論城鎮(zhèn)化因素對我國地區(qū)人口遷移選擇性的影響論文
一、研究背景
遷移者的個(gè)體特征會對遷移的決策行為產(chǎn)生重大影響。然而，由于遷移涉及遷移者在至少兩個(gè)時(shí)點(diǎn)和兩個(gè)地點(diǎn)上的變動，使得遷移研究變得更為復(fù)雜。因?yàn)檠芯繉ο蟮牟糠痔卣鳎挲g、婚姻狀態(tài)等）會隨著時(shí)間的變化而發(fā)生改變，忽略這種時(shí)變性因素容易在方法論上出現(xiàn)謬誤，從而影響研究結(jié)果的可靠性。國內(nèi)學(xué)者對此已有關(guān)注，一些文獻(xiàn)也指出應(yīng)當(dāng)注意時(shí)變性變量對研究結(jié)果的影響。例如，段成榮(2000)指出，在國內(nèi)研究遷移決定因素的文獻(xiàn)中，在方法論上有一個(gè)共同的特點(diǎn)，就是用調(diào)查時(shí)點(diǎn)上的個(gè)人特征來研究人口遷移行為。他認(rèn)為，這種處理忽略了時(shí)變性變量帶來的“同時(shí)性偏差”，有時(shí)會導(dǎo)致變量之間的虛假關(guān)系。而正確處理同時(shí)性偏差，將有助于消除這種虛假關(guān)系，同時(shí)還能夠增強(qiáng)統(tǒng)計(jì)模型的解釋力度。
從國內(nèi)研究來說，忽略時(shí)變性因素的主要原因是中國研究資料多為截面數(shù)據(jù)，較少有調(diào)查對遷移者進(jìn)行連續(xù)的長期追蹤，從而忽略時(shí)變性因素是一種不得已的選擇。盡管如此，筆者認(rèn)為，在數(shù)據(jù)資料具備消除時(shí)變性特征影響的結(jié)構(gòu)時(shí)，應(yīng)當(dāng)進(jìn)行有關(guān)的數(shù)據(jù)處理，以充分反映遷移發(fā)生時(shí)被調(diào)查對象的真實(shí)特性。目前來看，1987年全國人口調(diào)查、1988年全國生育節(jié)育抽樣調(diào)查和2000年全國人口普查（簡稱“五普”數(shù)據(jù)）中的遷移數(shù)據(jù)就具有這樣的結(jié)構(gòu)，能夠反映出被調(diào)查者發(fā)生遷移的時(shí)點(diǎn)和時(shí)變性特征。
本文利用“五普”數(shù)據(jù)，通過數(shù)據(jù)處理與模型分析結(jié)果的比較，希望明確遷移選擇性與時(shí)變性因素之間的關(guān)系，以及挖掘更深層次的信息。
二、資料來源
本文利用“五普”0.95‰的微觀數(shù)據(jù)來進(jìn)行分析，其中蘊(yùn)涵了本研究所需要的必要信息。由于“五普”0.95‰的樣本量非常大，為此筆者對其進(jìn)行了10%的隨機(jī)抽樣，得到初步的樣本量為118 324個(gè)。為了討論的方便，在本研究中將主要對1998～2000年間15歲及以上人口發(fā)生的省際遷移行為進(jìn)行分析，對在1998年前發(fā)生的跨省遷移行為將不視為遷移。同時(shí)，本文將只關(guān)注影響跨省遷移決策的4種個(gè)人因素，即年齡、性別、婚姻和教育水平，其中只有性別是非時(shí)變性變量，并在樣本中進(jìn)一步剔除了年齡在15歲以下的人口，最終用于分析的樣本量為90 686個(gè)。
三、遷移數(shù)據(jù)中時(shí)變性因素的處理方法
根據(jù)筆者所了解的情況，處理截面遷移數(shù)據(jù)的方法有多種，下面主要就3種方法進(jìn)行探討。第一種方法可以稱為調(diào)查時(shí)點(diǎn)法。這是國內(nèi)遷移研究文獻(xiàn)中使用較多的辦法，即按被調(diào)查者在調(diào)查時(shí)點(diǎn)的信息來確定變量的值。第二種方法可以稱為局部倒推法，僅僅將發(fā)生遷移行為的人還原到遷移發(fā)生時(shí)的狀態(tài)，利用調(diào)查數(shù)據(jù)中的有關(guān)信息來倒推遷移者在遷移發(fā)生時(shí)的屬性。這樣能夠準(zhǔn)確地把握遷移者在做出遷移決策時(shí)的人口經(jīng)濟(jì)特征。段成榮(2000)采用了這種方法。第三種方法可以稱為全面倒推法。這是由Ma等(1997)提出來的人年分解方法①。