李金晶，李 君

(云南師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，云南 昆明 650500)

0 引言

邊民的居留穩(wěn)定性是邊疆治理中的重要考慮因素之一[1]。然而邊境地區(qū)由于具有社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)薄弱、區(qū)域發(fā)展條件較差、地緣政治較為敏感等特征，盡管國(guó)家出臺(tái)了一系列惠民政策，部分邊境地區(qū)仍然出現(xiàn)了虛空態(tài)勢(shì)[2-4]、空巢化嚴(yán)重[5，6]等現(xiàn)象，如何降低邊民的遷居意愿，提高邊民的居留穩(wěn)定性是邊疆治理中的重點(diǎn)問題。

已有的研究表明，遷居意愿和行動(dòng)受到來自家庭外部社會(huì)環(huán)境和內(nèi)部特征因素的影響。外部社會(huì)環(huán)境主要有距離[7]、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、遷移成本[8]、地形、安置形態(tài)[9]等；內(nèi)部特征變量主要有家庭生命周期[10]、工作方式、生活方式、對(duì)未來的預(yù)期[11]、地方認(rèn)同度[12-13]、社會(huì)地位[14]等。然而，邊境地區(qū)情況復(fù)雜，且在邊境治理中，邊民兼具治理主體和治理客體的角色[15]，邊民的遷居意愿和其他地區(qū)居民的遷居意愿具有很大的不同，其中，邊境安全程度是對(duì)邊民遷居意愿有較大影響的因素之一。云南瀘水縣古登邊境派出所通過發(fā)放邊境安全感滿意度調(diào)查問卷來了解邊境安全程度，邊境安全滿意度在一定程度上代表了邊境安全程度。

在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，基于怒江州片馬村的入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)能影響邊民遷居意愿的農(nóng)戶個(gè)體特征、農(nóng)戶安全認(rèn)知特征等因素進(jìn)行實(shí)證分析，重點(diǎn)關(guān)注邊境安全滿意度對(duì)邊民遷居意愿的影響，從而為降低邊民遷居意愿、增強(qiáng)邊民居留穩(wěn)定性提供建議。片馬村是典型的山地村落地區(qū)，地形復(fù)雜多變，境內(nèi)高山、河流、丘陵、溝壑等地形交織分布，農(nóng)民收入主要以種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)為主，2003年片馬口岸關(guān)閉，對(duì)當(dāng)?shù)厣鐣?huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展沖擊較大，也在一定程度上改變了當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶的生計(jì)方式，抵邊村落空心化現(xiàn)象逐步顯現(xiàn)?？诎兜年P(guān)閉使得80%以上的木材加工廠處于荒廢狀態(tài)，大部分青壯年勞動(dòng)力外出務(wù)工，農(nóng)村空心化現(xiàn)象突出。因此，選擇片馬村作為分析對(duì)象具有代表應(yīng)的研究意義。

1 數(shù)據(jù)來源和統(tǒng)計(jì)描述

實(shí)證研究的微觀數(shù)據(jù)來源于國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“山地多民族共生區(qū)農(nóng)戶居住空間演變機(jī)制研究”(41601179)在中緬邊境片馬村開展的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)。課題組成員首先于2018年8月對(duì)片馬村進(jìn)行考察和農(nóng)戶調(diào)研，在預(yù)調(diào)研的基礎(chǔ)上，通過整理和數(shù)據(jù)分析，對(duì)調(diào)研方式及問卷進(jìn)行補(bǔ)充說明，于2019年5月再次對(duì)片馬村進(jìn)行調(diào)研。選取片馬村下轄下片馬、中片馬、飛機(jī)場(chǎng)、金朗索和灣草坪五個(gè)村民小組，剔除未在家或搬走的農(nóng)戶，收回有效問卷126份。調(diào)研數(shù)據(jù)包含了詳細(xì)的個(gè)人信息：包括性別、年齡、婚姻狀況、學(xué)歷、職業(yè)、年收入；包含了邊境農(nóng)村農(nóng)戶對(duì)社會(huì)安全的滿意度：包括境內(nèi)外及兩國(guó)沖突認(rèn)知、留守人員生存狀態(tài)認(rèn)知、跨境婚姻合法度認(rèn)知、跨境流動(dòng)人口管理度認(rèn)知、邊境毒品及疾病防控認(rèn)知、跨境民族教育認(rèn)知、邊境口岸貿(mào)易認(rèn)知、跨境交通通訊等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)認(rèn)知。此外，調(diào)研數(shù)據(jù)還包含了邊民遷居意愿、農(nóng)戶共生意識(shí)、住宅滿意度、居住環(huán)境滿意度等。

