2．按平均增長率預測
2009年，通州區納入市區後，市區經濟發展穩定，人口穩步增加，人口自然增長率變化不大，但是隨著人口基數的增大，人口老齡化程度不斷加深，這種情況下比較適合用“平均增長率法”來預測人口的規模。人口規模預測公式如下：P=P0X（1+α+β）N，P表示規劃期末人口規模，P0表示基期人口規模，α表示年平均人口自然增長率，β表示年平均人口機械增長率，N表示規劃年限。2010年以來，市區年平均人口自然增長率約0.45‰，年平均人口機械增長率約8‰，其中2014年人口自然增長率接近1‰。考慮“單獨二孩”政策實施後人口自然增長率上升、市區吸納外來人口能力增強等因素。以2014年為基期（233.55萬人），按照1‰的年平均人口自然增長率和9‰的年平均人口機械增長率計算，在市區行政區劃沒有變動的情況下，2020年，市區人口將接近250萬人。
3．按綜合承載能力預測
隨著城市化的推進，中心城市社會經濟的持續發展，要發揮中心城市對區域引領、輻射和帶動作用，市區需要一定的人口支撐。按1500人\/平方公裏的人口密度計算，市區可承載300萬以上常住人口。
（二）市區人口集聚及發展對策建議
未來幾年，南通市區社會經濟仍將保持較快發展勢頭，這必然會帶來新的崗位需求，市區人口老齡化日趨嚴重，客觀上需要補充更多的適齡勞動力資源。加快市區人口集聚、提高市區人口素質對推動南通社會經濟具有十分重要的現實意義。
1．加強人口研究，製定人口發展規劃
把人口發展戰略納入社會經濟發展全局，從戰略的高度，對人口問題進行全麵、深入、前瞻性的研究，運用係統、科學的方法，分析人口數量、質量、結構、分布的狀況、規律及趨勢，分析人口與經濟、社會、資源、環境等相互關係及變化規律，製定中長期人口發展規劃，勾畫人口發展藍圖，促進人口有序集聚，提出符合南通市區情況的人口發展目標（適度人口規模）、模式和政策建議，統籌人口與社會經濟發展，科學調控人口發展規模，促進人口與社會經濟資源環境的協調可持續發展。
2．放大產業優勢，推動市區人口集聚
以產業的集聚促進市區人口的集聚，市區人口集聚必須以產業的集聚為基礎和支撐。當前應統籌規劃好市區產業布局，科學調整產業結構，以產業發展帶動人口集聚。產業發展是城市人口集聚和城市空間規模擴展的最有力驅動，特別是第三產業的發展有助於提供更多的就業機會而利於人口集聚。在服務業相對發達的崇川區，要加快現代服務業、商貿流通業、房地產業、文化娛樂業、休閑旅遊業和教育產業發展，吸引周邊地區的富裕人群遷居市區。港閘區進一步順應城市化發展的趨勢，嚴格執行城市建設規劃，完善各項基礎設施和公共服務設施，增強城市承載力，提升城市形象，吸引更多人口集聚。開發區、通州區、濱海園區應主動承接主城區產業轉移，加快先進製造業、高技術產業發展，形成特色化產業體係，支撐和實現人口集聚。
3．適時推進區劃調整，擴大市區人口規模
2009年通州市調整建製並入市區，市區人口規模實現了翻番。周邊城市市區人口規模的擴大，無不通過行政區劃的調整，撤縣（市）設區實現的。我市大的區劃調整相比蘇州（2001年吳縣市、2012年吳江市）、無錫（2000年錫山市）、常州（2002年武進縣）、揚州（2000年邗江縣、2011年江都市）、鎮江（2002年丹徒縣）要遲，比蘇州、常州、揚州等地力度要小，泰州市也在2012年撤銷薑堰市，設立了薑堰區。2015年，常州市行政區劃再做調整，金壇撤市設區。因此，我市應適時啟動新一輪的區劃調整，把海門市調整建製或海門西部地區並入市區，這樣可以增加近100萬的人口，市區人口規模將超過300萬人。也可以考慮把如皋市的長江鎮等接近南通市區的地區並入，把如東的洋口港並入市區和濱海園區聯動開發。中心城市空間的拓展，有利於中心城市在更大的空間和更高的層次上整合發展資源，進一步提高城市的綜合承載能力和輻射帶動能力。
4．加強製度創新，推進市區人口集聚
從當前市區人口集聚的途徑來看，一是戶籍人口的自然增長，二是市域內（縣、市）外人口的遷移流動集聚。因此，要以適宜人居、適宜創業為建設目標，通過製定相關政策，吸引人口向南通中心城市集聚。首先要加快戶籍製度改革，完善人口管理製度，降低人口的遷入難度，以製度保障促進人口集聚，引導農村人口向中心城市和城鎮集聚。二要研究製定積極的外來人口政策，積極引進並留住外來的優秀管理人才、技術人才和熟練技術工人。三要建立適應人口流動的各項社會保障製度，使來通人口無後顧之憂。四要健全勞動力資源市場，為來通就業者提供各種便利。
5．積極應對老齡化，促進社會穩定和諧
日趨嚴重的人口老齡化，加劇了發展和保障的雙重壓力。積極應對人口老齡化關係國計民生和國家長治久安，是社會穩定和諧的基礎。一要加強製度建設，健全社會保障體係，完善老年人養老、醫療保障政策和措施，實現各種保障的全麵覆蓋，提高老年衛生服務能力和水平；二要大力扶持和發展老年健康產業，開發符合老年人需求的產品和服務，提高老年人健康水平；三要繼承發揚尊老、重老、愛老的優良傳統，重視推動老年事業發展，加大養老服務設施建設，拓寬養老服務領域，提高社會養老水平。真正實現“老有所養、老有所醫、老有所為、老有所樂”的健康老齡化，從根本上解決好老年人口和老齡化問題。
6．推進城鄉一體化進程，提高城鎮化質量水平
城鎮化是經濟發展的紅利和引擎，因此要認真貫徹落實中央城鎮化工作會議精神和決策部署，以人的城鎮化為核心，以城鄉發展一體化為導向，以提高城鎮化質量為關鍵，走符合南通市情的新型城鎮化發展道路。南通市區的城鎮化還有較大的發展空間，因此，當前要緊緊抓住新型城鎮化發展的戰略機遇期，堅定不移地走新型城鎮化發展道路。在推進城鎮化發展過程中，要加強領導和統籌協調，注重科學規劃提高城鎮化建設和管理水平，不斷提高城鎮人口素質和居民生活質量；要加快經濟轉型和產業結構升級，以產興城，促進產城融合，不斷提高城鎮吸納就業的容量和承載能力，提高城鎮化發展水平。在加快中心城區發展同時，要加快通州城區及小城鎮建設，推進城鄉發展一體化，切實提高城鎮化發展質量。
7．加強流動人口管理，提高管理服務水平
人口流動促進了經濟發展，但對流動人口，特別是外來流動人口的管理和服務，還存在許多不完善的地方。因此要根據流動人口長期化、年輕化、舉家化、聚集化的發展趨勢，在主導政策取向上，積極探索社會管理製度創新，突破二元式人口管理模式，將流動人口納入統一的人才市場、勞動力市場，納入統一的就業、培訓、保險、住房、子女教育等公共服務體係。為流動人口提供全方位的服務，充分保障外來流動人口在就業、子女受教育、醫療衛生、居住、公共服務等方麵的權利。逐步實施一元化人口管理模式，建立各部門聯網的人口信息服務平台，實現公安、民政、勞動保障、教育、醫療、計生、房管、統計等部門的信息共享和協調，推進城鄉一體化、本地居民和外來新市民一元化的人口管理服務全覆蓋。
8．加強人才教育投入力度，提高人口文化素質
“百年大計，教育為本”，人口文化素質在社會發展中的地位日顯突出，對經濟發展的推動作用日益增強。一個國家的競爭力不僅取決於勞動力的數量，更取決於勞動者的素質。為促進社會經濟持續、健康發展，必須加快提高人口整體文化素質。一要加大教育投入力度，不斷提高基礎教育水平，同時要加大職業教育和成人教育力度，促進人口整體文化素質的提升。二要加強就業培訓服務，利用各種社會資源和渠道，開展職業培訓，促進各種層次技能人才培養。三要做好人才引進工作，拓寬人才引進渠道，完善人才激勵製度，營造人才成長環境，鼓勵更多大學畢業生回通就業，引進更多高層次人才來通創業就業生活。
後人口紅利時代南通經濟可持續增長路徑研究
王金國
（南通開放大學）
一、前言
人口是宏觀經濟變量中一個重要的剛性因素，直接影響著經濟增長的速度、效益及過程。其中人口數量決定了勞動力人數、消費市場規模；人口的年齡結構及其變化從宏觀上決定著社會資本形成、居民儲蓄水平、人口紅利水平以及城鎮化水平等，在中觀上它們是工資、成本與利潤的一個主要影響因素；人口的地區分布及流動與社會財富資源配置的流向、戶籍製度等有密切的聯係；人口的產業分布很大程度上決定著經濟結構、產業結構及經濟發展方式的轉變；人口質量則直接決定了經濟增長中的人力資本投資與形成、技術創新、經濟效率等。由此可以看出，人口與經濟增長有密切的聯係，這也是本文研究的立足點。
過去經濟學界在觀察和分析人口與經濟增長領域更多地關注人口規模或人口增長率對經濟增長的影響，而從20世紀90年代以後轉移到對人口年齡結構，或人口轉變所形成的人口紅利對經濟增長的影響的研究上來。國內很多學者對“人口紅利”對我國經濟增長產生的影響進行了分析。蔡昉（1999）較早地指出人口轉變帶來的新增勞動力對中國經濟增長的貢獻是顯著的。王豐等（2004）對中國人口轉變過程中的“人口紅利”進行實證研究，得出的結論為“人口紅利”對我國1982—2000年間經濟增長的貢獻為15%。汪小勤（2007）認為“人口紅利”從高勞動參與率、高儲蓄率和較高勞動力配置效率三個方麵推動我國經濟增長。在研究“人口紅利”對經濟增長貢獻的同時，也有學者，如蔡昉（2011、2013）對人口紅利效應進行了反思，提出人口紅利的有限性，認為人口紅利的逐漸消失意味著中國以往的經濟增長模式麵臨著重要的瓶頸。郭晗、任保平（2014）通過對人口年齡結構變化階段的分析，得出人口紅利變化會呈現“倒U型”曲線的一般規律，中國經濟發展方式必須在基本路徑、勞動要素、資源要素、政策調控和根本目標等方麵進行轉型。
這些代表性的學術觀點中，其共同的觀點就是“人口紅利”對推動經濟增長有著積極的作用。但“人口紅利”不是永久性的增長源泉，隨著中國社會進入“新常態”，原來依靠廉價勞動力獲取經濟增長的模式已經不複存在。通過促成更多的勞動力供給、新的儲蓄動機以及更豐富的人力資本存量來延長人口紅利，並同時創造第二次人口紅利是促進經濟增長的可持續性的重要條件。
南通作為一個人口大市，也是全國人口老齡化水平最高的地區之一。據《南通市2014年度人口發展報告》顯示，2014年南通市60歲以上人口191.68萬，占總人口的26.27%，比2013年增加0.82%，其中65歲以上人口133.10萬，占總人口的18.24%，比2013年增加0.51%，處於“深度老齡化”階段，家庭及社會養老負擔逐步加重。同時南通少年兒童（0～14歲）人口76.87萬，僅占總人口的10.53%，屬於“超少子化”階段。報告還顯示，2014年南通首次出現勞動年齡人口、鄉村勞動力、從業總人口同步大幅度下降，其中勞動年齡人口較2013年減少4.86萬，鄉村勞動力人口減少4萬，全市從業人員減少5.2萬，伴隨著勞動力數量的減少，南通總人口數已經連續13年負增長，這預示著南通“人口紅利”窗口正加速關閉，已進入“後人口紅利”時代。對南通“後人口紅利”時代如何保持經濟持續穩定增長的研究與探討，有其重要的實踐價值與政策啟示，對於逐漸進入老齡化社會的中國其他地區也有一定的借鑒意義。
二、人口紅利對南通經濟增長貢獻的實證分析
（一）建立模型
本文借鑒陳友華（2008）構建的人口紅利對經濟增長影響的數學模型，來定量地估算人口紅利對南通經濟增長的貢獻。GDP為國內生產總值，L與P分別表示15～64歲年齡段人口數與總人口數，GDP、L與P右下角的t表示某一年份。Ls與Ps與隻分別代表標準人口中15～64歲年齡段人口數與總人口數，Ls\/Ps為標準人口中15～64歲年齡段人口比例，GDPs=·Pt為含有人口紅利因素影響情形下的t年的實際GDP，而GDPst為不含有人口紅利因素影響情形下的t年的理論GDP。
因為GDP=·P
所以有GDPt=·Pt
人口紅利因素對GDP的貢獻率可用絕對值和相對值來表示，由下式計算：
人口紅利因素對GDP的貢獻（絕對值）=GDPt-GDPst
人口紅利因素對GDP的貢獻（相對值）=X100%
（二）數據分析
根據以上數學模型，利用南通曆年統計年鑒及曆次人口普查資料，得到表1：
表1 人口紅利對南通經濟增長的貢獻
數據來源：2014年南通市統計局千分之一人口抽樣調查資料、曆次人口普查資料、曆年統計年鑒。
從表1可知，改革開放以來南通人口紅利因素對GDP的貢獻無論是絕對數還是相對數都為正值，這說明人口紅利因素對經濟增長起到了促進作用。絕對量持續增加，其變動與GDP基本同步。相對量1990年比改革開放初期的1982年增加3.78%，這主要是受第一、二次生育高峰期周期性影響，勞動力人口“四普”比“三普”增加了47.7萬人。到“五普”時略有下降，此後的近20年來，人口紅利因素對南通GDP增長的貢獻率都維持在18%左右。到2014年時人口紅利因素對當年GDP的貢獻量達1011.76億元，占當年GDP的比例達17.9%。一般而言，人口紅利通過更高的勞動參與率、更高的儲蓄率、更優的勞動力資源配置效率等來影響經濟增長。豐富的適齡勞動力和較高的勞動年齡人口比例對南通的經濟增長有著積極的貢獻。改革開放以來南通勞動力人口一直保持較高比例，總人口呈現“中間大，兩頭小”的紡錘形結構，勞動力供給充足，而且社會負擔相對較輕，這為南通經濟增長提供了豐富的勞動力資源。可以說，人口紅利是造就南通經濟高速增長的重要原因之一。但同時也必須看到，人口紅利不是永久性的經濟增長源泉，隨著南通生育率的持續走低，老齡化日趨嚴重，這種特殊的增長源泉終究要消解。可以預見的是，當人口紅利窗口關閉，保持南通經濟持續穩定將麵臨嚴峻挑戰。
三、解析南通後人口紅利時代
在人口紅利階段的末期，一般可稱為“後人口紅利時代”。在後人口紅利時代，人口結構呈現出兩個主要特征：一是勞動年齡人口數量的減少；二是人口的老齡化現象突出。從人口自然變動、人口年齡結構變動和人口撫養比變動等三個方麵指標可以判斷南通已進入“後人口紅利時代”。
（一）人口自然變動依據
圖1是南通市部分年份人口自然變化情況，可以看出南通市人口出生率、死亡率和自然增長率變化趨勢。
新中國成立初十餘年，南通市人口保持30%以上的出生率水平，由於醫療衛生條件的改善，人口死亡率較新中國成立前顯著下降，所以這一階段人口自然增長率呈現20%以上的增幅。改革開放以來，南通人口出生率整體上呈現出下降趨勢，由1982年的14.27‰下降至2014年的7.54‰，下降比例約50%。南通市人口出生率呈現出階段性的下降趨勢。20世紀80年代人口出生率穩中有升，由1982的14.27‰上升至1990年的14.8‰，之後的90年代人口出生率大幅下降，由1990年的14.8‰降到2000年的8.8‰，10年間下降了40%。進入21世紀後的5年時間人口出生率持續下降，到2005年達到最低點6.38‰，此後基本呈現出較小的回升波動，近三年（2012—2014年）年南通人口出生率基本維持在7‰左右。南通市人口出生率在改革開放以來一直保持較低的增長速度，主要是受到國家計劃生育政策等影響。
圖1 部分年份南通人口自然變動情況圖
數據來源：《南通統計年鑒（2015）》。
