流动人口特征范文

引言：寻求写作上的突破？我们特意为您精选了12篇流动人口特征范文，希望这些范文能够成为您写作时的参考，帮助您的文章更加丰富和深入。

篇1

第一，流动人口以年轻劳动力为主。我国现阶段的人口流动从本质上说是劳动力在流动。在流动人口中，15--45岁之间的年轻劳动力成为流动人口的主体。我国流动人口年龄构成年轻是最突出的特征之一。中国社会科学院人口与劳动经济研究所2003年9月进行的《中国城市流动人口研究专项调查》表明，40岁以下(不包括40岁)的流动人口占总流动人口的90％。2004年对全国部分城市流动人口抽样调查也表明，流动人口年龄结构具有显著的年龄聚集特点，流动人口年龄主要集中在15―45岁之间，占流动人口80％以上。

第二，流动人口文化程度以初中以上为主。流动人口除了年龄构成年轻的特点外，流动与不流动入口的受教育状况大不相同。流动人口中初中文化程度的超过一半，远远高于流出地农村人口的文化水平。在流入地的流动人口中，初中以上文化程度的占绝对优势，占流入地流动人口的70．17％；文盲和半文盲比重相对较低，仅占4．66％。未流动人口家庭成员的文化程度相对较低。

第三，流动人口以非举家流动为主。2004年对全国部分城市流动人口抽样调查表明，流动人口调查对象户均人口数为4,33人，每户流动为2,11人，也就是说平均每户有2．22人没有发生流动。这就是说流动人口平均带动能力为1．11人，流动过程中的带动能力还比较小。夫妻共同流动的比例更大一些，也就是说其他家庭成员留居户籍地的可能性更大一些，子女或其他家庭成员一同流动的可能性相对小一些。流动人口在流动过程中举家流入一个地方的家庭流入量相对较弱，具有明显的非完整家庭流动特征。

第四，流动人口以低收入为主。流动人口流动原因在很大程度上是经济原因。据抽样调查，流动人口月均收入在1000元以下的占90％以上，其中有近45％的流动人口月收入不到500元。由此可以推断，与流入地劳动力收入相比，流动人口以低收入人群为主。流动人口不仅在收入分布上存在收入较低的特点，而且收入分布的区域差异也比较明显。经济发达地区流动人口月均收入相对较高，而中西部欠发达省份流动人口收入较低。流动劳动力的工资收入大大低于当地居民，即便是在从事完全相同工作的情况下也是如此。对流动劳动力存在克扣和变相克扣工资问题。

篇2

中图分类号:C812 文献标识码:A 文章编号:1006-5954(2009)10-058-03

一、引言

随着北京市城市化水平的提升和经济的快速发展,越来越多的流动人口选择北京作为他们流入的主要目的地,“流动人口不流动”的特征使得北京市部分区域流动人口数量明显超过户籍人口数量,大批量涌入的流动人口已经成为北京市生产和服务活动所不可缺少的部分,流动人口对城市发展和人民生活的正反两方面影响已经越来越受到社会各方面的重视。

二、北京市流动人口总量特征

(一)流动人口的内涵

流动人口是我国经济发展过程中所特有的概念,是我国特有的户籍制度的产物。流动人口是一种临时性的户地分离的自流人口,具体来说,就是离开户籍所在地,异地从事务工、经商等活动,但是学习、旅游、就医、国有流动作业单位的正式职工或因公从事其他活动者除外。

(二)北京市流动人口规模的变化

北京市大规模流动人口变化是上世纪80年代以后才出现的,在这之前流动人口的变动一直处于比较平稳的发展阶段,这主要与我国的经济发展阶段和政治政策的变动有关。由于流动人口是一个变化迅速的群体,而现行的流动人口登记和调查系统又难以及时反映流动人口的变动情况,由此导致社会对于流动人口数量摸不清的情况,因此本研究关于北京市流动人口总量的数据主要从大量学者关于此问题的研究报告,以及个别年份的官方统计数据得到、并汇总得出了北京市从1978―2007年间部分年份的流动人口(外来人口)总量数据。总体来看,本研究认为北京市人口流动的历史发展可以大致分为两个历史阶段:

1.1978―1992年――快速增长时期

从上世纪70年代后期到90年代初期,北京市流动人口总量出现大幅度上升,这也与这段时期特殊的经济政策和发展特点密切相关。70年代后期,我国农村经济体制改革开始,农业劳动生产率大幅提升,农业的迅速发展产生了大量农村剩余劳动力,加之80年代初我国改革开放政策的执行,城市建设进入了高速发展时期,北京市作为祖国经济、政治和文化中心,对城市建设和发展投入了相当大的力量,因此对外来人口的需求量也不断增加,加之城乡差距的加大,城市更多的就业机会和高质量生活水平的吸引,更多的农村人口愿意到城市中谋求生路。这样就形成了这段时期北京市流动人口数量的迅速增加。数据显示1977―1992年间北京市流动人口数量的年均增长率为23%,是低水平发展阶段增长率的近4倍。

2.1993―现今――震荡上升时期

从上世纪90年代中期开始,北京市流动人口总量出现了更大幅度的增加,并且在发展过程中,呈现出震荡上升的特点。90年代后期北京市流动人口呈现出下降的趋势,而且下降幅度较大,年均降幅达到8%。90年代后期,北京市城市基础设施建设基本到位,加之这段时期内遭受亚洲金融危机的影响,流入北京市的外来人口数量出现回落。2001―2007年间北京市流动人口的年均增长速度达到了8.39%,升幅与90年代末流动人口下降的速度相当,从总体发展趋势上来看,北京市流动人口总数上升趋势明显,并可能在今后一段时期内继续维持扩张趋势。

三、北京市流动人口分布结构特征

(一) 四大城市发展功能区的流动人口分布结构

北京市共有18个区县,这些区县按照城市功能的差别可以划分为四个功能区,其中首都功能核心区包括东城区、西城区、崇文区和宣武区;城市功能拓展区包括朝阳区、丰台区、石景山区和海淀区;城市发展新区包括通州区、顺义区、房山区、昌平区和大兴区;生态涵养发展区包括门头沟区、平谷县、怀柔县、密云县和延庆县。

各个城市发展功能区由于发展的定位不同,因此对流动人口的需求程度,以及容纳流动人口的结构也是不同的。图1显示了这4个城市发展功能区2005―2007年流动人口总量的变化。

从流动人口总量上看,城市功能拓展区和城市发展新区流动人口有较显著的增长,而首都功能核心区和生态涵养发展区的流动人口变化较为平稳。从各城市发展功能区流动人口所占比例看,2005―2007三年间,城市功能拓展区是北京市流动人口的主要集中地,而城市发展新区是流动人口份额增长最快的地区。总体来看,北京市各城市功能区流动人口结构总体稳定,并有小幅变化。

城市功能拓展区是北京市流动人口的主要聚集地,该区年均流动人口占到北京市流动人口总量的58.08%,并且该区容纳的流动人口总量逐年上升,其流动人口年均增长率为7.68%,但是从流动人口所占北京市流动人口总量的份额上看,城市功能拓展区的比重呈现出小幅下降的趋势。

城市发展新区是四个功能区内流动人口增长最快的功能区,年均增速达到13.87%。该区是北京市流动人口的第二大聚集地,而且是北京市四个功能区内近三来唯一一个流动人口份额增加的功能区。

由于首都功能核心区特殊的城市功能,其发展重点并不在制造业方面,因此该区能够提供给外来流动人口的工作岗位十分有限,对流动人口的吸引力也相对较低,并且随着首都功能核心区建设的完善,所容纳的暂住人口基本保持不变的状态,并且其吸纳北京市流动人口的相对重要性(即流动人口份额)不断下降,到2007年首都功能核心区只占有全北京市近9%的流动人口。

生态涵养发展区是北京市的生态屏障和水源保护地,由于该区域的特殊功能,同样不适于发展能够吸纳较多流动人口的制造业,因此生态涵养发展区能够容纳的流动人口数量是全北京市最小的,从近三年的发展过程看,虽然2006年该功能区流动人口数量出现了小幅上升,但是很快又回复到之前的水平。同样,该区流动人口所占份额也是全北京市最低的,年均所占份额只有4.71%。

(二) 流动人口居住的区县结构分布分析

1. 城市功能拓展区流动人口分布结构分析

由于城市功能拓展区是北京市流动人口的主要承载体,因此本研究首先对城市功能拓展区流动人口的内部结构进行深层次的分析。图2显示了城市功能拓展区中朝阳区、丰台区、石景山区和海淀区2005―2007年间流动人口总量的变化。总体上看,朝阳区是城市功能拓展区中最主要的流动人口聚集地,2005―2007年三年间,朝阳区流动人口数量占整个功能区流动人口的平均比例达到40.36%,2007年朝阳区流动人口总数达到最大,为96万人,占到北京市当年流动人口总数的23%,可见朝阳区不仅是城市功能拓展区的流动人口主要集中地,更是整个北京地区流动人口的重要聚集地。海淀区是城市功能拓展区中仅次于朝阳区的第二大流动人口聚集地区,2005―2007年三年间,海淀区流动人口数量占整个功能区流动人口的平均比例达到35%,2007年其流动人口总数达到最大,为84.8万人,占当年北京市流动人口总数的20%强。丰台区和石景山区流动人口所占份额相对较小,并且所占份额的变化也不明显,从流动人口总量上看,城市功能拓展区内四个区县各自的流动人口总量都是平稳上升。

2.城市发展新区流动人口分布结构分析

城市发展新区是北京市吸纳流动人口的另一个重要功能区。该功能区内5个区县的发展模式大致可以分为两种:其中大兴区、昌平区和通州区吸纳流动人口总量较多,而且上升趋势较强;而顺义区和房山区不仅吸纳的流动人口数量较小,而且三年间不论是流动人口数量还是流动人口份额都没有特别显著的上升。大兴区、昌平区和通州区2005―2007年年均吸纳流动人口份额分别为13%、11.5%和10%,并且在2007年都达到了吸纳流动人口总量最多的程度,该年这三个区县流动人口总量占北京市流动人口总量的比例分别为8.03%、7.27%和6.62%。

3.首都功能核心区流动人口分布结构分析

首都功能核心区由于其特殊的社会责任,其吸纳流动人口的能力相对较弱。在首都功能核心区所包括的四个区县内,西城区、东城区和宣武区流动人口总量较为接近,而崇文区不论是流动人口总量还是流动人口占该功能区流动人口份额都与另外三个区有明显的差距。2005―2007三年间,这四个区县流动人口占全功能区流动人口的平均份额分别为东城区27.46%,西城区31.07%,崇文区14.22%,宣武区27.26%。崇文区和宣武区流动人口数量处于小幅上升中,2007年达到最大值,分别为5.5万人和10.9万人,但是只分别占当年北京市流动人口总数的比例为1.31%和2.6%;东城区和西城区2005―2007年间流动人口总数呈现出持续小幅下降的趋势,2007年其流动人口数量分别为10.1万人和11万人,分别占北京市流动人口总数的2.41%和2.62%。这样不难看出,首都功能核心区内四个区县流动人口总量发展较为平缓,基本无巨大变化,而且各个区县流动人口所占比例基本保持稳定。

4.生态涵养发展区流动人口分布结构分析

从图5中明显看到,这5个区县所吸纳的流动人口数量基本上都在5万人以下,其中怀柔区是容纳流动人口相对较多的区县之一,2005―2007年三年间其平均容纳了生态涵养发展区内29%的流动人口,门头沟区和密云县是仅次于怀柔区的两个流动人口集中地,其2005―2007年间分别平均容纳该功能区内20.8%和21.3%的流动人口。从流动人口总量的发展模式看,门头沟区容纳的流动人口总数逐年下降,平谷区和延庆县虽然流动人口总量小,但是呈现出逐年小幅上升的趋势,而怀柔区和密云县流动人口数量则呈现出先上升后下降的趋势;从各区县流动人口数量占整个功能区流动人口数量的份额上看,门头沟区和怀柔区所占份额逐年下降,而平谷县、密云县和延庆县所占份额逐年上升,并且2007年密云县流动人口所占比例已经超过门头沟区,成为生态涵养发展区中流动人口比例第二大的区县,同样经过发展,2007年平谷区流动人口所占比例已经与门头沟区持平,并且仍有继续上升的趋势。因此不难发现,生态涵养发展区虽然所容纳的流动人口总量相对在四个功能区内是最小的,但是其内部结构却越发趋于平衡,各个区县吸纳流动人口的能力差距在逐渐缩小。

四、主要结论和政策建议

本研究得出的北京市流动人口规模和空间分布特征具有重要的政策含义。①正确认识流动人口。在过去的政府宏观调控中,一直把流动人口作为压缩的对象,但是就北京市目前的情况来看,流动人口已经成为经济建设和人民生活中不可缺少的部分,因此在制定相关政策时,要深入分析北京市流动人口的作用和缺陷,明确管理方向;②对流动人口实施结构性调整。北京市流动人口中大部分属于低端人群即较低素质人群,但是仍有一部分流动人口文化水平和素质高,并且活跃在金融、高技术等产业。因为北京市流动人口具有结构性特征,因此在制定相应管理措施时,应对不同类别的流动人口实行不同的管理措施,使得更多的高素质流动人口进京,而相应缩减低端流动人口数量;③通过产业政策调整人口分布布局。目前来看北京市流动人口集中分布在环城带的城乡结合部地区,为了进一步消减城区的人口压力,应妥善利用产业转移策略,把吸纳流动人口较多的产业转移到偏远郊区,并建立较完善的服务业体系,从而吸引更多的流动人口向北京周边地区分散。

■ 参考文献

篇3

中图分类号:F29文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)22-0142-03

随着城市化进程的加快,城市中的少数民族流动人口越来越多,以乌鲁木齐市为例:依据第五次人口普查资料,2000年乌鲁木齐市外来流动人口为77.4万,其中来自新疆的少数民族流动人口约22万,占流动总人口的28%。近年来,这个比例逐年增加,2009年达到35.4%。由于生活环境和文化背景的巨大差异,少数民族流动人口的一系列现实问题,如居住、职业、教育等等问题。中国学者对汉族流动人口的研究比较丰富和成熟,而针对大城市中少数民族流动人口的研究相对薄弱。因此,本文希望通过对大城市少数民族流动人口居留现状的调查研究,分析其在城市的居留特点,为保障少数民族流动人口的合法权益、完善流动人口的管理体制提供决策基础和政策启示。

一、样本选择、数据来源和研究方法

1.样本选择

本文选取乌鲁木齐市二道桥社区作为研究样本。因为乌鲁木齐市既是新疆首府,又是疆内唯一的特大城市,承载了巨大的经济、社会和政治功能,是新疆重要的移民中心城市。而二道桥是乌鲁木齐最繁华的商业区之一,在光鲜的商铺背后,曲曲折折的背街巷道里随处可见凌乱搭建的自建房,最早的建于20世纪30年代,二道桥社区是典型的少数民族社区,少数民族人口比例高达94%,流动人口占总人口的34%。对该样本的选择和研究具有典型性,能够对中国西部大城市少数民族流动人口管理提供先行经验。

2.数据来源

研究数据来源于二道桥社区入户访问的250份调研资料,2009年新疆“7・5”事件后,新疆农业大学人文学院的本课题组成员深入社区维稳第一线,在社区工作人员的配合下挨家挨户调研,获取了珍贵的第一手少数民族流动人口资料。

3.研究方法

借鉴国内学者对城市流动人口居留模式研究的成果 [1～2],对少数民族流动人口特征和居留模式的研究采用以下几个指标进行分类:人口特征:包括年龄结构、教育程度和流出地户籍;居留模式包括以下几项:居留时间(划分为半年以下,半年至五年以下,五至十年以下,十年以上);居留方式(家庭型和单身型);居留类型(社区租赁型和工棚宿舍型);人均居住面积;就业类别(餐饮服务业、商业服务业、运输服务业、私营企业主、其他);月均收入(0元～600元,601元～1 000元,1 001元～1 500元,1 501元～2 000元,2 000元以上)。

二、少数民族流动人口的居留现状

1.研究区域概况

二道桥社区是乌鲁木齐市解放南路街道最大的一个社区,管辖区域北起宽巷,南至团结路,东临和平南路,西接解放南路。辖区面积0.52平方公里,为地缘板块型社区,面积477平方米。辖区内共有住户869户,居民2 644人,少数民族占总人口的94%。其中常住居民624户、1 789人,少数民族566户,1 655人,汉族134人,其他民族376人。流动人口245户、855人,其中维吾尔族238户,839人,汉族9人,其他民族7人。流动人口中未成年人266人,成年人589人。流动人口以喀什地区、阿克苏地区、和田地区为主。辖区有清真寺院6所:宽巷寺、青海寺、撒拉寺、巴里坤寺、宁固寺、二道桥清真寺。单位共有12家,其中行政事业单位两家、涉外企业两家、私营企业8家;旅馆12家;社区商业门点248个,大巴扎内商户3 500户;幼儿园1所。

2.人口特征

流动人口以中、年轻人为主,在来源上有明显的地域集中性,大中专以上学历比例较多。

表1 流动人口年龄特征

表2流动人口教育程度

表3 流动人口户籍来源地

根据表1～3的数据分析发现,45岁以下的流动人口占了79.9%,这其中18岁以下的比例也高达31.1%,其中绝大多数是随父母来乌鲁木齐市生活和上学的孩子。并且通过户籍调查发现,流动人口的来源地非常集中,主要来自喀什、阿克苏、和田等地的农村,占到93.6%。比如来自喀什疏附县浩罕乡13村的克然木江说他们村共有6个人来×××餐厅打工,而餐厅老板也正是原来的老乡,这说明流动人口的城市聚居具有很强的地缘性,而且学历越低,对这一同乡社会资本的依赖越强。在教育程度上,相比其他学历的比重,中专以上(主要是大专和本科)比例最高,达34%,其中相当一部分是学校毕业后找不到适合工作,又不愿回乡,留在乌鲁木齐等机会的年轻人。

