陳心之，劉小珉

(1.中國社會科學(xué)院研究生院，北京102488;2.中國社會科學(xué)院民族學(xué)與人類學(xué)研究所，北京100081)

改革開放以來，中國城鄉(xiāng)勞動力流動加劇，尤其是農(nóng)村勞動力到城市經(jīng)商、務(wù)工，已成為勢不可擋的歷史潮流。伴隨著數(shù)量龐大的農(nóng)村人口流動到城鎮(zhèn)，中國的城鎮(zhèn)化發(fā)展迅速，2011 年中國城鎮(zhèn)化率達(dá)51.27%，首次超過50%，標(biāo)志著中國發(fā)展進(jìn)入了一個新的成長階段，城市化成為繼工業(yè)化之后推動經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的新引擎［1］。西部民族地區(qū)是中國欠發(fā)達(dá)地區(qū)，相對于全國，民族地區(qū)不僅經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平落后，城鎮(zhèn)化進(jìn)程也滯后。進(jìn)入新的成長階段，民族地區(qū)要趕超全國，必須加速城鎮(zhèn)化。因此，如何通過政府部門的社會整合，以及流動人口的自我調(diào)適和流入地居民的認(rèn)可，順利促進(jìn)西部民族地區(qū)的城鎮(zhèn)化，以此帶動西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會的可持續(xù)發(fā)展，應(yīng)成為學(xué)術(shù)界及政府部門的重要關(guān)切點。

本文所關(guān)注的重點是，在經(jīng)濟(jì)社會欠發(fā)達(dá)的西部民族地區(qū)，當(dāng)?shù)鼐用駥ν鈦砣藛T持什么態(tài)度，以及影響這些態(tài)度的主要因素是什么，并借此防止可能發(fā)生的“社會裂隙”［2］。

一、研究問題與假設(shè)

目前，當(dāng)?shù)鼐用駥ν鈦韯趧恿θ后w的態(tài)度、評價的研究，主要聚焦于城市居民對外來農(nóng)民工的態(tài)度、評價。研究大體有兩類:一類是有關(guān)流入地城市居民對外來農(nóng)民工態(tài)度的描述，另一類則是有關(guān)流入地城市居民對外來農(nóng)民工態(tài)度影響因素的分析。

第一，有關(guān)流入地城市居民對外來農(nóng)民工的態(tài)度研究大多是從社會認(rèn)同、社會距離等理論視角來研究的。結(jié)論是，城市居民對農(nóng)民工的態(tài)度是矛盾的，一方面，城市居民在一定程度上主動或被動接納農(nóng)民工，認(rèn)可他們在城市的存在;另一方面，城市居民對農(nóng)民工總體呈負(fù)面態(tài)度。

盧國顯通過對北京市海淀區(qū)的212 位居民的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，大部分市民對農(nóng)民工持排斤態(tài)度，雙方交往具有非對稱性。農(nóng)民工與市民的社會距離屬于遠(yuǎn)距離等級的泛泛之交，雙方交往機(jī)會很少，主觀距離比較大［3］。劉林平調(diào)查了居住在廣州市老城區(qū)的約500 位市民，結(jié)果發(fā)現(xiàn)市民對農(nóng)民工的評價總體“一般”偏下［4］。張雪筠通過向621名天津市區(qū)戶籍常住人口的問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，市民與農(nóng)民工之間存在明顯的心理疏離與情感距離，市民對農(nóng)民工是“群體性排斥與部分的接納”［5］。葉俊燾、蔣劍勇、錢文榮通過對杭州市389 名成年市區(qū)戶籍居民的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，46.1%的杭州居民對農(nóng)民工群體持正面態(tài)度，18.8%的杭州居民持完全負(fù)面態(tài)度，其余則介于兩者之間，杭州居民對農(nóng)民工的總體印象是負(fù)面的［6］。唐有財、符平對2005 年全國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析。分析發(fā)現(xiàn)，城市居民和外來人口保持著較遠(yuǎn)的社會距離，但在不同社會關(guān)系和社會交往上存在差異。大多數(shù)城市居民都愿意和外來人口保持一般性的社會關(guān)系，但是當(dāng)涉及家庭或親緣型的社會關(guān)系，這一比重就迅速降低［7］。

