嘉兴新居民定居城市意愿与影响因素分析_肖建_邢磊
城乡居民收入差异变化及其影响因素分析

Operations Research and Fuzziology 运筹与模糊学, 2022, 12(1), 36-46 Published Online February 2022 in Hans. http://www.hanspub.org/journal/orf https://doi.org/10.12677/orf.2022.121004
文章引用: 李荟霖. 城乡居民收入差异变化及其影响因素分析[J]. 运筹与模糊学, 2022, 12(1): 36-46. DOI: 10.12677/orf.2022.121004
城乡居民收入差异变化及其影响因素分析 李荟霖 贵州大学数学与统计学院,贵州 贵阳
收稿日期:2021年12月22日;录用日期:2022年1月24日;发布日期:2022年2月7日
摘 要 本文利用1978~2017年城乡居民收入的相关数据,对影响城乡居民收入差异的因素进行分析。其中对城乡居民收入差异的时间序列建立了ARIMA模型,来预测城乡居民收入差异的发展趋势。考虑到数据的可获得性和研究的科学性选取了影响我国城乡居民收入差异的几个因素:城镇化水平、产业结构、经济发展因素,收集了1978~2017年的数据,利用ADF单位根检验各时间序列的平稳性。利用Johansen协整检验得出四个指标之间的协整关系。建立VEC误差修正模型研究各变量间长期均衡与短期调整之间的关系。通过脉冲响应分析和方差分解进一步得出各因素对城乡居民收入差异的影响方向和影响程度。得出经济的发展,城镇化水平以及产业结构对城乡居民收入差异均有一定的影响,其中经济的发展对城乡居民收入差异的影响最为严重,其次是产业结构,然后是城镇化水平。
关键词 城乡居民收入差异,ARIMA模型,Johansen协整检验,脉冲响应分析,方差分解
Analysis on the Change of Income Differences between Urban and Rural Residents and Its Influencing Factors
代际差异视角下农民工乡城迁移与宅基地退出影响因素分析——基于推拉理论的实证研究

生代农 民工 2 8 6 人, 占总体 的 4 6 . 6 6 %, 第一代农 民工为 3 2 7 人, 占 比为 5 3 . 3 4 % 。两代农 民工样本 的基本特征见 表 1 。
表 1 农 民工调查样本基本情况
T a b . 1 B a s i c i n f o r ma t i o n o f s u r v e y s a mp l e
有研 究 中 , 主要从 两代 农 民工 个人 特 征代 际差 异 、 就 业 状 况、 对 城市 的融入 度 、 自我 认 同 以及 和 城市 的心 理距 离 等 方 面进 行 了研究 ” “ 。 因此 , 有 必 要 从 代 际差 异 的视 角
2 数据来源 与研究方法
2 . 1 数据 来源及 特征 本研究 采取 了随 机抽 样 与 非 随机 配 额抽 样 相 结 合 的 方法 , 对 在 天 津市 制 造 业 、 建筑 与装 饰 装 修 业 、 交通 运输 业、 批 发零售业 、 餐饮 服务 业 等 行 业 中务 工 的农 民工 进行 了调查 。调查共 发放 问卷 7 0 0份 , 收回 6 8 0份 , 其 中 有 效
中 国人 口 ・ 资源与环境
2 0 1 3年
第 8期
是他 们 的基 本保 障 。虽 然 向城镇 迁 移 还 是 回到 农 村最 终 取决 于农 民工 自身 的决 策 , 但在决 策 函数 中土地 为农 民工 城 乡迁移提 供着 不 可忽 视 的保 障作 用 。而 已有 关 于农 民
看, 农村 宅基 地退 出主 要 受两 种 主要 的力 量作 用 , 这两 种 力 量分别 作用 于作 为使用 权 主 体 的农 户 和 以及 宅 基地 本 身 上 。一 种是 推动宅基 地退 出 的力 , 包括 来 自农村 和 城市 各 自对农 民工 的推 力 。另一 种 就 是拉 动 宅基 地 退 出的力
数字经济对城乡居民收入差距影响研究——兼论城镇化的门槛效应

第25卷第1期2024年2月南华大学学报(社会科学版)Journal of University of South China (Social Science Edition )Vol.25No.1Feb.2024[收稿日期]㊀2023-10-12[基金项目]㊀河南省哲学社会科学规划项目 郑州都市圈经济融合发展研究 资助(编号:2021BJJ095)[作者简介]㊀庞玉萍(1969 ),女,河南洛阳人,郑州大学商学院副教授,博士㊂1郑州大学商学院硕士研究生㊂数字经济对城乡居民收入差距影响研究兼论城镇化的门槛效应㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀庞玉萍,杨子钰1(郑州大学商学院,河南郑州450001)[摘㊀要]㊀数字经济为缩小居民收入差距带来了新机遇,而 数字鸿沟 又可能引发新的贫富差距㊂研究数字经济对城乡居民收入差距的影响,对于认识和缩小差距,实现共同富裕具有重要意义㊂文章基于2011 2020年31个省域面板数据,通过构建静态㊁动态面板模型及门槛模型,分析数字经济对城乡居民收入差距的影响㊂研究发现:省域层面上,数字经济显著缩小城乡居民收入差距,且该影响具有单一门槛效应㊂在城镇化水平较低时,数字经济对城乡收入差距的影响不显著;当城镇化水平越过门槛值,数字经济水平显著影响城乡收入差距的缩小㊂异质性分析发现,我国南北地区呈现出不同的效应,北方省份城乡收入差距受数字经济水平影响较小,而南方较大㊂[关键词]㊀数字经济;㊀城乡居民收入差距;㊀门槛效应[中图分类号]㊀F124.7;F49㊀[文献标识码]㊀A [文章编号]㊀1673-0755(2024)01-0063-08DOI :10.13967/ki.nhxb.2024.0011㊀㊀当前,数字化浪潮正凭借强大的渗透能力快速而广泛地与社会经济各个领域相融合㊂2022年 十四五 规划纲要提出要 建设智慧城市和数字农村 ,2023年中央一号文件指出 要深入实施数字乡村发展行动 ,让数字技术加速向农村延伸和渗透,引导资本㊁技术㊁人才等要素流向农村,为畅通城乡经济循环㊁破解城乡发展失衡问题提供契机㊂数字经济发展助力农业增效㊁农民增收,有望弥合城乡收入差距,实现共同富裕㊂然而,由于农村地区的数字信息技术相对比较落后㊁人口老龄化严重以及对数字技术的认识度和接受度较低,数字经济对缩小城乡收入差距可能起相反作用㊂那么,数字经济究竟会对城乡收入差距产生怎样的影响?对于不同地区的影响是否存在异质性?