3.居留特征

(1)长期居留的流动人员居多,以家庭为主的迁移趋势明显。

表4流动人口居留时间

表5流动人口居留方式和居住类型

从表4可以看出,流动人口中,半年以下的短期居留人员比重最低,只有10.4%,而五年以上的长期居留人员占到58.7%,居住时间最长的维吾尔族老夫妇已在二道桥生活了二十五年。流动人口中以家庭形式的迁移占68.5%,单身型占31.5%(见表5)。在调查中发现这部分人群普遍已适应城市社区的生活,一小部分已购买了自己的住房,只是户口未迁来。同时他们往往是举家从南疆迁来,一户中包括父母、儿子、女儿、儿媳、孙子等一大家子,最多的一户八口人三代同堂。处在居住五年以下半年以上的流动人口一部分也已拖家带口,另一部分持观望的态度,如果生活情况持续改善,就把家里的亲人也带出来。相比之下,独自来乌鲁木齐打工的年轻人比例较少,而且往往是同乡结伴聚集。

(2)职业以餐饮、商业服务业为主,收入出现分层,贫富差距拉大,与教育程度相关性弱(如表6所示)。少数民族流动人口从事的职业主要为第三产业,其中从事餐饮和商业服务业的流动人员最多,达到75.8%,我们把较有规模的个体经营者列为私营企业主,把从事餐饮服务的雇员列为餐饮从业人员,从事服装买卖、牛羊肉批发、歌舞表演、干鲜果品、玉石营销的雇员或个体统归为商业服务业,从事手机买卖、复印、运输、保险经纪等归为其他,还有个别是退休后来乌鲁木齐养老的职工以及无业的家庭主妇、待业青年。

从月均人收入看,收入普遍在800元～1 000元左右,这个标准已高于乌鲁木齐市最低生活保障线人月均收入512元,但如果再负担家庭中未成年孩子的生活,这个标准将大打折扣。月均收入最高为私营企业主,事实上有些做生意时间长的商人月均收入达万元以上,如批匹、开餐馆等。值得注意的是还有部分人处于无业状态,比较封闭,不与族群之外的人交往,社会融合性较差,包括家庭妇女和学历极低的年轻人,其中还有吸毒等不良经历的人。

通过分析发现收入高低与教育程度不相关,私营企业主往往只有初中甚至小学文化,只是经商较早。而收入处于800元～1 000元左右的流动人口的教育程度则包含从初中到大学本科学历各个层次的人,虽然文化程度迥异,但他们所从事的工作性质基本一致,收入也相当,所以少数民族流动人口在就业和收入上没有体现所受教育的优势。

(3)流动人口家庭人数众多,居住条件恶劣。由于少数民族的生育制度较宽,加之是来自农村的流动人口,社区在计划生育的管理上不严格,很多流动人口家庭人口众多,一般都在5人以上,还有不少三代同堂,最多达9人挤在一套房里,人均居住面积不足6 m2的达27.9%。至于租住棚户区自建民房的条件就更差了,主要是无厕所和上下水设施,一到冬天路面污水成冰,通行困难。

表7流动人口居住条件

四、政策启示

1.城乡收入差距大是少数民族流动人口居留城市的主因,大力发展南疆农村经济,缩小城乡差距,是缓解城市流动人口压力的根本之策。

通过实证分析我们发现流动人口主要来自南疆的喀什、和田等地的农村,而这些地方的农村家庭年人均收入不足2 600元,低于新疆农村人均水平3 502元/年・人,月人均不足250元,正是生活所迫使大量农村人口来乌鲁木齐市谋生。无论如何,在城市的打工收入远高于农村,因此个人在城市试探性生活一年后,逐渐适应并举家迁来长期居留的比重很大,预计还会增加。因此,大力发展南疆三地州的农村经济,提高农民收入,缩小城乡差距,才是缓解城市流动人口压力的根本之策。

2.加强流动人口的计划生育管理,是提高少数民族流动人口整体生活质量,减少城市社会问题的长远之策。

少数民族流动人口呈年轻化特征,尤其是未成年人比重达31.1%,包括随父母来城市生活和上学的未成年人和源源不断出生在城市的流动人口,这表明新生代少数民族流动人口增长的潜力巨大。如果对少数民族流动人口的生育问题放任不管,既不利于流动人口家庭生活质量的提高,同时在住房、医疗、教育等公共服务步伐跟不上的情况下,城市的社会问题将后患无穷。

3.改革当前少数民族大中专的教育模式,转变就业倾向,是有效降低少数民族流动人口失业率的重要措施。

从调研结果看,餐饮商服业是少数民族流动人口就业的主要渠道,绝大多数教育层次的流动人口都包含在内,尤其是这部分流动人口中相当部分是毕业多年的大中专毕业生,专业包括农、林、水利、师范和医学等。这说明需要反省现行的教育体制,尤其是中专以上程度的少数民族流动人口的专业性为什么没有得到体现?教育程度与就业和收入差异基本不相关。因此切实提高少数民族的高等教育的职业技能性和针对性,同时提倡少数民族大学生到基层就业,为家乡服务是有效降低少数民族流动人口失业率的重要措施。

城市少数民族流动人口的居留问题是一个长期和动态的过程,对城市安全、和谐社会的建设影响很大,对少数民族流动人口的管理不能头痛医头、脚痛医脚,而应从深层次进行探索和不断完善。

参考文献:

[1]任远,邬民乐.城市流动人口的社会融合:文献评析[J].人口研究,2006,(3):87-94.

[2]廖杨,付广华.桂林城市化进程中的民族问题及其对策研究[J].广西民族研究,2008,(4):33-45.

[3]杨上广,丁金宏.流动人口的城市就业效应[J].华东师范大学学报:哲学社会科学版,2005,(3):82-87.

篇4

Abstract：Population mobility which bas been recognized as a socioeconomic phenomenon， is an important representation of the development of urbanization and modernization in China. This study take the floating population of Shanxi province as study object and take prefecture-level city、county-level city and country as the research unit， based on the census data of Shanxi province， used floating population location quotient and multi-center model to analyze the spatial distribution characters of floating population. Then we studied the influence factors which caused the special phenomenon. The result showed that： 1） during the study period， the scale of floating population in Shanxi province experienced a rapid development， capital city and prefecture-level cities have an important effect in absorbing floating population; 2） small and medium-sized cities gradually become the new driving force which can affect the development process of the spatial pattern of floating population; 3） the development of floating population form native cities showed a trend of evolution form spatial agglomeration to spatial equilibrium， the floating population from other cities and provinces presented a character of gathering to the district which has bigger population size and higher urban hierarchy; 4） the floating population agglomeration is closely related to the location condition and the size and the designated function of cities， but is not significantly related to the urbanization rate.

Key words：floating population;location quotient;multi-center model;influence factors;Shanxi Province

中图分类号：K901.3 文献标识码：A

文章编号：1674-4144（2015）-02-56（6）

1 引言

人口流动作为一种社会经济现象，是当代中国城市化和现代化进程不断推进的重要表征，它既是市场经济的必然产物，同时也对中国经济社会发展产生深远的影响[1]。改革开放以来，在经历了上世纪80年代“离土不离乡”的转移阶段之后，进入90年代以来，流动人口主要以从农村向城市、从落后地区向发达地区流动为主[2、3]，这一现象将是未来几十年不可逆转的长期趋势[4]。因此，研究流动人口的空间集聚特征及其影响因素，对合理预测和规划未来人口流动格局、促进城乡良性互动有着重要意义。近年来，许多学者探讨了农村劳动力转移、流动人口等相关问题，研究内容主要涉及人口的空间分布与演化[5、6]、人口迁移的空间格局与特征[7、8]、流动人口空间格局与动因[1、9-11]、迁移规律[12、13]及其与经济发展的关系[4、14]等，其中对于流动人口影响因素的研究，主要包括人口规模与经济发展水平[15、16]、收入水平、地区差别、教育程度[17]等，对流入地城市性质与流动人口关系的探讨相对较少。研究尺度包括全国层面[12、18]、省级层面[19、20]和省会城市[1、21]等。资源型地区作为一种特殊的地域类型，由以资源开采和初加工产业发展为主的城市构成，其资源型产业的兴起与衰落直接影响区域流动人口的空间格局。然而，已有研究对资源型地区流动人口的发展缺乏系统研究，本文以山西省流动人口为研究对象，从流动人口的来源结构入手，以山西省地级市市区、县级市和县为基本研究单元，利用“五普”、“六普”中“户籍登记地在外乡镇街道”的相关数据，从户籍所在地在本县（市、区）、本省其它县（市、区）和省外三个层面对山西省流动人口的空间集聚特征和影响因素进行分析，对于揭示山西省流动人口发展与演化规律、更好的制定流动人口管理政策，具有积极意义。

2 研究方法

2.1 流动人口区位商

区位商是用于表征特定空间上某一要素分布集聚程度的指标，其计算公式如下：

式中，Qi表示i地区的流动人口区位商;Fi是i地区的流动人口数;Pi是i地区总人口数;Ft是整个区域的流动人口数;Pt是整个区域的总人口数。Qi=1表示流动人口在i地区分布与整个区域分布一致，Qi>1表示流动人口在i地区分布相对集中，Qi

2.2 多中心模型

多中心模型是区域人口空间分布的重要模型之一，其一般形式如下：

式中，D（r）是流动人口密度;n是流动人口中心的数量;ri是某一个地区到i人口中心的距离;ai和bi是针对i中心的参数。

3 山西省流动人口分布的空间格局

3.1 现状特征

山西省是我国典型的资源型省份。2010年，山西省流动人口总量为517.59万人，比2000年增长280.3万人，增长率118%，年均增速达到8.11%;流动人口占总人口的比重也由2000年的7.31%提高到2010年的14.49%，提高了7.18个百分点;与全国平均水平的差距由2000年的3.84个百分点缩小到2010年的1.63个百分点，说明2000年到2010年间，山西省流动人口规模发展迅速。

山西省11个地级市和11个县级市2010年共吸引流动人口358.23万，占全省流动人口总量的69.21%，其中地级市吸引流动人口305.29万，占全省流动人口总量的58.98%，说明山西省人口流动符合我国快速城市化时期人口向城市集聚的特征，其中地级以上城市在这一过程中发挥着尤为重要的作用。其中，流动人口最多的是太原市，达到140.2万人，占全省的27.09%，平均流动人口密度为201人/km2。流动人口总量最少的是阳泉市，为18.43万，占全省的3.56%;流动人口密度最低的是忻州市，每平方公里不足16人。流动人口占总人口比重最大的是太原市，为33.37%;最小的是运城市，为7.93%。

3.2 总体演变特征

为了消除城市行政区面积差异带来的影响，更科学地揭示流动人口的空间分布规律，本文采用人口密度作为衡量指标，即在绘制流动人口密度等值线图的基础上，根据流动人口区位商和流动人口密度等值线图确定山西省流动人口集聚中心，并利用多中心模型分析人口空间分布变化特征。

为了有效克服单一判断标准的弊端，采用流动人口区位商和流动人口密度等值线图相结合的方法确定山西省流动人口集聚中心，选取两个年份流动人口密度大于50人/km2，且流动人口区位商大于1的行政区作为山西省流动人口集聚中心。

从2000年和2010年山西省流动人口密度图（图1a、表1）可以发现，2000年山西省流动人口中心共有7个，包括太原市区、晋城市区、长治市区、大同市区、阳泉市区、侯马市和晋中市区;对比2000年，2010年流动人口中心增加到11个（图1b、表1），原有的流动人口中心除侯马市以外，均得以保留并且集聚规模呈现不断扩大的趋势，另外增加了临汾市区、运城市区、介休市、孝义市、吕梁市区5个集聚中心，主要分布于山西省中南部地区。侯马市作为重要的区域性物流中心曾在吸引流动人口方面发挥着重要的作用，但是由于周边临汾市区、运城市区的发展，两者作为地级市行政中心的优势逐步凸显出来，从而削弱了侯马市作为流动人口中心的作用，导致其在2010年流动人口区位商下降到0.875，失去了作为流动人口中心的地位。2000年，山西省7个流动人口中心共集聚流动人口145.77万人，占全省流动人口总量的61.43%;2010年流动人口中心数量增至11个，共吸引流动人口总量296.37万人，占全省流动人口总量的57.26%，流动人口中心的数量在增加，然而其吸引的流动人口比重在降低，说明山西省流动人口的空间集聚并未出现向少数城市集聚的突出极化现象[22]。

采用多中心模型对2000年、2010年山西省流动人口空间分布特征进行分析，并利用spss16.0对结果进行拟合，结果见表2。多中心模型中参数a代表不同中心截距，a越大表明该中心在集聚人口方面的作用越强;而斜率b的绝对值越大，代表随着与该中心距离的增加，人口密度的衰减越陡[23]。对表2中的参数a和b进行分析，可以发现2000年和2010年两个时期，山西省流动人口空间格局均呈现“双核”型空间结构，即太原市区核心和晋城市区核心，其a值均显著高于其他地区，在2010年表现尤为突出;对参数b进行分析，2000年⒈太原市区参数b的绝对值为2.082，明显高于其他中心，表明这一时期太原市区核心对山西省流动人口空间格局的影响作用较强，2010年，孝义市、阳泉市区、晋城市区和运城市区参数b的绝对值分别达到15.838、10.158、9.867和6.262，超过太原市区的3.636，表明这一时期太原市区对山西省流动人口格局的影响力逐步减弱，中小城市的发展逐渐成为影响流动人口格局演变的新驱动力。

3.3 流动人口来源结构分析

对流动人口来源结构进行分析，主要从户籍在本县（市、区）、本省其它县（市、区）和省外3个层次进行分析。2000年，山西省流动人口总量为237.29万人，户籍在本县（市、区）、本省其它县（市、区）和省外的流动人口构成为63.6：22.7：13.7，到了2010年，这一构成变化为55.7：32.7：11.6，表明来源于本县（市、区）的流动人口仍然是山西省流动人口的主要构成，占到流动人口总量的一半以上。值得注意的是，来源于本省其它县（市、区）的流动人口规模发展较快，总量由2000年的53.88万人增加到2010年的169.44万人，增长了214%，其占流动人口总量的比重也提升了10个百分点;来源于省外的流动人口总量增速略低于前两者，但整体也呈现逐步扩大的态势。

利用2010年、2000年两期数据的比值与山西全省平均水平的比率，即（2010年某地区流动人口数/2000年某地区流动人口数）/（2010年全省流动人口数/2000年全省流动人口数）为依据，按来源分类绘制的山西省流动人口增幅比率图（图2），对不同来源流动人口的空间集聚特征进行分析。

对户籍在本县（市、区）的流动人口进行分析（图2a），增幅比率较高的地区，即增幅比率大于3的地区共有18个，主要集中于吕梁市域及周边地区、大同市域东部、长治市域;增幅比率在2到3之间的地区共有28个，分布较为分散，主要集中于山西省的中南部;其余61个地区的增幅比率与全省平均水平相近，集中于0到2之间，其中增幅低于全省平均水平的地区共有16个，主要分布于各地级市市区周边，与2010年山西省流动人口中心区位相符。可见，山西省来源于本县（市、区）的流动人口空间集聚逐步向空间均衡方向发展，原本流动人口集聚程度较低的县（市、区）吸引本县（市、区）流动人口的能力逐步增强，原有流动人口中心吸引本县（市、区）流动人口的能力逐步下降。以太原市区和长治市区为例，太原市区2000年吸引本县（市、区）流动人口总量为40.86万人，到了2010年该数据下降到35.28万人，下降了21%;长治市区2000年吸引本县（市、区）流动人口总量达6万人，2010年该数据下降为5.35万人，下降了10.8%。

对户籍在本省其它县（市、区）的流动人口进行分析（图2b），与来源于本县（市、区）的流动人口增幅比率相比，其增幅比率相对集中，在0到2之间的地区共有89个，占全省总数的83.18%，说明全省各地区来自于本省其他县（市、区）流动人口扩张规模与全省平均水平基本相近，原有流动人口规模越大的地区近10年吸引的流动人口数量越多，尤其是增幅比率大于1且原有流动人口规模较大的太原市区、晋中市区、临汾市区、运城市区和吕梁市区，在这一时期吸引省内其他县（市、区）流动人口的能力尤为突出，共增加68.62万人，占全省净增加总量的59.38%，说明这一时期山西省省内其它县（市、区）流动人口主要呈现向人口规模大、城市等级高的地区集聚。

对户籍在省外的流动人口进行分析（图2c），全省吸引省外流动人口增幅比率低于1的有36个县（市、区），占全省的33.6%，分布于省域南北两侧;大于2的有24个，占全省的22.4%，集中于省域东西两侧;增幅比率在1到2之间的县（市、区）有47个，占全省比重的44%，主要集中于山西省中部地区。增幅比率大于1的县（市、区）空间分布与山西省流动人口中心分布特征基本一致，说明来源于省外的流动人口与来源于本省其它县（市、区）流动人口一样，均呈现向省内流动人口中心集聚的特征。

4 影响因素分析

借鉴已有的相关分析，对山西省流动人口的影响因素从区位条件、城市规模（人口规模和经济规模）、城市性质、城镇化率等角度进行分析。

4.1 与区位条件的关系

区位条件作为一项综合指标，可以全面反映区域自然、经济、社会等多方面的差异，区位条件良好是城市选址的先决条件。我国流动人口的空间集聚呈现明显的农村向城市流动的特征，自然环境优良、社会经济条件发达、交通设施完备的城市成为流动人口集聚的重要地区。因此，区位条件对流动人口的集聚有重要影响。

