年齡-時期-隊列視角下流動人口長期居留意愿變遷①

李昀東 解韜 凌巍,3

（1.云南大學 民族學與社會學學院，云南 昆明 650091；2.廣東省社會科學院 國際問題研究所，廣東 廣州 510635；3.貴州師范學院 數(shù)學與大數(shù)據(jù)學院，貴州 貴陽 550018）

1 引言

改革開放40多年來，中國完成了從低流動性的“鄉(xiāng)土中國”向高流動性的“遷徙中國”的歷史性轉(zhuǎn)變[1]，第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國流動人口總量達到3.76億人，與2010年第六次全國人口普查相比，增長69.73個百分點[2]，意味著每4個人中就有1個是流動人口。但是從數(shù)據(jù)中也顯示出流動人口規(guī)模大幅增加但增速變緩和人口流動范圍縮小兩個趨勢，這種人口流動趨勢的轉(zhuǎn)變不僅僅意味著人口學上的數(shù)字轉(zhuǎn)變，其背后也反映了一種經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)軌現(xiàn)象，如何衡量和探索這種人口在社會經(jīng)濟背景下的轉(zhuǎn)型是我們需要思考的問題。

1984年《國務(wù)院關(guān)于農(nóng)民進入集鎮(zhèn)落戶問題的通知》（國發(fā)〔1984〕141號）發(fā)布后，我國流動人口開始快速增長，在流動中經(jīng)歷了社會環(huán)境和市場環(huán)境的轉(zhuǎn)變，社會經(jīng)濟的不同發(fā)展階段、社會和市場環(huán)境的變遷一定度上形塑了不同時期、不同出生隊列流動人口群體，也為我們研究流動人口提供了獨特的年齡、隊列、時期視角。流動人口的居留意愿是指流動人口在綜合衡量個人發(fā)展、家庭社會特征和區(qū)位因素后，對其自身居住方式的選擇和預(yù)測[3]，長期居留意愿更是流動群體在流動過程中經(jīng)歷了個體、家庭狀況,以及社會經(jīng)濟等諸多因素后做出的期望性選擇，可以有效的反應(yīng)不同流動人口群體在宏觀環(huán)境下的不同決策。因此本文利用全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，通過分層APC模型來刻畫年齡、時期隊列視角下流動人口的同期群效應(yīng)，以分析流動人口長期居留意愿的特征規(guī)律，為今后研究流動人口趨勢性變化提供實證支持。

2 文獻綜述

傳統(tǒng)的用于解釋人口遷移的推拉理論、雙重勞動力市場理論、新移民經(jīng)濟學理論、遷移制度理論等雖然對人口的遷移流動具有很好的解釋力，但這些理論卻缺乏對流動人口選擇在流入地定居或返回家鄉(xiāng)的決策的解釋[4]。流動人口的長期居留意愿是一個復(fù)雜的決策性指標，包括居留的決策、行為和對后果的評估。研究認為目前我國流動人口流遷主要呈現(xiàn)在流入地城鎮(zhèn)定居、循環(huán)流動與返回家鄉(xiāng)的三維分化的現(xiàn)狀[5]，因此，目前學界對于流動人口居留意愿的研究主要在居留意愿和長期居留意愿的影響因素、流動主體和流入地的差異性以及城市融入幾個方面開展學術(shù)研究。

