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2023 , Vol. 78 >Issue 6: 1376 - 1391

DOI: https://doi.org/10.11821/dlxb202306004

人口与城市研究

流动人口居留意愿的梯次关系与决定机制

  • 田明 , 1 ,
  • 徐庆文 2
展开
  • 1.北京师范大学社会发展与公共政策学院，北京 100875
  • 2.纽约大学社会工作学院，美国 纽约 10012

田明(1974-), 河北康保人, 教授, 博士生导师, 中国地理学会会员(S110012270M), 研究方向为人口流动与城镇化、区域可持续发展等。E-mail:

收稿日期: 2022-02-06

  修回日期: 2022-12-30

  网络出版日期: 2023-06-21

基金资助

第二次青藏高原综合科学考察研究(2019QZKK0406)

国家自然科学基金项目(41871129)

收起

Process and determinisms of settlement intention among China's migrant workers

  • TIAN Ming , 1 ,
  • XU Qingwen 2
Expand
  • 1. School of Social Development and Public Policy, Beijing Normal University, Beijing 100875, China
  • 2. Silver School of Social Work, New York University, New York 10012, USA

Received date: 2022-02-06

  Revised date: 2022-12-30

  Online published: 2023-06-21

Supported by

The Second Tibetan Plateau Scientific Expedition and Research(2019QZKK0406)

National Natural Science Foundation of China(41871129)

Fold

摘要

基于长居、定居以及落户意愿内涵差异及相关指标的甄别分类，以中国25个城市流动人口调查问卷为基础，分析了流动人口长居、定居和落户意愿在居留过程中的发生次序及城市差异，通过多水平Logit回归，比较了不同意愿决定机制的异同及形成条件。研究发现：① 流动人口的居留意愿具有次序性，总体上定居意愿在长居意愿的基础上产生，落户意愿在定居意愿的基础上产生，层层递进。但一线城市定居意愿和落户意愿的递进关系不确定。② 除受人力资本影响之外，流动人口的长居意愿的产生主要受社会关系和社会融合的影响，定居意愿受到经济收入和家属随迁的显著影响；落户意愿则主要是受身份认同和城市因素的影响，流入地身份认同度越高，落户意愿越高。③ 城市等级和区位有重要影响，控制其他变量的前提下，长居意愿和落户意愿随着城市等级的提升而提升，定居意愿呈倒“U”型趋势，省会城市最高，北京等一线城市最低。东北地区长居和落户意愿显著降低，定居意愿差异较小。在市民化过程中，定居意愿的形成是关键一环，要因城施策，助力提高流动人口经济实力、推进家庭化迁移，弱化落户的指标性意义。

关键词： 流动人口; 居留; 落户; 城市等级; 决定机制

本文引用格式

田明 , 徐庆文 . 流动人口居留意愿的梯次关系与决定机制[J]. 地理学报, 2023 , 78(6) : 1376 -1391 . DOI: 10.11821/dlxb202306004

Abstract

In view of the inherent differences in the willingness of long-term residence, permanent settlement, and hukou conversion, as well as the identification and classification of related indicators, this paper examines the occurrence sequence and urban differences of the migrant population's willingness of long-term residence, permanent settlement and hukou conversion in the residence process based on the questionnaire of the migrant population in 25 cities in China. Through multi-level logit regressions, this paper compares the differences and similarities of the influence mechanisms of different willingness, and the determinants of the willingness to stay. The study finds that: (1) From the perspective of the process, the willingness to stay of the migrant population is sequential and progressive. Generally speaking, the willingness of permanent settlement is generated based on the willingness of long-term residence, and the willingness of hukou conversion occurs based on the willingness of permanent settlement. However, the willingness of hukou conversion in first-tier cities is higher than that of permanent settlement, and the relationship is more complicated. (2) From the perspective of the influence mechanisms, in addition to human capital, the generation of the willingness of long-term residence is mainly affected by social relations and social integration; the willingness of permanent settlement is significantly affected by economic income and family migration, and certain level of economic income and family migration can greatly improve the willingness to settle down permanently; the willingness of hukou conversion is mainly affected by identity and urban factors, and the higher degree of identity in the inflow area, the higher willingness of hukou conversion. (3) From the perspective of urban hierarchy, the willingness of permanent settlement shows an inverted "U"-shaped trend, with the highest willingness to settle down in provincial capital cities and the lowest in first-tier cities such as Beijing; the willingness of hukou conversion increases with the increase in urban hierarchy, and the migrants have higher willingness of hukou conversion in upper-level cities. The former is driven by economic factors, and is the result of the trade-off between the city's attractiveness and the cost of living, while the latter is driven by the degree of recognition, which is higher in upper-level cities. In the process of citizenization, the formation of the willingness to settle down is a key part. It is necessary to implement policies based on characteristics of the city to help improve the economic strength of the migrant population, promote family migration, and weaken the indicative significance of hukou conversion.

Key words： migrant workers; hukou conversion; settlement; urban hierarchy; determinisms

1 引言

居留意愿研究是判断城镇化趋势，预测流动人口规模和结构变化，乃至进行城市公共设施规划建设的重要依据。不仅受到了学术界的讨论，也引起了党中央的高度重视。2021年5月习近平总书记在《求是》杂志发表重要文章《把握新发展阶段，贯彻新发展理念，构建新发展格局》，指示：“农民落户城市意愿下降等问题要抓紧研究、明确思路”[1]。流动人口由外出流动到在流入地稳定居留，实现最终定居乃至落户是一个长期渐进的过程，需要具备多方面的条件，克服诸多环节的主客观障碍[2]。随着国家市民化政策的推进，制度障碍越来越小的情况下，流动人口自身居留意愿不高成为影响市民化进程的关键因素[3]。目前对影响居留意愿因素的研究已经取得了长足的进展[4]，但是对于居留意愿内涵刻画的精准度不够，衡量居留意愿的指标不统一，各指标所显示的真实意愿程度及彼此之间的关系缺乏梳理，从而无法精准判断流动人口居留意愿变化的具体过程及决定机制。有研究按照短期、长期和永久等居留时长概念对居留意愿进行了更加细致的刻画，对居留意愿的研究推进了一大步[4]，但用时间这一单一维度也忽略了不同居留意愿内在质的差别及其背后的生成逻辑。
本文依托2016年和2017年对中国25个城市所做的问卷调查，在准确界定各种居留意愿称谓的基础上，根据流动人口外出过程中从暂留、长期居留（简称长居）到最后的定居和落户这一由浅入深的发展过程，选取合适的指标，把握流动人口在外出就业、安家定居乃至落户的整个过程，分析长居、定居和落户意愿在市民化过程中所处的不同位置和形成这些意愿各自需要具备的条件、决定机制及城市和区域差异，以期更深入地认识居留意愿及其行为，揭示流动人口市民化决策依托的条件和决策逻辑，为顺利推进市民化进程提供新的实证依据。

