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流动人口主观幸福感影响因素及其对“人民城市”建设的启示

来源:城乡规划杂志社 发布时间:2022-09-22 点击次数:48507

摘要:“人民城市”承载着人们对美好生活的向往。随着人口城镇化的深入推进,如何提升流动人口幸福感逐渐受到社会各界的广泛关注。本文采用 2014 年“中国流动人口动态监测调查—流动人口社会融合与心理健康专题调查”数据,构建 “流动—环境—主观幸福感”研究框架,探讨流动背景下多维度环境对流动人口主观幸福感的影响。

结果表明:第一,“流动”对流动人口的主观幸福感带来负面影响,流动时间长、流动范围小的群体受到的负面影响相对较小。

第二,流动人口在居住和就业区位选择上存在群体差异,随着流动时间的延长,流动人口生活空间逐渐从边缘化社区转向常态社区;流动范围越大,流动人口职住空间边缘化特征越明显。

第三,对流动人口主观幸福感产生负面影响的因素包括城市空气污染、边缘化社区、陌生工作环境等物理环境因素以及社会排斥、居住隔离等社会环境因素。

基于研究结果,从城市管理、公共资源配置、社区营造等方面提出建设“人民城市” 的建议,以期助力流动人口的主观幸福感提升。

01.研究概况

2019 年,习近平总书记考察上海时提出:“人民城市人民建,人民城市为人民。在城市建设中,一定要贯彻以人民为中心的发展思想,合理安排生产、生活、生态空间……让城市成为老百姓宜业宜居的乐园。”“人民城市”是以人民为中心理念在城市维度的体现,承载着人民对美好生活的向往。根据马斯洛需求层次理论,建设“人民城市”不仅要关注人的物质文化等客观“硬需求”,还要关注人的获得感、幸福感、安全感、尊严和权利等主观“软需求”。

改革开放以来,中国城市化进程进入快速发展阶段。在区域差异和城乡差异的双重作用下,中国经历了大规模的人口流动。城乡之间的人口流动,成为中国城镇化的主旋律。

流动人口是城市建设的重要参与者和贡献者,但与此同时,也是城市的弱势群体,面临着住房困难、医疗和教育等资源缺失、就业歧视、社会排斥等问题。如何促进流动人口“市民化”、提升流动人口生活幸福感逐渐成为“人民城市”建设的重要议题。

根据人口推拉理论,地区之间特定要素的差异与不均衡性是人口流动的根本原因。地区间经济、社会、物理环境和公共资源的差异不仅影响着人口的流动方向,也影响着流动人口的主观幸福感。已有研究表明,流动人口的主观幸福感存在地区差异,与城市规模呈显著的“倒 U”形关系。

但也有研究得出了相反的结论,即流动人口主观幸福感与城市规模呈“正 U”形关系。城市物理环境会影响人的主观幸福感也被诸多研究所证实,例如空气污染会降低主观幸福感,且这种影响存在群体异质性,因为老年人、低收入人群等社会弱势群体受到空气污染的风险和危害比普通人更大。

对城市流动人口而言,由于受到二元户籍制度、劳动力市场分割以及自身能力与资本等因素的制约,居住地和工作地环境是其区别于城市当地居民最明显的环境因素。此外,日常生活和工作环境中的不利因素也会损害流动人口的身心健康,居住在非正规住房的流动人口,其幸福感水平低于居住在正规住房的流动人口。

邻里贫困指数或邻里剥夺指数越高,流动人口的主观幸福感越低;对工作环境满意度越低的流动人口,其主观幸福感也越低。值得注意的是,流动人口的主观幸福感并不是一成不变的,而是处于动态变化的过程中,在流入地居住的时间越长,适应程度越高,主观幸福感也越高。

