時間：2024-01-02 14:50:38
引言：易發表網憑借豐富的文秘實踐，為您精心挑選了九篇人口流動特征范例。如需獲取更多原創內容，可隨時聯系我們的客服老師。
我國流動人口的主體是從農村流向城市，農民收入水平低下的現實必然導致其流動過程的復雜性和產生問題的多樣性。因此，把握流動人口的基本特征，是正確處理人口流動與經濟社會發展矛盾的前提條件。流動人口的突出特征主要有：
第一，流動人口以年輕勞動力為主。我國現階段的人口流動從本質上說是勞動力在流動。在流動人口中，15--45歲之間的年輕勞動力成為流動人口的主體。我國流動人口年齡構成年輕是最突出的特征之一。中國社會科學院人口與勞動經濟研究所2003年9月進行的《中國城市流動人口研究專項調查》表明，40歲以下(不包括40歲)的流動人口占總流動人口的90％。2004年對全國部分城市流動人口抽樣調查也表明，流動人口年齡結構具有顯著的年齡聚集特點，流動人口年齡主要集中在15―45歲之間，占流動人口80％以上。
第二，流動人口文化程度以初中以上為主。流動人口除了年齡構成年輕的特點外，流動與不流動入口的受教育狀況大不相同。流動人口中初中文化程度的超過一半，遠遠高于流出地農村人口的文化水平。在流入地的流動人口中，初中以上文化程度的占絕對優勢，占流入地流動人口的70．17％；文盲和半文盲比重相對較低，僅占4．66％。未流動人口家庭成員的文化程度相對較低。
第三，流動人口以非舉家流動為主。2004年對全國部分城市流動人口抽樣調查表明，流動人口調查對象戶均人口數為4,33人，每戶流動為2,11人，也就是說平均每戶有2．22人沒有發生流動。這就是說流動人口平均帶動能力為1．11人，流動過程中的帶動能力還比較小。夫妻共同流動的比例更大一些，也就是說其他家庭成員留居戶籍地的可能性更大一些，子女或其他家庭成員一同流動的可能性相對小一些。流動人口在流動過程中舉家流入一個地方的家庭流入量相對較弱，具有明顯的非完整家庭流動特征。
第四，流動人口以低收入為主。流動人口流動原因在很大程度上是經濟原因。據抽樣調查，流動人口月均收入在1000元以下的占90％以上，其中有近45％的流動人口月收入不到500元。由此可以推斷，與流入地勞動力收入相比，流動人口以低收入人群為主。流動人口不僅在收入分布上存在收入較低的特點，而且收入分布的區域差異也比較明顯。經濟發達地區流動人口月均收入相對較高，而中西部欠發達省份流動人口收入較低。流動勞動力的工資收入大大低于當地居民，即便是在從事完全相同工作的情況下也是如此。對流動勞動力存在克扣和變相克扣工資問題。
第五，流動人口的基本生活條件較差。流動人口的主要居住方式為集體宿舍、自租房等形式，生活和衛生條件差。流動人口的營養狀況差，衛生保健知識缺乏，容易引發傳染病和流行病，發病率高，死亡率高。在社會保障方面，絕大部分流動勞動力沒有養老、工傷、醫療、失業等基本的社會保障。
一、北京市常住流動人口的特征
（一）遷入常住流動人口規模和市內人戶分離常住人口流動規模都很大
北京市2010年人口普查數據顯示，常住地和戶口登記地屬于北京市不同鄉鎮街道的345.4萬人。常住地在北京，戶口在北京市以外的704.4萬人，相當于我國東部平原地區一個小城市的人口規模。兩者之和占北京市常住人口53.5%。
（二）遷入常住流動人口集中在少數幾個省份
2010年北京外來人口704.萬人，排前7位為：河北、河南、山東、安徽、黑龍江、湖北、四川。7個省份合計占比65.7%，由河北省遷入的常住流動人口最多，所占比重高達22.1%。遷入北京常住流動人數最多的7個省份全部是人力資源大省，同時也是勞動力輸出大省。7省總人數占全國人口數44.4%。另外，比較7個省份，遷入北京的常住流動人口以北方人（秦嶺淮河以北）為主。
（三）遷入北京市的常住流動人口男性多于女性
33個省級行政單位中遷入北京的常住流動人口數女性多于男性的只有東三省和新疆維吾爾族自治區、西藏自治區5個省級行政單位。其他28個省級行政單位遷入北京的常住流動人口數男性多于女性。33個省級行政單位遷入北京的常住流動人口中男性總人數比女性多出60.8萬人。根據2010年第六次人口普查數據，北京市性別比為106.75，男性總人口與女性總人口之差為64.0萬人。
（四）北京市常住流動人口以勞動年齡人口為主
截止到2010年統計數據，北京市內人戶分離人口流動345.4萬人。20―59歲常住流動人口254.2萬人，占比73.6%。遷入北京市的常住流動人口704.4萬人。20―59歲遷入常住流動人口586.6萬人，占比83.3%。資料顯示，北京市常住流動人口以勞動年齡人口為主，20―59勞動人口多達840.8萬人，占北京市總常住流動人口80.1%。如此大規模的勞動人口流動，不僅為北京經濟發展和城市建設提供了重要動力，還改善了整個北京市的人口年齡結構。根據北京市老齡辦的《北京市2010年老年人口信息和老齡事業發展狀況報告》顯示，截至2010年底，北京市市戶籍人口1257.8萬，其中60歲及以上老年人口235萬，占總人口的18.7%；按1559歲勞動年齡人口撫養60歲及以上老年人口和014歲少兒人口計算，本市總撫養系數為38.8%。其中，老年撫養系數為26%。
（五）人口的遷移原因不同
北京市內人戶分離常住流動人口遷移原因分布比較均勻，占比最高的是拆遷搬家，達30.2%，除拆遷搬家外的遷移原因不突出。遷入北京市的常住流動人口以務工經商為主，占比73.9%，其他原因分布較均勻。可見，北京市城市建設造成了大量市內人口遷移，經濟原因是常住人口遷入北京的主要原因。
二、政策啟示
（一）參照人口結構制定北京市文化建設思路
人是文化的創造者和消費者，因此文化建設思路應以人為本。北京市常住流動人口規模龐大，來源廣泛，作為一個國際化超級城市，北京市的文化應該兼容并蓄，鼓勵創新，滿足市民的多元文化消費需求。
（二）北京市應繼續執行優先引進高技術、高學歷緊缺人才戶籍政策
鑒于北京市內人戶分離常住流動人口受教育程度高于遷入常住流動人口，北京市目前優先引進高技術、高學歷緊缺人才的戶籍政策是科學合理的，應該繼續執行。同時，在產業政策方面，應繼續將降低第二產業比重作為緩解北京市人口、交通等城市治理壓力的有效手段。將北京定位為政治、文化、創新中心，高技術高學歷創新型人才是主力。
關鍵詞：流動人口 消費結構 影響因素
引言
國家西部大開發戰略已經邁入實施的第二個十年了。隨著2011年“成渝經濟區”獲得國務院批復，成都市“天府新區”的總體規劃思路的出爐，成都作為中國西部重鎮、新一輪大開發的引擎城市、成渝經濟區的中心城市，已經逐步形成了由一個特大城市、14個中等城市、34個小城市、170余個小城鎮、數千個新型社區等構成的市域城鎮體系。根據成都市流動人口服務管理工作辦公室（以下簡稱“成都市流動辦”）的調查數據顯示：截至2012年12月31日，全市登記流動人口456.45萬人，同比2011年的392.35萬人，增加64萬人，增幅16.34%。而作為成都市“西部新城”的核心區域，成都市溫江區三年里流動人口增長了一倍，吸引了30.32萬人到此，這也體現出成都市溫江區的城鎮建設、產業發展等各方面條件對各類人才的吸引。基于此，以成都市溫江區為例，調查當地流動人口的消費情況，探討流動人口消費結構的基本特點及其影響因素，對于拉動該地區消費市場、改善消費結構、擴大內需、保持經濟增長有著極大的社會經濟價值；同時，通過剖析流動人口的消費行為，為政府未來制定促進流動人口生活水平全面提高的制度和政策，為四川省全面建成小康社會提供決策依據有著更為深遠的意義。
為了使調查數據更具參考價值，項目調查組對此次調查對象有著嚴格的界定。本項目所指的流動人口需同時具備以下幾個條件：流入成都市溫江區的流動人口；跨省、跨市以及同一城市跨區流動的人口；因出差、就醫、上學、旅游、探親、訪友等事由短期內在溫江居住、預期將返回戶籍所在地居住的人員在本項目中不屬于流動人口范疇；在溫江居住的時間應達到半年以上；根據《中華人民共和國勞動法》的規定：年滿16周歲就可以參加工作，因此本項目中所界定的流動人口為年齡年滿16歲及以上的人員。
在本項目的調查方法上，主要采取的是多階段抽樣和配額抽樣相結合的方法。具體而言：先根據溫江區流動人口服務管理工作辦公室所提供的該區流動人口總體數據，確定了1000份調查樣本數；然后根據該區流動人口在各鄉鎮街道的大致分布情況，按照相應的比例配額；最后，確定具體的調查樣本。在實際發放的1000份樣本中，共回收982份，其中有效問卷946份，有效回收率94.6%。調查樣本的基本情況如表1所示。
流動人口消費結構特征及其影響因素
（一）特有的食物消費現狀導致恩格爾系數失靈
恩格爾系數（Engel`s Coefficient）是以19世紀德國統計學家恩斯特·恩格爾的名字命名的，是指個體（或家庭）食品消費支出總額占個人（或家庭）消費支出總額的比重，它會隨著收入水平的提升而下降。這說明在各類消費的增長中，食物消費的增長相對緩慢，因為食物消費屬于維持生存的消費，當生存需要得到滿足后，消費支出會有一部分擴展到生存以外的其他消費上。
因此，恩格爾系數成為國際上通用的衡量居民生活水平高低的一項重要指標，也是衡量一個家庭或一個國家富裕程度的主要標準之一。聯合國根據恩格爾系數的大小，對世界各國的生活水平有一個劃分標準，即一個國家平均家庭恩格爾系數大于60%為貧窮；50%-60%為溫飽；40%-50%為小康；30%-40%屬于相對富裕；20%-30%為富足；20%以下為極其富裕。改革開放以來，我國城鎮和農村居民家庭恩格爾系數已由1978年的57.5%和67.7%分別下降到2011年的36.3%和40.4%。四川省統計局、國家統計局四川調查總隊聯合的《2011年四川國民經濟和社會發展統計公報》也顯示：2011年四川省城鎮居民恩格爾系數為40.7%；截止2011年前9月的統計數據顯示，成都市城鎮居民恩格爾系數（食品支出占消費總支出的比例）為36.79%。
而在對成都市溫江區946名流動人口的調查數據中，可以看到：2011年該地區流動人口月平均工資收入為1984元，其中用于食品的消費支出為568元，食品支出僅占其收入的28.6%，即該群體的恩格爾系數為28.6%。根據聯合國對恩格爾系數的界定，該地區流動人口已經屬于富足階層。那么，造成溫江區流動人口恩格爾系數較低的原因是什么呢？