南通市人口死亡率基本呈現出平穩的下降趨勢，由新中國成立初的11.79‰降至8.1‰。2000年以後出現了小幅度的上升趨勢，應該與新世紀後南通老齡化現象日趨嚴重有關。南通市的人口自然增長率與人口出生率保持高度一致，主要是因為人口死亡率的穩定下滑。因此，人口出生率基本上決定了南通人口自然增長率。南通市人口自然增長率也呈現出明顯的下降趨勢，新中國成立後20年高達20‰以上的增長率，而近10幾年一直呈現負增長。
通過上述分析可以看出，目前南通市人口基本上保持了低出生率、低死亡率和低自然增長率的人口變化趨勢，這符合後人口紅利時代的人口自然變動特征。
（二）人口年齡結構變動依據
伴隨著人口總量的變化，南通市人口年齡結構發生了顯著變化，表2顯示出改革開放以來南通市人口年齡結構變化過程。從表中可以看出，南通市0～14歲人口比重由1982年的23.61%降至2014年的10.53%，除個別年分外基本呈現出不斷下降趨勢，從而降低了全社會少年兒童的撫養比重。65歲及以上老年人數無論是總量還是比重都呈現持續增加態勢，由此導致老年人口的撫養負擔增加。到2014年南通65歲以上人口達133.10萬人，占總人口的18.24%，較“六普”上升1.74個百分點，呈深度老齡化水平（深度老齡化指65歲以上人口占總人口14%以上），並快步向超老齡化（超老齡化指65歲以上人口占總人口20%以上）邁進。這已經相當於發達國家老齡化水平。15～64歲人口數量在改革開放初期呈穩定增長態勢，這主要是受第一、二次生育高峰的周期性影響，“四普”的統計人數比“三普”增加47.7萬人，上升了2.29個百分點，這給改革開放初期的南通經濟增長提供了豐富的勞動力資源。此後南通市勞動力人口基本保持在530萬人的水平，整體有下降趨勢。
表2 南通市部分年份分年齡人口數及比重
數據來源：2014年南通市統計局千分之一人口抽樣調查資料、曆次人口普查資料。
（三）人口撫養比變動依據
改革開放以來南通市人口撫養比發生了重大變化，從“三普”以來的數據看，南通市總撫養和少兒撫養比總體上呈現出下降趨勢，老年撫養則不斷上升。如表3所示，1982年，南通市總撫養比高達44%，其中少兒撫養比為34%，老年撫養比為10%，這一階段南通市勞動力人口主要是要承擔大量的少兒撫養負擔。此後，由於“計劃生育”政策的推行以及其他因素，南通市保持了相對較低的人口出生率和自然增長率，少兒撫養比則呈現出穩步的下降趨勢（除個別年份外），到2014年，南通市少兒撫養比下降至15%，從而減少了社會資源的占有量，降低了社會撫養負擔，有利於南通經濟社會發展。
隨著醫療科技水平和生活水平的提高，再加上南通較為適宜的生活環境，南通市老年人口持續增長，老年撫養比係數也出現不斷增長的趨勢。到2014年社會老年撫養比已經超過了“三普”和“四普”時期水平的兩倍。雖然已實行“單獨兩孩”政策，但由於社會生育觀念的轉變，以及越來越高的子女養育成本，南通少兒撫養比短期不會出現明顯增長，但老年撫養比及由此帶來的總撫養比會逐步上升，人口老齡化會加速發展。根據南通撫養比的變化情況，不難發現人口紅利的降低和消失主要是由老年撫養比的上升造成的，這意味著老齡化社會的到來將使南通逐漸步入老年人口負債期。
表3 南通市部分年份社會撫養比
數據來源：2014年南通市統計局千分之一人口抽樣調查資料、曆次人口普查資料。
如果以總撫養比0.5作為劃分人口年齡結構標準的話，低於0.5標準的人口年齡結構稱之為“人口紅利期”或“人口盈利期”。目前南通的總撫養比保持在0.40左右，比較接近臨界點。眾多人口研究學者均預測，到2030—2035年中國的撫養比會達到0.5，將出現人口紅利向人口負債的轉折。從20世紀70年代開始，南通人口出生率明顯下降，此後延續長期以來的超低出生率導致的人口老齡化約比全國提前了10年。同時考慮到南通作為中國沿海經濟發達地區，在吸引外來流動人口方麵具有明顯的優勢，流入人口呈逐年上升之勢。由於流入人口以勞動年齡人口為主，年齡結構的生產性強，所以它們有助於拉低南通整體撫養比水平，使得南通總撫養比出現一定程度的降低。所以可以大致判斷，南通將會比全國提前5～10年進入人口負債期，即轉折點會出現在2020—2025年之間。
四、後人口紅利時代影響南通經濟增長的掣肘因素
從前文分析可知，人口紅利對經濟增長的影響是通過影響經濟增長的各要素來實現。然而，在後人口紅利時代，隨著生產要素價不斷上漲，勞動力資源日趨短缺，社會負擔逐漸加重，人口紅利開始慢慢消失，即出現所謂的“劉易斯拐點”，影響經濟持續穩定增長的不利因素會凸顯出來。
（一）後人口紅利時代意味著社會失去了原先較高的勞動參與率和就業率
過去勞動年齡人口比重較大這一重要人口紅利條件，輔以相關的製度安排，如重點發展能發揮勞動力比較優勢的勞動密集型產業和人力資源市場建設，就可以轉化為較高的勞動參與率和就業率，也就意味著年輕化的人口結構所產生的勞動力資源充足的優勢可以得到充分的利用。南通改革開放早期的八九十年代，經濟活動人口絕對數量在不斷增加，經濟活動人口占勞動適齡人口的比例，也就是勞動參與率一直保持在較高水平。勞動參與率的較高水平，加之改革開放以來的經濟高速增長，也自然帶來了總體就業機會的增加和較高的就業率。而根據南通市現有人口年齡結構，在後人口紅利時代全市勞動力人口每年將以1.15%的速度遞減，到2020年將會減少60多萬。長期支撐南通經濟高速增長的勞動力資源豐富的比較優勢將不複存在，傳統的勞動密集型產業將麵臨嚴峻挑戰，勞動力過剩將轉變成了勞動力不足，廉價勞動力的時代將結束。這將更加劇當前業已存在的社會“用工荒”和“招工難”困境，推動企業的用工成本逐年攀升，給企業的經營帶來巨大的挑戰，勢必會對南通經濟保持持續穩定增長帶來不利影響。
（二）後人口紅利時代社會儲蓄率和社會儲蓄總量將會下降，不利於資本的形成和積累
根據“哈羅德-多馬模型”G=s\/υ（其中G是經濟增長率，s是儲蓄率，υ是資本產量比）顯示，由於假設資本與勞動的配合比率是不變的，從而資本-產量比也是不變的，這樣，經濟增長實際上就取決於儲蓄率s。同時根據“柯布-道格拉斯生產函數”Y=AKαLβ（其中，Y代表產出，A代表勞動有效性或簡化為技術進步，K代表資本，L代表勞動，α、β分別代表資本和勞動的產出彈性），對其進行對數化並求導，得到Y＇\/Y=A＇\/A+αK＇\/K+βL＇\/L，從中也可以看到，資本積累K對經濟增長的影響。過去南通由於人口年齡結構年輕化，人口撫養比的逐漸下降，少兒人口的減少和適齡勞動人口的增加，使總撫養比下降，社會的供應負擔相對較輕，這意味著有更多的資源可用於儲蓄，進而帶動投資，帶動經濟增長。隨著南通進入後人口紅利時代，人口轉型改變了總產出中消費和儲蓄的分配比例，勞動年齡人口逐漸減少，贍養少兒、老人的社會負擔加重，社會撫養比增加所引致的社會儲蓄率的下降，將不利於資本的形成和積累，對經濟增長起到了抑製作用。而從人力資本角度看，後人口紅利期最直接的影響就是會減少經濟增長所需的大量的人力資源的供給，進而阻礙人力資本的有效形成。目前南通已經出現勞動力人口供給下降的趨勢，雖然外來勞動力為南通帶來了充足的勞動力人口數量，但也存在穩定性不足、層次偏低等問題，外來人口流入量小於本地人口流出量，而且流出人口主體以年輕型、知識型為主。人才的流出，將直接影響南通實施創新驅動戰略及經濟增長方式的轉變，整體降低南通城市活力和創新能力。
五、相關對策與建議
（一）進一步深挖潛力，延長人口紅利期
據前文分析，改革開放以來人口紅利對南通經濟增長做出了近20%的貢獻，但現在出現的農村剩餘勞動力沉澱和企業“招工難”“用工荒”並存的現象，說明了一些製度性安排阻礙了人口紅利的全部釋放，還有利用的空間。
人口紅利的“大頭”在農村，從某種意義上講，收獲人口紅利的程度取決於農村剩餘勞動力轉移實現的程度。為了盡可能延續人口紅利，改革戶籍政策、消除製度性障礙、推進本地農民工市民化是當務之急。要充分發揮產業吸納農村剩餘勞動力轉移就業的能力，打破製約生產要素資源在城鄉自由流動的桎梏，吸引本地農村人口就近、就地市民化。在就業機會上，消除戶籍對就業範圍的限製，根據崗位的需要，提供公平的就業機會；在待遇上，規範目前非正規的勞動力市場，降低農民工進城的成本，保護農民勞動力的合法權益，使其既進得了城又留得下來，隻有這樣，農村剩餘勞動力才能得到有效轉移，人口紅利的潛在效應才能被釋放出來。
外來流動人口的補充對於人口連續多年負增長的南通具有特別意義，他們給南通經濟發展注入了新鮮血液。但目前外來流入人口大多以受教育程度較低的務工人員為主，人力資本水平較低。在人口紅利遞減乃至逐漸消失的背景下，要進一步增加人力資本投資來提高勞動者的生產率水平，應該建立健全外來流動人口就業培訓服務體係，加強職業技能培訓和文化教育，讓他們掌握一技之長，提高他們的就業及融入城市生活和工作的能力。
提高社會勞動參與率是推遲人口紅利枯竭期的關鍵。這就需要政府部門通過各種手段促進就業，消除隱蔽性失業。政府應組織各類就業培訓，充分調動失業人員的就業積極性。還應當完善就業信息發布機製和社會保障製度，鼓勵多渠道、多層次就業，改善勞動力的就業結構，創造更多的就業崗位，增加就業彈性，全方位地促進就業增長。
（二）發展“銀發經濟”，挖掘第二次人口紅利
有研究表明，人口老齡化可能會成為第二次人口紅利的源泉。第二次人口紅利往往在第一次人口紅利之後發生，它是由老年人口的增加帶來的經濟增長福利。目前南通60歲以上的老年人口逐年增加，龐大的老年群體將形成巨大的消費市場，“銀發經濟”將成為拉動內需、擴大就業的朝陽產業。
第一，發展健康養老服務業。健康服務業是老年產業的核心需求。南通在促進健康服務業尤其是健康養老服務產業方麵，要采用政府主導下以社會為主體的發展模式，加強政府、市場、企業三者之間的溝通和協作，突出研發能力建設、品牌標準打造、規模企業培育和商業模式創新，將“互聯網+”應用到健康養老服務領域，提供更便捷、多層次、個性化的服務。同時政府應該當好“裁判員”，把好市場準入關，打造良性循環的健康養老產業鏈。
第二，開發老年人專用產品。南通步入老齡化社會，但目前市場上老年人專用的醫療衛生、康複輔具、信息服務、金融等老年用品和服務產品市場尚未開發，產品數量少，品種單一，不能滿足需要。老年人專用產品市場潛力巨大，將會發展成為推動經濟增長的重要產業。應鼓勵支持企業積極開發安全有效的康複輔具、食品藥品、服裝服飾等老年用品用具和服務產品，引導商場、超市、批發市場設立老年用品專區專櫃，引導和規範商業銀行、保險公司、證券公司等金融機構開發適合老年人的理財、信貸、保險等產品。
（三）加快產業結構提檔升級，構建以現代服務業為主體的產業體係
“後人口紅利”時代意味著南通經濟將在“新人口紅利”的推動下進入知識驅動、創新驅動、產業升級驅動的增長階段。目前由於勞動力的成本逐步提高，一些傳統的勞動密集型產業的比較優勢將會逐漸失去。南通應順勢而為，主動“騰籠換鳥”，舍棄技術含量低、產業鏈中層次低、比較優勢較弱的產業。這樣，一方麵可以節約勞動力使用，緩解當前的“招工難”“用工荒”等問題；另一方麵，有利於提升南通的產業層次和技術水平，留住更多的本地及外來高素質勞動力。政府要在財政、金融、稅收等政策上研究和出台鼓勵自主創業和彈性就業的措施，增強企業自主研發能力，促進產業的優化升級和人力資源向人才資源的轉變。
在產業結構的調整方麵，由於第三產業尤其是現代服務業對就業的吸納能力較強，能促進農村剩餘勞動力向城市轉移，開發出新的人口紅利，保持經濟長期可持續發展。南通要將現代服務業放在優先發展的位置，構建現代服務業產業集群，主動接受“長三角”南翼的輻射帶動，打造集現代物流、現代商貿、金融、旅遊休閑、服務外包於一體的產業鏈，同時發揮在“長三角”北翼城市中的集聚吸納能力和輻射擴散能力，提升現代服務業在整個長三角地區的競爭力。
（四）加大研發（R＆D）投入，提高技術進步對經濟增長的貢獻率
在人口紅利日漸式微乃至消失的情況下，需要減少對勞動的依賴，轉而依靠技術進步來促進經濟增長。黨的十八大提出，在加快完善社會主義市場經濟、加速轉變經濟發展方式的關鍵時期，要進一步實施創新驅動發展戰略。南通近年來的經濟增長很大程度上是依靠要素投入的增加，科技投入水平和科技要素對經濟增長的貢獻度還較低，更多依賴的是粗放型的經濟增長方式。從科技投入上看，2014年南通研發經費內部支出占GDP比重為2.5%，僅僅達到江蘇省的平均水平，這與南通知識產權大市的地位是不相稱的。要實現持續的技術進步，需要加大研發投入，尤其是要鼓勵企業加大創新投入，提高研發投入占其銷售收入的比重，支持企業建設技術研究院、技術中心、研究生工作站、博士後工作站，鼓勵企業開展技術創新加大研究投入，實現從一般產品應用開發走向自主創新、從麵向自身發展走向引領行業發展。
政府要深入實施知識產權戰略，增強企業及社會公眾的知識產權意識，加強知識產權人才隊伍和服務體係建設，將激勵知識產權創造、應用、管理和保護的政策措施切實落實到位。知識產權工作曆經創造、管理、保護、運用等環節，政策執行力居於核心地位，貫穿於創造、保護和運用的全過程。激勵創新、有效運行和依法保護都離不開知識產權政策執行力，政府應從政策配套、政策營銷、預算績效、問責機製等層麵強化政策執行力，使知識產權政策不但製定好，而且要執行好，從體製機製上推動南通“萬眾創新”。
（五）加強高等職業教育，全麵提升勞動力素質與技能
後人口紅利時代南通勞動力數量逐漸減少是無法改變的事實，但是可以通過提高勞動力素質彌補勞動力數量減少帶來的負麵影響，由低成本勞動力優勢向高素質人才支撐轉變，形成維持南通經濟增長的持續動力，這需要大力發展職業教育，提升勞動者素質和技能。南通是全國聞名的“教育之鄉”，但是存在基礎教育強但高等教育尤其是高等職業教育弱的突出問題。南通地區七所高職院校僅有一所國家示範院校，兩所省示範院校，高職院校數量和知名度都落後蘇南城市。2014年高職在校生人數三次產業分布比例約為2.3：70.1：27.6，與三次產業產值比例6.5：50.8：42.7相比，有較大的偏差。各高職院校專業設置未能與南通經濟社會發展緊密聯係，且趨同性明顯，特色專業比例偏低，導致高職院校人才培養與社會經濟發展的需求錯位，勞動力市場上技術工人或熟練工人短缺。南通應加快擴大和提升職業技術教育的規模和水平，通過重新配置教育資源，調整教育結構，加強服務地方特色產業的專業建設。建築業、船舶修造和海洋裝備業既是南通的支柱產業，也是特色產業，南通高職院校需要調整專業建設理念，創造條件與相關行業企業展開合作，實行校政企多方合作辦學，解決辦學經費和人才不足的問題，提升人才培養水平。同時高職院應密切關注南通“十三五”規劃重點發展的新興產業，緊跟地區產業調整的方向，不斷優化專業結構，適時設置新專業，為南通提供大量“留得住用得上”的產業人才。
參考文獻
[1]陳友華.人口紅利與中國的經濟增長[J].江蘇行政學院學報，2008（4）.
[2]南通市民政局.南通市“十三五”應對老齡化及養老事業產業發展研究[EB\/OL].httP:\/\/mzj.nantong.gov.cn\/art\/2015\/6\/17\/art￣8780￣1900392.html，2015年6月17日.
[3]南通市統計局.南通統計年鑒2015[M].中國統計出版社，2015.