尽管国内学者开始关注环境因素对流动人口主观幸福感的影响,但已有研究往往只考察单一环境因素的影响,缺乏对不同尺度、不同维度环境因素与流动人口主观幸福感关系的综合考察。有鉴于此,本文构建“流动—环境—主观幸福感”理论假设框架(图 1),尝试回答流动背景下,个体层面与城市层面的物理环境及社会环境因素对流动人口主观幸福感的影响。该框架提出以下研究假设:

 

 

假设 1(H1):“ 流动” 这一行为会直接影响流动人口的主观幸福感,且这种影响在时间(流动时间)和空间(流动范围)两个维度上存在差异;假设 2(H2):流动的时空特征影响流动人口与城市空间互动,导致流动人口在居住和就业区位选择上存在群体差异;假设 3(H3):居住空间和就业空间是流动人口在流入地生活中最重要的两个空间,因此,职住空间环境及流入城市环境直接影响流动人口的主观幸福感。

02.数据与方法

2.1  研究数据

本文采用国家卫生计生委 2014年组织开展的“中国流动人口动态监测调查—流动人口社会融合与心理健康专题调查”数据。该调查采用按规模大小成比例的概率抽样方法,即 PPS 抽样方法(Probability Proportionate to Size Sampling),在北京市朝阳区、山东省青岛市、浙江省嘉兴市、福建省厦门市、广东省深圳市、广东省中山市、河南省郑州市以及四川省成都市等八个城市(区)各抽取2 000 名流动人口开展调查,同时抽取相同样本量的户籍人口进行调查。

其中,流动人口调查对象是指在流入地居住一个月以上、非本区(市、县)户口的 15~59 周岁流入人口,不包括调查时在车站、码头、机场、旅馆、医院等地点的流入人口及在校学生。与全国人口普查中的流动人口概念(离开户口登记地所在的乡镇街道半年以上的人口)相比,该调查将人口流动时间缩短至“一个月以上”,可以覆盖更多人群。经剔除缺失信息的样本后,流动人口有效样本 15 845 份,其基本特征如表 1 所示。

此外,本文采用的城市(区)社会经济数据来源于各城市(区)的统计年鉴,空气质量指数(AQI)数据来源于中国空气质量在线监测分析平台。

2.2  变量选取与测度

本文的因变量为流动人口的主观幸福感,采用迪纳(Ed Diener)等提出的生活满意度量表(Satisfaction with Life Scale,SWLS)来测度(表 2)。

生活满意度是指人们在认知和情感上对其生活质量所做的整体评价,是衡量人们生活质量的一个综合性心理指标。生活满意度量表由 5 个问题组成,采用 7 级评分制计分,总得分在 5~35 分,得分越高说明主观幸福感越高。

解释变量的定义如表 3 所示。由于流动人口的个体社会经济属性特征往往对其主观幸福感产生不同程度的影响,因此,本文选取性别、年龄、户籍、婚姻状况、受教育程度、职业类型以及个人月收入作为控制变量。自变量主要包括流动特征以及环境特征,其中环境特征包括个体层面环境和城市层面环境两类。在流动特征方面,选取流动时长和流动范围纳入模型。在个体层面环境因素方面,基于现有研究基础及数据可获取性,选取就业区位、居住区位以及居住隔离等三个变量。其中,居住隔离是指社会经济地位、地域文化、人际关系以及社会心理等在空间分布上的差异程度,反映了居住社区和交往群体在物理空间上的关系。在个体层面,居住隔离可以用邻里类型来表征,本文选取居住隔离这一变量来反映流动人口居住空间的社会环境。借鉴国内外居住隔离测度方法,将居住隔离操作化为主要邻居类型,具体而言,询问受访者“您的邻居主要是谁”,若受访者回答“外地人”或者“不清楚”,说明存在居住隔离;若回答“本地市民”或者“外地人和本地人数量差不多”,说明不存在居住隔离。在城市层面环境因素方面,选取经济环境、社会环境和自然环境等三个变量。其中,经济环境用人均 GDP 表征;社会环境用城市流动人口比例表征;自然环境则用空气质量指数(AQI) 表征, AQI 指数越高说明空气污染越严重。