第二，有關(guān)流入地城市居民對外來農(nóng)民工態(tài)度影響因素的分析，結(jié)論是城市居民對外來農(nóng)民工的態(tài)度在居民個體經(jīng)濟(jì)社會特征方面存在差異，也與居民所在城市的經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境相關(guān)。

張雪筠的研究發(fā)現(xiàn)，個體特征對市民與農(nóng)民工之間的關(guān)系存在一定的影響。相對收入低的市民，收入高的市民更同情農(nóng)民工，對農(nóng)民工的接納和包容程度高，排斥和偏見較少;相對職業(yè)身份低的市民，職業(yè)身份高的市民對農(nóng)民工的排斥和偏見更少，更愿意接納他們;處于上層的市民對農(nóng)民工的偏見與排斥較?。?］。王嘉順基于2005 年全國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建了區(qū)域差異背景下的城市居民是否愿意外來人口遷入的多層線性模型。他發(fā)現(xiàn)，市民個體的社會經(jīng)濟(jì)特征和城市的制度環(huán)境對他們的態(tài)度有顯著影響。那些生活在戶籍人口數(shù)量較多城市、住房保障度高、主觀社會經(jīng)濟(jì)地位層次較低、年齡較大的女性市民更不愿意外來人口遷入。另外，那些公共產(chǎn)品供給壓力較大、公共產(chǎn)品服務(wù)水平較高的城市的市民更不同意外來人口遷入［8］。唐有財、符平以社會認(rèn)同視角實證研究了城市居民對外來人口的態(tài)度。結(jié)論是，越是處于城市上層的居民，對外來人口越親和、寬容，兩者之間的主觀社會距離越顯接近;越是城市下層的居民，反而越表現(xiàn)出排斥傾向，兩者的主觀社會距離也越顯疏遠(yuǎn)。他們將這種現(xiàn)象歸納為“同類相斥”悖論，即，同質(zhì)性程度越高、越是屬于或接近于同一階層地位的不同社會人群，他們之間就越呈現(xiàn)出疏遠(yuǎn)和排斥傾向［7］。

梳理上述文獻(xiàn)，本文認(rèn)為這些研究存在一些不足:一是缺乏對西部民族地區(qū)，尤其是西部民族地區(qū)縣域的研究;二是鮮有對當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)戶口居民對外來者的態(tài)度、評價研究。為了彌補(bǔ)這些不足，本文所關(guān)注的重點是，西部民族地區(qū)被調(diào)查縣(市、旗)當(dāng)?shù)鼐用駥ν鈦砣藛T的態(tài)度。①本文所指“當(dāng)?shù)鼐用瘛笔侵笓碛斜究h城鎮(zhèn)、農(nóng)業(yè)戶口的居民。“外來人員”指居住在本縣，戶口在縣外，離開戶口登記地半年以上的外來人口?；谝陨虾喴奈墨I(xiàn)梳理，本文提出如下假設(shè)。

假設(shè)1:本文研究的西部民族地區(qū)的當(dāng)?shù)鼐用駥ν鈦砣藛T的態(tài)度存在差異，相對于農(nóng)業(yè)戶口、女性、受教育程度較低、年齡較大、收入水平較低者，非農(nóng)業(yè)戶口、男性、受教育程度較高、年輕、收入水平較高的被調(diào)查居民對外來人員的態(tài)度越傾向正面。根據(jù)經(jīng)濟(jì)自利理論［9］，感知外來人員會與自己競爭工作機(jī)會和資源的當(dāng)?shù)鼐用駮鼉A向于持有負(fù)面的態(tài)度［6］。一般而言，相對于非農(nóng)業(yè)戶口、男性、受教育程度較高、年輕、收入水平較高的被調(diào)查居民，農(nóng)業(yè)戶口、女性、受教育程度較低、年齡較大、收入水平較低的被調(diào)查居民主要在低技能工作領(lǐng)域就業(yè)，由于外來人員與本地人口就業(yè)替代與競爭主要是在低技能工作領(lǐng)域［10］，因此，這部分被調(diào)查居民對有可能要來爭奪資源和就業(yè)機(jī)會的外來者會持比較消極的態(tài)度。

