户籍制度改革背景下农村居民迁移意愿研究*——基于有序Logit模型的分析

周 克，孙小龙，蔡颖萍

(1.湖州师范学院 农村发展研究院，浙江 湖州 313000；2.中国农业大学 经济管理学院，北京 100083)

户籍制度改革背景下农村居民迁移意愿研究*
——基于有序Logit模型的分析

周 克1，孙小龙2，蔡颖萍1

(1.湖州师范学院 农村发展研究院，浙江 湖州 313000；2.中国农业大学 经济管理学院，北京 100083)

户籍制度和农村产权制度改革使农村居民获得一定范围内自由流动的权利。在此背景下，深入了解农民的迁移意愿及其影响因素对我国新型城镇化建设具有重要参考价值。本文基于农村产权制度改革和户籍制度改革地区的实证调研数据，采用有序Logit模型对农村居民选择不同层级迁移意愿目的地的影响因素进行分析，研究结果表明：受教育程度、是否有就读高中及以下子女、家庭收入水平、家庭规模和农村社区到建制镇和县城的距离等因素对农村居民选择不同层级迁移意愿目的地具有显著影响，最后提出有关对策建议。

户籍制度改革；农村产权制度改革；城镇化意愿；有序Logit模型

一、问题的提出

农村人口向城镇迁移是新型城镇化研究领域的重点问题，深刻影响着新型城镇化建设、大中小城镇协调发展、经济社会转型和社会重构等前瞻性重大改革的推进和效果。目前我国多地开展了户籍制度改革，在一定程度上促进了农村居民向城镇迁移，但是各地的户籍制度改革都局限在较小的空间范围内，尤其是大中型城市仍存在二元户籍制度壁垒。虽然外出务工的农民工具有强烈的就地城镇化意愿，但是由于高昂的定居成本和城乡二元户籍制度限制，大多数农民工只能在城乡之间流动，无法成为真正的市民，从而导致我国的城镇化呈现“伪城镇化”状态[1](P42-51)。此外，由于涉及大量利益需要协调，以及各地经济发展不平衡，因此户籍制度改革在今后相当长一段时间仍局限在一定空间范围内，这意味着农村居民只获得了在本地城乡之间自由迁移的权利。因此，我国的新型城镇化主要以农村居民就近城镇化为主要方式。

然而，农村居民往往不愿放弃在农村的权益*主要包括土地承包经营权、农村集体资产股权、宅基地使用权与房屋所有权。以换取城镇居民身份到城镇定居。国务院发展研究中心课题组对全国7个省6000多名农民工的调研表明，80%以上的农民工不愿放弃土地承包权，并有2/3以上的农民工不愿放弃宅基地使用权与房屋所有权[2](P7-31)。而来自宁夏平罗县的调研表明，用农村的权益换取进城落户的方法吸引一部分农民的积极响应，但是只能与本集体经济成员进行交易实现退出，或按照政府制定的补偿标准退出，随着地租逐年上涨和第三轮承包期的临近，存在原“弃地进城”的农民要求增加补偿的可能性，对社会稳定造成较大的压力与隐患[3](P80-86)。因此，农村权利补偿水平是影响农户是否愿意放弃农村权益转变为城市户籍的关键因素[4,5](P100-108,53-61)。

为了消除农村居民迁移到城镇的后顾之忧，户籍制度改革应以农村产权制度改革为前提。国务院于2014年出台的《关于进一步推进户籍制度改革的意见》明确表示：现阶段，不得以退出土地承包经营权、宅基地使用权、集体收益分配权作为农民进城落户的条件。应完善农村产权制度，在充分保护农民正当权益的基础上尊重农民的自主决策权。因此，在以农村产权制度改革为前提的户籍制度改革背景下，研究农村居民的迁移意愿及其影响因素，对我国的新型城镇化建设具有重要参考意义。

