原创《就业形态、社区环境和外来人口留居意愿基于中国劳动力动态调查的多层次模型分析》
本文是社区环境有关电大毕业论文范文跟外来人口和留居和劳动力有关论文范本。
〔作者简介〕应优优（1991—）,女,浙江永康人,中山大学政治与公共事务管理学院博士研究生,主要研究方向为社会组织与基层治理.
〔摘 要〕外来人口迁移实现了劳动力、资本等生产要素在空间的流动与集聚,形成了不同的就业形态,一般而言有三种就业形态：雇主、雇员和自雇.本文通过“中国劳动力动态调查”数据库研究发现：外来人口的就业形态不同,其留居意愿也存在差异.“雇主”比“雇员”更愿意在工作地留居；而“雇员”也比“自雇”的留居意愿要低.通过多层次模型分析还发现,外来人口居住社区的环境特征显著影响个体的留居意愿,没有发生环境污染的农村社区,人们越愿意留居；城市社区的绿化率越高,人们也越愿意异地留居.基于此,地方政府为引进和留住人才,不仅需要持续放开户籍登记制度,继续推进人才入户积分政策,以政策留人才；还需进一步为创业人才创造更加公平合理的经商环境,以工作留人才；加强社区营造建设,为外来人口创造宜居舒适的居住环境,以生活留人才.
〔关 键 词〕留居意愿；就业形态；社区环境
〔中图分类号〕F328
〔文献标识码〕A
〔文章编号〕1671-7155(2018)05-0029-07
一、问题提出
城市化的快速发展带来劳动力要素在地区间的广泛流动.由国家卫生计生委组织实施的2016年中国流动人口发展调查显示：截至2016年末,全国流动人口达2.47亿人,相当于总人口的六分之一①.大规模的人口区域流动,给流入地创造经济价值的同时,也给辖区内政府留下了治理难题.一方面,因户籍制度背后的隐性“福利差异”,使得外来人口无法享受同等的基本公共服务,进而激化外地人与本地人在争夺公共服务上的矛盾,造成社会失序；另一方面,地方政府以入户积分政策（以个人工作单位和社保缴费年限积分作为判断入户的标准）尽力留住人才,而不少青年人面对高房价、高竞争压力、高拥堵、高生活成本的环境,做出“逃离北上广”的选择.流动人口中的人才流失与政府极力挽留人才的努力形成了强大的张力.政府如何才能留住这些外来贡献者？外来劳动者自身的定居意愿就成为其重要的自变量.外来人口留居与否不仅对流入地和流出地的公共服务和社会管理具有重要影响,而且能为政府制定相应的人才服务政策,留住劳动者持续为城市发展做出贡献提供重要的政策依据.留居意愿的影响因素也涉及到方方面面,其中劳动者自身的就业形态是一个重要特征（张抗私、丁述磊、刘翠花,2016）[1].长期以来的劳动力市场分割出现了就业市场的专业化分工以及就业结构的分化,其着重体现在工作种类以及从业形态上.本文就将进一步分析不同就业层次和就业形态对外来人口的留居意愿影响.
已有外来人口留居意愿的研究出现了两种不同的研究结论：一部分学者研究发现流动人口愿意留居的可能性较强烈（许世存,2015；王玉君,2013）,许世存（2015）从2012年上半年国家卫计委流动人口动态监测调查数据（黑龙江省数据库）发现,农村户籍和城市户籍流动人口的留居意愿分别为74%和66.7%[2].王玉君（2013）的研究也发现54.7%的农民工愿意最后在城镇定居,61.8%的农民工对城市有归属感[3].但另一部分学者却发现外来人口留居意愿还是比较低（郭建宇,2010；朱宇,2004；孟兆敏、吴瑞君,2011；蔚志新,2013；侯红娅等,2004）.郭建宇（2010）以中山市为样本,发现仅有18.84%的流动人口有永久性居留意愿[4].朱宇（2004）的调查样本扩大到一个省,他发现即使没有户籍制度的约束,选择永久居留的流动人口仅占20.6%[5].孟兆敏、吴瑞君（2011）则从上海市、苏州市的跨省数据研究发现打算永久居住的流动人口仅占30.8%[6].