假設(shè)2:相對于少數(shù)民族，漢族被調(diào)查居民對外來人員的態(tài)度更積極?？紤]到我們研究的對象是西部民族地區(qū)各族當(dāng)?shù)鼐用瘢?dāng)?shù)鼐用駥ν鈦砣藛T態(tài)度的民族差異，值得關(guān)注。一方面，研究表明西部民族地區(qū)漢族和少數(shù)民族之間的收入存在差距，少數(shù)民族收入低于漢族收入［11］。上述文獻(xiàn)表明，收入水平對外來農(nóng)民工的態(tài)度有顯著的影響。另一方面，各少數(shù)民族擁有不同的語言、民族文化、習(xí)俗及價值觀、生活觀，他們對外來人員在短時間內(nèi)達(dá)到認(rèn)同，在客觀上存在難度。

假設(shè)3:相對于非中共黨員、共青團(tuán)員的被調(diào)查者，中共黨員和共青團(tuán)員被調(diào)查者對外來人員的態(tài)度更正面。一方面，中共黨員和共青團(tuán)員被調(diào)查者的社會資本相對更有優(yōu)勢;另一方面，當(dāng)前，國家對人口流動越來越寬容，并且不斷出臺相關(guān)政策對流動人口尤其是農(nóng)村流動人口提供各種支持。眾所周知，原則上，支持黨和國家的政策是中共黨員、共青團(tuán)員的一種責(zé)任，他們中的被調(diào)查者對外來人員的態(tài)度更正面，應(yīng)當(dāng)是可以預(yù)期的。

假設(shè)4:資源積聚力越強(qiáng)的縣(市、旗)，外來人員會越多，但其居民對外來人員的態(tài)度會越負(fù)面。根據(jù)美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家保羅·克魯格曼提出的空間經(jīng)濟(jì)學(xué)，區(qū)域間發(fā)展不平衡會產(chǎn)生一種資源的集聚效應(yīng)，各種資源(包括人口資源)會向資源積聚力強(qiáng)的地方(即經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的城市和地區(qū))積聚，進(jìn)而導(dǎo)致更多資源在發(fā)達(dá)地區(qū)積聚，其結(jié)果便是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域愈發(fā)的發(fā)達(dá)［12］。據(jù)國家統(tǒng)計局《2013 年全國農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》，2013 年全國農(nóng)民工總量26 894 萬人，其中，外出農(nóng)民工16 610萬人。東部地區(qū)外出農(nóng)民工以省內(nèi)流動為主，中西部地區(qū)外出農(nóng)民工以跨省流動為主，且西部地區(qū)跨省流出農(nóng)民工的82.7%流向東部地區(qū)，即外出勞動力主要流向東部地區(qū)。上述文獻(xiàn)中研究的基本都是東部地區(qū)城市居民對外來勞動力的態(tài)度，可以說，資源積聚力強(qiáng)、經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)接納了相當(dāng)規(guī)模的外來勞動力，但當(dāng)?shù)鼐用駥ν鈦韯趧恿傮w呈負(fù)面態(tài)度。

在西部大開發(fā)政策的實施過程中，各民族地區(qū)都以自身擁有的優(yōu)勢資源作為基礎(chǔ)，大力發(fā)展優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，以尋求跨越式發(fā)展。對于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的民族地區(qū)而言，如果本地的資源積聚力弱，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，本地非農(nóng)就業(yè)機(jī)會就會很少，那么本地的剩余勞動力可能更傾向于到距離更遠(yuǎn)的地方尋求就業(yè)機(jī)會，如貴州剩余勞動力主要流向東南沿海等發(fā)達(dá)省市，農(nóng)村剩余勞動力在省內(nèi)就業(yè)的比例很小［13］，因此本地城鄉(xiāng)居民有親屬外出經(jīng)商務(wù)工的概率就會更大，按照心理學(xué)上的“同理心”［14］，他們對外來勞動力的態(tài)度可能會更加正面。相反，如果本地資源積聚力強(qiáng)，就業(yè)機(jī)會相對較多，那么勞動力對本地就業(yè)市場的依賴就更大，他們會將本地資源和本地戶籍視作一種比較優(yōu)勢，而將外來勞動力視作資源和機(jī)會的競爭者，對外來勞動力持較為消極的態(tài)度。因為一個地區(qū)的資源積聚力強(qiáng)，意味著其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較高，本文用縣人均GDP 代表該縣的資源集聚力。