調查數據顯示：在接受調查的946位受訪者中，其常住地為農村的占據了絕大多數，為709人，占調查總人數的75%，而這其中又有428位的被調查者表示進城務工是他們到此的主要原因，占農村流入人口的60.3%。由此可見，該地區流動人口中絕大部分仍是由農村進城的務工人員。因此，造成該地區流動人口食物支出較低的原因可以從這一群體的特殊性考慮，主要有兩方面：
一方面，一部分從事非技術勞力的工作或者服務行業的流動人口主要居住在由雇主免費提供的房屋內，其基本飲食也都由雇主免費提供，僅僅有部分個體會因為對食品需求的多樣化和口味的特殊需要而將極少的收入用于食品開支上，這無疑會大大降低他們在食物上的消費支出；另一方面即使有一些不享受雇主所提供的免費食宿的務工人員，也會本著“吃飽就行”的原則，將更多的收入用于儲蓄或匯款給老家，能省則省，這也造成了其在食品方面的支出盡量節儉。這一點在對其消費觀念的調查中也得到了印證—709人中有691位被調查者贊成“居家過日子要量力而行”，占比97.5%。
以農村進城務工人員為主的大部分流動人口的食品支出如此之低，說明了他們已經將自己的生存消費壓縮到了最低限度，在當前的物價水平之下只能維持基本的生存需要。因此，此時的恩格爾系數已經無法真實反映出流動人口的生活質量狀況了。
（二）各種不確定性所帶來的高儲蓄率
從溫江區流動人口每月的儲蓄情況來看，有491人每月會有不同金額的固定儲蓄。通過對調查數據的分析可見：每月儲蓄在200-500元的占被調查者總數的15%；有17.8%的人每月儲蓄在500-1000元，主要集中在工資收入為1200-3500元的人群中；每月儲蓄在1000元以上的占被調查者總數的18.9%，主要集中在工資收入高于3500元的人群中；而有30位月收入均高于5000元的人群每月的儲蓄在3000元以上。通過綜合調查分析，溫江區流動人口的月平均儲蓄額為585.3元，占其人均收入的29.5%。如此之高的儲蓄率勢必會影響該地區流動人口的消費結構。那么，其形成的關鍵是什么呢？
西方近年來方興未艾的預防性儲蓄理論似乎能對此現象做一解釋。這一概念是由里蘭德于1968年提出的，是指風險厭惡的消費者由于未來收入的不確定性而導致的額外儲蓄，與此同時，其消費水平會急劇下降。該理論將不確定性引入分析框架，分析消費者跨期優化選擇行為。
事實上，正是由于不確定性的存在，人們的消費行為勢必會受到極大影響—考慮到未來可能出現的各種不確定性，人們在進行消費時會謹慎選擇，而這種“消費風險”意識提高的最直接結果就是居民儲蓄率的居高不下。
通過調查發現，影響流動人口不確定性較高的因素主要有以下幾個：
首先，流動人口的就業質量普遍不高是一個不爭的事實，這也形成了其整體收入偏低的現狀。本次調查數據顯示，在溫江的946名流動人口的平均月收入為1984元，且大部分的流動人口在城市所從事的職業以體力勞動為主：如非技術性勞力（占比26.2%）、服務行業人員（占比17.8%）等。真正的腦力勞動從業者，如管理人員、專業技術人員分別僅占被調查者的3.9%和6.6%，共計99人。在收入上，有533人的人群月收入是在600-2000元，占被調查者總數的56.3%，即從事服務行業或個體經營的人員，其中又以1200-1500元的人群占比最高，為總人數的19.9%；月收入在2000-5000元的流動人口年齡大多在30-49歲之間，即部分技術性從業者或個體經商戶；而一些企事業單位的管理人員或個體商戶每月超過5000元收入，這部分人群僅有41人。這樣的職業層次和收入水平使得以外出務工人員為主體的流動人口而言，在生活和工作中更是處處存在著各種不確定性。
其次，從流動人口的社會參保情況來看，在946名被調查者中，其所在公司（單位）為其購買了保險的僅有61人，占被調查總人數的6.4%，而絕大部分的人員都沒有購買保險。而在公司（單位）為其職工購買的各種保險中，最多的就是意外傷害險，占已購買保險的總人數的39.5%，以下依次為醫療保險和養老保險，分別占比為32.7%和20.1%。
最后，從工作的穩定性上來看，在溫江地區的流動人口中，有48%的人員從事現有的職業時間為一年以上，其中達到了三年時間的則有20%；現有工作六個月至一年的達27%，這三類人群基本達到了調查總量的三分之二，現有職業的工作時間不到半年的則有25%。
以上各類數據表明，流動人口存在著的工作的流動性大、整體收入水平不高、社保制度未落實到位等等一系列問題，而這些不僅在不同程度上增加了其意外支出的不確定性而且還大大強化了流動人口的預防性儲蓄意識。因此，通過降低當期消費來抵御各種未來的不確定性所可能形成的風險成為了大部分流動人口的選擇。
以農村人口為主的群體結構形成匯款比例畸高
根據調查，946位受訪者平均每月向老家匯款金額高達209.5元。其中有415人每月會定期向老家匯出部分收入以補貼家用，而這部分群體中僅有89人來自城市，其余高達78.5%的人口其常住地為農村，而通過在城里賺錢補貼家用、贍養老人或供子女讀書則是其進城的主要目的。
具體而言，每月向家庭補貼300-500元的人群所占百分比最高，達到23.3%；而每月向家庭補貼200元以下、200-300元和500-1000元人群所占百分比相當；每月向家庭補貼1000元的僅有62人。這樣的高匯款比例勢必會影響流動人口在城市的消費—他們為了能夠多攢錢，會盡可能節衣縮食，然后再將相當可觀的收入寄回老家。
之所以會有這么高的匯款比例的現象發生，清華大學的李強教授專門在他的《中國外出農民工及其匯款之研究》一文中做出了解釋：一方面，借助美國哈佛大學的斯達克和盧卡斯所提出的“契約安排”理論可以在一定程度上解釋匯款現象。即匯款行為是遷移農民與其家庭之間的自我約束的、合作的、契約性安排的一部分或一項條款。而且這種契約關系天然地具有長期性。這種情況反映在中國則是：以進城務工賺錢為主要目的的農村流動人口常常將子女放在老家由老年人照看，他們則定期將務工所得收入寄回，而農忙時他們也會回家幫忙。由此，兩者之間形成一種互補的態勢。不僅如此，當這些人員的工作受阻時，他們也可以選擇回歸家庭。另一方面，由于中國家庭歷來重視內部關系，家庭成員之間保持著高度的目標一致性和密切的互動關系。因此，個人節衣縮食，為家庭積累財富，這在多數中國家庭中是很平常的事。
其余各項消費支出結構特點
通過表2可以看到，在較高的儲蓄及匯款比例下，這部分支出已經占據了流動人口每月收入的近一半，而另外一半的支出則主要體現在其生活所必須的食品、住房和服裝上，除此以外，流動人口在交通、通信以及娛樂方面的支出占比極少。由此可見，對于大部分的流動人口而言，盡管恩格爾系數較低，但其生活質量實質上并不高。具體而言，流動人口除食品消費支出外其他方面的支出主要有以下幾個特點：
（一）住房消費占比較重
一方面，在接受調查的946名被調查者中，有26%的從事非技術勞力的工作或者服務行業的人員主要是居住在由雇主免費提供的集體宿舍內，即使居住條件簡陋，他們也不會外出租房，因為他們寧可暫住在城里居住條件惡劣的地方也要盡量節省開支以便攢錢回家蓋新房。這主要是受到傳統的農村思想的深刻影響；另一方面，還有61.8%的人群主要選擇租房居住，且月平均租房費用為437.7元。這部分群體以18-25歲左右的人群為主，說明年輕人的消費觀念有了較大的改變，他們會更加強調居住環境的重要性、條件的舒適性以及配套設施的齊備等；除此以外，還有58位被調查者表示已經在成都溫江購房，可以說他們已經完全融入到當地的生活中，其職業主要是以成都溫江從事個體經營的為主，并且月收入均高于1500元。
（二）服裝消費支出位居第三
946名被調查者平均每月的服裝消費為219元。其中每月支付200元以內購買服裝的有625人，占總數的66.1%，這說明大部分的流動人口在服裝方面的消費仍以實用為主，崇尚節儉仍是其主要的消費觀念，正因如此，有40%的被調查者表示不同意或非常不同意“衣著要講究質量款式，合乎潮流”的消費觀念；而另一方面，每月在服裝方面支出在200-300元的有210人，占被調查者的22.2%，每月支付超過300元用于購買服裝的則有111人，占比11.5%，而他們的收入水平基本在1500-2500元這一區間范圍內。這說明，在工作較穩定、收入較高的條件下，部分流動人口還是會注重自身的衣著外表，他們不愿被排斥在主流社會之外。
（三）休閑娛樂消費支出兩級分化嚴重
通過本次調查發現，在946名流動人口中，共有410人主要的休閑娛樂方式是看電視或聽廣播；其次較為受歡迎的娛樂休閑方式是玩撲克或打麻將，占被調查總體的9.5%；與同鄉或者親友聊天排在第三位，因為這種方式簡便易行，又能交流信息、消除寂寞。除此以外，還有大量的流動人口在閑暇時間選擇上網、睡覺等方式度過。基于此，大部分的流動人口每月在休閑娛樂上的支出都低于400元，甚至沒有。可見，在成都溫江的流動人口并未與本地居民共享各種文化設施，他們的生活圈也并沒有因為在成都溫江得到很大的拓展。但是，還應看到，對于部分技術工人、個體商戶而言，他們開始逐漸融入當地的主流文化圈，享受生活，其每月的休閑娛樂支出在400-600元；甚至一些高級管理崗位從業者每月在這方面的花銷甚至已經高于600元。
（四）教育培訓支出嚴重不足
在是否接受相關的教育及培訓的調查中可以看到，有804人（約占85%）每年沒有接受任何的教育培訓；而即使在接受了相關的教育培訓的人群中，每年花費在200元以下的占已接受培訓人員的絕大多數，大都為一些技術工人或服務業從業者；其次，每年花費500元以上的以專業技術人員為主，占比31%。可見，大部分流動人口特別是文化程度較低的流動人口對自身培訓沒有引起充分的重視，這對其素質提高極為不利。
結論
有關消費問題的調查或多或少都會存在因消費者或訪問員等各種主客觀因素而產生的消費者實際收入、實際消費與其填答的數值有誤差的問題，這是類似研究存在的一個普遍不足。但是，對于成都市和溫江區政府而言，此次調查可以使其大致了解流動人口的消費結構特點及其形成原因，進而有針對性地引導流動人口的消費方式、消費觀念，并最終實現提升該地區未來整體城市經濟發展水平的目標。
參考文獻
1.馬宗保.社會資源共享與城市社會和諧—寧夏銀川市流動人口調查報告[J].寧夏社會科學，2007
2.翟振武，段成榮，畢秋靈.北京市流動人口的最新狀況與分析[J].人口研究，2007（2）
3.劉玉.中國流動人口的時空特征及其發展態勢[J].中國人口·資源與環境，2008（1）