回答这些问题不仅能为缩小城乡收入差距提供新思路,还对促进城乡融合㊁实现共同富裕具有重要现实意义㊂一㊀文献综述(一)数字经济对城乡居民收入差距的影响 数字经济 这一概念源自20世纪90年代㊂数字经济之父Don Tapscott 指出,在数字经济中,信息流的呈现不依赖于实体,而是以数字化的方式通过网络流动和传输[1]㊂现有文献在关于数字经济的定义上各有侧重,但达成的基本共识是:数字经济是以数据为关键生产要素[2],以数字基础设施为发展载体[3],以数字产业化和产业数字化为数字价值呈现形式的经济活动[4]㊂这一定义对后文构建数字经济指标体系具有极大借鉴意义㊂当前,已有学者关注到数字经济对城乡居民收入差距的影响并进行研究,主要形成三类观点:第一类观点认为,数字经济能够缩小城乡收入差距㊂由于数字具有低成本重复查询和调用的特点,可降低农村居民的信息搜寻成本㊁工作搜寻成本以及商品运输成本[5]㊂一方面,有助于农户做出最优生产决策和市场决策,从而降低生产成本㊁提高农业收入[6]㊂另一方面,能够促使农村剩余劳动力由农业部门转向非农部门,增加农户的非农就业收入[7]㊂第二类观点认为,数字经济会加剧城乡收入差距㊂城乡经济发展的巨大反差以及城市强大的虹吸效应逐渐引致了 城乡数字鸿沟 ,进一步加深多维贫困的程度[8]㊂第三类观点认为,数字经济对城乡收入差距的影响呈现非线性关系㊂如程名望等采用2003 2016年31个省份的数据考察互联网普及与中国城乡收入差距之间的关系,发现二者呈现 倒U型 发展趋势,并指出现阶段我国处于曲线拐点右侧,即利用数字技术缩小城乡收入差距的机遇期[9]㊂王军等基于2013 2019年省级面板数据研究发现,数字经济发展与城乡收入差距呈 U 型 关系,全国大部分地区处于数字经济发展有利于缩小城乡收入差距的阶段[10]㊂(二)数字经济影响城乡居民收入差距的作用机制已有文献主要从资源优化配置㊁产业结构升级㊁技术创新水平提升等多个角度解析数字经济与城乡收入差距之间的影响机理和理论逻辑㊂第一,数字经济可以通过提升各类生产要素的配置效率,加深城乡间土地㊁人口㊁资金㊁技术㊁信息等要素市场的联动[11],促进非农生产活动的扩散,从而影响城乡收入差距㊂第二,数字经济凭借高技术㊁高渗透㊁低成本的优势,动摇传统分工基础,推动城乡产业链深度融合和产业升级[12],进而影响城乡收入差距㊂第三,数字经济发展产生了技术创新效应,数字化创新工具的全面铺开可以带动农业农村实现高质量发展,对城乡收入差距产生影响㊂如韩先锋等认为,互联网发展可以驱动区域创新效率,中西部区域具有 后发优势 从而获益更多,有助于缩小发达地区和落后地区的创新差距[13]㊂此外,也有学者关注到城镇化水平可能影响数字经济的共同富裕效应㊂如柳江等研究发现,数字经济发展与城乡收入差距之间存在城镇化的门槛效应,认为在城镇化水平程度较低阶段,其缩小城乡收入差距的作用更大[14]㊂总体上,现有文献为本文提供了有益参考,但依然存在一些不足:第一,关于数字经济对城乡收入差距影响的研究仍较少;第二,鲜有文献关注到城镇化水平的门槛作用,而城镇化是关系我国城乡融合的重要内容,忽略其作用可能会导致对数字经济与城乡收入差距之间关系的认识偏误;第三,现有文献大多利用静态面板模型进行分析,不能反映数字经济对城乡收入差距影响的滞后现象㊂基于此,本文以2011 2020年31个省份的面板数据为样本,建立静态㊁动态面板模型以及门槛模型,分析数字经济对城乡居民收入差距的影响及其异质性,并进一步探讨城镇化的门槛效应㊂二㊀理论分析与研究假设(一)数字经济发展对城乡居民收入差距的影响机制数字经济通过节约农业生产成本㊁促进产业融合㊁影响农民就业能力等渠道而影响城乡收入差距,见图1㊂图1 数字经济发展对城乡居民收入差距的影响机制㊀㊀第一,数字经济节约农业生产成本和信息获取成本㊂具体而言,农户可依托大数据测防系统实现对气象灾害的精准防控和病虫害精准防治,科学规避农业经营风险,避免农产品大量减产;从互联网获取新品种㊁新技术㊁新模式等农业科技信息,提高农业生产经营能力和农业生产效率[15],实现农业增值,缩小城乡收入差距㊂第二,数字经济促进一二三产业相互融合㊂数字经济发展过程中,产业创造价值的方式不再是独立的,只有与其他产业实现有效融合,才能找到新的成长空间㊂当前的社会需求也不单是产品的数量增加,更多的是产品的质量提升㊂数字经济时代,城乡间要素流通以及跨产业链上下游之间的交流愈加频繁,驱使农村第一产业与城市二三产业深度融合,同步提升生产和供给能力使农业增产,即提升农村特色资源优势的同时满足城市高质量消费需求[12],最终缩小城乡收入差距㊂第三,数字经济提升农民的就业能力和创业活力㊂一方面,随着互联网普及的深化,农民可以通过社交平台或参与线上培训掌握更多数字信息知识和46㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀南华大学学报(社会科学版)㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀2024年技术,提高就业能力㊂另一方面,金融机构贷款效率在云计算㊁区块链等技术手段下得到极大提升,能够为农户创业提供更加灵活快捷的小额贷款服务和充足稳定的资金来源,缓解农民融资约束[16],激发创业活力,提高农村居民收入,逐步缩小城乡收入差距㊂基于此,提出如下假设:假设1:数字经济有助于缩小城乡收入差距㊂(二)城镇化水平在数字经济对城乡收入差距的影响中存在门槛效应数字经济作为一种新经济㊁新业态,具有一定的城镇偏向[17]㊂因此,当城镇化水平处于较低水平时,城乡间数字鸿沟和人力资本差距较为明显,数字经济红利会优先被城镇高收入居民享有[18],使其对该地城乡收入差距的收敛作用较小㊂但随着城镇化水平的逐步提高,数字经济红利更加 普惠 ,无论城镇还是农村的人力资本㊁产业结构㊁市场潜能都将被深刻优化,从而弥合城乡间的数字鸿沟,缩小城乡收入差距㊂据此,提出以下假设:假设2:数字经济缩小城乡收入差距的效应会受城镇化水平的影响,随着城镇化水平的提升,数字经济对城乡收入差距的收敛效应增强㊂三㊀模型构建、变量说明与数据来源(一)模型构建1.基准回归模型本文构建基准回归模型,为了考察数字经济对城乡收入差距的影响,建立如下计量模型:Theil it=α0+βDe it+δX control+μi+λt+εit(1)其中,i表示省份,t表示年份;Theil it为衡量i省份在t年份的城乡收入差距的泰尔指数;De it表示i省份在t年份的数字经济发展水平;X control为一系列控制变量;μi表示个体效应,λt表示时间效应,εit为随机扰动项㊂式(1)为静态面板模型,但考虑到城乡收入差距可能存在路径依赖,即过去的城乡收入差距会影响当期城乡收入差距,因此将城乡收入差距指数的一阶滞后项作为解释变量引入模型,构建如下动态面板模型:Theil it=α0+α1Theil i,t-1+βDe it+δX control+μi+λt+εit(2)其中,Theil i,t-1表示城乡收入差距指数的一阶滞后项㊂2.面板门槛模型为判断城镇化水平在数字经济与城乡收入差距关系中的门槛作用,本文构建如下门槛回归模型: Theil it=α0+β1De it I(ln Urban itɤγ)+β2De it I(ln Urban it>γ)+δX control+μi+λt+εit(3)其中,ln Urban it为门槛变量城镇化水平;γ为待估门槛值㊂I(㊃)为示性函数,若括号内条件成立,则I=1,反之则I=0㊂式(3)为存在单个门槛值的情况,若存在多个门槛值,则模型设定为: Theil it=α0+β1De it I(ln Urban itɤγ1)+β2De it I(γ1<ln Urban itɤγ2)+β3De it I(ln Urban it>γ2)+δX control+μi+λt+εit(4)(二)变量选取1.被解释变量:城乡居民收入差距(Theil)目前衡量城乡居民收入差距的常用指标主要有三种,分别为城镇与农村人均可支配收入之比㊁基尼系数和泰尔指数㊂综合考虑,虽然城乡人均可支配收入比的计算方法简单,却无法充分体现城乡人口份额和收入份额的变化所带来的影响㊂基尼系数为各个收入组之间差距的加总平均,无法反映各个收入组的动态变化过程㊂相比之下,泰尔指数将城乡人口结构变化因素考虑在内,也对收入的两级变动更为敏感㊂因此,本文采用泰尔指数测算城乡收入差距,具体公式如下:Theil it=ð2r=1I r,it I it()ln I r,it IitP r,itP it()(5)其中,r=1和r=2分别表示城镇和农村地区, I r,it和P r,it分别表示t时期i省份城镇或农村居民的可支配收入和人口数量;I it和P it分别表示t时期i 省份的总收入和总人口数量㊂该数值越大,表示城乡收入差距越大㊂2.