摘 要:流动人口留城定居是加快推进我国城镇化进程的重要方式。采用Probit和Ordered Probit模型,从多个维度和指标考察流动人口留城定居意愿的影响因素,并着重探讨家庭特征与心理感知相结合对其留城定居意愿的作用机制,研究发现:流动人口的个人收入对其留城意愿没有直接影响,流动人口的心理感知对其留城意愿有显著正向影响;不过,个人收入可以通过影响心理感知间接影响其留城定居意愿。流动人口的心理感知对其留城定居意愿具有的直接与间接影响机制,表明流动人口的城市融合程度与心理感知程度已经成为一种重要的影响因素,在推进流动人口市民化的过程中,应当充分重视这一因素。此外,城市人口规模变量对流动人口定居意愿的影响并不稳健,但是我们将不同级别的城市纳入模型分析,发现在特大城市与大城市中,人口规模对于流动人口的留城定居意愿有负面影响。其原因可能是在现行户籍制度下,高等级城市向流动人口提供的公共服务不足,影响了流动人口的幸福感与城市融入感。
关键词:流动人口;留城定居意愿;幸福度感知;生活水平位置感知
一、引 言
改革开放以来,中国以其显著的经济成就与大规模、持续推进的城镇化吸引社会各界关注。据联合国预测,到2030年中国将新增3.1亿城市居民,达到70%的城镇化水平,开始进入人口大迁移的时代(1)杨传开、宁越敏:《中国省际人口迁移格局演变及其对城镇化发展的影响》,《地理研究》2015年第8期。。国家卫计委统计数据显示,高速的城镇化伴随着大量的人口市民化,作为城镇化的主体,大量的流动人口由农村进入城市,从1982年的657万人上升到2017年的2.44亿人,极大地推动了城市化进程。可以预见,在今后较长的一段时间内,大规模的人口迁移流动仍将是我国人口发展及经济社会发展中的重要现象。在这种背景下,毋庸置疑的是,流动人口留城定居将是加快推进我国城镇化进程的重要方式(2)梁土坤:《流动人口定居意愿影响因素分析》,《人口与社会》2016年第2期。,因此,探究其留城定居意愿对未来城镇化的规划与基础设施建设具有重要作用。
自20世纪80年代以来,许多学者对流动人口留城定居的影响因素展开了广泛的研究。流动人口的定居意愿不同于落户意愿,定居意愿指的是无论是否可以获得户籍,流动人口在城市永久停留与居住的准备(3)叶鹏飞:《农民工的城市定居意愿研究 基于七省(区)调查数据的实证分析》,《社会》2011年第2期。。在工业化初期和沿海制造业迅猛发展的背景下,流入地与流出地之间工作机会、工资水平和经济总体发展水平的差异较大,许多流动人口逐渐进入城市并因此定居(4)蔡昉:《人口迁移和流动的成因、趋势与政策》,《中国人口科学》1995年第6期;段成荣:《省际人口迁移迁入地选择的影响因素分析》,《人口研究》2001年第1期;Johnson D. Gale, “Provincial Migration in China in the 1990s”, ChinaEconomicReview, Vol.14, No.1, 2003, pp.22-31.。除经济因素外,近年来流动人口的家庭特征、心理因素、城市融合度以及国家的户籍制度也均得到了充分的讨论。越来越多的研究表明,随经济水平的发展,追求个人更高水平的工资已然不再是流动人口留城定居的决定性因素,家庭因素以及本身的主观心理感受逐渐成为流动人口定居与否的考量因素,这也一定程度上解释了近几年中西部地区流动人口的“回乡潮”现象。根据现有的研究,毫无疑问,经济、家庭与心理因素均是影响流动人口留城定居意愿的重要因素,许多学者在研究中更为普遍的做法是通过模型探讨各因素对流动人口留城定居意愿的直接影响,然而忽略了各因素可能产生的间接影响,究竟经济因素是否会影响流动人口的心理感知从而影响其留城定居意愿,这些均有待我们进一步研究。
作为新型城镇化的主体,流动人口的去留将会在未来成为影响一个区域、一个城市经济活力和发展潜力的重要因素。因此,本文拟将通过对CHIP 2013数据运用Probit与Ordered Probit模型进行计量估计,进一步了解流动人口留城定居意愿的直接和间接影响因素,探究其主观效用与心理感受对于其迁移决策的影响,就其研究意义而言,文章一方面丰富了新发展阶段下对人口流动与行为经济学的分析,另一方面,该研究同时可以为未来地方城市吸引人才和留住人才,以及未来的城市经济社会发展规划提出具有针对性的政策参考。
文章的结构如下:第二部分为国内外研究进展梳理,第三部分为数据来源与描述性统计,第四部分为流动人口留城定居意愿影响因素实证分析,第五部分为研究结论与讨论。
兰州生物医药产业基地基础较好,优势凸显,但核心区空间约束严重,扩展区小园区大产业模式相对薄弱,西部药谷尚在起步,产业链薄弱环节明显,整个产业链外向性欠缺。因此,促进产业空间整合,培育产业链各环节的核心竞争力,必然能够在很大程度上突破科研、技术、工艺、服务等方面的弱势,推动生物医药产业基地的高效持续发展。当然,因为无法获取全部企业的发展大数据,产业链内部如何有效实现功能互补和优势重组,还需要全面、深入地调研和进一步分析。
二、国内外研究进展
(3)控制变量。根据已有研究成果,本文设置控制变量如下:个人特征,包括性别、年龄、婚姻状态、户口状态、教育年限、健康水平与流动来源;工作特征,包括参与保险种类、从事该份工作年限、工作性质、工作转换次数、个人收入、家庭收入;家庭特征,涉及老家留存人口数、老家是否有自建房、老家是否有承包地、老家距离县城的距离、老家距离车站的距离、老家外出打工比例、老家个人收入等变量。