二、文献综述

学术界从不同角度对人口迁移理论进行分析和解释：在微观层面，“推拉理论”对个体的迁出地的推力和拉力、迁入地的拉力和推力分别进行分析，这些推力和拉力包括迁出地和迁入地的特征、个体特征等，这些因素对不同个体的迁移决策影响不同，个体在这些因素的综合作用下做出迁移决策[6](P47-57)；Todaro建立了城乡预期收入差额模型，认为在城乡收入差别的长期预期大于迁移成本的情况下，个体就会迁移到城镇，否则不会迁移；新经济迁移理论在家庭层面分析作为成员的迁移决策，家庭根据预期收入最大化和风险最小化原则，做出家庭成员是否外出或迁移的决策[7,8](P722-740，475-486)。在宏观层面，主要是Lewis建立了劳动力转移的二元经济模型，分析农村劳动力从农业部门向工业部门的转移，揭示了消除城乡差别的内在机制[9](P139-191)。

国内对农村居民到城镇的迁移意愿的微观实证研究主要基于推拉理论，大多采用离散选择模型，分别对影响农村居民到城镇定居意愿的推力因素和拉力因素的影响进行定量估计。由于我国城乡之间长期存在独特的二元分割，因此农村相对落后的生活条件和稀缺的公共服务成为促使农村居民离开农村的推力，与此相对，城镇便利的生活条件、较多的就业机会以及与城镇户籍绑定的一系列福利待遇对其迁移到城镇产生了强大的拉力；但是农村居民在农村的权益无法变现和交易成为农村对其产生的拉力，而城乡二元户籍制度成为城镇对其迁移到城镇的推力。因此现有研究主要以城乡二元分割为背景，分析在城镇和农村产生的拉力和推力综合作用下，具有不同特征的个体的定居意愿。一部分研究以农村居民为研究对象，如尹希果和马大来(2012)基于重庆市的农户调查数据，采用二元Logit模型对农户参与户籍制度改革的意愿进行分析，结果表明婚姻状况、家庭规模、家庭支出、子女上学状态、家庭成员外出务工状况、在城市的社会网络、土地流转补贴和社保状况等都是个体迁移意愿的显著影响因素[10](P22-31)；还有研究基于传统农区——河南省的农户调研数据，采用二元Logit模型定量估计了农村居民是否愿意离开农村社区的影响因素，研究表明年龄、受教育程度和收入都对个体的迁移意愿有显著影响，但是该研究没有区分不同层级城镇化意愿之间的区别，并且没有涉及户籍制度改革和农村产权制度改革的潜在影响[11](P1445-1452)。另一部分研究以农民工为研究对象，分析农民工城镇化的意愿与能力匹配，数据显示绝大多数农民工(96%)没有能力在务工的东部经济发达地区就地城镇化，进一步该研究采用二元Logit模型分析农民工的城镇化意愿与预期偏离的影响因素，结果表明个体特征、家庭收入、耕地都是显著影响因素；除了户籍制度的约束，城镇高房价是制约农民工迁移的关键济变量[12](P50-60)；还有研究从个体特征、家庭特征、社会心理特征三个维度，采用二元Logit模型对农村劳动年龄人口的乡城迁移意愿进行研究，结果表明当前的乡城迁移意愿较低，经济条件是制约迁移意愿的主要因素，县城和建制镇是农村劳动年龄人口主要的迁移目的地[13](P40-49)。

此外，已有研究还对迁移意愿城市进行了细分，采用多元离散选择模型分析农民工到不同类型城市的迁移意愿，如孙中伟(2015)采用2012年来自江浙沪和2013年7个省会城市的外来农民工的调研数据，将农民工的迁移意愿目的地按规模分为农村或镇、中小城市和大城市，按地区分为市内、省会城市和外省城市，假定这两种分类不存在层级上的差异，通过构建多类别Logit模型(Multinomial Logit Model)，分别分析农民工迁移意愿选择的城市规模偏好和地区偏好的影响因素，其结果表明省内偏好是农民工城镇化意愿的主要特点[14](P72-86)。还有研究采用2010年长三角外来农民工调研数据，将农民工的迁移意愿分为农村、县城和城市三个层级，采用多元有序Logit模型分析第一代农民工和新生代农民工的城镇化意愿，其结果表明代际间城镇化意愿不存在明显差异，但是影响两代农民工城镇化意愿的因素存在差异，即经济因素对第一代农民工的城镇化意愿的影响强于新生代农民工；此外，婚姻状况、个人及家庭特征、城市公共服务、农村土地等共同影响农民工的城镇化意愿[15](P40-48)。