解释变量:数字经济发展水平(De)本文基于数字经济内涵,借鉴王军等[21]㊁陈贵富等[22]的方法,并结合数据可得性,从数字基础设施㊁数字产业化㊁产业数字化三个方面构建了包含5项具体指标的数字经济发展水平指标体系,对指标进行标准化处理,并使用熵值法确定各指标的权重,然后进行加权求和得到综合指数值㊂具体指标及其权重见表1㊂56第1期庞玉萍,杨子钰:数字经济对城乡居民收入差距影响研究表1㊀数字经济发展水平指标体系一级指标二级指标衡量标准(单位)指标属性权重数字基础设施宽带互联网基础每百人国际互联网用户数(户)+0.1277移动互联网基础每百人移动电话年末用户数(户)+0.1197数字产业化信息产业基础信息传输㊁软件和信息技术服务业从业人员占比(%)+0.4482电信产业产出人均电信业务总量(万元)+0.1165产业数字化数字金融数字普惠金融指数+0.1879㊀㊀3.控制变量本文选取如下控制变量:(1)产业结构水平(IS),用第二㊁三产业增加值占GDP的比重来表示;(2)财政支农水平(Agr),采用农林水事务支出占GDP的比重来表示;(3)金融发展水平(Finance),以金融产业增加值占GDP的比重来表示;(4)受教育程度(lnEdu),以每十万人口高等教育平均在校生人数的对数来表示;(5)市场化水平(Market),借鉴樊纲等(2001)[23]的研究,用市场化指数来衡量;(6)城镇化水平(lnUrban),采用城镇常住人口占总人口的比例的对数值来表示㊂(三)数据来源与描述性统计本文的数据样本由2011 2020年31个省的面板数据组成㊂其中,数字普惠金融指数来源于北大数字金融研究中心所公布的数字普惠金融指数①,其他数据均来源于EPS数据库和各省份的统计年鉴㊂表2为各变量描述性统计结果㊂表2㊀主要变量描述性统计结果变量符号观测值均值标准差最小值最大值城乡居民收入差距Theil3100.09070.03980.01800.2020数字经济发展水平De3100.23440.18100.03110.9999产业结构水平IS3100.90200.05230.74200.9970财政支农水平Agr3100.03800.03740.00790.2621金融发展水平Finance3100.07140.03040.02650.1963受教育程度ln Edu3107.82300.2918 6.98668.6328市场化水平Market3107.7215 2.1828-0.160012.1067城镇化水平ln Urban310 4.03500.2339 3.1224 4.4954四㊀实证分析(一)基准回归分析首先,使用静态面板模型估计数字经济对城乡居民收入差距的影响,固定效应模型的回归结果见表3的列(1)㊂结果显示,数字经济的回归系数在5%的水平上显著为负,即数字经济能够显著缩小城乡收入差距㊂其次,运用动态面板模型进行估计,使用差分GMM模型(DIFF-GMM)和系统GMM模型(SYS-GMM)来考察数字经济与城乡收入差距的关系,估计结果见表3的列(2)和列(3)㊂由回归结果可以看到,无论是使用差分GMM还是系统GMM,数字经济的回归系数均在1%的水平上显著为负,数字经济的发展对城乡收入差距具有显著的收敛效应㊂此外,两个模型的AR(2)值都大于0.05,表明只存在一阶序列相关不存在二阶序列相关,即通过了自相关检验;Sargan检验的P值接近1,接受所有工具变量都有效的原假设,即表明工具变量不存在过度识别问题㊂因此,差分GMM和系统GMM的估计结果可靠且一致㊂66㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀南华大学学报(社会科学版)㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀2024年表3 数字经济发展与城乡居民收入差距的关系解释变量被解释变量:城乡收入差距(1)FE(2)DIFF-GMM(3)SYS-GMML.Theil0.8420①(0.0498)0.8360①(0.0273) De-0.0143②(0.0056)-0.0275①(0.0023)-0.0144①(0.0021) IS0.0543①(0.0084)-0.0015①(0.0003)-0.0001(0.0002) Agr-0.3689①(0.0561)0.0743①(0.0204)0.0449①(0.0084) Finance0.2170①(0.0316)-0.0149(0.0116)-0.0552①(0.0150) ln Edu-0.0269①(0.0019)-0.0278③(0.0169)0.0616①(0.0119) Market-0.0073①(0.0011)-0.0189①(0.0015)-0.0158①(0.0016) ln Urban-0.1247①(0.0100)0.0076(0.0097)-0.0112②(0.0044) Constant0.8134①(0.0253)0.0817②(0.0393)0.1410①(0.0284) AR(2)0.58890.1741 Sargan检验0.9968 1.0000观测值310248279㊀㊀注:括号内为标准误㊂①表示在1%的水平上显著㊂②表示在5%的水平上显著㊂③表示在10%的水平上显著㊂㊀㊀静态面板模型和动态面板模型估计结果都显示数字经济对城乡收入差距的影响系数显著为负,说明当前的数字经济发展显著缩小城乡收入差距㊂而对于其他控制变量,估计结果存在一定的差异㊂因为静态面板模型没有考虑到可能存在的遗漏变量和内生性问题,且动态面板模型考虑了时间的影响,所以本文主要以动态面板模型的估计结果为准㊂进一步考虑,系统GMM比差分GMM的估计偏差更小㊁效率更高,本文主要依据系统GMM的两步估计结果进行分析㊂表3中系统GMM的估计结果表明,金融发展水平(Finance)有助于缩小城乡收入差距,由于资金的利用效率提高,较多闲置的存款资金以各类贷款的形式投入到生产之中,加速经济和金融的发展,促进城乡整体发展㊂市场化水平(Market)有利于城乡差距的收敛,市场化进程的推进使城乡间资源要素流动加速㊁利用效率提升,这能为农民增收创造良好条件㊂产业结构水平(IS)的优化也有助于缩小城乡差距,但收敛效果尚不显著㊂财政支农水平(Agr)会扩大城乡差距,可能的原因在于,虽然财政支农补贴一定程度上增加了农民收入,但同时也强化了小农经营模式,阻碍农业规模化生产和集约化经营,抑制了农业生产效率㊂另外,财政支农政策还存在 福利依赖效应 ,可能陷入财政支农补贴得越多㊁农民对支农政策的依赖效应就越强㊁城乡差距越大的恶性循环㊂对于受教育程度(lnEdu)会扩大城乡差距的原因可能是,当人们的受教育程度提高后,不再满足于在本地区能够获取到的各种资源,导致大量人才流向大城市,留在农村的大多是劳动能力较弱且对新知识㊁新技术接受能力与意愿都比较低的老年人,不利于农村人力资本的提升,导致城乡差距扩大㊂(二)稳健性检验为进一步验证结果的有效性,本文采用替换解释变量和剔除部分样本两个方面进行稳健性检验㊂首先,替换解释变量㊂将解释变量替换为北京大学数字普惠金融指数(DIF),该指数衡量了数字金融的发展程度,部分学者将其作为评估数字经济的指标之一,在一定程度上反映了数字经济发展水平㊂如表4的列(1)回归结果显示,数字经济对城乡收入差距的收敛效应依然显著,与基准回归结果一致,说明实证结果稳健㊂其次,剔除部分样本数据㊂将北京㊁天津㊁上海和重庆这四个直辖市样本数据剔除,继续使用双向固定效应模型进行回归分析㊂如表4的列(2)回归结果显示,数字经济系数仍显著为负,实证结果稳健㊂76第1期庞玉萍,杨子钰:数字经济对城乡居民收入差距影响研究表4㊀稳健性检验变量(1)替换解释变量Theil (2)剔除部分样本数据TheilDIF-0.0003①(0.0003)De-0.0459①(0.0132) Constant0.8706①(0.8706)0.6500①(0.0369)观测值310270R-squared0.79580.7191控制变量是是地区固定效应是是时间固定效应是是㊀㊀注:括号内为标准误㊂①表示在1%的水平上显著㊂(三)异质性分析经济进入新常态以来,我国南北发展差距逐渐扩大, 南快北慢 格局成为制约我国区域协调发展的重要障碍[24]㊂长期以来,南方数字技术和实体经济融合程度更高,而北方数字化转型较慢㊂同时,南方地区比北方地区的城镇化水平㊁市场化程度更高,可能加剧南北之间数字化转型的差异,影响数字经济对城乡居民收入差距的收敛效果㊂因此,为观察地理区域上的异质特征,本文以秦岭 淮河一线为划分标准②,将样本分为北方与南方地区进行分地区检验,检验结果见表5㊂由表5可知,数字经济能够显著缩小南方地区省份的城乡收入差距,而对北方地区省份则不显著,呈现出明显的地区异质性㊂从 南北差异 角度分析原因,除上述市场化㊁城镇化水平等影响因素外,南方地区拥有更合理的经济结构㊁更强的创新能力,因此数字经济对缩小南方省份城乡收入差距的作用更为明显;北方地区高度依赖重工业,导致数字化转型较慢,因此现阶段数字经济对北方省份城乡收入差距的影响尚不明显㊂表5㊀异质性分析变量(1)北方地区Theil(2)南方地区TheilDe-0.0085(0.0084)-0.0673①(0.0157)IS0.0920②(0.0288)0.1698①(0.0333)Agr-0.2545①(0.0487)0.6778②(0.2828) Finance0.0252(0.0827)0.2298①(0.0564) ln Edu-0.0166①(0.0038)-0.0601①(0.0085) Market-0.0088①(0.0019)-0.0030(0.0026) ln Urban-0.0903①(0.0189)-0.0809①(0.0146) Constant0.5761①(0.1087)0.7422①(0.0589)观测值160150R-squared0.71820.9161地区固定效应是是时间固定效应是是㊀㊀注:括号内为标准误㊂①表示在1%的水平上显著㊂②表示在5%的水平上显著㊂(四)门槛效应分析1.门槛效应检验表6为城乡收入差距以城镇化水平为门槛变量的检验结果㊂结果表明,城镇化水平在单一门槛下估计值通过了显著性检验,而其他门槛均未通过显著性检验㊂因此,本文使用单一门槛模型来研究数字经济对城乡收入差距的影响㊂表6㊀门槛效应自抽样检验门槛变量门槛个数F值P值Bootstrap次数临界值10%5%1%城镇化水平单一门槛49.740.0070100028.584634.205246.3731双重门槛13.150.5720100027.437833.440442.9512三重门槛12.280.6270100028.221734.395244.9828㊀㊀表7为单一门槛估计值,城镇化水平的单一门槛值为4.1125,对应的城镇化率约为61.10%㊂2.门槛效应回归结果表8为城镇化水平的门槛效应回归结果,在不同的城镇化水平下产生的影响有所不同㊂当城镇化水平低于门槛值4.1125时(即城镇化率低于61.1%时),数字经济发展对城乡收入差距的影响系数为负但不显著,说明此时数字经济对城乡收入差距的收敛效应较弱㊂而当城镇化水平大于门槛值4.1125时(即城镇化率高于61.1%时),数字经济86㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀南华大学学报(社会科学版)㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀2024年发展对城乡收入差距的影响系数在1%水平下显著为负,此时数字经济能显著缩小城乡收入差距㊂原因可能在于,随着城镇化水平的提高,城市溢出效应增强,城乡之间的分化逐渐缩小,农村地区所享受的数字红利逐步增加,从而城乡收入差距缩小㊂该结论验证了本文最初提出的假设,即随着城镇化水平的提升,数字经济对城乡收入差距的收敛效应增强㊂同时也进一步印证了前文关于异质性分析的讨论结果,即数字经济对城乡收入差距的作用效果会受到城镇化水平的影响,该效果在城镇化水平较高的南方地区省份表现得更加显著,而北方地区省份仍受城镇化水平的制约而无显著效果㊂表7㊀门槛估计值和置信区间门槛变量门槛值估计值95%置信区间城镇化水平单一门槛检验γ 4.1125[4.1068,4.1198]表8㊀门槛效应回归结果变量TheilDe(ln Urbanɤ4.1125)-0.0279(0.0211) De(ln Urban>4.1125)-0.0647①(0.0204)IS-0.0915(0.0615)Agr-0.1710②(0.0816)Finance-0.2270②(0.0829)ln Edu-0.0685①(0.0081)Market-0.0018(0.0014)Constant0.7580①(0.0745)观测值310R-squared0.8390㊀㊀注:括号内为标准误㊂①表示在1%的水平上显著㊂②表示在5%的水平上显著㊂五㊀结论与建议本文在探讨数字经济对城乡居民收入差距的影响机制的基础上,以2011 2020年31个省级面板数据为样本,利用静态和动态面板模型进行实证分析,并进一步运用门槛模型探究城镇化水平的门槛效应㊂研究发现:第一,2011 2020年在省域层面上数字经济的发展能够显著缩小城乡居民收入差距,该结论具有稳健性㊂第二,数字经济对城乡居民收入差距的影响存在地区差异性㊂对于南方地区省份,数字经济能够显著缩小其城乡收入差距,而对于北方地区省份,数字经济对城乡收入差距的影响并不显著㊂第三,数字经济对城乡居民收入差距的影响具有单一门槛效应㊂在城镇化水平较低时,数字经济对城乡收入差距的影响不显著;当城镇化水平越过门槛值达到较高水平后,数字经济对缩小城乡收入差距的效果显著增强㊂该检验结果与异质性分析中的结论保持一致㊂上述结论的政策启示是:第一,进一步做大做强做优数字经济,缓解城乡居民收入不平衡现象㊂加强农村数字基础设施建设,畅通城乡要素流通渠道,吸引数字技术人才扎根农村干事创业,激活农村经济活力㊂第二,统筹考虑区域产业基础㊁资源禀赋,制定差异化发展策略㊂北方地区应加快 数字赋能 的步伐,鼓励企业数字化转型,提高数字技术在产业中的应用,充分释放数字经济红利,更好地缩小城乡收入差距㊂南方地区需夯实数字经济的共同富裕效应,并充分发挥辐射带动作用,进一步提升乡村等落后地区的数字经济水平㊂第三,鼓励和引导城镇化有序发展,更好地发挥数字经济对城乡收入差距的收敛作用㊂一方面积极推进就地城镇化,缓解传统城镇化模式下大规模空间迁移带来的城乡失衡问题;另一方面开展新型城镇化建设,推动城乡公共服务均等化,激发城乡发展活力,推动城乡间㊁区域间的整体发展,最终实现共同富裕㊂注释:①数据来源于数字经济开放研究平台(https://www. /research/numberdata#hotChart)㊂②根据秦岭淮河一线分界线,南方地区包括上海㊁江苏㊁浙江㊁安徽㊁福建㊁江西㊁湖北㊁湖南㊁广东㊁广西㊁海南㊁重庆㊁四川㊁贵州㊁云南㊁西藏等16个省(区㊁市),台湾省因数据缺失不包括在样本中,北方地区包括北京㊁天津㊁河北㊁山西㊁内蒙古㊁辽宁㊁吉林㊁黑龙江㊁山东㊁河南㊁陕西㊁甘肃㊁青海㊁宁夏㊁新疆等15个省(区㊁市)㊂[参考文献][1]㊀TAPSCOTT D.The Digital Economy:Promise and Perilin the Age of Networker Intelligence[M].New York:McGraw-Hill,1996.[2]㊀李海舰,赵丽.数据成为生产要素:特征㊁机制与价值形态演进[J].上海经济研究,2021(8):48-59. [3]㊀白俊红,陈新.数字经济㊁空间溢出效应与区域创新效率[J].研究与发展管理,2022,34(6):67-78.[4]㊀刘钒,余明月.长江经济带数字产业化与产业数字化96第1期庞玉萍,杨子钰:数字经济对城乡居民收入差距影响研究。
