人口比率-上年流动人口比率。由于流动人口数据的缺乏和各年数据统计口径的差异，本文将采取统一计算方法进行量化。根据各城市相应年份统计年鉴的人口数据，设计如下计算方法：流动人口数=常住人口数-户籍人口数，流动人口比率=流动人口数/常住人口数×100%，流动人口比率变化值=当年流动人口比率-上年流动人口比率。对于部分城市或年份年鉴中常住人口或户籍人口数据缺失，但却报告了流入人口和流出人口数的，采用如下测度方法：常住人口数=户籍人口数+流入人口数-流出人口数；流动人口数=流入人口数-流出人口数=净流入人口数，流动人口比率=净流入人口数/(户籍人口数+净流入人口数)。此外，在稳健性检验中，将进一步引入被解释变量的滞后一期数据。

测度气候变化的核心解释变量为气温变化和降水量变化。气温变化采用年平均气温变化值表示：年平均气温变化值=当年年平均气温-上年年平均气温，年平均气温根据相应年份日度平均气温计算得出。此外本文也采用月平均气温变化值做稳健性检验，月平均气温根据相应年份日度平均气温计算得出。

降水量变化采用年总降水量变化值和年总降水量变化率表示：年总降水量变化值=当年年总降水量-上年年总降水量，年总降水量变化率=(当年年总降水量-上年年总降水量)/上年年总降水量，年总降水量根据相应年份日度降水量计算得出。另外本文也采用月平均降水量变化值做稳健性检验，月平均降水量根据相应年份日度降水量计算得出。

为了减少遗漏解释变量带来的估计偏误，将引入如下与城市人口流动相关的控制变量：

经济发展水平。城市的经济发展水平无疑是吸引人口流入的重要因素，本文采用人均地区生产总值来表示这一指标，并设定该指标的对数形式表示该变量。

城市居民收入水平。本文采用城镇居民人均可支配收入来表示城市的平均收入水平，并设定城镇居民人均可支配收入的对数形式来代表该变量。

表1 变量描述性统计

城市留居难易程度。人们考虑迁移居住地的前提，首先考虑的是住房可得性。能否负担购房压力从而长期定居，或者承担租房租金从而长期留居都会成为人们选择是否流入该城市的考量指标，而城市房价可以很好地衡量这一指标。本文采取各城市住宅商品房平均销售价格来表示这一指标，并设定其对数形式来代表该变量。

城市公共服务水平。城市的教育资源、医疗水平、基础交通设施是城市的竞争优势，城市的公共服务水平通常与其财政收支紧密相关。城市公共服务水平的高低影响着人口流动，一般来说，公共服务水平较高的城市也吸引着更多的人口流入，本文采用人均地方一般公共预算收入来表示这一指标。鉴于没有统计年鉴公布这一指标，本文采用如下方式计算得出：人均地方一般公共预算收入=地方一般公共预算收入/年末总人口数。类似地，设定人均地方一般公共预算收入的对数形式代表该变量。

城市产业结构。随着城市化进程的深入，产业结构也发生着显著的变化。第三产业范围涵盖广泛，岗位丰富，可吸纳更多的流动人口。本文采用第三产业占GDP比重代表该指标。

城市就业难易程度。就业问题是关乎民生和社会稳定的大问题，城市潜在的劳动岗位和就业的难易程度都成为人口流入的考虑因素。失业率偏高的城市，通常说明潜在空余劳动力需求不太旺盛，增大了新进城市人口就业生存的难度。本文采用城镇登记失业率来代表城市就业难易程度。

3.计量模型

基于上文中所提出的两个非线性关系假设，区分气温和降水量设如下三个计量方程：

(1)

(2)

(3)