2 文献回顾与研究假设

2.1 居留意愿的形成过程

中国流动人口的迁移正在由早期的往返于城乡之间独特的循环流动模式[5-6]，向在流入地定居、落户的永久迁移模式转变。长久以来，“流而不迁”的暂住性是中国流动人口的一个重要特征[7]。流动人口从暂时性流动到实现永久定居和户口迁移的这一过程也被称为市民化过程。蔡昉认为这一过程分为两个阶段，一是劳动力从迁出地转移出去，二是迁移者在迁入地定居下来[2]。以往主流的研究认为迁移者无法定居下来户籍制度是根本障碍，取消户籍制度，或赋予流动人口城镇户口，第二个阶段就可实现[2,7 -8]。近年居留意愿的研究显示，市民化两个阶段及其实现条件的判断简单化了[9]。随着外出时间的推移虽然部分流动人口产生了定居意愿乃至落户意愿，但这需要一系列条件的形成，仅通过户籍制度等宏观政策改变就能够使绝大部分流动人口在城镇定居的认识值得重新思考[9]。
滞留（暂住）意愿、长居意愿、永久居留意愿、定居意愿、购房意愿、落户意愿，乃至放弃农村承包地意愿是居留意愿研究经常使用的概念[9]。这些概念在研究中往往都被含糊地统称为居留意愿，缺乏对各概念具体内涵及相互关系的准确甄别[10]，更缺乏对影响这些意愿形成的因素和所具备条件异同的比较分析。这些概念可归纳为3类：① 长期居留意愿，指未来一定时期内是否要在流入地继续待下去，简称长居意愿；② 定居意愿，包括永久居留意愿[11-12]和购房意愿[13-14]，意味着未来要长久在流入地生活居住，是定居安家的意思；③ 落户意愿[7,11]，又称户口迁移意愿，是身份的转变，摆脱“寄居者”的身份。本文把计划在流入地继续居留至少5年的意愿称为长居意愿。根据已有研究成果[14-15]，本文把在流入地购房定居的意愿称为定居意愿。之所以用“购房定居”这一概念是因为在中国流动人口的意识中如果要定居，购房必定是一个前置性的条件和设想，购房意愿更能体现真实的居留意愿[16]。最后，愿意把户口迁入流入地的意愿定义为落户意愿。问卷对3个问题进行了详细的询问 ( 长期居留的问题是：您是否愿意在当前的城市继续居留5年及以上?1很愿意、2愿意、3不愿意、4很不愿意，选1和2为有长居意愿。定居问题是：未来您的定居计划是?1回老家农村、2老家的小城镇或县城、3回老家所在的城市、4在本地购房、5其他地方、6没有打算，选4为在本地有定居打算。落户的问题分为两部分，第一部分是否有愿意把户口从老家迁出来，如果是，则下一问题是迁到哪里，包括5个选项：1老家的小城镇或县城、2回老家所在的城市、3当前城市、4比当前城市更大的城市、5其他，选择3为有落户意愿。)。据此，提出本文第一个假设：
假设1：在市民化过程中流动人口的长居意愿、定居意愿和落户意愿的意愿程度逐步深入，定居意愿在长居意愿的基础上产生，落户意愿在定居意愿的基础上产生，三者是层层递进的关系，且三者之间呈近似于全集和子集的关系。

2.2 居留意愿的影响因素和形成机制

目前的研究显示，影响流动人口长居、定居和落户意愿的影响因素总体相似，类别划分接近[5,12]，主要包括性别和年龄等人口学特征、人力资本、社会资本及社会融合、职业和收入、家庭随迁、流入地因素等6个方面。在人口学方面，女性比男性居留和落户意愿更高，年龄越小居留和落户的意愿越高[12,17]，非农户籍流动人口的落户意愿显著高于农业户籍流动人口[18]。人力资本方面，受教育程度越高居留和落户意愿越高[4,18]。在社会资本和社会融合方面，在流入地时长[19-20]、流入地的语言掌握情况等[18]都被发现对居留意愿和落户意愿的影响具有正向的相同或相似的结果。社会资本越丰富，社会关系网络越复杂，尤其是与本地人的关系越紧密[21-22]，无论是长期居留、定居、还是落户的意愿都越高。在收入和职业方面发现，收入高的流动人口居留意愿和落户意愿亦高[12,23⇓ -25]，自雇佣劳动者有着更高的居留和落户意愿[13,24]。核心家庭成员的随迁对迁居具有重要影响，与家人在一起的流动人口居留意愿和落户意愿更高[26-27]。对于流入地因素的研究发现，相比而言人口规模大、经济发达的城市流动人口落户和定居意愿高[26⇓-28]，中距离的省内跨市比市内跨县和跨省居留意愿和落户意愿更高[12,18 -19]，城市基本公共服务提供有效提升居留意愿[28-29]。
以上研究为本文研究因变量选择提供了参考，但共同的局限是没有区分长期居留、定居和落户之间的关系，如果本文第一个假设被验证是正确的，长居意愿、定居意愿和落户意愿是层层递进的关系，那么，影响机制是否完全相同则存在很大的疑问[10]。就业和收入是人口外出最主要的原因，外出后他们还会不停地更换就业地[30]，在陌生的他乡是否愿意继续长期居留与社会关系和情感等紧密相关；相对于流出地家乡，在流入城市定居不仅需要实现家庭团聚，而且需要付出很高的经济成本，个人资源禀赋[31]和收入至关重要。落户门槛不断下降，城乡户口价值差距缩小甚至某些地方倒置的情况下，流动人口落户意愿普遍偏低[3]。落户是基于公共服务享有等的利益权衡[12]，还是有其他更为关键的影响因素则存在疑问。据此，提出本文的第二个假设：
假设2：社会关系和社会融合是影响长居意愿的主要因素，在流入地的朋友越多，对流入地越熟悉，社会融合程度越高，长居意愿越突出。是否愿意定居，主要基于经济实力、家庭化迁移是否能够实现基础上的打算。落户意愿是基于对流入地身份认同程度的考虑，是否认同流入地城市与该城市的吸引力密切相关。