江蘇省人口分布模式的空間統計研究
龔豔冰 戴靚靚 胡娜
（河海大學企業管理學院）
一個國家或地區的人口分布狀況是其自然、社會、經濟、人口和曆史狀況的綜合反映，同時又會作用於自然環境和社會經濟的發展，也是人口變動的基礎，對它的研究有利於決策部門對人口的發展問題進行合理政策實施。江蘇是我國的人口大省，2012年末全省總人口達7919.98萬人，人口自然增長率為2.45%，人口密度為每平方公裏772人，居全國各省市地區之首。人口狀況的特點是人口基數大、密度高、分布不均衡。江蘇省同時還是我國的經濟大省，2012年地區國民生產總值54058.22億元，僅次於廣東省，排在全國第二位。但是，由於江蘇省蘇南、蘇中、蘇北地區經濟發展的不平衡，全省61個市（縣）域人口分布也出現不平衡。同時，在中國快速新型城鎮化和戶籍製度改革的背景下，人口流動越來越頻繁，江蘇省“十二五”規劃綱要提出樹立空間開發新理念，統籌謀劃人口分布、經濟布局和城鎮化格局，引導人口有序流動和定居，鼓勵有穩定就業和住所的外來人口定居落戶，在限製開發和禁止開發區域引導人口逐步自願平穩有序轉移。因此，研究江蘇省人口分布的時空演變過程，可揭示區域人口空間分布的規律，對製定合理的人口政策以及實現區域人口資源環境的協調發展具有十分重要的意義。
人口分布是人口地理學研究的核心問題，王書國等[1]對長江三角洲地區各市人口分布空間格局進行了分析，並對人口分布的動態變化特征和規律進行了研究；武江民等[2]將空間統計分析與GlS相結合，分析了西藏自治區的人口空間分布模式；楊劍等[3]對浙江省69個縣級行政單位人口分布的空間格局及其在1985—2007年間的時空演變特征進行了分析；王靜等[4]從不同地域尺度對山東省的人口空間分布進行了分析；戴麗娜等[5]應用空間計量方法對河南省人口分布和遷移情況進行了實證分析；王慧等[6]以吉林省48個縣市空間單位為研究區域，對吉林省人口空間演化特征進行分析，並討論了影響其驅動因素；楊續超等[7]采用多源遙感數據及DEM方法對浙江省的人口空間分布進行了省級尺度的研究；張慧[8]利用人口數量增減變化和人口穩定度對近年來河北省人口分布格局時空變化進行了研究。張連均等[9]對2004—2007年江蘇省的人口分布進行了空間自相關分析，解析以南通為中心形成人口密度高集聚區域。近年來，隨著江蘇省各區域經濟和城鎮化的發展，人口分布情況發生了很大的變化，尤其是2012年之後（如圖1所示），因此，本文以2012年江蘇省61個市（縣）域人口密度為研究對象，通過對市（縣）域人口分布的空間相關性和回歸性分析，找出江蘇省市（縣）域人口空間分布新的特點及規律，為江蘇省“十三五”規劃製定合理的人口政策和行政區劃的調整提供參考。
一、空間自相關統計
“空間自相關”是指地理事物分布於不同空間位置的某一屬性值之間的統計相關性，通常，距離越近的兩空間位置之間相關性越大。某種地表現象或某區域屬性值的空間分布特征可以通過空間自相關的全局和局域兩個指標值來度量，常用的全局空間自相關指標主要是全局Moran''''sⅠ統計[10]，局域空間自相關指標主要有局域Moran''''sⅠ統計[11]和Getis''''s統計[12]。
（一）全局空間自相關統計
全局Moran''''sⅠ統計衡量相鄰的空間分布對象屬性取值之間的關係。取值範圍為-1～1，正值表示該空間事物的屬性值分布具有正相關性，負值表示該空間事物的屬性值分布具有負相關性，0值表示空間事物的該屬性值不存在空間相關，即空間隨機分布，計算公式如下：
其中，n為格數據數目，yi和yj分別為空間對象在第i和第j兩點的屬性值，y為y的平均值，空間權重矩陣元素wij為空間對象在第i和第j兩點之間的連接關係。空間權重矩陣可由距離、麵積、可達度等方法來確定。
全局Moran''''sⅠ統計方法首先假定研究對象間沒有任何空間相關性，然後通過Z－score得分統計量來驗證假設是否成立。Z－score得分統計量由Moran''''sⅠ係數及其期望值和方差3部分組成：
一般當｜Z｜＞1.96時，拒絕零假設，即在95%的概率下，存在著空間自相關。
（二）局部空間自相關統計
全局空間自相關假定空間是同質的，即研究區域內的空間對象的某一屬性值隻存在一種整體趨勢。但是空間對象的空間異質性並不少見。因此，需要局域統計方法來衡量每個空間對象屬性在“局部”的相關性質。局域Moran''''sⅠ方法是將全局Moran''''sⅠ方法分解到局域空間上，即針對空間每一個分布對象，有
其中，S表示變量的標準差，其他符號的含義同全局Moran''''sⅠ指數值，也需要構造標準化的檢驗統計量Z來進行檢驗。
二、空間自回歸模型
空間計量經濟學是由Paelinck在1974年的荷蘭統計協會年會上首次提出的，隨後Anselin進行了係統研究，並將空間計量經濟學定義為運用統計學相關知識分析關於區域科學的模型時，研究由空間地理因素帶來的各種特征性的一套方法[13]。本文采用空間滯後模型（SPatial Lag Model，SLM）和空間誤差模型（SPatial Error Model，SEM），由於空間效應的納入，該類模型更適用於截麵數據的分析研究。
（一）空間滯後模型
空間滯後模型也稱為空間自回歸模型（SPatial AutoregressiveM odel，SAR），主要用於分析各變量在某一區域中是否存在空間溢出效應，可以表示為如下形式：
式中y是一個nX1維向量，代表因變量，X是nXk維的數據矩陣，表示解釋變量，W是空間權重矩陣，ρ是空間滯後因變量Wy的係數，稱為空間自回歸係數，β反映解釋變量對因變量y變化產生的影響。
（二）空間誤差模型
空間誤差模型主要用於度量鄰近地區關於因變量的誤差衝擊對本地區觀察值的影響程度，體現了存在擾動誤差項之中的空間依賴作用，模型表示形式如下：
式中y是一個nX1維向量的因變量，X是nXk維的解釋變量，W是空間權重矩陣，λ是截麵因變量的空間誤差係數，測度了相鄰區域的觀察值y對於本區域觀察值的影響方向和程度，反映樣本觀察值中的空間依賴作用。
三、實證分析
（一）數據來源
隨著社會經濟的發展以及城鎮化的興起，江蘇省人口分布情況發生了很大的變化，圖1給出了近十年來江蘇省13個地級市人口密度的變化趨勢，顯然2003—2011年江蘇省人口分布情況基本比較穩定，2012年開始人口分布情況發生較大的變化。
圖1 江蘇省13個地級市人口密度變化趨勢圖
本文針對這一現象，依據2013年江蘇省《統計年鑒》，以2012年江蘇省行政區域13個地級市共61個市縣行政單元為研究對象，選取數據包括2012年江蘇省61個市（縣）域的經緯度、人口密度、人均地區生產總值和人均可支配收入。首先利用空間統計軟件GeoDa（GeoDa Center可以免費下載）將文本數據文件轉換為SHP格式文件，並利用江蘇省61個市（縣）域的經緯度數據導入空間統計軟件GeoDa，構建市（縣）域的Thiessen多邊形。
（二）江蘇省人口密度空間分布
選取江蘇省2012年人口密度截麵數據，以61個市（縣）域的經緯度和人口密度數據為基礎導入空間統計軟件GeoDa1.6.2作探索性分析，生成如圖2所示的人口密度箱形圖，由圖2可知，江蘇省61個市（縣）域的人口分布存在較大差異，人口密度最大的昆山市每平方公裏1758人，人口密度最小的大豐市每平方公裏229人，人口密度標準差為331.7，同時，蘇南、蘇中、蘇北存在大區差異，各市縣之間也存在較大的差異。
圖2 人口密度箱形圖（Hinge=1.5）
（三）江蘇省人口密度總體空間格局
1．全局空間自相關分析
根據前述空間相關性統計理論，通過全局Moran''''sⅠ統計值來驗證江蘇省人口分布的全局空間自相關現象。為了計算江蘇省人口密度的全局相關性指標值，首先需要計算空間權重矩陣。本文選用的空間權重矩陣是通過各市（縣）域行政區之間的經緯度，由GeoDa軟件自動生成歐幾裏得（Euclidean）距離權重。通過GeoDa軟件可得全局Moran''''sⅠ指數為0.564274，Mean=-0.0196，SD=0.1494，Z－Value=3.9085＞1.65，P－Value=0.01，即拒絕人口分布在空間上隨機分布的原假設，表現出空間上的強烈正自相關性。結果表明，江蘇省人口的空間分布在整體上具有較強的正相關性，即有人口分布的高密度區域與高密度區域鄰接，低密度區域與低密度區域鄰接的趨勢。由圖3的人口密度Moran散點圖可知，2012年顯示出正向空間關聯效應的市（縣）行政區占全省市的73.77%（45個），在第一象限（H-H：高觀測值區域被高值區域包圍的空間關係）的市（縣）占26.23%（16個），47.54%（29個）的市（縣）在第三象限（L-L：低觀測值區域被低值區域包圍的空間關係），這說明江蘇省大部分市（縣）域的人口分布情況屬於低觀測值區域被同是低值的區域所包圍的空間關係，這些地區主要集中在蘇北。
圖3 人口密度Moran散點圖
2．局部空間自相關分析
利用GeoDa軟件計算空間自相關局域指標值，同時可以生成Moran散點圖和LlSA聚集圖，這兩者彼此存在緊密的內在聯係，表現形式和含義各有不同，從不同側麵揭示研究現象的空間聯特性，本文主要分析LlSA聚集情況。
為了計算江蘇省人口密度的局域相關性指標值，有效地表示各市（縣）域之間的空間關係，采用k-最鄰近距離作為空間權重矩陣（k=4），進行空間關聯局域指標LlSA分析，結果如圖4所示。圖4顯示存在4個市（縣）屬於擴散效應區（H-H），即高人口密度區域周圍都是高人口密度區域，9個市（縣）屬於低速增長區（L-L），即低人口密度區域周圍都是低人口密度區域，3個市（縣）屬於過渡區（L-H），即低人口密度區域存在於高人口密度區域內。
圖4 局域MoranLISA聚集圖
在集聚圖上可以依稀看到“High－High”集聚區域主要為經濟最為發達的蘇州下轄的縣級市區域，而“Low－Low”主要分布在蘇北地區的鹽城和淮安兩市周圍區域，“Low－High”主要分布在蘇南地區的省會南京市周圍區域，絕大多數市（縣）不存在顯著地集聚（45個）。通過空間相關性分析在一定程度上可以發現江蘇省大部分城市人口分布的空間形態，即市（縣）域人口分布的空間擴散效應和離心效應。在人口高密度城市（如蘇州），由於經濟發達、服務設施完善以及交通便利等因素，具有較大的向心效應，帶來周邊鄰近區域人口的增長，而在某些經濟落後城市的周邊區域人口分布則相對稀疏，具有離心效應。例如人口密度屬於較低的淮安市、大豐市、洪澤縣、金湖縣等區域，具體市縣分布表1所示。
表1 2012年江蘇省人口密度對應市縣分布
（四）江蘇省人口分布與區域經濟發展水平的空間回歸分析
人口密度與經濟發展水平是密切相關的，某地區人口密度取決於該地區居民的生活水平和地區經濟發展水平，同時，依據上述江蘇省人口分布的空間自相關統計分析可知，人口密度應該也受到相鄰地區人口密度的影響，也就是說，江蘇省的人口分布應該存在一定的空間自相關性。
上述結論看起來似乎是不言自明的，但其是否真的成立則仍需實證檢驗。為此，本文將采用空間計量經濟學的“空間自回歸模型”對上述假設進行驗證。本文選擇人口密度（y）為因變量，人均可支配收入（x1：反映居民的生活水平）和人均地區生產總值（x2：反映地區經濟發展水平）為解釋變量，采用歐幾裏得空間距離權重，分別進行普通回歸模型、空間滯後模型和空間誤差模型分析，結果如表2、表3和表4所示。
表2 普通回歸模型估計結果
表3 空間滯後模型估計結果
表4 空間誤差模型估計結果
由表2～表4可以得到如下結果：
（1）SLM的空間自相關係數ρ非常顯著，反映了江蘇省相鄰地區的人口分布對該地區人口分布具有正相關的影響，影響程度為0.539，SEM的空間自相關係數λ也非常顯著，反映了江蘇省相鄰地區的人口分布的誤差衝擊對本地區的人口分布具有正相關的影響，影響程度為0.629。
（2）普通回歸模型的決定係數R2為0.613，而SLM和SEM的R2分別為0.720和0.706，這說明人口密度是有空間異變所引起的，因此，采用SLM和SEM進行回歸分析要優於傳統的回歸模型。
（3）普通回歸模型和SLM的解釋變量人均可支配收入（x1）的係數β1為負數，說明人均可支配收入與人口密度之間是負相關的，這與我們經驗上的認識剛好相反，同時，在5%的顯著性水平下，普通回歸模型和SLM的人均可支配收入（x1）是不顯著的，而SEM所有解釋變量都通過顯著性檢驗，因此，三種回歸模型中SEM較普通回歸模型和SLM要好。
四、結論
針對江蘇省經濟發展水平和人口發展規律，將空間統計分析方法運用到人口分布研究中，可以更好地對人口分布的空間特征進行識別和分析。本文應用空間自相關統計方法，分別對2012年江蘇省61個市（縣）域的人口分布全局空間Moran''''sⅠ統計值和局域空間LlSA聚集情況進行分析，結果表明，江蘇省人口的空間分布在整體上具有較強的正相關性，既有人口分布的高密度區域與高密度區域鄰接，低密度區域與低密度區域鄰接的趨勢。在人口高密度城市，具有較大的向心效應，帶來周邊鄰近區域人口的增長，而在某些經濟落後城市的周邊區域人口分布則相對稀疏，具有離心效應。之後，本文考察了人口分布變化的影響因素，在考慮經濟發展水平的情況下加入了空間影響因素，通過SLM和SEM來確定空間影響因素對人口分布的影響，並得到了空間影響因素對人口分布的影響程度，最後還比較分析了三種回歸模型之間的差異，三種回歸模型中SEM較普通回歸模型和SLM要好。
參考文獻
[1]王書國，段學軍，姚士謀.長江三角洲地區人口空間演變特征及動力機製[J].長江流域資源與環境，2007，16（4）：405-409.
[2]武江民，黨國鋒，魚騰飛.西藏自治區人口空間分布模式研究[J].甘肅聯合大學學報，2010，24（2）：55-58.
[3]楊劍，蒲英霞，秦賢宏.浙江省人口分布的空間格局及其時空演變[J].中國人口·資源與環境，2010，20（3）：95-100.
[4]王靜，楊小喚，石瑞香.山東省人口空間分布格局的多尺度分析[J].地理科學進展，2012，31（2）：176-182.
[5]戴麗娜，王青玉.人口空間分布及遷移影響的實證分析——基於空間計量方法與河南省數據[J].統計與信息論壇，2013，28（4）：61-66.
[6]王慧，吳曉.2000年以來吉林省人口空間分布演化特征解析[J].人口與發展，2013，19（2）：40-47.
[7]楊續超，高大偉，丁明軍，劉林山.基於多源遙感數據及DEM的人口統計數據空間化——以浙江省為例[J].長江流域資源與環境，2013，22（6）：729-734.
[8]張慧.河北省人口分布地域格局時空演變分析[J].地域研究與開發，2014，33（1）：170-175.
[9]張連均，張晶，侯曉慧，張大鵬，蔣捷峰.江蘇省人口分布的空間自相關分析[J].首都師範大學學報（自然科學版），2010，31（4）：7-10.
[10]Moran PAP.The lnterPretation of Statistical MaPs[J].Journal of the Royal Statistical Society Series B，1948，10（2）：243-251.
[11]Anselin，L.Local lndicators of SPatial Association—Ll SA[J].GeograPhical Analysis，1995，27（2）：93-115.
[12]Getis A.，OrdJ.K.The Analysis of SPatial Association by Use of Distance Statistics[J].GeograPhical Analysis，1992，24：189-206.
[13]Anselin L.SPatial Econometrics：Methods and Models[M].Kluwer Academic，Dordrecht，1988.
“單獨兩孩”新政實施效應的監測評估分析
汪曉東 朱春紅 徐葉華
（常州市衛生和計劃生育委員會）
2014年3月28日，江蘇省第十二屆人大常委會第九次會議審議通過了《江蘇省人民代表大會常務委員會關於修改江蘇省人口與計劃生育條例的決定》，“單獨兩孩”生育新政在江蘇全麵實施。“單獨兩孩”生育新政的實施是我國計劃生育政策適應人口發展形勢的一個重大調整和現實選擇，其勢必在一定程度上影響到我國人口結構、家庭結構的變化。本文結合常州市“單獨兩孩”生育意願的調查以及新政實施一年來“單獨兩孩”生育行為的現實狀況，深入分析“單獨兩孩”新政家庭的生育意願和生育行為，對“單獨兩孩”新政實施的效應進行監測評估。
一、“單獨兩孩”生育意願的調查分析
為了全麵掌握常州市實施“單獨兩孩”生育新政後目標人群的生育意願，了解影響目標人群生育意願的因素，分析其深層次的動因，課題組通過采用窗口調查和入戶調查兩種方式，對“單獨兩孩”生育新政實施後的目標人群進行了問卷調查，在2014年4月至6月三個月中獲得1924份有效問卷樣本數據，其中，窗口調查878份，入戶調查1046份。
（一）調查樣本的基本情況
本次調查樣本共1924戶家庭，其中，主城區（含天寧區、鍾樓區、戚墅堰區）、新北區、武進區、溧陽市和金壇市分別占37.37%、9.56%、25.1%、18.66%、9.3%，樣本家庭的區域分布與“單獨兩孩”新政目標人群的區域分布狀況基本上相一致。從調查樣本的婦女年齡分布來看，主要集中在26～30歲、31～35歲、36～40歲三個年齡段，分別占樣本總數的31.08%、46.15%和17.46%；從文化程度分布來看，大學本科和大專文化程度人群占比較大，比重分別為36.17%和33.32%；從職業特征分布上看，則主要以企業職工人群為主，比重為46.41%，事業單位人員、個體戶、國家公務人員及農業生產人員比重依次為15.23%、20.58%、3.07%和1.4%。
就樣本家庭的基本情況來看，其家庭月收入主要集中在5000～6999元、3000～4999元和7000～9999元三個層級，分別占樣本總數的28.48%、26.04%和22.09%；家庭第一孩性別方麵，第一孩為男孩的為874戶，女孩為1050戶，男孩與女孩人數比約為1：1.2；家庭第一孩年齡方麵，主要集中在0～3歲和7～10歲，分別占樣本總數的30.45%和30.41%，4～6歲為25.21%，11歲及以上為13.93%。
（二）“單獨兩孩”目標人群的生育意願
通過對調查數據的統計分析，常州市單獨兩孩新政目標人群的生育意願有著以下特征。