全国社会综合实践调查报告获奖名单

专 业
指
导
委
员
一等奖
会
指导教师姓名 毕凌岚、冯月、于洋 陈彦光、吕斌、汪芳
市
规
划
国
陈岚、杨祖贵、成受明、 孙音、陈鸿、陈春华
高
佳作奖
院校名称 作品名称 学生姓名 指导教师姓名 江西师范 假如爱有天意——南昌市培智学校智障儿童生活状况调 虞振亚、越飞、衷国圆、 曾艳、刘丽 大学 查 李琴 林心怡、邱白嫣、陈文 福州大学 榕城脉动——福州内河整治后市民使用综合评价调查 赵立珍、樊海强 静、刘桂云 青岛理工 刘龙、王龙、李硕、姚 青岛固定献血点分布调研 刘一光、祈丽艳 大学 凯 北京林业 廉冰洁、田琳琳、高丹、 李翅、曹珊、达婷、 共享&共赢——北京市馆际互借发展状况调查 大学 丁欣荣 刘东云、钱云 大连理工 赵中杰、葛梦莹、张贲、 李健、沈娜 城市伪名片——大连市俄罗斯风情街现状调研 姚斌 大学 车行有阻,路在何方——长沙市南阳街社区自行车租用 余磊、陈程、袁洲、吴 张妲、邹芳、李洪 霜 长沙理工 试点现状调查 大学 储函霖、潘志斌、周陈 从蓝图到现实——湖南某大学新建校区使用后情况调研 王浩钰 斌、杨小伟 马道城功——呼和浩特市锡林郭勒北路慢行空间调研 王芳芳、张洺铭 郭丽霞、董秀明 内蒙古工 公“援”效应——呼和浩特市满都海公园防灾避难功能 王宝音、李晓庆、张国 业大学 郭丽霞、白洁 调研 华、吴一凡 牛焕强、李春聚、姜 河北建筑 何去何从的被遗忘村落——水源地保护与村落发展的调 崔琳、王秋实、刘晓倩、 唐晓乐 乖妮 工程学院 查 湖南城市 重拾童年的伊甸园——益阳市住区儿童游憩活动空间的 童妙、单晓艳、谭春艳、 陈国平、李秋莲、谭 文伟龙 学院 调查报告 健妹周莎莎 “林厕智比”——公共厕所“如厕难”问题调研与解决 凌梦芷、梁国杰、张嘉 广州大学 姜浩、骆尔褆、漆平 策略 颖、张鸿阳
基于扎根理论的阿克苏移民迁居意愿调查

Vol.40 No.4 July 2019
迁移表征 迁入 无变化 迁入 迁入 迁入 迁出 迁入 迁出 迁入 迁入 迁入
阿克苏地区位于新疆维吾尔自治区西南部, 塔里木盆地西北边缘,天山南麓,[11]为中国秦汉 时西域姑墨、温宿两国属地,是古丝绸之路的重 要驿站与龟兹文化发源地,也是区域政治、经济、 文化中心,是由汉、维吾尔、回、哈萨克等 36 个民族构成的多民族聚居区。[11]2017 年末,阿克 苏地区总人口 254.6 万(不含阿拉尔市),[12]汉 族人口比例从第三次人口普查以来出现绝对下降 (见表 2)。同时,近年汉族居民再移民的现象 越发频繁,成为南疆地区汉族居民再移民的缩影。
1981-1989 1990-2005
二次低谷期 新高峰期
净迁移−24.57 万 净迁移 115.02 万
净迁移率−39.18% 占同期净增人口数 23.9%
2006-2010 2011-2016
迁入降低期 缓慢增长期
净迁移 58.59 万 净迁移 61.65 万
占同期净增人口数 33.48% 占同期净增人口数 28.94%
关于移民研究,Marcin Wójcik 探讨了波兰乡 村社区的空间领土认同与差异及移民与当地居民 团 体 对 乡 村 空 间 的 社 会 认 知 ; [1] Agnieszka Szczepańska 和 Adam Senetra 以奥尔什丁市为例, 对乡村区域的移民模式进行调查,揭示了城市居 民向郊区迁移的过程机制并发现居民倾向于选择 与过去居住区最近的区域;[2]Lise Nelson 和 Peter B. Nelson 通过探讨高收入人群与低收入移民在 社区结构上的可能的关联性,认为加深乡村社区 移民研究与认识全球乡村并将其带入空间过程, 成为丰富相关移民理论很好的起点。[3]不断涌现 的新型移民为研究者带来新命题,亟待在既有的 移民研究理论、研究范式与研究方法等成果的基 础上进行不断的探索研究。国内外学者对移民的 研究在方法上趋向多元化,国外研究者多采用微 观研究、实证研究与比较研究等方法;国内多宏 观与交叉学科研究,但对运用经典国际移民理论 分析实际问题还需强化。[4]周建新与罗家珩通过 梳理“回归移民”的研究脉络与趋势时指出,本 土回归移民尤其是边民回归研究更有价值和特殊 意义,[5]笔者认为本土—海外—本土形式的回归
浙江省民生民意杯第七届大学生统计调查方案设计大赛结果

浙江省“民生民意杯”第七届大学生统计调查方案设计大赛结果公示浙江省“民生民意杯”第七届大学生统计调查方案设计大赛共有来自全省 76所学校(含独立学院)的 513 个作品报名参赛。
经过双向匿名的网评,共 122 个作品入围现场答辩。
现场答辩于 2018年 11 月 23 日至 24 日在湖州师范学院举行。
本届竞赛共有 44个作品获得一等奖、78 个作品获得二等奖、127 个作品获得三等奖。
现将本届竞赛结果和优秀组织奖进行公示(见附件一、附件二和附件三)。
若有异议,请在公示期内向省教育厅大学生学科竞赛委员会或浙江省统计调查方案设计大赛组委会反映。
任何学校和个人均可通过来信、来电、来访的形式反映意见和情况。
以学校名义反映意见和情况的应加盖学校教务处公章;以个人名义反映问题的提倡署本人真实姓名,以便进一步了解情况和反馈意见。
公示时间为 7 个工作日,即 2018年 11 月 26 日至 12 月 4 日。
请相关学校领队、指导教师及参赛队员认真核对指导教师姓名、参赛学生姓名等相关信息。
如有出入,请将修改申请加盖学校教务处公章邮寄至竞赛办公室。
公示结束后竞赛办公室将打印证书寄各参赛学校教务处。
省教育厅大学生学科竞赛委员会受理电话:(0571)88008979省统计调查方案设计大赛组委会受理电话:(0571)28877226传真:(0571)28877204通信地址:杭州市下沙高教园区学正街18号浙江工商大学教务处(综合大楼 317 房间)。
邮编:310018浙江省大学统计调查方案设计竞赛委员会2018 年 11 月 26日1附件一:浙江省“民生民意杯”第七届大学生统计调查方案设计大赛本科组获奖名单234567891011121314151617附件二:浙江省“民生民意杯”第七届大学生统计调查方案设计大赛专科组获奖名单18192021附件三:浙江省“民生民意杯”第七届大学生统计调查方案设计大赛优秀组织奖获奖名单22。
石河子市外来人口的居留意愿研究——以山丹湖村外来人口为例
丝 路 视 野作为典型的新疆生产建设兵团城市,石河子市位于北疆、天山北麓中段,自1976年设立以来,便是一个建立在军垦经济上的新兴移民城市。
根据《新疆维吾尔自治区2019年国民经济和社会发展统计公报》,截至2019年末,石河子市人口总计71.7万人,并且存在活跃的人口流动现象。
山丹湖村是石河子乡管辖区内的行政村之一,由于距离北工业园区非常近,居民自建出租房多等原因,是石河子市外来人口主要聚居社区之一。
本次调查对象是山丹湖村外来人口,即居住在山丹湖村三个月以上,但户口不在此处的人口(由于工作出差、探亲访友等原因短期居留的人口不在此次调查范围之内)。
因需要被调查对象对问卷涉及的概念能够理解并逻辑思维清晰,年龄要求为15周岁以上。
本次调查采取随机抽样法,共发放问卷280份,有效问卷258份。