上研究结论出现了争议,可能存在的原因一方面是研究所用样本的覆盖区域范围差异较大,有的以一个地级市为样本,有的选择几个跨区域的城市进行研究.但若以全国性的跨区域、跨省的大型调查统计数据作为研究样本,则能够提高样本数据的代表性和全面性；另一方面,研究者们忽视了个体特征的异质性,即使是同一个调查样本,群体内部之间的个体异质性特征差异也会对留居意愿产生显著性影响,因而需要关注到群体内部特征的差异性.本文将试图对这两个方面进行弥补,进一步分析外来人口的异地留居意愿如何,个体之间的就业形态差异是否会影响留居意愿以及如何影响.
二、文献、理论与假设
（一）理论基础
外来人口流动不仅是劳动者的空间场域转换,更是劳动者在生产、生活方式、社会心理与价值观念上与流入地区间的碰撞与交融.外来人口的流动不仅仅是简单的区域性流动,更是包含一系列的结构性转换和过程性的变迁（梁波、王海英,2010）[7].外来人口流动形成了生产空间转换,进入到理性化、规则化、标准化的现代化组织生产活动空间之中（丹尼尔·贝尔,1997）[8]（P78）,并由生产活动转换进而带来了生活空间的变化,结识新的社会群体和形成新的社会关系网络.流动人口从初级群体关系中移动出来,转换进入新的群体之中,从原先建立在血缘、亲缘关系基础上的社会网络,逐步转换成为以业缘关系为基础的关系（江立华,2003；陆林,2007；陈世伟,2008）[9],社会关系网络也逐步由同质化转变成异质性的了.在相对陌生而不安的新环境中,因与流入地的格格不入感,会转而寻求与同学、亲友等同质群体或初级社会关系相交往,故而建立新的“亚社会生态环境”（江立华,2004）[10].但是,建立新的以初始关系为主的夹杂新的业缘关系网络,并没有从根本上改变他们的初级社会关系（曹子玮,2003）[11],亚文化关系能够让流动者初始很快适应新的环境,获得经济和精神上的支持,但在一定程度上也因强化了流动者对亚群体认同而阻碍融入（朱力,2002）[12].亚文化群体如若不能真正融入当地,潜伏着的亚群体与当地群体冲突的现代化进程和城市化建设也将是宣告失败的.在允许外来者与本地文化差异存在的情况下,留居的外来人口越多,对辖区政府开展融入措施的挑战性就更强,要求政府积极主动提供公共服务,让外来人口有存在感、获得感以及公平感,逐步实现多种文化交融、美美与共.
（二）文献综述
目前学界主要从个体特征、客观制度约束以及所处社区的关系网络来研究外来人口留居意愿.
1.个体特征说.这类研究主要从个体的属性特征寻找变量,包括性别、婚否、迁移的模式等.教育时间越长、未婚,参与正式住房市场、掌握方言的熟练程度正向积极影响定居意愿（王玉君,2013）[13].举家迁移模式增加留城意愿（李强、龙文进,2009）[14].李树茁等人（2008）研究发现农民工年龄越大,越倾向与家人交往有可能回家务农.
2.制度限制说.一直以来,劳动力市场分割和城乡户籍二元结构限制人口跨区域流动,行政区域分割和财政分权造成本地人和外地人享受公共服务的分割,户籍制度成为区分本地人和外来人的重要特征,进而导致附着在户籍制度上享受公共服务权利的非平等化.1980年,我国农村开始进行经济体制改革,国家逐渐放开农村人口进入城市的限制,农村富余劳动力从人民公社制度中解放出来流入城市.中国改革开放和市场经济体制改革,大量农村户籍人口涌入城市寻求工作岗位,外地人享受不到与本地人相同的公共服务待遇成为引发两者冲突的重要隐患.户籍制度是一个刚性制约因素.李涛、任远（2011）认为因嵌套在户籍制度上的就业制度、教育制度、社会保障制度等福利制度,形成城乡之间及城市内部的壁垒和制度排斥[15].因户籍身份带来的市民权利缺失,使得农民工受到多种社会排斥,不能享受与城市居民同等的市民待遇而被边缘化（李培林,1996）[16].