4.馬宗保，王卓卓，馬天龍.銀川市流動人口調查報告[J].西北民族研究，2007（3）
5.姚華松，許學強，薛德升.廣州流動人口特征及空間差異分析[J].熱帶地理，2008（5）
6.蘇志霞，流動人口的“消費”功能初探[J].消費經濟，1999（3）
7.孟慶潔.上海市外來流動人口的生活方式研究[D].華東師范大學優秀博士學位論文，2007
8.張詠梅，肖敏霞.農民工的生活與消費—對蘭州市進城務工人員的調查分析[J].西北人口，2008
9.周文賢.人口流動與區域發展之一斑[N].國際商報，2008-3-26
10.李強.中國外出農民工及其匯款之研究[J].社會學研究，2001（4）
關鍵詞:流動人口;少數民族;居留特征;大城市
中圖分類號:F29文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)22-0142-03
隨著城市化進程的加快,城市中的少數民族流動人口越來越多,以烏魯木齊市為例:依據第五次人口普查資料,2000年烏魯木齊市外來流動人口為77.4萬,其中來自新疆的少數民族流動人口約22萬,占流動總人口的28%。近年來,這個比例逐年增加,2009年達到35.4%。由于生活環境和文化背景的巨大差異,少數民族流動人口的一系列現實問題,如居住、職業、教育等等問題。中國學者對漢族流動人口的研究比較豐富和成熟,而針對大城市中少數民族流動人口的研究相對薄弱。因此,本文希望通過對大城市少數民族流動人口居留現狀的調查研究,分析其在城市的居留特點,為保障少數民族流動人口的合法權益、完善流動人口的管理體制提供決策基礎和政策啟示。
一、樣本選擇、數據來源和研究方法
1.樣本選擇
本文選取烏魯木齊市二道橋社區作為研究樣本。因為烏魯木齊市既是新疆首府,又是疆內唯一的特大城市,承載了巨大的經濟、社會和政治功能,是新疆重要的移民中心城市。而二道橋是烏魯木齊最繁華的商業區之一,在光鮮的商鋪背后,曲曲折折的背街巷道里隨處可見凌亂搭建的自建房,最早的建于20世紀30年代,二道橋社區是典型的少數民族社區,少數民族人口比例高達94%,流動人口占總人口的34%。對該樣本的選擇和研究具有典型性,能夠對中國西部大城市少數民族流動人口管理提供先行經驗。
2.數據來源
研究數據來源于二道橋社區入戶訪問的250份調研資料,2009年新疆“7?5”事件后,新疆農業大學人文學院的本課題組成員深入社區維穩第一線,在社區工作人員的配合下挨家挨戶調研,獲取了珍貴的第一手少數民族流動人口資料。
3.研究方法
借鑒國內學者對城市流動人口居留模式研究的成果 [1～2],對少數民族流動人口特征和居留模式的研究采用以下幾個指標進行分類:人口特征:包括年齡結構、教育程度和流出地戶籍;居留模式包括以下幾項:居留時間(劃分為半年以下,半年至五年以下,五至十年以下,十年以上);居留方式(家庭型和單身型);居留類型(社區租賃型和工棚宿舍型);人均居住面積;就業類別(餐飲服務業、商業服務業、運輸服務業、私營企業主、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、少數民族流動人口的居留現狀
1.研究區域概況
二道橋社區是烏魯木齊市解放南路街道最大的一個社區,管轄區域北起寬巷,南至團結路,東臨和平南路,西接解放南路。轄區面積0.52平方公里,為地緣板塊型社區,面積477平方米。轄區內共有住戶869戶,居民2 644人,少數民族占總人口的94%。其中常住居民624戶、1 789人,少數民族566戶,1 655人,漢族134人,其他民族376人。流動人口245戶、855人,其中維吾爾族238戶,839人,漢族9人,其他民族7人。流動人口中未成年人266人,成年人589人。流動人口以喀什地區、阿克蘇地區、和田地區為主。轄區有清真寺院6所:寬巷寺、青海寺、撒拉寺、巴里坤寺、寧固寺、二道橋清真寺。單位共有12家,其中行政事業單位兩家、涉外企業兩家、私營企業8家;旅館12家;社區商業門點248個,大巴扎內商戶3 500戶;幼兒園1所。
2.人口特征
流動人口以中、年輕人為主,在來源上有明顯的地域集中性,大中專以上學歷比例較多。
表1 流動人口年齡特征
表2流動人口教育程度
表3 流動人口戶籍來源地
根據表1～3的數據分析發現,45歲以下的流動人口占了79.9%,這其中18歲以下的比例也高達31.1%,其中絕大多數是隨父母來烏魯木齊市生活和上學的孩子。并且通過戶籍調查發現,流動人口的來源地非常集中,主要來自喀什、阿克蘇、和田等地的農村,占到93.6%。比如來自喀什疏附縣浩罕鄉13村的克然木江說他們村共有6個人來×××餐廳打工,而餐廳老板也正是原來的老鄉,這說明流動人口的城市聚居具有很強的地緣性,而且學歷越低,對這一同鄉社會資本的依賴越強。在教育程度上,相比其他學歷的比重,中專以上(主要是大專和本科)比例最高,達34%,其中相當一部分是學校畢業后找不到適合工作,又不愿回鄉,留在烏魯木齊等機會的年輕人。
3.居留特征
(1)長期居留的流動人員居多,以家庭為主的遷移趨勢明顯。
表4流動人口居留時間
表5流動人口居留方式和居住類型
從表4可以看出,流動人口中,半年以下的短期居留人員比重最低,只有10.4%,而五年以上的長期居留人員占到58.7%,居住時間最長的維吾爾族老夫婦已在二道橋生活了二十五年。流動人口中以家庭形式的遷移占68.5%,單身型占31.5%(見表5)。在調查中發現這部分人群普遍已適應城市社區的生活,一小部分已購買了自己的住房,只是戶口未遷來。同時他們往往是舉家從南疆遷來,一戶中包括父母、兒子、女兒、兒媳、孫子等一大家子,最多的一戶八口人三代同堂。處在居住五年以下半年以上的流動人口一部分也已拖家帶口,另一部分持觀望的態度,如果生活情況持續改善,就把家里的親人也帶出來。相比之下,獨自來烏魯木齊打工的年輕人比例較少,而且往往是同鄉結伴聚集。
(2)職業以餐飲、商業服務業為主,收入出現分層,貧富差距拉大,與教育程度相關性弱(如表6所示)。少數民族流動人口從事的職業主要為第三產業,其中從事餐飲和商業服務業的流動人員最多,達到75.8%,我們把較有規模的個體經營者列為私營企業主,把從事餐飲服務的雇員列為餐飲從業人員,從事服裝買賣、牛羊肉批發、歌舞表演、干鮮果品、玉石營銷的雇員或個體統歸為商業服務業,從事手機買賣、復印、運輸、保險經紀等歸為其他,還有個別是退休后來烏魯木齊養老的職工以及無業的家庭主婦、待業青年。
從月均人收入看,收入普遍在800元～1 000元左右,這個標準已高于烏魯木齊市最低生活保障線人月均收入512元,但如果再負擔家庭中未成年孩子的生活,這個標準將大打折扣。月均收入最高為私營企業主,事實上有些做生意時間長的商人月均收入達萬元以上,如批匹、開餐館等。值得注意的是還有部分人處于無業狀態,比較封閉,不與族群之外的人交往,社會融合性較差,包括家庭婦女和學歷極低的年輕人,其中還有吸毒等不良經歷的人。
通過分析發現收入高低與教育程度不相關,私營企業主往往只有初中甚至小學文化,只是經商較早。而收入處于800元～1 000元左右的流動人口的教育程度則包含從初中到大學本科學歷各個層次的人,雖然文化程度迥異,但他們所從事的工作性質基本一致,收入也相當,所以少數民族流動人口在就業和收入上沒有體現所受教育的優勢。
(3)流動人口家庭人數眾多,居住條件惡劣。由于少數民族的生育制度較寬,加之是來自農村的流動人口,社區在計劃生育的管理上不嚴格,很多流動人口家庭人口眾多,一般都在5人以上,還有不少三代同堂,最多達9人擠在一套房里,人均居住面積不足6 m2的達27.9%。至于租住棚戶區自建民房的條件就更差了,主要是無廁所和上下水設施,一到冬天路面污水成冰,通行困難。
表7流動人口居住條件
四、政策啟示
1.城鄉收入差距大是少數民族流動人口居留城市的主因,大力發展南疆農村經濟,縮小城鄉差距,是緩解城市流動人口壓力的根本之策。
通過實證分析我們發現流動人口主要來自南疆的喀什、和田等地的農村,而這些地方的農村家庭年人均收入不足2 600元,低于新疆農村人均水平3 502元/年?人,月人均不足250元,正是生活所迫使大量農村人口來烏魯木齊市謀生。無論如何,在城市的打工收入遠高于農村,因此個人在城市試探性生活一年后,逐漸適應并舉家遷來長期居留的比重很大,預計還會增加。因此,大力發展南疆三地州的農村經濟,提高農民收入,縮小城鄉差距,才是緩解城市流動人口壓力的根本之策。
2.加強流動人口的計劃生育管理,是提高少數民族流動人口整體生活質量,減少城市社會問題的長遠之策。
少數民族流動人口呈年輕化特征,尤其是未成年人比重達31.1%,包括隨父母來城市生活和上學的未成年人和源源不斷出生在城市的流動人口,這表明新生代少數民族流動人口增長的潛力巨大。如果對少數民族流動人口的生育問題放任不管,既不利于流動人口家庭生活質量的提高,同時在住房、醫療、教育等公共服務步伐跟不上的情況下,城市的社會問題將后患無窮。
3.改革當前少數民族大中專的教育模式,轉變就業傾向,是有效降低少數民族流動人口失業率的重要措施。
從調研結果看,餐飲商服業是少數民族流動人口就業的主要渠道,絕大多數教育層次的流動人口都包含在內,尤其是這部分流動人口中相當部分是畢業多年的大中專畢業生,專業包括農、林、水利、師范和醫學等。這說明需要反省現行的教育體制,尤其是中專以上程度的少數民族流動人口的專業性為什么沒有得到體現?教育程度與就業和收入差異基本不相關。因此切實提高少數民族的高等教育的職業技能性和針對性,同時提倡少數民族大學生到基層就業,為家鄉服務是有效降低少數民族流動人口失業率的重要措施。
城市少數民族流動人口的居留問題是一個長期和動態的過程,對城市安全、和諧社會的建設影響很大,對少數民族流動人口的管理不能頭痛醫頭、腳痛醫腳,而應從深層次進行探索和不斷完善。
參考文獻:
[1]任遠,鄔民樂.城市流動人口的社會融合:文獻評析[J].人口研究,2006,(3):87-94.
[2]廖楊,付廣華.桂林城市化進程中的民族問題及其對策研究[J].廣西民族研究,2008,(4):33-45.
[3]楊上廣,丁金宏.流動人口的城市就業效應[J].華東師范大學學報:哲學社會科學版,2005,(3):82-87.
[4]張子晰.中國流動人口居住問題研究[J].人口學刊,2005,(2):16-20.