1．兩孩結構成為大多數家庭的理想模式
調查數據顯示，全體有效樣本家庭理想子女數平均為1.904孩，其中，認為家庭理想子女數為兩孩的家庭占比高達89.14%。
2．單獨兩孩新政目標人群有著較高的生育意願
數據顯示，有68.4%的人（1316人）“想生第二孩”，406人“不想生第二孩”，202人“還未確定”。
一般來說，窗口調查的人群往往已經有了二孩生育的意願。僅從入戶調查的目標人群來看，“想生第二孩”的占比為45.98%，“不想生第二孩”的占比為36.42%，目前仍不確定的占比為17.59%（見圖1）。
圖1 入戶調查目標人群“二孩”生育意願情況
分區域看，新北區“想生第二孩”的占比最高，達到76.15%；其次為溧陽，為66.67%。主城區“不想生第二孩”的占比則最高，達到47.45%；其次為武進區，為39.07%（見圖2）。
圖2 分區域入戶調查目標人群“二孩”生育意願情況
3．獨生子女太孤單、國家政策的鼓勵是“二孩”生育的主要原因
數據分析顯示，超過一半的目標人群認為獨生子女太孤單、國家政策的鼓勵是形成“二孩”生育意願的主要原因，而經濟條件逐步改善、喜歡小孩、期望兒女雙全以及受長輩觀念的影響也會使得目標人群產生“二孩”生育的意願，考慮養兒防老因素的則並不突出（見圖3）。
圖3 目標人群對“二孩”生育主要原因的認知
4．經濟上的壓力是目標人群不願生育“二孩”的主要因素
調查顯示，“二孩”生育的經濟負擔較重、教育成本的壓力較大、牽扯的精力太多以及撫養成本過高是目標人群不願生育“二孩”的主要因素。這充分反映出經濟因素仍然是影響家庭生育的基礎因素。此外，沒人帶孩子、會影響到事業發展、自身身體條件限製、夫婦意見不統一以及個人不喜歡太多孩子等原因也會在不同程度上影響到目標人群的“二孩”生育意願（見圖4）。
圖4 目標人群對不想生育二孩主要原因的認知
5．“二孩”性別的偏好較為淡化
調查顯示，在有“二孩”生育意願的目標人群中，大部分家庭對“二孩”的性別並無明顯傾向，“都可以”的占比達到51.82%；且希望第二孩的性別為女孩的（29.48%）要高於男孩（18.69%）。
6．“二孩”生育的時間主要集中在未來三年
調查顯示，在有“二孩”生育意願的目標人群中，規劃生育時間集中在未來三年（2015—2017）的占到近70%，其中“現孕”的比重接近四成，目前仍未確定生育時間的有30.78%（見表1）。這也顯示“單獨兩孩”新政的實施，使常州在未來幾年內將出現一波生育的高峰，可能會給常州人口發展帶來較大的治理壓力。
表1 “二孩”性別的傾向以及生育時間的規劃
（三）“單獨兩孩”生育意願的影響因素
上述調查分析表明，常州符合“單獨兩孩”新政的目標人群有著較強的“二孩”生育意願。為進一步把握影響目標人群生育意願的主要因素，分析其深層次的動因，課題通過問卷設計對影響“單獨兩孩”生育意願的因素進行了深入的調查。
1．理想子女數偏好的影響因素
通過Kendall相關判別（表2），目標人群的居住區域、家庭月收入水平、文化程度等因素與家庭理想子女數偏好之間存在著較為顯著的相關度，而職業特征對家庭理想子女數偏好也有著一定程度的影響。
表2 不同因素與家庭理想子女數偏好的Kendall相關判別
（1）對家庭理想子女數的偏好有著顯著的區域差異
受經濟發展程度、社會環境、文化風俗等多種複雜因素的影響，不同區域的目標人群對家庭理想子女數的偏好有著顯著的差異。調查顯示，主城區家庭理想子女數偏好的平均水平最低，武進區則最高；認為兩孩是理想家庭子女結構的，溧陽市所占比重最高，主城區則最低。
（2）家庭月收入水平對理想子女數偏好的影響較為顯著
調查顯示，隨著家庭月收入的增加，認為理想子女數為一孩的家庭所占比重呈現不斷降低的趨勢，相對應的認為家庭理想子女數為兩孩的比重隨之升高，且對家庭理想子女數偏好的平均水平越高。
（3）文化程度對家庭理想子女數有著較為穩定的結構化影響
總體來看，文化程度越高，對家庭理想子女數偏好的平均水平越高，而且認為兩孩是理想家庭子女結構的比重也越高。
（4）職業特征對家庭理想子女數偏好也有著一定程度的影響
其中，從事農業生產的家庭對理想子女數的偏好最高，普遍認為兩孩是理想的家庭子女結構；屬於國家公務人員、事業單位人員、個體戶以及企業職工的家庭大多也將兩孩視為理想的家庭子女結構，但有一部分家庭認為理想的子女結構為一孩，如有12.43%的企業職工家庭認為一孩是理想的家庭子女結構。剖析其可能存在的原因，主要在於不同職業特征人群對家庭、養育子女的認知有著一定程度的差異。
2．“二孩”生育意願的影響因素
總體來看，影響符合“單獨兩孩”新政目標人群生育意願的因素是多方麵的，其中經濟條件、教育成本、生育政策以及生育成本等諸多因素的影響較為顯著（見圖5）。
（1）經濟條件是影響“二孩”生育意願的最主要因素
調查顯示，在影響“二孩”生育意願的主要因素中，有68.71%的被調查者認為經濟條件會影響到“二孩”的生育意願，其中有38%的被調查者認為經濟條件是影響“二孩”生育意願的首要因素。
（2）生育政策也是製約“二孩”生育意願的基本因素
調查顯示，有接近一半的被調查者認為生育政策是影響“二孩”生育意願的首要因素。這也反映出目標人群有著“二孩”生育的強烈意願，而“單獨兩孩”這一生育政策的調整則在一定程度上回應了這一意願，並將會使目標人群的生育意願在一定程度上釋放出來。
圖5 對影響“二孩”生育意願因素的認知
3．“二孩”性別偏好的影響因素
根據Kendall相關判別，目標人群的居住區域、文化程度、職業特征和第一孩性別等因素與第二孩性別的偏好均有著一定程度的相關關聯性（見表3）。
表3 不同因素與“二孩”性別偏好的Kendall相關判別
（1）不同區域目標人群的“二孩”性別偏好存在一定差異
盡管目標人群大多都對“二孩”性別並沒有顯著的偏好，但在不同區域之間仍存在著一定的差異。如溧陽市目標人群中“二孩”性別偏好男性的比重為28.3%，遠高於全市平均水平的18.92%。相對應的，金壇市、主城區、武進區偏好男孩的比重則相對較低。“二孩”性別偏向於女性的，武進區的比重則相對較高，達到35.87%，高於全市平均水平的29.4%。
（2）職業特征在較大程度上會影響“二孩”性別的偏好
相比較而言，個體戶家庭對“二孩”性別為男孩或女孩的偏好程度均高於其他職業人群，國家公務人員、農業生產人員對“二孩”性別的偏好則更多傾向於無所謂的態度。
（3）家庭第一孩性別對“二孩”性別的偏好影響較為顯著
“男女結構”（即第一孩為男性希望“二孩”性別為女性的）的比重達到62.61%，遠高於“男男結構”的1.45%；相對應的，偏好於“女男結構”的比重同樣高於“女女結構”，但比重的差距不如前者那麼大。
（4）文化程度對“二孩”性別的偏好也有著一定的影響
總體來看，文化程度越高，對“二孩”的性別越沒有明顯的偏好，大學本科及以上的目標人群對“二孩”性別為男孩的偏好比重較低，大致僅為16%左右，遠低於初中及以下文化程度人群的28.85%。
4．“二孩”生育時間的影響因素
根據Kendall相關判別，目標人群的居住區域、婦女年齡、家庭月收入水平和第一孩年齡等四個因素與第二孩生育時間存在相關關聯（見表4）。
表4 不同因素與“二孩”生育時間的Kendall相關判別
（1）婦女年齡直接影響著“二孩”生育的時間規劃
總體來看，婦女年齡在31～35歲、36～40歲兩個年齡層次的更傾向於“現孕”，比重均在40%以上，年齡越小，現孕的比重越低，還未確定生育時間的比重越高。
（2）不同區域目標人群“二孩”生育時間存在著一定的差異
總體來看，規劃在未來三年（2015—2017）生育的，金壇市和主城區的比重相對較高，達到75%左右，溧陽市的比重則相對較低。其中，主城區的目標人群現孕比重最高，達到44.44%，溧陽市目標人群的現孕比重也相對較低。
（3）第一孩年齡對“二孩”生育的時間有著較大的影響
總體來看，規劃在未來三年生育“二孩”的目標人群比重與第一孩的年齡之間存在著顯著的正相關關係，第一孩年齡越大的，規劃在未來三年生育“二孩”的的比重越高；相對應的，第一孩年齡越小的，“二孩”生育時間規劃“還未確定”的比重越高，這充分反映出，更多的家庭希望第一孩與第二孩之間有著一定的年齡差距。
（4）家庭月收入水平也會對“二孩”生育時間產生影響
總體來看，收入越高（5000元以上）的，規劃未來三年內生育“二孩”的目標人群比重越高；而家庭月收入在3000～4999元的，“二孩”生育時間規劃“還未確定”的比重相對較高。其中，家庭月收入為15000元及以上的目標人群規劃現孕的比重最高，達到48.65%，且有90.54%的家庭規劃在未來三年內生育“二孩”。
綜合調查分析表明，常州符合“單獨兩孩”新政的目標人群有著較高的“二孩”生育意願，而且經濟條件、教育成本、生育政策以及生育成本等諸多因素對“二孩”生育意願有著顯著的影響，其中，經濟條件是影響“二孩”生育意願最主要的因素，生育政策也構成了製約“二孩”生育意願的基本因素；從生育時間的規劃來看，目前符合新政條件的家庭“二孩”生育的時間主要集中在未來三年，反映“單獨兩孩”新政的曆史累積生育效應可能會在3～5年內得到釋放，常州新增出生人口勢必在短期內會出現一定幅度的增長。
二、“單獨兩孩”生育行為的現實分析
一般來說，提出申請並通過再生育審批的“單獨”夫婦最終會付諸生育行動，即最終會轉化為“單獨兩孩”的實際生育行為。根據常州衛計委的統計，截至2015年3月31日底，常州共有2426對“單獨”夫婦通過再生育審批。
（一）“單獨兩孩”再生育審批的總體特征
1．再生育申請低於預期
根據“單獨兩孩”新政目標人群的入戶調查情況來看，有45.98%的家庭有著生育“二孩”的意願，但從新政實施一年來再生育審批的情況來看，通過再生育審批的僅占單獨夫婦的5.4%。相比較於調查所顯示的較高生育意願而言，再生育的申請量遠低於預期。
2．申請再生育的單獨婦女年齡以30周歲以上為主
“單獨兩孩”生育新政實施一年來，申請並通過再生育審批的“單獨”婦女年齡在30周歲以上的占到審批總量的71.5%，其中，在31至35周歲的占52.76%，36周歲以上的占18.74%。這在一定程度上反映出，“單獨兩孩”政策的實施會在一段時間內引發補償性生育，一些年齡相對偏大的婦女會有生育“二孩”的急迫性；而年輕的“單獨”夫婦則並不急於決定是否生育“二孩”。
3．審批量呈現出前高後平的態勢
政策實施的初期，“單獨兩孩”再生育審批呈現出一個較為集中的趨勢，政策實施最初的四個月，常州共審批1313對，月均在300對以上。然而隨後審批量逐步趨於平穩，月均穩定在150對左右。
4．生育行為與預期存在一定的落差
在已經通過再生育審批的“單獨夫婦”中，已生育的有717人，已懷孕的有361人，兩者占總數的比重僅為44.44%。即使考慮到獲批再生育證到實際生育之間往往存在著一個準備的時間差或者可能存在的生理疾病等其他因素，已生育或已懷孕的比重仍低於預期。特別是目前審批政策相對較為靈活，隻要在孩子落地前，隨時都可以申請再生育證，所以一般預期領取了再生育證的“單獨夫婦”會盡快進入實際生育。這一預期未能成為現實，一種可能就是即使領取了再生育證的“單獨夫婦”也有可能並不會形成實際的生育行為。最終是否如此還需進一步的觀察。
（二）“單獨兩孩”再生育審批與其他再生育審批的比較
在“單獨兩孩”新政實施之前，計劃生育實施過程中已經存在有一係列的照顧性再生育政策，如“雙獨”（夫妻雙方均為獨生子女）、“農村單獨”（女方是農村居民、一方是獨生子女）、再婚、涉外等。
從全部的再生育審批量來看，2011—2014年間，常州全市的審批量逐年增加；由於2014年“單獨兩孩”新政的實施，2014年全市再生育審批量有了較大幅度的增長，從2013年的6903對增加到2014年的9220對，增加了2317對，較2012年773對、2013年1239對的增加量有著較大的增長幅度（見圖6）。
圖6 2011—2014年全市再生育審批量
從再生育審批的類型結構（見圖7）來看，2014年“單獨兩孩”的再生育審批量為2160對，占全年總量的23.4%；“雙獨”再生育審批量為1889對，占全年總量的20.5%；“農村單獨”再生育審批量為2462對，占全年總量的26.7%。
總體來看，單獨兩孩新政的實施並沒有對其他照顧性再生育政策人群的再生育行為產生帶動效應。撇開“單獨兩孩”再生育審批，從其他各種類型的再生育審批量看，2014年較2013年僅增加了157對。
圖7 2014年再生育審批的類型結構
（三）調查對象再生育申請及生育狀況
對接受過“單獨兩孩”生育意願調查的1924戶家庭對象進行跟蹤發現，政策實施一年來，已經申請並獲批再生育證的共有806戶，占樣本總數的41.9%；已生育二孩的則有457人，占樣本總數的23.75%。
1．“單獨兩孩”生育行為和生育意願有著一定的差距
從總體來看，在問卷調查中“想生第二孩”的1316戶家庭有800戶家庭已經辦理了再生育證，占總數的60.8%。也就是說，有“二孩”生育意願的家庭仍有接近40%還沒有付諸生育實踐。如果僅就入戶調查的情況來看，有“二孩”生育意願的家庭實際已辦理再生育證的僅為37戶，占總數的8.08%。
2．“單獨兩孩”生育實踐與調查意願較為呼應
已獲批再生育證的調查對象基本上都屬於在問卷調查時明確回答“想生第二孩”的家庭；僅有6戶在調查時仍未做明確決定，而也有3戶在問卷調查時提出“不想生第二孩”但顯然很快改變了決定。在已生育“二孩”的調查對象中，盡管各有61戶家庭在問卷調查時還沒有最終確定“二孩”生育的時間或選擇明後年作為“二孩”生育的時間。但從總體來看，大多數已生育調查對象在問卷調查時選擇生育時間為“現孕”，占到了總數的73.3%。
3．“二孩”生育數呈現“先上升後下降”的態勢
“單獨兩孩”新政實施一年來，每月“二孩”生育數先逐月增加，從2014年4月的5個到2014年10月增加到74個，再逐月下降，到2015年3月降低為14個（見圖8）。
圖8 政策實施一年來調查對象“二孩”生育的時間分布
（四）調查對象中已生育家庭的基本特征
1．婦女年齡在30歲以上的“單獨”家庭實際生育率相對較高
1924戶調查樣本中，婦女年齡在30歲及以上的共有1512戶，其中已生育的有376戶，占總數的24.87%；婦女年齡在30歲以下的有412戶，其中已生育的有81戶，占比19.66%（見表5）。婦女年齡在30歲以上的單獨家庭實際生育率相對較高。
表5 按婦女年齡分段的實際生育狀況
2．婦女文化程度較高的“單獨”家庭實際生育率相對較高
從絕對數量來看，“二孩”生育婦女的文化程度越高，“二孩”生育的人數越多。其中，“二孩”生育婦女的文化程度為大專的151人，占總數的33.04%；“二孩”生育婦女的文化程度在大學本科及以上的共有179人，占總數的39.17%。兩者合計占總數的72.21%（見圖9，表6）。
圖9 已生育婦女的文化程度結構
從實際生育率來看，婦女文化程度為大學本科及以上的“單獨家庭”實際生育率為24.75%，相對較高，且存在婦女文化程度越高，實際生育率相對越高的現象。
表6 按婦女文化程度分段的實際生育狀況
3．家庭收入水平越高，實際生育率越高
1924戶調查樣本中，月收入在10000元以上的樣本家庭共有301戶，其中已生育的有86戶，實際生育率為28.57%；家庭收入在5000～9999元間的有972戶，其中已生育的有233戶，占比23.97%（見表7）。而月收入在5000元以下的“單獨家庭”實際生育率為21.2%，較高收入（10000元以上）、中等收入（5000～9999元間）的“單獨家庭”實際生育率略低。
表7 按家庭月收入分段的實際生育狀況
4．一孩性別為女的“單獨家庭”實際生育率相對較高
在已生育的457個家庭中，“一孩”性別為女的共計270戶，占總數的59.1%；而“一孩”性別為男的有187戶，占總數的40.9%，雖較“一孩”性別為女性的比重低，但也基本符合生育意願調查中“二孩性別偏好並不顯著”的結論（見表8）。
從實際生育率來看，“一孩”性別為女的單獨家庭實際生育率為25.71%，較“一孩”性別為男的單獨家庭實際生育率略高。
表8 按“一孩”性別分組的實際生育狀況
三、新政實施一年來的階段性結論與建議
依據對常州“單獨兩孩”生育意願的調查以及對政策實施一年來的“單獨兩孩生育”的分析，可以判斷，從家庭子女的理想數，到“二孩”生育的意願，再到“二孩”生育的行為之間存在著一定程度的差距；通過“單獨兩孩”政策的實施穩定適度低生育水平，緩解人口老齡化加速趨勢，降低家庭結構風險的政策目標可能並不能夠有效實現。
（一）研究的主要結論
1．兩孩結構成為大多數家庭的理想模式
對一個普通的家庭而言，一對夫婦擁有兩個孩子是大多數家庭的理想狀態。“單獨兩孩”政策的實施進一步放鬆了“二孩”生育的政策限製，為很多家庭實現理想狀態提供了一個可能。
2．“單獨兩孩”新政目標人群有著較高的生育意願
調查顯示，符合二孩生育政策的家庭具有較高的生育意願，但對比家庭結構的理想模式，仍存在著部分家庭不願意生育二孩，理想與意願之間存在著一定程度的差距。這一差距的形成主要源於經濟上的壓力，二孩生育的經濟負擔較重、教育成本的壓力較大以及撫養成本過高是很多家庭不願意生育二孩的主要原因，盡管這些家庭也將兩孩結構視為理想結構。這也充分反映出家庭生育的經濟基礎尤為重要。
3．傳統的“重男輕女”思想逐步淡化
無論從生育意願的調查來看，還是從生育行為的實踐來看，對“二孩”生育的性別偏好開始逐步淡化，更多的家庭開始從家庭子女的教育、獨生子女可能引發的各種問題出發來考慮“二孩”生育的決策，逐步趨向於一種理性的認識。
4．生育意願與生育行為之間存在著較大的差距
盡管“單獨兩孩”新政目標人群有著較高的生育意願，但從新政實施一年來的生育實踐來看，真正付諸生育行為的家庭仍與預期有著較大的差距，較高的生育意願率和較低的實際生育率凸顯出兩者之間的較大落差，這一方麵可能與生育實踐的觀察期相對較短有關。但從另外一個方麵來看，真正要將生育意願轉化為實際的生育行為，除了生育政策的放鬆外，可能還需要去解決克服諸多的限製性因素，如經濟上的壓力、相關政策的配套、教育文化程度反映的認知和觀念等等。
（二）主要對策建議
1．加強“單獨兩孩”新政實施的監測評估
一個新政策的推出，可能需要認識上的消化過程，本文的研究結論是否正確、合理可能也需要進行進一步觀察和檢驗。要準確把握政策實施的效果，必須要建立起完善的、持續的政策監測機製，對政策實施的全過程進行監測，能夠為政策的逐步完善和進一步調整提供可靠的實踐依據；應加強人口治理的信息化，構建人口動態監測網絡，進一步發揮人口發展規劃的調控作用，完善人口管理體製；在有效人口監測基礎上，實現人口信息的預報預警和處置；引導在“單獨兩孩”新政條件下的生育累積能量逐步釋放，平抑“單獨兩孩”新政實施可能帶來的人口出生堆積現象，避免人口增長的大起大落，確保出生人口控製在合理範圍內。