4.2 与城市规模的关系

一般来说，城市规模越大，它与周围其它城市的相互作用就越大，当一个城市的人口和经济规模达到一定程度，其对周围地区劳动力、资金、资源的吸引力不断提高，促进区域内生产要素向城市集聚，城市通过对资源进行优化配置，产生更高的经济效益，使区域经济水平得以提高。城市规模可以通过人口规模和经济规模进行衡量，采用2010年各县（市、区）非农业人口与流动人口总量进行相关分析，相关系数高达0.974;采用2010年各县（市、区）GDP与流动人口总量进行相关分析，相关系数高达0.937，说明流动人口的空间集聚与城市人口规模和经济规模密切相关，其中与城市的人口规模相关性更强。

4.3 与城市性质的关系

对山西省内流动人口集聚中心的城市性质进行分析，主要包含综合型城市、工矿资源型城市、商贸―交通枢纽型城市三种类型。太原市作为山西省省会城市，是太原经济圈和中部地区重要的中心城市，也是山西省范围内最典型的综合型城市，经济的迅速发展、医疗水平和公共设施的提高与完善，吸引了大量外来人口进人城市，2010年太原市区共吸引流动人口130.87万人，占常住人口总量的38.17%;工矿资源型城市经济的快速发展导致大量外来劳动力聚集，如大同市、孝义市等地煤炭及有色金属开采业的发展，大量吸引外来人口在此聚集，逐步形成流动人口的集聚中心;商贸―交通枢纽型城市以晋城市和侯马市为代表，晋城市是山西省重要的门户城市，吸引流动人口规模在地级市中位居前列，并呈现进一步扩大的趋势，侯马市是山西南部地区重要的交通枢纽，以吸引省内其它县（市、区）的流动人口为主。

4.4 与城镇化率的关系

采用各城市流动人口占总人口比重与城镇化率进行相关分析，结果发现，二者的相关系数为0.67，说明二者之间并不存在显著的相关关系。

5 结论

本文在借鉴人口迁移与人口流动相关理论和研究成果的基础上，结合山西省流动人口发展现状，利用流动人口区位商和人口多中心模型，对山西省2000年、2010年流动人口空间分布格局及影响因素进行分析，得出如下结论：

研究时段内，山西省流动人口规模发展迅速，流动人口占总人口的比重提高了7.18个百分点，与全国平均水平的差距也在逐步缩小。其中地级以上城市在吸引流动人口集聚方面发挥着重要作用，符合我国快速城市化时期人口向城市集聚的特征。

利用流动人口区位商和人口多中心模型对山西省流动人口空间分布特征进行分析，流动人口中心由2000年的7个增加到2010年的11个，空间格局整体呈现“双核”型空间结构，2000年太原市对山西省流动人口空间格局影响作用较强，到了2010年其影响力逐步减弱，中小城市逐步成为影响流动人口空间格局演变的新驱动力。

对流动人口来源结构进行分析，来源于本县（市、区）的流动人口仍然是山西省流动人口的主要构成，占到流动人口总量的一半以上，来源于本省其它县（市、区）的流动人口规模扩张较快。来源于本县（市、区）的流动人口由空间集聚逐步向空间均衡方向发展，原本流动人口集聚程度较低的县（市、区）吸引本县（市、区）流动人口的能力逐步增强，原有流动人口中心吸引本县（市、区）流动人口的能力逐步下降;来源于省内其它县（市、区）和省外的流动人口主要呈现向人口规模大、城市等级高的地区集聚的特征。

就流动人口集聚的影响因素来看，流动人口集聚与区位条件、城市规模和城市性质密切相关，与城镇化率并无显著相关关系。

参考文献：

[1] 姚华松，许学强，薛德升.广州流动人口空间分布变化特征及原因分析[J].经济地理，2010，30（1）.

[2] 沈益民，童乘珠.中国人口迁移[M].北京：中国统计出版社，1992.

[3] 李玲. 改革开放以来中国国内人口迁移及其研究[J].地理研究，2001，20（4）.

[4] 鲁奇，王国霞，杨春悦，曾磊.流动人口分布与区域经济发展关系若干解释（1990、2000）[J].地理研究，2006，25（5）.

[5] 段学军，王书国，陈雯. 中国城市人口的空间集聚特征与规律分析[J].地理学报，2008，63（10）.

[6] 王国霞， 秦志琴， 程丽琳，20世纪末中国迁移人口空间分布格局――基于城市的视角[J].地理科学，2012，32（3）.

[7] 丁金宏，刘振宇，程丹明，等.中国人口迁移的区域差异与流场特征[J].地理学报，2005，60（1）.

[8] 朱传耿，顾朝林，马荣华，等.中国流动人口的影响要素与空间分布[J].地理学报，2001，56（5）.

[9] 李娟，任国柱，鲁奇， 等.20世纪90年代重庆市流动人口特征及动因分析[J].地理科学进展，2006，25（2）.

[10] 刘盛和，胡章，邓羽.基于区域差异类型的流动人口快速检测方法[J].地理研究，2011，30（4）.

[11] 顾朝林， 蔡建明，张伟， 等.中国大中城市流动人口迁移规律研究[J].地理学报，1999，54（3）.

[12] 田明.中国东北地区流动人口城市间横向迁移规律[J].地理研究，2013，32（8）.

[13] 鲁奇，吴佩林，鲁礼新，王国霞.北京流动人口特征与经济发展关系的区域差异[J].地理学报，2005，60（5）.

[14] 朱传耿，顾朝林，张伟.中国城市流动人口影响因素的定量研究[J].人口学刊，2002，（2）.

[15] 段晶晶，李同升.陕西省城市流动人口影响因素的定量分析[J].西北大学学报（自然科学版），2010， 40（2）.

[16] 段平忠.我国流动人口行为的影响因素分析[J].中国地质大学学报（社会科学版），2008，8（1）.

[17] 朱传耿， 马荣华，甄峰，等.中国城市流动人口的空间结构[J].人文地理，2002，17（1）.

[18] 张苏北，朱宇，晋秀龙，等. 安徽省内人口迁移的空间特征及其影响因素[J].经济地理， 2013，33（5）.

[19] 任志远，李冬玉，刘焱序，陕西省人口资源分布格局变化趋势及驱动力研究[J].干旱区资源与环境，2013，27（4）.

篇5

（一）城镇化初期：农村人口的流入推动中小城市人口不断增长

1、欧美工业化国家：工业革命和“农业革命”是中小城市人口增长的双引擎

一般而言，城镇化初期指的是城镇化率低于30%的阶段。在这一阶段，工业革命是欧美工业化国家中小城市人口不断增长最为重要的推动力。以英国和美国为例。1840年之前，英国处于城镇化初期。随着工业革命的推进，英国的产业结构发生了重大变化，直接后果就是就业人口分布的变化。具体而言，产业结构的变化增加了城镇地区的就业机会，越来越多的农村人口选择进城务工。此后，英国出现了工业集中化的趋势，包括曼彻斯特、格拉斯哥、伯明翰在内的一大批中小城市如雨后春笋般地建立起来。

从18世纪70年代到20世纪初，美国处于城镇化初期。在这一时期，美国的工业革命进程快速推进，东部和五大湖区的工业资本主义发展尤为迅速，以这一区域为核心的制造业区逐渐形成，大批农村人口向这一区域聚集，形成了以纽约和芝加哥为中心的中小城市群。此外，美国的铁路网建设在这一时期取得了快速发展，铁路的“西进运动”不断强化中西部地区和东部地区之间的联系，促使作为贸易与服务中心的许多新兴中小城市在中西部地区不断涌现。需要指出的是，国际移民也是美国城镇化初期中小城市人口增长的重要来源，原因是：在这一阶段，有数千万国际移民涌入美国，这些人中从事农业的只占16%，绝大部分转移到了包括中小城市在内的城市地区。

此外，“农业革命”是欧美工业化国家城镇化初期中小城市人口不断增长的另外一个重要推动力。同样以英国和美国为例。英国通过“农业革命”完成了农业的商品化和圈地运动，农民阶层不断分化，自耕农消失。除少数移居国外之外，大多数人流入城市成为工人，从而促进英国中小城市人口的增长。在城镇化初期，美国的农业一直保持着较快的发展势头，这不仅解决了城镇化过程的粮食安全问题，同时也为推进工业化提供了原材料和广阔的国内市场。19世纪60年代，美国农业实现了以畜力为动力的半机械化，农业生产率迅速提高，为大批农村劳动力向中小城市转移创造了条件。

2、亚洲工业化国家：工业化和政府的政策引导是中小城市人口增长的推动力

与欧美工业化国家相比，以日本和韩国为代表的亚洲工业化国家的城镇化初期阶段历时较短，但是中小城市人口增长的速度却非常迅速。在这一阶段，日本和韩国中小城市人口的增长主要源于以下两个因素：

一是工业化进程的快速推进。日本的城镇化从20世纪20年代开始起步，到1940年其城镇化率已经达到37.9%。也就是说，日本的城镇化初期阶段历时仅仅20年。在这一阶段，日本的工业化进程不断加快，越来越多的农村劳动力向工业城市集中，逐渐形成了包括京滨工业带、中京工业带、阪神工业带和北九洲工业带在内的四大工业带。在这些工业带中，一大批中小城市开始形成和壮大。韩国的城镇化从1960年开始起步，到1977年城镇化率已经达到50%。也就是说，韩国在短短17年间已经完成了从农村社会向城市社会的过渡。在这一阶段，韩国大量农村剩余劳动力向以首尔为核心的首都城市圈和东南海岸流动，从而形成了包括大邱、釜山、仁川在内的一大批中小城市。

二是政府的政策引导，即通过实施推进工业化进程的政策和措施促进农村人口向中小城市流动。日本历来非常重视发挥政府在工业发展和城市空间布局方面的作用。从明治时代开始，日本中央政府就建立国家工业企业作为“导航工厂”，虽然后来转为私营，但是政府一直提供补助、保护措施和税收优惠。自20世纪60年代以来，韩国政府先后制定了六个五年计划，经济保持较快的增长态势，工业化水平迅速提高。1960年到1970年的十年间，韩国政府以原有的经济、技术、交通设施为基础，逐渐形成了比较完善的汉城（首尔）―釜山铁路沿线中心城市。在这一区域，劳动密集型出口创汇产业是发展的重点，由此吸引大量农村剩余劳动力流向这些中心城市及周边中小城市。20世纪70年代，中间产品、原材料以及资本密集型产品是韩国政府重点扶持的对象，由此形成了以釜山为中心的东南沿海经济增长极，进一步推动农村人口向中小城市流动，促进中小城市人口的不断增长。

需要指出的是，与西方工业化国家以“农业革命”作为推进城镇化的基础不同，日本和韩国在城镇化初期对农业的重视程度不足，从而不利于中小城市的健康发展，这种情况直到城镇化中期才有所调整。

3、发展中国家：以薄弱的农业基础和工业基础推动中小城市人口的增长

与工业化国家相比，许多发展中国家在20世纪50、60年代追求高速工业化的时候普遍忽视了农业的健康发展，从而使中小城市发展缺乏牢固的农业基础，而大量贫困的农村人口涌入中小城市又导致一些发展中国家城市人炸，出现所谓“过度城市化”的问题，其中以拉美国家最为典型。在推进城镇化进程的过程中，许多拉美国家过于强调市场机制而排斥政府作用，奉行土地私有制，加剧了农村的土地兼并，迫使大量农民因破产而涌入城市，导致大量的城市失业群体，导致贫民窟的产生和犯罪率的上升等社会不安定问题。

与西方国家自主型工业化相比，许多发展中国家在被纳入资本主义世界体系之后出现了“非工业化”的倾向，即成为西方国家推进工业化的原材料产地和产品倾销地，而本国的工业化进程非常缓慢。在这种情况下，许多发展中国家的中小城市主要是为出口型经济而建造，一般布局在沿海地带，目的是为西方国家获取原料和销售产品提供服务。这一现象所导致的直接后果是这些城市的传统服务业相当发达，但是制造业发展却严重滞后，出现了“过度城市化”的问题。比如，到20世纪70年代中期，拉美地区城镇人口在总人口中所占的比重已经达到60%，但是在工业部门就业的劳动力在劳动总人口中所占的比重却低于30%。

（二）城镇化中期：农业现代化和工业化进程的快速推进促进中小城市人口快速增长

1、农业现代化成为中小城市人口增长的重要推动力

所谓城镇化中期，指的是城镇化率为30%―70%的阶段。在这一阶段，农业现代化是中小城市人口增长和流动的重要助推器。一方面，农业技术的改进和农产品商品化程度的提高为中小城市人口的增长奠定了物质基础。在工业革命的推动下，农业劳动生产率不断提高，农产品产量也随之不断增长，从而为满足日益增长的城市人口的生活需要奠定了坚实的基础。以英国为例。从1520年到1801年的200多年间，英国的农业劳动力在农村人口中所占的比例从80%下降到50%，但是农业生产率却提高了60%―100%。农业现代化水平的提高以及大农场的建立，使英国能够以越来越少的农业人口养活日益增多的城市人口，从而为中小城市人口的快速增长奠定了必要的物质基础。

另一方面，农业现代化使越来越多的农村劳动力从土地的束缚中解放出来，这些农村剩余劳动力不断向城镇地区转移，从而推动中小城市人口的快速增长。以韩国为例。从20世纪70年代初开始，为了解决城镇化初期工农业发展严重失调所引发的诸多经济社会问题，韩国政府开始实施“新村运动”。通过这场运动，韩国不仅改善了农民的基本生活条件，而且也提高了农村的劳动生产率，越来越多的韩国农村剩余劳动力开始向包括中小城市在内的城市地区转移，由此推动韩国中小城市人口的快速增长。

2、快速推进的工业化进程带动中小城市人口的增长

在城镇化中期，快速推进的工业化进程成为带动国外中小城市人口增长和流动最为重要的引擎。首先，工业化进程的快速推进加快了产业结构和产业布局调整的步伐，从而带动人口和劳动力向作为重要产业聚集地的中小城市迁移。以日本为例，二战结束后到20世纪70年代之前，日本处于城镇化中期阶段。在这一阶段，钢铁、造船等重工业与化学工业不断向濒临太平洋的沿岸地区集中，由此带动运输、交通和信息等第三产业的发展，从而促使大量人口和劳动力不断流向该地区。这不仅带动包括东京、名古屋和大阪等大城市人口的快速增长，同时也带动这些大城市周边众多中小城市人口的快速增长，从而形成东京都市圈、名古屋都市圈和大阪都市圈这三大都市圈。

其次，“非均衡战略”的实施带动大城市周边中小城市人口的快速增长和流动。在推进工业化和城镇化的过程中，为获得更高的发展速度和效益，许多国家在生产力布局和区域发展上普遍采取了“非均衡战略”，即把有限的资本投入于少数大城市及其周边地区，以实现最高的集聚效应和最低的基础设施单位成本，而外国资本的注入对这一过程也起到了推波助澜的作用。在这种情况下，许多国家尤其是发展中国家的人口和工商业分布都很不平衡，由此形成以大城市甚至于特大城市为中心，并包含众多中小城市（也被称为卫星城市）的大都市圈。在城镇化中期，这些大都市圈内的城市人口规模非常巨大而且增长迅速。比如，墨西哥的墨西哥城都市圈就是一个以墨西哥城联邦区为中心，包括阿斯卡波特・萨尔科、古斯塔沃・阿・马德罗和米格尔・伊达尔戈在内的16个卫星城市，它集中了墨西哥全国大约50%的工业、商业、服务业和银行金融机构，2010年人口超过了2000万，成为仅次于东京的第二大都市圈。

（三）城镇化后期：大城市人口的回流促进中小城市人口的增长

1、产业布局分散化带动大城市人口向中小城市回流

所谓城镇化后期，指的是城镇化率超过70%的阶段。在城镇化中期，边际产出递增和集聚经济导致资本不断向大城市集中，从而带动大城市人口快速增长。然而，到了城镇化后期，大城市的发展提高了土地成本和环境成本。然而，随着运输业的快速发展，运输成本逐渐下降，集聚经济的优势开始减弱。在这种情况下，制造业和服务业等产业逐渐向大城市周边地区扩散，带动大城市人口向中小城市回流，从而使城镇化逐渐从集中阶段向分散阶段转变。以韩国、美国和日本为例。

为了解决由于人口过度向首尔和釜山这两个大城市集中所引发的一系列问题，韩国政府从1984年起开始在城市空间开发管控和经济政策调控方面采取了分散化发展的措施，限制这两座大城市产业发展，引导产业布局向周边其他中小城市扩散，以此带动这些中小城市的发展。此后，大城市城镇人口占全国城镇人口的比重开始下降，而其他中小城市人口占全国城镇人口的比重有所上升。2007年，首尔和釜山的城镇人口占全国城镇总人口的比重已经从1985年的49.73%下降到31.35%。

从20世纪20年代开始，美国就已经开始出现大城市人口流向郊区的现象。这一现象出现的部分原因在于，随着美国经济的高速发展和企业规模的扩张，大多数企业开始从大城市转向土地宽广、空气清新的大城市郊区和中小城市，带动中小城市（镇）的发展，进而带动大城市人口向这些中小城市（镇）转移。1970年，美国中小城市人口已经超过大城市人口。目前，美国中小城市的人口已经占美国总人口的相近一半。

从20世纪70年代开始，日本进入了分散型城镇化阶段。这一阶段的主要特征之一，就是制造业从包括东京在内的大城市向中小城市转移，大城市的部分人口也随之流向中小城市，从而带动中小城市人口的增长。

2、大城市发展面临的诸多问题促使人口向中小城市回流

在城镇化后期，人口规模的过度膨胀、城市空间的过度扩张和产业布局的过度集聚等因素导致一些国家的大城市在发展的过程中面临诸多问题，比如犯罪率居高不下、环境污染愈发严重、交通拥堵不堪等。面对这些问题，大城市的部分人口选择流向工作环境和居住环境更为优越的中小城市，从而带动中小城市人口的增长，出现所谓“逆城市化”的现象。