对以往的研究进行回顾发现：在以农村产权制度改革为前提的户籍制度改革背景下，目前关于农村居民的迁移意愿及其影响因素的研究还不够全面和深入；另外，现有研究对农村居民的迁移意愿目的地的划分还不够清晰，因此对新型城镇化建设中推进大中小城镇有序发展的参考价值有限。为此，本研究在已推行这两项改革的德清县进行农户调研，将农村居民的迁移意愿细分为农村社区、建制镇、县城和地级市(含省会城市)四个层级，通过构建广义Ordered Logit模型，分析农村居民迁移意愿的影响因素，并提出相应的对策建议，将有助于政府部门推出配套改革措施，推进大中小城市有序协调发展。

三、数据与研究方法

(一)数据来源与抽样方法

本研究选取浙江省湖州市德清县作为研究区域，原因如下：德清县推行的产权制度改革，从体制上保障了进城镇落户农村居民的合法权益，其中包括深化农村土地及山林承包经营权确权，并全部发证到户；全面完成了村集体资产收益权确权，明确了农民在村经济合作社中的社员身份，其在村经济合作社(股份经济合作社)中的集体资产收益分配等权益保持不变，并可依法继承或在本社社员中转让；全面推进宅基地确权登记，切实保障进城镇落户农村居民合法拥有宅基地使用权和房屋所有权。在农村产权制度改革的基础上，德清县于2012年开始进行户籍制度改革，于2013年9月30日正式取消农业、非农业户口性质划分，建立了城乡统一的户口登记制度，统一登记为“浙江居民户口”。德清县采取就高不就低的原则，稳步推进城镇基本公共服务常住人口全覆盖，城乡居民在就业、医疗卫生、子女教育、劳动就业等社会保障和公共服务与原城镇户口居民全面接轨。德清县的农村居民无须以放弃在农村的权益作为进城落户的代价，消除了农村居民到城镇定居的后顾之忧，充分尊重了农村居民的自由迁移意愿，符合以人为本的新型城镇化建设思路，与中央政策相一致。

本研究所用数据来自项目组2014年在德清县开展的农户调研。在具体抽样过程中，首先根据2013年农村居民人均纯收入，将全县13个乡镇分为7组，从每一组随机选取1个乡镇，共选取7个乡镇，然后采用分层抽样方法选取村庄和农户：(1)村抽样：在选取的7个乡镇中，按照村人均纯收入从低到高排序，分别从每个乡镇中选取与第一、第二和第三分位数最接近的村，每个乡镇选取3个村，共抽取21个村。(2)农户抽样：在每个村中，根据等距抽样的原则，随机抽取18户，共抽取378户。项目组成员对这些样本农户进行面对面的问卷调研，获取其家庭成员的个人特征、家庭特征，以及年龄在18周岁以上家庭成员的个人迁移意愿等信息，共获得1041个有效观测值*本调研共涉及1069个受访者，其中28个受访者由于缺失相关变量而无效，有效样本比例为97.38%。。

(二)样本描述统计

本研究将农村居民的迁移意愿目的地细分为农村社区、建制镇、县城和地级市(含省会城市，下略)。基于已有文献，农村居民城镇化意愿受多重因素影响，本研究将这些因素与迁移意愿的统计关系列于表1。

表 1 样本农户特征与迁移意愿

表1(续)

特征观测值个数迁移意愿(%)农村社区建制镇县城地级市<0.523065.6510.8719.573.91家庭月收入(万元)[0.5,1]42864.7213.3219.162.80>138363.199.6621.156.01≤333455.9912.8725.755.39家庭人口数(人)[4,5]56767.559.8818.873.70>514071.4314.2910.713.57

