民族地区旅游产业发展对流动人口居留意愿影响研究——来自流动人口动态监测调查数据的证据

张福春，董法尧

（1.中共海南省委党校，海口 571101；2.中共成都市委党校，成都 610110）

民族地区是少数民族地区的简称，一般指少数民族聚居区。目前，学界对民族地区的概念尚未形成统一界定。从历史传统和行政区划角度看，民族地区一般指民族八省（区）和八州，具体包括内蒙古自治区、广西壮族自治区、西藏自治区、宁夏回族自治区、新疆维吾尔自治区和少数民族人口较多的青海、云南、贵州三省，以及延边朝鲜族自治州、恩施土家族苗族自治州、湘西土家族苗族自治州、甘孜藏族自治州、凉山彝族自治州、阿坝藏族羌族自治州、甘南藏族自治州、临夏回族自治州八个自治州。近年来，随着民族地区旅游产业的快速发展，大量流动人口以经商务工等形式流入民族地区，不仅促进经济文化交流，助力民族地区融入新发展格局，还更好地铸牢了中华民族共同体意识。然而，目前流动人口的居留意愿并不强烈，“流而不迁”特征明显。在旅游产业已经成为民族地区主导产业的背景下，研究民族地区旅游产业发展对流动人口居留意愿的影响具有重要意义。

一、文献回顾、理论分析与研究假设

（一）文献回顾

现有研究主要从个体、经济、社会、城市等视角关注影响流动人口居留的因素。工资收入、经济发展水平、产业结构、基础设施与公共服务水平等因素的不平衡是推动人口和劳动力流动的根本原因〔1〕。更年轻、女性、未婚、有子女随迁、学历越高的流动人口居留意愿越强〔2〕；流入地经济越发达、房价收入比越低、房租越低，流动人口居留意愿越强〔3〕；社会认同感越强、社会融入水平越高，邻里关系越好、获得流入地公共服务水平越高的流动人口居留意愿越强〔4〕；流入地城市规模越大、城市生态环境越好，流动人口的居留意愿越强〔5〕。影响流动人口居留意愿的因素很多，但在流入地有稳定的就业生活状态是流动人口能长期居留的基础，而这最终取决于流动人口职业技能与流入地用工需求的匹配程度。

20 世纪末以来，随着旅游产业的快速发展，学术界开始关注随之带来的流动人口现象。Montanari和Cortese 的研究发现，旅游产业发展会引发其他种族和非法劳工迁入，他们的到来能填补当地劳动力总量不足的问题〔6〕。Flynn 和Marsden 发现，社区居民和旅游移民占据着“共同分享但各自独立”的地理空间〔7〕。郭凌等发现，让泸沽湖景区“新移民”留下的主要原因是获取经济收益、追求人生价值、逃避现实生活与景区生活〔8〕。孙九霞和黄凯洁发现，影响三亚回族村旅游移民定居的主要原因是经济收入和共同的宗教文化背景〔9〕。徐红罡等发现，引发大理古城外来企业主居留的主要因素是经济收入和“圈子”交往空间〔10〕。张业臣等发现，影响宏村旅游移民迁入的动机是旅游地吸引和职业避风港〔11〕。杨钊和程豪发现，影响黄山汤口企业主居留的主要原因是经营收益〔12〕。王馨等发现，影响丽江古城旅游移民居留意愿的是接纳地方文化和建立地方情感〔13〕。以上研究将流动人口居留意愿放在旅游产业发展背景下考虑，极大地丰富了旅游产业发展对流动人口居留意愿影响的研究。

然而，关于民族地区旅游产业发展与流动人口居留意愿关系的研究依然有扩展的空间：第一，现有研究只是将旅游产业发展作为一个大背景考虑，很少涉及旅游产业发展变化对流动人口居留意愿的动态影响及其作用机制。原因在于，流动人口的收入、学历、社会心理认同、地区公共服务等是直接因素，更容易引起研究者的注意，而产业发展的影响虽然是根本因素，但其作用机制相对间接。第二，现有研究更多关注少数民族流动人口在城市尤其是东部城市的居留意愿，而较少关注流动人口在民族地区的居留意愿。原因在于，长期以来民族地区属于人口净流出地，流动人口的居留意愿很低，但近年来，随着民族地区产业发展，很多地区已经成为人口净流入地。