長期居留意愿影響因素的研究認為居留的決定受到多方面因素的影響，個人、家庭和地區(qū)因素共同作用于流動人口，影響其居留決策，性別、受教育年限和婚姻狀況是影響長期居留意愿的重要個體因素[6]，流動人口在遷入地的居留意愿或落戶意愿，與其家庭化遷移之間也存在密切的關(guān)聯(lián)[7]，家庭化遷移有助于提升流動人口的長期居留意愿[8]，其中子女遷移對流動人口長期居留意愿的影響大于配偶遷移和父母遷移[9],地區(qū)性因素中的市場潛能[10]、城市級別[11]、城市及基本公共服務(wù)[12]等也對長期居留意愿有顯著的影響。這些影響在不同流動主體流入地之間也存在差異性，研究發(fā)現(xiàn), 流動人口居留大城市的意愿較高, 其中老生代流動人口居留意愿高于新生代[13],新生代流動人口內(nèi)部也出現(xiàn)分化,“80后”居留意愿較高, “90后”較低[14]。流入地的差異性方面，城市房價和經(jīng)濟[15]也在長期居留意愿方面的影響有所不同，這些流入地差異，也和不同流動主體之間相互作用、互相影響，朱浩利用2016年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，新生代流動人口長期居留意愿整體較強，一線城市中住房（尤其是自購房）、家庭收入和戶籍在在移民的居留決策中發(fā)揮重要作用，非一線城市中，社會性因素和制度性因素則扮演了決定性角色[16]，這些因素的互相作用也造成了流動人口流動的新趨勢，是“逆城市化”產(chǎn)生的動力機制[17]。最后，流動人口的長期居留意愿也是衡量流動人口的城市融入程度的重要指標，但是其在不同流動主體中的城市融入機制也有所不同，公共服務(wù)可及性顯著提升了流動人口的永久遷移意愿,降低了“流而不遷”的暫時性遷居概率[18]，制度、文化等不同因素，在不同代際流動人口樣本中阻礙效應(yīng)有所不同[19]?？傮w而言，流動人口的長期居留意愿受到不同因素的影響，時空差異、群體差異及其帶來的不同影響也是解釋流動人口長期居留意愿的不同的重要原因。

基于流動人口在流遷方向上的復(fù)雜性和不同群體的特異性，可以認為不同年齡、不同出生隊列以及處于不同時期流動人口長期居留意愿有所差別，并且這種差別可能“內(nèi)嵌”于不同的社會經(jīng)濟大環(huán)境之下，社會變遷也對其產(chǎn)生不同影響[20]，既往的研究雖然對流動人口長期居留意愿的趨勢有所探討。但是研究中樣本的出生年代、時期和年齡所起的作用是糅雜在一起的，無法探討其具體的變化趨勢。因此，本文采用年齡—時期—隊列分析對流動人口長期居留意愿進行研究，重點關(guān)注長期居留意愿的年齡、時期和隊列差異，探討社會經(jīng)濟發(fā)展變遷是如何形塑這些差異，并進一步探索其在性別和戶籍方面的差異性趨勢，以及其背后原因和機制。

3 數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

3.1 數(shù)據(jù)來源與變量賦值

根據(jù)研究內(nèi)容和數(shù)據(jù)可及性，本文選擇2012、2014、2015、2016、2017、2018年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)（China Migrants Dynamic Survey,簡稱CMDS）作為數(shù)據(jù)來源，該調(diào)查調(diào)查口徑、抽樣方法、調(diào)查內(nèi)容均有較好的一致性，增強了不同年份的可比性，調(diào)查覆蓋了全國31個省（區(qū)、市）和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團，采用分層、多階段的PPS抽樣，對全國和省級單位及主要城市均有代表性。根據(jù)研究目的，本研究將歷年數(shù)據(jù)進行整理合并，剔除缺失值和無效值，并對個別變量進行統(tǒng)一清理，最終納入變量1048484個，其中六個調(diào)查時點的樣本數(shù)分別為157666個、200076個、204412個、167462個、168288個、150580個。

3.1.1 因變量

本文選取長期居留意愿作為因變量，將長期居留意愿定義為愿意在在本地居住5年以上。為了保持變量定義的一致性，將2012、2014、2015和2016年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查個人問卷問題“您是否打算在本地長期居?。?年及以上）？”用來衡量長期居留意愿，將“打算”賦值為1，將“不打算”和“沒想好”賦值為0。將2017和2018年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查個人問卷問題“今后一段時間，您是否打算繼續(xù)留在本地?”和“如果您打算留在本地，您預(yù)計自己將在本地留多久?”兩個問題用來衡量長期居留意愿，將選擇“是”且居留時間為5年以上賦值為1，將“否”、“沒想好”和居留時間為五年以下賦值為0。