這種方法與段成榮所用方法的主要區(qū)別是：(1)全面倒推法不僅將遷移者隨時(shí)間而改變的人口經(jīng)濟(jì)特征恢復(fù)到遷移時(shí)點(diǎn)，還將未遷移者隨時(shí)間而改變的人口經(jīng)濟(jì)特征倒推到遷移發(fā)生年之初。(2)人年分解方法以年為分割界面，將每個(gè)人的信息分年倒推到每年初的狀態(tài)，從而使每個(gè)觀測值在每個(gè)研究年份形成一套新的截面數(shù)據(jù)資料，樣本量以研究年數(shù)為基數(shù)增加，形成一套合成的人口數(shù)據(jù)。郭志剛(1999)在分析省際遷移的離散時(shí)間風(fēng)險(xiǎn)模型實(shí)例中也提到了類似的人年數(shù)據(jù)組處理方法，但他的方法對數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的要求與“五普”資料不完全相同。
下面以兩個(gè)具體的觀察值為例，更直觀地展示3種數(shù)據(jù)處理方法。
例1：調(diào)查對象A，在調(diào)查時(shí)點(diǎn)上的信息是：年齡為30歲，男性，1999年結(jié)婚，1998年時(shí)發(fā)生了省際遷移，教育水平為研究生畢業(yè)，數(shù)據(jù)處理結(jié)果如表1所示。
例2：調(diào)查對象B，調(diào)查時(shí)點(diǎn)上的信息是：年齡為18歲，男性，未婚，1999年時(shí)發(fā)生了省際遷移，教育水平為高中畢業(yè)，處理結(jié)果如表2所示。
從上述例子可以看出，調(diào)查時(shí)點(diǎn)法的不當(dāng)之處在于忽略了變量屬性隨時(shí)間的改變，局部倒推法對這一缺點(diǎn)進(jìn)行了局部的修正，同時(shí)作出一個(gè)隱含的假定，即研究的時(shí)間范圍不是以單獨(dú)一年界定的。該方法考察的是多年內(nèi)的遷移行為，但設(shè)定的參照群體卻是調(diào)查時(shí)點(diǎn)上未遷移的人群。全面倒推法進(jìn)一步將遷移考察的時(shí)間限定在單獨(dú)一年內(nèi)，考察的是一年內(nèi)具有遷移風(fēng)險(xiǎn)的人群。當(dāng)把連續(xù)多年的數(shù)據(jù)放到一起時(shí)，則是一個(gè)多年加權(quán)平均的遷移風(fēng)險(xiǎn)研究。因此，前兩種方法中樣本量不變，全面倒推法下樣本量會隨著研究年份的增加而倍增。
四、變量的描述性分析
（一）對分析變量的說明
因變量是省際遷移：在研究范圍內(nèi)發(fā)生省際遷移為1，未發(fā)生為0。年齡：分為15～19歲、20～24歲、25～29歲、30～34歲、35～39歲、40～44歲、45歲及以上。45歲及以上為參照組。性別：女性為1，男性為0。受教育年限：按連續(xù)變量處理，設(shè)定文盲為0年，半文盲為1年，小學(xué)畢業(yè)為6年，初中畢業(yè)為9年，高中畢業(yè)為12年，中專畢業(yè)為13年，大專畢業(yè)為15年，大學(xué)畢業(yè)為16年，研究生畢業(yè)為19年。當(dāng)然，各種受教育程度還存在著畢業(yè)與在校、輟學(xué)等狀態(tài)的`區(qū)分，為了簡化，本文不再細(xì)分。婚姻狀態(tài)：未婚為1，曾婚為0。曾婚指有過婚姻經(jīng)歷的人，與未婚者對應(yīng)。
�。ǘ┟枋鲂苑治雠c方法比較
在前面設(shè)定的方法下，得到了所要研究對象在年齡、性別、受教育年限、婚姻狀態(tài)方面的描述性結(jié)果（見表3）�？梢钥吹�，樣本量方面調(diào)查時(shí)點(diǎn)法和局部倒推法相同，全面倒推法是前兩種方法的3倍，但3種方法下遷移者的數(shù)量沒有變化。
1.年齡②。年齡是影響遷移決策的重要時(shí)變性變量。調(diào)查時(shí)點(diǎn)法下，對包括遷移者和非遷移者的樣本全體而言，人口的平均年齡為39.67歲。而局部倒推法由于將遷移者的年齡倒推回到遷移發(fā)生年年初時(shí)的年齡，其平均年齡下降到39.65歲。對遷移者的平均年齡來說，這兩種方法得到的遷移者平均年齡也不一致，局部倒推法下平均年齡為26.77歲，略低于調(diào)查時(shí)點(diǎn)法的27.51歲，更是遠(yuǎn)低于整個(gè)分析樣本的平均年齡39.67歲，差值為12.9歲。這印證了遷移的年齡選擇性，而且局部倒推法處理后遷移人口的年齡進(jìn)一步下降了。在全面倒推法下，得到樣本的平均年齡為38.67歲。這與局部倒推法的結(jié)果一致，說明我們的數(shù)據(jù)處理是正確的。比較分析表明說明兩點(diǎn)：(1)遷移人口具有明顯的年齡選擇性，年輕人更容易遷移，(2)但全面倒推法能更準(zhǔn)確地把握年齡與遷移行為之間的關(guān)系。