另外,影响流动人口留城定居意愿的还包括城市社会、制度与文化等非经济因素。其中城市户籍制度被广为探讨。有研究认为城市的户籍制度、社会保障制度是影响流动人口定居的刚性约束,户籍制度、劳动力市场歧视等阻碍了流动人口的城市融合,减弱了流动人口长期定居在城市的意愿(9)Fan C. Candy, “Interprovincial Migration, Population Redistribution, and Regional Development in China: 1990 and 2000 Census Comparisons”, TheProfessionalGeographer, Vol.57, No.2, 2005, pp.295-311;Chen Shaowei, Liu Zhilin, “What Determines the Settlement Intention of Rural Migrants in China? Economic Incentives Versus Sociocultural Conditions”, HabitatInternational, Vol.58, 2016, pp.42-50.。也有研究表示这种制度性阻碍并非一直存在,当劳动力市场上流动限制减少后,农村劳动力能否顺利留城定居逐渐从制度因素到自我市民化能力不足的个体因素转变(10)樊佩佩:《从群体性制度排斥到个体性市场排斥: 农业转移人口城市定居意愿的影响因素研究》,《山东社会科学》2016年第4期。,流动人口的定居意愿仍与其在流入地的生存能力、家庭策略、市场需求波动及企业用工策略等一系列市场因素密切相关(11)朱宇:《户籍制度改革与流动人口在流入地的居留意愿及其制约机制》,《南方人口》2004年第3期。,也有学者认为市场效应的根源仍然来自于制度性因素的影响(12)叶鹏飞:《农民工的城市定居意愿研究》,《社会》2011年第2期。。
在大多数研究中,追求经济效益最大化始终都被认为是导致人口自主流动的最根本因素,个人收入对流动人口的留城定居意愿具有显著而正向的影响(13)尉建文、张网成:《农民工留城意愿及影响因素——以北京市为例》,《北京工业大学学报(社会科学版)》2008年第1期。。然而,受传统“家国”思想的影响,中国人往往具有较强的家庭团结观念,家庭成员的迁移决定往往与家庭整体成员密切相关,其决策将更多考虑家庭成员的集体利益,并依据家庭禀赋做出个人的选择。新迁移经济学也进一步提出应当将家庭作为迁移决策的主体,迁移既是个人效用最大化也是家庭风险最小化的综合选择,家庭的整体利益成为劳动者迁移与否的关键性因素。在所有的家庭禀赋中,影响流动人口迁移定居最直接的因素即为家庭总体收入,一般而言,更高家庭总体收入为流动人口留城提供的支持也更多,流动者也将更倾向于留城定居(14)孟凡礼、谢勇、赵霞:《收入水平, 收入感知与农民工的留城意愿》,《南京农业大学学报(社会科学版)》2015年第6期。。还有学者通过考察影响流动人口定居意愿的五组指标,结果显示更高的家庭收入以及较好的住房条件将促进流动人口在城市的定居意愿。
此外,也有部分文章研究流动人口的心理特征对其留城定居意愿的影响。在融入城市的过程中,流动人口需要经历经济生存融合、社会交往融合和心理认同三个阶段,因此,对于城市的心理认同感与社会融合感将影响其留城定居的意愿(15)叶俊焘、米松华:《农民工城市融合路径及影响因素研究——基于三阶段Ordinal Logit模型的实证》,《浙江社会科学》2014年第4期。。同样,城市环境(自然环境与社会环境)将显著影响流动人口的留城意愿(16)Gu Peng, Ma Xiaoming, “Investigation and Analysis of a Floating Population’s Settlement Intention and Environmental Concerns: A Case Study in the Shawan River Basin in Shenzhen, China”, HabitatInternational, Vol.39, 2013, pp.170-178.;另外城市邻里特征、社区活动参与度对流动人口的留城意愿有显著且正向的影响(17)Tan Shukui, Li Yanan, Song Yan, et al. “Influence Factors on Settlement Intention for Floating Population in Urban Area: a China Study”, QualityandQuantity, Vol.51, No.1, 2017, pp.147-176.。还有研究显示,留城意愿在本质上是一种心理活动,其必然内生于外部客观因素,又内生于内部心理主观机制(18)钱文荣、李宝值:《初衷达成度、公平感知度对农民工留城意愿的影响及其代际差异——基于长江三角洲16城市的调研数据》,《管理世界》2013年第9期。。当流动人口的主观心理感知越满足,流动人口对城市的认同感也越高,对城市生活的满意度也越高,其留城定居意愿也越强。
诚然,目前已有的研究为进一步了解流动人口的留城定居意愿及其影响因素提供了重要参考,但依旧存在一些值得研讨的问题:首先,流动人口的定居决定是基于个人收入还是家庭整体收入,目前尚未有明确的说法;其次,大多数研究一般分别探讨城市经济因素与流动人口的心理感知对其留城定居意愿的直接影响机制,而将二者结合探究其间接影响的研究较少,是否城市经济因素也将影响心理感知而进一步影响其留城定居意愿?