3.1.2 自變量

年齡、時期與隊列是本文關(guān)注的核心變量，觀測時期 (2012、2014、2015、2016、2017和 2018年)共6個時期，由于APC方法的假設(shè)限定，參照既往研究和傳統(tǒng)上“三年一代溝”的考慮，本文將出生隊列進行分組，除去出生早于1943年以及晚于2000年的個體分別單獨為一個隊列以外，臨近的三個出生年份被歸為一個隊列組，一共獲得21個隊列組。

本文的控制變量共分為個體層面、家庭層面及地區(qū)層面控制變量，用于探究不同層面的變量對于流動人口長期居留意愿的影響。個體層面的變量包括：性別、民族、婚姻狀況、戶口類型、受教育程度和流動范圍6個變量；家庭層面的變量包括：家庭月收入對數(shù)和子女隨遷2個變量；地區(qū)層面的變量為流動區(qū)域，具體賦值見表1。

表1 變量賦值與描述

3.2 模型選擇

本文試圖分解年齡、時期與隊列因素對流動人口長期居留意愿的影響。但是現(xiàn)實研究中由于年齡、時期和隊列這三個維度之間完全共線性的問題，無法求得模型參數(shù)唯一解，即存在“不可識別”難題[21]。為了解決這一問題，本文使用Yang和Land提出了APC交叉分類隨機效應(yīng)模型（HAPC-CCREM）[22-23]進行分析，通過將年齡、時期和隊列變量置于不同層次，規(guī)避了線性約束的問題，通過APC模型可以在了解趨勢之外可以獲得真實的年齡、時期和隊列效應(yīng)來理解趨勢乃至模式的形成機制及影響。

在模型設(shè)定方面，多層次APC-交叉分類隨機效應(yīng)模型通常為兩層模型，第一層為個體層面模型，包含年齡變量及其他個體層面的控制變量。第二層為時期和隊列層次模型，包含隊列和時期層面的隨機效應(yīng)。本研究中所構(gòu)建模型的具體形式為:

個體層次模型（第一層）：

其中，Yijk為時期j和隊列k的流動人口i的長期居留意愿；β為回歸系數(shù)，εijk是個體層的隨機誤差，Xijk為控制變量（受教育程度、收入、民族、戶口、性別等）。

時期和隊列層面模型（第二層）：

其中，γ0為截距，u0j與v0k分別為隊列和時期效應(yīng)，均服從正態(tài)分布，對應(yīng)的總方差分別為和。

將第一層和第二層模型相加后

其中，γ3是變量Xijk的固定系數(shù)，μ3j是該隊列變量的隨機效應(yīng)，v3k則是時期變量隨機效應(yīng)。

4 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

4.1 流動人口長期居留意愿的時期、隊列描述分析

圖1是不同時期的流動人口長期居留意愿變化趨勢，隨著年份的增加，流動人口長期居留意愿總體呈下降趨勢，2012年調(diào)查時期，60.13%的流動人口選擇長期居留，2017年這一比例下降到43.16%，2018年有所上升，選擇長期居留占比為48.62%。圖2是不同隊列的流動人口長期居留意愿變化趨勢，我國居民的長期居留意愿隨著出生隊列呈現(xiàn)持續(xù)下降趨勢，1982年之前的出生隊列長期居留意愿下降較慢，1982年之后的出生隊列長期居留意愿快速下降。

圖1 不同時期的流動人口長期居留意愿占比

圖2 不同隊列的流動人口長期居留意愿占比

然而單純的描述混淆了出生隊列、時期以及年齡之間的各自效應(yīng)，并不能精確反映流動人口長期居留意愿的變化趨勢。進一步采用HAPC模型將三者的各自效應(yīng)進行剝離，以便明確流動人口的長期居留意愿在三種時間維度上的真實變動趨勢。