逆城市化现象首先开始于北欧和西欧，随后许多发达国家在20世纪七八十年代相继出现这一现象。以英国为例。在20世纪60年代，英国伯明翰的人口减少了8%，伦敦的人口减少了54万。在1970年至1985年间，伯明翰、利兹、伦敦和曼彻斯特人口增长率为负。在1985年至1995年这十年间，这几个大城市的总人口也基本没有增加。

二、启示

（一） 以农业现代化为基础推动农村剩余人口向中小城市有序转移

改革开放三十多年来，我国的农业现代化已经迈出了坚实的步伐，农业现代化水平大幅提升。然而，与许多国家尤其是发达国家相比，我国农业现代化的总体水平仍然比较低，与推进新型城镇化的要求之间仍然存在较大差距，主要表现在：我国农业的基础地位仍然比较薄弱，农业从业人口在我国劳动人口中所占比重仍然比较大。因此，应大幅增加与实现农业现代化息息相关的技术投入和资本投入，大力推动我国农业走规模化、专业化和集约化发展的道路，为推进新型城镇化和促进中小城市人口的增长创造更加良好的条件。

（二）以新型工业化为动力提升中小城市吸纳人口的能力

从国际经验来看，无论是发达国家，还是发展中国家，工业化都是提升中小城市人口吸纳能力的最为重要的动力。从我国改革开放三十多年来的实践来看，以低科技含量、低经济效益、高资源消耗和高环境污染为主要特征的“旧型工业化”已经不能适应我国经济社会实现可持续发展的需要。因此，应大力推进科技含量高、经济效益好、资源消耗低和环境污染少的新型工业化。对于我国的中小城市而言，走新型工业化道路，提升人口吸纳能力，关键在于：一是同步推进工业化与城镇化，促进人口增长与工业化发展基本保持同步;二是坚持城乡一体化发展，走出一条工业与农业、城市与农村、市民与农民协调发展的道路;三是以信息化带动工业化，通过对传统工业的信息化改造实现跨越式发展;四是发挥服务业尤其是现代服务业在扩大就业方面的积极效应。

（三） 以产业布局调整和产业结构升级为抓手推动人口向中小城市合理聚集和流动

根据国际经验，产业布局调整和产业结构升级是推动中小城市人口增长和流动的重要手段。与大城市相比，目前我国中小城市发展的产业基础相对薄弱，现有产业对就业人口的吸纳能力相对有限，从而导致中小城市对人口的吸引力明显不足。因此，应大力推进产业布局调整和产业结构升级的步伐，将部分产业合理有序地向中小城市转移，充分发挥中小城市在吸纳农村剩余劳动力和分流大城市人口等方面的作用，促进人口向中小城市合理聚集和流动。

篇6

中图分类号：C92-05 文献标识码：A 文章编号：1000-4149（2013）03-0043-10

作为“首善之区”，北京市一直是很多流动人口向往和最终驻足之所。据统计，2011年北京市常住外来人口达到742.2万人，他们构成了北京市经济社会发展的强大推动力量。那么，北京市不同代际、不同户籍的流动人口的认同意愿和结果具有什么特点、面临哪些困境、受制于哪些要素、与其他地区不同代际和不同户籍的流动人口之间是否存在差别，地域、户籍、年龄、态度、行为等结构性、制度性要素以及人力资本等主客观要素在流动人口的认同方面起到什么作用。这些都是具有理论价值和现实意义的重要问题。本文利用2011年“流动人口动态监测调查”数据，基于比较的视角，考察北京市流动人口的身份认同情况。通过比较青年与年长流动人口，了解年龄和时代的影响；通过比较城-城流动人口与乡-城流动人口，了解户籍类型的影响；通过比较北京与外地的流动人口，了解地区（及结构性）因素的影响；通过比较流动人口和本地市民的态度，了解主观因素的影响。

一、文献梳理与理论假设

身份认同是指流动者与本地人及家乡人之间的心理距离、归属感及对自己是谁、从何处来、将去往何处的思考及认知。不少学者从社会学、心理学的角度对流动人口（特别是新生代农民工）的身份认同问题进行了多方面、多层次的探讨。大量的研究表明，长年在外生活使得流动人口深感身份迷惘。流出地社会把他们看成是“客人”，流人地社会又把他们当成是“外地人”，于是他们就成为哪里都没有归属的“边缘人”。换言之，城乡社会空间和群体记忆的互动使流动人口对自己身份的认知和评价呈现出模糊性、不确定性和内心自我矛盾性。他们既难以认同流人地社会，又不愿认同流出地社会；既无法融入流入地主流社会，又难以回归流出地社会。流动人口不断陷入“我是谁，从何而来，到何处去”的追问，从而导致认同困境与身份焦虑的出现；而且，他们在归属感上表现出一种矛盾、不和谐的态势，即对流人地在地域上的强归属和群体心理上的弱归属、意愿上的融入与实际身份的游离。流动人口身份认同的这种不确定性、困扰与彷徨是包括代际差别、朋辈效应、制度固化、区域分割、态度排斥、社会交往等在内的多种要素综合作用的结果。

代际比较可提供时期特点和年龄队列对不同世代流动人口的影响。不少研究探讨了代际之间身份认同的差异，得出了具有共性的结论：青年流动人口对流入地有更强的认同感和融入意愿。不同代际流动人口成长的宏观环境、家庭结构、教育背景均不相同，故社会化经历、过程和结果都会有别。青年乡-城流动人口的务农时间较短，在城市生活多年，有的甚至出生在流人地，对家乡的认同远不及对流人地的认同。同时，他们的性格和行为更为丰富、更加多变、更富个性，时代性、发展性、双重性和边缘性特点突出。他们希望摆脱土地的束缚，摒弃农民身份；希望在城里安家落户，并最终融入城市。相反，年长流动人口在家乡生活时间较长，土地和亲情成为与家乡联系的“脐带”。虽然他们来到流入地工作，但他们更多可能只是将工作视为增加家庭收入的手段，而非改变身份的途径，故而对流人地难以产生很强的认同感和归属感。当然，现有研究在共性之中也有差异。比如，2009年国家人口和计划生育委员会在五城市开展的重点地区流动人口监测试点调查数据显示，与年长流动人口相比，青年流动人口对流人地有强烈的向往，但就普遍公认的对流入地社会的认同感而言，青年乡-城流动人口却低于同龄城-城流动人口及年长乡-城流动人口。这种差异说明，认同意愿与认同结果之间是有差异的。换言之，身份认同至少涵盖两个方面：一是认同意愿，二是认同结果，二者不可等同。青年流动人口也许比年长流动人口有着更强的融入或认同意愿，但从意愿到实际认同之间存在较长的时滞期，诸多中间要素推动或制约着意愿的实现。认同意愿是达到认同结果的前提条件。现存研究中，所谓的身份认同多是指认同意愿，而非认同结果。本文也仅关注认同意愿。

在考察流动人口的身份认同时，同辈比较可考察同龄人中的户籍差别。与青年乡-城流动人口相比，青年城-城流动人口对城市的观念和行为方式等都比较熟悉，故总体而言会对流入地产生更为亲切的感觉。综上所述，在此我们提出假设1：与年长流动人口相比，青年流动人口对流人地有更强的认同意愿；青年城-城流动人口的认同意愿超过青年乡-城流动人口。

所谓制度固化，最主要的是户籍制度的固化。身份认同似是一个虚空的概念，但有着实在、固有的制度性根源。户籍制度包括户籍类型、户籍地点两个维度，而户籍类型对身份认同的意义更大。这主要是因为，尽管城-城流动人口也是外来人身份，在流入地可能也会受到各种不利于他们的身份认同的结构性制约，但他们毕竟与本地市民拥有同样的户籍类型，有着与生俱来的先天优势和自致资质，与流入地市民有着更多的相似性，故而在流入地有更强的认同意愿。相反，“农民”原本只是一种职业，是户籍类型将“农民”身份化。中国的乡-城流动人口始终被看做是一个特殊的群体。原本只是中性称谓的“农民工”被制度和观念建构成一个社会类别；实际上否定了流动人口作为城市居民的现实身份，夸大了其流动性而抹杀了其定居性；而且，由于使用了“农民”身份标志，使得歧视性的身份制度在城市空间中得以延伸、再生，并进一步强化、固化了“农民工”身份，使得他们不得不认同自己的“农民”身份，进而导致他们的职业身份与角色身份出现错位。于是，乡一城流动人口既不完全等同于农民，又不等同于市民，是离开了土地的农民却未融入城市的市民。他们不乡不城，亦乡亦城，不农不工，亦农亦工，身份极为尴尬。这无疑也会影响到他们的认同意愿。因此，我们提出假设2：乡-城流动人口的身份认同意愿低于城-城流动人口。

区域分割包括两个方面：一是指各地区流动人口身份认同的差异，二是指流动所跨越的行政区划带来的身份认同差别。这里只论前者。制度性要素往往具有全国普遍性的特点，但各地不同的经济结构可能调节制度因素的效果，使流动人口的经济社会生活呈现明显的地区差异性。北京市作为特大城市，其流动人口的身份认同是否与其他地区存在显著差别？是否具有一般特大城市的共性？同时，作为首都，它是不是又具有不同于一般特大城市的个性、对外来人口更为包容和接纳呢？在此，我们提出假设3：与其他绝大多数地区的流动人口相比，北京市流动人口的认同意愿可能不同于其他地区，甚至可能超过上海、江浙、广东等地。同时，认同意愿存在地区、户籍和年龄互动。

与制度固化密切相关的是流人地居民对流动人口的心态与行为。一方面，身份认同不是简单地通过流动人口自身努力就可以达到的；与经济等客观融入维度相比，该主观维度更涉及流人地居民的接纳或排斥态度。特权意识与身份优越感在他们的躯体和意识中积淀成为一种社会惯习，故城乡分离的二元社会结构不仅仅是一种制度安排，更是一种基于利益差别的心理结构。社会心理构建使得流动人口从一开始就处于边缘化状态，且这种状态被逐渐内化，形成内卷式的身份认同。另一方面，流动人口与本地居民之间的相互接触、互相交往也是影响其身份认同的重要因素。随着流动人口与本地市民交往频度的增加、交往深度的延伸，他们逐渐由陌生人群变为相互认可的邻居、同事、朋友，行为的交往带来心理的感情和身份的认同。我们在此提出假设4：本地人的排斥态度降低流动人口（尤其是乡-城流动人口）对流人地的认同意愿，与本地人的交往能够增强流动人口的认同意愿。

二、数据与方法

本文采用国家人口和计划生育委员会2011年“流动人口动态监测调查”（以下简称“监测调查”）数据来检验这些假设，分析北京市青年流动人口身份认同的现状、特点、影响因素和影响机制。关于数据的具体情况，请参见国家人口和计划生育委员会流动人口服务管理司的2012年《中国流动人口发展报告》，这里不再叙述。数据的总样本量为128000个，其中北京市的样本量为4000个。

1.变量的定义

调查询问流动人口是否同意以下说法：“我喜欢现居城市”、“我关注现居城市的变化”、“我愿意融入流人地”。本文基于这三个问题构建因变量。显然，这些问题反映的并非认同结果，而是认同意愿。绝大多数流动人口在这三项上都表现得非常积极：分别约有90%以上的流动人口都选择了肯定的答案。这充分表明，流动人口对流人地具有强烈的融入意愿，这与定性访谈的结果较为一致。北京市流动人口中，分别有96.7%、95.3%、93.9%的人表示喜欢北京、关注北京的变化、愿意成为北京的一员。这与全国平均水平相当。对于这三个问题，本文通过因子分析方法，将它们集合为一个综合性因子。因子分析结果表明，三者的关联度超过0.83，且潜在的线性因子可解释它们方差的73%。这说明将它们进行整合是合理的。整合后的综合因子为本文的因变量，得分介于0～100，取值越大，表示流动人口的认同意愿越强，反之表示认同意愿越弱。

与前述4个假设相对应，本文有5个关注点：年龄效应、户籍效应、地区效应、态度效应、网络效应。故此，本文有5个主要自变量。①年龄队列（1=青年流动人口，定义为29岁及以下）。②户籍身份（1=乡一城流动人口，定义为在调查时为农村户籍）。③流入地区（定义为9类：北京、天津、上海、重庆、武汉、江苏、浙江、广东、其他地区）。数据分析一方面单独使用这些变量，另一方面使用它们的合成变量，即三者的互动项。为了简洁且突出主题，这里仅展示一个含有八个分类的互动变量的模型分析结果：北京青年乡一城流动人口、北京年长乡一城流动人口，北京青年城一城流动人口、北京年长城一城流动人口，外地青年乡一城流动人口、外地年长乡一城流动人口，外地青年城一城流动人口、外地年长城一城流动人口。④态度轻视（1=觉得受到过本地人的排斥，0=没有感到排斥）。⑤交往局限（1=流动人口主要与本地人交往，2=主要与老乡交往，3=主要与其他人交往，包括其他外地人、无人交往等）。

此外，本文控制一系列其他要素，以探讨上述自变量与因变量之间的独立关系，包括流动特征、人口和社会经济特征、流入区域等诸多要素。本文使用的所有变量都具有足够的变异。

2.研究方法与分析步骤

因变量“融入意愿”指数为线性测量，可采用线性回归模型。“监测调查”在全国1151个县（市、区）或样本点进行：一个样本点最多调查2000个样本，最少调查20个样本。北京的样本来自13个区县：其中，一个区县最少调查40个样本，最多调查1080个样本，平均调查约307个样本。这种情况就导致了数据的聚类特性，即在各样本点之间，流动人口的融入意愿可能存在较大差别，而在同一个样本点之内，融入意愿可能更为接近。这使数据可能不符合常规线性回归模型的两个基本假定（一是样本之间的独立性，二是随机误差项相互独立），从而导致常规的线性模型难以得到有效的估计结果。换言之，常规模型的分析结果可能低估标准误、高估自变量的重要性，从而增加犯I类错误的概率。此外，除了独立性的假定难以满足外，它还放弃了对不同组群之间差异的考虑，使很多原本由分组带来的差异被解释为个体的差异，从而丢失大量的群体信息。所以，对于多层次结构数据，常规的线性回归有其自身的局限。使用多层模型处理具有层次结构的数据，能够纠正由于同一层次内样本的相似性而引起的参数估计误差，改善置信区间和显著性检验，降低犯I类错误的可能性。因此，本文使用多层线性模型分析流动人口的融入意愿，将县（市、区）作为高层单位，受访个体作为低层单位。

首先进行无条件平均模型（即不包含任何自变量的空模型）分析，了解在不同区县，因变量是否显著不同，从而决定是否必须使用多层模型。其方程式为：

γij=βoj+εij （1）

其中，γij为j区县流动人口样本i的结果；βoj为截距（即平均值），下标j为每个区县拥有各自的截距，是区分多层模型与普通模型的标志。将截距分解为固定成分和区县层次的随机成分，则方程（1）分解为：

γij=γoo+δoj+εij （2）

其中，γoo为总均值或总截距，是固定参数；δoj为区县层次的随机变量，是j区县的截距到总截距的距离；εij为流动人口个体层次的随机变量，即分布于j区县的样本i到该区县截距的偏离。正是由于随机变量δoj的存在，该方程式才成为多层模型。

然后，在模型中纳入自变量，探讨个体和群体因素对因变量的影响。在常规模型中，一个模型只有一个截距，而在多层模型中，一个模型包含数个截距，即因变量的截距随群体而异。我们使用随机截距模型进行分析，其方程式为：

γij=（γoo+γ01G1j+γ10X1ij+（δoj+εij） （3）

式（3）与式（2）的不同之处，固定效果部分包含了个体和群体变量。Gij为区县（群体）特征；γ01为群体特征系数；X1ij为个体特征；γ10为个体特征系数，代表个体因素对因变量的影响。该模型将因变量解释为个体特征和区县环境特征的函数。δoj为未被观察到或无法观察到的区县层次的随机变量，该变量为同一区县内所有流动人口个体所共有。无条件平均模型的分析结果（本文没有展示）表明，融入意愿的确因不同的样本点而异（系数的取值为8.64，标准误为0.22，高度显著）。说明高层次因素对因变量的解释能力不容忽视，使用多层模型技术分析数据是合适的。

三、单变量和相关分析结果

表1描述了全部样本和北京市流动人口中雇员的基本特征。在全国和北京市样本中，青年流动人口的比重基本相同，均在46%上下；但乡-城流动人口所占比重差别较大，北京市乡-城流动人口比重低于全国的相应比重，二者分别约为71%和83%。在全国流动人口雇员中，近三成的人感到受到过本地人歧视，而北京市的这个比例更远远超过全国的平均水平；全部样本中近1/4的流动人口认为，自己的主要交往对象为本地人，而该比例在北京市不足1/5；据此判断，北京市本地市民似乎对流动人口的接纳情况并不如意。在这个样本中，北京市的流动人口均为跨省流动人口；而在全国样本中，超过一半的流动人口为跨省流动，约30%的人为跨地区流动，其余约17%的人为地区内跨县流动。流动人口平均在北京市的居留年份超过5年，比全国样本长1年多；感到老家有困难的流动人口在全国样本中的比例也高于北京市样本的比例。全部样本和北京市样本的人口学特征差别不大，但人力资本特征和劳动就业特征却有较大差别：就受教育程度而言，北京市流动人口中仅受过小学及以下教育的比例只有全国相应比例的一半，而受过大专及以上教育的人口比例超过全国平均水平16个百分点；在就业行业方面，全国流动人口在制造业和建筑业就业的比例都超过北京市流动人口的相应比例，尤其是制造业的情况更加突出，在其他行业就业的比例则大大低于北京市的相应比例。此外，北京市流动人口的经济地位和社会保障情况都好于全国平均水平，但居住状况较差。近一半的流动人口流入到东部地区，也有三成的人进入西部地区，中部地区和东北地区的流动人口比例较少。就因变量而言，全部样本的认同意愿为79.5分，表明流动人口对流人地都较为向往。其中，年长城一城流动人口的认同意愿得分最高，为82.08分，其次为年长乡-城流动人口（为79.99分），再次为青年城一城流动人口（为79.15分），最后是青年乡-城流动人口（为77.98分）。