从表1中看到：整体上农村居民期望迁移到城镇的意愿不强，愿意留在农村社区的比例高达64.36%，其次有19.98%的个体期望迁移到县城，而愿意迁移到建制镇和地级市的比例较低，分别为11.71%和4.19%。从个体的特征看：男性和女性的迁移意愿没有明显差异；不同年龄段群体的迁移意愿有明显差异，随着年龄的增加，愿意留在农村社区的比例递增，而愿意迁移到建制镇、县城和地级市的比例递减；随着受教育水平的提高，愿意留在农村社区的比例递减，愿意迁移到县城的比例递增，而愿意迁移到建制镇和地级市的比例变化有波动；相对于没有就读高中及以下子女的个体，有就读高中及以下子女的个体期望留在农村社区的比例下降，并且期望迁移到建制镇、县城和地级市的比例都更高；而随着家庭月收入的提高，个体的迁移意愿没有明显的趋势变化，但是在这三个收入层次下，都是选择留在农村社区的比例最高，其次分别是选择迁移到县城、建制镇和地级市；随着家庭人口的增加，选择留在农村社区的比例随之提高，愿意迁移到建制镇和地级市的比例下降，而愿意迁移到建制镇的比例变化存在波动。由于个体的迁移意愿是在这些因素综合影响下产生，为了分析这些因素各自的影响，需要构建计量模型进行定量估计。

(三)模型选取

本研究中农村居民的迁移意愿目的地被设置为多元离散变量，需要采用多元离散选择模型，主要是多类别Logit模型(Multinomial Logit Model)和多元有序Logit模型(Ordered Logit Model)。本文采用多元有序Logit模型，基于以下理由：

农村社区、建制镇、县城和地级市具有层次性：由于这四类目的地在行政级别上存在等级差异，即农村社区、建制镇、县城到地级市的行政级别依次递增(城市的行政级别主要由是否是各级政府所在地决定，虽然目前我国城市的行政级别有7级之多，但是本研究根据是否是各级政府所在地划分为四级，已能够充分体现农村居民不同迁移预期目的地在行政级别上的等级差异)。一般来说，行政级别越高，城市的决策权和话语权就越大，从而享有更高的人均城市建设用地标准和更大的空间发展资源，其拥有的优质公共设施与各类服务的数量就越多，拥有更大的城市规模，能够提供更多的就业机会和更便利的生活条件，从而对个体的吸引力就越强[16](P4-17)。

虽然Multinomial Logit 模型也可以处理多类别被解释变量，并且不要求被解释变量有序，因此应用更广泛，但是在被解释变量有序的情况下，该模型无法体现被解释变量“有序”所蕴含的信息。在户籍门槛限制下，不同行政级别的城市对户籍的管制都非常严格，因此在户籍制度门槛和经济成本双重约束下，农村居民不仅面临由户籍制度造成的迁移预期目的地类型上的差异，还有经济成本带来的程度上的差异，这种情况下采用Multinomial Logit 模型能够较好体现不同选择之间类型上的差异。但是在户籍制度改革背景下，农村居民主要面临迁移成本的约束，这与城市级别高度相关，即农村居民的迁移意愿目的地具有明显的层次性，而不仅是类型上的差异性，因此采用Ordered Logit 模型能够体现这种层次上的差异。另外，Multinomial Logit 模型的估计需要消耗更多自由度，并且估计的参数过多而往往难于解释，相比较而言，Ordered Logit 模型的估计消耗更少自由度，并且参数的解释能够体现被解释变量的有序性[17]。

(四)模型构建

设真实模型为：

Yi*=Xi’β+ui

其中Yi*为潜变量，Xi为解释变量列向量，β为待估参数，ui为随机干扰项。对于观测到的有序被解释变量Yi，有M种状态，即Yi∈{1，2，…，M}，存在以下关系：

Yi=m，当Cm-1

其中C0，C1，C2，…，CM是截断点，并令C0=-∞，CM=+∞，因此只有C1至CM-1需要估计。

因此有

P(Yi=m)=P(Cm-1

其中F(·)表示ui的累积概率分布函数。

在ui为logistic分布假定下，F(·)表示logistic累积概率分布函数，因此Yi的条件概率为:

P(Yi=1|Xi)=F(C1-Xi’β)

P(Yi=2|Xi)=F(C2-Xi’β)-F(C1-Xi’β)

…

P(Yi=M|Xi)=1-F(CM-1-Xi’β)