二、數(shù)據(jù)分析結(jié)果

本文所使用的微觀數(shù)據(jù)，來自中國社會科學(xué)院民族學(xué)與人類學(xué)研究所的國家社會科學(xué)基金特別委托項目《21 世紀(jì)初中國少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展綜合調(diào)查》，該項目2013 年設(shè)立了16 個子項目，分別對內(nèi)蒙古的伊金霍洛旗、鄂溫克族自治旗，青?；ブ磷遄灾慰h，甘肅肅南裕固族自治縣，云南的麗江市、滄源佤族自治縣、大理市、盈江縣，新疆的喀什市、塔什庫爾干塔吉克自治縣、墨玉縣和和布克賽爾蒙古自治縣，貴州的鎮(zhèn)寧布依族苗族自治縣、凱里市、臺江縣、三都水族自治縣等16 個縣(市、旗)進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展綜合調(diào)研。同時，項目組對這16 個縣(市、旗)的城鎮(zhèn)、農(nóng)村家庭及所對應(yīng)的社區(qū)進(jìn)行了問卷抽樣調(diào)查，每個縣(市、旗)的家庭樣本是400 戶左右，16 個縣(市、旗)的家庭總樣本是6 535 戶。調(diào)查樣本系采用城鄉(xiāng)分層隨機(jī)抽樣方法取得。

1.當(dāng)?shù)爻青l(xiāng)居民對外來流入人員態(tài)度的描述性分析

第一，不同省區(qū)城鄉(xiāng)居民對外來流入人員的態(tài)度。被調(diào)查各省本地住戶對外來流入人員的態(tài)度如表1 所示。統(tǒng)計分析結(jié)果顯示，在內(nèi)蒙古、青海、甘肅、云南、新疆、貴州6 個民族省區(qū)(以下簡稱“民族六省區(qū)”)，被調(diào)查的本地住戶對外來流入人員的態(tài)度非常正面:78.76%的被訪者對外來流入人員持比較歡迎或非常歡迎的態(tài)度，11.1%的持不歡迎或非常不歡迎的態(tài)度，還有10.14%的被訪者的回應(yīng)是“視情況而定”或“無所謂”。

由表1 還可以看出，不同省區(qū)城鄉(xiāng)居民對外來流入人員的歡迎程度有顯著差異。其中，對外來流入人員態(tài)度持“比較歡迎”或“非常歡迎”的比例最低的被調(diào)查者來自內(nèi)蒙古，他們當(dāng)中只有50.73%的人持有這種態(tài)度，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于78.76%的總體平均水平;而且，內(nèi)蒙古被訪者中持“不歡迎”或“非常不歡迎”態(tài)度的比例達(dá)到31.27%，為其他各省區(qū)被訪者中該比例的2 ～10 倍。甘肅被調(diào)查者中對外來流入人員態(tài)度持“比較歡迎”或“非常歡迎”的比例為53.28%，略高于內(nèi)蒙古被調(diào)查者中的相應(yīng)比例。對外來流入人員態(tài)度持“比較歡迎”或“非常歡迎”的比例最高的省區(qū)是貴州(93.1%)，而且，貴州被訪者對外來流入人員的態(tài)度持“非常不歡迎”的比例為0。很顯然，內(nèi)蒙古、甘肅的被訪人員與貴州的被訪人員對外來流入人員的態(tài)度差異，與被調(diào)查地區(qū)自然資源條件的大相徑庭及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異是相關(guān)的。青海、云南、新疆三省區(qū)被調(diào)查城鄉(xiāng)居民對外來流入人員的態(tài)度則介于內(nèi)蒙古和貴州之間。

第二，不同戶籍、性別居民對外來流入人員的態(tài)度。本地住戶對外來流入人員的態(tài)度在戶籍、性別上的差異顯著，如表2 所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，分戶籍看，非農(nóng)戶口本地居民持“非常歡迎”態(tài)度的比例比農(nóng)業(yè)戶口的更高(高5 個百分點)，其歡迎態(tài)度更鮮明。農(nóng)業(yè)戶口本地居民對外來流入人員持“不歡迎”和“非常不歡迎”的負(fù)面態(tài)度的比例比非農(nóng)業(yè)戶口的高(高4.4 個百分點)。分性別看，男性本地居民持“非常歡迎”態(tài)度的比例比女性更高(高3 個百分點)，其歡迎態(tài)度更鮮明。對外來流入人員持“不歡迎”和“非常不歡迎”的負(fù)面 態(tài)度的性別差異不大。