3.社会关系网络说.社会关系网络学派主张将经济看作是个体在特定环境中的行为所导致的结果,个体行为受到其所处社会网络结构的影响.人与人、组织与组织间因相互交流和接触形成一种纽带关系,个人行为深深嵌入到社会关系网络之中（Granovetter,1973）[17].劳动者在工作场所及所居住社区内与其它人长期互动,建立其与个人、与组织、与集体间的社会关系网络,从而影响留居行为的选择.任远（2006）以队列分析法研究发现外来人口长期留居意愿与其“不断沉淀”密切相关.伴随个体在城市居留时间变长,个体与城市建立的关系网络也就会越强[18].而任远的研究并没有继续探讨其间的重要机制.Korinek et al.（2005）解释到,正是个人的社会关系内在结构,不同层次的社会关系影响流动者是否将他们的流入地作为长期定居地.由社会关系编织形成的社会组织网络充斥在流入地的环境中,形塑迁移的轨迹.原先居住在村庄飞地而后进入城市的迁移者,他们在城市期间有大量的社会关系,能够提升他们的社会适应性和融入当地组织.进入城市的流动者是否会定居在目的地,还是会返回到原先的乡村,或者继续迁移到其他地方,主要取决于他们的城市社会关系组织网络和他们在组织网络中的位置[19].
已有研究大多关注到流动者的个体特征、社会网络以及客观制度环境对外来者留居意愿的影响,但这些研究仍然存在以下不足之处：第一,现有研究大多将外来人口当作均质化的群体进行整体研究,没有对其展开细分,缺乏严谨性.第二,现有研究已经注意到社区环境以及社会网络对个体留居意愿的影响,但都视社区层面的因素与个体因素为同一层次,没有注意到个体在不同社区对留居意愿也同样会产生影响,研究方法尚有不足.第三,已有学者提出农民工群体发生重大而剧烈的分化,已经成为一个异质性的群体（宋国恺,2016）[20],如果将外来劳动者作为一种均质化进行研究,那将会失去其它具有变异和异质性的特征.张文宏和雷开春（2008）也注意到了外来劳动者特征的差异性[21],利用因子分析方法比较劳动者不同职业类型在社会融入上的差异性①.那么,除此之外,本文试图补充采用其它测量外来劳动者就业特征的指标,选用新的研究方法,进一步充实劳动者就业特征与其留居意愿间关系的知识积累.
（三）研究假设
1.个体人力资本维度.人力资本是同物质资本具有同等重要性的资源.对经济发展的贡献,人力资本的作用将远大于物质资源,任何对人力资本的投资产生的效益也将远大于物质投资产生的经济效益,而教育就是其中的一个重要途径.教育的差异带来个人所拥有技术的差别,高技术知识程度的人要比低技术知识的人产出更高的价值（Schultz,1961）[22].对个人而言,个体所从事的职业类型在某种程度上代表了他们背后教育程度的差异,而教育程度的差异也同样反映到个人所从事的职业差异上.因从事行业和具体职业的差异带来了个体工作满意度的差别,进而影响到其对工作地的留居判断.