4.2 流動人口長期居留意愿的APC分析

表3呈現(xiàn)了HAPC-CCREM模型的回歸結(jié)果。其中第一層固定效應(yīng)主要報告控制變量的回歸系數(shù)和年齡效應(yīng)，第二層報告時期和隊列的隨機效應(yīng)。模型1是基準模型，僅納入年齡、時期和隊列變量，以便檢驗三個時間維度的顯著性。年齡及其平方項系數(shù)具有顯著性，隨機效應(yīng)表明不同時期和隊列的流動人口長期居留意愿差異顯著，因此有必要對年齡、時期和隊列各自的效應(yīng)進行分解。模型2在基準模型的基礎(chǔ)上加入了個體層面的控制變量，模型3和模型4在加入個體層面的控制變量基礎(chǔ)上，分別加入家庭層面和地區(qū)層面的控制變量，模型5則納入所有的控制變量。模型5顯示，女性、少數(shù)民族、已婚有配偶、城市戶口和高教育水平和市內(nèi)跨縣的流動人口長期居留意愿較高，家庭月收入、子女隨遷以及流動區(qū)域在東部地區(qū)流動人口長期居留意愿較高。

表2 流動人口長期居留意愿的APC模型分析

4.2.1 年齡效應(yīng)

從模型1到模型5，年齡和年齡平方的影響系數(shù)均顯著，但是在納入家庭層面的控制變量后，影響方向發(fā)生了變化，年齡的影響系數(shù)由正轉(zhuǎn)負，年齡平方的影響系數(shù)由負轉(zhuǎn)正，年齡和年齡平方影響系數(shù)方向的不一致，說明年齡對流動人口長期居留意愿的影響呈現(xiàn)非線性關(guān)系，在不加入家庭層面的控制變量之前，呈現(xiàn)倒“U”型變化趨勢，加入家庭層面的控制變量之后呈現(xiàn)“U”型變化趨勢，說明家庭月收入和子女隨遷抑制了低齡流動人口的長期居留意愿，促進了高齡流動人口的長期居留意愿。

4.2.2 時期效應(yīng)

關(guān)于時期和隊列的趨勢，首先通過隨機效應(yīng)方差的估計結(jié)果來判斷其顯著性，在基準模型1中，時期效應(yīng)呈邊際顯著趨勢(P=0.057)。納入所有控制變量后（模型5），時期效應(yīng)方差系數(shù)上升，說明納入了可能影響流動人口長期居留意愿的個人、家庭和區(qū)域?qū)用娴囊蛩睾螅瑫r期的差異性更為顯著。圖3反映了加入所有控制變量后流動人口長期居留意愿的時期效應(yīng)變化趨勢，和圖1相比，整體變化趨勢基本一致。

圖3 流動人口長期居留意愿的時期效應(yīng)變化趨勢

4.2.3 隊列效應(yīng)