在城市生活模型(模型2)中,表示工作特征的换工作次数、从事目前工作的年限等变量表现出稳健的显著性。从事目前工作的年限越高,流动人口的定居意愿也就越低;同时,换工作的次数越多,流动人口的定居意愿也就越高;而所参与保险种类、工作性质、个人收入等其它职业变量则不显著。模型2表明,流动人口的职业、个人相关收入等经济因素并非影响其定居的关键因素。在农村生活模型(模型3)中,如果流动人口在农村老家中有自建房,且老家中遗留的人数越多,流动人口的返乡意愿也就越强烈。此外,其余的表示村级特征的因素则并不显著。
以马其顿为例,该国的地震区划图采取了1 000年内超越概率为63%的最大地震烈度作为抗震设防的基本烈度,将马其顿全国划分为7、8、9三个设防烈度区[6]。按照我国相关抗震设防的规定,三个烈度即众值烈度(50 a内超越概率63%)、基本烈度(50 a内超越概率10%)、罕遇烈度(50 a内超越概率2%~3%)的相关定义[7],马其顿抗震设防基本烈度概率接近于罕遇烈度,根据《中国地震动参数区划图贯宣材料》所述,罕遇烈度相对于众值烈度比值的优势分布为3倍,罕遇烈度对基本烈度比值的优势分布为1.8倍的情况,马其顿相应抗震设防烈度区7、8、9度区基本对应于中国规范的6、7、8度区。
假设1:流动人口更多地以家庭为单位进行留城定居意愿的决策,并且家庭收入越高,流动人口的留城定居意愿越强烈。
假设2:流动人口的留城定居意愿将受到主观心理感知的影响,主观心理感知越满足,流动人口的定居意愿越强。
李琼等[26]用样品 10 g,萃取压力 25 MPa,温度60℃,配合剂二乙氨基二硫代甲酸钠2 g,萃取时间3 h,带剂乙醇用量10 mL,铜、铅、砷离子的脱除率为53%~60%,萃取后重金属的量可达到美国FDA标准。
三、数据来源与描述性统计
(一)数据来源
本文所使用的数据来自于最新公布的中国家庭收入调查(CHIP 2013)中的城乡居民收入分配与生活状况调查问卷(外来务工住户适用),该调查问卷在中国9个省份15个城市进行,由北京师范大学和澳大利亚国立大学联合组织,并得到了国家统计局和德国劳动研究所(the Institute for the Study of Labor,IZA)的支持。CHIP已经相继在1989年、1996年、2003年、2008年和2014年进行了五次入户调查,分别收集了1988 (CHIP 1998)、1995 (CHIP 1995)、2002 (CHIP 2002)、2007 (CHIP 2007)和2013 (CHIP 2013)年的收支信息。本文所运用的数据来源于最新公布的CHIP 2013。
CHIP 2013将外来务工住户定义为“户主具有农业户口并且户口所在地是现住的乡镇(街道)外”,通过入户调查,共计得到726份有效样本。样本的描述性统计详见下页表1。
(二)变量设置
(1)因变量。问卷中询问了外来务工人员“如果城里政策允许,您会在城里待多久?”。本文将回答“一直待下去”的外来务工人员界定为选择留城定居,并赋值为1;其余选项赋值为0。
3)____The popular images for Christmas are Christmas trees,Santa Claus,wreaths,candy canes and reindeer.
在农村生活模型(模型3)中,拥有户口同样可以提升流动人口的留城时间,此外在农村中是否拥有自建房对于流动人口留城时间的长短则没有显著影响。其原因可能在于,已经进城的流动人口少部分会选择返回农村老家务农,大部分流动人口将继续在城市中工作与生活,因此是否有农村自建房对于流动人口的留城时间长短没有显著影响。
近年来,国内外对流动人口留城定居意愿的影响因素已有大量的研究,大致可以将其概括为个人特征、家庭特征、城市特征等。个人特征,主要涉及性别、年龄、婚姻状况、受教育程度等,然而这些因素对流动人口定居意愿的影响并不稳健(5)王毅杰:《流动农民留城定居意愿影响因素分析》,《江苏社会科学》2005年第5期;Yu Zhu, Chen Wenzhe, “The Settlement Intention of China’s Floating Population in the Cities: Recent Changes and Multifaceted Individual-Level Determinants”, Population,SpaceandPlace, Vol.16, No.4, 2010, pp.253-267;李练军:《我国农民工留城意愿影响因素研究进展综述》,《全国商情(理论研究)》2011年第Z1期。。家庭特征,包括家庭社会资本、家庭所处的生命周期、家庭社会成员状况以及农村土地等要素,许多学者认为家庭特征是影响流动人口定居意愿的重要因素(6)王玉君:《农民工城市定居意愿研究——基于十二个城市问卷调查的实证分析》,《人口研究》2013年第4期;Hao Pu, Tang Shuangshuang, “Floating or Settling down: the Effect of Rural Landholdings on the Settlement Intention of Rural Migrants in Urban China”, EnvironmentandPlanningA, Vol.47, No.9, 2015, pp.1979-1999.。城市特征,可以进一步细分为经济因素与非经济因素。经济因素主要指来源地与迁入地的经济发展水平、住房价格、收入水平、基础设施完善程度等要素的对比,工作与收入是流动人口外出就业的关键因素(7)黄乾:《农民工定居城市意愿的影响因素——基于五城市调查的实证分析》,《山西财经大学学报》2008年第4期;姚俊:《农民工定居城市意愿调查——基于苏南三市的实证分析》,《城市问题》2009年第9期;马瑞、章辉、张森、徐志刚:《农村进城就业人员永久迁移留城意愿及社会保障需求——基于四省农村外出就业人口的实证分析》,《农业技术经济》2011年第7期。,为追求更高的工资水平、更高水平的医疗教育及更完备的基础设施服务,流动人口倾向于选择收入水平高、就业机会多、制造业发达的地区(8)朱传耿、顾朝林、张伟:《中国城市流动人口的特征分析》,《人口学刊》2001年第2期;鲍曙明、时安卿、侯维忠:《中国人口迁移的空间形态变化分析》, 《中国人口科学》2005年第5期。。
表1变量解释及描述性统计