任远、戴星翼（2003）以上海为样本,发现白领职业和较高层次就业者等外来人口更愿意在城市留居[23].张鹏、郝宇彪、陈卫民（2014）也分行业、职业和收入水平进行了考察,发现好行业、高端职业和高收入的外来人口在工作地的融合要更强[24].张抗私、丁述磊、刘翠花（2016）通过研究非正规部门就业者的社会融入,认为个体经营户、家庭手工业户、公益性劳动组织在社会融入的不同阶段具有分位点效应,存在显著差异.Brown, Ralph· B（1993）较早指出,就业与个人生活需求息息相关,就业维度的测量包括就业满意度和收入满意度[25].亦有研究发现,家庭式迁入城市并不必然意味着他们会长期留居,迁移者的劳动力市场和在城市中的社会未来期待是他们定居与否的重要因素（Fan, C Cindy,2011）[26].由此,劳动者的就业特征差异在某种程度上代表不同个体在分割化劳动市场上人力资本投入—产出结果的差异.劳动者的自雇、雇员、雇主三种就业形态能够与劳动者职业种类、劳动者所在单位性质一同反映出个体在劳动市场中从业形态特征.
基于此,本文提出以下假设：
假设1：受教育程度越高,留居的意愿越强.
假设2：从工作中获得满足感越强,留居意愿越强.
假设3：不同业态的劳动者留居意愿不同,雇主、雇员的留居意愿会相对较高,自雇的留居意愿低.
2.社区满意度维度.Heaton等人（1979）发现,个体或是整个家庭考虑是否迁移取决于对当前居住条件的满意程度.居住满意度受到家庭特征、居住地特征以及家庭成员与其它人之间的社会联系的影响[27].个体对社区的偏好会影响个体留居意愿的判断.徐琴（2008）认为流动人口居住环境质量差,且频繁更换住所,将因缺乏对流入地的认同而选择离居.改善流动人口家庭的居住条件能够更好地促进社会认同和融合（王志理、王如松,2012）[28].Filkins et al.（2000）同样分析个人对社区的满意度受到社区公共服务基础设施、就业机会和社会支持网络等影响.此外,对社区满意度的测量还包括居住社区购物的便利程度、与所在城镇的距离等等（Brown,Ralph B,1993）[25].外来者嵌入到社区的社会环境和自然环境之中,与社区中人们的交往程度,对社区的环境感知都会影响到其留居与否的态度选择.基于此,提出以下假设：
假设4：与居住社区邻居的交流越频繁,留居意愿越强；
假设5：社区的环境质量感知越高,留居意愿越强；
三、数据与方法
本文使用的数据来自中山大学社会科学调查中心“2012年中国劳动力动态调查”（CLDS）,其主要调查年龄为15-54岁的人口,采用多阶段、多层次与劳动力规模成比例的概率抽样方法,随机样本覆盖全国29个省、直辖市和自治区（除港澳台、西藏、海南）.该项调查共完成303个村居（其中村174个,居129个）的调查,本文仅以外来劳动者不同业态的留居意愿为研究样本,并对缺失值进行处理,最终纳入分析的有效样本为854个.
（一）因变量的测量
因变量留居意愿涉及个人主观价值判断,在问卷中,2012CLDS留居意愿的测量也跟大多数大规模社会调查一样,采用李克特五点量表法进行测量,但又不同于一般的意愿态度类调查以直接询问的方式开展,而是经过简单逻辑推理后得出个体的留居意愿.在问卷中询问受访者：“您未来回到您的户口所在地定居的可能性是？”回答选项：“1.非常可能；2.比较可能；3.不确定；4.比较不可能；5.非常不可能.”数值越大,代表回到户籍所在地定居的可能性越不强,也就代表了外出定居的意愿更强.
（二）自变量的测量
主要自变量为个体从业状态,问卷中询问受访者目前的从业状态：“1.雇员；2.雇主（雇佣1人及以上）；3.自雇非体力工作者（无雇员的个体户或店主、自我雇佣的专业技术工作者,如会计、画家、作家等）；4.自雇体力工作者（包括自雇中的非专业技术类与非个体户的所有人员,包括建筑零散工、街头摊贩等）；5.务农”.务农也是自雇劳动力的一种形式,本文将自雇非体力和自雇体力以及务农归并为“自雇”一类.