3 数据、方法与变量

3.1 数据来源

研究数据来自2016年和2017年课题组在中国25个城市对外出半年以上，年龄在15~65岁的流动人口进行为期1年的问卷调查。调研地在东部地区选择京津冀的北京、廊坊、霸州，长三角的上海、无锡、江阴，珠三角的深圳、江门、鹤山；在中部地区选择中原地区的郑州、洛阳、巩义，长江中游地区的武汉、襄阳、枣阳；在西部地区选择关中地区的西安、咸阳、兴平，成渝地区的成都、绵阳、崇州，以及柳州；在东北地区选择长春、吉林、蛟河，共25个城市。除柳州外，其他8个区域每个区域选择同一省份或相临近的大、中、小不同规模等级城市各1个。最终东部地区9个，中部地区6个，西部地区7个，东北地区3个，包括直辖市、省会城市和副省级城市8个，普通地级市9个，县级市8个。每个直辖市、省会城市和副省级城市问卷400份，普通地级市300份，县级市150份，共发放问卷7100份。对于设区市，按照2015年国家统计局1%人口抽样调查流动人口的分布状况安排不同区的样本量，并分摊到各个街道。县级市样本集中在中心城区。最终回收有效问卷5682份，剔除缺省值较严重的样本，适合本文的有效样本为5190个，样本分布见表1。问卷调查由课题组负责老师亲自带队并由研究生提问记录完成，在提问过程中详细解答问题的含义，保证了访谈对象对问题的准确理解。
表1 样本分布及核心变量表

Tab. 1 Variables and their distribution

核心变量 项目 分类项 样本量(个) 比例(%)
人力资本 受教育程度 小学及以下 610 11.75
初中 1504 28.98
高中 1334 25.70
大专 782 15.07
本科及以上 960 18.50
社会关系和
社会融合		 已居留时长(a) 5190 5.49*
当地朋友数量(个) 5190 7.93*
当地方言掌握程度 听得懂，会讲 599 11.54
听得懂，会讲一些 1854 35.72
听得懂，不会讲 2468 47.55
听不懂，不会讲 269 5.19
家庭随迁 未婚且独自一人 2061 39.71
已婚仅配偶或子女随迁 424 8.17
已婚配偶子女同时随迁 828 15.95
已婚且独自一人 1016 19.58
其他 861 16.59
经济收入 上年家庭收入(万元) 5190 7.94*
与当地居民收入比较 低 3014 58.07
不低 2176 41.93
身份认同 本地人 644 12.41
老家人 2842 54.76
两者都是 1417 27.30
两者都不是 287 5.53
流入地城市
因素		 流入城市与流出地的
相对距离		 市内跨县 647 12.47
省内跨市 1841 35.47
外省 1915 36.90
其他 787 15.16
城市等级 县级市 803 15.47
普通地级市 2026 39.04
省会城市 1477 28.46
直辖市及深圳 884 17.03
城市区位 东部地区 1935 37.28
中部地区 1270 24.47
西部地区 1372 26.44
东北地区 613 11.81

注：*表示样本均值。

3.2 研究方法

分析步骤为两个部分，第一部分通过列联表考察长居意愿、定居意愿和落户意愿的差异，比较分析三者之间的关系，并验证假设1是否成立。第二部分建立两组（A组、B组）多水平Logit回归模型分析各意愿形成的影响因素，归纳影响意愿形成的决定机制，验证假设2是否成立。之所以采用多水平回归模型是因为本文采用的数据是包括个体层和城市层两层的嵌套结构数据。先以个体层面的变量建立回归方程，在该层面所获回归模型基础上，加入城市层面的变量，建立随机截距模型。采用多水平回归模型是否合适，一般用随机截距标准差与常规回归标准差进行比较，如果随机截距标准差远大于常规回归标准差，那么证明随机截距呈现出显著的变异，适合使用多水平模型[32]。模型公式如下：
l g P i j 1 - P i j = β 0 + α X i j + β Z j + μ
式中：Pij是城市j的流动人口i的长居/定居/落户意愿；βο是截距项；Xij是城市j的流动人口i的个体层次解释变量；Zj是城市j的城市层次解释变量；α和β分别为各层次解释变量的系数；μ是随机误差项。
A组3个模型（A1、A2和A3），因变量分别是在流入地长居意愿、定居意愿和落户意愿，否为0，是为1。3个模型的样本为全部样本，共5190个。
如果假设1成立，长居意愿、愿意定居和愿意落户是层层递进，相互之间是或近似于子集和全集的关系，因变量也是相互嵌套的。这样A组模型无法排除长居意愿、定居意愿和落户意愿影响因素的叠加效应。因此，B组模型对样本做如下处理：研究长居意愿时，剔除具有定居意愿和落户意愿的样本，形成B1子样本，样本量为3460个；研究定居意愿时，在长居意愿的子集里排除具有落户意愿的样本，把剩余样本分为有定居意愿和无定居意愿两种类型，形成B2子样本，样本量2306个；最后在定居意愿的子集里讨论落户意愿，形成B3子样本，样本量为1859个。相应地构建B1、B2和B33个模型，因变量都是二分位变量，否为0，是为1。这样就可以在长居意愿的基础上分析定居意愿，在定居意愿的基础上分析落户意愿。