最后得到：

其中Y表示迁移意愿目的地，M=4，其中Y=1表示农村社区，Y=2表示建制镇，Y=3表示县城，Y=4表示地级市；X为解释变量矩阵。

然而Ordered Logit模型的成立需要满足“平行回归”假设(Parallel Regressions Assumption，也称Proportional Odds Assumption)，即参数向量β对于所有的Yi都保持不变，这意味着每个解释变量1个单位的变化对于不同的Yi产生相等程度的影响。由于这一假设比较强，因此在实证中经常无法得到满足[17]。这就需要在“平行回归”假设检验的基础上，对没有通过检验的参数放松这一假设，然后重新估计，这就是广义Ordered Logit模型(Generalized Ordered Logit Model)，从而得到更准确的结果[18](P7-20)。

(五)解释变量选取

本研究依据推拉理论，区分流入地和流出地的推力和拉力，分析人口如何在这两种力量的共同作用下流动[6](P47-57)。考虑到农村社区和城镇都会对农村居民的迁移意愿产生拉力和推力作用，本研究分别从个体、家庭和村庄三个方面选取影响个体迁移意愿的主要影响因素进入模型：

农村社区的拉力主要是农村居民在农村的权益。在户籍制度改革和农村集体产权制度改革背景下，农村居民的土地承包权虽然不可交易，但是土地经营权可以自由转出。然而，样本地区农村家庭拥有的土地经营面积普遍较少，能够获得的年租金非常有限，因此农村居民的迁移动机是转出土地的原因而不是结果，因此本研究没有将承包地面积作为控制变量放入模型；房屋和农村集体资产股权可以继续保留或在村集体内部流转，这一影响对所有农村居民没有差异，因此本研究的模型没有放入反映这方面的控制变量类变量。

农村社区的推力和城镇的拉力是农村居民追求更高品质生活的动机与行为的一体两面，主要通过空间距离体现：农村社区的推力主要是收入水平较低、就业机会较少、公共服务和生活条件较差；与此相对，更高级别城市能够提供更多就业机会、更高水平的公共服务和生活条件，即更高级别城市的拉力更大。这样的推力和拉力包含诸多方面，难以在模型中用有限的变量全面涵盖和直接体现。在户籍制度改革之后，城乡居民之间的“身份距离”消失，空间距离成为阻碍农村居民获得均等化公共服务的主要因素。因此本研究采用“距离”变量反映这种拉力和推力作用。在模型中放入“农村社区到所在建制镇镇政府的距离”和“农村社区到县城县政府的距离”。需要说明的是，农村社区到所在地区地级市和省会城市的距离没有放入模型，这并不会造成遗漏变量错误：本研究的样本农户集中在同一个县域内，迁移自由局限在县域范围内，而到地级市和省会城市的距离都较远且对不同个体的变异很小，难以体现对不同个体迁移意愿的影响差异。

城镇的推力对个体的影响主要通过收入体现。农村居民迁移到城镇的成本中最主要是购房成本，随着城镇级别的提升，购房成本也随之上升。面对相同的迁移成本(本研究农村居民迁移意愿中县城和地级市及省会城市都是唯一的，即对不同个体而言迁移成本无差异；不同建制镇间存在一些差异，但是同一县域内不同建制镇间差异较小，且农村居民基本是选择自己所在的乡镇，很少跨乡镇迁移，因此不同建制镇之间差异可忽略)，不同个体感受到的压力与其经济状况相关，经济实力越强感受到的压力就越小。另外，个体购房往往得到家庭的资助[19]，因此本研究同时放入个体和家庭收入的影响，但是为了避免这两个变量可能存在的高度相关性而导致解释变量高度共线，模型中放入家庭收入水平和个体收入占家庭收入的比例。