图1和图2描述了主要自变量与认同意愿的相关关系。所有变量两两之间的关系都高度相关（p

就地区、户籍、年龄复合变量而言，北京年长城一城流动人口的认同意愿最强，外地青年乡-城流动人口的认同意愿最弱。在这些主要自变量中，差别较大的是本地人对外来人口的态度：若流动人口感到本地人轻视他们，则认同意愿将会比没有受轻视感的人低近10个百分点；此外，若流动人口主要与本地人交往，则其认同意愿也显著提高（见图2）。

我们也分析了认同意愿与控制变量之间的关系，结果都高度显著。限于篇幅，这里未予介绍。这种关联性表明，流动人口的认同意愿的确是多种要素综合作用的结果。下面进行模型分析，以考察代际差别、朋辈效应、制度排斥、区域分割、态度轻视、交往局限及其他因素对因变量的独立作用。

四、模型分析结果

表2展示了全部样本和北京市样本的认同意愿的多层线性模型回归分析结果。其中，模型1和模型2为全部样本分析结果，但模型1使用独立的户籍、年龄和地区变量，而模型2则突出北京市不同户籍、年龄流动人口与外地相关人群的比较。模型3是北京市样本的分析结果。

模型1显示，在其他条件相同的情况下，乡-城流动人口的认同意愿显著超过城-城流动人口，而青年流动人口的认同意愿显著低于年长流动人口；与流入北京市的人口相比，除重庆市以外，其余地区流动人口的认同意愿都较低，尤其是广东、浙江、上海、江苏的流动人口。若流动人口感到本地人对他们怀有偏见，则其认同意愿大大降低；若他们主要的交往对象为本地人，则认同意愿显著提高。这表明，对于两个其他条件相同的人，农村人对流人地具有更强的认同意愿。显然，该发现了前面提出的有关制度排斥的理论假设（即假设2）。这可能与城-城流动人口和乡-城流动人口对流入地的预期和参照对象有关。而且，青年流动人口对流入地的认同意愿亦显著低于年长流动人口，也不支持有关代际差别的理论假设（即假设1），这与现存其他研究得出的结论相悖。地区差别的结果支持理论假设3。同样，理论假设4也得到模型结果的检验。若在流入地受到歧视，则其认同意愿显著且大大地降低；而与本地人较多的交往则会提高其认同意愿。

若同时考虑地区、户籍、年龄的互动对认同意愿的影响，则可以发现北京市青年乡-城流动人口的认同意愿低于年长乡-城流动人口，但超过其他六类人群，尤其是显著超过外地青年城-城流动人口。这表明流动人口的认同意愿的确与地区、户籍、年龄之间存在互动。

就控制变量而言，尽管系数的大小略有差别，模型1和模型2展示的结果模式几乎完全一致。就流动跨越的区域而言，跨越的行政区域愈大，其认同意愿越低；就流动时间而言，在流人地居留的时间越长，其认同意愿越强；若在流动期间，老家遇到困难，其认同意愿会显著降低。需要指出的是，这些自变量与因变量之间，可能存在双向的因果关系。

从流动人口的人口学特征来看，模型结果并未显出显著的性别、民族差异，但在婚的人的认同意愿强于不在婚的人。而受教育程度越高，流动人口的融入意愿越低。该发现与我们对行为参与和经济融入的分析结果（受教育程度与行为参与、职业地位、收入水平、社会保障、总体经济融入水平等有很强的正向关系）完全相反。不同因变量有差别的分析结果表明，心理上的融入的确具有不同于客观融入的特点。流动人口的劳动就业特征与其认同意愿密切相关：在制造业就业的人的认同意愿显著低于在其他行业就业的人，虽然与在建筑业就业者之间的差别不显著。随着经济地位的提升、保障水平的提高和居住条件的改善，流动人口的认同意愿也相应提高，即认同意愿可视为对流动人口整体的社会融入程度具有明显指向作用的经济社会地位、行为适应的深层体现。此外，流人到不同的经济带也带来不同的认同后果：流入西部地区、东北地区的人比流人东部地区的人拥有更强的认同意愿。

如模型3所示，尽管具体的系数取值大小有别，显著性水平也有差异，北京市样本的分析结果与全国的平均水平十分一致。比如，北京的青年流动人口的融人意愿低于年长流动人口，乡一城流动人口的融入意愿高于城一城流动人口，尽管组与组之间的差别没有统计意义。同样，若北京市流动人口感到受到本地人的歧视，则他们的融人意愿会显著降低；若他们的主要交往对象为本地人，他们的融入意愿就会显著提高；在流人地的居留时间提升北京市流动人口的融入意愿；老家有困难之人的融入意愿显著降低。在人口学特征中，只有在婚与因变量的关系是显著的。同样，在其他条件相同的情况下，人力资本与因变量呈不显著的负关联。这表明北京流动人口中的雇员与全国的同类人群一样，并不是受教育程度越高，认同意愿就越高。此外，随着经济地位的提高，北京市流动人口的认同意愿显著提高，保障水平和居住状况都不与因变量有显著关联。

五、总结与讨论

尽管从现实的角度看，流动人口的身份认同不如就业、居住、社会保障等重要和急迫，但认同是一个更为根本性的问题。在市场经济的宏观背景下，较强的认同度将促使流动人口在流入地长期居留，这是不以流入地社会的意志为转移的。那么，流入地相应的工资待遇和权益保障、公共服务和社会福利，以及城乡之间和地区之间公共资源的配置等一系列问题也需要进一步加以解决。本文通过对具有时效性的、大规模的调查数据的分析，运用多层模型技术，对北京市流动人口的身份认同意愿的现状、特点和影响因素进行了较为深入的考察，并将他们的认同意愿与全国同类人群的平均水平进行了对照。分析结果得出以下结论和政策启示。

其一，北京市流动人口的认同意愿超过其他地区流动人口。这表明作为首善之区的北京，被流动人口寄予了更多的向往。但同时，现实情况是，北京市流动人口的认同意愿和认同结果之间依旧存在很大差距，这就对北京社会发展和北京精神的实践提出了更高的要求。北京市政府及相关部门应当切实采取有效措施，从实际出发，打造融入的平台，组织合适的活动，增进人群之间的交流与沟通，实实在在地为流动人口提供所需服务，扎扎实实地解决他们的实际问题。

其二，年长流动人口的认同意愿超过青年流动人口，乡一城流动人口的认同意愿高于城一城流动人口。北京和外地都是如此。本文的研究结果与现存的其他研究得出的一些关键性结论有别，也不支持本文的理论假设。年长流动人口阅历相对丰富，更愿意在一个合适的地方安顿下来；同时，他们的参照对象是流出地人群，追求的目标主要是生存，但凡只要流人地生存状况好于流出地，就可能对流人地有较强的认同意愿。城一城流动人口多以本地市民为参照对象，他们在流出地并非找不到工作，只是找不到更理想的非农工作，他们来到流入地是为了追求更好的发展机会，而不是为了解决生存问题。在北京的青年城一城流动人口中，近2/3的人受过大学及以上教育。外地的户籍使他们无法享受与北京人同等的待遇，故他们失落感严重，难以产生认同感。然而，从长远来看，未来城市的发展将在很大程度上与青年流动人口的贡献密不可分。他们对流入地不高的认同度，无疑会制约其在该地作出的贡献。因此，各级部门应该适当地通过各种反馈渠道，关注青年流动人口对城市的态度，努力增进他们对城市的认同和感情。

其三，本地市民的态度和两个人群的互动交往对流动人口的认同意愿至关重要。融合是双向的、互动的，也是漫长的、艰巨的，需要逐步推进。身份认同属于主观意念，但这种意愿能否实现，流动人口能否真正成为流入地的一员，不仅需要流动人口本身的努力，还需要本地人的接纳。但是调查数据显示，北京市流动人口认为受到本地市民轻视的比例高达46%，远远超过全部数据的平均水平（26%）；而访谈资料也表明，除经济贡献外，在诸如社会治安、居住环境、公共设施利用、社区卫生等方面，北京市民对流动人口的看法都比较负面。这显然与北京市倡导的包容接纳精神相违背。一方面，户籍居民要尊重外来人口，使他们感受到当地政府、市民的亲近与友善；另一方面，流动人口也应主动与本地市民交往和交流，使户籍居民感受到流动人口的尊重与感激。双向的交流与互动将提高流动人口的归属感，从而促进其实现身份认同。若本地市民对流动人口的刻板印象和排斥行为不变，政府的公共政策不能一视同仁，流动人口就很难成功地融人流人地社会中。社区是流动人口进入城市后的落脚点，也是他们必然接触到的小社会，故我们可从社区人手，通过加强社区建设，强化社区功能，使社区成为流动人口与本地市民交流沟通的平台，从而达到增进双方理解与包容的目的。

篇7

当今中国经济与社会的快速发展，新生代和老一代流动人口由于出生和成长时代背景不同，从而具备了显著的不同人格特征。新生代流动人口受教育程度高，因而职业期望值高，物质和精神享受要求高，但工作耐受力低。与此同时，他们受到户籍的限制，难以扎根城市，因此，工作稳定性很差。这一问题若不及时解决，将会加剧收入差距，阻碍城市化进程，威胁社会稳定，最终影响整个社会发展。

流动人口就业收入影响因素研究

(一)模型的选择

美国经济学家 Mincer基于劳动者的工资收入由劳动者的人力资本决定的假定，于 1 9 7 4 年提出著名的“Mincer 模型”，之后此模型成为测算人力资本对工资收入影响的经典模型，国内外众多学者都结合自己的研究特色利用改进的“Mincer 模型”来具体研究工资收入的影响因素。

(二)数据与变量说明

本文的数据是基于 2011 年国家计生委全国流动人口动态监测调查数据，在全国范围进行，按照随机原则在31个省(区、市)和新疆生产建设兵团抽取样本点，样本总量128000人。该调查给出了流动人口年龄、性别、受教育程度等详细的个人特征方面数据。在两代流动人口收入因素分析中，两代流动人口所面临的社会歧视与工作环境是一样的，造成他们收入差异的主要因素是两代流动人口的个人特征与就业观念的不同，因此，本文根据以往的相关研究，采取个人特征方面的指标并提出研究假设。

1.因变量。为了研究影响流动人口收入的的影响因素，选择流动人口的日工资率的对数做为因变量。

2.自变量。为了研究影响流动人口收入的影响因素，选择流动人口的年龄、性别、受教育程度、是否接受过工作技能培训、工作行业、每天工作小时数、家庭等因素做为自变量。

年龄。年龄是研究收入影响因素中的主要个人特征变量之一，根据贝克尔(Becker)的年龄- 收入曲线，收入随着年龄的增长呈现倒U 型的轨迹，因此，本文将年龄、年龄的平方两个自变量同时纳入模型中，假设预期年龄与新老两代流动人口的月工资收入呈正相关关系，而年龄平方与新老两代流动人口的月工资收入呈负相关关系。

性别。性别是影响收入的重要个人特征变量之一。传统的人力 资 本 理 论 认为，男性获得工作机会和工资收入要高于女性。因此，本文假设在其他条件相同的情况下，男性的工资水平高于女性。

受教育程度。教育水平在各种研究收入的影响因素中都占据重要地位。一般来说，教育可以提高就业人口的知识水平，获取信息等能力，进而提高工作效率，促进收入增加。因此，本文假设受教育程度与新老两代流动人口的月工资收入呈正相关关系。是否接受过工作技能培训。接受过工作技能培训的就业人口更容易获得工作机会，并会提高工作的稳定性。因此，本文假设是否接受过工作技能培训都与新老两代流动人口的月工资收入呈正相关关系。

工作行业。不同的工作行业，流动人口的收入相差很大，一般来说科研和技术行业收入偏高，农林牧渔行业收入偏低。因此，本研究假定工作行业因素对流动人口收入的影响有正有负。

每天工作小时数。一般来说，工作时间越长，收入应该越高，因此本文假设流动人口工作小时数与收入为正相关关系。

家庭因素。流动人口的婚姻状态和抚育子女数代表了流动人口的家庭状况，一般来说，已婚、有子女的流动人口家庭稳定，家庭负担较重，收入更高。因此，本文假定婚姻状态与流动人口收入为负相关系，抚育子女数与流动人口收入为正相关关系。

(三)计量结果分析

为了考察影响流动人口工资收入的因素以及新生代与老一代流动人口工资收入影响因素的不同和影响程度的差异，本研究使用 SPSS11.O 软件分别对流动人口整体、老一代流动人口样本、新生代流动人口的三个样本进行回归分析。

结果显示，从流动人口整体的全部样本来看，除婚姻状况对工资收入不显著外，其他各变量都对工资收入起到显著地效应。其中，受教育程度、是否接受工作技能培训、性别、年龄这四个变量对流动人口工资收入的影响作用是十分强烈的。

其中，性别对新老两代流动人口的工资收入影响最为显著，整体上看，在控制其他变量的情况下，女性流动人口的工资收入与男性流动人口相差30% 以上，这表明无论新生代还是老一代流动人口都存在严重的就业性别歧视。比较新老两代流动人口发现，性别因素在老一代中的影响程度更大，新生代流动人口男女工资收入差距略有缩小。

年龄对总的流动人口的工资收入有显著影响，年龄越大，流动人口的工资收入越高，年龄每增加一年，收入增加2.4%。对于老一代流动人口来说，年龄对于工资收入的影响仍然是显著的，年龄增加，收入也更高。但对于新生代流动人口来说，年龄这一个体特征对其工资收入的作用不显著。从某种意义上来说，年龄代表着工作经验，一般来说，年龄越大，工作经验越丰富。对于老一代流动人口来说，工作经验对于收入有重要作用，经验越丰富，收入越高。但对于新生代流动人口来说，工作经验对于收入并没有太大作用。

受教育程度对流动人口的工资收入有十分显著的影响。从全部样本来看，在控制其他变量不变的情况下，流动人口的受教育程度每提高一个档次，工资收入均值会相应的提高11.3%。

外出后参加职业技术培训对流动人口的工资收入有重要的影响。在流动人口的全部样本中，进城后未曾接受职业技术培训的流动人口工资收入均值要比曾接受过培训的流动人口的低9.3%，尤其是新生代流动人口参加技术培训的收益率更高。这一数据反映出新生代流动人口接受新事物快，岗前培训和在职教育对提高他们的工资收入水平更有效。

另外，抚育子女数对流动人口的工资收入有一定影响，要抚育的子女数越多，家庭负担越重，因而可能在选择工作时提更高的工资要求。尤其是对新生代流动人口来说，抚育子女给他们带来了更大的家庭压力。

总之，对于老一代流动人口来说，年龄对于收入有重要作用，年龄越大，工作经验越丰富，收入越高。但对于新生代流动人口来说，年龄对于收入并没有太大作用，新生代流动人口的收入主要受受教育程度、是否参加培训、性别和家庭负担的因素影响。

提高新生代流动人口收入政策建议

目前，我国流动人口工资收入还属于社会较低层次，增加流动人口，尤其是新生代流动人口的工资收入迫在眉睫。一方面，工资收入作为大部分新生代流动人口的劳动所得，很大程度上影响其迁移的决策，只有他们认为有足够高的收入可以弥补其迁移成本时，才会做出迁移的意愿，有了迁移意愿，就会成为潜在的城市劳动力供给，促进我国城市化建设;另一方面，流动人口的诉求正在发生巨大变化，新生代流动人口已不仅是单纯地在城市中打工挣钱，而且要在城市中消费、生活，但如果要增强流动人口消费能力，提高他们的生活水平，其根本条件在于提升就业收入水平。新生代流动人口在城市中求发展所面临的最大挑战在于，打工收入水平相对于城市生活成本来说，依然较低，难以支撑其在城市中成家立业的梦想。提升流动人口的收入水平，意味着其在衣食住行上的消费能力将会迅速增强，从而必将对城市发展产生不可低估的需求拉动作用。这一庞大而生机勃勃的劳动者群体，不仅能够在各个产业中创造巨大的财富，而且他们完全有条件、有能力成为重要的消费者群体。因此，我们应该采取各种措施，使流动人口的工资提高到合理的水平上。

为实现这一目的，本文针对新生代流动人口收入影响因素的实证研究，提出了以下提高其收入的具体措施：

(一)加大教育培训力度，提升流动人口就业能力

首先，农村基础教育的发展水平是流动人口文化程度的决定因素。新生代流动人口是一个固定在某个年龄段的群体，今天农村受教育的儿童，可能就是下一个阶段的流动人口主体，是城市的产业工人。因此，对于流动人口文化素质提高的要求，必须通过农村基础教育的增强来实现。改善农村基础教育，首先要加大农村教育投入，建设农村教育基础设施。同时，要改革教育评估方式，切实以培养人才为主，让流动人口全面提高文化素质。

另外，还要加大专业技能培训力度，提高流动人口技能素质。当前，流动人口难以适应产业结构升级、城镇化进程的需要，是造成流动人口“就业难”主要障碍之一。因此，要大幅度开展职业技能培训，提高新生代农民工技能素质，为我国制造业发展不断提供合格的产业工人。政府应当加大培训资金投入，健全和规范培训信息的渠道，并对有关培训机构给予适当培训补贴，鼓励企业对员工进行培训，成为培训流动人口的主体，高素质的流动人口劳动技能强、接受能力快，企业聘用他们也会得到更高的收益。同时，鼓励流动人口，尤其是新生代流动人口自我投资接受培训，为他们提供真实可靠的培训信息与培训机会。

(二)加快经济发展方式转变，提高个体劳动生产率

按照加快转变经济发展方式的要求，转变企业经营方式，不再以压榨工人的劳动时间与劳动强度为赚取利益的方式，而是在技术进步的基础上，不断提高单个劳动力的生产率，从而创造条件，使新生代流动人口的收入水平与经济发展实现同步提升。

(三)消除就业歧视，实现同工同酬

篇8

[2] 张文新.近十年来美国人口迁移研究[J].人口研究，2002，（7）.