社区自变量主要为社区的环境.问卷中以询问“2011年,本村是否有环境污染？”来测量农村社区的环境,回答选项分别为：“1.是；2.否.”对城市社区环境的测量则以访问员自填的形式评价.第一,“本社区容貌的整洁程度如何,由数值由1到10,代表从很乱到很整洁”,数值越大,代表城市社区的容貌整洁程度越高.第二,“本社区的绿化覆盖率达 %”,数值越大,则表示社区的绿化程度更高,也代表社区环境越好.
其余变量操作化结果见表1.
本文采用因子分析法测量“工作对满足个体劳动者以下需求的重要性程度”.问卷涉及“对您目前的工作,它在满足您的谋生、让自己心安、认识更多的人、获得尊重、兴趣和充分发挥自己能力上重不重要？”回答选项分别为：1.非常不重要；2.不重要；3.一般；4.重要；5.非常重要.数字越大,表明需求满足的重要程度越高.运用主成分分析法对6个项目进行因子分析,这6个项目的Cronbach＇Alpha信度系数为0.7507,大于0.7,适合做因子分析,经最大方差法旋转,提取发展需求和生存需求两个因子.
从表3的描述性统计分析中可以发现外来人口异地留居意愿的平均值为2.42,大部分的回答介于“比较不可能”和“不确定”之间.受访者平均年龄为34岁,平均受教育水平介于初中和高中,且受访者的大多数为非农户口.
从变量相关矩阵初步判断,工作带来个人发展需求上的满足与留居意愿在5%水平上显著,此外,性别、受教育程度、户口、流入地社区类型、农村环境问题、城市容貌以及绿化对外来人口的留居意愿在5%水平上同样具有显著性相关.
四、模型回归与分析
外来人口的留居意愿为多元定序变量,先用OLS和ologit回归模型进行分析.由于数据又具有多层次结构,850个个体样本中,有233个来自农村社区样本点,617个来自城市社区样本点,因此样本与样本点构成嵌套关系,应当用多层次模型技术,以期得到更准确的参数估计.本文将数据处理为两层：样本点社区为第二层次单位,样本个体为第一层次单位,使用随机截距模型.
首先无条件空模型,以判断是否需要采用多层次模型.
yij等于€%\00+€%]0j+€%^ij （1）
（1）式中,€%\00代表总截距,是固定参数；€%]0j代表样本点社区层次的随机变量,€%^ij 是社区样本点j的截距到总截距的距离；是外来人口个体层次的随机变量,即分布于j样本点的样本i到该样本点截距的偏离.
其次是随机截距模型,即允许每个社区样本点j拥有自己的截距.
yij等于（€%\00+€%\01G1j+€%\10€%p1ij）+（€%]0j+€%^ij ） （2）
（2）式中,固定效应部分包含了个体和群体变量.G1j代表样本点社区j的特征,€%\01是其系数；€%p1ij代表个体和社区的特征,€%\10是其系数.该模型将因变量解释为个体特征与社区特征的函数.€%]0j代表未被观察到或无法观察到的样本点j层次的随机变量,该变量为同一样本内所有个体共有.
由多层次线性空模型结果表明,外来人口异地留居意愿在很大程度上因流动人口居住的社区而有所差别,故有必要采用多层次模型分析方法.且方差成分分析的F值为2.74,在1%水平上显著,R2为0.3541,表明社区层面特征以解释35.41%的因变量.单因素方差分析得出Intraclass correlation为0.2277,社区特征对因变量具有显著影响.此外,随机效应模型€%j值为0.2415,大于0.138,为高关联强度,代表样本点社区间存在差异,社区层面能够解释个体层面不能解释的24.15%变异,因而,必须使用多层次模型.
（一）就业特征与异地留居意愿
样本中近1/3的劳动者留居意愿低,其中有37.7%的劳动者回答非常不可能留居,26.46%的劳动者不确定是否要留居,一共占所调查样本的64%.而比较可能和非常可能留居的仅有21.43%.总体而言,大部分劳动者仍选择不在工作地留居.