表1 被調(diào)查各省本地住戶對外來流入人員態(tài)度 單位:%

表2 不同戶籍、性別居民對外來流入人員態(tài)度分布 單位:%

表3 不同民族、政治面貌居民對外來流入人員態(tài)度分布 單位:%

第三，不同民族、政治面貌居民對外來流入人員的態(tài)度。被調(diào)查者對外來流入人員的態(tài)度具有民族、政治面貌差異，如表3 所示。分民族看，少數(shù)民族被調(diào)查者對外來流入人員中持“不歡迎”和“非常不歡迎”的負(fù)面態(tài)度的比例比漢族中的高(高2.8 個百分點)，其不歡迎態(tài)度較為明顯。對外來流入人員持“非常歡迎”和“比較歡迎”的正面態(tài)度的民族差異不大。分政治面貌看，中共黨員、團(tuán)員被調(diào)查者中持“非常歡迎”及“比較歡迎”態(tài)度的比例比非中共黨員、團(tuán)員中的相應(yīng)比例高3.65 個百分點，持“不歡迎”與“非常不歡迎”態(tài)度的比例比非中共黨員、團(tuán)員中的相應(yīng)比例低1.64 個百分點。概言之，相對于少數(shù)民族、非中共黨員、團(tuán)員，漢族、中共黨員、團(tuán)員居民對外來流入人員的態(tài)度更正面。

第四，不同受教育程度居民對外來流入人員的態(tài)度。從表4 可以看出，大專及以上受教育程度的被調(diào)查者對外來流入人員持“非常歡迎”的態(tài)度的比例是最高的。但同時，對外來流入人員持“不歡迎”和“非常不歡迎”的負(fù)面態(tài)度比例最高的也是大專及以上受教育程度的本地居民。因此，本地住戶對外來流入人員的態(tài)度在受教育程度方面存在一定差異，但不顯著。

表4 不同受教育程度居民對外來流入人員態(tài)度分布 單位:%

第五，不同年齡被調(diào)查者對外來流入人員的態(tài)度。被調(diào)查者對外來流入人員的態(tài)度具有年齡差異，如表5 所示。可以看出，0 -15 歲和60歲及以上的被調(diào)查者中持“非常歡迎”及“比較歡迎”態(tài)度的比例分別為95. 75%、80. 58%，是所有年齡段居民中比例最高的，相應(yīng)地，其“不歡迎”及“非常不歡迎”的比例是最小的。這說明，年輕的和年齡較老的居民對外來流入人員的歡迎態(tài)度更為明顯。其他年齡段的居民態(tài)度差異不太大。

表5 不同年齡居民對外來流入人員態(tài)度分布 單位:%

2.被調(diào)查者對外來人員持不歡迎態(tài)度的理由

為了搞清楚部分居民為什么對外來人員持不歡迎態(tài)度，我們在問卷中詢問了“如果您持不歡迎態(tài)度，您的理由是什么(請按重要性次序選擇三個)”，并給出了7 個原因選項。我們可以把這7 項原因歸為兩類:一類是“資源、經(jīng)濟(jì)因素”，包括“他們到來后本地人的就業(yè)機(jī)會減少”“他們賺走了當(dāng)?shù)厝说腻X，卻沒有貢獻(xiàn)”“他們破壞了當(dāng)?shù)氐纳瞽h(huán)境”及“他們破壞了當(dāng)?shù)氐馁Y源和自然環(huán)境”;另一類是“社會文化因素”，包括“看不慣他們的行為舉止”“價值觀沖突”及“不知道，就是不歡迎”。問卷中，每個被調(diào)查者都被要求從7 個不歡迎外來勞動力的理由當(dāng)中按重要性次序挑選出三個最重要的不歡迎理由。為了重點考察被調(diào)查者所認(rèn)同的最重要的不歡迎理由，本研究對各個理由進(jìn)行打分，規(guī)則如下:最重要的理由得5 分，較重要理由得3 分，次要理由得1 分。因此，對于任何樣本，某項理由打分的平均值需要超過1，才是較為明確的理由。本地居民不歡迎外來人員的理由的得分情況見表6。