關鍵詞：普查；登記；流動
從普查業務角度來講，普查對象包括以下三款人：一是2010年10月31日晚住本普查小區的人，戶口也在本村（居）委會的人口（即人戶一致人口）；二是2010年10月31日晚住本普查小區的人，戶口在外村（居）委會的人口（即流入人口）；三是戶口登記在本普查小區，但2010年10月31日晚未住本普查小區的人（即流出人口）。后兩款人口也就是我們所說的流動人口，這部分普查對象是整個人口普查工作中的重點和難點。要想準確把握流動人口，確保流動人口做到不重不漏，就必須要了解當地流動人口的特點，準確把握人口發展趨勢和規律，從而準確反映一個地區的人口現狀和特征。因此掌握本地流動人口特點，把握流動人口規律，成為準確登記調查對象，確保普查登記質量的關鍵所在。
1 掌握流動人口趨勢特點，保證普查登記質量
隨著經濟快速發展，人員流動隨之日益頻繁，我縣屬于長江三角洲沿海地區，也是人口流動大縣，準確把握流動人口數據，才能確保全縣人口普查的工作質量。從我縣流動人口總量來說，流出人口比流入人口多，近幾年來隨著我縣區域經濟發展流出人口逐年減少而流入人口逐年增加。從普查數據來看，普查時點居住本戶，戶口不在本村（居）委會的人數（流入人口）為153281人；戶口在本戶，普查時點未住本戶人數（流出人口）為265323人，流動人口占普查對象總量的34.6%。流動人口普查工作量點到全縣整個人口普查工作量的三分之一強。
2 掌握流動人口類型特點，保證普查登記質量
在全縣流動人口中，根據不同類型流動人口即普查所指的離開登記地原因，有的放矢的采取相對應的摸底登記措施。由于城鎮集體企業改制、城鎮化建設特別是縣城開發建設加快等因素，導致寄掛戶口現象越來越嚴重，而縣內流動很大一部分是由于寄掛戶口而產生的，根據第六次全國人口普查業務規定，在同一鄉鎮街道內的人戶分離也要進行雙方登記，而在計算常住人口時同一鄉鎮街道內的人戶分離人口則不重復計算，這樣無形之中增加了普查工作量。而且戶籍地對流動人口現有信息基本掌握不足，針對這類人群的特征，我們采取居住地和戶籍地雙方登記，縣內人戶分離對象由現居住地反饋現有信息到戶籍地的方式進行確定，確保現居住地與戶籍地登記信息保持一致。縣內流動的另一大部分是由于學習而產生的人戶分離，針對學生流動較為固定的特點，縣人普辦與縣教育局聯合發文要求各教學機構成立普查機構并認真登記學生信息，將信息及時反饋至各鎮（區）普查機構。
3 掌握流動人口年齡特點，保證普查登記質量
掌握流動人口年齡結構，是保證流動人口登記質量的重要方面，也是分析全縣流動人口現狀和趨勢的重要依據。從流動人口分年齡情況來看，我縣以中青年為主體，這與流動人口的類型是分不開的。從普查結果來看，戶籍外出半年以上人口全縣127428人，其中15-49歲人口101442人，占比超過八成占81.9%；而全縣常住人口中外來半年以上人口71962人，其中15-49歲人口51913人，占比超過七成占72.1%。流出中青年人口比流入中青年人口多出近5萬人，這也是導致我縣用工緊張的重要因素。
4 掌握流動人口性別特點，保證普查登記質量
根據流動人口試點和我縣實際情況看，流動人口中呈現出流出人口男性居多，流入人口女性居多的特點。從普查數據來看，全縣戶口在本戶，居住在其他鄉鎮街道半年以上的人數為127428人，其中男性為77249人，占到60.6%，主要原因是我縣是建筑強縣，外出建筑工人基本上是男性。在常住人口中，戶口登記地在外鄉鎮街道人口71962人，其中男性35690人，占49.6%，女性36272人，占50.4%；其中戶口登記地省外的16978人，女性9013人，占53.1%。流入人口特別是省外流入人口中女性居多的原因：一是婚嫁外來妹較多，二是與我縣的經濟產業結構相關，我縣是紡織大縣，紡織女工較多。流動人口的這一性別特點，也決定了我縣戶籍人口性別比正常而常住人口性別比較低的現象。
5 掌握流入人口職業特點，保證普查登記質量
隨著城市化進程的加快和社會經濟的迅猛發展，我國人口的區域流動愈加頻繁，流動人口問題已成為學術界關注的焦點。就流動人口現狀而言，不同學者從不同的視角、對不同數據進行分析，得出我國人口的流動行為主要呈現常態化、家庭化和長期化特征的一致結論［1－3］。學術界有關人口流動的常態化、家庭化、長期化的結論，是通過對流動人口的數量、家庭平均規模、在流入地的平均居住時間三個指標的統計分析得出的。本文認為，以往研究中用流動人口在流入地的平均居住時間來反映流動時長，衡量人口流動長期化程度存在一定的弊端。本研究將提出流動預期時間指標，并結合安徽省人口流動的實際情況進行具體運用與重點分析。
一、流動預期時間的提出
流動人口在流入地的平均居住時間是衡量其流動時長、變化趨勢的一項經常性指標。國內不少學者運用該項指標對我國人口流動長期化趨勢進行了分析，楊政等學者結合以往研究對流動人口在流入地居住呈現長期化趨勢上達成了共識［4］。人們普遍注意到了人口流動長期化的趨勢，但是，在流入地的平均居住時間是否能夠科學地反映流動時長的真實水平仍有待于進一步探討。流動人口的平均居住時間和平均死亡年齡都會受到年齡結構的影響，并不能真實地反映流動人口一生的流動時長特征。鑒于此，陳衛提出了流動預期壽命概念，運用于我國人口的流動預期壽命研究中，該指標消除了人口年齡結構的影響。這一概念的提出不僅能夠真實反映流動人口一生的流動時長特征，為政府相關政策的制定提供有力依據，同時也有利于區域流動人口流動時長的比較研究，把握流動人口的區域差異。該方法通過編制生命表，借用計算健康預期壽命的Sullivan方法計算得出流動預期壽命［1］。本文也將該指標與方法運用于安徽省外出流動人口的相關計算中，但由于壽命概念主要指生命存活時間的長短，因此流動人口的流動預期時長用“流動預期壽命”表達不準確，故本文將“流動預期壽命”改為“流動預期時間”，但內涵不變。流動預期時間是指一地區流動人口在給定的條件下，預期在該地區處于流動狀態下度過的年數。
二、安徽省人口流動的特征
安徽作為一個農業人口大省，農村大量勞動力無法充分就業，從而產生向外流動動機，但省內城鎮經濟吸納能力有限，于是大量農村勞動人口流向省外。2010年安徽省外出人口中，從本省流出到其他省份的人口達到1038．2萬人，占全部外出流動人口的64．5%［5］。與安徽省毗鄰的長三角地區，經濟發展迅速，對剩余勞動力有很強的吸納能力，喬曉春和黃衍華在中國跨省流動人口狀況的分析中得出，2010年安徽省勞動力流到上海、江蘇、浙江三個省市的人口占到安徽全部外出人口的77．5%，同時也指出安徽是全國外出人口最多的省份，占到全國跨省流動人口的11．21%［6］。安徽省內在的推力與長三角地區外在的拉力，促成安徽成為人口流出大省。根據安徽省近十年統計年鑒的數據，2013年安徽省外出半年以上的人口占總人口的比重已達到24．5%，相較十年前的12．7%幾乎增加一倍。從絕對值來看，安徽省外出半年以上的人口，由2004年的820．6萬人增至2013年的1697．6萬人，十年間安徽省的人口流動已然成為一種常態現象。伴隨安徽省流動人口的常態化，長期化則是安徽省流動人口呈現的另一特征。2004—2013年，安徽省流動人口中外出五年以上的人口比例由6．52%增至10．09%。人口流動的常態化、長期化，是安徽省人口流動的兩大特征。因此，對安徽省人口流動的預期時間進行計算與分析，有利于進一步了解安徽省人口流動的時長特征，為該省流動人口長期化的評判提供一種新的比較視角。具體運用中，結合安徽作為人口流出大省的事實，本文將采取流出地的視角，利用安徽省六普數據［7］，重點分析2010年安徽省戶籍人口的平均流動預期時間情況，以期能夠預測安徽省人口在預期壽命中處于流動狀態的年數。同時，本研究將利用已有研究中對全國所做的相關分析和安徽省2014年統計年鑒的最新數據［8］，對安徽省人口的平均流動預期時間進行橫向與縱向的比較分析，從而全面地反映安徽人口的流動預期時間特征。
三、數據說明與方法介紹
(一)數據說明本文旨在以流出地的視角，對安徽戶籍人口的流動預期時間水平進行描述分析。研究對象為安徽省外出半年以上的人口，包括流向省內和省外的人口，但不包括省外流入的人口。對流動預期時間的計算涉及到兩個基礎指標，即分年齡的死亡率和分年齡的流動率。其中分年齡的死亡率是通過安徽省2010年人口普查數據計算所得，因某地區的死亡率在一段時期內相對穩定，因此在安徽省2013年的流動預期時間的分析中，死亡率仍沿用2010年的數據。另分年齡的流動率主要根據安徽省2011年和2014年統計年鑒所提供的全省外出半年以上人口分年齡構成以及其他相關數據計算所得。在此基礎上求得2010年和2013年安徽人口的流動預期時間。
(二)方法介紹生命表是人口統計分析中一項重要技術，其基本原理是利用某一國家或地區某一時期，分年齡的死亡率資料，假定同時出生的一批人(一般取10萬人)按這種死亡率水平度過一生后，計算其在活到每一個整數年齡時所剩的人數以及以后平均每人還能繼續生存的人年數［9］。平均流動預期時間則是在生命表計算人口預期時間的基礎上，利用計算健康預期時間的Sullivan方法，對分年齡的人口流動率數據逐步計算得出。
四、安徽人口的平均預期時間分析
(一)2010年安徽人口的平均流動預期時間通過前文計算方法，計算出2010年安徽人口分年齡的流動預期時間，如表1所示:2010年安徽省人口的平均流動預期時間為16．3年，即2010年該省人口在分年齡流動率的條件下，預期將在流動狀態度過16．3年，此結果高于陳衛計算我國同期流動預期時間的10．8年［1］。這在橫向上反映出安徽省流動人口的長期化特征，同時也印證了安徽作為人口流動大省的現實。從不同年齡組的流動預期時間來看，平均流動預期時間隨著年齡的增長不斷下降。表1顯示，流動人口在30歲之前平均流動預期時間都在10年以上，30歲之后不足9年，而65歲之后平均流動預期時間不到2年。另據安徽省2010年分性別年齡的流動率計算出安徽省2010年分性別、年齡的平均流動預期時間見表2和表3，具體數據如下:由表2和表3可知，2010年安徽省男性的平均流動預期時間為17．22年，女性平均流動預期時間為15．33年，男性高出女性近2年，安徽省人口的流動預期時間存在一定的性別差異。2010年安徽省流動人口中男性和女性所占比重分別為55%和45%，外出人口的性別比達到122。安徽省外出勞動人口中男性多于女性的現狀，是造成男性人口平均流動預期時間高于女性的主要原因。但這種差距隨著年齡的增加不斷縮小，55～59歲之后，女性的流動預期時間開始趕超男性。該現象主要緣于流動人口會隨年齡的增長逐步減少，根據六普數據顯示，安徽省55歲以上人口外出比例只有6．5%，流動人口規模的減少在一定程度上將降低外出人口的性別比。同時，女性比男性平均壽命更長，也會促使女性流動預期壽命與男性的差異會隨年齡的增長逐步減少，甚至趕超男性。