此外，农村社区和城镇的拉力和推力还通过个体及其家庭特征体现出来，因此模型中还放入了个体的性别、受教育年限、婚姻状况以及家庭规模等变量，但是没有放入年龄变量。虽然有研究表明年龄和受教育年限都是影响农村居民迁移意愿[14,20,21](P72-86，14-26,104-109)和迁移行为[22](P87-98)的显著因素，但是这些研究的对象都是农民工，这一群体年龄大多在65岁以内，受教育程度较高。本研究的调研对象是仍生活在农村社区的农村居民，平均年龄较大，受教育水平较低。本研究数据显示：60岁以上群体受教育程度普遍偏低，平均受教育3.77年，而60岁以内群体平均受教育8.55年，年龄和受教育年限的简单相关系数高达-0.73。这是由于年龄与受教育程度之间存在因果关系：改革开放前农村基础教育薄弱，大量农村居民在幼年和少年时期没有机会接受基础教育；改革开放之后，随着农村基础教育的普及，农村居民的幼年、少年子女普遍接受了九年制义务教育，即年龄偏大是受教育程度较低的原因，同时年纪较轻是受教育程度相对较高的原因。考虑到受教育程度对个体就业等方面具有更本质的影响[23](P1153-1189)，为了避免解释变量高度共线导致模型估计结果不稳定等不良后果，本研究在模型中只保留受教育年限。由于中国家庭对教育的普遍重视，本研究的模型中还放入反映个体是否有就读高中及以下的子女(不包括孙辈)的虚拟变量。相关变量的含义和描述统计分析结果见表2。

表 2 相关变量的含义和描述统计分析结果

注：(1)X1-X7为个体特征，X8-X9为家庭特征，X10-X11为村庄特征；(2)表内数据为不同迁移意愿下的均值或比例，括号内为标准差。

四、实证结果及分析

本研究估计方法如下：首先估计Ordered Logit模型，然后进行“平行回归”假设检验—Brant检验[17]：在5%的显著性水平下，模型整体的p值为0.00(表3第3列最后一行)，因此拒绝原假设，即模型整体不满足“平行回归”的假设；根据Brant检验得到的每个解释变量的p值可知，模型整体没有通过假设检验的原因，主要是X2、X5、X8、X10和X11这5个变量没有通过“平行回归”假设检验，即这5个变量在不同组对被解释变量的影响存在显著差异。最后在Ordered Logit模型基础上，放松对这5个变量的平行设定，得到广义Ordered Logit模型，模型估计结果如表3所示：

表 3 模型结果及假设检验结果

注：(1)显著性水平*p< .10,**p< .05,***p< .01；(2)表中括号外为回归系数，括号内为标准误；(3)模型的常数项/切断点(cut point)没有报告；第3列最后一行是模型整体显著性检验的p值。

下面对广义ordered Logit模型的结果进行分析：

X2(受教育程度)的系数都显著为正，并且对于不同的迁移意愿，该变量系数的奇异比(odds ratio)都大于1，这说明在其他条件不变的情况下，随着受教育程度的提高，农村居民倾向于迁移到更高级别的城市。但是受教育程度对不同迁移意愿选择的影响并不相同，整体而言，个体受教育水平每增加1年：期望离开农村社区(Y=2、3或4)的发生比(odds)增大23%；期望迁移到县城或地级市(Y=3或4)的发生比(odds)增大27%；期望迁移到地级市(Y=4)的发生比(odds)增大24%。更高级别城市能够提供更多适合较高教育水平劳动力就业的机会，因而受教育水平较高的个体倾向于选择更高级别城市定居。这三个发生比的波动与目前的有关现象一致：部分农村大学生由于缺少大城市(主要是地级市和省会城市)的社会网络和资源，在大城市激烈的竞争中处于不利地位，因此有部分农村大学生退而求其次，选择到县城发展，出现了人才从大城市向二三线城市回流[24](P21-25)。