四、实证结果

Hausman检验结果显示，气温、降水量和联合方程均适用固定效应模型，本文对上述3个方程分别进行基准回归分析。

1.气温基准方程

基准气温方程中的气温变化选取的测度指标为年平均气温变化值(ctem)，固定效应回归结果如表2所示。列(1)(2)仅考虑气温变化一次项与人口流动的关系，结果显示年平均气温变化值一次项系数在5%水平上显著为负。列(3)(4)中继续引入年平均气温变化值的二次项以考察气温变化对人口流动的非线性关系，结果显示气温变化值的二次项系数并不显著，而年平均气温变化值的一次项系数依然在5%水平上显著为负。气温基准方程的回归结果表明，年平均气温变化值与流动人口比率变化值间存在显著线性负相关关系，即气温变化与人口流动间存在显著线性负相关关系，假设H1成立。且回归结果显示年平均气温变化值系数稳定在-0.17左右，表明当期年平均气温每升高1摄氏度，当期流动人口比率较上期平均会下降0.17个百分点。气温升高，流动人口比率趋于下降，人口流出趋于增加，人口流入趋于减少。

表2 气温基准方程回归结果

续表

2.降水量基准方程

降水量基准方程中的降水量变化采用年总降水量变化值(ctpre)测度，固定效应回归结果如表3所示。列(5)(6)仅考虑降水量变化与人口流动间的线性关系，结果显示，年总降水量变化值的系数在5%水平上显著为正，表明降水量变化与人口流动间存在显著线性正相关关系。列(7)(8)继续加入年总降水量变化值的二次项，以探究降水量变化对人口流动的非线性影响，结果显示年总降水量变化值二次项系数均不显著，而其一次项系数依然维持在5%水平上显著为正，这表明降水量变化与人口流动间仅存在线性正相关关系，假设H2成立。年总降水量变化值系数稳定在0.0007左右，表明年总降水量每增加1000毫米，当期流动人口比率较上期平均上涨0.7个百分点。年总降水量增加，意味着该地区气候条件有所改善，地区竞争力吸引力提高，人口流入量预期会增加，当期流动人口比率也趋于上升。

3.联合基准方程

联合基准方程旨在探究气温变化和降水量变化联合对人口流动的影响，气温变化和降水量变化选取的测度指标分别为年平均气温变化值(ctem)和年总降水量变化值(ctpre)，回归结果见表4。列(9)(10)显示年平均气温变化值一次项系数在10%水平上显著为负，年总降水量变化值一次项系数在5%水平上显著为正。列(11)(12)加入了气温变化和降水量变化的二次项，结果显示年平均气温变化值二次项系数不显著，其一次项系数维持在10%水平上显著为负；年总降水量变化值二次项系数亦不显著，其一次项系数依然在5%水平上显著为正。联合基准方程回归结果中核心解释变量的符号和显著性水平与气温、降水量基准方程所得结果基本一致，只是系数大小稍有变化，这表明气温变化与流动人口间存在显著线性负相关关系，降水量变化与人口流动间存在显著线性正相关关系，假设H1、H2依然成立。

表3 降水量基准方程回归结果

五、稳健性检验

1.气温方程稳健性检验

为了检验气温变化对人口流动影响结果的稳健性，从以下几方面进行检验讨论：

(1)在气温基准方程中引入被解释变量滞后一期项(L.cmig)，采用差分GMM方法进行动态面板回归(见表5)。列(13)(14)仅考虑一阶自相关基础上年平均气温变化值与人口流动的线性关系，列(15)(16)在此基础上加入年平均气温变化值的二次项，以探究气温变化与人口流动的非线性关系。结果显示年平均气温变化值的一次项系数稳定在10%水平上显著为负，而二次项系数均不显著，表明气温变化与人口流动间存在显著线性负相关关系，这与气温基准方程得到的结论基本一致，假设H1得到检验。此外，表5结果显示当期流动人口比率变化值与滞后一期流动人口比率变化值均呈显著负相关关系，若上期流动人口比率增长，那么当期流动人口比率则会出现小幅度下降；若上期流动人口比率下降，那么当期流动人口比率则会出现小幅度上涨，这种变动关系会有助于流动人口比率维持在一个相对稳定的增长状态，不会出现单方向的爆炸式增长或下跌。