相比較時期效應(yīng)，流動人口長期居留意愿的隊列效應(yīng)更突出，隊列之間呈現(xiàn)高低錯落的特點，在基準模型1中，隊列效應(yīng)呈現(xiàn)更為顯著的邊際趨勢(P=0.001)。流動人口長期居留意愿的隊列趨勢呈現(xiàn)出“下降-上升-下降”的趨勢，考慮到各個隊列在觀察的時期內(nèi)所處的生命周期并不完全一致，因而不能直接比較，因此本文根據(jù)生命周期，大體將隊列分為三個區(qū)間，如圖4所示。第一個區(qū)間是1960年以前的出生隊列（Ⅰ），這一區(qū)間的流動人口觀測期內(nèi)大部分時間都處于老齡階段，流動原因不是以務(wù)工、就業(yè)為主，主要流動原因是家屬隨遷和照顧小孩[24]，也呈現(xiàn)出“候鳥式”流動模式[25]，通常往返于家鄉(xiāng)和養(yǎng)老地，不會在流入地長期居留。我們把 1960-1980年之間（“60后”、“70后”）的出生隊列，共同劃入第二個區(qū)間，因為他們在觀察期內(nèi)幾乎都處于的中青年階段（Ⅱ），其趨勢很大程度上反映了初代流動人口的流動模式和長期居留意愿，這一時期的流動人口經(jīng)濟活動參與度非常高, 他們的從業(yè)身份以自雇/自營為主[26]，尤其是“70后”流動人口，長期居留意愿的效應(yīng)系數(shù)為正，相比于“60后”，其選擇長期居留的意愿更為強烈。第三個區(qū)間包含所有1980年以后出生的隊列（Ⅲ），一般將“80后”流動人口定義為新生代流動人口[27]，新生代流動人口相比于初代流動人口，其就業(yè)率相對較低,出現(xiàn)了“遷而不工”的現(xiàn)象[28],導(dǎo)致了流動人口的不穩(wěn)定性流動，進而產(chǎn)生新生代流動人口“遷而不居”的長期居留意愿較低的現(xiàn)象。

圖4 流動人口長期居留意愿的隊列效應(yīng)變化趨勢

4.3 流動人口長期居留意愿趨勢的異質(zhì)性分析

本研究在關(guān)注絕對趨勢之外，也關(guān)注流動人口長期居留意愿在不同人群中趨勢走向的差異，既往的研究已經(jīng)認為居留意愿表現(xiàn)出性別差異[29]，基于我國國情，城鄉(xiāng)的分層趨勢又是其中最重要的考量[30]。因此，本研究進一步在模型中同時加入性別的隊列和時期隨機效應(yīng)，表3為性別、戶籍的隨機效應(yīng)分析。

4.3.1 性別的時期、隊列趨勢差異

表3的模型6顯示了在基本控制模型中，男性和女性流動人口長期居留意愿在時期上的變化趨勢存在顯著差異 (P=0.067)，模型8顯示了男性和女性流動人口長期居留意愿在隊列上的變化趨勢存在顯著差異（P=0.007）。借助圖3（a）和圖4(a)可以發(fā)現(xiàn)時期和隊列上總體表現(xiàn)出女性長期居留意愿高于男性這與既往的研究結(jié)論基本一致。男性和女性在時期上波動沒有明顯差異，但是在隊列上反映出差異，在1990年出生隊列前后，男女長期居留意愿發(fā)生逆轉(zhuǎn)，1990之后出生的男性流動人口長期居留意愿的效應(yīng)系數(shù)表現(xiàn)出升高趨勢。

4.3.2 戶籍的時期、隊列趨勢差異

按照戶籍屬性將流動人口分為“城-城”流動人口和“鄉(xiāng)-城”流動人口[31]，表3的模型7顯示了在基本控制模型中，“城-城”流動人口和“鄉(xiāng)-城”流動人口長期居留意愿在時期上的變化趨勢存在顯著差異(P=0.059)，模型9顯示了“城-城”和“鄉(xiāng)-城”流動人口長期居留意愿在隊列上的變化趨勢存在顯著差異（P=0.011）。從圖3（b）可以看到雖然“城-城”和“鄉(xiāng)-城”流動人口長期居留意愿整體呈現(xiàn)下降趨勢，但是“城-城”流動人口長期居留意愿下降的幅度較為平穩(wěn)，相比而言，“鄉(xiāng)-城”流動人口長期居留意愿在不同年份間波動較大。 圖4(b)反映了“城-城”和“鄉(xiāng)-城”流動人口的長期居留意愿在隊列上的差異，1970年之前的出生隊列的“城-城”流動人口的長期居留意愿的效應(yīng)系數(shù)先是低于“鄉(xiāng)-城”流動人口，隨后開始高于“鄉(xiāng)-城”流動人口，1970年之后出生隊列的“城-城”流動人口的長期居留意愿的效應(yīng)系數(shù)先是高于“鄉(xiāng)-城”流動人口，隨后開始低于“鄉(xiāng)-城”流動人口。1970年之后出生流動人口，作為初代流動人口的“主力軍”，其戶籍隊列差異反映了不同的流動趨勢的差異，“城-城”流動人口更多的是從小城市流向經(jīng)濟發(fā)展水平更好的一線城市，近年來隨著一線城市的房價增長和生活成本的提高，“城-城”流動人口已經(jīng)不再傾向于在大城市定居，七普數(shù)據(jù)中跨省流動和“城—城”流動的比例降低[32]，也進一步表明了新生代“城-城”流動人口長期居留意愿的降低趨勢。與“城-城”流動人口不同的是“鄉(xiāng)-城”流動人口更多的是勞動力轉(zhuǎn)移人口，主要從農(nóng)村流向小城鎮(zhèn)/小城市，三四線城市青壯年生活成本較低，壓力小，更容易在流入地居留[33]，因此1990年后出生的“鄉(xiāng)-城”流動人口長期居留意愿保持平穩(wěn)趨勢。