X5(有无就读高中及以下的子女)的三个系数在不同的迁移意愿下，对应的奇异比都大于1且依次下降，这说明在其他条件保持不变的情况下，有就读高中及以下子女的个体更期望离开农村社区，但是该变量对个体选择更高级别城市定居意愿的影响递减。具体而言，相对于没有正在上学子女的个体，有就读高中及以下子女的个体：期望离开农村社区(Y=2、3或4)的发生比(odds)高出2.60倍；期望迁移到县城或地级市(Y=3或4)的发生比高出1.64倍；期望迁移到地级市(Y=4)的发生比高出1.05倍。20世纪70年代中后期，我国农村中小学的数量达到了峰值，随后由于农村学龄人口减少等原因，地方政府开始撤并农村中小学，截止到2012年，小学减少了85%，初中减少了90%，同时将基础教育向建制镇集中，导致农村社区的基础教育在质和量上都远落后于建制镇，与县城、地级市及省会城市的差距更大[25](P39-44)。因此，为了使子女接受更高质量的基础教育，有就读高中及以下子女的个体迫切期望离开农村社区；但是，这三个奇异比依次下降，表明该变量对个体选择高级别城市定居的影响虽然显著，但是其影响并不随着期望迁移目的地教育水平的提高(这里假定基础教育水平与期望迁移目的地级别正相关)而增加或保持不变。

X8(家庭收入水平)的前两个系数都显著且对应的奇异比都大于1，这说明在其他条件保持不变的情况下，家庭收入水平越高，个体期望迁移到更高级别城市(不含地级市和省会城市)的意愿越强。具体而言，家庭月收入每增加1万元：个体期望离开农村社区(Y=2、3或4)的发生比提高24.61%；个体期望迁移到县城或地级市(Y=3或4)的发生比提高37.71%；另外，虽然个体期望迁移到地级市(Y=4)的发生比提高15.03%，但是该组的系数不显著。这说明家庭收入水平对个体迁移意愿的影响显著，但是对不同迁移意愿的影响存在差异，其中对个体到县城定居的影响最大，这主要是因为县城的公共服务水平虽然与地级市相比相对较弱，但是比建制镇高出很多，而生活成本(主要是购房成本)比地级市低很多，因此县城对农村居民的吸引力相对最大。

X9(家庭规模)的系数显著且对应的奇异比(67.71%)小于1，这说明家庭规模对个体的迁移意愿的影响显著为负，且对不同迁移意愿的影响程度相等。在其他条件保持不变的情况下，家庭人口每增加1个人，个体期望迁移到更高级别城镇发生比下降32.29%。这是因为随着家庭人口的增多，迁移到更高级别城市的成本随之增加，其中包括随人口增加的生活成本和购房成本；另外由于长期施行计划生育政策，家庭结构呈倒金字塔状，较大的家庭规模意味着较大的养老压力，这在一定程度上会抑制个体迁移到城镇的意愿。

X10(村庄到建制镇的距离)的对数的系数在不同迁移意愿之间有差异，在其他条件保持不变的情况下，ln(X10)每增加1个单位，即X10每增加约272米：个体期望离开农村社区(Y=2、3或4)的发生比提高31.00%；个体期望迁移到县城或地级市(Y=3或4)的发生比提高40.49%；个体期望迁移到地级市(Y=3或4)的发生比提高仅为6.18%，但是该系数不显著。

X11(村庄到县城的距离)的对数的系数在不同迁移意愿之间也有差异，在其他条件保持不变的情况下，ln(X11)每增加1个单位，即X11每增加约272米：个体期望离开农村社区(Y=2、3或4)的发生比提高1.34倍；个体期望迁移到县城或地级市(Y=3或4)的发生比提高36.34%，但是影响不显著；个体期望迁移到地级市(Y=3或4)的发生比提高2.90倍。

五、讨论及政策启示

本文基于浙江省湖州市德清县的农户调研数据，采用广义Ordered Logit模型分析户籍制度改革和农村产权制度改革背景下的农村居民迁移意愿及其影响因素。研究结果表明：教育具有双重影响，一方面随着受教育水平的提高，个体迁移到更高级别城市的意愿变强，这将进一步加剧城乡之间、小城镇和大城市之间人才存量的差距，导致乡村与中小城市和大城市之间发展水平差距继续扩大；另一方面，对下一代教育的重视也是个体离开农村社区的重要因素，考虑到城乡之间基础教育的公共服务均等化程度的差异，农村居民为了下一代子女受到更好的教育，倾向于到建制镇或县城定居。此外，个人的迁移意愿在很大程度上还受到家庭的影响，家庭收入水平对个体期望迁移到建制镇和县城的影响显著为正，而对个体期望迁移到地级市的影响不显著，个体的收入占家庭收入比例的影响也不显著，这意味着受到收入水平相对较低和高昂房价的制约，农村家庭对个体迁移到地级市的支持能力普遍不足。另外，空间距离的影响表明，距离建制镇和县城较远的村庄是今后城镇化中人口的主要来源。虽然通过提高农村公共服务水平实现城乡公共服务均等化是解决问题的一个途径，但是由于农村覆盖范围广、人口分散，提高农村社区的公共服务的种类和数量需要大量投资，无论是目前还是今后政府财政都无法负担，因此只有通过农村人口逐步向城镇转移才是消除城乡差距的根本途径。根据以上分析，本文提出以下对策建议：