变量定义及赋值平均值标准差最小值最大值留城意愿其余=0,一直待下去=10.490.5001性别女性=0,男性=10.790.4101年龄连续变量39.2410.661782婚姻状况未婚=0,已婚=10.850.3601户口状况非农业户口=0,农业户口=10.960.1901迁入来源本省=0,外省=10.770.4201受教育年限连续变量9.452.81018工作时间连续变量18.761.74015工作性质非事业单位=0;事业单位=10.120.3201变换工作次数连续变量1.941.46120个人工资收入(取对数)连续变量10.420.687.2412.74参与保险种类连续变量1.790.8803农村老家是否有自住房无=0,有=10.820.3901农村老家是否有承包地无=0,有=10.630.4801老家距离最近县城的距离连续变量24.7324.700200老家距离最近交通站的距离连续变量11.2116.060120老家个人收入(取对数)连续变量7.121.1609.21家庭总收入(取对数)连续变量10.910.628.5213.64留守人数连续变量1.271.61010幸福感知连续变量3.701.0716生活水平位置感知连续变量2.710.8715
数据来源:2013年中国家庭收入调查(CHIP 2013)中的城乡居民收入分配与生活状况调查问卷(外来务工住户适用),作者整理得到。
表1显示,50%的外来务工人员选择在现居城市一直定居下去。在个人特征中,外来务工人员以男性为主,平均年龄约为40岁,平均受教育程度为初中以上,80%以上为已婚且绝大比例为外省流入的农业户口;在城市工作特征中,大部分的外来务工人员在非事业性单位工作,平均换工作次数约为2次,这表明外来务工人员在城市中所从事的工作比较不稳定;在农村家庭特征中,大部分外来务工人员在农村老家中拥有自建房与承包地,且老家一般距离县城与交通站较远;在心理感知中,外来务工人员的幸福感较强,而生活水平位置约为现居当地的平均水平。
(三)模型说明
流动人口或进城务工人员的留城意愿,一般是以分类为主的离散数据,采用概率模型分析离散选择问题是较为理想的估计方法。如果因变量为二值选择时,一般选用二值选择模型的Probit模型或Logit模型;当因变量为多值离散时,一般可以选用Ordered Probit模型。当因变量为“是否在城市中定居”时,本文选用Probit模型分析流动人口定留城定居意愿的影响因素,当因变量为幸福感知与生活水平位置感知时,本文选用Ordered Probit模型估计其影响。另外,需要承认的是,本文以“幸福感”和“生活水平位置感知”作为自变量,以“留城意愿”作为因变量,存在一定的“主观变量解释主观变量”问题。作者梳理现有数据库发现难以从变量和数据两个角度进行控制;不过,从理论层面来看,主观感受和行为决策是不同层次的心理特质,因此,本文的变量设置和分析在一定程度上具有合理性(19)胡安宁:《主观变量解释主观变量:方法论辨析》,《社会》2019年第3期。。
危岩体节理裂隙发育、表层风化强烈、较破碎,危岩体整体呈凸出状临空于坡体上。4处危岩体稳定性差,发生崩塌的可能性大,两处滑坡稳定性差,发生滑塌的可能性较大,危害严重。根据可研推荐防治方案,排水渠基础持力层为片麻岩。锚杆、锚索锚固段地层为中风化片麻岩,取砂浆与螺纹钢筋的粘结强度为2 000 kPa,砂浆与钢绞线的粘结强度为2 500 kPa,砂浆与片麻岩的粘结强度为1 000 kPa。
四、流动人口留城定居意愿影响因素实证分析
对于流动人口而言,定居在城市还是乡村受到不同因素的影响,应当将城市生活与农村生活区分开,并加以探究不同生活模式下的影响因素。因此,本文将首先考察在不同生活模式下,从基准模型、城市生活模型、农村生活模型中分别估计各因素对流动人口留城意愿的影响。正如表2所示,模型1为流动人口的基准模型,主要变量为流动人口的个人特征因素;模型2为流动人口的城市生活模型,在模型1的基础上加入了城市工作特征、生活特征以及家庭总收入等相关变量;模型3为流动人口农村生活模型,在模型1的基础上加入表示流动人口家庭特征和村级特征的一系列变量。
(一)流动人口留城定居意愿分析
在基准模型(模型1)中,无论是影响方式还是在显著性水平上,表示个人特征的变量表现出较好的显著性,来自外省的已婚流动人口,并且年龄越高、健康状态越好的人具有越高的定居意愿。然而,不同于现有大多数文献中对流动人口定居意愿与受教育程度相关性的肯定,受教育年限在模型1中并不显著。造成这一结果的主要原因在于此次调查中,流动人口从农村进入城市更多的是从事制造业、建筑业等劳动密集型产业,这些产业对劳动者的受教育程度要求不高,因此教育年限在模型中对流动人口的定居意愿没有显著影响,这一特征也与我国目前正处于工业化中后期的发展阶段相符合。
同时,我们从模型1可以看出,流动人口的健康水平与留城定居意愿呈现显著正相关,其中的原因可能是流动人口的健康水平越高越能从事高强度和高工资工作,因此其留城定居意愿也越加显著,这一结论符合现有的研究结果。但与现有的研究不同,本文发现户籍状态对流动人口定居意愿没有显著影响,因为在当前的社会情境下,制度性(户籍制度)的约束条件在农民工的认知中已经被弱化,劳动力市场的分割以及劳动力市场上的区别对待等市场因素成为了流动人口定居的首要因素,因此制度性因素对流动人口定居意愿的影响有所下降。所以,无论是农业户口还是非农业户口,只要不是转化为本地户口就无法享受当地优越的公共管理服务,流动人口的户籍状态对于其定居意愿并没有显著的影响。
针对以上的问题,本文试图在理论分析的基础上提出以下两个研究假设,并进一步将城市经济因素与心理特征因素相结合,对2013年家庭收入调查数据(CHIP 2013)运用Probit与Ordered Probit模型进行计量估计,探讨不同生活模式下流动人口的留城定居意愿的影响因素。
值得关注的是,无论是在城市生活模型(模型2),还是农村生活模型(模型3)中,流动人口个人的工资收入对留城定居意愿都没有显著影响,而家庭整体收入则是影响其留城定居的关键因素。流动人口的迁移、定居与否与家庭收入紧密相关,具体而言,家庭整体收入越高,流动人口能够获得的生活支持越大,越有可能倾向于留城定居。基于此,我们认为流动人是基于家庭禀赋做出的迁移决策,并且家庭总收入越高,流动人口越倾向于留城定居,这一结论与现有的研究成果相类似,假设1得到证实。
表2流动人口留城定居意愿影响因素分析