表5 气温方程稳健性检验结果

(2)将气温方程中的核心解释变量替换为月平均气温变化值(cmtem)再次进行稳健性检验(见表6)，前4列结果显示月平均气温变化值一次项系数在5%水平上显著为负，其二次项系数均不显著；表6中后4列继续引入被解释变量滞后一期(L.cmig)进行动态面板回归，结果显示月平均气温变化值一次项系数依然在10%水平上显著为负，系数大小略有降低，而其二次项系数依然不显著。这表明月平均气温变化值与流动人口比率变化值间存在显著线性负相关关系，假设H1得到检验。且月平均气温变化值系数约为-2.0，表示月平均气温每升高1摄氏度，当期流动人口比率较上期平均会下降2个百分点。这与气温基准方程中年平均气温每升高1摄氏度，当期流动人口比率较上期平均会下降0.17个百分点的结论基本吻合。

表6 气温方程稳健性检验结果

(3)分区域回归。根据城市所处地区将该样本划分为中、东、西和东北部四个地区进行子样本分类回归，用费舍尔组合检验进行组间系数差异检验以考察气温变化对人口流动的影响是否存在区域化差异，气温变化测度指标为年平均气温变化值(ctem)。气温基准方程分区域回归结果(见表7)显示年平均气温变化值二次项系数均不显著，东部和中部地区年平均气温变化值一次项系数分别在10%和5%水平上显著为负，而西部和东北部地区年平均气温变化值一次项系数均不显著，这表明在东部和中部地区气温变化与人口流动间的线性负相关关系显著不同于西部和东北部，气温变化对人口流动的影响存在区域化差异，假设H1成立。东部地区年平均气温变化值一次项系数约为-0.35，表明东部地区年平均气温每升高1摄氏度，当期流动人口比率较上期平均会下降0.35个百分点，下降幅度高于全国平均水平0.17个百分点。中部地区年平均气温变化值一次项系数约为-0.28，表明中部地区年平均气温每升高1摄氏度，当期流动人口比率较上期平均会下降0.28个百分点，下降幅度高于全国平均水平0.17个百分点。东部和中部地区人口流动对于气温变化较全国其他地区更为敏感，这是由于东部和中部地区的年平均气温相较于西部和东北部而言整体偏高，若年平均气温继续升高会抑制人口流入，从而导致流动人口比率下降。

表7 气温基准方程分区域回归结果

2.降水量方程稳健性检验

为了进一步验证降水量变化与人口流动间的线性正相关关系，采用如下方法对基准方程结果进行稳健性检验：

(1)将被解释变量滞后一期(L.cmig)加入降水量基准方程中，采用差分GMM法进行动态面板回归，计量结果见表8。列(33)(34)结果显示加入滞后一期被解释变量后，年总降水量变化值系数依然在5%水平上显著为正，表明降水量变化对人口流动的显著线性影响依然稳健。列(35)(36)结果显示加入滞后一期被解释变量后，年总降水量变化值二次项系数均不显著，而一次项系数依然在5%水平上显著为正，这表明降水量变化与人口流动间存在线性正相关关系，假设H2得到检验。此外，加入之后一期被解释变量后，年总降水量变化值系数稳定在0.0007左右，这与降水基准方程的系数基本保持一致。

(2)将降水量变化指标更换为年总降水量变化率(rtpre)进行检验，列(37)(38)显示年总降水量变化率的一次项系数在5%水平上显著为正，表明年总降水量变化率会对流动人口比率变化值产生显著正向影响，即降水量变化会对人口流动产生显著线性正影响，假设H2得到检验。列(39)(40)引入年总降水量变化率的二次项，结果显示其系数均不显著，而年总降水量变化率的一次项系数在10%水平上显著为正，且年总降水量变化率系数稳定在0.005左右，这表明当期年总降水量较上期每增加1%，则当期流动人口比率较上期平均会上涨0.005个百分点。