(二)安徽省人口平均流動預期時間變動趨勢圖1顯示2010年、2013年安徽省外出流動人口分年齡的平均流動預期時間，外出人口2010年、2013年的平均流動預期時間分別為16．3年和18年。從時間維度上看，安徽省人口在流動狀態下的時間在增加;從絕對值上看，已遠遠超過2010年全國的平均流動預期時間。這說明安徽人口流動的長期化趨勢非常明顯。從分年齡組的流動預期時間來看，2013年年輕組的平均流動預期時間高于2010年，尤其體現在15～19和20～24兩個年齡組，差距較大。但同時可看到，兩個年份的流動預期時間差距隨年齡的增大而減小，在45歲以上年齡組中，2013年的流動預期時間反而低于2010年。這說明安徽省流動人口的年齡結構有所改變，年輕人群比重在增加，而中老年人群比重則在下降。
(三)安徽省人口平均流動預期時間的性別差異圖2反映的是安徽省人口2010年和2013年分性別、分年齡的流動預期時間情況。2010年和2013年男性的流動預期時間均高于女性，該差異在年輕年齡組表現得尤為明顯。但2013年男性和女性流動預期時間的差異遠大于2010年，2013年男性和女性的流動預期時間分別為20．1年和15．9年，二者相差4．2年，而2010年二者之間的差距為1．9年，還不到2013年的一半。另一方面，隨著年齡的增加，男性和女性之間的差距縮小，尤其是到40歲之后，該現象在2010年和2013年數據中均能體現。圖3反映的是2010年安徽省人口的流動預期時間在預期壽命中所占比重(用FLEx/ex表示)，FLEx/ex越大說明人口流動的時間越長。如圖3所示，2010年安徽省人口平均流動預期時間在平均預期壽命中所占比重達到19．38%，說明該省人口在平均預期壽命中將近五分之一的時間處于流動狀態。2010年男性的平均流動預期時間在平均預期壽命中所占比重超過20%，達到21．36%，遠遠高于女性的17．38%，但這種差距同分性別流動預期時間一樣都是隨著年齡的增加而縮小。同時也應注意到，FLEx/ex值在15～19歲組之前一直呈上升狀態，之后FLEx/ex值則隨年齡增長不斷下降，男性和女性均表現出同樣趨勢。這與15～19歲組的流動率大幅度上升密切相關。
五、結果與討論
本文在安徽省人口流動時間長短的衡量中，運用了一個新的衡量指標，即流動預期時間。該指標的提出有利于消除年齡結構的影響，在給定的分年齡人口流動率的情況下，可計算出人們預期在流動狀態下生活的年數。通過生命表的編制，結合計算健康預期時間的Sullivan方法，本文計算出安徽省2010年和2013年分年齡、分性別的流動預期時間，結果顯示，安徽省2010年和2013年的平均流動預期時間分別為16．3年和18年。從時間維度上看，呈現上升趨勢，并顯著高于2010年全國10．8年的平均水平。2010年和2013年安徽省男性平均流動預期時間均高于女性，并且男性人口流動預期時間在預期壽命中所占比重顯著高于女性人口，與2010年全國流動預期時間的性別差異保持一致，同時也應看到二者之間的差異隨年齡的增長而縮小。通過對安徽省外出流動人口的流動預期時間的分析，可以看出:一方面人口流動的長期化趨勢非常明顯;另一方面，流動預期時間呈現一定的性別差異。該結論對安徽省流動人口的管理，以及相關政策的制定都具有重要意義。但我們也應該看到，安徽省外出人口流動預期時間較長的現狀，給流入地經濟發展做出貢獻的同時，也給安徽省流動人口管理以及流動人口的權益維護帶來一定的挑戰。鑒于此，加強流動人口的管理創新，維護流動人口的合法權益，對于社會的和諧發展至關重要。同時，隨著城市化進程的快速發展，農二代結束流動的時間可能大為提前。因此，流動人口平均流動預期時間的實際運用也應結合其他因素的變動情況進行綜合考慮。
[關鍵詞]女性流動人口 人口學角度 現狀 問題
一、女性流動人口基本狀況綜述
對于流動人口的基本狀況或者說是特征，在各種研究文獻中主要是將他們歸結在流動人口的數量、流動人口的性別特征、流動人口的年齡構成研究中。而對女性流動人口的自然特征研究，也要從這些方面進行，同時，要在和男性的比較之中得出結論
1.女性流動人口的數量狀況。隨著改革開放的大流，市場經濟推動下，流動人口數量激增。其中（段成榮，2009），認為女性流動人口已經占據“半壁江山”，他們認為傳統的男多女少的流動人口現象，已經改變。男性在20世紀 90年代曾經明顯地多于女性。但近年來，流動人口“性別均衡化”的現象十分突出，女性在流動人口中所占份額越來越高。根據研究數據，在2005年全國1%人口抽樣調查數據中，流動人口的性別比已從2000年的107.25下降到100.47。
雖然女性流動人口的總量在激增，但是就各地平均水平而言，男性流動人口明顯多于女性流動人口，以山西省的調研為例（譚克儉，2009）。山西省的女性流動人口從2000年到2005年增加了90萬人。但是與男性流動人口比較就可以得出，各年齡段的性別比遠遠高于120，數據顯示女性流動人口仍然少于男性流動人口：這主要是受制于女性流動人口外出的個人、家庭、社會、文化等因素。
2.女性流動人口的年齡構成。根據（譚克儉，2009）對山西省女性流動人口研究來看，就地區而言女性流動人口的年齡特征有三個方面：第一，女性流動人口峰值年齡存在明顯的城鄉差別。農村女性流動人口的峰值年齡為15歲～19 歲組，次峰值在20歲～24歲組。而城市女性流動人口的峰值年齡在30歲～34歲組。主要源于城鄉經濟、社會、文化意識的差異。第二，女性流動人口在各年齡段的比重非常接近，差異比較小，由此看來各年齡段的女性流動人口都有各自的流動目的。第三，流向省外的女性人口由于務工經商、隨屬遷移，高低年齡段比重相對突出。雖然這僅僅是山西省的個案，但是對于研究整個女性流動人口年齡狀況特征是有意義的。
二、女性流動人口的社會、經濟狀況
1.女性流動人口的文化程度分布。根據十年前（黃潤龍，1999）的研究顯示，女性流動人口受教育程度不高，有兩頭大中間小的特點。也就是說，女性流動人口中文盲和高中學歷以上的比例比較低，而中間小學、初中文化程度者居多。按我國目前教育體制來看，90年以來女性流動人口平均的受教育年齡是5.7年，就這個教育水平而言是很低的。同時，在和男性流動人口的比較中不難看出，女性流動人口平均受教育的年數均低于男性：這明顯反應了男女在教育問題上的不平等。
在發展了十年之后，女性流動人口的自身文化素質仍然不容樂觀，（段成榮，2009）。在自身方面，女性流動人口平均受教育年限僅為8.6年，尚不足初中畢業：初中學歷者所占比例最高，其次是小學學歷，第三是高中學歷，高學歷的女性流動比例極低。在與男性比較方面，男性流動人口的受教育年限達到9.51年，比女性流動人口高了將近1年。城鄉差距方面，農業戶口的女性流動人口的受教育水平低于非農業女性流動人口。
2.女性流動人口的性別認同。身份認同是內嵌于社會關系中并被逐步建構出來（Berger，1966），是在特定的社會文化里個人的身份認知，代表著個人的社會價值和生活方式。當前，女性流動人口面臨消極的性別認同。她們受到了來自社會、企業和家庭父權制的歧視和壓迫，遭受著階層、性別和地域差異等多層面的殘酷剝削（李小江，1997）。由于對自身的消極性別認同，女性們即使遭受極端不平等的境遇，卻仍選擇不表達不申訴。同時這一認同又強化了該群體在城市中的不平等待遇，從而使她們陷入了權益受損的惡性循環。
3.女性流動人口的經濟狀況。雖然女性的地位在不斷的提高，但是她們的平均收入水平并沒有和地位一樣穩步上升，特別是女性流動人口收入還處于比較低的狀態。在經濟上，她們仍然會受制于男性（李曉靜，2009）。同時，職業的水平橫向變動，無法實現收入的提高（姜山，2009）。女性流動人口獲得工作的途徑有限，職業地位不高，教育水平低：因此經濟地位無法得到提升，收入也處于社會的較低水平（任秀杰，2009）。
筆者認為女性流動人口在經濟建設中，特別是在服務業、第三產業的貢獻是應該得到肯定的，她們應該從中獲得自己的相等的經濟回報：要解決這個問題還必須不斷完善流動人口權益的保障體系。
三、關于女性流動人口狀況展望、建議
筆者認為，當前對于女性流動人口最重要的工作有幾點：首先，提高她們的經濟地位和社會地位；二是關心她們的生殖健康和身心健康；三是提高她們的文化和科技水平，爭取更多的就業機會；四是提高她們在家庭中的地位，使她們的合法權益得到保證。這些都需要依靠當地政府和計生、婦聯等部門，通過上門服務等方式，醫治她們的疾苦，組織她們參加各種社會活動，并且進行多種職業培訓，既學文化又學科學知識，開拓致富門路，讓她們享受跟本地婦女一樣的“居民待遇”：只有這樣，女性流動人口群體才能真正地扎下根來，當地的流動人口相關工作水平才能真正地又上一個新的臺階。
參考文獻：
關鍵詞：身份認同；北京市；青年流動人口；年長流動人口
中圖分類號：C92-05 文獻標識碼：A 文章編號：1000-4149（2013）03-0043-10
作為“首善之區”，北京市一直是很多流動人口向往和最終駐足之所。據統計，2011年北京市常住外來人口達到742.2萬人，他們構成了北京市經濟社會發展的強大推動力量。那么，北京市不同代際、不同戶籍的流動人口的認同意愿和結果具有什么特點、面臨哪些困境、受制于哪些要素、與其他地區不同代際和不同戶籍的流動人口之間是否存在差別，地域、戶籍、年齡、態度、行為等結構性、制度性要素以及人力資本等主客觀要素在流動人口的認同方面起到什么作用。這些都是具有理論價值和現實意義的重要問題。本文利用2011年“流動人口動態監測調查”數據，基于比較的視角，考察北京市流動人口的身份認同情況。通過比較青年與年長流動人口，了解年齡和時代的影響；通過比較城-城流動人口與鄉-城流動人口，了解戶籍類型的影響；通過比較北京與外地的流動人口，了解地區（及結構性）因素的影響；通過比較流動人口和本地市民的態度，了解主觀因素的影響。
一、文獻梳理與理論假設
身份認同是指流動者與本地人及家鄉人之間的心理距離、歸屬感及對自己是誰、從何處來、將去往何處的思考及認知。不少學者從社會學、心理學的角度對流動人口（特別是新生代農民工）的身份認同問題進行了多方面、多層次的探討。大量的研究表明，長年在外生活使得流動人口深感身份迷惘。流出地社會把他們看成是“客人”，流人地社會又把他們當成是“外地人”，于是他們就成為哪里都沒有歸屬的“邊緣人”。換言之，城鄉社會空間和群體記憶的互動使流動人口對自己身份的認知和評價呈現出模糊性、不確定性和內心自我矛盾性。他們既難以認同流人地社會，又不愿認同流出地社會；既無法融入流入地主流社會，又難以回歸流出地社會。流動人口不斷陷入“我是誰，從何而來，到何處去”的追問，從而導致認同困境與身份焦慮的出現；而且，他們在歸屬感上表現出一種矛盾、不和諧的態勢，即對流人地在地域上的強歸屬和群體心理上的弱歸屬、意愿上的融入與實際身份的游離。流動人口身份認同的這種不確定性、困擾與彷徨是包括代際差別、朋輩效應、制度固化、區域分割、態度排斥、社會交往等在內的多種要素綜合作用的結果。