[3] 王志理，王如松.中国流动人口带眷系数及其影响因素[J].人口与经济，2011，（6）.

[4] Jacob Mincer. Family Migration Decision [J].The Journal of Political Economy，1978，（8）.

[5] Steven H. Sandell. Women and the Economics of Family Migration [J].The Review of Economics and Statistics， 1977，59（4）.

[6] 王春超，张静.中国农户劳动力流动就业决策行为的特征及其影响因素――基于湖北农户跟踪调查的研究[J].经济前沿，2009，（10）.

[7] 谭深.家庭策略，还是个人自主？――农村劳动力外出决策模式的性别分析[J].浙江学刊，2004，（5）.

[8] 孙朝阳.家庭策略视角下农村已婚劳动力转移的性别选择[J].安徽农业科学，2009，（1）.

[9] 蔡.迁移决策中的家庭角色和性别特征[J].人口研究，1997，（3）.

[10] 马瑞，徐志刚，仇焕广，白军飞.农村进城就业人员的职业流动、城市变换和家属随同状况及影响因素分析[J].中国农村观察，2011，（1）.

[11] 陈宇峰.有限理性实现程度的新古典批判[J].经济学家，2005，（4）.

[12] 何大安.行为经济人有限理性的实现程度[J].中国社会科学，2004，（4）.

[13] Connell John， Dasgupta Biplab， Laishley Roy， Lipton Michael. Migration from Rural Areas： The Evidence from Village Studies [M].Delhi： Oxford University Press，1976：24-25.

[14] 唐灿.家庭现代化理论及其发展的回顾与评述[J].社会学研究，2010，（3）.

[15] 金一虹.流动的父权：流动农民家庭的变迁[J].中国社会科学，2010，（4）.

[16] .乡土中国[M]. 北京：北京出版社， 2004.

[17] 洪小良.城市农民工的家庭迁移行为及影响因素研究――以北京市为例[J].中国人口科学，2007，（6）.

篇9

中图分类号：F241.22文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）25-0144-02

流动人口是当今社会普遍关注的焦点之一，从20世纪80年代初以来，各大城市对流动人口开展了规模较大的流动人口试点抽样调查。如果我们把流动人口测量放在一个动态的维度中，我们可以清晰的发现，近年来流动人口数量虽然呈现短期波动状态，但从长期来看，人口总数有一个明显的增幅。迄今为止，已有研究证明大城市流动人口的居留意愿受多种因素的影响，但并未对其作具体定量分析研究。本文在对比分析大城市流动人口居返意愿的基础上，选取影响流动人口居留意愿若干因素作为自变量，以流动人口是否留在城市为因变量，构建二元Logit回归模型，分析影响流动人口居留的影响因子及各自的权重，并对此种现象的出现作出一定程度的解释。

一、数据来源

本文数据来源于2008年南京市“流动人口状况与服务需求”课题组的抽样调查。该调查采取多阶段分层随机抽样。直接调查对象1 224人，976份有效。

导致流动人口是否长期居留大城市的影响因素有很多，根据前人的研究成果可知：从宏观上看，城市发展状况，收入差别和就业机会、城市对人口流动的各项政策决定了流动人口长期居留的意愿和可能性，从微观上看，流动人口的性别、受教育程度等个人特征影响了个人的长期居留决策，外来人口他们会根据自身和家庭的实际情况，对未来作出合理规划，从而作出适合自身的合理安排。基于以上分析，笔者共筛选了个体特征、就业及经济情况、社会融合情况三个一级指标以及性别、受教育程度等九个二级指标（见表1）进行本次研究。

表1流动人口居返意愿指标体系

二、样本概况

南京是江苏省省会，长三角第二大城市，经济发达，交通便利。经济结构为二三一结构，第二产业比重较大，经济的快速发展吸引了大量的外地人口。目前，外来人口数量已经接近本地户籍人口数量，因此选择该区为外来流动人口研究案例具有一定的积极意义。整体问卷调查，占58.7%的流动人口对是否留在南京发展有明确的选择，在有明确居返选择的流动人口中，年轻人居多，超过六成年龄在29岁以下，只有11.7%在40岁以上，50岁以上比例更低；在这个群体中，男性占52.5%，高于女性；文化程度普遍较低，67.9%在初中及以下；初婚和未婚是主要婚姻状态，再婚、离婚比例较低。另外，问卷调查样本统计结果表明，配偶情况对居返意愿关系影响较大。

三、居返意愿概况

1.个人特征与居返意愿。统计结果显示，本研究个人特征中的性别、年龄、婚姻状况对流动人口居返意愿影响作用差别不明显，但显示：受教育程度越高，留宁的可能性越大；配偶是南京的均选择留宁发展。

2.就业及经济情况与居返意愿。就业及收入等经济因素是流动人口留宁发展的根本影响因素。在宁工作时间越长、月平均收入越高、对当前工作比较满意的流动人口更倾向于选择留宁发展。

3.社会融合度与居返意愿。流动人口的社会融合度能够反映出他们对居留地的归属感，进而对其居返意愿产生影响。本文用更换住地次数以反应社会融合度，数据表明，更换住地的次数越少，流动人口留宁的可能性越大。

四、留宁意愿的回归分析

上述统计描述分析一定程度上解释了目前流动人口概况，但是该种描述并不能说明变量的相关性是否显著，是否具有统计学意义。变量之间的统计差别有可能是抽样误差所致。因此，本文借鉴肖昕如（2009）所提出的方法，将流动人口留宁及返乡作为因变量，以个人特征、就业及经济指标和社会融合情况为自变量构造二元 Logit回归进行进一步分析。分别进行三个模型的检验：第一个模型检验个人特征对流动人口居返意愿的影响；第二个模型是在第一个模型的基础上，加入就业及经济特征，第三个模型则是在控制个人特征和就业及经济特征的情况下，检验社会融合状况的影响。

1.模型1――对个人特征的检验。检验结果表明，只有受教育程度、配偶情况具有统计学意义，一般情况下，个体受教育程度越高，流动人口在大城市的适应性就会越强，发展机会的选择就会越多。同样，一旦配偶迁到南京，流动人口更倾向于留在大城市发展。

2.模型2――对就业和经济指标的检验。模型二是对就业和经济指标的检验。检验结果显示，就业及经济指标中，留宁意愿随着工资收入的增加而增加，表明基础在留宁选择中处于重要地位，这与外来人员在宁的生活压力密切相关，一般认为，收入越高，生活水平也相对较高，留宁的概率也相对增加。

表3 留返意愿的Logit回归（模型2）

3.模型3――对社会融合状况的检验。模型3是在模型二的基础上加入社会融合变量检验其对流动人口居返意愿

表4

影响。检验结果显示，更换住地次数的影响并不大。社会融合指标包括许多，由于各种方面的条件限制，文本仅选一项指标，未免有失偏颇，进而造成本文结果与实际结果有一定差距的原因之所在。

五、结语

影响大城市流动人口居留和返乡的因素很多，本文的社会融合的相关指标并不完备，受本研究样本量较小的局限，本文仅尝试构建 Logit模型来筛选真正影响流动人口居返的因子。此外，鉴于资料可得性，本文没有就户籍因素对流动人口居返意愿的影响进行验证。已有的研究成果认为，户籍制度对流动人口是否在流入地定居并没有显著的影响，但是，笔者认为，户籍因素的影响可能会显现出一部分时间效应，即在短时间内，户口对流动人口的吸引力可能并不大，但从长远看，户口对他们而言至关重要，并且随着他们在大城市居留时间的延长，尤其当户籍差别在子女教育等方面体现出差异时，户籍因素的影响便会体现出来。

南京要真正建设成为国际大都市，就需要有海纳百川的开放心胸，只有将大量的创业者和优秀人才吸引到南京居住和发展，不断加强城市发展的劳动力储备和人力资本储备，努力促进劳动力市场规范化及和谐化，才能提高所有居民的社会福利，才能为社会发展创造良好的社会和人文环境，最终实现经济的可持续发展。

参考文献：

[1]姚华松，许学强，薛德升.中国流动人口研究进展[J].城市问题，2008，(6)：70-71.

[2]韦小丽，朱宇.流动人口居留意愿与就业特征[J].南京人口管理干部学院学报，2008，(2)：21-22.

[3]任远，戴星翼.外来人口长期居留倾向的 Logit模型分析[J].南方人口，2003，(4)：2-4.

篇10

本文主要对厦门市流动人口工资收入影响因素进行多元回归研究。研究的结果显示：在其他因素相同的情况下，农村流动人口工资差异可以用性别、原工资收入、受教育年数以及目前工作上的年数等因素来解释，年龄、婚姻状况和从事非农工作年数对其工资没有显著影响。分析表明，决定农村流动人口收入的显著因素是性别和原工资收入状况。

二、样本特征简介

样本来自近几年在福建省厦门市举行的流动人口系列抽样调查(2002年厦门市流动儿童健康和教育状况抽样调查和2003年厦门市流动人口婚姻家庭状况抽样调查)。前一次调查采取分层随机等距的抽样方法，对被抽取的样本进行问卷调查，有效问卷共940份。后一次流动人口婚姻家庭状况也采取入户问卷调查形式，调查范围包括厦门市私营企业、学校、工地、饭店等各行各业的外来人口，总共有491个样本，有效问卷为487份。厦门市位于福建省东部沿海城市，经济较发达，大体可以反映我国东部沿海城市的流动人口状况。

本文分析利用的是那些拥有工资收入的人，两次调查中，总共有1130个符合本文研究要求的样本。其中流动妇女有效样本个数为672个，占59.5％；流动男性人口样本个数为458个，占40.5％。表1给出了这些农村流动人口总体样本的基本特征，下面我们逐一分析。

1.流动人口的人口特征

在这次调查的样本中，他们年龄在14-79岁之间，平均年龄为30岁，男性平均年龄为31岁，女性为30岁。流动人口不论男性还是女性主要年龄段均为20-35岁，分别为各自总人数的77.3％和84.3％。这与全国各地流动人口的年龄段相吻合，如据珠海市、广州市的抽样调查，流动人口也主要为年龄在16-35岁和18-35岁之间的青壮年。(见图1)

性别结构对流动人口的构成有一定的影响。不同行业对性别不同的劳动力要求也有所不同。据广东省公安厅1996年统计，在1101万流动人口中，男女比例分别为569万和532万，男性高于女性，而据1998年上半年的统计，男女分别上升为575.3万和578.5万，女性高于男性，总体上两性差别不大。但实际上有的地方因行业和工种的不同，使用性别不同的劳动力却有着诸多差别。这次调查中，59.5％为女性，40.5％为男性，性别比同广东省及全国大部分流入地区情况相差不大。

中国社科院社会学所谭深认为，从外出类型上看，未婚者与已婚者的差别是很大的：未婚男女的外出基本上属于个人的自主性流动，而一旦结婚成家，男外女内、男主女辅的性别分工就立刻鲜明起来，结婚成家带来的责任感鼓励了男性的外出，但却是女性外出的制约因素。即使夫妻同出，往往是丈夫先出，然后回来接妻子，形成妻子的从属性流动。婚姻状况是否会加剧性别对工资收入的影响，与工资收入存在某种相关性呢？

2.流动人口的文化特征

文化素质、受教育程度是构成流动人口工资收入的重要影响因素。文化层次的高低是衡量不同群体类型流动人口素质的主要标志之一。样本中有研究生学历，也有文盲，主要为小学和初中、高中文化程度，所占比重依次为25％、44.2％和20.4％，而大学以上学历和高中分别占4.2％、6.2％。这说明调查对象绝大部分属于中低层次文化程度。调查中文盲、半文盲人数较少，这也与我国农村的教育普及程度相一致。

3.流动人口的工作经验

样本中流动人口在外打工时间最长为26年，平均在外打工时间7年以上。在厦门滞留时间即表中“厦门年数”有些长达24年，平均滞留时间近6年。流动人口中有个别原工作工资收入(即前期工资)高达4000元。打工时间、厦门滞留时间可以作为反映工作经验的变量，前期工资可以反映出流动人员的工作经验。

当然，实际生活中影响个人工资高低的因素很多，如行业、劳动熟练程度、职务以及国家随机增资政策等。但由于本次调查农村流动人口多从事建筑业、加工业、环卫一些“脏、重、累”等工资低的行业，因此这里未将工种作为一个独立的影响因素进行分析。

厦门市近几年的流动人口的月平均工资收入为500-800元，工资最高的为5000元，而最低的才300元，如此之大的收入差距是如何产生的呢？从表1中可看出工资高的人所受的教育年数要远远高于工资低的人，从事工作的年数也长于工资低的人。虽然我国长期实行的男女平等的社会政策，然而随着社会经济的发展，人们特别是决策者形成了“社会发展自然带来妇女发展”的思维定势，会不会忽视发展可能带来的扩大差别、剥夺脆弱群体发展机会的负面作用？如果这样，在提高妇女地位的同时将不可避免会形成新的“性别盲点”。那么是否性别会对农村流动人口的工资收入产生影响？影响有多大？在后面的两部分中，我们将通过多元计量分析来具体解释这个问题。

三、流动人口工资的决定因素

我们下面建立一个多元回归模型来看看流动人口现期工资收入与年龄、性别、婚姻状况、受教育程度、打工时间、在厦门滞留时间、原工资收入等变量间的关系。回归的因变量是流动人口现期工资；自变量分成人口特征、文化特征和工作经验等三组。人口特征包括年龄、性别(男性=1，女性=0)和婚姻状况(结婚=1，单身=0)。文化特征为受教育程度(文盲、半文盲=0，小学文化程度=1，初中文化程度=2，高中及中专文化程度=3，大学文化程度=4)。工作经验包括在外打工年数、在厦门滞留年数和原工资收入。

我们共进行了两次回归。第一次是用Backward对全部因变量回归，结果见表2。第二次是对性别、受教育程度、在厦门滞留时间和原工资收入几个显著性因素进行回归，结果见表3。

在对全部因素的回归中，有几个有意义的结果值得我们注意。首先，受教育程度和工作经验中的“原工资收入、在厦年数”高度显著，说明所受教育程度与工作经验都可以增加流动人口的工资水平。这就说明流动人口虽然大部分从事体力工作或简单脑力工作，但其工作收入仍要求有一定文化水平，与工资收入成正比。随着社会经济的发展，对流动人口知识水平要求必然还将继续提高。

其次，从表2中可以看出，在人口特征中，只有“性别”对流动人口的工资会产生影响，而“年龄、婚姻状况”与流动人口的工资的相关关系不强。因此可以认为，虽然随着流动人口的年龄增长，体力会逐渐减退，但工作经验、生活阅历的增长可以弥补其影响。另外人们也许会认为婚姻有助于个人的成长与发展，但模型显示它并不能给流动人口的工资收入带来显著变化。

第三，出乎意外的是，“打工时间”的长短对流动人口的工资收入影响不大，反而是在流入地滞留时间的长短与工资收入有明显的相关性。不过打工时间不能影响流动人口的工资水平，同“年龄”不能影响工资水平倒似乎保持了一致。对于流动人口来说，与其辍学外出打工赚钱，不如多读些书，提高受教育水平。模型回归结果表明靠延长打工时间获得的工作经验的想法是错误的。

从表3我们可以看出，第一，性别与农村流动人口工资收入相关性很强。同等程度下，男性比女性的平均工资要高一个档次，近400元。排除男女体力上的差异，如此大的差距似乎说明劳动力市场还没有完全达到性别平等。关于性别对流动人口工资收入的影响，我们将在下一部分详细阐述。

第二，教育水平与现期工资相关程度也很强。平均而言，受教育程度每提高一个层次，工资水平就上升200多元，也就是说，同等条件下，小学文化程度的流动人员工资收入要比文盲、半文盲的流动人员工资收入要高200多元；而初中文化程度的流动人员工资收入又比小学文化程度的流动人员工资收入要高200多元，其它依次类推。随着社会的进步，对教育程度的要求应越来越高。因此，农村流动人口要获得更高的工资报酬，就应不断提高自己的教育水平，重视子女的教育。

第三，原工资收入与现期工资正相关。虽然原工资收入不能直接决定一个人的工作能力，可能的解释是，它可以传达一个人的工作能力方面的信息。一般来说，流动人员若原工资收入高，工作能力必然较强，现期工资收入也不会低。

第四，在厦门滞留时间也与工资收入成正比。在厦门多滞留1年，可以增加流动人口工资23元左右。在劳动力输入地滞留时间越长，越有助于流动人口提高在当地的适应能力，获得语言优势，更加融入当地社会，人际关系也会处于相对优越的地位。

农村流动人口工资收入存在显著差异，其差异可以由性别、受教育程度、原工资收入以及在厦滞留时间所解释。决定农村流动人口工资收入的主要因素是性别和受教育程度，尤其是性别对农村流动人口工资的影响巨大。相比之下，除了性别外，受教育程度最重要，其次是工作能力，最后是在流入地的滞留时间。受教育程度的提高可以弥补由于工作能力方面缺陷带来的工资损失。在其他条件相同的情况下，多接受2、3年教育的工资可以相当于在厦门多滞留10年的工资。而年龄、婚姻状况则对农村流动人口工资收入影响不大。

这些结论说明，农村流动人口工资收入状况明显有利于受过高等教育的年轻男子。工资收入与教育水平和工作经验相关这一结论表明，流入地看重流动人口的知识和能力积累。流动人口之所以被当地接纳，在于其经济价值，流入地也应按市场经济运作，给予他们相应的工资报酬。