2.性別。性別是唯一不隨時(shí)間改變的變量，3種處理方法下結(jié)果一致。數(shù)據(jù)表明，樣本中男女比例基本一致，但遷移者中女性的比例要低近4個(gè)百分點(diǎn)�？梢�，女性的遷移風(fēng)險(xiǎn)總體上要略低于男性，即遷移的性別選擇偏向于男性。
3.受教育年限。3種方法下，樣本全體的平均受教育年限分別為7.829年、7.827年和7.794年，遷移者的平均受教育年限則分別為9.216年、9.146年和9.146年，數(shù)值依次降低或不變。局部倒推法使全體樣本、遷移者的受教育年限降低了，與遷移實(shí)際發(fā)生時(shí)的真實(shí)受教育水平更加貼近。全面倒推法樣本的平均受教育年限被“攤薄”，全體樣本的均值下降，遷移者的均值下降（這與局部倒推法相同）。
4.婚姻狀態(tài)。在3種方法下，樣本全體的未婚比例略有不同，分別為20.38%、20.43%、21.65%，遷移者的未婚比例也呈大幅上升的趨勢，分別為46.78%、48.46%、48.46%。在局部倒推法下，未婚者的比例提高了，因?yàn)橐鸦檎弑坏雇七�原成了未婚。全面倒推法下，樣本中未遷移者的婚姻狀態(tài)也進(jìn)行了逐年的修正，因此，未婚比例要高出前兩種方法很多。數(shù)據(jù)同時(shí)也表明，未婚者更容易發(fā)生遷移行為。
比較分析表明，我們的處理方法識別了時(shí)變性的影響，年齡、教育、婚姻等時(shí)變性因素的均值和方差發(fā)生了明顯變化，忽略這些因素將帶來分析上的風(fēng)險(xiǎn)。
五、時(shí)變性影響的Logistic模型分析與比較
上述分析表明，時(shí)變性變量的均值及均方差隨著時(shí)間而變化。進(jìn)一步還需要確定不同處理方法下變量間關(guān)系是否穩(wěn)定，是否具有統(tǒng)計(jì)上的顯著意義。下面利用Logistic模型的結(jié)果來審視這些問題。Logistic模型是處理二分變量的標(biāo)準(zhǔn)方法，也是遷移研究中的常用工具，表4列出了3種處理方法下Logistic回歸分析的結(jié)果。通過模型設(shè)定選擇了參照組，年齡的參照組為45歲及以上組，性別的參照組為男性，婚姻的參照組為曾婚。
�。ㄒ唬┠Ｐ蛿M合優(yōu)度
首先看一下模型的總體擬合效果。王濟(jì)川、郭志剛(2001)指出，Hosmer和Lemeshow的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)是估價(jià)Logistic回歸模型的擬合優(yōu)度最為廣泛應(yīng)用的指標(biāo)，可以據(jù)此探討模型對數(shù)據(jù)的擬合情況。根據(jù)該檢驗(yàn)，在自由度為8的情況下，調(diào)查時(shí)點(diǎn)法下的卡方值為13.10，P值為0.108，局部倒推法下的卡方值為6.93，P值為0.544，全面倒推法下的卡方值為10.90，P值為0.143，卡方統(tǒng)計(jì)結(jié)果均不顯著。因此，不能拒絕3個(gè)模型對數(shù)據(jù)都擬合得很好的假設(shè)。
如果利用類確定系數(shù)偽R進(jìn)行比較，3個(gè)模型中得到的偽R分別為0.0905、0.0944、0.0674。由此看來，前兩種方法具有更高的解釋力度，局部倒推法較之調(diào)查時(shí)點(diǎn)法提升了模型的解釋能力，而全面倒推法的解釋力度最低③。段成榮(2000)認(rèn)為，考慮了時(shí)變性因素后的模型對遷移風(fēng)險(xiǎn)的類解釋系數(shù)會上升。本研究證實(shí)了他的推斷。