代際比較可提供時期特點和年齡隊列對不同世代流動人口的影響。不少研究探討了代際之間身份認同的差異，得出了具有共性的結論：青年流動人口對流入地有更強的認同感和融入意愿。不同代際流動人口成長的宏觀環境、家庭結構、教育背景均不相同，故社會化經歷、過程和結果都會有別。青年鄉-城流動人口的務農時間較短，在城市生活多年，有的甚至出生在流人地，對家鄉的認同遠不及對流人地的認同。同時，他們的性格和行為更為豐富、更加多變、更富個性，時代性、發展性、雙重性和邊緣性特點突出。他們希望擺脫土地的束縛，摒棄農民身份；希望在城里安家落戶，并最終融入城市。相反，年長流動人口在家鄉生活時間較長，土地和親情成為與家鄉聯系的“臍帶”。雖然他們來到流入地工作，但他們更多可能只是將工作視為增加家庭收入的手段，而非改變身份的途徑，故而對流人地難以產生很強的認同感和歸屬感。當然，現有研究在共性之中也有差異。比如，2009年國家人口和計劃生育委員會在五城市開展的重點地區流動人口監測試點調查數據顯示，與年長流動人口相比，青年流動人口對流人地有強烈的向往，但就普遍公認的對流入地社會的認同感而言，青年鄉-城流動人口卻低于同齡城-城流動人口及年長鄉-城流動人口。這種差異說明，認同意愿與認同結果之間是有差異的。換言之，身份認同至少涵蓋兩個方面：一是認同意愿，二是認同結果，二者不可等同。青年流動人口也許比年長流動人口有著更強的融入或認同意愿，但從意愿到實際認同之間存在較長的時滯期，諸多中間要素推動或制約著意愿的實現。認同意愿是達到認同結果的前提條件。現存研究中，所謂的身份認同多是指認同意愿，而非認同結果。本文也僅關注認同意愿。
在考察流動人口的身份認同時，同輩比較可考察同齡人中的戶籍差別。與青年鄉-城流動人口相比，青年城-城流動人口對城市的觀念和行為方式等都比較熟悉，故總體而言會對流入地產生更為親切的感覺。綜上所述，在此我們提出假設1：與年長流動人口相比，青年流動人口對流人地有更強的認同意愿；青年城-城流動人口的認同意愿超過青年鄉-城流動人口。
所謂制度固化，最主要的是戶籍制度的固化。身份認同似是一個虛空的概念，但有著實在、固有的制度性根源。戶籍制度包括戶籍類型、戶籍地點兩個維度，而戶籍類型對身份認同的意義更大。這主要是因為，盡管城-城流動人口也是外來人身份，在流入地可能也會受到各種不利于他們的身份認同的結構性制約，但他們畢竟與本地市民擁有同樣的戶籍類型，有著與生俱來的先天優勢和自致資質，與流入地市民有著更多的相似性，故而在流入地有更強的認同意愿。相反，“農民”原本只是一種職業，是戶籍類型將“農民”身份化。中國的鄉-城流動人口始終被看做是一個特殊的群體。原本只是中性稱謂的“農民工”被制度和觀念建構成一個社會類別；實際上否定了流動人口作為城市居民的現實身份，夸大了其流動性而抹殺了其定居性；而且，由于使用了“農民”身份標志，使得歧視性的身份制度在城市空間中得以延伸、再生，并進一步強化、固化了“農民工”身份，使得他們不得不認同自己的“農民”身份，進而導致他們的職業身份與角色身份出現錯位。于是，鄉一城流動人口既不完全等同于農民，又不等同于市民，是離開了土地的農民卻未融入城市的市民。他們不鄉不城，亦鄉亦城，不農不工，亦農亦工，身份極為尷尬。這無疑也會影響到他們的認同意愿。因此，我們提出假設2：鄉-城流動人口的身份認同意愿低于城-城流動人口。
區域分割包括兩個方面：一是指各地區流動人口身份認同的差異，二是指流動所跨越的行政區劃帶來的身份認同差別。這里只論前者。制度性要素往往具有全國普遍性的特點，但各地不同的經濟結構可能調節制度因素的效果，使流動人口的經濟社會生活呈現明顯的地區差異性。北京市作為特大城市，其流動人口的身份認同是否與其他地區存在顯著差別？是否具有一般特大城市的共性？同時，作為首都，它是不是又具有不同于一般特大城市的個性、對外來人口更為包容和接納呢？在此，我們提出假設3：與其他絕大多數地區的流動人口相比，北京市流動人口的認同意愿可能不同于其他地區，甚至可能超過上海、江浙、廣東等地。同時，認同意愿存在地區、戶籍和年齡互動。
與制度固化密切相關的是流人地居民對流動人口的心態與行為。一方面，身份認同不是簡單地通過流動人口自身努力就可以達到的；與經濟等客觀融入維度相比，該主觀維度更涉及流人地居民的接納或排斥態度。特權意識與身份優越感在他們的軀體和意識中積淀成為一種社會慣習，故城鄉分離的二元社會結構不僅僅是一種制度安排，更是一種基于利益差別的心理結構。社會心理構建使得流動人口從一開始就處于邊緣化狀態，且這種狀態被逐漸內化，形成內卷式的身份認同。另一方面，流動人口與本地居民之間的相互接觸、互相交往也是影響其身份認同的重要因素。隨著流動人口與本地市民交往頻度的增加、交往深度的延伸，他們逐漸由陌生人群變為相互認可的鄰居、同事、朋友，行為的交往帶來心理的感情和身份的認同。我們在此提出假設4：本地人的排斥態度降低流動人口（尤其是鄉-城流動人口）對流人地的認同意愿，與本地人的交往能夠增強流動人口的認同意愿。
二、數據與方法
本文采用國家人口和計劃生育委員會2011年“流動人口動態監測調查”（以下簡稱“監測調查”）數據來檢驗這些假設，分析北京市青年流動人口身份認同的現狀、特點、影響因素和影響機制。關于數據的具體情況，請參見國家人口和計劃生育委員會流動人口服務管理司的2012年《中國流動人口發展報告》，這里不再敘述。數據的總樣本量為128000個，其中北京市的樣本量為4000個。
1.變量的定義
調查詢問流動人口是否同意以下說法：“我喜歡現居城市”、“我關注現居城市的變化”、“我愿意融入流人地”。本文基于這三個問題構建因變量。顯然，這些問題反映的并非認同結果，而是認同意愿。絕大多數流動人口在這三項上都表現得非常積極：分別約有90%以上的流動人口都選擇了肯定的答案。這充分表明，流動人口對流人地具有強烈的融入意愿，這與定性訪談的結果較為一致。北京市流動人口中，分別有96.7%、95.3%、93.9%的人表示喜歡北京、關注北京的變化、愿意成為北京的一員。這與全國平均水平相當。對于這三個問題，本文通過因子分析方法，將它們集合為一個綜合性因子。因子分析結果表明，三者的關聯度超過0.83，且潛在的線性因子可解釋它們方差的73%。這說明將它們進行整合是合理的。整合后的綜合因子為本文的因變量，得分介于0～100，取值越大，表示流動人口的認同意愿越強，反之表示認同意愿越弱。
與前述4個假設相對應，本文有5個關注點：年齡效應、戶籍效應、地區效應、態度效應、網絡效應。故此，本文有5個主要自變量。①年齡隊列（1=青年流動人口，定義為29歲及以下）。②戶籍身份（1=鄉一城流動人口，定義為在調查時為農村戶籍）。③流入地區（定義為9類：北京、天津、上海、重慶、武漢、江蘇、浙江、廣東、其他地區）。數據分析一方面單獨使用這些變量，另一方面使用它們的合成變量，即三者的互動項。為了簡潔且突出主題，這里僅展示一個含有八個分類的互動變量的模型分析結果：北京青年鄉一城流動人口、北京年長鄉一城流動人口，北京青年城一城流動人口、北京年長城一城流動人口，外地青年鄉一城流動人口、外地年長鄉一城流動人口，外地青年城一城流動人口、外地年長城一城流動人口。④態度輕視（1=覺得受到過本地人的排斥，0=沒有感到排斥）。⑤交往局限（1=流動人口主要與本地人交往，2=主要與老鄉交往，3=主要與其他人交往，包括其他外地人、無人交往等）。
此外，本文控制一系列其他要素，以探討上述自變量與因變量之間的獨立關系，包括流動特征、人口和社會經濟特征、流入區域等諸多要素。本文使用的所有變量都具有足夠的變異。
2.研究方法與分析步驟
因變量“融入意愿”指數為線性測量，可采用線性回歸模型。“監測調查”在全國1151個縣（市、區）或樣本點進行：一個樣本點最多調查2000個樣本，最少調查20個樣本。北京的樣本來自13個區縣：其中，一個區縣最少調查40個樣本，最多調查1080個樣本，平均調查約307個樣本。這種情況就導致了數據的聚類特性，即在各樣本點之間，流動人口的融入意愿可能存在較大差別，而在同一個樣本點之內，融入意愿可能更為接近。這使數據可能不符合常規線性回歸模型的兩個基本假定（一是樣本之間的獨立性，二是隨機誤差項相互獨立），從而導致常規的線性模型難以得到有效的估計結果。換言之，常規模型的分析結果可能低估標準誤、高估自變量的重要性，從而增加犯I類錯誤的概率。此外，除了獨立性的假定難以滿足外，它還放棄了對不同組群之間差異的考慮，使很多原本由分組帶來的差異被解釋為個體的差異，從而丟失大量的群體信息。所以，對于多層次結構數據，常規的線性回歸有其自身的局限。使用多層模型處理具有層次結構的數據，能夠糾正由于同一層次內樣本的相似性而引起的參數估計誤差，改善置信區間和顯著性檢驗，降低犯I類錯誤的可能性。因此，本文使用多層線性模型分析流動人口的融入意愿，將縣（市、區）作為高層單位，受訪個體作為低層單位。
首先進行無條件平均模型（即不包含任何自變量的空模型）分析，了解在不同區縣，因變量是否顯著不同，從而決定是否必須使用多層模型。其方程式為：
γij=βoj+εij （1）
其中，γij為j區縣流動人口樣本i的結果；βoj為截距（即平均值），下標j為每個區縣擁有各自的截距，是區分多層模型與普通模型的標志。將截距分解為固定成分和區縣層次的隨機成分，則方程（1）分解為：
γij=γoo+δoj+εij （2）
其中，γoo為總均值或總截距，是固定參數；δoj為區縣層次的隨機變量，是j區縣的截距到總截距的距離；εij為流動人口個體層次的隨機變量，即分布于j區縣的樣本i到該區縣截距的偏離。正是由于隨機變量δoj的存在，該方程式才成為多層模型。
然后，在模型中納入自變量，探討個體和群體因素對因變量的影響。在常規模型中，一個模型只有一個截距，而在多層模型中，一個模型包含數個截距，即因變量的截距隨群體而異。我們使用隨機截距模型進行分析，其方程式為：
γij=（γoo+γ01G1j+γ10X1ij+（δoj+εij） （3）
式（3）與式（2）的不同之處，固定效果部分包含了個體和群體變量。Gij為區縣（群體）特征；γ01為群體特征系數；X1ij為個體特征；γ10為個體特征系數，代表個體因素對因變量的影響。該模型將因變量解釋為個體特征和區縣環境特征的函數。δoj為未被觀察到或無法觀察到的區縣層次的隨機變量，該變量為同一區縣內所有流動人口個體所共有。無條件平均模型的分析結果（本文沒有展示）表明，融入意愿的確因不同的樣本點而異（系數的取值為8.64，標準誤為0.22，高度顯著）。說明高層次因素對因變量的解釋能力不容忽視，使用多層模型技術分析數據是合適的。
三、單變量和相關分析結果