3.3 核心变量

自变量分为6个部分：① 人力资本，用受教育程度表征，分为小学及以下、初中、高中（包括相当于高中学历的中专和技校）、大专、本科及以上5类。② 家庭随迁，分为未婚且独自一人、已婚仅配偶或子女随迁、已婚配偶子女同时随迁、已婚且独自一人、以及其他等5个分类变量。③ 经济收入，分为客观收入和主观收入，客观收入为上一年家庭收入，主观收入为自己的收入与当地人相比的主观感觉，分为低于当地人和不低于当地人两类。④ 社会关系和社会融合，包括在流入地（当地）的朋友数量、已居留时长、当地方言掌握情况。其中当地方言掌握情况分为“听得懂，会讲”“听得懂，会讲一些”“听得懂，不会讲”“听不懂，不会讲”4类。⑤ 身份认同，认为自己是本地人、老家人、两者都是和两者都不是4类。⑥ 流入地城市因素，包括城市等级、城市区位和流入城市与流出地的相对位置。城市等级分为县级市、普通地级市、省会城市、直辖市和深圳4类；城市区位分为东部地区、中部地区、西部地区和东北地区4类；流入城市与流出地相对距离分为市内跨县、省内跨市、外省和其他4类。除了居住时长、朋友数量和上年家庭收入为连续变量，其他变量全部为分类哑变量，变量及其分类见表1。
其他已经被证实对居留意愿有显著影响，但并不是本文重点关注的因素为控制变量，包括性别、年龄及年龄平方、户口类型、就业身份、老家有无承包地及老家有无住房等。

4 结果分析

4.1 长居意愿、定居意愿与落户意愿的关系

4.1.1 长居、定居与落户意愿率依次下降

总样本显示愿意在流入地继续居留5年以上的流动人口占比为59.56%，接近6成。打算在流入城市购房定居的占比为35.82%。愿意把户口迁到流入城市的占比为19.96%（图1）。长居意愿率、定居意愿率和落户意愿率依次降低。在城镇化的过程中，流动人口能够在流入城市长期稳定居留并实现身份转换不仅对城镇化质量的提升，而且对绝大多数流动人口本身都具有正面的积极意义。如果没有自身与环境等诸多条件的限制，定居和落户应该是他们的主动选择。诸多研究发现包括人力资本、经济资本、社会资本在内的个人资源禀赋越高，居留意愿越高[18⇓⇓⇓⇓⇓⇓-25]。从这个角度来看，意愿率的高低一方面反映了实现这一意愿难度的大小，另一方面也说明用这3个指标来衡量市民化程度，标准不同。长期居留难度相对较小，用来衡量市民化程度标准较低；落户难度最大，用其来衡量市民化程度标准最高，定居居于两者之间。
图1 长期居留、定居和落户意愿率比较

Fig. 1 Comparison of willingness to long-term residence, permanent settlement and hukou conversion

4.1.2 长居与定居意愿在总体上和不同等级城市上都存在层层递进的关系

要证明长居意愿、定居意愿和落户意愿存在次序关系，定居意愿是在长居意愿的基础上形成，落户意愿在定居意愿的基础上形成这一假设是否成立，需要比较没有长居意愿和有长居意愿两类人群中有定居意愿的比例分别是多少，没有定居意愿和有定居意愿的两类群体中有落户意愿的比例分别是多少。反过来，考察有定居意愿群体是否绝大多数居于长居意愿群体范围内，有落户意愿的流动人口是否绝大多数居于定居意愿群体内，本文通过联列表进行双向印证（表2、表3）。
表2 长居意愿与定居意愿的关系

Tab. 2 The relationship of willingness among long-term residence and permanent settlement

类别 定居意愿率(%) 类别 长居意愿率(%)
无长居意愿 6.15 无定居意愿 40.86
有长居意愿 55.97 有定居意愿 93.06
表3 定居意愿与落户意愿的关系

Tab. 3 The relationship of willingness among permanent settlement and hukou conversion

类别 落户意愿率(%) 类别 定居意愿率(%)
无定居意愿 6.50 无落户意愿 25.04
有定居意愿 45.10 有落户意愿 79.05
有长居意愿的流动人口，定居意愿率是55.97%，无长居意愿的流动人口，定居意愿率仅为6.15%（表2）。有定居意愿流动人口93.06%的居于长居意愿群体范围内，且所有城市长居意愿率都高于定居意愿率（图2）。也就是说9成以上的流动人口符合本文提出的定居意愿群体是长居意愿群体的子集，定居意愿是在长居意愿的基础上形成的假设。如果把样本误差率考虑在内，这一关系无论是从数量上看，还是从逻辑上看是基本成立的。
图2 居留意愿的城市比较

Fig. 2 The comparison of settlement willingness with tier cities

4.1.3 定居与落户意愿在整体上存在递进关系，分城市等级一线城市不确定

有定居意愿的流动人口落户意愿率是45.1%，无定居意愿的群体落户意愿率仅6.5%（表3）。反过来，有落户意愿流动人口79.05%的有定居意愿，即接近8成的流动人口符合本文提出的落户意愿群体是定居意愿群体的子集，落户意愿是在定居意愿的基础上形成的假设。按照一般的行为过程，人到那里生活定居，为方便和相关公共服务的获得会相应地把户口迁到那里，这是定居和落户次序关系的主流模式。
但是，定居意愿与落户意愿的关系远比长居意愿与定居意愿的关系复杂。有落户意愿群体中近21%的没有定居意愿，与大部分流动人口的选择不同。分城市等级看，所有县级市、普通地级市和省会城市定居意愿率都高于落户意愿率，符合本文提出的假设关系，但上海、北京和深圳的落户意愿率等于或高于定居意愿率（图2），不符合本文提出的假设关系。这意味着一线城市一部分流动人口不是为了在流入地生活定居，而是为了其他原因（包括子女教育等）选择落户，或是因为这些城市房价高，购房定居难度大等原因而放弃。一线城市部分流动人口的意愿选择虽然不能推翻定居意愿是落户意愿的基础，是市民化主流模式的这一假设，但也说明随着外部环境的变化，市民化过程中的次序选择会发生变化，在研究个案城市的时候需要具体分析。
由以上分析可知：长居意愿是定居意愿的基础，定居意愿是长居意愿的子集。同时，对于一线城市之外的绝大多数城市而言流动人口的定居意愿是落户意愿的基础，具有落户意愿的流动人口中近8成有定居意愿，落户意愿近似于定居意愿的子集。三者之间的关系可用图3来表达。
图3 长居意愿、定居意愿和落户意愿之间的关系图示