表1 變量定義及統(tǒng)計(jì)特征

經(jīng)過統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，在126份有效調(diào)查數(shù)據(jù)中，有遷居意愿并且意愿遷出片馬村的有33戶，遷居意愿比為26.2%(注：這里的遷居意愿是指愿意遷出本村的意愿，不包括村內(nèi)遷居的意愿)。表1給出了實(shí)證研究中用到的相關(guān)變量定義和數(shù)據(jù)的特征，需要說明的是，片馬村為多種少數(shù)民族聚居區(qū)，在調(diào)查的126戶農(nóng)戶中，只有一戶農(nóng)戶人口構(gòu)成全為漢族，其他家庭多是景頗族、傈僳族、壯族、白族混合的家庭，因此，忽略民族特征對(duì)遷居意愿的影響。在統(tǒng)計(jì)農(nóng)戶個(gè)體特征時(shí)，由于調(diào)查數(shù)據(jù)中缺少對(duì)農(nóng)戶個(gè)體的年收入的統(tǒng)計(jì)，因此用農(nóng)戶家庭特征中人均年收入來代替農(nóng)戶個(gè)體年收入，雖此種處理方法可能會(huì)低估青壯年勞動(dòng)力的年收入，但好在受訪對(duì)象在各年齡段均有分布，且對(duì)各個(gè)家庭人口總數(shù)和勞動(dòng)力人數(shù)也進(jìn)行了相應(yīng)統(tǒng)計(jì)，認(rèn)為可以用家庭人均年收入來代替受訪農(nóng)戶年收入，并用變量人均年收入來表示。此外，對(duì)受訪戶的邊境安全認(rèn)知和民族共生意識(shí)進(jìn)行了調(diào)查，邊境安全認(rèn)知包括對(duì)個(gè)體周圍情況的認(rèn)知和政策環(huán)境的認(rèn)知；農(nóng)戶共生意識(shí)包括不同民族間是否有矛盾沖突、不同民族間是否允許通婚、節(jié)日、語(yǔ)言、互助程度、社交網(wǎng)絡(luò)、鄰里關(guān)系等，對(duì)本文較為有利的是不同民族間是否有沖突或矛盾，此項(xiàng)指標(biāo)可以用來衡量邊境安全程度，用變量農(nóng)戶間的沖突表示。

2 實(shí)證分析

2.1 模型構(gòu)建

在實(shí)證分析中，重點(diǎn)分析邊境安全度對(duì)邊民遷居意愿的影響，被解釋變量是邊民遷居意愿的二元變量，當(dāng)Move-willing(遷居意愿)=1時(shí)，邊民有意愿遷居；Move-willing(遷居意愿)=0時(shí)，邊民無遷居意愿。本次討論的被解釋變量Move-willing符合二值選擇模型的設(shè)定要求，因此筆者采用Probit回歸和Logit回歸來進(jìn)行實(shí)證分析。具體的模型設(shè)定如下：

Move-willing=β0+β1security+δiMi+αiKi+εi

(1)

模型(1)為Probit模型，其中，Move-willing是被解釋變量，用來衡量農(nóng)戶遷居意愿，用0、1表示；解釋變量中，變量security為對(duì)境內(nèi)外沖突、戰(zhàn)爭(zhēng)的滿意度，變量Mi為影響農(nóng)戶遷居意愿的農(nóng)戶個(gè)體特征變量矩陣，如sex、marriage、age、edu、p-income；變量Ki為影響農(nóng)戶遷居意愿的農(nóng)戶安全認(rèn)知特征變量矩陣，如：stay、aboard-control、drug、a-edu、a-trade、a-traffic；β0、β1、δi、αi分別為待估計(jì)的系數(shù)或系數(shù)向量，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.2 實(shí)證結(jié)果