表1描述了全部樣本和北京市流動人口中雇員的基本特征。在全國和北京市樣本中，青年流動人口的比重基本相同，均在46%上下；但鄉-城流動人口所占比重差別較大，北京市鄉-城流動人口比重低于全國的相應比重，二者分別約為71%和83%。在全國流動人口雇員中，近三成的人感到受到過本地人歧視，而北京市的這個比例更遠遠超過全國的平均水平；全部樣本中近1/4的流動人口認為，自己的主要交往對象為本地人，而該比例在北京市不足1/5；據此判斷，北京市本地市民似乎對流動人口的接納情況并不如意。在這個樣本中，北京市的流動人口均為跨省流動人口；而在全國樣本中，超過一半的流動人口為跨省流動，約30%的人為跨地區流動，其余約17%的人為地區內跨縣流動。流動人口平均在北京市的居留年份超過5年，比全國樣本長1年多；感到老家有困難的流動人口在全國樣本中的比例也高于北京市樣本的比例。全部樣本和北京市樣本的人口學特征差別不大，但人力資本特征和勞動就業特征卻有較大差別：就受教育程度而言，北京市流動人口中僅受過小學及以下教育的比例只有全國相應比例的一半，而受過大專及以上教育的人口比例超過全國平均水平16個百分點；在就業行業方面，全國流動人口在制造業和建筑業就業的比例都超過北京市流動人口的相應比例，尤其是制造業的情況更加突出，在其他行業就業的比例則大大低于北京市的相應比例。此外，北京市流動人口的經濟地位和社會保障情況都好于全國平均水平，但居住狀況較差。近一半的流動人口流入到東部地區，也有三成的人進入西部地區，中部地區和東北地區的流動人口比例較少。就因變量而言，全部樣本的認同意愿為79.5分，表明流動人口對流人地都較為向往。其中，年長城一城流動人口的認同意愿得分最高，為82.08分，其次為年長鄉-城流動人口（為79.99分），再次為青年城一城流動人口（為79.15分），最后是青年鄉-城流動人口（為77.98分）。
圖1和圖2描述了主要自變量與認同意愿的相關關系。所有變量兩兩之間的關系都高度相關（p
就地區、戶籍、年齡復合變量而言，北京年長城一城流動人口的認同意愿最強，外地青年鄉-城流動人口的認同意愿最弱。在這些主要自變量中，差別較大的是本地人對外來人口的態度：若流動人口感到本地人輕視他們，則認同意愿將會比沒有受輕視感的人低近10個百分點；此外，若流動人口主要與本地人交往，則其認同意愿也顯著提高（見圖2）。
我們也分析了認同意愿與控制變量之間的關系，結果都高度顯著。限于篇幅，這里未予介紹。這種關聯性表明，流動人口的認同意愿的確是多種要素綜合作用的結果。下面進行模型分析，以考察代際差別、朋輩效應、制度排斥、區域分割、態度輕視、交往局限及其他因素對因變量的獨立作用。
四、模型分析結果
表2展示了全部樣本和北京市樣本的認同意愿的多層線性模型回歸分析結果。其中，模型1和模型2為全部樣本分析結果，但模型1使用獨立的戶籍、年齡和地區變量，而模型2則突出北京市不同戶籍、年齡流動人口與外地相關人群的比較。模型3是北京市樣本的分析結果。
模型1顯示，在其他條件相同的情況下，鄉-城流動人口的認同意愿顯著超過城-城流動人口，而青年流動人口的認同意愿顯著低于年長流動人口；與流入北京市的人口相比，除重慶市以外，其余地區流動人口的認同意愿都較低，尤其是廣東、浙江、上海、江蘇的流動人口。若流動人口感到本地人對他們懷有偏見，則其認同意愿大大降低；若他們主要的交往對象為本地人，則認同意愿顯著提高。這表明，對于兩個其他條件相同的人，農村人對流人地具有更強的認同意愿。顯然，該發現了前面提出的有關制度排斥的理論假設（即假設2）。這可能與城-城流動人口和鄉-城流動人口對流入地的預期和參照對象有關。而且，青年流動人口對流入地的認同意愿亦顯著低于年長流動人口，也不支持有關代際差別的理論假設（即假設1），這與現存其他研究得出的結論相悖。地區差別的結果支持理論假設3。同樣，理論假設4也得到模型結果的檢驗。若在流入地受到歧視，則其認同意愿顯著且大大地降低；而與本地人較多的交往則會提高其認同意愿。
若同時考慮地區、戶籍、年齡的互動對認同意愿的影響，則可以發現北京市青年鄉-城流動人口的認同意愿低于年長鄉-城流動人口，但超過其他六類人群，尤其是顯著超過外地青年城-城流動人口。這表明流動人口的認同意愿的確與地區、戶籍、年齡之間存在互動。
就控制變量而言，盡管系數的大小略有差別，模型1和模型2展示的結果模式幾乎完全一致。就流動跨越的區域而言，跨越的行政區域愈大，其認同意愿越低；就流動時間而言，在流人地居留的時間越長，其認同意愿越強；若在流動期間，老家遇到困難，其認同意愿會顯著降低。需要指出的是，這些自變量與因變量之間，可能存在雙向的因果關系。
從流動人口的人口學特征來看，模型結果并未顯出顯著的性別、民族差異，但在婚的人的認同意愿強于不在婚的人。而受教育程度越高，流動人口的融入意愿越低。該發現與我們對行為參與和經濟融入的分析結果（受教育程度與行為參與、職業地位、收入水平、社會保障、總體經濟融入水平等有很強的正向關系）完全相反。不同因變量有差別的分析結果表明，心理上的融入的確具有不同于客觀融入的特點。流動人口的勞動就業特征與其認同意愿密切相關：在制造業就業的人的認同意愿顯著低于在其他行業就業的人，雖然與在建筑業就業者之間的差別不顯著。隨著經濟地位的提升、保障水平的提高和居住條件的改善，流動人口的認同意愿也相應提高，即認同意愿可視為對流動人口整體的社會融入程度具有明顯指向作用的經濟社會地位、行為適應的深層體現。此外，流人到不同的經濟帶也帶來不同的認同后果：流入西部地區、東北地區的人比流人東部地區的人擁有更強的認同意愿。
如模型3所示，盡管具體的系數取值大小有別，顯著性水平也有差異，北京市樣本的分析結果與全國的平均水平十分一致。比如，北京的青年流動人口的融人意愿低于年長流動人口，鄉一城流動人口的融入意愿高于城一城流動人口，盡管組與組之間的差別沒有統計意義。同樣，若北京市流動人口感到受到本地人的歧視，則他們的融人意愿會顯著降低；若他們的主要交往對象為本地人，他們的融入意愿就會顯著提高；在流人地的居留時間提升北京市流動人口的融入意愿；老家有困難之人的融入意愿顯著降低。在人口學特征中，只有在婚與因變量的關系是顯著的。同樣，在其他條件相同的情況下，人力資本與因變量呈不顯著的負關聯。這表明北京流動人口中的雇員與全國的同類人群一樣，并不是受教育程度越高，認同意愿就越高。此外，隨著經濟地位的提高，北京市流動人口的認同意愿顯著提高，保障水平和居住狀況都不與因變量有顯著關聯。
五、總結與討論
盡管從現實的角度看，流動人口的身份認同不如就業、居住、社會保障等重要和急迫，但認同是一個更為根本性的問題。在市場經濟的宏觀背景下，較強的認同度將促使流動人口在流入地長期居留，這是不以流入地社會的意志為轉移的。那么，流入地相應的工資待遇和權益保障、公共服務和社會福利，以及城鄉之間和地區之間公共資源的配置等一系列問題也需要進一步加以解決。本文通過對具有時效性的、大規模的調查數據的分析，運用多層模型技術，對北京市流動人口的身份認同意愿的現狀、特點和影響因素進行了較為深入的考察，并將他們的認同意愿與全國同類人群的平均水平進行了對照。分析結果得出以下結論和政策啟示。
其一，北京市流動人口的認同意愿超過其他地區流動人口。這表明作為首善之區的北京，被流動人口寄予了更多的向往。但同時，現實情況是，北京市流動人口的認同意愿和認同結果之間依舊存在很大差距，這就對北京社會發展和北京精神的實踐提出了更高的要求。北京市政府及相關部門應當切實采取有效措施，從實際出發，打造融入的平臺，組織合適的活動，增進人群之間的交流與溝通，實實在在地為流動人口提供所需服務，扎扎實實地解決他們的實際問題。
其二，年長流動人口的認同意愿超過青年流動人口，鄉一城流動人口的認同意愿高于城一城流動人口。北京和外地都是如此。本文的研究結果與現存的其他研究得出的一些關鍵性結論有別，也不支持本文的理論假設。年長流動人口閱歷相對豐富，更愿意在一個合適的地方安頓下來；同時，他們的參照對象是流出地人群，追求的目標主要是生存，但凡只要流人地生存狀況好于流出地，就可能對流人地有較強的認同意愿。城一城流動人口多以本地市民為參照對象，他們在流出地并非找不到工作，只是找不到更理想的非農工作，他們來到流入地是為了追求更好的發展機會，而不是為了解決生存問題。在北京的青年城一城流動人口中，近2/3的人受過大學及以上教育。外地的戶籍使他們無法享受與北京人同等的待遇，故他們失落感嚴重，難以產生認同感。然而，從長遠來看，未來城市的發展將在很大程度上與青年流動人口的貢獻密不可分。他們對流入地不高的認同度，無疑會制約其在該地作出的貢獻。因此，各級部門應該適當地通過各種反饋渠道，關注青年流動人口對城市的態度，努力增進他們對城市的認同和感情。
其三，本地市民的態度和兩個人群的互動交往對流動人口的認同意愿至關重要。融合是雙向的、互動的，也是漫長的、艱巨的，需要逐步推進。身份認同屬于主觀意念，但這種意愿能否實現，流動人口能否真正成為流入地的一員，不僅需要流動人口本身的努力，還需要本地人的接納。但是調查數據顯示，北京市流動人口認為受到本地市民輕視的比例高達46%，遠遠超過全部數據的平均水平（26%）；而訪談資料也表明，除經濟貢獻外，在諸如社會治安、居住環境、公共設施利用、社區衛生等方面，北京市民對流動人口的看法都比較負面。這顯然與北京市倡導的包容接納精神相違背。一方面，戶籍居民要尊重外來人口，使他們感受到當地政府、市民的親近與友善；另一方面，流動人口也應主動與本地市民交往和交流，使戶籍居民感受到流動人口的尊重與感激。雙向的交流與互動將提高流動人口的歸屬感，從而促進其實現身份認同。若本地市民對流動人口的刻板印象和排斥行為不變，政府的公共政策不能一視同仁，流動人口就很難成功地融人流人地社會中。社區是流動人口進入城市后的落腳點，也是他們必然接觸到的小社會，故我們可從社區人手，通過加強社區建設，強化社區功能，使社區成為流動人口與本地市民交流溝通的平臺，從而達到增進雙方理解與包容的目的。
其四，流動人口的認同意愿存在顯著的地區差別。本文從兩個地區視角考察區域分割：一是流動跨越的行政區劃，二是流入區域。在其他條件相同的情況下，跨越的行政區劃越大，認同意愿越低；就區域而言，融入意愿由強到弱依次是西部、東北、中部、東部地區。可見，認同意愿較強的流入地幾乎都處于經濟欠發達地區，而進入發達地區之人的認同意愿較弱。作為衡量融入水平和流入地制度性、結構性、觀念性等要素的一項綜合研究，這樣的結果或許暗示，意愿與物質財富的多寡和社會文明的進步關系不大。盡管從理論上看，作為主觀認知的認同意愿需要勞動保障和收入保障等物質條件為其提供基礎（經濟不發達、政府公共服務水平低下等難以讓流人人口產生認同），但主客觀之間并不是完全一致。東部地區的流人人口之所以認同意愿低，一是這些地方勞動就業機會多，許多流動人口來到這里主要是為了賺錢；二是地區越發達，制度性、結構性、觀念性要素的排斥就越強，而這些都在時刻提醒流動人口作為“外來人”的身份。這表明，認同意愿不是僅僅由流入地的經濟發展、文明程度、行政級別、規模與名氣能夠完全決定的，一些“軟”的要素也至關重要。因此，各地需要在改善流動人口生存發展狀況的同時，采取相應措施，因地制宜、注重實效地增進流動人口的認同意愿和結果。比如，北京、上海、廣東、江浙等經濟發達地區，應加大宣傳力度，從文化上、心理上、感情上采取措施，增強流動人口的歸屬感。