变量模型1(基准模型)模型2(城市生活模型)模型3(农村生活模型)ProbitOprobitProbitOprobitProbitOprobit性别-0.044-0.102-0.044-0.112 0.050-0.103年龄 0.016∗ 0.017∗∗ 0.015∗ 0.016∗ 0.016∗ 0.017∗婚姻 0.742∗∗∗ 0.521∗∗ 0.708∗∗∗ 0.479∗ 0.576∗∗ 0.338∗户口 0.327 0.498 0.328 0.496∗∗ 0.658 0.763∗受教育年限 0.026 0.036∗ 0.014 0.023 0.017 0.030健康水平 0.115∗ 0.163∗ 0.156∗ 0.159∗ 0.164∗ 0.173∗来源 0.437∗∗∗ 0.374∗∗ 0.476∗∗∗ 0.404∗∗ 0.455∗∗ 0.412∗∗参与保险种类 0.042 0.075 0.045 0.071工作年限-0.001∗∗∗-0.001∗∗∗工作性质 0.213 0.167工作转换次数 0.087∗ 0.095∗个人收入-0.043-0.029家庭总收入 0.208∗ 0.224∗老家留存人口-0.090∗-0.105∗∗老家是否有自建房-0.335∗ 0.248老家是否有承包地 0.106 0.125老家距离县城的距离 0.002 0.001老家距离车站的距离-0.002-0.002老家外出打工比例 0.002 0.003老家个人收入 0.010 0.009家庭总收入 0.208∗ 0.224∗ 0.220∗ 0.235∗常数-2.797∗∗∗-4.718∗∗∗-5.321∗∗∗Prob>chi2 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000pseudo 0.058 0.029 0.079 0.047 0.087 0.051
注:*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001;模型为基础回归模型,Ordered Prodbit模型为稳健性检验。
(二)稳健性检验
通过实地调查,认真分析全县核桃产业发展现状和趋势,大荔县发展核桃产业优势明显、潜力巨大。现有核桃面积4266.7hm2,与其它县相比,具有得天独厚的潜力和优势,主要表现在以下3点。
为进一步探究以上结果的准确性,本文进行了稳健性检验。在外来流动人口定居意愿的表述中,并非是定居与不定居的二分选择,处于二者间的选择仍占有较大比例。因此,我们首先根据流动人口的预计城市停留时间长久进行划分并赋值,将流动人口定居时间为1年或1年以内、1-3年、3-5年、5年以上、一直待下去分别赋值为1、2、3、4、5,其余自变量保持不变,再运用Ordered Probit模型进行回归,其结果汇报在表2中。
与Probit模型回归结果相似,在基准模型(模型1)中,年龄、婚姻、健康水平、来源等表示个人特征的变量均呈现出良好的稳健性。此外,与Probit回归结果不同的是,流动人口的受教育年限也呈现出良好的稳健性,这表明流动人口的受教育年限越高,其留城的时间越长,但受教育年限不足以成为其定居的关键影响因素。
在城市生活模型(模型2)中,除Probit回归模型中表现稳健的因素外,户口因素开始在Ordered Probit模型中发挥重要作用,进入所在城市后拥有户口的流动人口具有更高的定居意愿。不同于Probit模型中户口作用不稳健的结果,流动人口拥有城市户口后将更有利于享受当地的基础服务设施,子女也可以享受城市教育,因此将更长时间地留在城市中,但是否拥有户口这一因素仍不足以成为流动人口留城与否的关键因素。
生活水平位置感知在问卷中表述为“您认为您家的生活水平比您所在地区(市/镇/县城)的平均生活水平相比如何?”,答案选项包括“1=高很多,2=略高,3=持平,4=略低,5=低很多,6=不清楚”。由于选项“6=不清楚”有48个,本文将选项“3=持平”与“6=不清楚”进行合并,并赋值为3,将选项“1=高很多,2=略高,4=略低,5=低很多”分别赋值为5、4、2、1。
(三)主观感知与定居意愿
近年来,随着生活水平的提升,在选择工作或居住城市时,人们会更多考虑自身的心理感受,流动人口在确定是否定居时也受到个人主观感知的影响,越来越多的研究开始关注到流动人口的心理特征因素,并对其主观意愿与留城定居意愿进行一系列的实证研究。此外,流动人口的定居意愿往往也受到自身来源地的影响,当流动人口为省内迁移时,由于来源地与现居住地距离较短、文化环境更为熟悉,其留城定居意愿往往更高;反之,当流动人口为省际迁移时,受来源地与现居住地距离长、联系不便利、文化环境差异较大等因素的影响,其留城定居意愿较弱。
进一步考虑主观感知与来源地的影响因素,本文进一步对以下三方面进行研究:
若是换做沉稳的郭靖或洒脱的杨过,他们见识了人生和人性的种种,定会对谢逊的这一番狂言给出不同的回答,而自小在武当山上长大,江湖阅历不深的张翠山却迟疑了,甚至开始对自己曾经深信不疑的观念产生动摇,只因他第一次直面了如此奔放的自由。
(1)流动人口的主观感知一方面源于对自身生活状况的评价,另一方面源于与周围人群的对比,因此本文将流动人口的主观感知细分为幸福度感知(问卷中内容)与生活水平位置感知(问卷中内容),并对其进行分级及赋值;
(2)不同的来源地对流动人口的主观感知影响不同,因此本文将流动人口的来源细分为省内、省外两部分,并进行全样本、省内样本、省外样本结果对比;
(3)运用Probit(表3)与Ordered Probit模型(表4)进一步探究流动人口的主观感知与其定居意愿之间的关系。
表3主观感知对留城定居意愿的影响及其作用机制
变量模型4(主观感知)模型5(幸福感知)模型6(收入位置感知)全样本省内省外全样本省内省外全样本省内省外性别-0.035-0.220-0.308-0.042-0.213-0.036-0.031-0.242-0.015年龄 0.017∗∗ 0.010 0.023∗∗ 0.017∗ 0.006 0.021∗∗ 0.017∗∗ 0.012 0.022∗∗婚姻 0.662∗∗∗ 1.302∗ 0.517∗ 0.703∗∗∗ 1.259∗ 0.580∗∗ 0.702∗∗∗ 1.344∗ 0.557∗∗户口 0.416-0.374 1.236∗ 0.330-0.356 0.900∗ 0.415-0.353 1.215∗受教育年限 0.022 0.036 0.017 0.025 0.024 0.020 0.023 0.041 0.018健康水平 0.138∗ 0.206 0.113 0.141∗ 0.187 0.127 0.146∗ 0.225 0.117来源 0.460∗∗∗ 0.473∗∗∗ 0.419∗∗幸福感知 0.102∗ 0.082 0.104∗ 0.106∗ 0.051 0.121∗收入位置感知 0.038-0.230∗ 0.130∗ 0.056-0.236∗ 0.157∗常数-3.250∗∗∗-2.279-3.788-3.115∗∗∗-2.409-3.232∗∗∗-2.972∗∗∗-0.212-3.516∗∗∗Prob>chi2 0.000 0.228 0.000 0.000 0.405 0.000 0.000 0.159 0.000pseudo 0.048 0.076 0.070 0.066 0.060 0.062 0.060 0.075 0.065