鉴于以上，有必要对民族地区旅游产业发展影响流动人口居留意愿进行深入研究。本文选取民族地区作为研究情形，利用中国流动人口动态监测调查数据（CMDS）中的民族地区个人样本和所在市（地区、州、盟）数据进行匹配，重点分析旅游产业发展对流动人口居留意愿的影响，并进一步探讨对不同层次流动人口居留意愿影响的差异情况。

（二）理论分析与研究假设

人口迁移理论认为，收入和就业机会是人口迁移的根本动因。早在19 世纪末，英国地理学家Ravenstein 就对人口迁移问题进行了研究，从迁移距离、经济因素、迁移者特征等方面总结了人口迁移的一般规律，奠定了人口迁移理论的基础〔14〕。随后，Bogue 提出“推-拉”理论，系统总结人口流出地和流入地的推力与拉力因素，发现在流出地和流入地推力、拉力因素共同作用下，人口呈现出由流出地向流入地流动的基本特征〔15〕。20 世纪60 年代，Lee 对“推-拉”理论进行扩展，不仅考虑流出地的不利因素和流入地的有利因素，还将流出地的有利因素和流入地的不利因素纳入，从而形成“推-拉”理论的两个层次〔16〕。因此，本文提出假设1。

假设1：民族地区旅游产业发展对流动人口居留意愿的提升有促进作用

旅游产业具有就业容量大、就业门槛低、就业岗位层次多等特征，在吸纳劳动力就业方面具有独特优势。民族地区旅游产业迅速发展，带来大量的就业机会，引发旅游劳工潮〔17〕。旅游劳工获得稳定就业以后，在流入地的居留意愿会增强。基于以上分析，本文提出假设2。

假设2：旅游产业发展通过提供更多就业机会提高流动人口的居留意愿

旅游产业发展对不同职业技能流动人口居留意愿的影响不同，这种差异主要源于旅游产业发展带给个体的效应不同。低学历层次流动人口主要从事餐饮业、住宿业等传统行业〔18〕，高学历层次流动人口主要从事管理、现代服务业等新型行业〔19〕。不同学历层次流动人口在旅游产业向上发展过程中获得的红利不同，其长期居留意愿也不相同。因此，本文提出假设3。

假设3：旅游产业发展水平提高对不同学历层次流动人口的居留意愿影响不同

二、研究设计与方法

（一）样本选取与数据来源

本文采用中国流动人口动态监测调查数据（CMDS）中民族地区样本进行研究。CMDS 从2009年起每年举行一次，由于到2014 年才有居留意愿调查，而2019 年以后的调查问卷结果尚未公布，所以，本文选取CMDS 中2014—2018 年流入地为民族地区的样本，共获得样本198 069 份。

本研究中，民族地区宏观数据主要来自民族地区各省（区）2015—2019 年《统计年鉴》和其他少数民族自治州《统计年鉴》，通过样本所在的93 个市（地区、州、盟）与198 069 份个人数据进行匹配，同时对无效或核心信息缺失样本进行剔除，最终获得有效样本158 137 份。

（二）模型设定

为研究民族地区旅游产业发展对流动人口居留意愿的动态影响，本文建立流动人口居留意愿影响模型如下：

式（1）为混合截面数据模型。yi，t，j为i 个体在j地区t 年份的居留意愿；xj，t为j 地区t 年份的旅游产业发展水平；controli，t，j为控制变量；yeart为时间固定效应；areaj为区域固定效应，εi，t，j为随机误差项。由于因变量为二值型，本研究分别采用OLS 模型和Probit 模型进行基准回归。为避免地区配对层面的集聚效应和可能存在的异方差对标准误的影响，对标准误在个体层面进行Cluster 处理，并进行White 异方差调整。

