数据分析论文15篇关于我国电子商务企业的数据分析方法的探讨.docx
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数据分析论文15篇关于我国电子商务企业的数据分析方法的探讨
数据分析论文15篇
关于我国电子商务企业的数据分析方法的探讨
数据分析论文
摘要：
数据挖掘目前仍面临着数据质量的问题。
由于数据仓库中的数据来自多个数据源,而在合并中存在很多障碍,如:
没有建立合并视图所需的公共关键字;数据值相互抵触;元数据的说明不完备或丢失;数据值的不洁净等等。
数据挖掘是在标准化的数据基础上进行的,因而这些都会严重破坏数据的准确性,导致最终决策的失误。
所有这些问题都在等待着人们去发掘更好的解决方法。
关键词数据分析数据论文数据
数据分析论文:
关于我国电子商务企业的数据分析方法的探讨
为了验证所提炼的因子影响程度及重要程度、检验问卷结构效度和后续回归分析的需要，本文首先对调查数据进行了因子分析，剔除不符合要求的题目，最终得到问卷；然后，使用spss软件对问卷调查数据进行信度、效度、描述性统计、方差和相关分析；最后，建立回归方程模型对假设进行检验。
1因子分析模型及其统计检验
因子分析是一种通过显在变量测评潜在变量，通过具体指标测评抽象因子的统计分析方法。
因子分析的目的即在找出量表潜在的结构，减少题目的数目，使之成为一组数量较少而彼此相关较大的变量。
在本文中以主成分因素抽取法抽取共同因素，根据kaiesr（1960）的观点选取特征值大于1.0以上的共同因素，再以最大变异法进行共同因素正交旋转处理，保留共同度大于0.6以及因素负荷量大于0.5以上的题目。
因素负荷量为代写硕士论文因素结构中原始变量与抽取出共同因素相关，负荷量越高表示该题目在该共同因素的重要性越大。
共同度和特征值是因子分析的两个重要指标。
共同度是每个变量在每个共同因子的负荷量的平方和，也就是个别变量可以被共同因子解释的变异量百分比，是个别变量与共同因子间多元相关的平方。
特征值是每个变量在某一共同因子的因子负荷量的平方总和。
因子分析的数学模型及其统计检验描述如下：
彼此之间是独立的，则模型（4.1）称为正交因子模型；相反，如果公共因子彼此之间有一定相关性，则称为斜交因子模型。
由于斜交因子模型比较复杂，在本文中只考虑正交因子模型，而且假定各公共因子的均值为0，方差为1。
模型中的矩阵a称为因子载荷矩阵，a称为因子“载荷”，是第i个变量在第j个因子上的负荷。
因子载荷阵的求解方法有很多，本文用常用的主成分分析法，求解载荷阵得到仅包含m个因子的因子载荷阵。
主要问题就在于如何通过spss统计软件对数据的分析来估计因子载荷矩阵a，负荷量大的指标给予保留，否则剔除。
保留下来的指标所构成的体系就是本文最终研究得到的指标体系。
关于因子载荷的检验有：
模型的标准化，这主要是为了得到抽象的因子含义，即对因子各维度进行命名；变量共同度检验，变量的共同度越高，说明该因子分析模型的解释能力越高；因子的方差贡献检验，用因子的累计方差贡献率来确定公共因子提取的个数，也就是寻找一个使得累计方差贡献率达到较大百分比的自然数，即最终提取方差贡献大于1的因子作为公共因子。
由于本文的论题是电子商务环境下服务业企业绩效评价指标体系构建，本文主要运用平衡计分卡把评价指标体系分为四个方面，18个二级指标作为18个因子，按照因子分析法来选取有效指标，各项指标在选取时，需要遵循两个原则，一是该指标在以前的研究中出现的概率，二是指标与所要研究的问题的潜在相关性。
本文在四个方面的指标的选取上，另外考虑了①全面性，要求所选的指标能反映企业的经营、客户、企业学习与成长、财务方面的状况；②有效性，要求选择那些能够对预测企业的整体状况有指示作用的重要指标；如，若各项指标的双尾t检验的显著性概率小于0.05，则能有效的反映企业的四个方面的状况，反之，则是无效指标，应剔除。
③同趋势性，即当各项指标增大时，表示企业的整体状况改善，反之当各项指标减少时，表示企业的整体状况恶化；④可操作性，采用易得到的数据。