一、山丹湖村外来人口基本情况根据《东城街道山丹湖村社区工作站流动人口花名》显示,截至2020年第一季度,山丹湖村共有外来人口1673人,占山丹湖村总人口比重约52.35%。
(一)青壮年劳动力为外来人口主体调查结果显示,男性134人、女性124人,占比相差不大。
样本中,15—19岁9人,占比3.49%;20—29岁68人,占比26.36%;30—39岁79人,占比30.62%;40—49岁74人,占比28.68%;50—59岁21人,占比8.14%;60岁及60岁以上7人,占比2.71%,年龄分布呈两头小中间大的橄榄形。
由此可见,青壮年劳动力是外来人口的主流。
(二)外来人口文化水平普遍不高,多来自较贫困地区根据调查,受教育程度为从未接受过教育的12人,占比4.65%;为小学的86人,占比33.33%;为初中的95人,占比36.82%;为高中或中专的39人,占比15.12%;大专或本科及以上有26人,占比10.08%。
总体来看,初中及以下文化水平占四分之三,外来人口受教育程度较低,呈倒U式分布。
户籍所在地为甘肃的最多,有201人,占比77.91%;河南17人,占比6.59%;四川6人,占比2.32%;青海4人,占比1.55%;新疆其他地州17人,占比6.59%;其他地区(样本数量小于3)有13人,占比5.04%。
新、旧两代农民工城市定居决策差异的影响因素——基于2013年在京进城务工人员经济和社会调查数据
作者: 辛梓括
作者机构: 北京大学经济学院,北京100871
出版物刊名: 北方经贸
页码: 23-24页
年卷期: 2014年 第10期
主题词: 新、旧两代农民工 城市定居决策 影响因素
摘要:农民工群体“市民化”成为我当前城市化进程中的重要问题.本文在数据处理和实证分析的基础上,用“城市定居决策”来指代农民工的城市融入度,并通过计量方法研究不同因素对于农民工做出城市定居决策的影响,从而说明两代农民工的城市融入度的差异及市民化进程,并给出相关的政策建议.。
城市、家庭与不稳定工作——以新生代农民工的行动选择为例
城市、家庭与不稳定工作———以新生代农民工的行动选择为例周燕玲(上海交通大学 国际与公共事务学院,上海 200030)提要: 2007年《劳动合同法》出台以后,我国劳动法律、政策明显趋向于劳动者“赋权”和劳动关系正式化。
但在经验事实方面,农民工劳动合同签订率仍逐年降低。
与国家强势主导和《劳动合同法》等积极“赋权”对应的,是他们日趋冷淡的“弃权”取向。
既有的关于不稳定工作的研究多从生产体制内部挖掘原因,较缺乏对社会再生产领域的关注,以及从中国经验出发的论证。
从家庭视角出发,作为中国不稳定劳工的典型,新生代农民工的“弃权”行动选择发生在工作和家庭较难平衡、家庭成员空间离散的情景下,而该行动情景是被经济吸纳与社会吸纳分割且倒置的城市制度形塑的。
国家透过城市制度在社会再生产领域的安排与实践,参与了不稳定工作的生产和维持。
生产活动和社会再生产活动并非简单的先-后、单方面作用关系,而是相互影响的。
关键词: 不稳定工作;社会再生产;家庭;城市;新生代农民工中图分类号: F323.6 文献标识码: A 文章编号: 1003-3637(2021)01-0208-08 20世纪80年代以降,“不稳定工作”(precariouswork)已成为一个覆盖绝大多数发达国家与发展中国家的世界性现象。
劳动就业的灵活弹性、不稳定化是当前这个后现代的“风险社会”的表征之一。
该现象在改革开放以后的中国也迅猛发展。
然而中国不稳定工作的发生与维持是否与西方发达国家共享同一逻辑或机制(如后现代主义、全球资本主义),是颇具争议的议题。
2007年《劳动合同法》出台以后,我国劳动法律、政策明显趋向于劳动者“赋权”和劳动关系正式化。
但在经验事实方面,“农民工”劳动合同签订率仍逐年降低。
与国家强势主导和《劳动合同法》等积极“赋权”对应的,是他们日趋冷淡的“弃权”取向。
为探讨中国不稳定工作的制造和再生产机制,解答上述赋权和弃权的张力原因,可从“弃权”的行为选择和不稳定工作状态出发,理解其中的逻辑及与结构、制度的互动和关联。
中国县域城镇化:人口与土地空间匹配差异及影响因素
第37卷 第12期2023年12月Vol.37 No.12Dec.,2023中国土地科学China Land Science 改革开放以来,中国城镇化发展迅速,截至2022年全国城镇化率已达到65.22%[1],正处于城镇化质量提升和转型升级的关键时期[2-3]。
城镇化作为城乡融合发展的重要动力,与区域经济、产业结构和基础设施之间相互影响[4]。
《国家新型城镇化规划(2014—2020年)》中强调,系统推进农业转移人口市民化和城镇布局优化是引领我国新型城镇化发展的重要目 标[5]。
该文件的发布也标志着我国迈入了新型城镇化发展阶段[6]。
县城作为新型城镇化的重要载体[2],在实现乡村振兴和就地城镇化方面发挥着重要作用[7]。
已有研究表明,我国县域城镇化过程普遍存在土地城镇化快于人口城镇化的现象[8-9],引发了一系列社会经济和生态环境问题[10]。
中共中央办公厅、国务院办公厅发布的《关于推进以县城为重要载体的城镇化建设的意见》中指出[11],要严控人口流失县城的建设用地增量,促进人口和公共资源适度集中,以实现县域公共资源与人口规模基本匹配的战略目标。
城镇土地资源作为重要的公共资源之一,不仅是各类社会经济活动的基本载体,同时也是重要的生产资料,具有资源和资本双重属性,其与城镇人口的合理配置关系对县域城镇化高质量发展具有深远意义[12]。
学界对县域人口城镇化、土地城镇化以及二者的收稿日期:2023-07-03;修订日期:2023-10-13基金项目:国家自然科学基金青年项目(42101275);中央高校基本科研业务费专项资金资助项目(CUGL170408,CUGGG-2021);湖北省自科基金面上项目(ZRMS2023000450)。
第一作者:任英健(1999-),男,河南郑州人,硕士研究生。
主要研究方向为城市土地利用与土地变化模拟。
E-mail:***************.cn 通讯作者:杨建新(1988-),男,湖北鄂州人,博士, 副教授,硕士生导师。
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10.3969/i .i s s n .1008-6781.2013.02.000收稿日期:2012-12-28作者简介:肖建(1978- ),男,湖南湘潭人,硕士,嘉兴学院商学院助理研究员,主要从事城乡一体化研究㊂网络出版时间:网络出版地址:嘉兴新居民定居城市意愿与影响因素分析肖 建1,邢 磊2(1.嘉兴学院长三角城乡统筹发展研究中心,浙江嘉兴314001;2.嘉兴学院平湖校区,浙江平湖314200)摘 要:根据嘉兴市新居民事务管理局与统计局联合调查的数据,发现虽然新居民群体工作生活的适应性与满意度皆较高,但愿意在嘉兴长期定居的比例却较低㊂这其中有城市因素㊁新居民自身因素及制度因素等影响,并提出了明确市民化重点区域㊁采取差别化政策㊁提升新居民综合素质等对策建议㊂关键词:嘉兴市;新居民;定居意愿;积分制中图分类号: 文献标识码:A. 