2.3  研究方法

本文的研究对象来自东、中、西部八个城市(区),由于不同城市(区)的社会经济发展存在差异,来自同一城市(区)的流动人口可能存在某些群体特性,导致数据违背独立性条件,因此本文采用线性混合模型方法探析影响流动人口主观幸福感的因素。线性混合模型是针对数据的非独立性问题而发展起来的一类模型,充分考虑了数据的集聚性问题,可以在数据存在集聚性时对影响因素进行正确的估计和假设检验。

03. 结果分析

3.1  流动人口主观幸福感状况

流动人口主观幸福感低于户籍人口(图 2)。从总体上看,流动人口主观幸福感得分为 21.85 分,户籍人口得分为 23.28 分,两类群体的主观幸福感得分差异通过统计学显著性检验(F =403.992,p =0.000)。从城市层面上看,不同城市(区)流动人口主观幸福感存在差异, 八个城市(区)流动人口主观幸福感均低于户籍人口。

流动人口的主观幸福感随着流动时间的延长呈现上升趋势(图 3)。以五年为间隔,将流动人口按流动时长划分为五组,统计分析发现,不同流动时长的流动人口主观幸福感呈现出显著性差异(F =23.63, p =0.000);流动时间越长,流动人口主观幸福感越高。

流动范围小的流动人口,其主观幸福感高于流动范围大的群体。市内跨县流动的群体主观幸福感得分为22.33 分,高于跨省流动和省内跨市流动的群体,但后两者得分差异不明显,分别为 21.83 分、21.82 分。

上述分析表明,“流动”这一行为对流动人口的主观幸福感产生了影响,且这种影响因流动时间和流动范围的不同而存在差异,验证了假设 1。

3.2  流动人口职住区位选择
       3.2.1 流动人口居住区位选择
       总体上看,居住在正规性社区的流动人口仅占 26.31%,居住在未经改造的老城区、“城中村”或棚户区、城郊接合部和农村社区的流动人口比例分别为 15.39%、13.54%、16.34% 和28.42%(表 4)。

不同流动时长的流动人口在居住区位选择上存在显著差异。随着流动时间延长,流动人口居住空间逐渐从农村社区、城郊接合部以及“城中村” 或棚户区等边缘化社区转向正规性社区、老城区等常态社区。

不同流动范围的流动人口在居住区位选择上存在显著差异。流动范围越大,选择居住在农村社区、城郊接合部以及“城中村”或棚户区等边缘化社区的流动人口比例越大,选择居住在正规性社区、老城区等常态社区的比例越小,这种差异在一定程度上体现了区域分割效应,即流动地域层次越大,流动人口与流入地城市居民之间的社会距离越大。

3.2.2 流动人口就业区位选择

总体上看,流动人口就业地主要位于市区,占比 45.64%;在城乡接合部、县城、乡镇、农村就业的流动人口比例分别是 15.87%、3.44%、 13.93% 和 12.76%(表 5)。

不同流动时长的流动人口在就业区位选择上存在差异。不同流动时长的流动人口,其就业地均主要位于市区,随着流动时间延长,选择在农村就业的流动人口比例逐渐下降,选择在市区就业的流动人口比例先下降后上升,选择在城乡接合部就业的流动人口比例先上升后下降,其他则无明显的梯度规律。

不同流动范围的流动人口在就业区位选择上存在差异。随着流动范围增大,选择在城乡接合部、乡镇以及农村就业的流动人口比例均逐渐增大,选择在县城就业的比例则逐渐减小。此外,跨省流动群体选择在市区就业的比例远小于省内跨市流动和市内跨县流动的群体。