2信度、效度、描述性统计、方差和相关分析方法
信度分析是采用一定的方法来衡量回收问卷中各变量的内部一致性，它主要考查的是问卷测量的可靠性，检验每一个因素中各个题目测量相同或相似的特性。
本文采用克隆巴赫（cronbacha）一致性系数检验量表的信度和各分量表的信度。
效度分析是采用一定的方法对问卷的理论构思效度进行验证。
首先，必须对题目的结构、测量的总体安排以及题目见的关系做出说明，然后运用一定的方法从数据中得出基本构思，以此来对测量构思的效度进行分析。
用于评价结构效度的主要指标有累积贡献率、共同度和因子负荷。
累积贡献率反映公因素对量表或问卷的累积有效程度，共同度反映由公因素解释原变量的有效程度，因子负荷反映原变量与某个公因素的相关度。
描述性统计分析是对各维度中的测量题目的均值、标准差、方差等描述性统计量代写硕士论文进行统计，了解各维度中题目设置的水平。
方差分析又称变异数分析或f检验，其目的是推断两组或多组资料的总体均数是否相同，检验两个或多个样本均数的差异是否具有统计学意义。
方差分析对客观事物数量进行依存关系的分析，主要刻画两类变量间线性相关的密切程度，其两个变量全是随机变量，且处于平等地位。
两变量之间的相关关系可以通过绘制散点图或计算相关系数来反映。
3回归模型及其统计检验
现实世界中，一个事物的运动变化，总是与其他事物相关联。
其中，有的还存在因果关系，这种因果关系有的是线性的，有的是非线性的。
当预测对象与其影响因素的关系是线性的，且只有一个影响因素时，就可以用一元线性回归方法建立其一元线性回归预测模型，来表述和分析其因果关系；当有两个或多个影响因素同时作用于一个预测对象时，则用多元线性回归法建立多元线性回归预测模型。
本文就是以多对一的关系，因此，用多元线性回归模型进行统计检验。
对于多元线性回归模型及其统计检验描述如下：
当预测对象y同时受到多个解释变量x1,x2,...,xm影响，且各个xj（j=1,2,...,m）与y都近似地表现为线性相关时，则可建立多元线性回归模型来进行预测和分析，模型为：
3）回归方程整体显著性检验
回归模型的显著性检验包括两个方面，即回归方程的显著性检验和回归系数的显著
性检验。
（1）回归方程的显著性检验
回归方程的显著性检验用于检验被解释变量与所有解释变量之间的线性关系是否显著。
回归模型总体函数的线性关系是否显著，其实质就是判断回归平方和与残差平方和之比值的大小问题，可以通过方差分析的思想，构造f统计量来进行检验，f检验是用来检验多元线性回归模型的总体效果。
（2）回归系数显著性检验
回归方程总体显著并不意味着每个解释变量对被解释变量的影响都是重要的，还需要对每个回归系数的显著性进行检验。
回归系数显著性检验通过构造t统计量来进行，
4）残差正态性检验
残差e是随机扰动项ε的体现。
对残差进行分析的目的是检验随机扰动项是否服从经典假设。
残差分析的内容包括残差正态性检验、序列相关检验、异方差检验等。
本文应用残差的累计概率散点图进行残差正态性检验。
5）异方差检验
异方差常常表现为残差随某个解释变量取值的变化而变化，因此，检验随机扰动项是否存在异方差可以通过绘制被解释变量与解释变量的散点图来简单的判断。
如果散点图呈带状分布，则不存在异方差；如果随着解释变量的增大，被解释变量波动逐渐增大或减少，则很可能存在异方差的现象。
实践中，常常使用加权最小二乘法消除异方差。
7）多重共线性检验
所谓多重共线性是指各个解释变量之间存在线性关系或接近线性关系的现象。
多重共线性常常会导致回归系数方差增大，从而使得t检验难以通过。
用spss检验多重共线性共有四种方法：
容忍度、方差膨胀因子、条件指数和方差比例。
本文选用条件指数和比例方差这两种方法来检验共线性。
（2）方差比例
通过对解释变量协差阵进行矩阵分解，协差阵的每个特征根可以解释各个解释变量方差的一部分。