地方政府应有序推进新型城镇化建设：在稳步提高较大规模、较高级别城市规模的同时，尤其注重增加县城的公共服务投入，缩小县城与地级市及省会城市公共服务均等化程度，扩大县城的规模和容纳能力，同时结合实际情况，集中资源重点建设特色镇。政府应通过整体规划布局，将有关劳动密集型产业逐渐向县城转移，同时不断增加县城的公共基础设施投入，尤其是增加经济适用房和廉租房供给，不仅可以有效缓解地级市和省会城市规模过大导致的问题，还可以通过增加就业形成对农村居民较强的吸引和集聚。此外，考虑到建制镇数量众多且过于分散，无法都形成较强的集聚效应(本研究调研的7个乡镇中愿意离开农村社区的人群中仅有32.08%期望到所在建制镇定居)，因此应避免所有建制镇均等化建设，否则只能都是低层次发展、低效率建设。重点以特色镇建设为契机推进中心镇、重点镇建设，以推动特色产业发展为重要手段，不以单纯发展产业为目的，通过增加就业岗位增强吸引力，重点是对附近村庄人口的吸引和集聚；在配套公共服务设施建设中，尤其重视基础教育建设。

以进一步深入推进农村产权制度改革为前提，在更大范围内推进户籍制度改革。今后应进一步推进农村产权制度改革，赋予农村居民完整的产权，逐步放开交易范围的限制，在此基础上逐步扩大户籍制度改革的范围，赋予农村居民在更大范围自由流动的权利。今后的改革应逐步放开对农村资产交易范围和交易对象的限制，充分发挥市场发现价格的作用，不仅有利于提高农村资产的使用效率，还能够为农村居民到城镇定居提供必要的资金支持。在充分保证农村居民农村资产权益的基础上，逐步扩大户籍制度改革的范围，赋予劳动力在更大范围自由流动的权利，从而有利于劳动力生产要素进一步优化配置，从长远看有利于整个经济体持续健康发展。

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[责任编辑杨 敏]

StudyoftheMigrationWillofRuralResidentsundertheReformofHouseholdRegistrationSystem——An Ordered Logit Model Analysis

ZHOU Ke1, SUN Xiaolong2, CAI Yingping1

(1.Institute of Rural Development, Huzhou University, Huzhou 313000, China; 2. College of Economics and Management, China Agricultural University, Beijing 100083, China)

Rural residents acquire the right to migrate freely within a certain spatial range after the reform of household registration system and the reform of rural property rights. Therefore it is necessary to investigate the migration will of rural residents. Based on the investigation from the district which take both the reform of household registration system and the reform of rural property rights, the migration will of rural residents were divided into countryside, township, city, and ordered Logit model was adopted to analysis the influencing factors. The result show that the impacts of education level, the demand for children’s education, income of household, scale of household, the distance between village and township and the distance between village and county are significant. At last some suggestions were proposed: the development of large, medium and small cities should be in order; taking further reform of rural property rights before taking the reform of household registration system within a larger spatial scale.

reform of household registration system; reform of rural property rights; migration will；ordered logit model

2017-05-10

2016年度国家社科基金特别委托项目“全国生态文明先行示范区建设理论与实践研究：以湖州市为例”(16@ZH005)；湖州市农发基金“湖州市农村综合产权制度改革研究”(SNF2014-04)。

周克，讲师，博士,从事农村社会治理研究。

F323.6

A

1009-1734(2017)09-0043-09