表8 降水量方程稳健性检验结果

(3)将降水量方程中降水量变化指标更换为月平均降水量变化值(cmpre)进一步进行稳健性检验，回归结果见表9。列(41)(42)显示月平均降水量变化值系数在5%水平上显著为正；列(45)(46)表示加入滞后一期被解释变量进行动态回归，结果显示月平均降水量变化值系数依然维持在5%水平上显著为正。列(43)(44)显示月平均降水量变化值二次项系数均不显著，而一次项系数依然维持在5%显著性水平；列(47)(48)显示加入滞后一期被解释变量后，月平均降水量变化值二次项系数依然不显著，而其一次项系数始终维持在5%水平上显著为正。这表明月平均降水量变化值与流动人口比率变化值存在显著线性正相关关系，假设H2再次得到检验。且月平均降水量变化值一次项系数稳定在0.008左右，表示月平均降水量每增加100毫米，当期流动人口比率较上期平均上涨0.8个百分点。这与降水基准方程中的年总降水量每增加1000毫米，当期流动人口比率较上期平均上涨0.7个百分点的结论基本吻合。

表9 降水量方程稳健性检验结果

(4)分区域进行回归。类似地，将该样本根据中、东、西和东北部地区分为四个子样本，进行组间系数差异检验，降水量变化选取的指标为年总降水量变化值(ctpre)。分区域回归结果显示东部地区年总降水量变化值一次项系数在1%水平上显著为正，中、西、东北部地区的年总降水量变化值一次项系数均不显著，而所有地区年总降水量变化值二次项系数均不显著(见表10)，这表明在东部地区，年总降水量变化值对流动人口比率变化值的线性影响程度显著不同于中、西、东北部地区，降水量变化对人口流动的影响存在区域化差异，假设H2成立。东部地区年总降水量变化值系数约为0.0009，表示东部地区年总降水量每增加1000毫米，当期流动人口比率较上期平均会上涨0.9个百分点，略高全国其他地区平均上涨0.7个百分点的水平。

3.联合方程稳健性检验

为了进一步验证气温降水量的联合变化对人口流动的影响，采用如下方法进行稳健性检验：

(1)更换核心解释变量测度指标，将联合基准方程中气温变化指标替换为月平均气温变化值(cmtem)，降水量变化指标替换为月平均降水量变化值(cmpre)。联合方程稳健性结果(见表11)显示月平均气温变化值和月平均降水量变化值的二次项系数均不显著，而月平均气温变化值一次项系数始终维持在10%水平上显著为负，月平均降水量变化值一次项始终维持在5%水平上显著为正，这表示气温变化与人口流动间存在显著线性负相关关系，降水量变化与人口流动间存在显著线性正相关关系，假设H1、H2得到检验。

表10 降水量基准方程分区域回归结果

表11 联合方程的稳健性检验结果

续表

(2)分区域进行回归。将该样本根据中、东、西和东北部地区分为四个子样本进行组间系数差异检验，选取的气温变化测度指标为年平均气温变化值(ctem)，降水量变化测度指标为年总降水量变化值(ctpre)。联合方程分区域回归结果(见表12)显示东部和中部地区年平均气温变化值一次项系数均在10%水平上显著为负，西部和东北部地区系数则不显著，这表示东部和中部地区的气温变化与人口流动间线性负相关关系显著不同于西部和东北部地区，气温变化对人口流动的影响存在区域化差异，假设H1得到检验。且联合方程中东部地区年平均气温变化值一次项系数约为-0.25，中部地区年平均气温变化值一次项系数约为-0.27，与气温方程的分区域回归结果基本接近。东部地区年总降水量变化值一次项系数在5%水平上显著为正，中、西、东北部地区系数均不显著，且所有地区年总降水量变化值的二次项系数均不显著，这表明东部地区的降水量变化与人口流动间的线性正相关关系显著不同于其他地区，降水量变化对人口流动的影响存在区域化差异，假设H2得到检验。且联合方程中东部地区年总降水量变化值系数与降水量方程分区域回归结果中的系数较接近。由此可知，联合方程的分区域回归结果与气温和降水量的分区域回归结果基本吻合，假设H1、H2得到检验。