若对于几个不同的解释变量，某个特征根能够解释的方差比例都很高（一般认为都超过50%），则可以认为这几个解释变量之间存在较强的共线性。
需要注意的是，多元线性回归模型的构建中，可能会遇到多重共线性的问题。
如果变量完全相关，则不存在，最小二乘法失效。
应用最小二乘法估计回归系数的一个重要条件就是自变量之间为不完全的线性相关。
如果这种相关程度较低，其影响可以忽略；担任若高度相关时，则回归系数无效或无意义，因而所建模型无效或无意义。
这时应该选择其他新的自变量以替代相关的变量或采用其他方法来建立模型。
在本文中就是采用其他新的自变量，从模型中剔除不显著的变量，在这里剔除的是意义相对次要的变量。
数据分析论文:
作为市场化的人口流动——第五次全国人口普查数据分析
「内容提要文章利用2000年第五次全国人口普查等有关资料，分析了改革以来中国大规模人口迁移的空间分布特征、决定因素，及其与市场化改革之间的关系。
城乡二元分割的户籍制度使得中国大规模人口迁移在经济转型过程中具有区别一般迁移理论的独特之处。
伴随经济增长的市场化改革程度和市场发育的不平衡性，是决定人口迁移基本方向的一个重要因素。
加快城乡户籍制度改革和劳动力市场建设，特别是清除阻碍劳动力市场发育的各种制度性障碍，将起到引导和规范人口迁移、促进持续经济增长的双重作用。
「关键词人口迁移/户籍制度/市场化改革
改革以来中国发生的大规模人口迁移，是制度变迁和经济转型共同作用的结果。
中国传统的计划经济体制是围绕推行重工业优先发展战略而形成的。
在资本稀缺的经济中，推行资本密集型重工业优先发展战略，不可能依靠市场来引导资源配置，因而必须通过计划分配的机制把各种资源按照产业发展的优先序进行配置。
由此，以资本和劳动力为代表的资源或生产要素，既无必要，也不允许根据市场价格信号自由流动，因此，随着20世纪50年代这种发展战略格局的确定，一系列相关制度安排把资本和劳动力的配置，按照地域、产业、所有制等分类人为地“画地为牢”，计划之外的生产要素流动成为不合法的现象。
其中把城乡人口和劳动力分隔开的户籍制度，以及与其配套的城市劳动就业制度、城市偏向的社会保障制度、基本消费品供应的票证制度、排他性的城市福利体制等，阻碍了劳动力这种生产要素在部门间、地域上和所有制之间的流动。
在这种制度下，不存在劳动力市场，农村居民没有政府的许可不可能向城市流动，劳动和人事部门通过计划来控制劳动力跨部门流动。
1978年底开始的农村家庭承包制改革，使农户成为其边际劳动努力的剩余索取者，从而解决了人民公社制度下因平均分配原则而长期解决不了的激励问题（meng，2000）。
与此同时，政府开始对价格进行改革，诱导农民提高农业生产率。
在农业剩余劳动力被释放出来后，非农产业活动更高的报酬吸引劳动力转移（cook，1999），从而推动农村生产要素市场的发育，原来主要集中在农业的劳动力开始向农村非农产业、小城镇甚至大中城市流动。
由于各种阻碍劳动力流动的障碍尚未拆除，以及政府鼓励农村劳动力就地转移的政策引导，20世纪80年代前期的劳动力转移以从农业向农村非农产业转移为主，主要是在乡镇企业中就业，即所谓的“离土不离乡”。
但随着乡镇企业遇到来自国有企业、“三资”企业和私人企业越来越强劲的竞争，必须提高技术水平和产品质量，因而乡镇企业资本增加的速度逐渐加快，吸纳劳动力的速度相应减缓。
农村劳动力面临着越来越强烈的跨地区转移的压力。
与此同时，外商投资企业、中外合资企业、私营企业和股份公司等其他非国有部门在东部地区发展较快，扩大了对劳动力需求，并成为消除制约劳动力流动体制障碍的一支重要力量。
随着农村劳动力就地转移渠道日益狭窄，1983年政府开始允许农民从事农产品的长途贩运和自销，第一次给予农民异地经营以合法性。
1984年进一步放松对劳动力流动的控制，甚至鼓励劳动力到临近小城镇打工。
1988年中央政府则开了先例，允许农民自带口粮进入城市务工经商。
到20世纪90年代，中央政府和地方政府分别采取一系列措施，适当放宽对迁移的政策限制，也就意味着对户籍制度进行了一定程度的改革。