筆者認(rèn)為，模型擬合優(yōu)度考察的是模型對數(shù)據(jù)的擬合能力，并不能對數(shù)據(jù)處理方法的優(yōu)劣進(jìn)行有效的判別。就本研究而言亦是如此，因?yàn)?個(gè)模型各自的樣本量不同；其數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)發(fā)生了變化。在此情況下，從回歸系數(shù)大小的變化及變量影響的統(tǒng)計(jì)顯著性角度來考察分析方法差異對遷移選擇性的影響是可行的選擇。
�。ǘ┗貧w系數(shù)的差異
總體來看，3種處理方法下各變量對遷移選擇性的影響基本一致，盡管變量的回歸系數(shù)beta值差異明顯，而且部分變量的作用在統(tǒng)計(jì)顯著性上發(fā)生了變化，但自變量作用的方向改變。為了分析時(shí)變性的影響，下面分別就回歸系數(shù)的變化和標(biāo)準(zhǔn)誤差的變化進(jìn)行說明（見表4）。
1.年齡。各個(gè)模型均顯示，與45歲及以上人口相比，其他年齡段人口的遷移風(fēng)險(xiǎn)都較高，其中20～24歲組遷移風(fēng)險(xiǎn)最高，25～29歲組（局部倒推法）、15～19歲組（調(diào)查時(shí)點(diǎn)法和全面倒推法）遷移風(fēng)險(xiǎn)次之，然后依次是30～34、35～39、40～44歲組人口。即隨著年齡增加遷移風(fēng)險(xiǎn)先上升，然后達(dá)到峰值，最后遷移風(fēng)險(xiǎn)隨年齡增加而下降。這基本反映了遷移的年齡選擇性模式，與眾多學(xué)者的研究一致。
然而，不同模型中相同年齡組的回歸系數(shù)beta盡管都在1‰的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，但大小明顯不同。與調(diào)查時(shí)點(diǎn)法相比，局部倒推法下所有年齡組的beta偏高，全面倒推法下都偏低。這可能是由于局部倒推法下遷移者的參照組（未遷移者）年齡相對上升，而全面倒推法下遷移者的參照組的年齡平均值下降。
2.性別。性別不是隨時(shí)間而改變的變量，但不同處理方法下性別對遷移的影響有了一定的變化，而且3種情況下與描述性分析中的結(jié)果并不一致。在調(diào)查時(shí)點(diǎn)法下，beta等于-0.0556，Z值為-1.32。這說明女性比男性遷移風(fēng)險(xiǎn)略低，但這種差異在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。在局部倒推法下，beta值下降為-0.0803，Z值為下降為-1.91，女性比男性遷移風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)一步下降，而且接近了5%的統(tǒng)計(jì)顯著水平。在全面倒推法下，beta值和Z值與調(diào)查時(shí)點(diǎn)法基本一致。
3.受教育年限。遷移具有較強(qiáng)的教育選擇性這一點(diǎn)，在調(diào)查時(shí)點(diǎn)法下和全面倒推法下得到了證實(shí)，而且全面倒推法下，隨著受教育年限增加，遷移風(fēng)險(xiǎn)也不斷增加，體現(xiàn)出人口遷移具有較強(qiáng)的教育選擇性。然而，局部倒推法下顯示，盡管受教育年限增加對遷移的影響有著正向的影響，但這種影響力(beta)并不如其他模型中大，并且在統(tǒng)計(jì)上只是接近于5%的顯著水平。
4.婚姻狀態(tài)。調(diào)查時(shí)點(diǎn)法、局部倒推法、全面倒推法一致表明，單身者的遷移風(fēng)險(xiǎn)遠(yuǎn)高于有過婚姻經(jīng)歷的人，而且這種差異在統(tǒng)計(jì)上顯著。但3種方法的beta值有差異，與調(diào)查時(shí)點(diǎn)法(0.3956)相比，局部倒推法(0.2081)大大低估了單身者的遷移風(fēng)險(xiǎn)，全面倒推法(0.3515)估計(jì)值偏低。
可見，不同的處理方法對因變量與自變量間的關(guān)系產(chǎn)生了重大的影響。時(shí)變性因素不僅對時(shí)變性變量本身有影響，而且對非時(shí)變性變量（如性別）在回歸分析中的統(tǒng)計(jì)顯著性和回歸系數(shù)的大小產(chǎn)生影響。
六、結(jié)論與討論