通過分析可知，被調(diào)查居民對外來人員持不歡迎態(tài)度最重要的理由是“擠壓就業(yè)市場”及“破壞自然環(huán)境”，得分分別達(dá)到1.74 和1.55;然后是“破壞生活環(huán)境”“賺走錢卻對當(dāng)?shù)貨]貢獻(xiàn)”“看不慣行為舉止”“價值觀沖突”及“不知道，就是不歡迎”得分分別為1.44、1.40、1.13、0.41、0.31。因此，被調(diào)查地區(qū)居民對外來勞動力不歡迎態(tài)度的主要原因是資源、經(jīng)濟(jì)因素，而不是社會文化因素。

分省區(qū)看，被調(diào)查地區(qū)城鄉(xiāng)居民不歡迎外來人員的原因存在省際差異。內(nèi)蒙古受訪者對于“自然環(huán)境被破壞”和“生活環(huán)境被破壞”非常敏感，得分為1.94 和1.90，可能的原因是被訪地區(qū)草原、礦產(chǎn)等資源條件比較優(yōu)越，這些資源環(huán)境是當(dāng)?shù)鼐用褓囈陨a(chǎn)、生活的基礎(chǔ)，外來人員到當(dāng)?shù)亟?jīng)商、務(wù)工，一定程度上加大了對自然資源的利用或者破壞。而新疆被訪地區(qū)居民對于“看不慣言行舉止”和“就業(yè)市場被擠壓”的敏感度較高，得分為1.56 和2.27，這也與我們的直觀經(jīng)驗相符。

表6 各省不歡迎外來人員理由得分

3.被調(diào)查者對外來人員態(tài)度的綜合分析

參照劉林平等將態(tài)度賦值，并用多元線性回歸模型分析當(dāng)?shù)鼐用駥r(nóng)民工態(tài)度的影響因素的方法［4］，以下，我們也采用對態(tài)度賦值并利用多元線性回歸模型，來測度當(dāng)?shù)刭Y源積聚力以及被訪者家庭經(jīng)濟(jì)條件和人口特征對于當(dāng)?shù)鼐用駥ν鈦砣藛T態(tài)度的影響。

本文的線性回歸模型(R1)如下:

R1:Attitude=a+∑βi·Xi

如果將樣本分為非農(nóng)業(yè)戶口樣本(U)和農(nóng)業(yè)戶口樣本(R)分別進(jìn)行估計，回歸方程為R2和R3:

R2:Attitudeu= a+∑βi·Xi

R3:Attituder=a+∑βi·Xi

在上述模型中，被解釋變量Attitude 為“居民對外來人員的態(tài)度得分”，βi 為回歸系數(shù)，Xi 為自變量，包括戶口、民族、性別、教育、年齡、年齡平方、政治面貌、家庭人均收入的對數(shù)、縣人均GDP的對數(shù)、縣城城鎮(zhèn)化率。

模型的估計結(jié)果如表7 所示。可以發(fā)現(xiàn)，3個回歸模型的線性擬合程度都比較高，并均在1%水平上顯著。從回歸結(jié)果可得出如下發(fā)現(xiàn)。

從總體看，其一，在其他條件給定的情況下，相對于非農(nóng)業(yè)戶口居民，農(nóng)業(yè)戶口居民對外來人員的態(tài)度較負(fù)面，相對于女性，男性居民對外來人員的態(tài)度更積極，且差異具有統(tǒng)計顯著性。這兩個結(jié)果可與表3 的相關(guān)結(jié)果相互印證，并與假設(shè)1 一致。其二，教育程度越高的居民，對外來人員的態(tài)度越正面。這個結(jié)論在方向上與我們的假設(shè)1 相同，但顯著性有差異。也就是說，如果僅以本研究的樣本而言，教育程度越高的居民，對外來人員的態(tài)度越積極，但不具有統(tǒng)計推論性。其三，綜合年齡和年齡平方的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，年齡對于居民態(tài)度傾向的影響不是簡單的線性關(guān)系。也就是說，當(dāng)?shù)鼐用耠S著年齡的增長對外來人員的態(tài)度起先較負(fù)面，隨后又逐漸更正面，呈現(xiàn)出U型曲線式的影響趨勢。但這個結(jié)論僅適合本研究的樣本，而不具有統(tǒng)計推論性。該結(jié)果與王嘉順的相關(guān)研究結(jié)論一致［13］。其四，相對于非中共黨員、共青團(tuán)員的被調(diào)查者，中共黨員和共青團(tuán)員被調(diào)查者對外來人員的態(tài)度越正面。這個結(jié)論與表3 結(jié)果相互印證，并與假設(shè)3 一致。另外，從表7 中可以發(fā)現(xiàn)，政治面貌變量不僅差異非常顯著(1%水平上顯著)，其回歸系數(shù)也是所有變量中最大的，也就是說被訪居民政治面貌的差異對其對外來人員態(tài)度的影響相對是最大的。其五，相對于少數(shù)民族居民，漢族居民對外來人員的態(tài)度更正面。這個結(jié)果可與表3 的相關(guān)結(jié)果相互印證，并與假設(shè)2 一致。但從表7 可以發(fā)現(xiàn)，其差異的顯著性不太高(10%的顯著水平)，回歸系數(shù)不是特別大(0.0874)?？梢哉f，相對于政治面貌、戶籍差異，被訪居民民族差異對其對外來人員態(tài)度的影響相對較小。其六，被訪居民收入水平越高，越傾向不歡迎外來人員，且具有統(tǒng)計顯著性。這個結(jié)論與我們的假設(shè)1 中相關(guān)部分，在方向上相反。其七，被訪居民所在縣的資源積聚力越強(qiáng)(人均GDP 越高)，對外來人員的態(tài)度越負(fù)面，且具有統(tǒng)計顯著性。這個結(jié)論與假設(shè)4 一致。