從現階段“單獨兩孩”新政實施的效應來看，應考慮在對現行政策持續監測評估的基礎上，適時全麵放開“二孩”生育。
2．積極推進新型生育文化建設，宣傳和形成幸福家庭的正確觀念
要使生育政策的調整達到預期的目標，首先需要從促進符合條件的家庭“想生”入手。一是要將新的婚育觀念（即科學、文明、進步的婚育觀念）積極地送到、傳播到、影響到、服務到每一個家庭中去，使廣大育齡群眾建立起新型的婚育觀，突出生育的家庭與社會責任的統一，引導人們自覺地尋求科學、理性、負責任的生育行為，形成以“合法生育”為核心的生育價值觀。二是要圍繞創建幸福家庭這一宗旨，大力宣傳和引導，積極形成健康的、以兩孩結構為家庭基礎的社會氛圍，完善人們對家庭結構穩定、家庭發展能力提升的社會認知，樹立正確的家庭觀念。正如以往“隻生一個好”的計劃生育觀念一樣，逐步在社會上形成兩孩家庭結構的良好氛圍，從而極大地誘發符合條件家庭的再生育意願，促進家庭的和諧發展。
3．完善再生育相關的政策體係，出台相關激勵措施
除了要推動符合條件家庭“想生”以外，還應在“能生”方麵下足功夫。很多符合條件的家庭有著較強的再生育意願，但出於對相關政策體係的不完善、公共服務資源的缺失等方麵有著一定程度的擔憂，“想生”但不“能生”。這就要求政府在推行新政的同時，完善相關政策。
一要完善與再生育相關的配套政策體係，如加強生育保險基金使用管理，提高生育保險基金的籌集水平，合理規劃安排生育保險基金的支出項目，既要最大限度保障職工的權益，又要有效保障生育基金工作的長期、健康、穩定發展；要做好基金使用的風險控製；研究製定生育基金調劑金的動態調整機製，加強與財政部門的協調，確保生育家庭公共保障的全麵落實。
二要合理規劃和配置社會基本公共服務資源，積極引導和推動嬰幼兒相關產業的健康發展。要合理利用醫療資源，加強醫療衛生機構產科、兒科規劃建設，優化衛生資源布局，提升基層機構婦、兒科服務能力，緩解生育高峰、就醫難的問題；要進一步加大教育資源的合理配置，做好新增人口對幼兒園、小學等需求的測算，合理規劃教育設施和師資的建設，有針對性地新建或擴建一批幼兒園和小學，並通過師資資源的調配、流動等方式促進教育資源區域的公平配置，推動教育質量的整體提升，避免出現入園難、入學難問題；要采取規範和鼓勵相結合的方式，積極引導和推動嬰幼兒相關產業的健康發展。要保證嬰幼兒產品的質量，確保產品安全，清理整頓嬰幼兒教育培訓市場上的不規範行為，強化嬰幼兒產品和服務的市場標準和準入製度；要加大價格執法力度，對嬰幼兒產品和服務的價格進行監管，打擊各種擾亂市場秩序的價格違法行為；要加強對家政服務中介機構的規範化管理，積極推進家政服務員持證上崗製度，促進家政服務的職業化發展；要通過嚴格規範嬰幼兒消費市場和科學引導健康合理消費促進嬰幼兒相關產業的健康發展；從而解決再生育家庭的後顧之憂。
三要出台再生育的激勵措施，進一步增強家庭的生育意願，如，政策上保障再生育婦女的產假權益，適當延長高齡孕婦“二孩”生育的產假；一孩、二孩在保健費、醫療費、教育費和其他獎勵金方麵給予同等待遇，並適當給予“二孩”補貼等。
4．進一步完善再生育婦幼健康服務體係
在推進新政實施效應發揮的過程中，還應進一步促進符合條件的家庭“好生”。針對“單獨兩孩”新政的實施帶來的生育高峰，特別是符合新政二孩生育條件中高齡孕婦人群可能存在的生育風險，應以提升出生人口素質為重點全程做好婦幼保健工作。
一是要加強保障與落實提高婦幼公共衛生服務項目的執行能力。從組織管理、資金保障、項目執行等多方麵入手，將實施重大婦幼衛生服務項目作為衛生惠民重要舉措，創新工作方法，將公共衛生服務帶來的便利和實惠落實到每一個計生家庭；要不斷提高服務質量，提高婦幼公共衛生服務項目的執行水平；要加強項目宣傳，通過廣播電視、谘詢義診、專題講座、印發宣傳單冊等多種途徑與形式，廣泛宣傳婦幼重大公共衛生服務項目，提高群眾對項目知曉率，讓廣大群眾積極參與項目工作。
二是要加強孕前優生篩查服務，紮實推進出生缺陷綜合防治工作。抓住婚姻登記、申領生育服務聯係單和生育證、上門隨訪等工作節點，廣泛宣傳孕前優生篩查的必要性，增強計劃生育家庭免費孕前健康檢查的主動性和自覺性；要充分利用基層計生工作網絡，積極做好組織動員工作，切實保證目標人群孕前健康檢查的覆蓋率，特別是要注重將流動人口納入免費孕前優生健康檢查的服務範圍；要認真執行國家和省的實施方案及技術規範，嚴格服務程序，規範服務行為，特別是要加強對高風險人群的指導和妊娠結局隨訪，對高齡生育家庭進行風險評估，增強高風險人群的防範意識和能力，降低或消除導致出生缺陷的風險因素。
三是要加強母嬰保健技術服務監管。進一步規範母嬰保健專項技術服務的監管行為，充分發揮信息化管理的優勢，建立母嬰保健專項技術服務機構、技術和人員的基礎數據庫，及時掌握動態，不斷提高監管工作水平；要進一步增強母嬰保健專項技術服務的監管能力，著力完善母嬰保健專項技術的質量標準和服務規範，促進母嬰保健專項技術服務水平和服務質量逐步提高。
人口遷移、流動與家庭發展
就業穩定性與新生代農民工的城市融合研究
——以江蘇省為例
謝勇
（南京農業大學公共管理學院）
一、引言與文獻回顧
從20世紀80年代開始，隨著經濟發展和各項限製勞動力流動政策的放鬆，大量農村勞動力進入城市從事非農就業，形成了數量龐大的農民工群體。國家統計局的調查數據顯示，2013年全國農民工總數大約為2.69億，其中外出農民工已經達到了1.66億。但受到戶籍製度以及各種主、客觀條件的製約，農民工很難真正融入城市、徹底轉化為城市居民，從而處於一種“半城市化”的狀態（王春光，2006）。這不僅直接限製了農民工群體的福利水平，而且也不利於我國城市化進程的順利推進。
近年來學術界非常關注農民工的城市融合問題，相關的研究也呈現出從理念到具體、從總體到細節的演進趨勢。早期的研究側重於在理論層麵上探討農民工城市融合的概念、重要性和主要障礙（王春光，2001；劉傳江、周玲，2004）；在此基礎上，許多學者開始對農民工城市融合的程度進行測算，分析農民工城市融合的現狀和影響因素，並對農民工的社會交往、居住狀況、公共服務的獲取、定居意願、身份認同等問題進行了比較深入的研究。結果發現，農民工雖然長期在城市中工作和生活，但城市融合的情況卻並不理想（Zhang and Song，2003；王桂新等，2008；劉傳江、程建林，2008）。相對於第一代農民工，新生代農民工具有更加強烈的城市融合的意願（張斐，2011），而受教育程度、職業技能、收入水平、戶籍製度、農村土地製度等諸多因素均對農民工的城市融合產生了顯著的影響（Zhu and Chen，2010；Hu et al.，2011；蔡禾、王進，2007；夏怡然，2010；續田曾，2010；周蕾等，2012）。
與此同時，由於身份的特殊性，農民工就業也存在著一些與眾不同的特點，其中的重要表現就是：就業的流動性強、穩定性差，頻繁更換工作單位和就業城市（Knight and Yueh，2004；白南生、李靖，2008）。國際上的一些國別研究，例如針對土耳其、德國、法國和意大利等國家的情況研究均顯示，穩定的就業對於農民工、外來移民的社會融合具有顯著的積極意義（Erman，1998；Maxwell，2010）。具體到中國的農民工群體，盡管有不少文獻認為就業穩定性差、在不同的單位和城市之間流動過於頻繁嚴重阻礙了農民工的城市融合和市民化進程（簡新華、黃錕，2007；蔡昉，2010），但目前卻幾乎沒有文獻在理論和實證方麵係統探討就業穩定性對農民工城市融合的影響。
在以上背景下，本文的研究具有以下兩方麵的價值。
首先，已有的文獻雖然大都認可穩定的就業可以促進農民工的城市融合，但對其中的影響機理卻缺乏係統的分析，因此我們並不清楚，就業穩定性為什麼能夠影響農民工與城市的融合？其中主要的傳導機製是什麼？並且，已有的研究均是定性分析，缺乏定量研究。就業穩定性對農民工城市融合的影響是否能夠得到實證支持？相關的證據目前還沒有見到。
其次，就業穩定性是一個多維度概念，因此需要使用不同的指標對其加以界定。與此同時，由於不同的指標往往反映了就業穩定性的不同側麵，從而可能會對城市融合產生不同的影響。本文將從縱向和截麵兩個角度出發，使用更換就業城市的頻率、更換工作單位的頻率、現職的就業持續時間、勞動合同狀況等四個指標界定就業穩定性，從而更加全麵地考察就業穩定性對農民工城市融合的影響，進而提高政策建議的針對性。
與此同時，考慮到新生代農民工已經逐漸成為農民工的主體，並且具有更為強烈的城市融合意願。本文選擇以新生代農民工為對象，在對就業穩定性影響城市融合的內在機理進行係統分析的基礎上，使用江蘇省的調研數據，對兩者之間的關係進行計量檢驗，最後提出政策建議。
二、理論分析
城市融合本身是一個內涵豐富的概念，盡管學術界對這一概念的具體理解存在著一些差異，卻沒有根本性的分歧。其中大多數研究均認為，農民工的城市融合可以分為經濟、社會、心理等三個密切相關、卻又依次遞進的層麵（朱力，2002；悅中山等，2012）。
本文也將從上述三個層麵出發，分析就業穩定性對新生代農民工城市融合的影響機理。從而在理論上明確兩者之間的關係。
（一）經濟層麵
主要是指農民工能否在城市中獲得穩定的、足以維持城市生活的收入，這是農民工融入城市生活的基本前提。
顯然，就業的不穩定往往意味著收入來源的不穩定，在社會保險參與情況並不理想的情況下，這又將直接導致農民工在維持基本生活方麵的困難。而就業穩定性對勞動者的工資水平存在著兩方麵的影響：更換工作的過程有助於勞動者克服勞動力市場中的信息不完善問題，從而提高雇傭雙方的匹配程度；但卻不利於人力資本，尤其是企業專用型人力資本的積累，進而限製了勞動者工資的上升。而在總體上，就業穩定性與工資水平之間存在著先上升後下降的“倒U型”關係。考慮到中國農民工，尤其是新生代農民工的就業穩定性很低，更換工作過於頻繁，因此穩定的就業在總體上有助於提高新生代農民工的工資水平（陳媛媛，2013）。此外，黃乾（2009）的研究也顯示，非穩定就業的農民工的工資水平大約相當於穩定就業農民工的87%；而謝勇（2009）、陳禕、劉陽陽（2010）則發現，就業的持續期、勞動合同等常用的就業穩定性指標與農民工工資之間均存在著顯著的正相關關係。
由此可見，就業的穩定性對於維持農民工工資收入的穩定性以及工資水平均具有顯著的積極意義，因此本文認為穩定的就業有助於農民工在經濟層麵上融入城市生活。
（二）社會層麵
主要指農民工對城市居民互動的行為方式與日常生活方式方麵的適應，主要表現為農民工日常的社會交往，是農民工為了滿足自身對生活、社交等方麵的需求而進行的融入（國務院研究室課題組，2006）。
由於農民工是從農村進入城市，其初始的人際交往對象以原先的親戚朋友、老鄉為主，而城市融合需要建立以城市居民為主要對象的新型社會關係網絡。但對於就業不穩定的農民工而言，很難建立起固定的人際關係，一旦更換工作單位或就業城市，其社交網絡往往會受到直接的衝擊，甚至有可能隨之消亡（葉鵬飛，2012）。與此同時，人際關係的日常維護和加強需要通過一定強度的社會活動進行，這不僅需要農民工投入相應的時間和精力，也需要一定物質條件為基礎（田北海、耿宇瀚，2013）。對於農民工而言，以上兩者均需要穩定的就業作為保障。
因此，穩定的就業不僅可以保證農民工有條件確立相對固定的交往對象和社交網絡，同時也能保證了農民工有能力維護自己的社會關係網絡，這樣不僅滿足了農民工社會交往的需求，也使農民工在城市中擁有自己的交際圈，進而促進農民工融入城市。所以就業穩定性對於農民工社會交往同樣存在著積極的影響。
（三）心理層麵
心理融合是農民工融入城市生活的最高等級，是指農民工對城市的生活方式、價值觀念和文化的認同，主要表現為農民工的城市歸屬感和身份認同（褚榮偉等，2012）。
農民工的城市歸屬和身份認同在很大程度上取決於能否和城鎮居民一樣獲得公共產品和服務，而就業穩定性在其中具有重要的影響。主要包括以下兩種情況：一是對於某些外部性較弱的公共產品，例如社會保險，往往與農民工的就業穩定性直接掛鉤。以養老保險為例，各地政府一般以參保者在當地工作的一定年限作為將來領取養老金的基本前提，這在很大程度上將就業穩定性較低的農民工排除在外。而目前養老保險的社會統籌部分還不能做到異地轉移接續，又進一步限製了農民工參加養老保險的積極性（張轉玲，2012）。對於一些外部性較強的公共產品，例如義務教育，各地政府近年來雖然明確了農民工子女在流入地公辦學校接受義務教育的資格，但對於就業穩定性較差的農民工而言，其子女也經常處於“流動”的狀態中，從而也很難有機會在城市中接受義務教育（謝建社等，2011）。與此同時，對於那些就業穩定性較差的農民工，由於工作、生活環境頻繁發生改變，他們往往很難感受到當地城市居民的行為方式、風俗習慣和價值觀念，從而也很難對其形成認同和接受。
因此，穩定的就業不僅有助於農民工在城市中獲得公共產品和服務，而且有助於他們認同和接受城市的生活方式、價值觀念，並促進農民工群體的心理融合。
綜上所述，就業穩定性對於城市融合的三個層麵——經濟、社會和心理均具有明顯的積極意義，從而對農民工群體的城市融合也將產生顯著的促進作用。
三、數據與變量
（一）數據來源
本文所使用的數據來源於我們組織的“江蘇省農民工就業流動與就業穩定性專項調查”，本次調查於2011年1—2月在農民工就業比較集中的南京、蘇州、無錫和常州等地區進行，在以上四個城市分別回收有效問卷202份、187份、195份和138份，合計722份。本次調查采用的是配額抽樣法，我們以國家統計局當年的“農民工監測調查”報告為基礎，根據該報告所得出的農民工的年齡、性別、就業行業等結構特征確定樣本份額。然後由受過培訓的調查員根據配額，在農民工比較集中的工廠、建築工地、餐飲企業、車站等地點進行問卷調查，調查內容涵蓋了農民工的個人特征、就業狀況、城市融合情況以及詳細的就業史信息。
在本次調查中，出生於1980年及以後的新生代農民工496人，占總體的68.7%。其中男性達到為62.1%，明顯高於女性。新生代農民工的人力資本水平得到了明顯改善，平均受教育年限和掌握職業技能的比例分別為11.41年和34.69%，分別高於第一代農民工的8.92年和23.46%。參加養老、醫療和工傷等主要社會保險的新生代農民工比例分別為29.23%、29.84%和47.98%。此外，62.7%的新生代農民工在進城以後更換過工作，平均更換了1.087份工作，超過30%的受訪者從事過3份及以上工作；66.2%的新生代農民工更換過就業的城市，平均在1.63個城市工作過。而無論更換工作的次數，更換就業城市的數量，新生代農民工均明顯超過第一代農民工。與當年全國性的農民工調查（國家統計局，2012）相比，本次調查樣本的就業穩定性水平、性別和年齡構成、就業行業的分布、主要社會保險的參與情況等指標與全國樣本非常接近，因此本次調查的結果具有較強的代表性。
（二）變量界定
1．因變量
根據理論分析，本文將從經濟、社會和心理三個維度定義新生代農民工城市融合的相關指標。在經濟融合層麵，選擇農民工的小時工資（對數值）作為因變量；而在社會融合層麵，我們調查了“您的朋友中是否有當地城市居民”，並區分為“有”和“沒有”兩種情況，將其分別賦值為“1”和“0”。在本次調查中，農民工與城市居民的社會交往相對較少，約有44.31%的受訪者沒有當地的城市居民朋友。
心理層麵的融合是農民工融入城市生活的最高層次，但這方麵一直沒有統一的標準，目前學術界使用比較頻繁的指標有兩個：一是定居意願，二是身份認同。因此本文也借鑒相關文獻的做法，使用以上兩個指標作為心理融合的因變量。
表1顯示了本次調查中新生代農民工的定居意願和身份認同情況。其中認為自己是“城市人”的比例為40.32%，僅比“農村人”的身份認同低4.42個百分點；而願意未來在城市定居的比例達到44.15%，明顯超過了“回到農村”和“說不清”的比例。而在第一代農民工中，認為自己是“農村人”，以及願意“回到農村”定居的比例分別高達64.6%和64.16%，明顯超過了其他選項。相比較而言，新生代農民工目前已經具備了比較強烈的“城市人”身份認同，以及較為明確的城市定居意願，在城市融合方麵明顯超過了第一代農民工。
表1 被調查農民工的城市融合情況
2．自變量
就業穩定性是一個多維度概念，需要從不同的角度對其進行定義（Ours，1990）。本文準備從縱向和截麵兩個維度界定就業穩定性，其中縱向的維度立足於新生代農民工進城以後到調查時截止的全部非農就業經曆，考察在此期間內的就業穩定性，包括更換就業城市的頻率、更換工作單位的頻率兩個指標。截麵的維度側重於新生代農民工目前的就業穩定性，包括現職的就業持續時間、是否和目前的雇主簽訂勞動合同兩個變量。
表2顯示了上述四個指標的總體情況：被調查的新生代農民工進城以來，平均每年更換0.227個就業城市、0.357次工作，相當於每4.4年更換一次就業的城市，每2.8年更換一次工作。新生代農民工在目前單位的平均就業時間為2.27年，約有一半的受訪者與雇主簽訂了勞動合同。
3．控製變量
除了就業穩定性以外，還有一些變量可能會對新生代農民工的城市融合產生影響。借鑒相關文獻的做法，本文還選擇以下變量作為控製變量：性別、年齡、家庭人均土地、是否在省內務工、就業的行業、單位所有製和就業的城市等。上述變量的定義、賦值和描述性統計請參見表2。
表2 變量的定義、賦值與描述性統計
四、計量檢驗
（一）計量模型
為了對前文的理論分析進行檢驗，本文分別設定了以下計量模型：
在方程（1）和（2）中，lnhwagei和friendi分別表示農民工i的對數小時工資和是否有當地的城市居民朋友。mob代表農民工的就業穩定性，X是一組影響農民工工資水平、社會交往的控製變量，α和β為相關變量的估計係數，ε則表示誤差項。根據因變量的情況，本文分別使用OLS和Logit模型對方程（1）和（2）進行估計。
在心理融合層麵，本文從“定居意願”和“身份認同”兩個方麵定義了農民工的城市融合，而上述兩個因變量顯然都屬於定類變量，並且均被區分為三種情況（見表1）。因此本文準備使用多重選擇模型（Multinomial Logit Model）來估計就業穩定性對新生代農民工城市融合的影響。
以“定居意願”為例對此進行說明。根據前文的分析，我們設定如下計量方程：