北京市作為中國政治文化中心和北方經濟中心，近年來吸引著全國各地農村流動人口的涌入。農村流動人口在特大城市的就業問題便成了社會關注的焦點。通過北京市第六次人口普查的數據支持，對北京市農村流動人口的特征及就業現狀做了分析，并進一步說明該群體就業難的原因，最后對其就業提出具有針對性的政策意見。
【關鍵詞】
北京市；農村流動人口；就業
1.引言
1.1研究背景
北京作為全國的政治、文化中心，其在京津冀城市圈乃至全國的經濟地位同樣不可小覷。2011年，北京市國內生產總值達到16251.9億元，人均地區生產總值81658元，是中國北方人口眾多、經濟發達的重要特大城市，對周邊省區有著極強的經濟輻射能力，也吸引了成千上萬的農村流動人口來此就業、務工。
農村流動人口為北京的城市化建設和經濟發展做出了重要貢獻，成為北京城市化進程推進和經濟持續增長的重要推動力量。然而隨著產業升級的逐步深化，不斷轉變的經濟發展方式對農村流動人口就業帶來了較大影響。
1.2研究意義
第一，研究北京市農村流動人口的就業有其重要的實踐意義。隨著社會主義新農村建設的不斷完善，我國農村經濟不斷發展。農村流動人口進入北京就業，首先能提高其收入水平，進而使家庭財產普遍增加，在一定程度上對農村流動人口家庭生活水平提高有積極影響；其次能穩定社會大局，有效緩解農村剩余勞動人口的就業壓力，為城鄉和諧發展奠定了堅實的基礎。
第二，研究北京市農村流動人口的就業有其重要的理論意義。由于農村流動人口受到戶籍、受教育水平等條件的制約，其就業壓力，尤其是體面就業的壓力巨大。國務院在2006年頒布的《國務院關于解決農民工問題的若干意見》明確要求解決農民工就業問題是建設中國特色社會主義的戰略任務。因此，研究北京市農村流動人口的就業特征、比較分析、影響原因等方面，有利于農村流動人口就業理論的不斷深化發展，也有利于相關就業理論在北京的因地制宜。
2.北京市農村流動人口特征
2.1性別特征
如圖1所示，北京市農村流動人口性別特征呈現男多女少的狀態。根據第六次人口普查長表數據百分之一的抽樣數據，北京市農村流動人口中，有男性2012人，女性1617人，男女比例為1：0.8。由此可見，男性是北京市農村流動人口的主要組成部分。
2.2 年齡特征
如圖2所示，在抽樣數據中，北京市農村流動人口在16-25歲區間的人數為1195人，在26-35歲區間的人數為1115人，在36-45歲區間的人數為881人，在46-55歲區間的人數為336人，在56-65歲區間的人數為102人。其中35歲以下的農村流動人口人數為2310，占農村流動人口總數的63.7%。由此可見，在北京的農村流動人口呈現年輕化趨勢，以16-25歲的年輕人為最主要組成部分。
2.3 受教育程度特征
如圖3所示，在抽樣數據中，北京市農村流動人口受教育程度為未上過學的人數為48，小學的人數為356，初中的人數為2164，高中的人數為756，大學專科的人數為211，大學本科的人數為93，研究生的人數為2。其中，受教育程度為初中及以下的人數為2568，占抽樣總人數的70.7%，受教育程度為本科及以上的人數為95，僅占抽樣總人數的2.6%。由此可見，北京市農村流動人口的受教育程度普遍偏低，文化水平有待提高。
2.4 婚姻狀況特征
如圖4所示，在抽樣數據中，北京市農村流動人口中未婚的人數為1124，有配偶的人數為2465，離異的人數為27，喪偶的人數為13。其中，未婚的人數為抽樣總數的30.97%，有配偶的人數為抽樣總數的67.9%，離異和喪偶的人數僅占1.1%。由此可見，北京市農村流動人口的婚姻狀況特征是以未婚和有配偶為最主要組成部分，這也符合其年齡的分布特征。
3.農村流動人口就業現狀
3.1 行業分布
數據來源：根據《北京市第六次人口普查長表抽樣數據》估算。
如表1所示，根據第六次人口普查長表抽樣數據，即總人口10%抽樣數據可知，農村流動人口從業人數約為485241人。在這些抽樣數據中，分布最為集中的三個行業分別為制造業（41.83%）、批發和零售業（16.83%）和建筑業（11.77%），而分布最稀缺的三個行業分別為國際組織（0%）、科學研究、技術服務和地質勘查業（0.14%）和金融業（0.29%）。由此可知，北京市農村流動人口多集中在第二產業中的勞動密集型產業和第三產業中對知識技能要求較低的行業中，這也與農村流動人口相對較低的受教育程度相匹配。
3.2 工資水平
數據來源：《2012年中國統計年鑒》。
如表2所示，北京市農村流動人口分布最為集中的三個行業：制造業、批發零售業和建筑業的年人均工資水平分別為56742元、70711元和52455元。其他農村流動人口相對集中的行業交通運輸、倉儲和郵政業（7.74%），住宿和餐飲業（5.76%），居民服務和其他服務業（5.59%）的年人均工資水平分別為59540元、37830元和34498元。分布在上述6行業內的北京市農村流動人口占北京市流動人口總數的89.52%，而6行業的年人均工資均低于所有行業年均工資的平均水平。由此可見，北京市農村流動人口的工資水平相對較低，且具有普遍性。
4.阻礙北京市農村流動人口就業的原因
4.1 戶籍制度的制約
戶籍制度是我國計劃經濟時代的產物，通過城鄉分割來控制人口流動，用農業利益來保障城市經濟的持續發展。陸學藝2004年的計算表明，自1960至1978年，國家通過價格“剪刀差”無償從全國農民手中拿走了7000多億元的建設資金。改革開放以來，部分依附在戶籍制度上的福利待遇逐漸市場化，但是仍有很大一部分繼續伴隨著戶籍制度，并且有愈發嚴重的趨勢。以北京市為例，教育資源的政策性傾斜、購買房產、小汽車搖號申請、社會保障福利待遇等權利，都依附在戶籍制度上。
戶籍制度對北京市農村流動人口就業的影響主要體現在：第一，地方為保證城市常住人口就業，規定農村流動人口的就業形式和種類。北京市政府也不例外，面對城市人口的不斷膨脹和城市資源的日益緊缺，北京市不得不出臺相關地方法規來引導和限制農村流動人口的就業。第二，戶籍制度使得農村流動人口的相關權利缺乏保障。北京市農村流動人口在就業時應該享受到的最低工資標準和社會保險福利待遇等權利會在實施過程中出現減損，維權困難也直接制約了農村流動人口在北京的正常就業。
4.2 社會保障的欠缺
當前，我國的社會保障制度對農村流動人口的保障依然存在缺陷。新農保和新農合的推行在一定程度上保證了農村人口的社會保障權利，但是流動進入城市的農村人口卻由于政府的嚴格管理（需要身份證、暫住證、務工證三證齊全）和用工方的苛刻要求（工作時間長、節假日加班）而犧牲就業中應享有的權利。北京市農村流動人口所在行業多為制造業、批發和零售業以及建筑業，勞動強度大，作業風險高，工資收入低，并且缺少保障。社會保障制度對此類人群惠及面小，保障程度低，既不利于城市化的進程，也為農村流動人口在北京就業埋下了隱患。
4.3 農村流動人口自身的限制
首先，由于當前經濟發展水平地區差異明顯，教育資源分配嚴重失衡，數量眾多的農村流動人口進入北京前并未收到過良好的教育或職業技能培訓，這使得很多北京市流動人口在就業時舉步維艱。缺少用人單位急缺的技能，沒有用人單位需要的個人基本素質和知識結構，對于網絡和計算機的掌握程度過于薄弱等因素都為農村流動人口的就業增添了阻力。
其次，“民工荒”與“民工潮”的對接不通暢同樣阻礙了農村流動人口就業。勞動密集型企業中技術工人的“民工荒”和青年農村流動人口盲目涌入城市的“民工潮”在就業結構上存在嚴重的失衡狀態，結構性失業現象嚴重。
最后，農村流動人口法律意識和維權意識的缺乏，更為其在北京的就業雪上加霜。用人單位在雇傭農村流動人口時多會通過壓低工資、少繳社保等方式來降低用工成本，利用的就是農村流動人口薄弱的法律意識和維權意識。在此方面，除了政府應加大監管力度外，提高農村流動人口的各項意識及綜合素質迫在眉睫。
5.政策意見及結論
5.1 政策意見
5.1.1 深化戶籍制度改革
現行戶籍制度是為了配合“優先發展重工業”的政策而產生的。隨著我國經濟發展水平的逐步提高，戶籍制度的弊端日益凸顯。它不僅對勞動力資源的市場優化配置有阻礙作用，也不利于城鄉人口流動和城市化推進。因此，戶籍制度改革是緩解北京市農村流動人口就業難問題的重中之重。
首先，應提倡建立新的戶籍管理制度體系。在全國建立一體化的人口管理系統，改變當前公安部門管理戶口、民政部門管理婚姻登記、統計部門管理人口統計、人社部門管理檔案的各自為政的現狀。
其次，要逐步剝離依附在戶籍制度上的特權。戶籍制度本身是公平的，但是依附在其上的各項諸如教育優先、保障穩定特權對于戶籍人口和非戶籍人口來說，才是不公平的。取消戶籍特權才能真正讓農村流動人口更好地融入城市。
最后，應改變傳統戶籍觀念。應摒棄“北京市戶口代表著穩定”這種傳統的戶籍觀念，戶籍改革就是要為所有在城市居住的人提供一個公平的舞臺。正確認識戶籍背后的權利，才能真正讓這些權利普適于民。
5.1.2 提高農村流動人口就業能力
面對農村流動人口受教育程度低、就業能力差等難題，政府部門應積極主動的采取措施，提高農村流動人口的就業能力。人力資源和社會保障部門應及時開展針對農村流動人口的就業能力培訓項目，加強其適應城市工作和生活的能力；公檢法部門應配合開展提高農村流動人口維權意識的講座等活動，提高其法律意識和維權意識。
農村流動人口也應從自身出發，努力學習各類就業技能，不斷充實提高自身綜合素質。成立工作技能學習小組互幫互助，成立法律事務互助小組在收到侵害時運用法律武器保護自身合法權益。
5.1.3 促成農村流動人口就近就業
隨著外來人口不斷向特大城市涌入，特大城市就業水平終將飽和。如何促進中小城市和小城鎮經濟的發展就成了推動農村流動人口就業的重要議題。
工業方面，中小城市和小城鎮應充分利用自身的地理優勢和極具競爭力的土地轉讓價格，接納大城市的勞動密集型產業轉移；將農、牧產品的初加工工業升級為深加工工業，為農村流動人口的就近就地就業創造條件。
服務業方面，中小城市和小城鎮應合理引導農村流動人口進鎮入區，以縣城和中心鎮為中心，發展餐飲、商貿、交通運輸等服務業，并依托商貿和交通運輸的便利穩步發展現代物流業，提高服務業發展水平。
5.2 結論
北京市農村流動人口就業既關系到北京市城市經濟的可持續發展，又涉及社會穩定，是多方關切的重要問題。雖然北京市農村流動人口還存在就業能力不足、維權意識不強等缺陷，但是通過政府和農村流動人口自身在制度完善、教育培訓、合理安置、配套設施建設等方面的共同努力下，北京市農村流動人口一定會融入城市，為北京市經濟發展和城市化進程貢獻力量。
參考文獻：
[1]《中國農民工戰略問題研究》課題組.中國農民工現狀及其發展趨勢總報告[R].改革，2009，（2）
[2]許學真.北京市流動人口對經濟增長的實證研究[D].首都經濟貿易大學，2011
[3]高穎，李善同.農民工工資水平調查分析.國研網
[4]郭繼嚴，王勇錫.2011-2020：中國就業戰略研究[M].經濟管理出版社，2001（6）
[5]金雙秋，李少虹.民政概論[M].北京大學出版社，2009（1）
[6]侯晉封.中國農民工流動就業問題研究，2009
[7]中國統計年鑒2012