（三）变量说明

1.因变量

流动人口居留意愿。采用CMDS 问卷中的问题“今后一段时间，您是否打算继续留在本地”①2016 年及以前的问题表述稍有不同：2016 年和2015 年的问题为“您今后是否打算在本地长期居住（5 年以上）”；2014年的问题为“您是否打算在本地长期居住（5 年以上）”。对流动人口居留意愿进行测量。答案选项包括“是”“否”“没想好”②2016 年及以前的回答选项略有不同：2016 年有四个选项，分别为：打算、返乡、继续流动、没想好。2015 年和2014 年有三个选项，分别为：打算、不打算、没想好。。由于回答“没想好”的受访者居留意愿不强，为使历年结果具有可比性，把“没想好”合并到“否”中，将因变量定义为二值型变量，将“是”赋值为1，“否”赋值为0。

2.自变量

旅游产业发展水平。为保证数据可得性和统计口径的一致，以地区旅游总收入占GDP 比重作为测量旅游产业发展水平的变量（所有数据均以2014年为基期，剔除物价变动因素影响，下同）。

3.控制变量

本研究从个体、家庭、流动、区域四个方面设置控制变量。个体特征方面设置性别、年龄、民族、受教育年限、户口性质、婚姻状况等变量；家庭特征方面设置家庭月收入、家庭月支出、月住房支出等变量；流动特征方面设置流动范围、流动时间等变量；区域特征方面设置地区经济发展水平、地区教育水平、地区医疗水平等变量。同时，控制时间效应和区域效应以增加结果的可靠性。

4.中介变量

旅游产业发展对流动人口居留意愿的影响机制是提供就业机会。就业机会用“您今年‘五一’节前一周是否做过一小时以上有收入的工作”问题的回答来测量。

表1 为主要变量的描述性统计。64.1%的流动人口愿意在流入地长期居留，说明整体上居留意愿较强。愿意居留的流动人口中55.2%是男性，76.5%是汉族，平均年龄36.0 岁，但受教育年限平均只有9.4 年，即以低学历青壮年汉族人口为主。84.3%的户口性质为农村户口，78.1%的婚姻状况为已婚。流动范围以省内流动为主，跨省流动只有43.6%。

表1 变量描述性统计（样本数=158 137）

三、实证结果与分析

（一）基准回归

如表2 所示。OLS 模型估计结果：控制其他变量，民族地区旅游产业发展对流动人口居留意愿有促进作用，在1%的水平上显著，系数为0.301 966 0。Probit 模型估计结果：控制其他变量，民族地区旅游产业发展对流动人口居留意愿有促进作用，且在1%的水平上显著，系数为1.143 592 0。经简单计算，边际效应为0.370 631 5，即旅游产业发展水平每提高1%，流动人口居留意愿上升0.370 631 5 个单位。OLS 和Probit 模型估计结果一致，表明基准回归结果可靠，民族地区旅游产业发展对提高流动人口居留意愿有明显促进作用。支持本文的假设1。

表2 基准回归结果

控制变量的影响方面，越年长、学历越高、已婚人士的居留意愿越强；男性、汉族、农村户籍的流动人口居留意愿较弱；年龄的影响呈现先上升后下降的特征；收入越高，支出也越高，居留意愿越强；住房负担对流动人口居留意愿有负面影响；跨省流动对居留意愿有负面影响；居留时间的延长对居留意愿的影响呈现先上升后下降的特征；地区经济社会发展水平、教育和医疗等公共服务水平对流动人口的居留意愿有正向影响。

整体而言，OLS 和Probit 回归结果中，自变量和控制变量的符号、大小和显著性都没有发生明显变化，回归结果较为可靠。

（二）内生性分析

民族地区旅游产业发展对流动人口居留意愿有促进作用，但二者之间可能存在内生性问题。为此，本文参考刘彩霞〔20〕、黄梦琪和金钟范〔21〕等学者的研究，从自然地理特征方面选取工具变量，以年平均气温和降水量（取自然对数，下同）作为旅游产业发展的工具变量处理。