四、工资收入中的性别差异

我们将结合多元回归的结果，从教育程度、工作能力和流入地滞留时间三方面来具体分析流动人口工资收入中的性别差异。

首先来看看流动人口的教育程度方面的性别差异。表4显示，文盲、半文盲的女性流动人口占女性流动人口总数的8.5％，而男性接近2.8％；女性中受教育水平为小学、初中占绝大多数为女性流动人口总数的73.5％，男性中绝大部分人受教育水平为初中、高中，占男性流动人口总数的73.6％；由于59.5％的样本为女性，所以大学文化程度的女性绝对数量比男性多1个，但从百分比的相对数来看，女性比男性少近两个百分点。因此，总体上来说女性流动人口的受教育水平要比男性流动人口低于一个层次。

我们再来讨论一下不同性别流动人口的原工资收入状况。从表5中可以看到，少于500元工资收入的女性流动人口不论是绝对数还是相对数都远远多于男性流动人口，达到57.3％。男性流动人口的工资收入相对较分散，虽然低于500元的也占男性流动人口总数的42.4％，但工资收入为500-800元、800-1100元之间的有23.1％和18.3％，比女性流动人口要多。中、高工资段的流动人口，不论是男性还是女性，普遍偏少，这可以从流动人口的受教育程度、素质培养等条件限制中得到解释。

接下来看看在厦门市滞留时间长短会对男、女性流动人口造成什么样的影响。很显然，流动人口工资收入在流入地滞留时间方面的性别差异不大。(见表6)不过在滞留10年以上的时间段里，男性流动人口的百分比要大于女性。我们可以理解为，流动人口多以夫妻共同流动以家庭的状态待在流入地，而且这种状况与滞留时间成正比。从这里看，滞留时间对不同性别流动人口工资收入差异的解释力度不大。

将表5与表7进行对比，就能发现流动人口从流动中是获益的。工资收入不论男性还是女性均有大幅度的改善，尤其是男性流动人口少于500元的百分比由42.4％飞速下降至9％。相比之下，女性流动人口少于500元的百分比下降幅度仅为11.6％。而且男性流动人口的工资收入上涨幅度远远大于女性流动人口，男性流动人口工资收入500-800元段的百分比变化不明显，800-1100元段的百分比上涨尤其突出，由18.3％变为30.6％，其它各工资段男性流动人口百分比均有小幅度上升。女性流动人口的工资收入状况相形见绌，大部分工资收入上涨集中于500-800元段，虽然其它工资段百分比也有一定程度的上升，但增长幅度均小于男性流动人口。总体上说，女性流动人口的工资收入集中于800元以下，占其总数的76.8％，而男性流动人口的工资收入则位于500-1400之间，比例为66.2％。这样看来，流动能使女性流动人口获利，但不是最大获益者。比较而言，她们的整体状况相对下降。因此女性流动人口处于贫困状况的概率要远远高于男性流动人口。

最后让我们对将流动人口工资收入纳入性别因素为解释变量的回归结果与未纳入性别因素的回归结果进行比较，即表8。很明显，有性别解释变量的拟合优度更好。性别对工资收入的影响相当于教育程度提高两个层次，也就是说，如果一名文盲、半文盲男性流动人口的工资收入一般情况下与一名初中文化程度女性流动人口的工资收入相当，而一名初中文化程度的男性流动人口的工资收入会达到一名大学文化程度的女性流动人口的工资收入水平。

五、结语

流动人口工资收入的性别差异是两性不平等在工作报酬上的反映。目前，两性不平等状况在我国甚至全球普遍存在。如我们前面分析的流动人口男女两性受教育程度不同，就与两性受教育机会的不平等密不可分。前者是果，后者就是因。男性工资水平明显高于女性工资水平。虽然我国在工资分配上实行“同工同酬”，不同的工作的确也存在不同的性别要求，而且流动人口大多从事体力活，男性流动人口具有先天的生理优势，但也不能完全排除“挑选性歧视”。受教育机会的两性不平等加剧了这种工作机会上的两性不平等，从而带来一定的工作报酬不平等。在已经制度化的职业分层上，流动妇女同其他女性一样处于不利的位置上。正如莱斯金(Reskin,1988)所预言的，不论是妇女在政策上取得了什么样的胜利成果，男性精英都会重塑资源分配的规则，使妇女相对来说总是处于失利的一方。

20世纪80年代以来，中国婚姻家庭关系的变化随着社会的发展和流动人口的流动也慢慢在农村扩散开。现代爱情婚姻模式已经被人们认可，家庭轴心在向夫妻平等的生活模式转变，家庭规模变小，越来越多的农村妇女有时间和精力从事社会生产活动。然而经济上刚刚获得独立的流动妇女，在职业进入、工作性质、工资收入和工作评价等方面遇到明显性别差别和性别等级化。这些将给她们带来社会资源利用的不平等，使她们对社会发展的贡献在很大程度上被忽视，而且还有可能出现经济发展而女性社会地位下降的局面。如上一部分我们就说到改换工作，反而使流动妇女整体状况变坏的情形。这些不平等状况会对流动妇女的整体发展起着负面作用，鼓励她们从经济上更加依赖男性，从思想上更加接受女性的从属地位，最终促使她们接受采用其他手段来获取社会资源的倾向，带来不良的社会影响。

已有相当多的研究表明，男女两性认知能力上的差异是由于社会、文化因素的影响而造成的。即使真的有性别差别存在，量也是很小的，很容易被个体差异或没有控制的其他因素所掩盖。在中国，男尊女卑的观念经过两千多年的封建社会已渗透、融化在社会生活、社会习俗的方方面面，积淀在社会文化心理结构之中，影响着人们的生活、行为和心理。随着社会发展，越来越多的女性受教育程度越来越高，走出家庭，成为职业女性，男女交往机会越来越多，都可能导致男女之间性格的“对流”，从而缩小两性个性人格上的差异，改变人们的性别观念和社会期待，流动妇女也能获得它带来的外溢效应。显然，改善流动妇女地位，需提高包含流动妇女在内的所有女性教育水平，提高女性在整个社会的地位。

总的来说，流动妇女走出农村，走出家庭，参与社会劳动，这是一个良好的开始。流动妇女的职业生活，明晰的个人收入，促使她们的社会地位、社会心理、家庭地位发生相应变化。它可以充分开发利用社会人力资源，为流动妇女的自立创造条件，更好地展示人类社会在工业化进程中农村女性群体的新形象。农村妇女的真正解放是对我们这个社会进步发展的最好证明。

【内容提要】本文利用厦门市流动人口系列抽样调查数据，通过建立一个多元回归模型来分析流动人口工资收入差异的主要影响因素。结果显示，流动人口的工资收入与性别、受教育程度、原工资收入和在厦滞留时间相关，与年龄、婚姻状况和在外打工年数无关。对流动人口工资收入的重要影响因素性别单独进行分析，考察性别如何作用受教育程度等因素对流动妇女工资收入产生进一步的影响，从而得出提高妇女受教育水平是解决收入性别差异的关键。

【摘要题】实证研究

【英文摘要】ThisessayanalysestheprincipalfactorsaffectingthedifferenceinwageearningsofthefloatingpopulationinXiamenCitythroughutilizingthedatafromaseriessamplesurveyandestablishingamultivariateregressionmodel.Theresultshowsthatthewageearningsofthefloatingpopulationarerelatedtotheirgender,educationallevel,formerwageincomeandlengthofstayinXiamen,butunrelatedtotheirage,maritalstatusandlengthoftimeworkingawayfromhome.Theessaymakesaseparateanalysisofgenderasanimportantfactoraffectingthewageearningsofthefloatingpopulationandexploreshowgenderimpactsone''''seducationallevelandotherfactorsandhowthosefactorsfurtheraffectthewageearningsofmigrantwomen,withtheconclusionthatimprovementofwomen''''seducationallevelisthekeytoresolvinggenderdifferenceinwageearnings.

【关键词】流动妇女/工资收入/性别差异

篇11

一、流动预期时间的提出

流动人口在流入地的平均居住时间是衡量其流动时长、变化趋势的一项经常性指标。国内不少学者运用该项指标对我国人口流动长期化趋势进行了分析，杨政等学者结合以往研究对流动人口在流入地居住呈现长期化趋势上达成了共识［4］。人们普遍注意到了人口流动长期化的趋势，但是，在流入地的平均居住时间是否能够科学地反映流动时长的真实水平仍有待于进一步探讨。流动人口的平均居住时间和平均死亡年龄都会受到年龄结构的影响，并不能真实地反映流动人口一生的流动时长特征。鉴于此，陈卫提出了流动预期寿命概念，运用于我国人口的流动预期寿命研究中，该指标消除了人口年龄结构的影响。这一概念的提出不仅能够真实反映流动人口一生的流动时长特征，为政府相关政策的制定提供有力依据，同时也有利于区域流动人口流动时长的比较研究，把握流动人口的区域差异。该方法通过编制生命表，借用计算健康预期寿命的Sullivan方法计算得出流动预期寿命［1］。本文也将该指标与方法运用于安徽省外出流动人口的相关计算中，但由于寿命概念主要指生命存活时间的长短，因此流动人口的流动预期时长用“流动预期寿命”表达不准确，故本文将“流动预期寿命”改为“流动预期时间”，但内涵不变。流动预期时间是指一地区流动人口在给定的条件下，预期在该地区处于流动状态下度过的年数。

二、安徽省人口流动的特征

安徽作为一个农业人口大省，农村大量劳动力无法充分就业，从而产生向外流动动机，但省内城镇经济吸纳能力有限，于是大量农村劳动人口流向省外。2010年安徽省外出人口中，从本省流出到其他省份的人口达到1038．2万人，占全部外出流动人口的64．5%［5］。与安徽省毗邻的长三角地区，经济发展迅速，对剩余劳动力有很强的吸纳能力，乔晓春和黄衍华在中国跨省流动人口状况的分析中得出，2010年安徽省劳动力流到上海、江苏、浙江三个省市的人口占到安徽全部外出人口的77．5%，同时也指出安徽是全国外出人口最多的省份，占到全国跨省流动人口的11．21%［6］。安徽省内在的推力与长三角地区外在的拉力，促成安徽成为人口流出大省。根据安徽省近十年统计年鉴的数据，2013年安徽省外出半年以上的人口占总人口的比重已达到24．5%，相较十年前的12．7%几乎增加一倍。从绝对值来看，安徽省外出半年以上的人口，由2004年的820．6万人增至2013年的1697．6万人，十年间安徽省的人口流动已然成为一种常态现象。伴随安徽省流动人口的常态化，长期化则是安徽省流动人口呈现的另一特征。2004—2013年，安徽省流动人口中外出五年以上的人口比例由6．52%增至10．09%。人口流动的常态化、长期化，是安徽省人口流动的两大特征。因此，对安徽省人口流动的预期时间进行计算与分析，有利于进一步了解安徽省人口流动的时长特征，为该省流动人口长期化的评判提供一种新的比较视角。具体运用中，结合安徽作为人口流出大省的事实，本文将采取流出地的视角，利用安徽省六普数据［7］，重点分析2010年安徽省户籍人口的平均流动预期时间情况，以期能够预测安徽省人口在预期寿命中处于流动状态的年数。同时，本研究将利用已有研究中对全国所做的相关分析和安徽省2014年统计年鉴的最新数据［8］，对安徽省人口的平均流动预期时间进行横向与纵向的比较分析，从而全面地反映安徽人口的流动预期时间特征。

三、数据说明与方法介绍

(一)数据说明本文旨在以流出地的视角，对安徽户籍人口的流动预期时间水平进行描述分析。研究对象为安徽省外出半年以上的人口，包括流向省内和省外的人口，但不包括省外流入的人口。对流动预期时间的计算涉及到两个基础指标，即分年龄的死亡率和分年龄的流动率。其中分年龄的死亡率是通过安徽省2010年人口普查数据计算所得，因某地区的死亡率在一段时期内相对稳定，因此在安徽省2013年的流动预期时间的分析中，死亡率仍沿用2010年的数据。另分年龄的流动率主要根据安徽省2011年和2014年统计年鉴所提供的全省外出半年以上人口分年龄构成以及其他相关数据计算所得。在此基础上求得2010年和2013年安徽人口的流动预期时间。

(二)方法介绍生命表是人口统计分析中一项重要技术，其基本原理是利用某一国家或地区某一时期，分年龄的死亡率资料，假定同时出生的一批人(一般取10万人)按这种死亡率水平度过一生后，计算其在活到每一个整数年龄时所剩的人数以及以后平均每人还能继续生存的人年数［9］。平均流动预期时间则是在生命表计算人口预期时间的基础上，利用计算健康预期时间的Sullivan方法，对分年龄的人口流动率数据逐步计算得出。

四、安徽人口的平均预期时间分析

(一)2010年安徽人口的平均流动预期时间通过前文计算方法，计算出2010年安徽人口分年龄的流动预期时间，如表1所示:2010年安徽省人口的平均流动预期时间为16．3年，即2010年该省人口在分年龄流动率的条件下，预期将在流动状态度过16．3年，此结果高于陈卫计算我国同期流动预期时间的10．8年［1］。这在横向上反映出安徽省流动人口的长期化特征，同时也印证了安徽作为人口流动大省的现实。从不同年龄组的流动预期时间来看，平均流动预期时间随着年龄的增长不断下降。表1显示，流动人口在30岁之前平均流动预期时间都在10年以上，30岁之后不足9年，而65岁之后平均流动预期时间不到2年。另据安徽省2010年分性别年龄的流动率计算出安徽省2010年分性别、年龄的平均流动预期时间见表2和表3，具体数据如下:由表2和表3可知，2010年安徽省男性的平均流动预期时间为17．22年，女性平均流动预期时间为15．33年，男性高出女性近2年，安徽省人口的流动预期时间存在一定的性别差异。2010年安徽省流动人口中男性和女性所占比重分别为55%和45%，外出人口的性别比达到122。安徽省外出劳动人口中男性多于女性的现状，是造成男性人口平均流动预期时间高于女性的主要原因。但这种差距随着年龄的增加不断缩小，55～59岁之后，女性的流动预期时间开始赶超男性。该现象主要缘于流动人口会随年龄的增长逐步减少，根据六普数据显示，安徽省55岁以上人口外出比例只有6．5%，流动人口规模的减少在一定程度上将降低外出人口的性别比。同时，女性比男性平均寿命更长，也会促使女性流动预期寿命与男性的差异会随年龄的增长逐步减少，甚至赶超男性。

(二)安徽省人口平均流动预期时间变动趋势图1显示2010年、2013年安徽省外出流动人口分年龄的平均流动预期时间，外出人口2010年、2013年的平均流动预期时间分别为16．3年和18年。从时间维度上看，安徽省人口在流动状态下的时间在增加;从绝对值上看，已远远超过2010年全国的平均流动预期时间。这说明安徽人口流动的长期化趋势非常明显。从分年龄组的流动预期时间来看，2013年年轻组的平均流动预期时间高于2010年，尤其体现在15～19和20～24两个年龄组，差距较大。但同时可看到，两个年份的流动预期时间差距随年龄的增大而减小，在45岁以上年龄组中，2013年的流动预期时间反而低于2010年。这说明安徽省流动人口的年龄结构有所改变，年轻人群比重在增加，而中老年人群比重则在下降。

(三)安徽省人口平均流动预期时间的性别差异图2反映的是安徽省人口2010年和2013年分性别、分年龄的流动预期时间情况。2010年和2013年男性的流动预期时间均高于女性，该差异在年轻年龄组表现得尤为明显。但2013年男性和女性流动预期时间的差异远大于2010年，2013年男性和女性的流动预期时间分别为20．1年和15．9年，二者相差4．2年，而2010年二者之间的差距为1．9年，还不到2013年的一半。另一方面，随着年龄的增加，男性和女性之间的差距缩小，尤其是到40岁之后，该现象在2010年和2013年数据中均能体现。图3反映的是2010年安徽省人口的流动预期时间在预期寿命中所占比重(用FLEx/ex表示)，FLEx/ex越大说明人口流动的时间越长。如图3所示，2010年安徽省人口平均流动预期时间在平均预期寿命中所占比重达到19．38%，说明该省人口在平均预期寿命中将近五分之一的时间处于流动状态。2010年男性的平均流动预期时间在平均预期寿命中所占比重超过20%，达到21．36%，远远高于女性的17．38%，但这种差距同分性别流动预期时间一样都是随着年龄的增加而缩小。同时也应注意到，FLEx/ex值在15～19岁组之前一直呈上升状态，之后FLEx/ex值则随年龄增长不断下降，男性和女性均表现出同样趋势。这与15～19岁组的流动率大幅度上升密切相关。

五、结果与讨论

篇12

[中图分类号]C92424

[文献标识码]A

[文章编号]2095-3283（2017）03-0134-06

一、研究背景

2015年北京市常住人口为21705万人，其中常住外来人口为8226万人，占常住人口的379%。2016年，在北京市召开的“两会”上，市政府提出继续努力实现2015年制定的人口控制目标，即在未来5年内，将全市常住人口总量控制在2300万人以内[1]，展示出北京市政府新一轮严格控制人口的决心。面对人口净增空间小、控制压力大的局面，北京市正积极通过以地控人、以房控人、以业控人等方法缓解人口压力[2]，同时加大对流动人口聚居地城中村的治理，未来流动人口生活工作空间可能被进一步压缩。面对这样的趋势，北京市城中村流动人口当下生活状况及留京意愿如何？有哪些因素会影响城中村流动人口留京意愿？这些问题将是政府相关部门以及学者需要研究的内容，只有弄清和顺应城中村流动人口的主观意愿，才能保证人口调控工作起到事半功倍的效果。