(1)邊境安全度有助于減弱邊民的遷居意愿，邊境越安全，邊民越不愿意遷居；邊境安全度對(duì)邊民遷居意愿的降低作用為23%，且在5%的水平上顯著。

在進(jìn)行模型估計(jì)前，采用方差膨脹因子法對(duì)自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，VIF值均小于10，不存在多重共線性問題。進(jìn)而本文用計(jì)量軟件stata對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了probit和logit回歸，回歸結(jié)果見表2。

表2 邊境安全對(duì)邊民遷居意愿的影響模型估計(jì)結(jié)果

邊境安全度有助于減弱邊民的遷居意愿，邊境越安全，邊民越不愿意遷居。從表2的回歸結(jié)果可見，無論是probit還是logit回歸，變量security的系數(shù)均為負(fù)值，且分別在5%和10%的水平下顯著，說明邊境安全度有助于減弱邊民的遷居意愿，即邊境地區(qū)越安全，邊民越不愿意遷居。

(2)邊境安全度和邊民遷居意愿之間存在反向因果關(guān)系，有遷居意愿的邊民越多，邊境地區(qū)的社會(huì)秩序就越不穩(wěn)定，邊境安全滿意度就會(huì)下降；邊境地區(qū)越安全，邊民就傾向于在原地區(qū)居住，越不愿意遷居。邊境安全度有助于降低邊民的遷居意愿，且降低力度為75%，即邊境安全度每提高1%，就有75%的邊民越不愿意遷居。

通過內(nèi)生性檢驗(yàn)分析得出：變量security存在內(nèi)生性問題，因?yàn)檫吤竦倪w居意愿和邊境安全度之間可能存在反向因果的關(guān)系，即邊民是否愿意遷居也影響了邊境安全度。具體來說，有遷居意愿的邊民越多，邊境地區(qū)的社會(huì)秩序就越不穩(wěn)定，邊境安全滿意度就會(huì)下降；邊境地區(qū)越安全，邊民就傾向于在原地區(qū)居住，越不愿意遷居。由于邊民遷居意愿和邊境安全度之間可能存在反向的因果關(guān)系，所以這將會(huì)使得邊境安全度是邊民是否愿意遷居決定方程中的內(nèi)生解釋變量。此時(shí)，一般的Probit模型計(jì)算得到的回歸系數(shù)就不具有一致性，基于此情況就需要對(duì)Probit模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。

基于邊境安全度變量與邊民遷居意愿的內(nèi)生性問題，為邊境安全度變量選取工具變量：工具變量來源于調(diào)查問卷中被調(diào)查者對(duì)問題“您對(duì)邊境毒品、疾病預(yù)防控制滿意嗎？”的回答。該問題的回答選項(xiàng)包括“A、非常滿意；B、滿意；C、一般；D、較不滿意；E、非常不滿意”，用變量drug來度量受訪對(duì)象對(duì)此問題的回答，當(dāng)受訪對(duì)象選擇A時(shí)，變量drug取10；當(dāng)受訪對(duì)象選擇B時(shí)，變量drug取8；當(dāng)受訪對(duì)象選擇C時(shí)，變量drug取6；當(dāng)受訪對(duì)象選擇D時(shí)，變量drug取4；當(dāng)受訪對(duì)象選擇E時(shí)，變量drug取1。邊境地區(qū)毒品和疾病的預(yù)防及控制程度很大上影響著邊境安全的滿意度，邊境地區(qū)毒品走私控制得越好，說明邊境地區(qū)越安全，邊民越安心居住在此地。選取變量drug作為邊境安全度的工具變量，并預(yù)期“您對(duì)邊境地區(qū)毒品、疾病預(yù)防控制滿意嗎？”這一變量對(duì)邊民遷居意愿具有負(fù)向作用。

將變量drug用IV來表示，并根據(jù)陳強(qiáng)教授[16]的二值選擇模型內(nèi)生性檢驗(yàn)方法，對(duì)所選擇的工具變量進(jìn)行初步檢測(cè)，檢測(cè)工具變量IV的有效性及判斷security是否為內(nèi)生解釋變量。

表3 IV Probit估計(jì)結(jié)果

表3提供了對(duì)外生性原假設(shè)“H0：ρ=0”的沃爾德檢驗(yàn)結(jié)果，其P值為0.08，故可在10%的水平上拒絕內(nèi)生變量為外生的原假設(shè)，認(rèn)為secuty為內(nèi)生解釋變量。根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果，rho=-0.56，表明未度量的遺漏變量在增加邊境安全度的同時(shí)，也會(huì)降低邊民的遷居意愿傾向。相關(guān)系數(shù)高達(dá)-0.56，也意味著ivprobit的估計(jì)結(jié)果和probit的估計(jì)結(jié)果有所不同。