表3 是分别以地区年平均气温、年平均降水量作为工具变量的2SLS 和Ivprobit 回归结果。首先进行豪斯曼检验，结果在1%显著性水平上拒绝原假设，说明存在内生性问题。工具变量有效性检验显示，年平均气温对旅游产业发展水平有显著的正向作用；降水量对旅游产业发展水平有抑制作用。第一阶段工具变量显著性检验F 值为2 183.89，排除弱工具变量问题。并且以年平均气温、年平均降水量作为工具变量后，旅游产业发展水平对流动人口居留意愿影响依然显著，Ivprobit 模型回归系数为2.553 447 0，其他控制变量系数的符号、大小、显著性与基准回归相比没有重大变化，结论依然成立。

表3 内生性检验

（三）稳健性检验

首先，以游客总人次（取自然对数）代替自变量进行回归分析。表4 中改变核心解释变量OLS 和Probit 模型回归结果的系数和显著性结果一致，其他控制变量的符号、大小和显著性没有发生明显变化。说明表2 的估计结果稳健。

表4 稳健性检验

其次，增加流入地常住人口数量作为控制变量。表4 中的估计结果为增加常住人口数量控制变量后的OLS 和Probit 模型回归结果，系数和显著性结果一致，其他控制变量也没有发生明显变化。表明估计结果稳健。

（四）作用机制分析

流动人口居留意愿主要受经济状况影响，而在流入地是否实现就业直接影响流动人口的经济状况。因此，能否为民族地区流动人口提供就业机会，可能会影响流动人口居留意愿。考虑到旅游产业发展与就业机会之间可能存在内生性问题，选取就业机会作为工具变量进行检验。

表5 的结果显示，在引入工具变量的基础上，民族地区旅游产业发展可以为流动人口提供更多就业机会。如前所述，继续采用中介效应模型进行机制分析。考虑到是否有就业机会是一个离散变量，本研究采用逐步检验回归系数的方法，用Probit模型进行回归。先对式（2）进行基准回归，若系数β1显著为正，说明旅游产业发展对流动人口居留意愿有提高作用。然后对式（3）进行回归，jobi，t，j为中介变量，若γ1显著为正，说明旅游产业发展水平提高，可以给流动人口带来更多就业机会。最后加入中介变量，对式（4）进行回归，若λ1显著为正，则说明旅游产业发展水平提高可以通过提供更多就业机会提高流动人口居留意愿。

表5 机制分析

表6 中（2）列为旅游产业发展对流动人口就业机会提升的影响，系数在1%的水平上显著，值为0.254 156 4，（3）列加入“就业机会”作为中介变量后，系数从1.143 592 0 降低到1.136 017 0，依然在1%的水平上显著为正。经简单计算，中介效应为1.89%。说明旅游产业发展带来了更多就业机会，这些就业机会大部分提供给流动人口，流动人口获得就业机会后居留意愿增强。本文的假设2 得以验证。

表6 中介效应分析

（五）异质性分析

前文得到的是旅游产业发展对民族地区全部流动人口居留意愿的平均效应，并没有对流动人口层次进行区分。不同劳动技能流动人口参与旅游业的程度不同，其居留意愿也不同。为研究旅游产业发展对不同层次流动人口居留意愿的影响效应，将全部样本按照学历层次划分为三组，小学以下为低学历组，初中和高中为中等学历组，大专以上为高学历组。均控制个人特征、家庭特征、流动特征和区域特征等变量。