上述分析说明,流动人口的职住区位选择因流动时长、流动范围的不同而存在差异,随着流动时间的延长,流动人口居住空间逐渐从边缘化社区转向常态社区,就业空间也随之变化;流动范围越大,流动人口职住空间边缘化的比例也越大,验证了假设 2。
       3.3  流动人口主观幸福感的影响因素
       基于“流动—环境—主观幸福感” 假设框架,构建环境与流动人口主观幸福感关系的线性混合模型,检验城市宏观环境、职住空间环境对流动人口主观幸福感的影响。在构建正式模型之前,首先构建只包含随机效应的零模型,将“城市(区)”作为随机变量,在城市(区)层面检验是否存在集聚性。结果显示,代表城市(区)间差异的常数项估计值为 2.982,且具有统计学意义(表 6),说明流动人口主观幸福感的变异在城市(区)层面存在集聚性,应拟合线性混合模型进行影响因素分析。

3.3.1 个体特征对流动人口主观幸福感的影响

模型 1 是流动人口个体社会经济属性特征与主观幸福感的关系模型(表 7)。

结果显示,性别、年龄、婚姻、职业类型以及个人月收入等个体社会经济属性对流动人口主观幸福感产生显著影响。男性流动人口主观幸福感低于女性,可能是因为男性流动人口承担着更大的经济责任和家庭责任。年龄与主观幸福感呈正相关,随着年龄增长,流动人口主观幸福感会有所提高。

已婚的流动人口主观幸福感高于未婚的流动人口,可能是因为已婚者往往有明确的生活目标,同时能获得来自家庭成员的陪伴与支持;而未婚的流动人口在流动过程中面临着更多生活方面的不确定因素,导致其主观幸福感明显低于已婚流动人口。

职业类型对流动人口主观幸福感产生显著影响,从生产运输操作人员到商业、服务业人员再到白领,模型估计值逐渐增大,说明职业声望越高,流动人口主观幸福感也越高。

个人月收入对流动人口主观幸福感有显著的积极作用,流动人口外出务工主要出于经济目的,因此较高收入对主观幸福感的促进作用毋容置疑。

3.3.2 流动特征与环境特征对流动人口主观幸福感的影响

模型 2 在模型 1 的基础上加入了流动特征、职住环境以及城市环境变量。

在流动特征方面,结果显示,流动时长与流动人口主观幸福感呈正相关关系,流动时长每增加一年,流动人口主观幸福感提高 0.053 个单位。这是因为,在流入地驻留时间较长的流动人口逐渐地适应了新环境与生活方式,也逐渐积累了经济能力资本,有助于提升其主观幸福感。“跨省流动”和“省内跨市”的系数虽为负值但不显著。

在就业环境方面,与工作地位于农村的流动人口相比,在市区工作的流动人口主观幸福感下降 0.77 个单位。这是因为,流动人口对农村的乡土环境和工作方式更为熟悉(85.97%的流动人口为农业户口),而市区的就业岗位往往工作强度大、工作要求高,使得在市区就业的流动人口主观幸福感相对较低。此外,工作地位于城乡结合部、县城或者乡镇的流动人口主观幸福感与工作地位于农村的流动人口无明显差异。

在居住环境方面,与居住在农村社区的流动人口相比较,居住在未经改造的老城区的流动人口主观幸福感下降 0.776 个单位,居住在“城中村” 或棚户区的流动人口主观幸福感下降0.457 个单位。居住隔离对流动人口主观幸福感产生负向影响,具体而言,与非居住隔离的流动人口相比,面临居住隔离的流动人口主观幸福感下降0.857 个单位。这是因为,居住隔离拉大了流动人口与本地居民之间的社会距离,减少了流动人口与居住社区中不同群体社会交往的潜在机会,不仅将流动人口屏蔽在分享城市社会资源之外,也间接剥夺了他们向上层流动的机会,迫使流动人口群体成为一座“孤岛”,久而久之难免产生自卑、失落、抑郁等消极心理,从而对其主观幸福感产生负面影响。

在城市(区)环境层面,流入城市流动人口比例及 AQI 指数与流动人口主观幸福感呈负相关关系,人均GDP 对流动人口主观幸福感的影响不显著。具体而言,城市流动人口比例每提高 1%,流动人口的主观幸福感下降 0.047 个单位。

