前文提到，中國與臺灣的農業就業人口移出率分別有四年因特殊 事件而出現負值，因此統計分析中將不計入這四年的數據。理由是：
第一，農業就業人口移出率為負，表示農業就業人口成長率高於非農 就業人口成長率，此與經濟發展的意義相違背，亦不符合勞動力移動 的定義。第二，由於中國政府在此四年都加強了對於勞動力移動的控 制，因此無法辨別究竟是因為加強管制或是就業環境，造成較高的農 業就業人口成長率。不計入這四年的數據，才能顯示出在正常情況 下，就業環境對勞動力移動的影響。第三，為了對照就業環境對於中 國與臺灣勞動力移動影響的差異，所以不計入臺灣農業就業人口移出 率為負的數據。再者，由於當時臺灣達到充分就業為已知條件，也就 是勞動力移出農業部門等於進入非農部門就業，因此預期臺灣的就業 環境對勞動力移動並無顯著影響。基此，本文的研究假設如下：
假設 1：中國農村人口移出率愈高，農業就業人口移出率愈高；臺 灣農村人口移出率不影響農業就業人口移出率。
假設 2：中國的非農就業率愈高，農業就業人口移出率愈高；臺灣 的非農就業率不影響農業就業人口移出率。
假設 3：非農就業人口成長率愈高，農業就業人口移出率愈高。
假設 4：人地比例愈高，農業就業人口移出率愈高。
假設 5：相對工資率愈高，農業就業人口移出率愈高。
由於時間序列資料有自我相關(autocorrelation)的問題，且樣本數 較少，因此以 Prais-Winsten 一般化最小平方法(GLS)進行分析。表 5 顯示中國及臺灣農業就業人口移出率的迴歸分析結果。首先，就改革 開放後的中國而言，模型中自變數對依變數有 94.1%的解釋力。其中，
非農就業人口成長率的迴歸係數為 0.689，p<.001，表示在其他條件不 變下，非農就業人口成長率每增加 1%，農業就業人口移出率平均增加 68.9%，符合上述研究假設。人地比例的迴歸係數為 0.023，p<.01，
表示在其他條件不變下，人地比例每增加 1%，農業就業人口移出率平 均增加 2.3%，與上述假設相符。非農就業率的迴歸係數為 0.061，
p<.01，表示在其他條件不變下，就業率每增加 1%，農業就業人口移 出率平均增加 6.1%，亦符合上述假設。至於農村人口移出率及相對工 資率的迴歸係數則未達統計顯著水準，無法支持上述假設。其次，就 經濟起飛時期的臺灣而言。模型中自變數對依變數有 76.8%的解釋力。
其中，非農就業人口成長率的迴歸係數為 0.447，p<.01，表示在其他 條件不變下，非農就業人口成長率增加 1%，農業就業人口移出率平均 增加 44.7%，符合上述研究假設。非農就業率及農村人口移出率的迴 歸係數未達統計顯著水準，表示該兩項變數並非影響臺灣農業就業人 口移出率的主要因素，亦符合上述假設。至於相對工資率與人地比例 的迴歸係數未達統計顯著水準，與上述假設不符。
表5 中國與臺灣農業就業人口移出率的迴歸分析(GLS)
中國（1979-2008 年） 臺灣（1964-1985 年）
係數 標準誤 係數 標準誤
非農就業人口成長率 0.689*** 0.041 0.447** 0.107
相對工資率 -0.015 0.011 -0.015 0.036
人地比例 0.023** 0.009 -0.077 0.035
農村人口移出率 -0.060 0.057 -0.278 0.235
非農就業率 0.061** 0.028 -0.011 0.094
常數項 -0.076** 0.019 0.181 0.104
rho 0.752 -0.176
N 26 18
R2 0.941 0.768
Adjusted R2 0.926 0.671
Prob>F 0.000 0.000
D-W 1.51 2.05
資料來源：作者整理自表 1、表 2、表 3、表 4。
說 明：***p<.001，**p<.01，*p<.05。
根據以上分析：第一，不論是中國或臺灣，農村人口移出率的迴 歸係數均未達統計顯著水準，換句話說，雖然中國透過戶口制度管制 人口的城鄉遷移，但對照相同經濟發展階段且未實施戶口管制的臺 灣，中國的戶口制度對勞動力移動的影響，與臺灣的情形無異。基此 我們可以判斷，戶口制度並非影響中國勞動力移動的主要因素。第 二，在中國，非農就業率愈高，農業就業人口移出率也愈高，因此中 國勞動力移動的速度還取決於其就業環境；相反地，在臺灣，非農就 業率對農業就業人口移出率的影響並不顯著，亦即，在當時的臺灣，
勞動力從農業部門移出後能夠順利進入非農部門就業。第三，非農就 業人口成長率是影響中國與臺灣農業就業人口移出率的重要因素，也 就是說，在相同經濟發展階段，農業勞動力會因為非農就業的吸引力 而移出農業部門。第四，在中國，人地比例所代表的推力因素，造成 農業就業人口移出率的增加，這表示當前中國農村仍存在過多的人口 壓力，而當時的臺灣則無此情形。第五，不論是中國或臺灣，相對工 資率對農業就業人口移出率的影響都不顯著，因此工資差距並非促使 勞動力移動的主要因素。
雖然工資差距在理論上被認為是促使開發中國家勞動力移動的主 要因素，但上述的分析結果無法支持此論點。這裡必須指出，對於其 他開發中國家的研究，工資差距與勞動力移動的關係也並未得到充分 的支持。39而在探討中國勞動力移動的文獻中，兩者的關係同樣未獲得 充分的證實。40檢視過去的研究可以發現，變數測量、資料類型與蒐集
Michael P. Todaro, “Internal Migration in Developing Countries: A Survey,”
in Richard A. Easterlin, ed., Population and Economic Change in Developing Countries (Chicago: University of Chicago Press, 1980), pp. 361-390.
Scott Rozelle, Li Guo, Minggao Shen, Amelia Hughart, & John Giles,
“Leaving China’s Farms: Survey Results of New Paths and Remaining Hurdles to Rural Migration,” pp. 367-393.
資料方式、資料的時間範圍的不同，都是導致此種結果的可能原因。
例如，陳愛民(Aimin Chen)與庫森(N. Edward Coulson)的研究利用 1995-1999 年中國政府的統計資料，以城市非農業人口成長率減城市人 口自然成長率作為依變數，以城市職工平均工資作為自變數進行分 析，結果發現該自變數對依變數並無顯著影響。張宏霖(Kelvin Honglin Zhang)與宋順鋒(Shunfeng Song)利用 1979-1999 年中國政府的統計資 料，以移入城市的人口數作為依變數，以城鄉人均所得的比例作為自 變數，結果發現自變數對依變數同樣沒有顯著影響。不過以 1998 年單 一年度，並以省為單位進行分析，該自變數對依變數則有影響。另 外，林毅夫等則利用 1990 年與 2000 年中國政府的抽樣調查資料，以 人口淨移出省份與人口淨移入省份之間的人均所得差距為自變數，以 人口淨移出省份的人口遷移成長率為依變數，分析結果發現 1985-1990 年自變數對依變數並無顯著影響，但 1995-2000 年則有影響。41就此，
本文判斷，工資差距並不是改革開放後勞動力移動的主要因素，中國 的農民是否因較高工資而移往非農部門，還有待更多的實證研究。