抽样中所调查的233个农村社区,有68.2%选择非常不可能留居和不确定；在城市社区中则有62.6%的受访者做了同样的留居选择.从劳动者具体的从业形态来看,不同业态的劳动者留居意愿差异较大.受调查样本中,有40.8%的雇员回答非常不可能留居；33.3%的雇主回答不确定；有39.7%的自雇非体力劳动者选择非常不可能留居；有30.6%的自雇体力劳动者回答不确定,36.9%回答非常不可能留居.务农占总样本的比例较少,仅为3.5%.
如果对劳动者的从业形态进一步做区分,分为雇员、雇主、自雇三种类型,即将自雇非体力、自雇体力以及务农都纳入到自雇劳动形态行列.那么受访者中,雇员占调查样本的72.83%；雇主占调查样本的10.54%；自雇占调查样本的16.63%.
（二）外来人口异地留居意愿的多层次模型分析
表5中模型1到模型4依次为外来人口留居的线性回归基准模型、仅包含个体特征的随机截距模型、村庄社区样本点的随机截距模型、城市社区样本点的随机截距模型的回归结果.模型5在模型4基础上增加劳动者业态变量、模型6以雇员为参照组、模型7以自雇为参照组.
（三）模型拟合度比较
对各模型回归结果进行比较（详见表6）,随机截距模型5、模型6和模型7的Akaike´s information criterion,依次为1760.469、1758.295、1756.886,模型7拟合度相对较好.比较模型5、6、7的Bayesian information criterion可得,模型5的BIC值为1831.826,相对优于模型6、7.因此,模型5和模型7的回归结果拟合度相对更高,回归结果较为可靠.
（四）模型回归结果
模型1和模型2的回归结果显示：个体层面变量的回归结果在线性基准模型和随机截距空模型中无太大差别.个体性别、受教育程度以及工作对“发展需求”的重要性程度对是否留居均有显著性影响,如模型1和模型2所示,除空模型中“发展需求”的满足在5%水平上显著外,性别、受教育程度均在1%水平上显著.当在空模型基础上考虑“村环境污染”社区变量对异地留居意愿的影响时,也就是模型3,该变量p值为0.062,在1%水平上负向显著.整个模型的观测样本量为233,均为农村社区.整个模型的Wald chi2（10）值为12.67,Prob > chi2值为0.2425,模型变得不显著.
增加“居整洁度”、“居绿化率”变量后的城市社区随机截距模型回归结果如模型4和模型5所示,模式5回归系数为oddsratio：当考虑社区层次的环境变量时,原有个体特征变量仍然显著.工作“满足发展”需求在10%水平上正向显著,odds ratio值为1.231,个体对工作“满足发展”需求的重要性程度每增加一个层次,留居的概率将提高23.1%；男性比女性异地留居的概率小38.7%,且在5%水平上显著.年龄每增加一岁,个体异地留居的概率下降1.9%,且在10%水平上显著.受教育程度较高的个体要比受教育程度较低和没有受过教育个体的异地留居可能性高46.8%,且在1%水平上正向显著.个体的从业状态也在10%水平上显著.城市社区层面的变量,“居整洁度”变量在1%水平上显著,在社区整洁度高的个体要比整洁度低的个体异地留居可能性高27%.
以雇员作为参照组的模型6回归结果显示：显著的个体特征变量仍然保持不变,雇主参照雇员变量呈显著状态,在保持其它因素不变的情况下,雇主留居的可能性要比雇员高出1.012%,且在5%水平上显著.而自雇状态参照雇员没有统计上的显著性相关,oddsratio值为1.561,p值为0.078.整个模型的-2Loglikelihood值为1724.295,相比模型5变小了,拟合度优于模型5.