式3中，resiselect表示農民工的定居意願，j=1，2，3代表返回家鄉、留在城市和說不清三種選擇。在以上三種意願中，農民工i選擇了j，則意味著j類選擇的預期效用（TU）最大。那麼統計模型選擇j的概率為：
對式4進行極大似然估計可以獲得α和β的估計值。但在估計前，需要選取一個參照組，將其係數標準化為零，在此我們回答將“說不清”的新生代農民工作為參照組。係數估計值α反映了與“說不清”的受訪者相比，就業穩定性對新生代農民工選擇“返回家鄉”或“留在城市”的影響。如果α為正值，意味著就業穩定性對於選擇這一定居意願具有相對概率為正的影響，即新生代農民工更加願意選擇這種定居意願；α為負值，則意味著就業穩定性對於農民工選擇這一方式具有負麵的影響。
此外，在檢驗就業穩定性對新生代農民工“身份認同”的影響時，計量模型的設定過程上述情況類似，此處不再重複。
（二）就業穩定性對新生代農民工經濟和社會融合的影響
表3列出了就業穩定性與新生代農民工在經濟層麵、社會層麵與城市融合的計量檢驗結果，相關參數表明模型的整體效果良好，從中我們可以得出以下結論。
從經濟融合來看，各個維度的就業穩定性對新生代農民工的工資水平均具有顯著的積極意義，從而有利於這一群體從經濟上融入城市生活。表3顯示：農民工更換就業城市和工作單位的頻率越低，其工資水平上升越顯著。正如前文分析的一樣，頻繁地更換就業城市和工作單位將對新生代農民工的人力資本積累產生明顯的負麵作用，從而不利於工資水平的提高，進而不利於經濟層麵的城市融合。此外，截麵的就業穩定性與新生代農民工的工資水平之間也存在著顯著的正相關關係。具體來看，現職的就業時間每延長1年、與雇主簽訂勞動合同，將分別導致新生代農民工的小時工資上升15.1%和6%。其中的原因顯然在於，現職就業時間的延長、與雇主簽訂勞動合同將有利於人力資本，尤其是專用型人力資本的獲得與積累，從而對新生代農民工工資水平的提升產生了顯著的積極作用。
表3 就業穩定性與新生代農民工經濟和社會融合的計量檢驗結果
注：括號內為參照組；***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上統計顯著；常數項已省略。
在社會融合層麵，就業穩定也顯著促進了新生代農民工與城市居民之間的交往。在表3中，農民工更換就業城市的頻率越高，擁有城市居民朋友的可能性將顯著下降，但更換工作的頻率對此卻沒有顯著影響，這與本文的理論分析並不完全一致。我們分析其中的原因可能在於：更換就業城市的頻率越高，新生代農民工就越難與城市居民建立起穩定的人際關係，而更換工作單位的行為既可能發生在同一個城市內部，也可能發生於不同城市之間。對於前一種情況，即使更換工作的頻率較高，新生代農民工在該城市內的社會關係網絡卻大都可以保留下來，從而對農民工的社會交往沒有產生顯著影響。而模型2還顯示，簽訂勞動合同、現職的就業持續時間與農民工擁有城市居民朋友之間存在著顯著的正相關關係。這說明在目前單位的就業穩定性越強，越有利於增強新生代農民工與城市居民之間的社會交往，從而促進他們融入城市。
（三）就業穩定性對新生代農民工心理融合的影響
1．對新生代農民工定居意願的影響
表4顯示了就業穩定性與新生代農民工定居意願的計量檢驗結果，我們從中可以得出以下結論。
從縱向的就業穩定性來看，更換就業城市的頻率在模型4中顯著為負值，說明新生代農民工更換就業城市的頻率越高，選擇未來“留在城市”的可能性則越低，選擇“返回家鄉”和“說不清”的概率則相應上升，並且上述關係在1%水平上是統計顯著的。但模型3和4均顯示，更換工作單位的頻率對新生代農民工的定居意願沒有顯著影響，這與前文的預期並不一致。我們分析其中的原因仍然可能在於：更換工作單位的行為可能發生在同一個城市內部以及不同城市之間。對於前一種情況，即使更換工作的頻率較高，新生代農民工在該城市內的社會關係網絡卻大都可以保留下來，仍然能夠從中得到各方麵的支持和幫助，而農民工對該城市的生活方式、價值觀念和文化的認同也不會隨之改變，從而導致更換工作的頻率對新生代的農民工定居意願並沒有顯著影響。但如果更換就業城市的頻率較高，那麼對新生代農民工在經濟、社會和心理層麵的負麵影響將直接顯現出來，從而顯著降低了他們選擇留在城市的可能性。
而從截麵的維度來看，現職的就業持續時間和勞動合同在模型3和4中分別顯著小於0和大於0，並且均在1%水平上統計顯著。這說明與回答“說不清”的參照組相比，隨著在目前單位就業時間的延長、勞動合同的簽訂，新生代農民工選擇未來返回家鄉定居的可能性顯著下降，願意留在城市定居的可能性則顯著上升。這與本文第二部分的理論分析是完全一致的，說明目前工作的穩定性對於新生代農民工的城市融合具有顯著的積極影響。
表4 就業穩定性與新生代農民工定居意願的計量檢驗結果
注：括號內為參照組；***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上統計顯著。
其他變量的選擇與表3相同，但限於篇幅沒有報告回歸結果（包括常數項）。
2．對新生代農民工身份認同的影響
表5顯示了就業穩定性與新生代農民工身份認同的Multinomial Logit估計結果，從中我們可以得出以下結論。
在縱向的就業穩定性方麵，更換城市的頻率在模型5和6中分別顯著為負值和正值，說明新生代農民工更換就業的城市越頻繁，城市的歸屬感和身份認同則越低，從而認為自己是“農村人”和“城市人”的可能性分別顯著上升和下降。與此同時，更換工作的頻率同樣沒有對新生代農民工的身份認同產生顯著影響，這與前文定居意願的研究結論相同。我們認為其中的原因同樣在於：城市之間的就業流動會在經濟、社會和心理層麵對新生代農民工的城市融合產生負麵影響；而更換工作單位的行為可能發生在城市內，也可能發生在城市間，從而沒有對農民工的城市融合產生顯著影響。
在截麵的就業穩定性方麵，表5顯示，與回答“說不清”的受訪者相比，隨著現職就業持續時間的延長，以及勞動合同的簽訂，新生代認為自己是“農村人”的概率顯著下降，而認為自己是“城市人”的可能性相應顯著上升。以上結論與前一部分的研究大體相似，說明目前工作的穩定性可以有效地增進新生代農民工的城市歸屬感和身份認同。
表5 就業穩定性與新生代農民工身份認同的計量檢驗結果
注：括號內為參照組；***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上統計顯著。
其他變量的選擇與表3相同，但限於篇幅沒有報告回歸結果（包括常數項）。
總體來看，表4和表5中的研究結論基本上是一致的：在縱向的就業穩定性方麵，更換就業城市的頻率與新生代農民工的城市融合之間存在著顯著的負相關關係，但更換就業單位的頻率並沒有對新生代農民工的城市融合產生顯著影響。在截麵的維度，現職就業持續時間的延長，以及勞動合同的簽訂均顯著地增進了農民工的城市融合。
五、結論與政策含義
就業的穩定性差、流動性強是農民工群體的顯著特點之一。與此同時，我國各級政府近年來積極采取措施，努力促進農民工，尤其是新生代農民工的城市融合，希望將農民工群體有序、穩定的轉化為城鎮居民。本文旨在係統考察就業穩定性對農民工城市融合的影響，我們首先從經濟、社會和心理三個層麵分析了就業穩定性影響農民工城市融合的內在機理，並認為穩定的就業可以有效促進農民工的城市融合。
在此基礎上，本文從縱向和截麵兩個維度出發，使用更換就業城市的頻率、更換工作單位的頻率、現職的就業持續時間和現職的勞動合同情況等指標對就業穩定性進行了全麵的界定，並使用江蘇省新生代農民工調研數據完成了相關的計量檢驗。研究顯示：更換就業城市頻率的降低、現職就業持續時間的延長、勞動合同的簽訂均從經濟、社會和心理層麵顯著地促進了新生代農民工的城市融合，而更換就業單位的頻率僅對新生代農民工在經濟層麵的城市融合產生了顯著的影響。
在我國積極推進農民工城市融合與市民化的現實背景下，本文的研究至少提供以下兩方麵參考。
首先，著力穩定新生代農民工就業的城市和區域。農民工更換工作的行為既可以發生在不同的城市之間，也可以發生在不同的單位之間，兩者是相互交叉的。本文的研究發現，更換就業城市的頻率對新生代農民工各個維度的城市融合均產生了顯著的負麵影響，但更換就業單位頻率的影響卻相對較為微弱。因此，在空間上穩定農民工就業的區域，降低他們在不同城市之間的流動行為顯然應該在政策層麵上得到優先考慮。例如爭取為農民工提供及時、準確、全麵的就業信息，盡量避免他們在不同城市之間的盲目、無序流動；還要注意維護農民工的各項正當權益；並力爭向農民工提供各類公共產品和服務。
其次，大力保障農民工的勞動權益。本文的結論顯示，現職就業持續時間的延長、勞動合同的簽訂均能顯著地促進新生代農民工的城市融合。而要提高在目前單位的就業穩定性，需要大力保障農民工的各項勞動權益。首先應提高勞動合同的簽訂率，勞動合同不僅是就業穩定性的重要指標，而且對於保障勞動者的正當權益具有基礎性作用；同時應維護農民工在勞動時間、勞動保護、工作條件多方麵的正當權益；並注意落實最低工資製度，建立農民工工資正常增長機製。
參考文獻
[1]王春光.農村流動人口“半城市化”問題[J].社會學研究，2006（5）：107-122.
[2]王春光.新生代農村流動人口的社會認同與城鄉融合的關係[J].社會學研究，2001（3）：63-76.
[3]劉傳江，周玲.社會資本與農民工的城市融合[J].人口研究，2004（5）：12-18.
[4]Zhang，K.H.，Song，S.Rural－urban Migration and Urbanization in China：Evidence from Time－series and Cross－section Analyses[J].China Economic Review，2003，14（4）：386-400.
[5]王桂新，沈建法，劉建波.中國城市農民工市民化研究——以上海為例[J].人口與發展，2008（1）：3-23.
[6]劉傳江，程建林.第二代農民工市民化現狀分析與進程測度[J].人口研究，2008（5）：48-57.
[7]張斐.新生代農民工市民化現狀及影響因素分析[J].人口研究，2011（6）：100-109.
[8]Zhu，Y.，Chen，W.The Settlement lntention of China''''s Floating PoPulation in the Cities：Recent Changes and Multifaceted lndividual－level Determinants[J].PoPulation，SPace and Place，2010，16（4）：53-267.
[9]Hu，F.，Xu，Z.，Chen，Y.Circular Migration，or Permanent stay？Evidence from China''''s Rural－urban Migration[J].China Economic Review，2011，22（1）：64-74.
[10]蔡禾，王進.“農民工”永久遷移意願研究[J].社會學研究，2007（6）：86-113.
[11]夏怡然.農民工定居地選擇意願及其影響因素分析——基於溫州的調查[J].中國農村經濟，2010（3）：35-44.
[12]續田曾.農民工定居性遷移的意願分析——基於北京地區的實證研究[J].經濟科學，2010（3）：120-128.
[13]周蕾，謝勇，李放.農民工城鎮化的分層路徑：基於意願與能力匹配的研究[J].中國農村經濟，2012（9）：50-60.
[14]Knight，J.，Yueh，L.Job Mobility of Residents and Migrants in Urban China[J].Journal of ComParative Economics，2004，32（4）：637-660.
[15]白南生，李靖.農民工就業流動性研究[J].管理世界，2008（7）：70-76.
[16]Erman，T.Becoming“Urban”or Remaining“Rural”：The Views of Turkish Rural－to－Urban Migrants on the“lntegration”Question[J].lnternational Journal of Middle East Studies，1998，30（4）：541-561.
[17]Maxwell.R.Evaluating Migrant lntegration：Political Attitudes Across Generations in EuroPe[J].lnternational Migration Review，2010，44（1）：25-52.
[18]簡新華，黃錕.中國農民工最新生存狀況研究[J].人口研究，2007（6）.
[19]蔡昉.被世界關注的中國農民工——論中國特色的深度城市化[J].國際經濟評論.2010（2）：40-53.
[20]朱力.論農民工階層的城市適應[J].江海學刊，2002（6）：82-88.
[21]悅中山，李樹茁，費爾德曼.農民工社會融合的概念建構與實證分析[J].當代經濟科學，2012（1）：1-11.
[22]陳媛媛.工作轉換對農民工收入的影響——基於珠三角兩代農民工的調查[J].南方經濟，2013（3）：1-12.
[23]黃乾.城市農民工的就業穩定性及其工資效應[J].人口研究，2009（3）：53-62.
[24]謝勇.農民工就業流動的工資效應研究——以南京市為例[J].人口與發展，2009（4）：32-36.
[25]陳禕，劉陽陽.勞動合同對於進城務工人員收入影響的有效性分析[J].經濟學（季刊），2010（3）：602-687.
[26]國務院研究室課題組.中國農民工調研報告[M].北京：中國言實出版社，2006.
[27]葉鵬飛.探索農民工社會融合之路——基於社會交往內卷化的分析[J].城市發展研究，2012（1）：81-85.
[28]田北海，耿宇瀚.農民工與市民的社會交往及其對農民工心理融入的影響研究[J].學習與實踐，2013（7）：97-107.
[29]褚榮偉，肖誌國，張曉冬.農民工城市融合概念及對城市感知關係的影響——基於上海農民工的調查研究[J].公共管理學報，2012（1）：44-51.
[30]張轉玲.農民工社會養老保險製度實際運行中的困境及出路[J].深圳大學學報（人文社會科學版），2012（4）：109-114.
[31]謝建社，牛喜霞，謝宇.流動農民工隨遷子女教育問題研究——以珠三角城鎮地區為例[J].中國人口科學，2011（1）：92-100.
[32]國家統計局.2012年全國農民工監測調查報告[R].httP:\/\/www.stats.gov.cn\/tjsj\/zxfb\/201305\/t20130527￣12978.html
[33]Ours.J.An lnternational ComParative Study on Job Mobility[J].Labour，1990，4（3）：33-56.
流動人口社會經濟融合狀況的曆年比較研究
——以江蘇省為例
劉越
（南京郵電大學人口研究院）
在學術領域，早期關於流動人口的研究主要探討流動人口的總量、結構、特殊、空間軌跡，以及流動對流出地和流入地的人口、經濟、社會結構的影響等宏觀問題；90年代中期以後，流動人口的社會融合問題逐漸成為包括社會學、經濟學、人口學、公共政策、城市規劃、社會保障在內的諸多學科關注的焦點。[1]目前在廣度和深度上已經形成了一大批有價值的重要成果。借鑒相關研究，社會經濟融合被定義為與主流社會中和自己社會經濟背景相當的階層相比，移民能夠獲得這個階層的平均水平或者高於平均水平的社會經濟地位。[2]國內學者提出將受教育程度、收入水平、職業和房產的擁有、居住融合等作為測量指標。絕對經濟社會地位指數由職業、地位、勞動時間、月收入、社會保障和住房條件等要素構成。[3]
原國家人口和計劃生育委員會於2010年正式啟動流動人口動態監測調查工作，現在基本建立起流入地監測網絡。由於監測調查數據具有時效性、普遍性和代表性，本研究將采用江蘇省流動人口動態監測數據（2010—2014年）開展社會經濟融合狀況的曆年比較研究。
圖1 2010—2014年流動人口監測問卷調查人數
一、流動人口社會經濟融合發展狀況
（一）流動人口就業境況呈現新動向，職業分化明顯，在就業領域依舊處於弱勢地位
城市化的核心是流動人口實現市民化，市民化不是簡單的城市落戶，而是以穩定就業為基礎，實現流動人口在城市的長期生存發展，逐步融入城市社會。
1．流動人口職業分布波動大，多數集中在工作層次低、職業穩定性差的工作崗位
根據陸學藝等提出的“十大社會階層”劃分，根據高低等級排列，依次是國家及社會管理者、經理、私營企業主、專業技術人員、辦事人員、個體工商戶、商業服務業員工、產業工人、農業勞動者和城鄉無業失業半失業者。總體來看，流動人口的職業結構中，商業服務業員工和產業工人的比重較大（見表1），這兩類多數是人力資源相對貧乏和社會資源相對貧乏者。一般向上流動的路徑是進入辦事人員，然後流向組織負責人。[4]但在當前的社會政治體製下，流動人口中在社會階層結構中處於主導性階層的“國家和社會管理者以及企事業單位負責人”這一階層結構中所占的比重最低，但近五年來基本逐年小幅上升；流動人口在專業技術人員階層所占比重較高，占比波動比較大（見表1），專業技術人員階層在社會中具有較優勢的地位，並與掌握著組織資源和經濟資源的國家及社會管理者階層、經理階層和私營企業主階層保持緊密的關係。流動人口中自雇和自營業者占比上升較大（見表2），無論是收入還是身份、地位都發生了改變，一定程度上已經告別甚至脫離了“農民工”群體，形成新的“集群”。[5]無固定職業的勞動人口較為貧困，需要注意的是，流動人口中五年來這一階層的比重逐年上升（見表2）。
表1 江蘇2011—2014年流動人口職業分布 %
表2 江蘇2011—2014年流動人口就業身份分布 %
2．單位性質占比變化小，國有企業占比緩慢上升，非正規就業依舊為常態
2010—2014年江蘇流動人口就職單位性質數據顯示：私營企業最多、其次為個體工商戶的狀況五年來變化不大，其中國有及國有控股企業在五年中呈小幅上升趨勢，無單位的流動人口占比也在上升（見表3）。