流动人口迁移行为和意愿研究一直是国内外人口研究方面的热点问题，目前国内外研究成果显著。国外学者关于定居意愿影响因素的研究存在不同观点，通常被广泛接受的因素包括流动经历、流入地的社会网络和社会互动强度以及一系列社会经济人口变量。比如在流入地居住的时间长短，通常被认为对定居意愿产生积极的影响[3]，而流动者在流入地与当地人有频繁的社会互动或更广泛的社会网络会对他们选择永久定居产生正面的影响[4]。而其他社会人口变量，如性别、年龄、教育程度、收入等也都会影响定居决策[5]。国内学者对于我国流动人口迁移意愿也进行了大量的研究。侯红娅、杨晶等人发现年龄越轻，文化程度越高，对进入城市后的收入预期越好，他们的迁移意愿就越强烈[6]。任远的研究显示，外来人口在城市中“不断沉淀”，居留时间越长，继续长期居留的概率越高，表明外来人口在迁入地的居留时间是决定是否迁移定居的主要原因[7]。李艳春研究成果表明新生代农民工的教育水平、婚姻状况、城市居住时间、是否签订劳动合同、城市朋友数量、自评社会经济地位等因素对其决定留在北京有显著影响，收入对新生代农民工选择回乡还是留在北京的意愿均没有显著影响[8]。但也有研究与以往成果有所差异，黄乾基于上海、天津、广州、沈阳和昆明5个城市1076个农民工调查数据发现，农民工的年龄、就业状态、月收入、农村土地、住房情况、养老保障状况及社会融合对其定居意愿有显著影响，但性别、婚姻、受教育程度、职业和社会资本对定居意愿影响不显著[9]。叶鹏飞认为农民工的定居决策主要受市场性、文化心理性和制度性三类因素的影响，其中，市场性因素正在成为显在的主因，制度性因素的作用已经有所下降，并不是阻碍定居的显著因素[10]。

对北京流动人口定居意愿专门研究发现，在迁入地工作时间长、工作稳定、家庭式流动、住房情况、原来属于农业户籍的人口更愿意在迁入地定居[11]。与农村巨大的地区收入差距和北京优质的公共服务是让农民工留京的主要原因[12]。另外，续田曾认为城市定居是一个根据教育水平的正向自我选择过程，参加社会保险对农民留在城市定居具有关键作用，而能力和社会资本却对他们定居没有显著影响 [13]。 鉴于北京市近几年人口控制压力，及针对城中村流动人口这一特殊群体留京意愿方面的研究不足，本文利用2015年北京城中村调研数据，对北京市城中村流动人口群体特征进行归纳，并对其留京意愿进行分析，探析城中村流动人口留京意愿的影响因素，进而思考北京市实施控制人口政策的可能效果，以期为北京市制定调控人口对策提供参考依据。

二、数据和变量选取

（一）研究区域概况

北京市是我国外来人口最多的城市之一，外来人口已经成为城市社会经济发展所需人力资源的主体部分。在北京外来人口住房中，城中村扮演着重要角色。根据2006年“北京市1‰流动人口调查”数据分析，城中村所提供的房源占流动人口住房总量的641%[14]，可见城中村承担北京超过一半外来人口的居住功能。为此，本次调研区域选择北京市流动人口密集的城中村。同时，利用全国第六次人口普查北京市分街道数据，共涉及306个乡、镇、街道单元，采用集聚指数来衡量北京市各地区流动人口集聚情况[15]，认定数据结果呈现的外来人口集中区即为当前流动人口聚集区，依此选择落在集聚区内的城中村为调研区域。

集聚指数衡量过程。流动人口的空间密度以及占区域总人口的比例为两个基本指标，对两个指标进行无量纲标准化处理如下：

密度指数：Idi=Dfi/Avg（Dfi）（i=1，n）

比重指数： Iri=Rfi/Avg（Rfi）（i=1，n）

式中：Dfi为统计单元流动人口密度，（Dfi）为区域流动人口密度均值；Rfi为统计单元流动人口占比，（Rfi）为区域流动人口占比均值。最后，对标准化处理后的指数进行划定：Idi、Iri同时大于等于1时，即密度指数与比重指数均高于均值的统计区，为流动人口高度聚集区；当Idi≥1，Iri

依上结果，本文调研采样点选择高度聚集区中的城中村，主要分布在朝阳、丰台、海淀等地，共涉及14个采样点。

（二）数据来源

本次调研对象选择主要满足两个条件：一是年龄在18―50岁之间，能独立辨别问卷内容的流动人口；二是流动人口生活在城中村。这部分流动人口数量较大，文化水平和身份相对混杂，容易受到周围环境干扰，研究意义较大。

本文采用的数据来源于2015年10―12月份期间，协同北师大相关课题人员进行的北京市城中村租客的问卷调研。通过与被访者面对面调研，共收回问卷817份，根据研究目的，剔除数据存在缺失的问卷，整理出有效问卷645份，有效问卷率789%。此次调查以“您愿意长期留在北京工作”为城中村流动人口留京意愿的表达，问卷涉及的调查问题包括：被访者个人及家庭情况、住房状况、工作职业、收入、城中村环境和交通出行情况等。

（三）变量选取

本文从个人、家庭、流动特性、城市适应度四个层次来考察城中村流动人口留京意愿因素，并分析每个层次的整体作用状况，为此我们建立影响家庭化迁移的嵌套模型。模型1建立在城中村流动人口个人因素层次上；模型2建立在个体和家庭两个层次上；模型3建立在个体、家庭和流动特性三个层次上；模型4建立在个体、家庭、流动特性和城市适应度综合层次上。依据研究目的和使用数据的情况，我们利用Binary Logistic Regression模型来进行分析，并定义相关变量（见表1）。

1因变量

因变量是城中村流动人口留京意愿。问题设置为“愿意”和“不愿意”，为二分类变量，故将其转化为虚拟变量，愿意留京取值为1，不愿意留京取值为0。

2自变量

城中村流动人口个体变量。这里将考察流动人口的年龄、性别、户籍、教育程度、收入和就业等因素。就业由职业和单位性质组成，其中，业分为四种：专业技术人员、个体户、体力劳动者以及非正式工作者，将非正式工作者设为参照组。单位性质分为五种：国有企业、合资企业、村办企业、私营自佣和无单位，将无单位设为参照组。

城中村流动人口家庭变量。本文用“同住亲属人数”“同住未成年及老人总数”“就业人数”“在老家还有耕地吗”以及“结婚状况”五个问题来测量城中村流动人口的家庭网络，其中，城中村流动人口同住人数、就业人数、未成年及老年人数为连续变量。“在老家还有耕地”回答结果为“有”或者“无”。

城中村流动人口流动特性变量。这个层次主要考察城中村流动人口对于在京工作的稳定性，一定程度上反映其城市归属感。本文采用城中村流动人口住京时长、在京更换工作次数两个因素来衡量，住京时长通常被认为是影响流动人口留京意愿的重要因素，本文需进一步验证，另外在京更换工作次数为连续变量。

城中村流动人口城市适应性变量。本文用“工作满意度”“城中村交通满意度”和“居住满意度”三个自评变量来表示流动人口城市适应变量。问题直接通过满意程度来设置，答案为“满意”“一般”“不满意”。

三、北京市城中村流动人口主要情况和特点

根据此次调研数据，本文对北京市城中村流动人口的人口特征、家庭状况、就业、住京时长、城中村环境以及相关满意度自评等方面进行了分析。数据显示，2015年北京市城中村流动人口呈现以下几个明显的特点：

（一）城中村流动人口以“80”“90”后新生代为主体，受教育水平提高，以从事技术性较强的行业为主

从年龄来看，城中村流动人口的平均年龄是295岁，以青壮年为主是该群体的明显特点。其中，20―30岁是最集中的年龄段，占比为603%；年龄小于40岁的占比为891%。很明显他们大多是“80”“90”后，典型的新生代流动人口。这部分人群正处于人生的壮年期，为北京劳动力市场注入新鲜血液，但同时对于就业、居住、医疗、生育以及子女教育等公共服务需求也很大，某种程度上加剧了北京市公共服务供给压力。

城中村流动人口受教育水平以高中、大专和本科为主，从受教育年限上看，平均达到123年，整体上城中村流动人口教育水平呈现逐年提高的趋势。其中，新生代流动人口的教育程度明显高于他们的上一辈。随着北京未来产业升级，必将对外来人口进行更高要求的筛选，以促进社会文化水平的整体提升。

本次城中村调研，将经理主管、专业人员和技术工人划入技术性行业，三者占比合计499%，个体户占比205%，从事体力劳动者占比222%。从职业占比上看，城中村流动人口从事工作整体技术性较强，自由性较大，与以往大部分流动人口从事体力劳动为主的就业结构有很大差异，说明近些年北京市城中村流动人口整体素质在提升。

（二）城中村流动人口主要为乡-城流动为主，家庭迁移率较高，乡土观念依旧较浓

调研数据表明，有820%的流动人口为农村户口，城市户口仅为180%。另外，笔者认为住户携带直系亲属即完成家庭迁移，其迁移率达到811%，与近几年流动人口家庭化趋势明显等研究相符[16]。同时，城中村流动人口老家拥有耕地的占729%，表明城中村流动人口虽然远离乡土，但并没有永久性割断与农村的直接联系，仍保有耕地。

（三）住京时间长，工作更换频率低，群体稳定性较强，对均等化公共服务诉求较大

北京城中村流动人口住京平均时间为442年，其中，居住时间大于3年的占比为557%，而居住一年以下的占比仅为121%。可见，有一半以上的城中村流动人口在京工作生活超过3年。随着工作、居住的稳定以及对周围环境的适应，城中村流动人口完成了迁移流动，已初步适应当地环境，部分家庭完成随迁等过程，成为较为稳定的常住外来人口。

从工作更换频率看，调研对象工作更换次数均值为203。其中，工作至今未更换一次工作的流动人口占比442%，工作稳定性高；工作更换次数小于3次的流动人口占比为733%。城中村流动人口工作整体较为稳定，这与流动人口在大城市承受未知风险有关，即工作稳定在经济和心理上提供给流动人口更多的安全感和抗压力。

目前，北京城中村流动人口表现出较强的稳定性，而当前融入和适应城市生活则更为迫切。通过访谈进一步获悉，城中村流动人口最为关注的方面为社会公共服务，其诉求也在进一步加大。例如，北京市教育资源有限、中小学入学门槛高等问题导致城中村流动人口子女入学困难。

（四）城中村流动人口整体工作居住条件有所改善，但城中村交通较差

通过城中村流动人口城市适应自评分析，有521%的流动人口对于目前工作持满意态度，不满意占比仅为50%。可见，流动人口对于在北京工作较为认可。居住条件上，有493%的流动人口表示满意，但不满意比例也占到172%，仍有少部分群体对提高居住条件有较高要求。对于城中村交通，仅有290%的城中村流动人口表示满意，大多数认为城中村交通一般满意度普遍偏低。实地走访这些城中村可以发现，城中村道路等级、密度以及公交及轨道站点数量相较于周边城市建成区都是缺乏的，同时缺乏必要的交通管理。

四、城中村流动人口留京意愿及影响因素探析

留京意愿是个人对居住地的主观看法、打算和期待，以往研究主要针对农民工、流动人口展开，研究内容有的只考察农民工的人口特征（如年龄、户籍、性别、收入）对长久居住的影响，有的考察了经济和社会因素，却忽略了流动人口的城市适应状况、流动特性对其迁移意愿的影响。本文将研究对象选定为北京市城中村的流动人口，这样能更有针对性地反映城中村流动人口这个特殊群体对北京的认同程度。数据显示，634%的城中村流动人口愿意留在北京继续工作。相对以往留京意愿比例有所差异，这与不同时间、环境、群体界定有关，但总体留京意愿仍较高。为了理清哪些因素真正会影响到城中村流动人口这个特殊人群的留京意愿，本文通过Binary Logistic Regression模型进一步分析，表2为回归结果。

回归结果包括4个模型。首先，将个人因素纳入城中村流动人口留京意愿模型中进行回归分析；模型2加入家庭因素；模型3加入流动特性因素；模型4加入城市适应性因素。随着回归模型逐步加入4个层次的因素，最终模型模拟效果较好。

从回归结果上看，个人因素中年龄、教育程度、户籍和性别对于城中村流动人口留京意愿影响并不显著，这与以往研究中随着年龄增大想留下的愿望越弱、受教育程度越高、留京意愿越等有所差异。这部分差异可能与此次研究对象有关，访谈中我们发现不同年龄流动人口表现出留京意愿较为随意，且调研对象受教育水平整体差距不太大。职业因素对留京意愿影响最为显著。相对参照组，个体户及体力劳动者不愿意留在北京。体力劳动者往往处在社会低端行业，劳动强度大，收入也相应较低，其对北京总体感觉往往失落感大于归属感，访谈中获悉，他们认为一旦有更好的机会，可能离开北京；另外，个体户从事行业大多属于北京市产业疏解部分，对于未来的不稳定性导致其留京意愿也较低。工作性质因素对留京意愿存在显著影响，其中，国有企业工作影响显著性最高，相对稳定的工作环境一定程度上提升这部分流动人口的归属感，使其更愿意留在北京。收入因素对城中村流动人口留京意愿的影响并不显著，这与以往大多数研究有所差异。究其原因，流动人口来到北京打工首先是出于生计，满足基本生活开销，同时也希望为自己以及家人创造更好的生活条件。调研对象中，45%的流动人口是由于亲缘带动来北京工作，32%的流动人口是由于北京工作机会大、工资高，20%的流动人口是由于北漂精神的促动来北京闯荡。可见，城中村流动人口来北京打工不仅仅是为了赚钱，还存在金钱以外的、更能吸引他们的因素。因此到北京寻求发展的城中村流动人口更加看重各种机会以及技能的增长，解释了收入因素对其留京意愿影响不显著的原因。

家庭因素中，家庭中的就业人数对留京意愿有显著影响，就业人数多的家庭更不愿意留在北京。一般认为家庭中就业人数多，家庭收入高，能承受更多未知的挑战和风险，会更愿意留在北京。然而就业人数增多后，工作占用较多精力，家庭成员辛苦工作后回到租住地缺乏交流，家庭成员归属感降低，进而导致其不愿留在北京。而其他自变量如住户人数、小孩和老人数、婚姻状况以及家庭有无耕地等影响作用并不明显。

流动特性中，住京时长对留京意愿有显著影响，这与以往研究一样，表明长时间居住某处会带给人更多的依赖性和归属感。长时间居住在北京，无论在工作还是人际交往方面，流动人口都能够很好地适应城市生活，找到自己的定位与发展方向，进而更愿意留下来继续居住。而在京工作更换次数对留京意愿影响并不显著。

城市适应度中，居住条件对城中村流动人口留京意愿影响不显著。工作满意对留京意愿有显著影响，工作满意度高的打算长久留京工作。另外，城中村交通对留京意愿有显著影响，对城中村交通满意的愿意留在北京，不满意的则不打算长期在北京居住。

五、结论

本文利用北京市城中村流动人口调研数据来分析其群体特征，使用二元逻辑斯蒂回归模型对留京意愿影响因素进行回归分析，得出以下结论：1目前北京市城中村流动人口有年轻化、家庭化的趋势，受教育水平较高，在京时间整体较长，呈现较为稳定的生活状态；有634%的城中村流动人口愿意长久留在北京，整体留京意愿较强。2职业及工作单位对该群体留京意愿有显著影响，一般个体户和体力劳动者不愿意留在北京，国有企业单位性质的流动人口则愿意留在北京。3家庭就业人数对于留京意愿有显著的反向影响，即家庭就业人数越多，其越不想留在北京。4居住北京时长显著影响城中村流动人口的留京意愿，居住时间长的个体更愿意选择留在北京继续生活。5城中村流动人口关于工作满意度以及城中村交通满意度显著影响其留京意愿，工作满意度和城中村交通满意度高的愿意留在北京。6收入对于城中村流动人口留京意愿并没有显著影响，尽管流动人口到北京生活重要原因是出于经济方面考虑，但收入并不是其留京意愿最主要的决定因素。

综上所述，北京市城中村流动人口留京意愿影响因素复杂，取决于经济、社会、心理等多种因素的交互作用，存在客观因素，但更多来自于其主观意愿。当前城中村流动人口由于社会背景、自身价值和行为的差异，经济方面因素已经不是留京意愿的决定性因素。同时，职业因素显著影响着城中村流动人口留京意愿，而目前北京市疏解的包括零售业、制造业的几个“一批”行业都是城中村流动人口留京意愿较差行业。从某种意义上讲，政府疏解部分产业可能影响城中村流动人口留京意愿，但具体影响程度多大还需进一步研究。

[⒖嘉南]

[1]梁天韵，乌梦达.北京：打响人口“天花板”保卫战[J].t望， 2016（2）：16-17.

[2]张炜.控制特大城市人口规模是一个重大的发展问题――兼论北京人口调控方略[J].新视野，2015（6）：53-58.

[3]Khraif R M. Permanent Versus Temporary Rural Migrants in Riyadh， Saudi Arabia-a Logit Analysis of Their Intentions of Future Mobility.[J]. Geojournal，1992，26（3）：363-70.

[4]Reyes B I.Immigrant Trip Duration： The Case of Immigrants from Western Mexico [J].International Migration Review，2001， 35（4）：1185-1204.

[5]Massey D S. Understanding Mexican Migration to the United States[J].American Journal of Sociology， 1987，92（6）：1372-1403.

[6]李艳春，李秋实.新生代农民工回乡与留守的意愿探析[J].学术交流， 2014（12）.

[7]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[J]. 社会， 2011， 31（2）：153-169.

[8]孙鹃娟，刘洋洋.北京市农民工的群体特征及其留京意愿探讨[J]. 北京社会科学， 2015（9）：76-80.

[9]续田曾.农民工定居性迁移的意愿分析――基于北京地区的实证研究[J].经济科学，2010（3）：120-128.