已有研究表明,城市流动人口比例是影响流动人口融入城市的重要原因之一,流动人口大量涌入城市不仅会加大社会治安管理难度,而且会加剧城市本地居民与流动人口在交通、文体教育、医疗卫生等公共资源方面的竞争,当城市本地居民发现自身利益受到流动人口的侵害时,便会对流动人口产生偏见、歧视和排斥,使得流动人口难以融入城市,从而影响其生活质量和主观幸福感。此外,流动人口主观幸福感与表征城市空气污染情况的 AQI 指数呈负相关关系,AQI 指数每增加一个单位,流动人口主观幸福感下降0.025 个单位。

以上模型结果表明,城市宏观环境、职住空间环境对流动人口主观幸福感产生了不同程度的影响,验证了假设 3。

04.结论与启示

人民幸福感逐渐受到政府部门以及社会各界的热切关注,流动人口是一个为城市建设和发展做出重要贡献的特殊群体,如何提升其幸福感逐渐成为“人民城市”建设的重要议题。本文采用“中国流动人口动态监测调查—社会融合与心理健康专题调查” 数据,在分析流动人口主观幸福感特征和职住空间特征的基础上,利用线性混合模型探讨影响流动人口主观幸福感的多维度因素。主要结论如下:

(1)“流动”这一行为直接影响人们的主观幸福感。流动人口主观幸福感低于户籍人口;随着流动时间延长,流动人口主观幸福感呈现上升趋势;流动范围小的群体主观幸福感高于流动范围大的群体。

(2)不同流动时长和流动范围的流动人口在职住区位选择上存在差异。随着流动时间延长,流动人口生活空间逐渐从边缘化社区转向常态社区,就业空间也随之变化;流动范围越大,流动人口职住空间边缘化的比例也越大。

(3)城市环境、职住空间环境对流动人口主观幸福感产生直接影响。城市空气污染、边缘化社区、陌生工作环境等物理环境因素以及居住隔离、社会排斥等社会环境因素对流动人口主观幸福感产生负面影响。

基于以上结论,本文提出以下建议,以期为“人民城市”建设提供借鉴。

首先,在城市管理方面,政府应当发挥宏观调控作用,通过政策、财政等支持手段提高中小城市基本公共服务供给水平和创造更多就业机会,增加中小城市吸引力,引导流动人口在不同区位、不同规模和不同发展水平的城市间有序流动和合理分布,避免流动人口过度涌入大城市,导致公共资源竞争和社会排斥效应加剧。

其次,在公共服务资源配置方面,应将“人民城市”理念及流动人口友好作为规划建设的基本原则之一。当前的城市公共服务资源配置通常以户籍人口为依据,忽略如此大规模流动人口的现实需求可能会导致规划决策失误,从而引发社会问题。因此,在编制各类公共服务设施规划时,应该将城市管理服务人口作为需求预测的依据,重视流动人口的城市生活需求,让流动人口与城市居民共享城市发展成果。

最后,在社区营造方面,应当重视流动人口集聚区的社区生活圈规划和社区管理。一方面,要以保障流动人口的刚性住房需求为前提,积极改善流动人口聚集区的居住环境,提高“15 分钟社区生活圈”的公共服务设施供给水平;另一方面,应当鼓励本地居民与流动人口混合居住,转变社区管理模式,倡导通过社区参与式规划、社区共治、社区营造等方式,促进流动人口与本地居民及社区互动,从而打破流动人口与本地居民之间的隔阂,增进流动人口的社区共识与地方认同感,营造有利于提升流动人口主观幸福感的社会氛围。

作者

戴颖宜 广州市城市规划勘测设计研究院,广东省城市感知与监测预警企业重点实验室助理工程师

周素红 中山大学地理科学与规划学院,广东省公共安全与灾害工程技术研究中心教授

文萍 中山大学地理科学与规划学院,广东省公共安全与灾害工程技术研究中心副研究员(通讯作者)

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