從流動人口就業單位性質分布來看，當前的就業單位以私營企業和個體工商戶為主，五年所占比重在65%～80%。國際勞工組織將“低收入、低報酬、無組織、無結構的很小規模的生產或服務部門”定義為“非正規部門”。自雇經營、個體企業是非正規部門中的典型代表。流動人口以低技能非正規的形式就業，處於邊緣和底層職業，隨時麵臨著被解雇的風險。流動人口處於體製外勞動力市場，不能進入真正的城市就業中心區域，使得流動人口大都從城市空間中自願被隔離開來，加劇了流動人口邊緣化的處境。
表3 江蘇2010—2014年流動人口單位性質分布 %
（二）流動人口經濟狀況逐步改善，絕對貧困人群減少，和城鎮居民的收入差距與消費差異明顯
市場經濟環境下，由貨幣所提供的物質生活的基本保障是人們開展一切社會活動的前提，流動人口的社會融合必定是在滿足基本物質生活條件下而進行的，收入的高低直接決定流動人口的生存狀況，必然也對影響流動人口的社會融合有著無法替代的作用。
1．流動人口平均月工資上升明顯，低收入人群在減少，但和城鎮在崗職工差距逐年加大
2011—2014年，江蘇省流動人口平均月工資有著明顯的增長（見圖2）。
2011—2014年，江蘇省流動人口月收入分組結構比重有所變動，2011年月收入在1501～2000元的流動人口最多，占27.33%；2012年月收入在2501～3000元的流動人口最多，占25.28%；2013年月收入在2501～3000元的流動人口最多，占25.17%；2014年月收入在3001～4000元的流動人口最多，占24.04%。
雖然流動人口的職業聲望不高，但平均月收入和家庭平均月收入自2011年以來都出現一定程度的增長，平均月收入為2000～4000元的流動人口占比四年來都在50%以上，月收入5000元以上的流動人口的占比四年來出現較大幅度增長，2014年比2011年高出12個百分點；流動人口家庭月收入在7000元以上的占比在2014年已經超過30%，反映出流動人口初步實現了經濟立足。
圖2 2011—2014流動人口平均月收入
據《江蘇統計年鑒》（2012—2014），江蘇城鎮單位在崗職工年平均工資2011年為45987元，2012年為51279元，2013年為57985元，按照每年12個月折算後城鎮單位從業人員月平均工資2011年為3832.25元，2012年為4273.25元，2013年為4832.08元，可以看出流動人口平均月收入和城鎮在崗職工的差距較大，約在1200元左右\/月。這還未包括附著在城鎮戶籍身份上的各種福利因素，如社會保障、教育獲得等公共服務。
2．流動人口家庭平均月收入和月支出逐年增長，但和城鎮居民相比存在較大差異
2012年江蘇流動人口家庭平均月支出2269.98元，2013年為2605.88元，2014年為2925.71元。2012—2014年江蘇流動人口家庭月支出在1001～2000元的比重分別為41.58%、37.87%、30.76%。2012—2014年江蘇流動人口家庭月支出在4000元以上的比重逐年增加分別為6.82%、10.86%、16.30%。2012年江蘇流動人口家庭平均月收入為5688.28元，2013年為6185.8元，2014年為6983.46元，家庭平均月收入逐年增長。2012—2014年江蘇流動人口家庭月收入在3001～5000元的占比重較大，每年分別為37.43%、33.28%、29.91%。據《江蘇統計年鑒（2014）》，城鎮居民家庭基本情況數據，經計算後城鎮居民家庭平均月支出2012年為6074.99元，2013年為6623.59元；城鎮居民家庭平均月收入2012年為7560.67元，2013年為8694.92元。比較2012—2013年數據可以看出流動人口和城鎮居民家庭平均月收入和月支出都有較大差距，尤其是平均月支出差距非常大，城鎮居民家庭的月支出是流動人口家庭的3倍以上。
流動人口家庭的整體消費水平有提高，三年來家庭月支出在2000元以下的流動人口家庭占比在減少，家庭月支出在2000元以上的占比逐年上升，尤其是超過4000元以上的家庭占比出現較大幅度上升，2014年占比高出2012年近10個百分點。流動人口家庭的平均月支出與戶籍人口相比存在較大差異，流動人口大都從事勞動強度大、工作環境差、待遇低的工種，處於無保障和低福利的狀態，要比城市居民支付更多的經費用於基本消費，這是限製流動人口在城市消費能力的重要因素。流動人口在城市消費的社會參與度低容易產生強烈的挫敗感，導致流動人口對城市社會的認同度低。
（三）流動人口多數聚居在“單體同質型”社區，遊離於住房保障體係之外
住房是流動人口的基本生活需求，在城市的住房情況會影響到他們的適應水平和留城意願，短期來看，住房成本與住房條件會影響到人口流動家庭化趨勢，長期來看則會影響到流動人口的市民化進程。在國外的移民融合中，空間的隔離與聚集是衡量其融合程度的一個重要指標。這種地理上的隔離通常被認為是達到不同群體間社會經濟平等與實現不同群體融合的主要障礙之一。[6]
1．流動人口租私房比例最高，保障性住房覆蓋率最低並呈下降趨勢，但自購自建房的比例有小幅上升
2011—2014年數據顯示，租住私房的最多，租住單位或雇主房者在2011年到2013年呈上升趨勢，2013年到2014年呈下降趨勢，而自購房或自建房的流動人口在四年中整體上呈上升趨勢（見表4）。擁有住房產權者比沒有住房產權者的城市融入意願和實際的城市融入水平都要高很多。[7]在城市中擁有穩定的居所體現了流動人口有較高的城市適應水平，流動人口擁有自購房或自建房的比例雖然不足20%，但四年來呈上升趨勢。相比之下，居住在單位提供的免費房和租住單位房或私房的農民工，大多收入水平較低，鄰居多數為同層次同質流動人口。由於城市社會的種種壁壘設置，再加上人力資本和社會資本的限製，很難建立起廣泛的生活圈，也難以形成對城市的認同感和歸屬感。
表4 江蘇2011—2014年流動人口住房性質分布 %
2．流動人口以低廉的房租租住在生活成本相對低廉的“偏地段”或住在單位與雇主提供的免費住房
2011—2014年多數流動人口房租月支出在600元以內，月租金超過1000元的不到20%，從2011年到2013年支付房租在1～200元之間最多，跳躍到2014年支付房租0元最多；而2014年房租支出中其次為201～400元、1001元以上，占19.8%和18.1%（見表5）。從低廉的房租可以推測，流動人口在住房類型、住房質量、住房內基本設施以及居住區環境質量等方麵都處於不利的地位。
由於動態監測資料信息相對有限，很難量化顯示流動人口在城市中的聚集狀態。2013年和2014年數據顯示約50%的社區有集中連片的出租屋。在保障房政策對流動人口供給不足的情況下，住房成本是流動人口在流入地定居要承擔的最主要成本，也是最主要障礙，尤其是低收入家庭。流動人口在城市的居住環境在一定程度上能夠反映出居住空間的人際關係狀況，這種人際關係對流動人口的城市適應水平可能會有一定影響。
表5 2011—2014年流動人口房租分布 %
（四）社會保險新政後，流動人口參保低的狀況無質的變化，覆蓋麵比較窄
社會保險是社會保障的核心內容，它可以保障勞動者基本生活。參加相關社會保險可以為流動人口在城市生活提供一定的保障，增強其在城市生活的安全感和歸屬感。但流動人口各類社會保險參保率均未超過半數，覆蓋麵較窄（見表6）。
表6 江蘇2011、2013、2014年流動人口參加保險情況 %
工傷保險2011年、2013年數據為流動人口在工作地和原戶籍地參保之和。
生育保險2011年、2013年數據為流動人口在工作地和原戶籍地參保之和。
新型農村合作醫療是為農民設計的醫療風險分散計劃，費率較低且享受國家財政補貼，農民工非常關注這一醫療計劃，並且傾向積極參保，動態監測數據顯示，新農合參保比例最高。但新型農村合作醫療的管理原則為屬地管理，參保群體僅能夠在參保地享受相應醫療保險待遇，在離開參保地外出務工或經商時難以享有相關的醫療保障權益。
流動人口的工傷保險是最早得到重視的，國家2003年出台的《工傷保險條例》、2004年《關於農民工參加工傷保險有關問題的通知》、2006年《國務院關於解決農民工問題的若幹意見》這三個文件共同構建了當前流動人口工傷保險的政策體係，為流動人口享受工傷保險提供了政策支持，遵循無責任補償、工傷保險費由雇主承擔、工傷保險待遇法定化和工傷補償、預防和康複三位一體的原則，一定程度上緩解了流動人口“受傷即返貧”的局麵。但流動人口近幾年的參保比例為30%左右。從參保比率來看，流動人口享受工傷保險的比例如此之低，無形中更增加了他們工作與生活的風險，也反映了流動人口多數未進入城市的正規就業體係。
雖然我國《勞動法》對女職工在工作期間的勞動權益做了特別規定，強調了女職工在孕期、產期、哺乳期內享有的權利，但從實際情況看，用人單位在執行《勞動法》時，很少考慮到流動人口的社會保障權，尤其是女性流動人口的生育權利，生育保險參保率低，2011年為24.8%、2013年隻有14.4%、2014年為23.5%。
（五）流動人口的城市社會活動參與度高，政治參與低效甚至虛置
流動人口的社區文體活動、社會公益活動、計劃生育協會活動、社區衛生和健康教育活動參與率大幅上升，尤其是計劃生育協會的活動，最近兩年參與率都超過85%（見表7）。
表7 2012—2014流動人口各項社會活動參與程度 %
從2013年和2014年的數據可以看到，業主委員會活動有些社區不允許流動人口參加，流動人口隻是租住，業主委員會還是以戶籍人口為主；選舉評優活動允許流動人口參與的社區占比分別是45.9%和40.5%，政治參與最常見或者說最普通的形式就是選舉，選舉性的政治參與屬於製度化參與，但有40%左右的社區不允許流動人口參與；開放度最高的村、居委會管理和服務分別是70.4%和65.8%的社區允許流動人口參與，但也有不少社區不允許流動人口參與（見表8）。
表8 2013—2014年流動人口允許參加村\/居活動情況 %
流動人口的社會參與程度是衡量流動人口對城市生活適應和融入的重要指標。社區認同本身就是一種很重要的集體認同，沒有集體的合作和活動，沒有集體內部的密切互動和交流，就不可能形成這樣的認同[8]。社會參與行動對流入者的社會融入感有積極影響。可喜的是2013年以來流動人口對於各項社會活動的參與率大幅提高，但也有不少村\/居不允許流動人口參與有關活動。
（六）小結
1．經濟層麵的融入處於半融入狀態
經濟狀況的主要衡量指標有收入水平、消費支出、職業、住房狀況等。從收入來看，流動人口的個人收入和家庭收入都處在逐年穩定增長的態勢，這也是流動人口立足城市的基礎。農民工對城市的經濟適應主要體現為農民工的經濟狀況與市民經濟狀況差別的大小。[9]近幾年流動人口的平均收入水平是城鎮在崗職工的70%左右（2011—2013年），城鎮在崗職工還有當地政府的津貼和福利待遇，這樣來看流動人口真正融入城市生活的經濟實力不是很強。從消費支出來看，2014年調查數據顯示約有40%左右的流動人口家庭月支出都在2000元以下，這個占比三年來下降幅度較大（2012年為59.54%，2013年為50.93%，2014年為42.58%）。這部分流動人口家庭在城市的經濟適應程度比較低，大多維持在基本生存的水平，他們還處在城市生活的邊緣，沒有真正融入城市，隻停留在表層適應上。從就業狀況來看，按照勞動力市場的劃分，流動人口更多在工資較低、工作條件較差、提升或晉升的機會較少、就業不穩定、易於進入的次級勞動力市場。由於受到戶籍製度、用工製度及個人人力資本和社會資本的製約，享受不到政府提供的公共服務，流動人口的住房狀況和社會保障方麵和城鎮居民的差距更大。
2．社會層麵的融入處於低融入狀態
社會層麵的融入主要指流動人口對與城市居民互動的行為方式與日常生活方式的適應，反映其城市生活的廣度。一般認為主要的指標或維度為交往對象、求助對象、社區參與和組織參與。從流動人口的居住來看，約80%左右的租住私房和單位\/雇主提供的免費住房，租住私房的流動人口約三分之一以上房租在400元以內，這樣的居住環境下，流動人口很少有機會和城鎮居民互動。另外流動人口的工作時間遠遠超過國家標準，流動人口很少有時間和城鎮居民互動。從托爾斯坦·凡勃倫的“炫耀性消費”到皮埃爾·布爾迪厄的“品味消費”理論，都說明人們不僅消費物品和服務，而且在消費過程中“生產”著社會地位。人們在消費行為和消費方式以及對服務中所需求的層次，體現個人在社會中的地位。流動人口的收入、消費狀況、居住環境以及鄉土社會重視血親和地緣關係，很難形成一種與當地人接近的生活方式。流動人口參與社區文體活動、公益活動、計劃生育協會活動、衛生健康教育活動的比率大幅上升，但也有1\/3左右的社區不允許流動人口參與業主委員會、選舉評優、社區管理活動。特別是有50%的社區有集中連片的出租屋，居住在那裏的流動人口的交往對象主要是同質流動人口。
二、促進流動人口與社會經濟融合的想法與建議
（一）規範勞動力市場，為流動人口提供就業保障，提高流動人口的人力資本
流動人口市民化是物質資本、人力資本、社會資本以及社會政策協同作用的結果，其中，就業方式對三種資本的形成和政策信息獲取產生至關重要的影響。與發展中國家城鄉遷移表現出的規律類似，比例最大的是工業農民工和低端服務業流動人口，他們的市民化條件最差，可能性也最小，對於這部分人來說，更現實的問題是如何使他們穩定就業，能夠維持自己及全家在城市中低水平的生活費用，有利於他們對城市生活產生穩定的預期，真正融入城市生活。因此，構建城鄉統一的勞動力市場，從市場的角度給予農民工和諧平等的就業機會，已是政府有關部門的必然的選擇。
一是加強基層和農村公共就業服務體係建設，逐步形成覆蓋城鄉的服務網絡，使得相關服務與信息具有可獲取性，使流動人口有目的、有計劃地進入城市就業；二是完善城鄉均等的就業保障機製，急需細化《勞動法》中與農民工權益保護密切相關的製度規定並加大監管力度，對侵害農民工合法權益的行為加大執法和處罰力度，提高其違法成本，將就業保障真正落到實處。
（二）調動多元組織力量，實現組織化增權，增加流動人口的社會資本
社會資本是一種可以帶來收益和價值的資本形態，是個體從社會網絡和其身處的社會製度中所可能獲得的資源，是蘊含於社會網絡關係、社會組織和社會製度中，能夠為人們所利用的各類社會資源，包括私人關係型、組織型和製度型社會資本。流動人口大多數從事相同或類似的職業，他們之間的職業等級差異不大，多半居住在城鄉結合部的“城中村”或企業宿舍，私人關係型社會資本質量較低。
（1）暢通流動人口政治參與的渠道。流動人口的政治和社會參與的程度決定了其是否能夠以主人公的身份參與城市生活。
（2）提高流動人口組織化程度。政府應幫助流動人口建立健全自己的合法組織，融個體於組織之中，實現組織化增權，才能使其權益表達渠道合法化，政治和社會參與製度化。
（3）增強農民工的社區參與意識。社區可通過組織豐富的活動，使流動人口走出血緣、地緣和親緣的交往圈子，盡快融入現有的城市社區，以彌補離開原有農村社區帶來的社會資本損失，建立新的更有價值的社會關係網絡，積累更多的社會資本。
（三）完善和整合“碎片化”的社會保障製度，擴大社會保障覆蓋麵
流動人口權力資本的獲得取決於製度供給程度。社會保障最為重要的意義在於對社會成員基本生存底線的確保。為避免流動人口的“半城市化”成為堅固的結構性製度障礙，應通過整合相關製度，其中最為核心的是城市的戶籍製度和社會保障製度改革與創新，創新城市的服務管理體係，為符合條件的流動人口融入城市提供與市民基本相當的社會保障製度。社會融合的製度創新，首先要加強勞動監察和司法監督，在流動人口勞動權益保障製度方麵嚴格執行勞動法規，從規範勞動用工關係入手，要求所有企業都必須簽訂勞動合同，保障其獲得合理的勞動報酬、休假休息等權利，逐步縮小與城市工人的差別；其次要在社會保障製度方麵，根據流動人口收入低、流動性大和向城鎮逐步轉移的特點，按照低水平、廣覆蓋、安全接轉和可持續的方針，妥善解決他們的社會保障問題。
（四）踐行基本公共服務均等化，保障民生，抑製不良路徑依賴，推進流動人口的社會融合
如何克服城市居民與流動人口之間事實上存在的生存差距，讓流動人口獲得與城市原居民同等的公共服務，已成為農民工市民化的核心問題。流動人口基本公共服務均等化是指通過社會管理體製創新，合理配置公共服務資源，向流動人口提供與城市戶籍人口均等的基本公共服務，逐步消除流動人口在就業、社會保障、子女教育、住房、計劃生育、醫療衛生、精神文化等方麵與當地戶籍人口之間的差異，促進流動人口的社會融合。[10]其實質在於政府要為全體社會成員生存、發展和提高擔負責任，提供基本的公共產品和公共服務，並確保普遍平等地享有，基本公共服務的性質和特點決定其應該成為縮小群體和個體之間收入和財富不平等的重要工具，這意味著政府提供的基本公共服務應該發揮再分配效應，提升“最不幸者”的整體人權享受狀況。一個比較理想的基本公共服務均等狀態，應該是不同區域之間、城鄉之間、居民個人之間的享受的基本公共服務水平一致。
參考文獻
[1]楊菊華等.流動人口社會整合：“雙重戶籍牆”情景下何以可為[J].人口與發展，2014（3）。
[2]悅中山，李樹茁，費爾德曼.農民工社會融合的概念建構與實證分析[J].當代經濟科學，2012（1）。
[3]楊菊花.社會排斥與青年鄉—城流動人口經濟融入的三重弱勢[J].人口研究，2012（9）。
[4]杜旻.流動人口社會階層結構及地區差異[J].西北人口，2013（3）。
[5]劉晴.新生代農民工的職業分化[J].中國勞動關係學院學報，2013（4）。
[6]楊洋、馬驍：移民的地理聚集、隔離與社會融合研究述評[J].人口與發展，2012（6）。
[7]景曉芬，馬鳳鳴：代際差異視角下的農民工城市適應[J].南方人口，2012（3）。
[8]王春光.新生代農村流動人口的社會認同與社會融合的關係[J].社會學研究，2001，（3）。
[9]胡榮.農民工的城市融入與公平感[J].廈門大學學報（哲學社會科學版），2010（4）。
[10]熊光清.從限權到平權：流動人口管理政策的演變[J].社會科學研究，2012（6）。
新時期創建“幸福家庭”途徑的探討與對策建議
張宜梅 戴衛
（贛榆區衛生和計劃生育委員會）
當前，隨著經濟社會快速發展，群眾對優生優育、身體健康和家庭發展的需求不斷增加，要求政府順應社會發展需要，不斷完善衛生計生基本公共服務。同時，家庭規模、結構和功能正在發生變化，家庭在婚姻、生育、教育、就業、醫療、養老等方麵麵臨許多新情況、新問題，要求政府增加在家庭事務中的功能，采取綜合措施，優化家庭功能，提高家庭福祉。如何創建“幸福家庭”，提升“幸福家庭”創建內涵，筆者以贛榆區“幸福家庭·三好服務”促進工程的實踐為例，就“幸福家庭”的創建內涵、創建途徑、麵臨的問題及對策建議做淺要分析和探討。