Fig. 3 The relationship of willingness among long-term residence, permanent settlement and hukou conversion

4.1.4 长居、定居和落户群体构成

按照第二组模型因变量设置的要求，进一步把流动人口分为4个群体（表4）：没有长居意愿的，占总量的40.44%，为暂留群体（群体a）；打算长期居留但不愿意在流入地定居和落户的，占26.22%，为长居群体（群体b）；打算在流入地定居但不愿落户的占18.21%，为定居群体（群体c）；有定居打算且愿意落户的占15.13%，为落户群体（群体d），各群体数量和占比如表4所示。4个群体是包含被包含关系，后者是前者的子集，前者是后者的全集。从数量占比上来看，a>b>c>d，从市民化意愿程度来看，a<b<c<d。其中群体c和群体d是具有长期稳定市民化意愿的群体，合计约占1/3，是市民化的重点人群。这里a和b、b和c、c和d所形成3组关系，是第二组中3个模型的因变量，每组关系中，前者取值为0，后者取值为1。
表4 长居、定居与落户群体构成

Tab. 4 Distribution of long-term residence, permanent settlement and hukou conversion groups

样本个数(个) 占比(%) 累计百分比(%)
暂留群体a 2099 40.44 40.44
长居群体b 1361 26.22 66.67
定居群体c 945 18.21 84.87
落户群体d 785 15.13 100

4.2 影响因素的回归结果

4.2.1 两组模型回归结果比较

在A组的3个模型中，相对于常规Logit回归，似然比检验系数全部为0.0000。3个模型随机截距标准差分别为0.0845、0.0607、0.0918，超过常规回归标准差（分别为0.0326、0.0262、0.0395）2倍以上，以此来判断，3个模型输出结果的随机截距呈现出显著的变异，适合使用多水平模型。在B组的3个模型中，相对于常规Logit回归，似然比检验系数分别为0.0000、0.0046、0.0007；3个模型的随机截距标准差分别为0.0969、0.0617、0.0858，同样超过常规回归标准差（分别为0.0448、0.0301、0.0403）2倍以上，B组数据同样适合用多水平回归模型。A组3个模型各自变量对因变量影响的方向和显著性在长期居留、定居和落户三者之间的差异不大（表5）。
表5 A组模型回归结果

Tab. 5 Regression results of group A models

自变量 A1 A2 A3
初中 (小学及以下=0) 0.289** (0.116) 0.407*** (0.132) 0.122 (0.160)
高中 0.550*** (0.125) 0.656*** (0.139) 0.290* (0.165)
大专 0.571*** (0.143) 0.911*** (0.155) 0.362** (0.181)
本科及以上 0.868*** (0.144) 1.214*** (0.155) 0.574*** (0.180)
已居留时长 0.0505*** (0.007) 0.0385*** (0.006) 0.0303*** (0.006)
朋友数量 0.0245*** (0.005) 0.0279*** (0.005) -0.00323 (0.005)
听得懂，讲一些 (听得懂，会讲=0) -0.169 (0.128) -0.0909 (0.108) -0.244** (0.115)
听得懂，不会讲 -1.047*** (0.128) -0.574*** (0.112) -0.627*** (0.123)
听不懂，不会讲 -1.511*** (0.185) -0.992*** (0.208) -1.416*** (0.280)
仅配偶或子女随迁 (未婚独自一人=0) 0.365*** (0.141) 0.427*** (0.138) 0.371** (0.152)
配偶子女同时随迁 0.533*** (0.125) 0.744*** (0.120) 0.383*** (0.133)
已婚独自一人 -0.220** (0.110) -0.223* (0.118) -0.259* (0.137)
其他 0.285** (0.115) 0.228** (0.116) 0.123 (0.135)
上一年家庭收入 0.000704 (0.003) 0.00722** (0.003) -0.000774 (0.004)
收入不低于当地人 (低=0) 0.0350 (0.070) 0.155** (0.071) 0.00395 (0.082)
老家人 (本地人=0) -1.033*** (0.120) -1.209*** (0.106) -1.212*** (0.117)
两者都是 -0.136 (0.128) -0.213** (0.107) -0.278** (0.111)
两者都不是 -0.840*** (0.174) -0.705*** (0.168) -0.970*** (0.195)
省内跨市 (市内跨县=0) -0.316*** (0.120) 0.113 (0.110) 0.466*** (0.132)
跨省 -0.818*** (0.125) -0.272** (0.118) 0.320** (0.141)
其他 -0.560*** (0.134) -0.172 (0.127) 0.253* (0.153)
普通地级市 (县级市=0) 0.532*** (0.162) 0.444*** (0.159) 0.663*** (0.191)
省会城市 0.580*** (0.195) 0.457** (0.190) 0.853*** (0.225)
直辖市及深圳 0.314 (0.235) -0.517** (0.237) 0.895*** (0.265)
中部地区 (东部地区=0) -0.344* (0.197) -0.0606 (0.191) -0.181 (0.219)
西部地区 -0.555*** (0.189) -0.387** (0.185) -0.528** (0.213)
东北地区 -0.786*** (0.239) 0.000474 (0.228) -0.759*** (0.265)
常数项 1.080** (0.430) -1.321*** (0.438) -1.387*** (0.497)