以自雇状态为参照组的模型7回归结果显示：显著的个体特征变量仍然保持不变,雇主参照自雇状态没有统计上的显著性关系,而雇员参照自雇状态在10%水平上显著,雇员相比于自雇形态的劳动者的留居的可能性下降54.1%.整个模型的-2Loglikelihood 值为1722.886,相比模型5变小了,拟合度优于模型5.
五、结论与政策建议
外来劳动者从事的职业为自己谋得基本生存与发展的同时,也为城市的美好明天贡献出自己的青春与汗水,在推动经济发展和实现城市化的进程中贡献出了自己的一份力量.在城市化进程中“离乡且离土”的务工人员,也曾有部分人员希望能够留在曾经打拼过的城市.
从性别上来说,男性异地留居的可能性相比于女性要低.性别分工主张男性会比女性承当更多的家庭责任,尤其针对那些将父母留置家中,自己出来打拼的男性而言,对户籍地的家人也负有更多的责任,因而他们会将外出务工作为赚钱的途径,而并非想要真正留居落户.
从年龄上而言,年龄越大的外来劳动者异地留居意愿的可能性越小,这一方面与“乡愁”的文化情结有关,也与“落叶归根”的传统文化分不开；另一方面,随着年龄的增大,在城市的人力资本比较优势逐渐下降,与年轻人之间的竞争力下降,存在劳动力市场竞争中被淘汰的风险,因而更愿意选择回到户籍所在地谋生.
从受教育程度而言,个人接受的教育程度越高,越倾向留居.受教育程度越高的劳动者获得的人力资本越高,对市场回报率的期待也会更高,增强了其在异地打拼的自信心.
从个体在工作中获得需求满足重要性的角度而言,个体认为从工作中获得的发展需求满足程度越高,留居的意愿也就越强.这与调查受访者多为正值35岁左右的群体有关.年轻人在工作中能够获得个人能力提升和发展的机会,也就更热爱这份工作,也更愿意留在城市.
从个体从事的业态来看,不同劳动者从业形态的留居意愿具有差异.雇主比普通雇员更愿意留居下来.雇主以从事非正规经济为主,依靠自身在本地区建立的关系网络开展经营活动,而一旦离开该地区,靠自己努力辛苦打拼下来的基业就要付之东流,建立的社会关系网络功能也会消失,因而雇主因具有持续创业的动力而愿意继续留下来.而雇员的留居意愿比自雇形态的劳动者也要低.这其中可能有的解释是雇员对工作承担的责任和风险要低于“自负盈亏”自雇劳动者,能够无后顾之忧地在各个工作地方流动.同时也可能与抽样误差有关,在不愿意留居的总体样本中,有72.8%的为雇员,占有极大比例.
从社区环境而言,社区的自然环境越环保,个体选择继续留居的可能性也越高.随着人们经济水平和生活水平的提高,对居住的环境也提出了更好的要求,卫生环境、治安条件越好的居住区,人们更加倾向于长久居住.
基于此,为留住对地方经济发展做出贡献的劳动者,作为公共管理者的政府,一方面需要为劳动者持续提供专业技能培训,增强劳动者人力资本积累,以工作满足感增强劳动者对城市的留居意愿,吸引并留住人才.另一方面,也需要加强社会管理创新建设,以增强社区居住环境,给外来劳动者持续提供舒适、安全、宜居的生产生活环境.最后,还需要不断加强市场监管和市场安全建设,为自主创业和私营企业经营者等非正规经济从事者提供公平、有序的发展环境,提供和完善良好的基本公共服务,留住发展型人才,进而持续为本地发展做贡献.
[1]张抗私,等.非正规就业对居民社会融入的影响——来自中国劳动力动态调查的经验分析[J].经济学家,2016,（12）.
[2]许世存.城市适应对流动人口主观幸福感的影响分析——以黑龙江省为例[J].人口学刊,2015,（4）.
[3]王玉君.农民工城市定居意愿研究——基于十二个城市问卷调查的实证分析[J].人口研究,2013,37（4）.