圖3 APC模型的性別、城鄉(xiāng)時期效應(yīng)趨勢

圖4 APC模型的性別、城鄉(xiāng)隊列效應(yīng)趨勢

表3 性別、戶籍的隨機效應(yīng)分析

4.4 長期居留意愿的流動人口世代劃分

可以看到流動人口的長期居留意愿的隊列效應(yīng)的變動趨勢，在老年流動人口、初代流動人口和新生代流動人口中呈現(xiàn)出不同的表現(xiàn)，與傳統(tǒng)的對老年流動人口、初代流動人口和新生代流動人口的劃分方式基本吻合，但是根據(jù)本文隊列效應(yīng)的變化趨勢，可以發(fā)現(xiàn)流動人口中的“60后”、“70后”、“80后”和“90后”流動人口長期居留意愿表現(xiàn)出不同的趨勢，1960年出生之前的流動人口，長期居留意愿系數(shù)呈現(xiàn)下降趨勢，1960-1980年出生的流動人口，屬于初代流動人口，長期居留意愿系數(shù)趨勢上升，1970-1980出生隊列人口長期居留意愿系數(shù)處于高位狀態(tài)，1980-1990出生隊列效應(yīng)系數(shù)呈下降趨勢，處于高位狀態(tài)，1990之后出生隊列，效應(yīng)系數(shù)趨勢平穩(wěn)，處于低位狀態(tài)。隊列之間差異明顯，因此本文根據(jù)研究將流動人口進一步劃分，具體見表3。

1960年前出生隊列開始流動的時候，已經(jīng)不屬于勞動力年齡人口，更多的是被動地“卷入”到家庭化流動進程之中[34]，異地養(yǎng)老和照顧子女是老年流動人口的主要愿意，老年人流遷的動機以希望與子女同住并得到子女的照料為主[35]，在這種流動背景下，老年流動人口很難通過工作和其他方式“嵌入”流入地，市民化程度低，高齡流動老人可能由于需要子女照料而留在流入地，但是低齡流動老人則不會在流入地長期居留，圖4的區(qū)間Ⅰ的趨勢變化反映了這種現(xiàn)象。

1960-1970年出生隊列和1970-1980年出生隊列雖然同屬于初代流動人口，但是其面臨的社會環(huán)境有所不同，1978年以后，隨著城市和農(nóng)村經(jīng)濟體制改革的不斷深入，釋放了對勞動力的巨大需求，人口流動主要是從農(nóng)村流向小城市，1960-1970出生隊列進入勞動力市場時，國家雖然對農(nóng)民流動的限制有所松動，但并沒有對農(nóng)民外出務(wù)工經(jīng)商予以正面的肯定，而是倡導(dǎo)一種“進廠不進城”“離土不離鄉(xiāng)”的農(nóng)業(yè)勞動力就地轉(zhuǎn)移的政策[36]，以農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移為主要形式。1970-1980年出生隊列進入勞動市場時，市場環(huán)境已經(jīng)進一步開放，這一隊列的流動人口與農(nóng)村情感聯(lián)系變?nèi)?，主觀上更親近城市，具有比較強烈的留城意愿和留城能力。1970-1980出生隊列的流動人口相比于1960-1970年出生隊列，流動網(wǎng)絡(luò)進一步強化，經(jīng)濟回報加強，在20世紀80年代末出現(xiàn)了大量的“民工潮”現(xiàn)象。