注：*** p < 0.01，** p < 0.05，* p < 0.1；数据项分别是回归系数和标准误，括号内是标准误。

但B组3个模型各自变量对因变量的影响方向及显著性差异明显，显示出在剔除叠加影响之后，长期居留、定居和落户意愿的影响机制存在明显不同（表6），证明剔除相互间的叠加影响后回归结果更有说服力。B组模型显示影响长居意愿因素最多，定居意愿其次，影响落户显著的因素最少，揭示出在长居意愿的基础上更强的因素会影响定居意愿，在长期居留和定居意愿的基础上，更强的因素影响落户意愿。接下来的分析将主要以B组模型为主，并辅之以A组模型。
表6 B组模型回归结果

Tab. 6 Regression results of group B models

自变量 B1 B2 B3
初中 (小学及以下=0) 0.159 (0.130) 0.381** (0.181) -0.234 (0.229)
高中 0.381*** (0.142) 0.546*** (0.190) -0.301 (0.235)
大专 0.200 (0.167) 0.846*** (0.218) -0.303 (0.253)
本科及以上 0.324* (0.169) 1.015*** (0.220) -0.220 (0.254)
已居留时长 0.0400*** (0.007) 0.0133* (0.008) 0.0118 (0.009)
朋友数量 0.0140** (0.006) 0.0322*** (0.006) -0.0191*** (0.007)
听得懂，讲一些 (听得懂，会讲=0) -0.151 (0.149) -0.0192 (0.144) -0.142 (0.148)
听得懂，不会讲 -0.982*** (0.149) 0.0116 (0.155) -0.355** (0.164)
听不懂，不会讲 -1.431*** (0.221) 0.321 (0.304) -0.508 (0.376)
仅配偶或子女随迁 (未婚独自一人=0) 0.158 (0.169) 0.345* (0.193) 0.262 (0.200)
配偶子女同时随迁 0.277* (0.150) 0.618*** (0.168) 0.0975 (0.172)
已婚独自一人 -0.195 (0.130) -0.0168 (0.167) -0.0777 (0.189)
其他 0.231* (0.135) 0.148 (0.162) -0.00727 (0.179)
上年家庭收入 -0.00746* (0.004) 0.0173*** (0.006) -0.00787 (0.005)
收入不低于当地人 (低=0) -0.0367 (0.084) 0.203** (0.101) 0.0291 (0.110)
老家人 (本地人=0) -0.634*** (0.143) -0.673*** (0.148) -0.714*** (0.156)
两者都是 -0.0597 (0.153) -0.0520 (0.145) -0.418*** (0.142)
两者都不是 -0.638*** (0.211) -0.238 (0.248) -0.651** (0.260)
省内跨市 (市内跨县=0) -0.408*** (0.138) 0.0972 (0.141) 0.430*** (0.164)
跨省 -0.834*** (0.144) -0.218 (0.157) 0.620*** (0.178)
其他 -0.476*** (0.153) -0.203 (0.166) 0.498*** (0.192)
普通地级市 (县级市=0) 0.486*** (0.175) 0.0393 (0.173) 0.470** (0.214)
省会城市 0.483** (0.210) -0.0315 (0.206) 0.724*** (0.249)
直辖市及深圳 0.730*** (0.246) -1.677*** (0.278) 1.548*** (0.327)
中部地区 (东部地区=0) -0.368* (0.211) 0.0475 (0.203) 0.0469 (0.241)
西部地区 -0.445** (0.201) -0.185 (0.197) -0.185 (0.237)
东北地区 -0.971*** (0.260) 0.492* (0.242) -0.489** (0.283)
常数项 0.834* (0.489) -1.819*** (0.602) 0.383 (0.679)

注：*** p < 0.01，** p < 0.05，* p < 0.1；数据项分别是回归系数和标准误，括号内是标准误。

4.2.2 个体层面影响因素分析

个人资源禀赋越高，能力越强越有可能超越环境的障碍，促进居留意愿的生成[30-31,33]。人力资本是个人资源禀赋最重要的体现。更高的人力资本有助于获得稳定的就业机会和更高的收入，更好地适应城市社会环境，从而促进长居意愿和定居意愿的产生。人力资本对落户意愿没有显著影响，说明户口作为身份的标志，落户意愿更具有主观性，一定程度上超越实际利益的诉求。以朋友数量、方言掌握程度和居留时长等指标揭示的社会关系和社会融合，对长居意愿具有显著的正向影响，但对定居意愿影响不大，对落户意愿影响不显著，是因为社会关系和社会融合在流动人口搜寻工作机会，开展社会交往中发挥着突出的作用，有助于提高居留的稳定性，提高长居意愿，但当涉及到安家定居和落户这样事关个人和家庭未来重大安排的事项，同质性的社会关系所发挥的作用是有限的。总体来看，人力资本对长居意愿和定居意愿影响大，对落户意愿影响小，社会关系和社会融合仅对长居意愿具有显著影响。
由B组模型可知，家庭随迁和经济收入，无论是家庭实际收入还是主观经济地位，都对定居意愿有显著的正向影响。定居必然是事关整个家庭的决策，只有实现家庭化迁移，尤其是举家迁移，定居才能成为可能。但要定居必须具备一定的经济实力，只有达到一定的经济实力，才有条件在流入地安家定居。家庭随迁和经济收入对落户意愿影响不显著，也就是说在已经具有定居意愿的情况下，是否愿意落户与经济实力无关，落户不需要付出太多的经济成本。B组模型显示上一年家庭收入对长居意愿有显著的负向影响，这是因为家庭收入也包括流出地老家产生的家庭收入，家庭收入越高在外打工拼搏的必要性越低，回乡的可能性越大。综上所述，家庭随迁和经济收入对定居意愿影响最大，其次是长居意愿，对落户意愿影响都不显著。
身份认同方面，A、B两组模型显示身份认同对长居意愿、定居意愿和落户意愿的影响都显著，但是对落户意愿的影响最大。对一个地方身份归属的认同，一方面与这个地方包括历史、经济社会、公共服务、环境等在内的客观状况有关，另一方面也与个人的主观认知有关。身份认同在客观状况与主观认知之间发挥中介作用。历史知名度高，在国家或区域中的地位重要，自然环境和人文环境优美的城市在身份转换中必然会受到更多的青睐。