如表3所示,在依据迁入地划分省内、省外来源的基础上,模型4、5、6分别展示了流动人口的主观感知、幸福感知、收入位置感知与留城定居意愿之间的关系。结果显示,幸福感知对流动人口的留城意愿表现出正向的强化作用,无论是省内迁移还是省外迁移人口,流动人口的幸福感知越强烈,对于城市生活越满意,其留城定居的意愿也越加强烈。但对于收入位置感知而言,则存在明显区域差异:对于省内流动人口而言,当其生活水平在本地区内越靠前,出于对更好的生活条件、更高的教育水平和更完备基础设施的需求,流动人口越不愿意选择在本地定居下来,而更愿意迁移到其它地区;对于省外流动人口而言,对目前自身所处的生活水平评价越高,对于城市的满意度也越高,也往往具有更高的定居意愿,假设2得到证实。
稀土元素(RE)在元素周期表中处于第IIIB族,其大多数元素离子形式的特征价态为正三价态(RE3+)。一般来说,镧系元素(RE)在4f、5d和6s轨道都有电子分布,因而能出现大量的能级结构[1]。由于大部分稀土元素的4f能级组态基本类似,同时它们又都具有相同的原子结构。含有稀土离子的化合物具有独特的化学性质和物理特性,在各个领域都有着广泛的应用,其中在光电传感元件等领域的应用尤为广泛[2]。
(四)幸福感知、生活水平位置感知的影响因素
正如模型1、2、3所示,流动人口的个人收入对其留城定居意愿并无直接影响,但个人收入可以影响流动人口幸福感知和生活水平位置感知,从而可以间接地影响流动人口的定居意愿。已有研究证实农民工的月工资收入水平对其留城意愿没有直接影响,但可以通过影响农民工的工资收入满意度和收入水平所产生的位置感知而间接影响农民工的留城定居意愿。为探究流动人口的个人收入是否将通过影响其主观心理而影响留城定居意愿,本文进一步对影响流动人口主观心理的因素进行分析,并探究流动人口的工资收入对其留城意愿的作用机制。
(2)自变量。自变量包含幸福感知与生活水平位置感知两方面。幸福感知在问卷中表述为“考虑到生活的各个方面,您觉得幸福吗?”,答案选项包括“1=非常幸福,2=比较幸福,3=一般,4=不太幸福,5=很不幸福,6=不知道”。由于选项“6=不知道”仅有6个,样本量小,本文将其省略并将剩余的选项按照幸福感高低分别赋值为1-5。
托吡酯是一种广谱抗癫痫药,它可提高GABA启动GABA受体的频率,增加Cl-内流,增强抑制神经递质的作用;另外它可对电压依赖的钠通道进行阻断,抑制重复放电。近年来,研究证实可以作为单药成为新发癫痫的首选药物。
表4主观感知影响因素及其作用机制
变量模型7(Ordered Probit)幸福感知模型8(Ordered Probit)生活水平位置感知全样本省内省外全样本省内省外性别-0.067 0.568∗ 0.036-0.163-0.219-0.198年龄 0.004 0.008 0.003 0.006 0.015 0.003婚姻 0.371∗∗ 0.559∗ 0.395∗∗ 0.166 0.370 0.134户口-0.052-0.210-0.086-0.003-0.410 0.230受教育年限 0.000-0.014 0.002-0.001 0.080∗-0.023健康水平 0.305∗∗∗ 0.338∗ 0.322∗∗∗ 0.215∗∗ 0.208 0.238∗∗来源-0.066 0.211∗保险种类 0.040 0.004 0.047-0.044-0.336∗∗ 0.071工作年限-0.000 0.002∗-0.001∗-0.000∗-0.000-0.000工作性质 0.127-0.468 0.218-0.227∗-0.556∗-0.240∗工作转换次数 0.001 0.049-0.017-0.0932∗∗-0.097∗-0.096∗个人收入 0.247∗∗∗ 0.072 0.276∗∗∗ 0.373∗∗∗ 0.343∗ 0.402∗∗∗Prob>chi2 0.000 0.002 0.000 0.000 0.000 0.000pseudo 0.036 0.060 0.045 0.039 0.071 0.045
模型7、8分别考察了流动人口幸福感与生活水平位置感知的影响因素,报告了Ordered Probit模型的回归结果。从整体上看,婚姻状态、健康水平与个人收入对流动人口的主观心理具有显著的正向影响,这一影响在外省迁入人口上更具显著与稳健性。从流动人口的个人收入水平上来看,收入水平越高,其幸福感知与生活水位位置感知也越高,留城定居的意愿也越加强烈。
已有研究认为,迁移者在做出迁移或定居决策时会以原来社区或迁入地社区等单一群体作为参考系,通过与周围人的比较而确定自身的选择。我们的结果进一步支撑以上结论,并且认为流动人口的个人工资收入将显著并且稳健地影响个人的幸福感知与生活水平位置感知,从而影响流动人口的定居意愿。流动人口的个人收入对其留城定居意愿并无直接影响,它主要通过影响流动人口的工资收入满意度而对其留城意愿产生间接而积极的影响。
人员、经费、就业政策和就业场地等基础性设施是保障独立学院就业市场稳定开展的前提条件。然而据调查,安徽省大多数独立学院专职从事就业工作的人员仅2~3人,人员配备的匮乏制约了对就业市场错综复杂事宜的精雕细琢,限制了就业供需市场的维护和开拓;另外,虽然教育部对高校就业经费的支出设定了指标,但是独立学业受办学的特点的局限,没有能力完成这一指标,致使促进就业相关活动的资金存在不足;同时就业政策是就业市场规范化的标杆,多数独立学院未建立与就业市场相关的制度,再由于教学用地的紧张,独立学院甚至没有安排传统的招聘教室,现代化的视频面试教室更是无从谈起,以上都严重的影响了就业市场的现代化进程。
宁夏引黄灌区农民用水户协会建设虽然取得了一定成效,但也存在一些困难和问题,主要表现在:一是协会运行还不规范,发展还不平衡,政府主管部门扶持力度不够,业务指导有待进一步加强;二是协会激励机制还不健全,缺乏常态化的检查、考核、评比、人员培训等体制、机制;三是水务公开力度仍需进一步加大,需要重点在公开范围、公开内容和公开时效性等方面下功夫;四是水利工作人员服务理念、服务意识不强,节水型社会建设任重道远。