表12 联合基准方程分区域回归结果

六、结论与建议

通过构建人口流动的省级和计划单列市面板模型，本文研究了气温变化和降水量变化对人口流动的影响机制。结果表明，气温变化与人口流动存在显著线性负相关关系，气温升高，流动人口比率趋于下降，气温升高对人口流动有明显的抑制作用；且东部和中部地区气温升高对人口流动的抑制作用显著高于西部和东北部地区，气温变化对人口流动的影响存在区域化差异。降水量变化与人口流动存在显著线性正相关关系，降水量增加，流动人口比率趋于上升，降水量增加对人口流动存在显著促进作用；且东部地区降水量增加对人口流动的促进作用显著高于其他地区，降水量变化对人口流动的影响存在区域化差异。基于本文得出的气温变化和降水量变化对人口流动影响的结论，本文提出以下三点建议：

第一，社会经济活动排放温室气体导致大气中温室气体浓度增加，引起了以气温升高为主要特征的气候变化，城市人口和产业聚集加剧了温室气体的排放，导致城市局部温度的明显升高。为减缓气温升高对人口流动的抑制作用，应建立覆盖所有地区的温室气体排放监测和统计制度，因地制宜地建立温室气体排放管控和预警机制。基于东部和中部地区气温升高对人口流动抑制作用高于其他地区的结论，东部和中部地区城市更需要强化温室气体排放控制，实施低碳绿色经济发展战略，平衡好经济发展速度与环境质量改善，从而推动经济高质量发展。

第二，中国是严重缺水的国家之一，不少地区存在着资源性、工程性、水质性等缺水问题。中国西部地区荒漠化引发的缺水问题较为突出，降水量的不足抑制了西部地区的人口流入，严重制约着西部地区经济发展。西部地区应着力提高沙漠科学治理水平，选取耐寒、耐旱、耐盐碱的植物种子开展人工造林种草，建设绿色沙漠屏障，改善土壤吸水蓄水能力，树立绿色发展理念，增强西部地区人口流入意愿，探索西部地区“生态和扶贫”双驱动的可持续发展之路。同时东部地区也应做好生态保护和修复工作，避免以牺牲生态环境为代价的经济发展。

第三，加大对西部地区生态环境治理的政策、资金支持，以减轻不利气候变化对西部地区人口流动的抑制作用，以防止大量“环境移民”现象，创造条件承接东、中部地区产业转移，大力发展劳动密集型产业和资源密集型产业，实现劳动力资源的合理配置与回流，促进西部地区经济社会发展。

注释

①根据国家统计局2018年中国总人口数和流动人口数计算得出。

②高鲁鹏、梁文举、赵军：《气候变化对黑土有机碳库影响模拟研究》，《辽宁工程技术大学学报(自然科学版)》2005年第2期。

③韩贵锋、徐建华：《人口与经济发展对植被的影响研究——以重庆市为例(英文)》，《长江流域资源与环境》2008年第5期。

④地区气温升高，原适合该地区生长的农作物因土壤中有机碳含量减少，从而导致减产。

⑤C. Gray and V. Mueller， “Natural Disasters and Population Mobility in Bangladesh，”ProceedingsoftheNationalAcademyofSciences， vol.109， no.16， 2012， pp. 6000-6005．

⑥参见E. EI-Hinnawi，EnvironmentalRefugees， Nairobi: United Nations Environmental Programme， 1985．

⑦A. Swain， “Environmental Migration and Conflict Dynamics: Focus on Developing Regions，”ThirdWorldQuarterly， vol.17， no.5，1996， pp.959-973．

⑧余庆年、施国庆：《环境、气候变化和人口迁移》，《中国人口·资源与环境》2010年第7期。

⑨税伟、徐国伟、兰肖雄、王雅文、马菁：《生态移民国外研究进展》，《世界地理研究》 2012年第1期。