4.2.3 城市层面影响因素分析

用多层次方差成分模型（零模型）组间方差和组内方差的比较来分析城市层面差异对总差异的贡献。A组3个方差成分模型的ρ分别为0.0489、0.0681和0.0620。B组3个方差成分模型的ρ分别为0.0337、0.108和0.0901。A组和B组的方差成分模型都显示，城市层面因素对落户意愿和定居意愿的影响较大，对长居意愿影响最小且没有超过5.9%这一门槛值。也就是说流动人口在考虑是否要在流入地城市长期居留时，城市的特征及相关因素不是他们考虑的重点，相反，在考虑是否在流入城市安家定居和落户时，所在城市的特征是他们考虑的重要因素。
从3个主要的自变量来看，流入城市与流出地相对距离方面，距离越远长居意愿越低。与长居意愿相反，落户意愿与流动距离呈正比。流动距离对定居意愿影响不显著。流动距离在长居意愿和落户意愿中的影响具有双重含义。对于长居意愿而言，距离越近对流入地越熟悉，有助于提高社会融合程度；对于落户意愿而言，距离越远吸引力越大，认同度越高，“距离产生美”，跨省的流动更有可能流入自己喜欢的高等级的大城市，进一步加强了认同感。
综合A、B两组模型，城市规模等级对长居意愿和落户意愿都存在显著差异，且逐级提升。对于定居意愿的影响在不同等级城市间呈倒“U”型走势。总体而言，城市等级对落户意愿影响最大。在中国等级高的城市知名度更高，在国家或区域中的地位越重要，公共设施和公共服务越完善，落户带来的利益越大，吸引力大，认同度高。同时，北京、上海和深圳等一线城市包括住房在内的生活成本高，成为流动人口安家定居的重要障碍。结合前文经济收入对定居意愿的影响分析，可见收入与成本衡量是影响定居的关键要素。
城市区位在长期居留、定居和落户3个维度上的影响差异较大。与东部地区城市相比，中部地区、西部地区和东北地区城市流动人口长居意愿逐级下降，这与4个板块地区经济发展水平和活跃程度有着直接的关系，经济越活跃的地区获得就业机会越容易，促进居留意愿的产生。东北地区流动人口长居意愿和落户意愿显著下降与近年来东北地区经济转型困难，人口外流严重密切相关。总体而言，城市区位对长居意愿影响最大，其次是落户意愿，对定居意愿影响较小。A、B两组模型，各自变量对3个因变量的影响总结如表7所示，本文提出的假设2得到了验证。
表7 长居、定居与落户意愿影响机制比较

Tab. 7 Comparison of impact mechanisms of long-term residence, permanent settlement and hukou conversion

因素 指标 长居意愿 定居意愿 落户意愿
人力资本 受教育程度 ▲▲ ▲▲▲ —
经济因素 经济收入 ▽ ▲▲▲ —
家庭因素 家庭随迁 ▲ ▲▲▲ —
社会关系和社会融合 流入时长 ▲▲▲ ▲ —
朋友数量 ▲▲▲ ▲▲▲ —
方言熟练程度 ▲▲▲ ▲ ▲
身份认同 流入地身份认同 ▲ ▲ ▲▲▲
城市因素 相对距离 ▽▽▽ — ▲▲▲
城市等级 ▲▲ 倒“U”型 ▲▲▲
城市区位(与东部城市相比) ▽▽▽ — ▽▽

注：“—”代表影响不显著；“▲”代表正向影响，个数代表影响的显著程度；“▽”表示负向影响，个数代表影响的显著程度。

5 市民化意愿的决定机制

认识流动人口长居、定居和落户意愿的决定机制，必须从3个意愿的内涵及其反映的流动人口真实想法出发，把个人特征与城市和区域的宏观差异结合起来进行把握和理解。流动人口的居留意愿是在个人情况及环境特征之间进行匹配权衡的基础上产生的。
在长居、定居和落户3个意愿之中，长居意愿是最容易做出决断的。能否长期居留与大多数流动人口外出流动的目的——实现就业相联系，只要中国宏观经济社会环境和城乡关系没有发生根本的变化，在流入的城市能够获得工作机会，有钱可赚，外出后就不会轻易返回老家，也不会轻易更换就业城市，这是长居意愿率高达六成的原因。相比其他就业群体，流动人口的就业稳定性和居留稳定性差，越是具有较高人力资本和社会资本的流动人口稳定性越高，即资源禀赋高的个人越有能力克服稳定工作的障碍[29-30]，并且客观上提升其居留预期。相对于小城市，等级高的大城市经济发达，提供的就业机会及可替代的机会多，有利于流动人口的长期居留，区域间差异亦如此，经济越活跃的地区流动人口的长居意愿越高。
定居意愿是在长居意愿的基础上形成的。在城镇化的大背景下，到城市安家应该是大多数流动人口的心愿。定居意愿就是在普遍心愿与实际可能性之间的权衡。能否在流入地实现家庭团聚，人力资本和经济实力是否能够支撑整个家庭在流入城市的生活是定居意愿形成最关键的影响因素。相比于乡村，城市的生活成本高，尤其是住房成本高，这就要求具备一定的经济条件和经济能力才能实现定居。吸引力大的城市生活成本高，当成本高到一定程度产生的推力超过城市吸引产生的拉力，那么定居意愿反而下降。这也是定居意愿在城市等级上呈倒“U”型走势，且一线城市定居意愿显著下降，低于落户意愿的重要原因。
对于大多数流动人口而言定居是落户的前提。户口迁移虽然包含功能性和利益性的内容，但身份转变的象征意义越来越突出。1978年改革开放以来，中国经过了至少3轮户籍制度改革，附着在户口上的社会福利逐渐被剥离，城乡社会保障体系的完善以及流动人口流入地权益保障机制的逐步建立，落户所带来的价值不断弱化，甚至对部分流动人口而言还有损失[3]。在这样的背景下，流动人口在流入地的生活和工作因户籍受限的情况大为改观，而身份转变的意义就更加凸显出来。从流入地城市因素的角度看，流入地的认同与城市的等级相联系，规模大等级高的城市认同度高，落户意愿高。流动距离与城市等级存在着相同的机制，距离越远，比如跨省流动更有可能流入规模大、等级高等认同度更高、更具资源和公共服务优势的城市。此外，在户口演变过程中，由于种种原因一线城市户口在教育中的价值越来越突出，是造成这些城市落户意愿高的原因之一。
在个人情况及环境特征之间进行匹配权衡的过程中，城市因素虽然是相对固定的，但不同城市对流动人口的收入、社会融合、身份认同等产生不同的影响[34]。而人力资本、社会融合、经济实力、家庭随迁和身份认同是随时间变化而变化的，并且两两之间相互影响，人力资本有利于提高经济收入，经济实力的提高有助于促进社会融合，带动家庭随迁。家庭随迁和社会融合有利于提高身份认同，反之更高的身份认同和社会融合也有利于收入的提高。据此，构建流动人口长居、定居和落户意愿的决定机制如图4所示。居留意愿的形成是个人因素与城市因素在不断变化过程中相互作用的结果，也意味着对于个体而言居留意愿并非一成不变，随着个人和环境的变化而变化，这是通过完善相关政策推进市民化的理论基础。
图4 长居、定居与落户意愿梯次关系及主要作用机制