從方法論角度看，遷移研究中的同時(shí)性偏差是值得關(guān)注的重要問題。正如艾爾·巴比(2005)指出，因果關(guān)系成立的基本原則之一就是原因必須先于結(jié)果發(fā)生，忽略變量隨時(shí)間而改變的屬性就不能構(gòu)建正確的因果關(guān)系。本研究對此進(jìn)行了數(shù)據(jù)處理方法和模型模擬的演繹，結(jié)果表明，不同數(shù)據(jù)處理方法使得時(shí)變性因素對遷移選擇性有明顯影響，甚至改變變量作用的方向。從而忽略遷移過程前后個(gè)體的人口經(jīng)濟(jì)特征的變化，將可能導(dǎo)致我們對遷移過程中的年齡、教育、婚姻等時(shí)變性因素的選擇性做出錯(cuò)誤的結(jié)論。因此，對于調(diào)查時(shí)點(diǎn)法，除非數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)不許可，不應(yīng)當(dāng)選擇該方法。局部倒推法本質(zhì)上是將各年的遷移者假想為2000年時(shí)發(fā)生的遷移，假借2000年初時(shí)人群的年齡、婚姻、性別、教育水平等特征為參照對象，在方法上有一定的合理性，但忽略了不同遷移年份間決策背景的差異。全面倒推法將所有被調(diào)查者的人口經(jīng)濟(jì)特征按年倒推回到了每年初時(shí)的狀態(tài)，從而使得以年為基準(zhǔn)的遷移者與參照群體及其特征之間具備了可比性，有著獨(dú)特的優(yōu)點(diǎn)。
如果對全面倒推法下的分年數(shù)據(jù)進(jìn)一步分析，這種優(yōu)點(diǎn)更加明朗。筆者的初步嘗試發(fā)現(xiàn)，當(dāng)僅僅選取2000年為研究年份進(jìn)行分析時(shí)，教育對遷移風(fēng)險(xiǎn)的影響不顯著，而以1999年和1998年為研究年份進(jìn)行分析時(shí)，則不存在這種情況。事實(shí)上，這從數(shù)據(jù)構(gòu)成本身和中國遷移的特點(diǎn)可以得到解釋。“五普”統(tǒng)計(jì)時(shí)點(diǎn)截止到當(dāng)年11月1日零時(shí)，距離中國傳統(tǒng)節(jié)日春節(jié)還比較遠(yuǎn)。當(dāng)以2000年為研究年份時(shí)，大量的外出務(wù)工者還沒有返回老家。這些務(wù)工者大部分是農(nóng)村人，他們平均受教育程度較低是一個(gè)不爭的事實(shí)，因此2000年的截面數(shù)據(jù)出現(xiàn)遷移的教育選擇性不顯著是可以理解的。而在普查數(shù)據(jù)中保留下來的1999和1998年中遷移人口，與未遷移人口比，很可能有著較高的平均受教育水平。因此，全面倒推法能夠發(fā)現(xiàn)教育選擇性的中國特色，厘清選擇性與時(shí)變性之間的辯證關(guān)系，有助于發(fā)現(xiàn)更有價(jià)值的信息。
但對于全面倒推法的應(yīng)用需要進(jìn)行更深入的思考。例如，能否將人年分解法下3年的數(shù)據(jù)合并用于描述性分析和回歸分析。因?yàn)檫@種合并處理需要警惕3個(gè)統(tǒng)計(jì)事實(shí)：
(1)合并之后觀察值在跨年間存在著序列相關(guān)；
(2)合并后的樣本存在著參照組混同的問題，這相當(dāng)于一個(gè)面板數(shù)據(jù)；
(3)合并后的數(shù)據(jù)使得樣本量成倍增加。這三點(diǎn)對統(tǒng)計(jì)方法應(yīng)用和統(tǒng)計(jì)結(jié)果的可信性提出了挑戰(zhàn)。究竟影響如何，有待于進(jìn)一步探討。
注釋：
�、龠@一方法曾在筆者的碩士論文(Tang，2005)和唐家龍、馬忠東(2007)的文章中使用過，這里主要從方法論的角度進(jìn)行的闡釋與思考。
�、谠诰植康雇坪腿娴雇浦�，沒有將年齡低于15歲的觀測值剔除，主要是為了便于說明數(shù)據(jù)處理方法的可靠性。同樣，后面的統(tǒng)計(jì)模型中也保留了那些年齡小于15歲的觀測值。
③DeMaris(1992)認(rèn)為，Logistic回歸中采用的是似然比方法，不應(yīng)該將偽R作為被解釋的比例R。
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