表7 是采用OLS 和Probit 模型对不同学历层次流动人口居留意愿的影响结果。旅游产业发展对各学历层次流动人口居留意愿均产生正向影响，但影响程度不同。对小学及以下学历（低学历组）流动人口的影响程度最不明显，系数仅为0.032 244 6；初中和高中学历（中等学历组）流动人口的影响程度居中，系数为0.422 494 9；对大专及以上学历（高学历组）流动人口的影响程度最明显，系数为0.624 694 3，Probit 模型回归结果基本保持一致。为解决潜在内生性问题，采用地区年平均气温和年平均降水量作为工具变量对流动人口的居留意愿进行检验，结果与上述一致。

表7 学历层次异质性估计结果

不同学历层次流动人口的居留意愿受旅游产业发展的影响程度不同，这不仅与旅游产业的发展阶段和内部结构有关，也与流动人口劳动技能直接相关。对于低学历流动人口，主要从事餐饮、住宿、保洁等劳动强度大、劳动时间长、薪资不高的职业，很难享受旅游产业发展水平提高带来的红利，他们在流入地安家非常困难，因此他们的居留意愿受旅游产业发展水平的影响最弱。而高学历流动人口拥有技术或资本，他们主要从事管理、专业技术岗或自主创业，薪资水平较高，能够享受旅游产业发展水平提高带来的红利，在流入地有安家能力，因此他们的居留意愿受旅游产业发展水平的影响最强。中等学历流动人口劳动技能、经济收入、职业前景等处于中间层次，受到旅游产业发展的影响也处于中间层次。本文的假设3 得以验证。

四、结论和政策建议

本研究采用2014—2018 年中国流动人口动态监测调查数据、2015—2019 年民族地区各省（区）《统计年鉴》和各自治州《统计年鉴》数据，通过运用混合截面数据模型分析，旨在研究旅游产业发展对流动人口居留意愿的影响，得到三个主要结论：第一，民族地区旅游产业发展对流动人口居留意愿有显著的正向影响。在控制个人因素、家庭因素、流动因素和区域因素后，旅游产业发展对流动人口居留意愿的边际效应为0.370 631 5，加入年平均气温和年平均降水量作为工具变量后，系数的符号和大小无明显变化，说明民族地区旅游产业发展对流动人口居留意愿具有正向作用。第二，民族地区旅游产业发展可以通过提供就业机会的机制提高流动人口居留意愿。旅游产业发展水平越高，向社会提供的就业机会越多，就越能为流动人口在流入地生活提供经济保障，最终提高其居留意愿。第三，旅游产业发展水平对不同学历层次流动人口的居留意愿影响不同，学历层次越高的流动人口居留意愿受旅游产业发展的影响更明显。

人力资本是经济发展的核心要素之一，对民族地区来说，吸引流动人口长期居留，积累人力资本具有更特殊的意义。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035 年远景目标纲要》提出，我国要“增强边疆地区发展能力，强化人口和经济支撑，促进民族团结和边疆稳定”，当前，学术界对民族地区应该大力发展经济已经形成共识，但对于发展哪些产业可以更高效地集聚生产要素依然存在争议。基于本研究的主要结论，从民族地区集聚人力资本等生产要素角度出发，提出以下建议：第一，大力发展民族地区旅游产业。本文实证分析表明，民族地区旅游产业发展有助于为流动人口提供更多就业机会，进而留住流动人口，最终实现人力资本的积累。因此，政府要大力发展旅游产业，打造以旅游产业为载体的民族地区产业和人口集聚平台。第二，加大对流动人口的职业技能教育培训力度。旅游产业发展过程中，对劳动技能较低人口的需求增长会逐步放缓，对劳动技能较高人口的需求增长会越来越快。因此，政府要为流动人口提供更多旅游产业所需的教育和培训机会，提高其劳动技能，进而提高就业能力，最终实现在民族地区长期居留。第三，针对不同学历层次流动人口，制定差异化的鼓励居留政策。对于学历层次较高的流动人口，要不断优化旅游产业发展环境，为其提供更好的就业和创业平台；对于学历层次较低的流动人口，给予更多的经济帮助，解决生活中的实际困难，提高收入水平，最大限度发挥他们对民族地区经济社会发展的推动作用。