同时,迁入城市的特征也可能对流动人口的留城定居意愿产生影响(20)田明:《地方因素对流动人口城市融入的影响研究》,《地理科学》2017年第7期。。为此,本文进一步在基本模型、城市生活特征模型、农村生活特征模型中分别加入了流动人口现居地级市的人口规模变量(21)高春亮、李善同:《人口流动、人力资本与城市规模差距》,《中国人口科学》2019年第3期。(2013年平均人口总数)与经济规模变量(2013年地区生产总值)估计城市特征对其定居意愿的影响。由于经济规模变量的影响在模型中均不显著,本文只分析城市人口规模变量对流动人口定居意愿的影响。其结果显示,城市人口规模对流动人口的定居意愿影响并不稳健(结果不再展示)。
进而,本文按照国务院《关于调整城市规模划分标准的通知》的划分标准,运用Probit模型探讨不同人口规模的城市对流动人口定居意愿的影响。受超大城市(城市人口1000万以上)、中等城市(城市人口50至100万)与小城市(城市人口50万以下)样本量较少的影响,本文主要探讨特大城市(城市人口500至1000万)和大城市(城市人口100至500万)对流动人口定居意愿的影响。如表5所示,无论在特大城市还是大城市,人口规模越大,流动人口的留城定居意愿反而越弱。造成上述结果的原因在于,高等级城市中人口高密度聚集,虽然可以形成较高水平的城市分工层级与产出水平,进而形成对流动人口的吸引,但由于城市空间规模所限,高密度人群的聚集往往也会导致较高的居住与生活成本;此外,受户籍制度限制,特大城市与大城市中的外来人口往往面临着看病难、子女上学难等诸多难题。上述因素直接降低了流动人口本身的幸福感与城市融入感。
表5城市等级对留城定居意愿的影响
变量模型9(基准模型)模型10(城市生活模型)模型11(农村生活模型)ProbitProbitProbitProbitProbitProbit性别 0.049-0.571∗∗ 0.351-0.548∗∗-0.006-0.440∗年龄 0.007 0.017∗ 0.004 0.018∗ 0.004 0.021∗婚姻 0.778∗ 0.460∗ 0.605∗ 0.665∗ 0.384 0.544∗户口 0.589-0.331 0.605-0.391 0.996 0.137受教育年限 0.015 0.001 0.036-0.045 0.012-0.052健康水平 0.109 0.188 0.047 0.166-0.180 0.220来源 0.294-0.860∗∗ 0.216-1.018∗∗∗ 0.467-1.027∗∗∗人口规模(特大城市)-0.002∗-0.002∗-0.001人口规模(大城市)-0.001-0.112∗-0.0004参与保险种类 0.047 0.252∗-0.005 0.337∗∗工作年限 0.004-0.001∗∗∗工作性质-0.331 0.400工作转换次数 0.375∗∗ 0.120∗个人收入-0.467∗-0.087家庭总收入 0.421∗ 0.232老家留存人口-0.296∗∗∗ 0.050老家是否有自建房 0.201-0.364老家是否有承包地 0.003 0.360老家距离县城的距离 0.007∗-0.001老家距离车站的距离 0.001 0.002老家外出打工比例 0.001 0.002老家个人收入 0.088-0.034家庭总收入 0.166 0.332∗常数-1.083-0.594-1.245-2.948-3.360-5.890∗∗Prob>chi2 0.020 0.000 0.002 0.000 0.040 0.000pseudo 0.082 0.132 0.14 0.191 0.154 0.168
五、研究结论
本文基于2013年家庭收入调查(CHIP 2013)数据,借鉴新劳动力迁移理论,对幸福感知和生活水平位置感知对流动人口留城定居意愿的影响进行了理论假定与实证分析。文章的主要结论如下:(1)流动人口留城定居的决策主体是家庭而并非流动人口个人,流动人口依据家庭禀赋做出留城定居决策,家庭总收入越高,流动人口的留城定居意愿越强;(2)流动人口的个人收入水平对其定居意愿没有直接影响,而是通过影响流动人口的主观心理,包括幸福度感知与生活水平位置感知显著地影响流动人口的留城定居意愿。个人收入水平越高,流动人口的幸福度感知与生活水平位置感知越高,从而对其留城定居意愿呈现正向显著影响。
不同于工业化初期,流动人口的迁移定居不仅仅是“为工作而迁移(move to jobs)”(22)Storper Michael, Allen J. Scott, “Rethinking Human Capital, Creativity and Urban Growth”, JournalofEconomicGeography, Vol.9, No.2, 2009, pp.147-167.,而更多是以家庭为核心因素为核心做出定居决策,这一结论也与新古典框架下典型代表者以家庭为单位进行优化的模型设置相符合。同时,本文显示当前流动人口越发关注个体幸福感和生活水平位置,关注其在现生活城市的融合感,这也表明经历改革开放后的奔腾式发展后,相比于前期对财富的追求,现阶段人民对于个人主观幸福以及社会平等的诉求愈发强烈,这与十九大报告中所指出的“经过长期努力,中国特色社会主义进入了新时代,这是我国发展新的历史方位。我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾”的论断不谋而合。
从潜在政策含义来看,近期全国各大城市为争夺未来经济发展的潜力纷纷出台包括优先落户等一系列的相关政策。根据本文结论来看,影响流动人口定居意愿的核心因素是流动人口的主观心理感受,特别是幸福度感知与生活水平位置感知,且上述因素中家庭整体的效用优化决策,对于流动人口城市定居意愿越来越起到关键性作用。这意味着未来城市治理者要转变城市治理的观念,更加关注城市发展的公平性与包容性,即城市在保证经济建设的同时,更要注重城市环境的宜居宜业,更加关注于城市内部收入分配的格局。因此,未来城市建设中要注重城市整体的公共服务供给开放性与软环境建设。公共服务供给的开放性是公共服务的供给不仅仅只针对于户籍人口,而应该向在本地工作的纳税人无差别开放,此种制度安排有助于帮助外来就业人员解决子女教育、医疗等后顾之忧,提升其定居意愿,尤其在高等级城市更应重视公共服务供给的开放性。城市软环境建设则意味着优良的营商环境、公平的法制保障以及城市对于外来者的包容性,上述安排保证了商业的公平竞争发展,从而有助于实现城市内部收入分配格局的合理化,缩小城市内部的相对收入差距,优化居民的幸福度感知与生活水平位置感知水平,进而提升城市的吸引力,为城市保持长期稳定健康的经济社会发展提供足够的支撑。