例如，许多各种规模的城市很早就实行了所谓的“蓝印户口”制度，把绝对的户籍控制变为选择性地接受。
此外，1998年公安部对若干种人群开了进入城市的绿灯，如子女可以随父母任何一方进行户籍登记，长期两地分居的夫妻可以调动到一起并得以户籍转换，老人可以随子女而获得城市户口，等等。
虽然执行时在一些大城市遇到阻力，但至少在中央政府的层次上为户籍制度的进一步改革提供了合法性依据。
城市福利制度的改革也为农村劳动力向城市流动创造了制度环境。
80年代后期开始逐步进行的城市经济改革，如非国有经济的发展，粮食定量供给制度的改革，以及住房分配制度、医疗制度及就业制度的改革，降低了农民向城市流动并居住下来和寻找工作的成本。
与其他方面的政策改革相比，户籍制度改革在很长时间里没有实质性的突破，成为劳动力流动的最大障碍。
所有在就业政策、保障体制和社会服务供给方面对外地人的歧视性对待，都根源于户籍制度。
随着时间推移，两方面的因素变化推动政府对迁移政策进行改革。
一是城市户籍制度不再拥有外部或隐含的福利，也就是地方政府不再根据个人的户籍来提供就业、社会福利等各方面保障。
这样，城市人口规模扩张不会给地方政府增添额外财政负担。
二是地方政府意识到，劳动力流动不仅带来资源重新配置，而且也是城市融资的一个重要来源。
这样，市场化发育水平相异的城市根据各自目标来推进城市户籍制度改革。
可见，通过户籍制度及一系列其他阻碍人口迁移的制度因素的改革而推动的劳动力流动，不仅是经济发展的一个重要内容，也是整个经济体制向市场机制转变的重要进程，并且以其他领域改革的进展为前提。
这个转变或改革的结果便是劳动力市场的形成与发育，劳动力资源越来越多地由市场来配置。
而在整个经济不断市场化的过程中，人口迁移也表现出转轨时期的特点。
这是中国转轨时期人口迁移的特殊性所在。
本文旨在利用2000年人口普查资料来分析人口流动与市场化之间的关系。
一、转轨时期人口迁移理论
人口和劳动力在地区间的流动，是劳动力市场在空间上从不均衡向均衡转变的过程。
发展中国家在其经济发展过程中，伴随着工业化和城市化发展，大量农村人口和劳动力从农村流向城市，从低生产率的农业部门流向生产率较高的工业部门。
刘易斯（lewis，1954）认为，发展中国家存在着典型的二元经济结构，农村存在着大量剩余劳动力和隐蔽性失业，农业中劳动力的边际生产力几乎等于零或为负值，农村劳动力从农业部门流出不会对农业产出带来负面影响，反而使留在农业部门劳动力的边际产出不断提高；随着城市中劳动力数量不断增加，城市工资水平开始下降，直至城市部门的工资水平与农业部门的工资水平相等，农村劳动力向城市流动才会停止。
在刘易斯的模型中，劳动力在城乡之间可以自由流动，不存在显著的制度性障碍。
城市现代部门的较高工资水平和传统农业部门的低工资水平，是劳动力在城乡之间流动的驱动力量。
在托达罗（todaro，1969；harris和todaro，1970）两部门模型分析中，农村人口和劳动力的迁移取决于城市的工资水平和就业概率，当城市的预期收入水平和农村的工资水平相等时，劳动力在城乡之间分配和迁移都达到均衡。
由于城市经济存在着现代正规部门和非正规部门之分，农村劳动力向城市迁移首先进入非正规部门，然后才有可能进入正规部门就业。
城市正规部门就业创造率越大，越有利于将更多的非正规部门劳动力转入正规部门；城乡收入差距越大，从农村流向城市非正规部门劳动力数量越多，城市非正规部门劳动力规模也越大。
由于城市正规部门的就业创造率取决于工业产出增长率及该部门的劳动生产率增长率，城市工业的快速增长将有利于提高正规部门的就业创造率，从而减少城市非正规部门的劳动力规模。
但是，这个效应有可能被城市工资增长所诱发的大量新增农村劳动力流入所抵消。
因此，城市正规部门的就业创造结果带来了城市失业率的上升。
费尔茨（fields，1974）认为，托达罗模型中没有考虑农村劳动力在城市正规部门寻找工作的概率问题。
由于非正规部门劳动力获得正规部门就业机会的相对概率较低，流入城市的农村劳动力大多数只能滞留于非正规部门。