文章编号:1008-6781(2013)02-0000-04A nA n a l y s i s o f t h eN e wR e s i d e n t s W i l l i n g n e s s o f S e t t l i n g i nJ i a x i n g C i t y an d t h e I n f l u e n t i a l F a c t o r s X I A OJ i a n 1,X I N GL e i2(1.R e s e a r c hC e n t r e f o rC o o r d i n a t i v eU r b a n -r u r a lD e v e l o p m e n t o fY a n g t z eR i v e rD e l t a ,J i a x i n g U n i v e r s i t y ,J i a x i n g ,Z h e j i a n g 314000;2.P i n g h uC a m p u s o f J i a x i n g U n i v e r s i t y ,P i n g h u ,Z h e j i a n g 314200)A b s t r a c t :A c c o r d i n g t o t h e s u r v e y d a t a b y t h eN e wR e s i d e n t sA f f a i r sM a n a g e m e n t B u r e a u a n d t h e S t a t i s t i c s B u r e a uo f J i a x i n g ,w e d i s c o v e r t h a t t h en e wr e s i d e n t s a d a p t a b i l i t y a n ds a t i s f a c t i o na r eh i g hw h i l ew o r k i n g a n d l i v i n g i n J i a x i n g ,b u t t h e p r o p o r t i o no f t h e i r p e r m a n e n t r e s i d e n c e i nt h ec i t y i sr e l a t i v e l y l o w e r .T h ea n a l ys i s r e s u l t s r e v e a l t h e i n f l u e n t i a l f a c t o r s ,s u c h a s t h e c i t yf a c t o r s ,t h e n e wr e s i d e n t s o w n f a c t o r s a n d t h e i n s t i t u t i o n a l f a c t o r s .F i n a l l y ,s o m e c o u n t e r m e a s u r e s a r e p u t f o r w a r ds u c ha s t o m a k ec l e a r t h ek e y u r b a n i z a t i o nr eg i o n ,t o a d o p t d i f f e r e n t i a t i o n p o l i c y ,t o i m p r o v e th e c o m p r e h e n si v e q u a l i t y o f t h en e wr e s i d e n t s ,e t c .K e y w o r d s :J i a x i n g c i t y ;n e wr e s i d e n t s ;s e t t l e m e n tw i l l i n g n e s s ;i n t e g r a t i n g s y s t e m 2011年我国农民工总量达2.52亿,其中外出农民工1.58亿[1]㊂由于我国独特的户籍制度原因,作为城市常住人口的新居民(本文特指农民工部分)几乎难以平等地享受到城市提供给户籍居民的公共服务㊁社会保障等各种权益,并没有成为名副其实的城市人㊂如何逐步落实常住城市农民工各项权益,并最终实现市民化,这不仅关系到我国经济的持续增长,而且关系到社会的和谐与稳定㊂地处长三角核心区的嘉兴市,于2007年成立了专门机构新居民事务管理局,用以服务于农民工为绝对主体的新居民,针对与新居民工作生活密切相关的就业㊁教育㊁医疗㊁居住㊁社保等方面出台了一系列文件,以改善新居民生存条件,提升其认同感㊁归属感㊂当前,新居民的各项权益在不断得到充实和完善,在这种情况下,其在嘉兴工作生活的满意程度如何?长期定居嘉兴的意愿如何?定居意愿将受到哪些因素的影响?通过对2010年嘉兴市新居民事务管理局和统计局联合对3.2万新居民问卷调查数据的分析,可以对这些问题有比较清醒的认识㊂㊃1㊃第25卷第2期2013年3月V o l .25N o .22013.3 嘉兴学院学报J o u r n a l o f J i a x i n g U n i v e r s i t y2013-02-26 14:11/kcms/detail/33.1273.Z.20130226.1411.008.html一㊁新居民生活满意度与定居意愿改革开放以来,嘉兴新居民数量快速增长,从2001年的31.4万人猛增到2010年的193万人,10年间数量增长6倍,其中来嘉兴3年及以上的占50.2%,65.9%是多人口家庭户㊂(一)新居民生活满意程度新居民对嘉兴的工作生活适应度较好㊂调查显示:81.9%的新居民对本地的工作和生活选择 适应 和 比较适应 ,仅有1.3%的表示不太适应或不适应(见表1)㊂表1 新居民工作生活适应性情况项目适应比较适应一般不太适应不适应人数(人)1695189605332292113比例(%)53.628.316.80.90.4 新居民对文化生活的满意度较高㊂调查显示,70.6%的新居民对目前嘉兴的文化生活表示满意 和 较满意 ,仅有2.3%的表示不满意(见表2)㊂表2 新居民文化生活满意度情况项目满意较满意一般较不满意很不满意人数(人)1311892138573478266比例(%)41.529.127.11.50.8(二)嘉兴新居民定居城市意愿情况表3 新居民长期居住意愿情况项目有目前没有以后再说没有意愿人数(人)9816132018631比例(%)3141.727.3 从调查结果看,31%的新居民在嘉兴市域内有长期居住生活的意愿,表示 目前没有㊁以后再说 的占41.7%,没有意愿的只占27.3%(见表3)㊂根据调查结果,新居民选择 有意愿将户口迁入现住地 的占18.4%,表示 目前没有,以后再说 表4 新居民户口迁入意愿情况项目有目前没有以后再说没有人数(人)58271229313528比例(%)18.438.842.8的占38.8%,没有意愿的占42.8%(见表4)㊂从以上数据可知,绝大部分新居民能较好地适应嘉兴经济生活,并对在嘉兴的生活比较满意㊂然而,只有31%的新居民愿意在嘉兴长期居住,仅有18.4%的新居民愿意将户籍迁入嘉兴,究竟是什么原因造成对在嘉兴工作生活比较满意的新居民却不愿意长期定居嘉兴呢?二㊁嘉兴新居民定居城市意愿的影响因素对于新居民较低的城市定居意愿,可以从城市因素㊁新居民自身因素及制度因素三个方面加以分析㊂(一)城市因素1.户籍迁入门槛高,且途径狭窄㊂当前,嘉兴市户籍迁入路径分别是投靠亲友㊁投资购房和人才引进㊂投靠亲友落户是针对未成年小孩跟随父母㊁需要赡养的老人投靠儿女以及结婚等情况而言;投资购房落户是指在嘉兴投资兴业或购买商品住宅而言;人才引进落户是针对拥有大学本科及以上学历的人员而言㊂根据调查数据,96.1%的新居民来自浙江以外的地方,能够通过投靠亲友实现定居嘉兴的人数极为有限;89.5%的新居民只有高中及以下学历,显然不符合人才落户条件;投资购房落户对于主要依靠出卖劳动力而获取微薄工资的广大新居民而言,显然也是不容易实现的㊂2.