目前,流动人口融入到不同等级城市的难度有很大差异性。在以后关于流动人口定居意愿的相关研究工作中,作者希望进一步查找地区尺度更细分和时间跨度更大的数据来源。一方面,能够加入流动人口来源地和现居地的详细的城市规模变量,从不同城市等级的角度进一步探究流动人口定居意愿的相关因素;同时,能够延长研究时间段,进一步探究影响流动人口定居意愿的时间演变规律。
这种强度的角力,让天葬师苍老的身体很快抵抗不住,天葬刀开始颤抖起来,周围的红光也开始颤抖起来。身上的黑羽,在刃风中片片飞散,最后,整个羽袍骤然破碎,漫天的黑羽犹如在云浮山的上空,下了一场黑色的雪。
HappinessPerception,LivingStandardLocationPerceptionandResidenceWillingnessofMigrantPopulation
Chen Jiachuan Wei Yang Xu Wanting
Abstract: Floating population living in cities is an important way to accelerate the process of urbanization in China. The Probit and Ordered Probit models were used to investigate the influencing factors of floating population’s willingness to stay and settle in cities from multiple dimensions and indicators, and the mechanism of the combination of family characteristics and psychological perception on their willingness to stay and settle in cities was emphatically discussed. Different from the existing studies, it is found that the personal income of the floating population has no direct impact on their willingness to stay in the city, and the psychological perception of the floating population has a significant positive impact on their willingness to stay in the city. However, personal income can indirectly affect their willingness to stay in cities by affecting their psychological perception. The direct and indirect influence mechanism of the floating population's psychological perception on their willingness to stay in cities indicates that the degree of urban integration and psychological perception of the floating population has become an important influence factor, which should be fully paid attention to in the process of promoting the citizenization of the population. In addition, city size is included in the model analysis, and it is found that in megacities and large cities, population size has a negative impact on the willingness of floating population to stay and settle down in cities. It is concluded that under the current household registration system, the public services provided by high-level cities to the floating population are insufficient, which affects the floating population's sense of happiness and urban integration.
Keywords: Migrants; Residence Intention; Happiness Perception; Living Standard Location Perception
中图分类号:C924.2
文献标识码:A
文章编号:0257-5833(2019)11-0088-12
作者简介:陈佳川,北京师范大学经济与资源管理研究院、城市绿色发展科技战略研究北京市重点实验室博士研究生;魏 杨,北京师范大学经济与资源管理研究院、城市绿色发展科技战略研究北京市重点实验室博士研究生;许婉婷,北京师范大学经济与资源管理研究院、城市绿色发展科技战略研究北京市重点实验室硕士研究生 (北京 100875)
收稿日期:2019-05-29
* 本文受“城市绿色发展科技战略研究北京市重点实验室” 和国家自然科学基金面上项目“中美实际经济规模比较研究”(项目编号:71873019)资助。
(责任编辑:薛立勇)
标签:流动人口论文; 意愿论文; 城市论文; 模型论文; 因素论文; 社会科学总论论文; 人口学论文; 世界各国人口调查及其研究论文; 《社会科学》2019年第11期论文; “城市绿色发展科技战略研究北京市重点实验室”和国家自然科学基金面上项目“中美实际经济规模比较研究”(项目编号:71873019)资助论文; 北京师范大学经济与资源管理研究院; 城市绿色发展科技战略研究北京市重点实验室论文;