分戶籍來看，其一，非農(nóng)業(yè)戶口居民中，漢族、男性、中共黨員、團(tuán)員、家庭人均收入較低、所在縣的人均GDP 較低、城鎮(zhèn)化率較低的居民對外來人員的態(tài)度更正面，教育、年齡的差異不顯著。其二，農(nóng)業(yè)戶口居民中，教育程度較高、家庭人均收入較低、所在縣的城鎮(zhèn)化率較低的居民對外來人員的態(tài)度更正面，民族、性別、年齡、政治面貌、縣人均GDP 的差異不明顯。其三，比較非農(nóng)業(yè)戶口、農(nóng)業(yè)戶口居民對外來人員的態(tài)度情況看，民族、性別、政治面貌、縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異在非農(nóng)業(yè)戶口居民中顯著，在農(nóng)業(yè)戶口居民中不顯著，教育、經(jīng)濟(jì)地位差異在農(nóng)業(yè)戶口居民中顯著，在非農(nóng)業(yè)戶口居民中不顯著，只有縣城鎮(zhèn)化率在非農(nóng)業(yè)戶口與農(nóng)業(yè)戶口中的差異都顯著，但縣城鎮(zhèn)化率在農(nóng)業(yè)戶口居民中的差異與影響均比在非農(nóng)業(yè)戶口中的差異更顯著，影響更大(回歸系數(shù)更大)。

表7 當(dāng)?shù)鼐用駥ν鈦砣藛T態(tài)度得分的多元回歸分析

三、主要結(jié)論及討論

通過上述計量分析，我們得到如下主要結(jié)論:(1)絕大部分當(dāng)?shù)鼐用駥ν鈦砣藛T持比較歡迎或非常歡迎的態(tài)度;(2)相對于農(nóng)業(yè)戶口、女性、受教育程度較低、少數(shù)民族、非中共黨員、非共青團(tuán)員，非農(nóng)業(yè)戶口、男性、受教育程度較高、漢族、中共黨員、共青團(tuán)員的被調(diào)查居民對外來人員的態(tài)度越傾向正面;(3)被訪居民所在縣的資源積聚力越強(qiáng)，其對外來人員的態(tài)度越負(fù)面;(4)被調(diào)查地區(qū)城鄉(xiāng)居民對外來勞動力不歡迎態(tài)度的主要原因是經(jīng)濟(jì)因素，而不是社會文化因素。因此，本文提出的四個研究假設(shè)，在一定程度上得到了經(jīng)驗數(shù)據(jù)的支持，但顯著性有差異。這里需要對與既往研究結(jié)論差異較大的結(jié)論及沒有得到經(jīng)驗數(shù)據(jù)支持的假設(shè)略做討論。