他们之所以能够接受较低的工资水平，主要是在于他们预期能够从得到的城市正规部门工作机会中获得补偿。
在托达罗模型基础上，费尔茨引入了搜寻工作机会的观点，一方面强调了城市制度工资和相对就业概率对迁移过程的影响，另一方面也指出，非正式部门大量不充分就业的劳动力保证了劳动力市场实现均衡时的失业率低于托达罗模型得出的估计。
非正式部门大量不充分就业的劳动力存在，在一定程度上缓解了城市的失业问题。
随着劳动力流动，城乡劳动力市场开始相互作用。
但是，根据托达罗理论，城市失业率上升将起到减缓人口继续向城市迁移。
如果依据费尔茨的观点，城市劳动力市场似乎对农村劳动力流动的影响不大。
相比之下，在成熟的市场经济中，城市的失业率是影响劳动力流动的重要因素。
托普尔（topel，1986）利用美国人口普查资料研究发现，1970～1980年，美国东部、中部和北部各州的平均失业率相对于全国水平上升了23%，同时西部和西南部各州的失业率却显著下降。
同期，人口迁移的空间流向恰好与此相反，人口净流入地区为西部和西南部地区，东部、中部和北部均为人口净流出地区。
中国的人口迁移不仅具有发展中国家的一般特征，而且还有经济体制转型的独特之处。
如前所述，中国特有的户籍制度及其改革过程，为人口和劳动力自由流动和择业提供了制度基础，这也是研究其他国家人口迁移的理论没有遇到过的问题。
随着时间的推移，包括户籍制度在内的各项市场化改革措施必然对人口与劳动力迁移产生显著影响。
同时，城市就业环境变化也为我们观察城乡劳动力市场的相互作用提供了条件。
首先，不仅是城乡之间、地区之间的收入差距驱动人口的迁移，市场化水平在城乡和地区间的差异也直接影响农村劳动力迁移决策，从而形成特定的迁移流向。
在经济发展的初期，资本相对稀缺而劳动力相对丰富。
因此，中国经济的比较优势在劳动密集型产业。
在20世纪80年代以前的经济增长模式下，由于政府采取人为扭曲资金价格的方式，在资金密集型产业上投资过多，抑制了具有比较优势的劳动密集型产业的发展，导致产业结构的扭曲，资源配置效率的损失。
经济改革以来，通过一系列制度变革，资源配置逐渐转向劳动力较为密集的产业，较好地发挥了中国劳动力资源丰富的比较优势。
产品和生产要素市场的发育带来了资源重新配置效率的改善，对经济增长做出了重要的贡献（cai等，2002）。
由于生产要素市场发育上在地区之间不平衡，这种资源重新配置的效果主要体现在沿海地区。
2000年，92.1%进出口贸易集中在东部地区，中西部地区分别为4.3%和3.6%.同年，86.5%的外商直接投资集中在东部地区，中西部地区分别为8.9%和4.6%.因此，劳动力迁移在东部地区更为活跃，迁移的流向也以从中西部地区向东部地区为特征。
其次，正如在其他国家观察到的那样，较大的迁移距离增加了交通成本、弱化了社会网络关系和目的地的就业信息，减少了迁移者的收益预期，因此，迁移距离上升降低了迁移发生概率。
工作的不稳定性和信息获得的不确定性，不仅造成了迁移流向是一个从县内流向县外，从省内向省外的渐进过程，而且使得亲友等社会网络成为迁移者获得非正规部门就业信息的主要方式。
格林伍得（greenwood，1969）认为，迁移存量对人口在地区之间迁移扮演着社会网络的作用。
先前的迁移可以为后来者提供信息和其他方面的帮助，减少迁移风险，从而对后期的迁移产生影响。
蔡fǎng＠①（cai，1999）研究发现，75.8%的省内迁移者、82.4%的跨省迁移者的就业信息获得是通过住在城里或在城里找到工作的亲戚、老乡、朋友获得的。
因此，农村劳动力向城市流动通常受到距离所反映出的社会网络强弱的限制，形成分阶段迁移。
第三，尽管户籍制度继续阻隔着农村劳动力向城市迁移，但市场化改革使得城乡劳动力市场开始融合，城市就业环境变化必然对农村劳动力向城市流动带来影响。
随着国有企业亏损和非国有部门扩大，越来越多的原国有企业职工开始和迁移者在非正式部门展开就业竞争。