2.3 工具變量的合理性檢驗(yàn)

不可識(shí)別檢驗(yàn)和弱工具變量檢驗(yàn)：工具變量drug是合格的工具變量。對(duì)所選取的工具變量drug進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)對(duì)工具變量drug進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)后，F(xiàn)值為14.38，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)規(guī)則認(rèn)為drug是有效的工具變量。

表4 IV Probit估計(jì)第二階段回歸結(jié)果

根據(jù)表2的估計(jì)結(jié)果可知，security變量的系數(shù)為-0.23，在5%的水平上顯著，但根據(jù)表4的IV Probit估計(jì)結(jié)果顯示，security變量的系數(shù)為-0.75，在10%的水平上顯著。以上結(jié)果表明，如果使用一般的Probit模型進(jìn)行估計(jì)，由于忽略了security的內(nèi)生性，將低估邊境安全度對(duì)邊民遷居意愿的負(fù)作用，即邊境地區(qū)安全度越高，邊民越不愿意遷居。根據(jù)IV Probit估計(jì)第一階段回歸結(jié)果，工具變量drug對(duì)內(nèi)生變量security具有27%的解釋力，且在1%的水平上顯著。以上工作嚴(yán)格檢驗(yàn)了security為內(nèi)生變量，工具變量drug與security相關(guān)，滿足了工具變量的相關(guān)性；對(duì)模型(1)進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)，并對(duì)工具變量drug進(jìn)行了弱工具變量檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表5。由于模型(1)中含有的內(nèi)生解釋變量security個(gè)數(shù)等于所選取的工具變量drug個(gè)數(shù)，所以不需要進(jìn)行過度識(shí)別檢驗(yàn)。在恰好識(shí)別的情況下，無法從統(tǒng)計(jì)上來驗(yàn)證工具變量的外生性假設(shè)，因此選取替代方法(方穎，2011)，將遷居意愿同時(shí)回歸于邊境安全度和工具變量，工具變量對(duì)遷居意愿的影響不顯著，而邊境安全度對(duì)遷居意愿的影響顯著；當(dāng)遷居意愿和邊境安全、工具變量(drug)分別回歸時(shí)，二者都顯著，說明工具變量并不直接影響遷居意愿，而僅僅通過邊境安全度影響遷居意愿。

表5 兩階段最小二乘估計(jì)第一階段回歸結(jié)果

第一階段回歸中F值為14.38，但在1%的水平上顯著大于臨界值10，根據(jù)Stock和Staiger提出的經(jīng)驗(yàn)規(guī)則：在只有一個(gè)內(nèi)生變量的情況下，第一階段回歸的F統(tǒng)計(jì)量若大于10，則可拒絕“存在弱工具變量”的原假設(shè)，不必?fù)?dān)心弱工具變量的問題，因此認(rèn)為工具變量drug不是弱工具變量[18]。

3 結(jié)論與討論

基于云南省怒江州多民族共生區(qū)片馬村的微觀入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，研究邊境安全對(duì)邊民遷居意愿的影響效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明，邊境安全滿意度對(duì)邊民遷居意愿具有負(fù)向作用，通過probit估計(jì)發(fā)現(xiàn)，邊境安全度對(duì)邊民遷居意愿的降低作用為23%，且在5%的水平下顯著。同時(shí)，邊境安全滿意度具有內(nèi)生性，用邊境毒品疾病等的控制度作為工具變量，采用兩階段ivprobit回歸法發(fā)現(xiàn)：邊境安全度有助于降低邊民的遷居意愿，且降低力度為75%，即邊境安全度每提高1%，就有75%的邊民不愿意遷居。

邊境農(nóng)村的空心化現(xiàn)象值得關(guān)注，邊境安全程度顯然是影響邊民遷居意愿的重要原因之一，此外，邊境經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、惠民政策、社會(huì)發(fā)展現(xiàn)狀等也會(huì)影響邊民的遷居意愿，從多個(gè)方面研究影響邊民遷居意愿的因素，有助于增強(qiáng)邊民的居留穩(wěn)定性。