Fig. 4 Process and determinisms of settlement intention

6 结论与讨论

本文利用课题组调查的中国25个城市流动人口问卷数据，运用统计描述、多水平Logit回归模型研究了流动人口外出过程中长居意愿、定居意愿和落户意愿产生的次序关系及决定机制，得出的结论如下：
流动人口的长居意愿、定居意愿和落户意愿在多数情况下是层层递进的关系，在长居意愿的基础上形成定居意愿，在定居意愿的基础上形成落户意愿。这一发现是在对相关概念和指标进行准确分类界定的基础上形成的。以往的研究虽然注意到了流动人口居留意愿的阶段性特征，但并没有严格地从长期居留、定居和落户这个细微的层面展开，也没有从层层递进的角度进行分析，更多的时候把长期居留看作为定居，混淆了两者的区别，对阶段性的理解存在局限。此外，虽然在定居意愿的基础上形成落户意愿是主流模式，但一线城市由于高昂的定居成本及包括子女教育在内的公共资源优势，定居意愿和落户意愿的关系更加复杂。
影响长居意愿、定居意愿和落户意愿的因素具有相似性的同时，形成的主导机制是不同的。从人力资本、社会融合、家庭随迁、经济收入、身份认同和城市因素等6个方面来看，对长居意愿产生关键影响的是人力资本、社会融合和城市因素，对定居意愿产生关键影响的是经济收入、家庭随迁和城市因素；对落户意愿产生主要影响的是身份认同和城市因素。要外出打工就必须在打工地居留，自身条件和外部环境对长居意愿的影响门槛低，影响因素多且复杂，一些不带“根本”性质的因素都会对长居意愿产生影响，比如社会关系、距离远近所代表的熟悉程度等。与长期居留相比，定居对自身和外部环境的要求更加严格，门槛更高，不仅需要更高的收入适应城市生活，而且需要基于“家”进行决策，家庭化迁移至关重要。落户意愿，主要涉及的是身份的转变，身份认同的影响十分显著，多数是在定居意愿的基础上形成认同，并产生落户想法。以往研究关注到不同城市落户利益（包括公共服务提供）差别的影响，但对于身份转换带来的影响重视不足。
本文发现，与县级市相比，省会城市定居意愿最高，北京等一线城市最低，呈倒“U”型趋势，经济因素等起主要作用，是个人及家庭经济实力与定居成本的权衡结果。相比低等级的城市，高等级城市流动人口具有更高的落户意愿，主要是认同度和高等级城市的资源及公共服务优势在起作用。3个一线城市，落户意愿率甚至高于定居意愿率，意味着随着外部宏观环境的改变，影响机制和居留意愿的形成次序会发生变化。区域间的差异显示，在控制其他变量的基础上，处于东北地区城市的流动人口长居和落户意愿最低，这与近年来东北人口外流趋势是一致的。
从居留意愿的次序及决定机制的综合角度来看，以农业转移人口为主体的流动人口由农村迁移到城市，第一步是要获得一个稳定的就业机会和合适的收入，并在此基础上构建社会关系，厚实社会资本，实现稳定长期居留；第二步在长期居留基础上实现举家迁移和家庭团聚。考虑到城市生活成本（尤其是住房成本）以及子女扶养和教育成本，举家迁移对大多数流动人口来说都是很困难的，只有经济实力达到一定程度定居才有可能实现；第三步是身份的转变，实现了家庭化迁移和稳定的家庭生活，明确了自己安身立命之地后才能确立身份归属，考虑落户的问题。因此，对于多数流动人口而言，个人能力和各方面限制使其无法实现家庭化迁移，无法在城市实现正常的家庭生活之前，自身的落户很难提上日程。此外，对于一线城市流动人口居留意愿的决定机制与其他城市是否存在不同之处，受限于样本数量无法深入探究，希望在今后进行深入研究。
最后，流动人口在个人情况和城市特征之间进行权衡的过程中，影响居留意愿6个方面的因素是相互关联的，其中一个因素的变化会引起其他因素的变化，进而对不同居留意愿产生复合影响。整体来看，定居是市民化过程中最关键，最具有实质意义的一环。因此，在推进流动人口实现市民化方面，要强化安居的实效，弱化落户的指标性意义，对于一线城市更是如此。其中，如何创造更好的条件推动举家迁移，实现流动人口在流入地的家庭团聚是需要考虑的重点内容。

：感谢匿名审稿专家提出的宝贵修改建议。

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