在这种情况下，农村劳动力“是走还是留”，取决于正式部门和非正式部门的就业状况，而且其决策通常是暂时的，而不是长期的。
这与harris和todaro（1970）模型中所讨论的情况（迁移者在非正式部门临时就业、等待得到正式部门就业机会），以及sethuraman（1981）观察到其他发展中国家的情况（大多数迁移者将他们在非正式部门就业视为永久性的）都有显著差异。
一个普遍观察到的现象是，中国农村劳动力向城市和发达地区流动，通常具有季节性特点，最多以年为单位在原住地和迁入地之间往返，呈现出“钟摆式”的流动模式。
正如solinger（1999）指出的那样，城市对农村劳动力的大量需求是推进户籍制度改革的必要条件。
在非国有经济、特别是外商投资较快的地区，市场力量日益显现，迁移受到鼓励。
二、空间分布特征变化
1990年以来，中国地区收入差距进一步扩大，吸引了中西部地区劳动力向东部地区流动。
同时，要素市场发育及资源配置市场化程度，对地区经济增长越来越起着主导性的作用。
东部地区不仅对外开放时间早，而且市场发育迅速，较高的市场化水平不断消除了劳动力等要素跨地区间流动的制度性障碍，以至成为劳动力流动的主要吸纳地区。
而劳动力向东部地区流动反过来也推动了该地区的经济增长，改善了劳动力资源配置效率（cai等，2002）。
表1显示了人口迁移空间分布状况的长期变化。
1987～2000年，人口迁移的空间分布特征是：
地区内部迁移（其中主要是省内迁移）比例始终高于地区间的迁移比例。
但地区内部和地区之间的迁移比例则随着时间不断发生变化。
东部地区内部迁移比例提高，东部地区流向中西部地区的比例下降。
而中西部正好与此相反，中部和西部地区内部迁移比例趋于下降，中部向西部、西部向中部的迁移比例也在下降，而中西部向东部地区流入比例不断上升。
注：
（1）从统计口径上看，1987年迁移数量包括迁入时间在半年以上的市、镇和县之间的迁移人口；1990年迁移数量包括迁入时间在1年以上的市、县之间的迁移人口；1995年迁移数量包括迁入时间在半年以上的市，区、县之间的迁移人口；2000年迁移数量包括迁入时间在半年以上的乡、镇、街道之间的迁移人口。
（2）全部迁移人口包括地区内部和地区之间的人口迁移，不同年份在迁移时间规定和迁移范围上的差别对地区之间分布会带来一定影响。
尽管如此，我们仍可以比较不同年份之间迁移流向的变化。
资料来源：
《1987年全国1%人口抽样调查资料》、《1995年全国1%人口抽样调查资料》、《中国1990年人口普查资料》、《中国2000年人口普查资料》。
根据2000年第五次人口普查的10%资料显示，全部迁移人口数量为1246万，占总人口的10.6%，其中省内迁移为7.7%、跨省迁移为2.9%.在总迁移人口中，省内迁移的比重始终很高，为73.4%.当我们描述跨省迁移的流向时，其主要以东部地区为迁移目的地的倾向更加明显。
表2给出了三类地区跨省迁移比例的空间交叉分布。
2000年，东部地区跨省迁移近65%集中在东部其他各省（市），中部地区跨省迁移超过84%集中在东部地区，西部地区跨省迁移超过68%集中在东部地区。
从时间趋势上看，1987～2000年，东部地区内部跨省迁移比例上升了近15%，而中西部地区向东部地区迁移比例上升将近24%，后者比前者高出9个百分点。
从流动的出发地和目的地看，迁移可以被划分为城市到城市的迁移、城市到农村的迁移、农村到农村的迁移和农村到城市的迁移四种主要类型。
从这种类型划分来观察地区间迁移的流向，也有助于我们理解转轨时期中国人口迁移的特点。
从全国来看，城市到城市的迁移和农村到城市的迁移是目前迁移的主要形式。
2000年，两者合计占总迁移人口的77.9%，而且农村到城市迁移的比重（40.7%）大于城市到城市的迁移（37.2%）。
农村到农村的迁移比重较低，仅占全部迁移的18.2%.而城市到农村的迁移比例最低，不到总迁移人口的1/25.从时间趋势
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