表4 流動人口的世代劃分

1980-1990年出生隊列進入勞動力市場后，各項保障政策進一步完善，市場環(huán)境進一步開放、落戶門檻放寬“，十五”計劃中亦明確指出“:改革城鎮(zhèn)戶籍制度，形成城鄉(xiāng)人口有序流動的機制?！?995年國務(wù)院轉(zhuǎn)發(fā)了《關(guān)于加強流動人口就業(yè)證和暫住證制度》，進一步推動了流動人口市民化融合。但是在20世紀末到21世紀初實行住房分配貨幣化后，房價和生活成本大幅上漲[37]，抑制了這一出生隊列流動人口的長期居留意愿。1990年之后出生隊列“城-城”流動和跨省流動人口比例減少，與1980-1990年出生隊列流動人口相比，生活成本和房價進一步約束了長期居留意愿，但是從鄉(xiāng)村-小城鎮(zhèn)/小城市的流動并未減弱，這一群體的長期居留意愿長期穩(wěn)定。

5 結(jié)論與討論

本文利用HAPC模型，對我國流動人口長期居留意愿的年齡、時期和隊列趨勢進行分解，并進一步討論這些趨勢可能存在的分層差異。與以往研究通常靜態(tài)地去研究某一橫截面的狀況，而忽視了長期居留意愿在不同時間維度上的變化過程不同，本文在更為宏大的時代背景下探討流動人口的長期居留意愿，考慮到年齡、時期和出生隊列多維度的變遷。就實證分析結(jié)果而言，流動人口居留意愿的年齡、時期與隊列效應(yīng)顯著，不同時期以及出生隊列居留意愿有所不同。首先在年齡效應(yīng)方面，加入所有控制變量之后年齡和長期居留意愿呈現(xiàn)“U”型關(guān)系，說明隨著年齡增大，流動人口的長期居留意愿逐漸降低，在邁入老年后又呈現(xiàn)逐漸升高趨勢。其次，流動人口長期居留意愿的時期劣勢突出，經(jīng)濟社會的不斷發(fā)展并沒有促進流動人口長期居留意愿，反而呈現(xiàn)整體的逐步下降趨勢。最后，相比時期趨勢流動人口長期居留意愿的隊列趨勢更顯著，隨著進入勞動市場的年齡不同和社會環(huán)境的差異，老年流動人口、初代流動人口、新生代流動人口和超新生代流動人口的長期居留意愿表現(xiàn)出明顯的差異。進一步在隨機效應(yīng)中引入性別和戶籍變量后，發(fā)現(xiàn)不同性別和戶籍的流動人口長期居留意愿在時期效應(yīng)上沒有表現(xiàn)出明顯差異性，但是在隊列效應(yīng)上差異明顯。

隨著我國流動人口規(guī)模進入調(diào)整期，流動人口之間長期居留意愿的差異揭示了社會經(jīng)濟發(fā)展和人口流動之間的關(guān)系，但是需要指出的是，雖然HAPC模型可以將年齡、時期和隊列各自純效應(yīng)剝離開來，但在模型實際操作中缺乏對歷史事件及其影響的直接測量，對宏觀社會環(huán)境很難精確量化，實際研究中我們借助了生命歷程理論的視角對結(jié)果進行解釋，但是在解釋隊列間差異時，無法明確分割同一歷史事件在不同隊列間影響的差別，因此，在結(jié)果的解釋上應(yīng)更加謹慎。