[4]郭建宇.中山市流动人口留居意愿研究[J].南京人口管理干部学院学报,2010,（2）.
[5]朱宇.户籍制度改革与流动人口在流入地的居留意愿及其制约机制[J].南方人口,2004,（3）.
[6]孟兆敏,吴瑞君.城市流动人口居留意愿研究——基于上海、苏州等地的调查分析[J].人口与发展,2011,17（3）.
[7]梁波,王海英.城市融入：外来农民工的市民化---对已有研究的综述[J].人口与发展,2010,16（4）.
[8]丹尼尔·贝尔.后工业社会的来临[M].高铦,等.北京： 商务印书馆：1997.
[9]江立华.城市性与农民工的城市适应[J].社会科学研究,2003,（5）；陆林.融入与排斥的两难：农民工入城的困境分析[J].西南大学学报（社会科学版）,2007,（6）；陈世伟.社会建设视域下农民工的城市社会适应[J].求实,2008,（2）.
[10]江立华.论农民工在城市的生存与现代性[J].郑州大学学报（哲学社会科学版）,2004,（1）.
[11]曹子玮.农民工的再建构社会网与网内资源流向[J].社会学研究,2003,（3）.
[12]朱力.论农民工阶层的城市适应[J].江海学刊,2002,（6）.
[13]王玉君.农民工城市定居意愿研究——基于十二个城市问卷调查的实证分析[J].人口研究,2013,37（4）.
[14]李强,龙文进.农民工留城与返乡意愿的影响因素分析[J].中国农村经济,2009,（2）.
[15]李涛,任远.城市户籍制度改革与流动人口社会融合[J].南方人口,2011,26（3）.
[16]李培林.流动农民工社会网络和社会地位[J].社会学研究,1996,（4）.
[17]Granovetter,M.S.The Strength of Weak Ties[J]. American Journal of Sociology, 1973,78（6）.
[18]任远.“逐步沉淀”与“居留决定居留”——上海市外来人口居留模式分析[J].中国人口科学,2006,（3）.
[19]KorinekKim,Barbara Entwisle,Aree Jampaklay.Thro-ugh Thick and Thin： Layers of Social Ties and Urban Settlement among Thai Migrants[J].American Sociological Review, 2005,70（5）.
[20]宋国恺.农民工分化视角下的城市社会融合阶段划分研究[J].福建论坛·人文社会科学版,2016,（1）.
[21]张文宏,雷开春.城市新移民社会认同的结构模型[J].社会学研究,2009,4.
[22]Schultz,T.W. Investment in Human Capital[J].The American Economic Review, 1961, 51（1）.
[23]任远,戴星翼.外来人口长期居留的 LOGIT 模型分析[J].南方人口,2003,（4）.
[24]张鹏,等.幸福感、社会融合对户籍迁入城市意愿的影响——基于2011年四省市外来人口微观调查数据的经验分析[J].经济评论,2014,（1）.
[25]Brown, Ralph B. Rural Community Satiaction and Attachment in Mass Consumer Society[J].Rural Sociology, 1993,58（3）.
[26]Fan, C Cindy. Settlement Intention and Split Households： Findings from a Survey of Migrants in Beijing´s Urban Villages[J]. China Review, 2011, 11（2）.
[27]Heaton, Tim,CarlFredrickson,Glenn V Fuguitt,James J Zuiches. Residential Preferences, Community Satiaction, and the Intention to Move[J].Demography, 1979, 16（4）.
[28]王志理,王如松.流动人口城市居住生态及其政策分析[J].中国人口·资源与环境,2012,（5）.
[29]Filkins, Rebecca, John C Allen,Sam Cordes. Predicting Community Satiaction among Rural Residents： An Integrative Model[J].Rural Sociology, 2000, 65（1）.
社区环境论文参考资料：
言而总之：上述文章是关于外来人口和留居和劳动力方面的社区环境论文题目、论文提纲、社区环境论文开题报告、文献综述、参考文献的相关大学硕士和本科毕业论文。