第一，既有相關(guān)研究的結(jié)論是，城市居民對外來勞動力的評價總體呈負(fù)面態(tài)度。而本研究的結(jié)論是，絕大多數(shù)(78.76%)被訪居民對外來人員持比較歡迎或非常歡迎態(tài)度。我們發(fā)現(xiàn)，既有研究基本是在大都市進(jìn)行的。一般而言，小城市(如縣城)居民的工作、生活壓力相對較小，工作、生活節(jié)奏較慢，與人相處更放松，況且，民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較低，外來經(jīng)商、務(wù)工人員客觀上能夠促進(jìn)當(dāng)?shù)氐陌l(fā)展，因而當(dāng)?shù)鼐用裨谡w上更加能夠接受外來人員。另外，顯而易見的是，大都市比西部民族地區(qū)縣(市、旗)資源集聚力(經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平)要強(qiáng)很多，這也側(cè)面應(yīng)證了本研究的假設(shè)4，資源集聚力越強(qiáng)的地區(qū)，其居民對外來人員的態(tài)度越傾向負(fù)面。

第二，被訪者收入水平越高，越傾向不歡迎外來人員，且具有統(tǒng)計顯著性。這個結(jié)論與我們的假設(shè)1 中相關(guān)部分在方向上相反。原因是，從上面的結(jié)論可知，比較非農(nóng)業(yè)戶口、農(nóng)業(yè)戶口居民對外來人員的態(tài)度情況看，被訪者經(jīng)濟(jì)地位差異在農(nóng)業(yè)戶口居民中非常顯著，在非農(nóng)業(yè)戶口居民中不顯著，說明總體樣本中得出的“被訪者經(jīng)濟(jì)地位越高，越傾向不歡迎外來人員”的結(jié)論是由農(nóng)業(yè)戶口居民對外來人員的態(tài)度決定的。農(nóng)業(yè)戶口居民經(jīng)濟(jì)收入越高，他們自身到城鎮(zhèn)經(jīng)商、務(wù)工的概率就越大，他們與外來人員在就業(yè)市場上競爭的可能性就越大。因此，經(jīng)濟(jì)地位越高的農(nóng)業(yè)戶口居民，對外來人員的態(tài)度越負(fù)面。

2014 年7 月，國務(wù)院出臺《關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革的意見》，標(biāo)志著戶籍制度改革開始進(jìn)入全面實施階段?？梢灶A(yù)見的是，隨著戶籍制度改革的實施，社會開放程度加大，人口流動會成為社會常態(tài)。同時，為實現(xiàn)2020 年西部與全國同步建成全面小康社會，各民族地區(qū)都會采取各種措施加速工業(yè)化、城鎮(zhèn)化，因此西部民族地區(qū)外來人口規(guī)模也會越來越大。一方面，規(guī)模越來越大的外來人口的進(jìn)入，一些新的社會問題會日益凸顯。尤其是外來人口中漢族及非本地主體民族的進(jìn)入，有可能因為經(jīng)濟(jì)資源、機(jī)會競爭引起民族之間的矛盾。另一方面，由于當(dāng)?shù)鼐用駥ν鈦砣藛T的態(tài)度可能會對戶籍制度改革有潛在影響［4］，在戶籍制度的作用下，當(dāng)?shù)鼐用裢鈦砣丝谥g的利益分隔和心理區(qū)隔可能互相轉(zhuǎn)化，并有可能對后續(xù)的戶籍改革造成阻礙［9］。因此，為了防止可能發(fā)生的“社會裂隙”，為了獲取大多數(shù)人對戶籍改革的支持，減少西部民族地區(qū)城鎮(zhèn)化的障礙，我們應(yīng)重視當(dāng)?shù)鼐用竦膽B(tài)度，并特別注意以下幾點:其一，提高西部民族地區(qū)弱勢群體，包括婦女、年齡較大、受教育程度不高、農(nóng)業(yè)戶口居民的人力資本，以提高他們的就業(yè)競爭力?？梢詫λ麄冮_展有針對性的職業(yè)技術(shù)培訓(xùn)。其二，尊重當(dāng)?shù)厣贁?shù)民族的風(fēng)俗習(xí)慣，切實保護(hù)少數(shù)民族的合法權(quán)益，加大對少數(shù)民族勞動力的技能培訓(xùn)，在當(dāng)?shù)馗黝惼髽I(yè)中，規(guī)定一定比例的當(dāng)?shù)厣贁?shù)民族用工指標(biāo)。對于還沒有進(jìn)入勞動力市場的少數(shù)民族青少年，增加他們到內(nèi)地讀書、培訓(xùn)的機(jī)會，為他們今后進(jìn)入勞動力市場打好基礎(chǔ)。

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