生活成本较高,商品住宅价格高企㊂新居民要实现在城市长期居住,其收入水平最低要求是能够满足其家庭衣㊁食㊁住㊁行等基本生活消费的需要,也就是说,城镇居民家庭基本生活消费水平㊃2㊃嘉兴学院学报 第25卷第2期是新居民能否实现在城市定居生活的最低 经济门槛 [2]㊂82.8%的新居民月平均收入只有1752元,而2010年嘉兴城镇居民家庭月平均基本生活消费支出达1331元,如果以夫妻俩抚养一个孩子的三口之家来说,新居民家庭月平均收入只有1168元,显而易见,当前绝大部分新居民的收入不足以支撑其家庭在嘉兴像城市户籍居民一样的生活㊂2010年嘉兴市商品住宅价格达7040元/m 2,一个三口之家购买一套住房需要花费74.43万元(按城镇居民人均住房面积35.24m 2计算),以当前新居民月平均工资1808元来算,新居民在一分钱不花费的情况下需要工作34年才能购买一套住房㊂调查显示,仅有18.9%的新居民有意在嘉兴市购买住房,其中购买普通商品房的占53.6%,购买拆迁安置转让的新房的占9.9%,购买经济适用房的占32.5%,其他占4%㊂3.公共服务㊁社会福利与保障覆盖面窄,且质量不高㊂虽然嘉兴市为了更好地服务于新居民群体成立了新居民事务管理局,出台了一系列政策措施,改善其在嘉兴工作生活环境,但这些应急性的政策措施并没有从根本上解决新居民与户籍居民之间不平等的二元分割局面, 新居民最希望得到政府帮助的领域 ,排前三位的分别是 享受与本地人一样的社保 子女教育享受与本地人同样权利和 提高住房和医疗保障水平 ,占比分别是22.3%㊁19.2%㊁13.9%㊂(二)自身因素1.受教育程度不高,收入水平较低㊂新居民平均受教育年限为8.97年,初中及以下文化程度的人员占82.8%,高中中专学历占13.3%,大专及以上占3.9%㊂具有劳动部门颁发的职业技能证书占8.9%,其中初级工占3.4%,中级工占3.3%,高级工占2.2%㊂具有专业技术职称占3.6%,其中技术员占2.6%,助理工程师占0.6%,工程师及以上占0.4%㊂从调查数据看,文化程度与收入水平之间呈正相关关系,月平均收入水平随着学历的提高而上升,初中及以下学历新居民月均收入为1752元,高中(职高㊁中专)学历为1931元,大学本科及以上学历为2547元㊂微薄的收入是导致新居民定居嘉兴意愿不高的重要影响因素㊂2.工作稳定性差,就业层次低㊂工作稳定性差来自两个方面:一方面是40岁以下的新居民占绝对主体,大多心怀梦想,就业期望值高,对工作岗位比较挑剔,一旦工作不顺心,就会毫不犹豫地跳槽;另一方面是绝大部分新居民受教育程度低且技能缺乏,其工作岗位主要以简单劳动为主,技术含量较低,导致其岗位容易被替换㊂新居民工作稳定性差㊁流动性强,可以从嘉兴市新居民居住证申领情况得到佐证:2007-2010年,嘉兴市共发证469万本,截至2010年底,嘉兴实际有效居住证为193万本,3年中有276万新居民离开了嘉兴,流动比例达到58.8%㊂(三)制度因素1.农民农村资产变现受到限制㊂主要体现在承包地和自建住房两个方面:一是农民将户口迁入城市必须无条件放弃农村的承包地,而承包地是农民一项重要的经营性资产,如果无条件放弃,这意味着农民对土地的长期投资得不到有效回报,特别是对城市近郊农民而言,随着城市扩张占用农村土地的补偿不断提高,其更加不愿意无条件放弃农村土地而定居城市;二是农民的自建住房由于无法取得房屋产权证,不能在市场上流通交易,意味着农民最具价值的财产不能转化为货币资产随同其一起进入城市,这从根本上影响了农民定居城市的意愿及削弱其定居城市的经济能力㊂2.社会保障体系不够完善㊂当前,各项社保在全国范围内没有建立起有序转移的衔接制度,农民工如果离开工作省份回老家或新的工作地方,其在原工作地参加的各项社保并不能转移到老家或新的工作地方,只能在老家或新的工作地方重新开始参加各项社保㊂这种情形的存在,导致农民工不愿意在工作地方参加各项社保,从而享受不到城市提供的各项社会保障,进而降低了他们长期定居城市的意愿㊂调查结果显示,新居民在嘉兴参加基本养老保险占比为15.4%,参加医疗保险占21.6%,参加失业保险占8.1%,参加工伤保险占20.4%,参加生育保险占5.9%,缴纳住房公积金占4.1%㊂三、提升新居民生活满意度与定居城市意愿的对策随着2012年12月召开的中央经济工作会议指出,城镇化是我国现代化建设的历史任务,也是扩㊃3㊃肖建,邢磊:嘉兴新居民定居城市意愿与影响因素分析㊃4㊃嘉兴学院学报第25卷第2期大内需的最大潜力所在,这意味着我国农民工市民化进程必将提速;另外,近几年来东部发达地区持续出现 民工荒 现象,这表明我国劳动力供给已逐步进入 刘易斯拐点 阶段,劳动力将逐渐成为稀缺资源㊂在这两大社会背景下,为了吸引和留住经济社会发展所需要的高素质劳动力资源,嘉兴市需进一步出台和完善相关政策措施,进一步提升新居民生活满意度,并有序推进新居民市民化㊂因此,需要采取一些改进措施㊂(一)明确新居民市民化的重点城镇类型随着新居民市民化进程的加速,嘉兴当前最重要的事情是明确新居民市民化的重点区域,即安排新居民向重点乡镇集聚,还是向县城或市区集聚㊂传统的城镇化观点认为,农业转移人口应该向具有较强就业吸纳能力的大中型城市集中,而嘉兴的实际情况是县域㊁镇域经济较发达,有2/3的新居民在乡镇私人企业就业㊂因此,嘉兴市应该基于新居民定居市㊁县㊁镇三级城市的意愿,综合考虑市民化成本㊁城市发展战略㊁产业布局等方面因素,明确新居民市民化的重点城市类型,并据此针对三级城市制定不同的市民化条件,引导不同层次类型的新居民向能发挥其才能的城市集聚,这既有利于实现人力资源的优化配置,促进经济发展,又有利于推进新居民市民化,从而使社会更加和谐稳定㊂(二)采取有差别的农民工市民化路径数量庞大的新居民群体市民化过程绝不可能一步到位,现实的做法是两条腿走路㊂一是根据嘉兴经济社会发展对劳动力的需要,通过积分落户方式,每年使一定数量的新居民市民化㊂积分落户制的好处主要体现在两个方面:一方面,有利于控制每年落户人口数量,从而有助于政府从容扩充和完善公共设施㊁社会保障等服务项目,而不至于出现供给不足的混乱局面;另一方面,不仅有利于吸引㊁留住高素质劳动力资源,而且能够给予暂时不符合落户条件的新居民以希望,引导其不断提升素质,改善其行为㊂二是对于不能落户的新居民,政府也要不断改进和完善其公共服务,扩充新居民应该享有的各项权益,直至城乡居民权益均等㊂这不仅是社会公平㊁公正㊁文明的体现,也是经济社会持续稳定发展的需要㊂(三)提升新居民的综合素质提升新居民综合素质一方面要加强职业培训,提升技能素质㊂因为绝大部分新居民文化程度不高,技能缺乏,只能从事技术含量不高的简单工作,其结果是收入水平较低㊂随着嘉兴经济转型升级步伐的不断加快,对高端技能型劳动力的需求日益增长,显而易见的是,当前新居民素质满足不了经济发展的需要㊂因此,可以采取针对性的政策措施,有预见地根据当前和未来经济发展对劳动力素质的要求,加强对新居民的职业技能培训,技能水平的提升能够显著地提高劳动生产率,生产效率的提升所带来的直接结果是收入水平的提高,而收入水平的上升有助于新居民尽快融入城市生活㊂另一方面要加强社会融合教育,提升思想文化素质㊂新居民融入城市生活,其面临的最大困难是城乡生活习惯㊁思维方式㊁思想观念的冲突㊂因此,有必要通过各种宣传载体与活动平台,加强新居民教育工作,提升其思想素质㊁法律素质㊁文明素质,帮助其消除各种冲突,尽快平滑地融入城市生活㊂参考文献:[1]中商情报网.2008-2011年中国农民工数量统计表[E B/O L].[2012-08-08].h t t p://w w w.a s k c i.c o m/n e w s/201204/27/2715551256411.s h t m l.[2]唐根年,徐维祥,贾临宇,等.中国农民市民化经济门槛与城市化关系研究:理论与实证[J].经济地理,2006(1):118-121.(责任编辑陈燎宏)。