一、創建“幸福家庭”主要內涵淺析
國家在《關於開展創建幸福家庭活動試點工作的指導意見》中指出：創建“幸福家庭”活動重點圍繞“文明、健康、優生、致富、奉獻”五個方麵展開。現對創建“幸福家庭”主要內容淺析如下：
（一）從當前與衛生計生部門工作任務的關係看
創建“幸福家庭”活動和開展“生育關懷”行動，都是衛生計生部門承擔的工作，“幸福家庭”和“生育關懷”兩者有著必然的、發展的聯係。其一，創建“幸福家庭”是“生育關懷”行動的完善，而“生育關懷”是創建“幸福家庭”的重要內容之一；其二，創建“幸福家庭”是實現計生工作轉型的途徑和目標，而“生育關懷”是創建“幸福家庭”的抓手和突破口。
（二）從“幸福家庭”創建的主要內容看
首先，“健康”是首要元素，就是家庭成員每個人都要有健康的身體和心理。其次，家庭的成員應該齊心協力，共同致富，讓家庭的經濟條件越來越好，物質生活越來越富裕。再次，每個家庭都會擁有孩子，而在當前的看病難看病貴、教育資源緊缺的前提下，一個按優生優育計劃出生的孩子，就是影響一個家庭幸福感的關鍵要素。一個身有難治愈疾病的孩子，一個在青春期叛逆走上邪路的孩子，都會讓家庭的幸福感大打折扣。有了以上三點，一個小家庭就有了初步的幸福感，但在上述同等條件下，家庭富裕程度是決定一個“幸福家庭”的關鍵元素。第四，家庭文明也是一個很重要的因素，就是家庭成員要文明禮讓，團結互愛。第五，對於家庭外的成員，要能夠給予幫助，要有助人為樂、互幫互助、奉獻社會的精神。具有以上五點，才是“健康、和諧、幸福”家庭的全部。
（三）從衛生計生工作融入新農村、建設新家庭看
一個幸福的家庭，除具備“文明、健康、優生、致富、奉獻”五個方麵的要素外，還應該達到以下幾個方麵的要求：一要愛國守法。家庭成員關心國家大事，擁護黨的路線、方針、政策，遵紀守法，知榮明辱，關心大局。二要有良好的道德風尚。遵守公民道德規範，熱心公益，關心集體，助人為樂，尊老愛幼，鄰裏團結，關愛女孩。三要家庭和諧。作風民主，男女平等，子女成才，夫妻恩愛。四要有文明的婚育觀。樹立科學、文明、進步的婚育新風尚，自覺履行計劃生育各項義務，做到少生優生，沒有性別歧視，自覺接受生殖健康教育，無違法生育。五要家庭衛生整潔。家庭成員要有良好的衛生習慣，家居環境整潔、美觀，維護公共衛生，保護生態環境。六要勤儉持家。勤儉節約，量入為出，消費不鋪張、辦事不攀比、增收不奢侈，形成健康文明的生活方式。七要有致富項目。崇尚科學，學習科學，走科技致富和勤勞致富之路，致富能力強，在本村具有示範和帶動作用。
（四）從創建“幸福家庭”活動的內涵看
實施“幸福家庭”創建活動，就是要把文明作為導向、把健康作為前提、把致富作為保障、把優生作為基礎、把奉獻作為目標，努力改善每個家庭特別是農村計劃生育有特殊困難家庭的生活、生育和生命質量，促進城鄉家庭發展能力和幸福指數不斷提升。通過創建“幸福家庭”活動的開展，在全社會形成“婚育文明、生殖健康、性別平等、代際和諧、家庭幸福”的共同價值觀；提高育齡群眾計劃生育、生殖健康水平，保持出生人口性別比的正常與穩定，降低出生缺陷發生風險；推動有利於家庭發展的經濟社會政策出台，促進對困難家庭特別是農村計劃生育特殊困難家庭的有效救助，促進家庭成員全麵發展，為新時期計生工作的轉型創造經驗，提高價值。
二、創建“幸福家庭”途徑的實踐
以贛榆區為例，該區在深入基層大量調查和研究的基礎上，對創建計生“幸福家庭”進行了探索和嚐試，先後製發了《關於開展“幸福家庭·您我同行——生育關懷”活動的實施意見》和《贛榆縣“幸福家庭·三好服務”促進工程實施意見》。以“教育好少年兒童、幫助少年兒童健康成長，服務好育齡群眾、幫助家庭提高幸福指數，照顧好老年群體、幫助老人幸福度金秋”的“三好服務”為載體，係統地組織開展了創建“幸福家庭”的“五大工程”活動。
（一）實施“幸福寶貝”工程
一是開展免費婚前醫學檢查工作。堅持政府買單，製定下發了《贛榆縣免費婚前醫學檢查工作實施方案》和《贛榆縣開展免費婚前醫學檢查宣傳活動方案》，對符合《婚姻登記條例》規定的人員，通過發放宣傳材料、口頭引導等方式建議當事人到婚前體檢中心，自覺接受婚前醫學檢查，對發現的異常情況和疾病，指導雙方及早診斷、積極矯治，並提出科學的婚育意見。同時，利用各種宣傳工具，采取各種宣傳手段大力宣傳婚前醫學檢查的重要意義、相關程序和政策，提高重點人群的知曉率和積極性、主動性。多年來，婚檢率穩定在80%以上。二是推進免費孕前優生促進計劃。成立“免費孕前優生健康檢查項目工作領導小組”，負責全區項目工作的組織、協調、監督和管理，全麵實施出生缺陷幹預工程，落實免費增補葉酸預防神經管缺陷項目等重點工作，降低出生缺陷發生率。建立優生健康檔案，為計劃懷孕的夫婦提供有針對性的孕前優生谘詢和健康指導，2011年以來參加免費孕前優生項目共44761人，全區孕前優生健康檢查覆蓋率達90%以上。三是開展科學育兒指導。建立區“母嬰孕育發展中心”和0～3周歲嬰幼兒早期發展教育基地，係統地開展嬰幼兒早期教育發展工作，引導家庭成員有計劃、負責任地進行科學生育，掌握科學育兒知識；實施“三優一證通”服務工程，推進優生、優育、優教項目工作開展。
（二）實施“幸福青春”工程
一是開展青春健康援助活動。區衛生計生部門聯合縣教育局開展“青春健康教育進校園”活動，投入30多萬元在區中小學素質教育基地，建設了青少年生殖健康教育展館，采取分年級、分批次、定時間的活動方式，輪流對全區各中學學生開展生殖、生理知識教育和健康谘詢活動，為處於青春期的少男少女釋疑解惑；已經開展青少年文明禮儀養成、心理健康等教育培訓班達60期，培訓39700人次。二是實施“共享藍天”關愛農村留守兒童行動。該區在留守兒童集中的華傑學校進行留守兒童健康促進項目試點，通過“快樂兒童活動之家”“情暖說吧”“嗬護青春”健康教育項目、“小手拉大手”減鹽預防高血壓健康幹預項目、“清新的微笑”口腔疾病篩查幹預項目等的建設，積極探索對留守兒童從心理、生理等方麵提供有效支持的方法，幫助留守兒童應對青春期困惑、補償家庭親情缺失、改善社會生存狀態，引導社會各界對留守兒童健康教育的重視和參與，提高留守兒童青春期健康知識普及率和自我保護能力，推動全區留守兒童健康促進工作的廣泛深入開展。三是實施子女成才項目。利用村級文體活動中心、會員之家、“世代服務”室等活動陣地，采取五天校內生活常聯係、兩天校外常輔導的“5+2”服務方式，對留守兒童實施校內關注、校外輔導的服務項目；實施“愛心助學”計劃，在區、鎮兩級機關幹部中開展“愛心1+1”結對助學活動，幫助農村“計生”有特殊困難家庭子女重返校園；實施“圓夢行動”計劃，運用計劃生育公益金，對考入大學本科的農村獨生女孩獎勵2000元。四是開展“百裏挑一”青年聯誼交友活動。協調區文明辦、團區委、婦聯、民政等部門，圍繞高層次人才、機關青年公務員、學校青年教師、大型企業青年員工等不同群體，適時開展青年“百裏挑一”聯誼交友活動。依托團區委“青年活動中心”成立“百裏挑一”青年交友俱樂部，建立青年聯誼聯姻活動平台，為單身青年牽線搭橋。
（三）實施“幸福健康”工程
一是完善家庭公共服務體係。深入開展數字化婦保門診、兒保門診、預防接種門診創建工作，建成率達100%。同時，以二級婦幼保健院創建為契機，成立兒童保健中心，進一步充實兒童保健相關內容。切實加強婦幼信息網絡建設。近年來，在婦幼衛生信息化管理的基礎上，各醫療衛生機構添置讀卡器，孕產婦、兒童持“婦幼保健係統管理卡”進行兩個係統管理。通過實行“一卡通”，向群眾公示孕產婦保健、兒童保健服務內容、標準、要求以及免費政策，接受社會監督；通過使用“婦幼保健係統管理卡”管理的形式來提高孕產婦、兒童係統管理效率，降低孕產婦、嬰幼兒死亡率。全麵推進以“避孕節育”為主的計生技術服務向“家庭公共服務”轉型，依托縣、鎮、村三級“世代服務”中心（室），建立“家庭公共服務中心”，打造以生殖健康服務、孕前優生健康檢查、幸福家庭促進、家庭教育培訓等功能於一體的家庭公共服務體係。二是開展生殖健康服務。圍繞“幸福家庭”創建總體目標和要求，依托免費基本技術服務、生殖健康服務、早期宮頸癌乳腺癌篩查和不孕不育症治療等項目，為育齡群眾開展婦科病、生殖道感染、早期宮頸癌乳腺癌篩查、不孕不育症治療等生殖健康普查普治活動，提高育齡群眾的生殖健康水平。三是開展避孕藥具不良反應監測服務。全麵加強對避孕藥具安全性、有效性的監測，為群眾提供安全、有效的避孕產品，做到了廣覆蓋、嚴監測。今年來，融合優化衛生計生資源，不斷完善監測網絡、提升監測水平，充分發揮監測成果作用，切實維護人民群眾的切身權益，提高生殖健康水平。四是開展居民健康素養監測和健康元素建設。健康素養知識知曉率和行為正確率分別為82.3%、93.9%，建成標準化健康主題公園1個，標準化健康小屋5個，行政村健康大道5條。
（四）實施“幸福家園”工程
一是為家庭致富“助力加油”。依托“農村獨生子女戶幫扶基金工程”，對農村計劃生育家庭采取政策幫扶、項目幫扶、科技幫扶、成片幫扶、捆綁幫扶、結對幫扶等措施。在地處沿海各鎮大力興辦海洋捕撈、海產品加工、灘塗開發養殖等項目，在地處平原各鎮大力興辦特色種植、淡水養殖、各類編製等項目，在地處山區各鎮大力興辦山林開發、茶果園承包、特色家庭飼養等項目。建立項目不同、規模不等的農村獨生子女家庭幫扶園區213個，開發、落實致富項目1274個，吸納6000多戶獨生子女家庭進園區承包生產、經營，扶持3200多戶獨生子女家庭自主生產、經營致富項目。推行誌願服務項目，為農村計劃生育家庭服務“招賢納才”。製發《關於開展計劃生育誌願者“零距離”服務活動的實施意見》，把那些有一技之長、致富能手、致富帶頭人和先富起來的計劃生育家庭吸收到計生誌願者隊伍當中，並按照宣傳教育、醫療保健、計生技術服務、種植技術、養殖技術、飼養技術、加工運輸、家電維修、營銷服務等類別進行分類編組，組織各級計生誌願者圍繞生產、生活、生育等方麵為農村計劃生育家庭開展進百家門、暖百家心、解百家憂、辦百家事、幫百家困的“五百”係列幫扶服務活動。二是為農村計生家庭解困“雪中送炭”。製發《關於進一步加強和完善計劃生育利益導向機製與社會保障機製的實施意見》和《贛榆縣計劃生育公益金管理暫行辦法》等政策性、措施性文件，通過落實優先、優惠、優待等政策和措施，讓實行計劃生育的家庭優先分享改革發展成果。至2014年，累計籌措312.3萬元的計劃生育公益金，每年在“5.29”或“9.25”重大紀念日期間實施集中救助，或在中秋節、春節兩大傳統節日期間走訪慰問農村特殊計劃生育家庭，共幫扶救助618戶農村計生特殊困難家庭，救助金達132.28萬元。今年5月30日，區委、區政府隆重舉行紀念“幸福工程”20周年暨幫扶計劃生育特殊家庭活動儀式，投入30萬元公益金，幫扶救助105戶獨生子女困難家庭。三是為農村計劃生育家庭幸福“保駕護航”。將“生育關懷”保險經費納入到財政預算範圍，保證符合條件的農村計劃生育家庭都能享受到保險保障待遇。同時，采取“鎮財政資助一點、村級補貼一點、個人拿一點”的三級負擔的辦法，鼓勵農村計劃生育家庭參加“生育關懷”保險。推進獨生子女父母獎勵金轉型保險工作，共為4982戶14周歲獨生子女家庭辦理兩全保險418.586萬元，為1807戶農村獨生子女家庭辦理了每戶200元的意外傷害保險。四是為農村家庭美化家園“添磚加瓦”。推進基層人口文化陣地建設。把人口元素與地域、曆史、旅遊、村落四大文化特點相結合，先後建成石橋鎮和諧家園、塔山鎮24孝等154個風格各異的人口文化陣地，推出了一批高質量的人口文化雕塑和公益性廣告。各鎮、村在主要街道建立了生育文化長廊、宣傳一條街等。夾穀山人口文化示範基地、金山人口文化示範園被評為省級人口文化示範基地，是全市唯一擁有兩級省級人口文化示範區的縣區。發動城鄉計生家庭積極參與“書香贛榆”“書香校園”“書香家庭”建設，推進“家庭小書屋”、人口文化書屋建設。該區還鎖定新時期幸福家庭建設工作，編創方言電視劇《幸福來敲門》，引導群眾樹立婚育新風。新增農村無害化衛生戶廁10000座，全區無害化衛生廁所普及率達75.9%。
（五）實施“幸福夕陽”工程
一是營造敬老愛老氛圍。各級衛生計生、民政部門聯合開展“關愛老年人、心係夕陽紅”活動，積極營造敬老、助老氛圍。在各村文體活動中心、計生協“會員之家”設立老年人興趣所需、各自所能的文體娛樂項目，讓他們真正得到“老有所樂”的需求。二是落實養老金補助製度。製發《關於落實農村獨生子女家庭父母養老金補助製度的通知》。凡農村年滿60周歲的獨生子女父母在享受“農村部分計劃生育家庭獎勵扶助金”的同時，每人每月加發80元的養老金，其中隻生育一個女孩的獨生女父母提前10年享受；對子女傷殘或死亡的獨生子女父母每人每月增加20元；對參加新型農村社會養老保險的獨生女父母，每人每年給予100元的養老保險獎勵金。三是提供居家養老服務。積極探索政府、社區、服務中心“三位一體”的養老模式，製發《贛榆縣開展計劃生育家庭養老服務工作的實施方案》，明確了對計劃生育家庭老人養老、對象、內容和養老形式，並在宋莊鎮、羅陽鎮、海頭鎮、青口鎮、柘汪鎮等5個鎮先行試點。同時，吸納社會上具有奉獻精神的愛心人士、鄉村醫生、鎮村計生服務站（室）服務人員等成立“助老服務誌願者”隊伍，利用居家養老服務中心的“連心家園”，為老年人提供家政服務和醫療衛生保健服務。全區共為96147名65歲以上老年人進行免費健康體檢，建立城鄉居民規範化電子健康檔案88.69萬份，實現高血壓患者規範化管理8.14萬人，糖尿病患者規範化管理4.17萬人。四是建設醫養結合養老護理院。充分發揮醫療機構的人才、技術、管理等優勢，依托醫療機構建設區養老護理院，使其成為一所環境園林化、服務賓館化、生活家庭化、養護親情化、管理規範化、醫養結合的養老護理服務機構，為全區有服務需求的老年人提供更專業、更優質、更人性化的養生保健、康複治療、生活照顧、健身娛樂、醫療救助和臨終關懷等養老護理服務。區養老護理院設床位258張，其中養老功能區床位172張，為全區符合養老條件的人員提供養老服務；護理功能區設床位86張，為長期臥床、晚期姑息治療、慢性病、生活不能自理、需要長期護理服務的老年人提供醫療護理、康複促進、臨終關懷等服務。
三、創建“幸福家庭”活動麵臨的現實問題
贛榆區開展的“幸福家庭·您我同行——生育關懷”活動和實施的“幸福家庭·三好服務”促進工程，其著力點都充分體現出了“以家庭為中心”這個基本要素，其活動的開展也產生了一定的經濟效益和社會效益，並形成了“品牌效應”。但我們也看到，目前的“創建”隻處於“淺層麵”上，與新時期衛生計生工作的客觀要求相比，與廣大群眾特別是農村計劃生育家庭的現實需求相比，創建“幸福家庭”還存在著一些現實的問題和薄弱環節。筆者認為，其突出的問題主要體現在以下三大方麵：
（一）家庭發展能力不足
一是不同區域之間的發展差距，對不同區域的家庭之間的發展狀況產生重要影響。農村依然有相當一部分計劃生育家庭特別是獨生子女特殊家庭尚未脫貧致富，在生產、生活方麵仍然存在著這樣或那樣的困難，缺少致富項目，經濟收入存在著區域差異。就贛榆區而言，通過對居住於沿海、平原、山區各30戶的獨生子女家庭收入情況調查發現，2011年家庭人均純收入在10000元以上的家庭大多是居住在沿海地區的家庭，這部分家庭基本上都有致富項目；而人均純收入低於2000元的家庭，恰恰是處於經濟欠發達的山區，收入遠遠低於全縣人均水平。二是在農村計劃生育家庭中，父母一方或雙方因病、意外傷害致殘、死亡的家庭的生存現狀更為憂心，其家庭缺少勞動力，無經濟來源，隻靠“一畝三分地”維持生計，政府雖將其納入“低保”範圍或實施階段性的救助，也隻是車水杯薪，難以解決其根本問題。三是家庭規模小型化，二代三口之家的核心家庭增多，流動家庭、留守家庭和“空巢家庭”的大量湧現，使得傳統模式的家庭在孩子的教育、就醫、老年人養老等問題成為困擾家庭的頭等大事，使不少家庭成員受困於家務負擔，以至於在一定程度上影響到家庭的整體發展能力的發揮，製約著家庭的發展。
（二）計劃生育利益導向製度體係尚不完善
一是農村獨生子女父母獎勵金額低。《江蘇省人口與計劃生育條例》規定的每年各領取不低於20元的獨生子女父母獎勵金，不能解決任何問題，獨生子女沒有明顯的優越感。二是現行計生養老幫扶獎勵標準低、規模小、享受年齡偏晚、影響弱，與基本國策地位不匹配。“農村部分計生家庭獎勵扶助製度”覆蓋麵偏低、受益群眾有限。以贛榆縣為例，至2015年6月底，全縣累計確認的獎扶、特扶對象僅2751人，不到農村獨生子女家庭人口數量的6%，而且獎勵標準普遍偏低，導向效果不突出，在廣大的育齡群眾中沒有產生應有的影響力。三是“普惠”政策與計劃生育政策不銜接，計生家庭優待落實不到位。近年來，從國家到地方都出台了大量的惠民政策，對於改善民生發揮了積極作用。但這些“普惠性”政策都是按“人頭”計算，甚至有的獎勵標準遠遠高於計生獎勵標準，在群眾中造成了“多生孩子占便宜、少生孩子吃虧”的負麵效應，實際上直接或間接產生了“鼓勵早生、多生子女”的不良導向，這不僅影響了群眾實行計劃生育的積極性，影響了計劃生育基本國策的落實和低生育水平的穩定，而且也影響了政府的誠信，乃至社會的和諧穩定，在很大程度上削弱了計生利導政策的作用。
（三）部門聯動機製尚未健全
從目前創建“幸福家庭”活動的現狀看，隻有衛生計生部門在“吆喝”，在唱“獨角戲”。同時，政府製定出台的對農村獨生子女家庭的優先、優惠、優待政策在相關部門沒有得到很好的落實，也沒有建立一個有效的監督、評估、考核機製，對農村獨生子女家庭的“惠民政策”成為一種“擺設”。
四、新時期創建“幸福家庭”活動的對策建議
（一）要廣泛開展宣傳活動，大力營造良好的創建氛圍
要完善社會化的“大宣傳”格局，發揮新聞媒體作用，運用多種方式，將創建“幸福家庭”活動的宣傳與國策教育、優質服務、移風易俗、利益導向結合起來，形成良好的輿論氛圍。要運用各級衛生計生部門的宣傳服務陣地，開展生育文化創建活動，通過製作宣傳品展示、入戶發放宣傳資料等形式，讓廣大群眾了解“幸福家庭”的內容，引導他們建設和諧、文明、幸福的新型家庭。
（二）要建立分類創建機製，突出“民需我為”服務宗旨
要針對計生家庭的需求，分層推進，建立和完善“經濟上扶助、精神上慰藉、生產上扶持、生活上關懷、醫療上保障、就業上優先”的關愛體係。一是對新婚、待孕、生育家庭，重點實施優生優育促進工程。深化家庭公共服務體係建設，組織實施免費補服葉酸和免費孕前優生健康檢查項目，開展孕前、產前、圍產期等全程生殖保健服務。二是對計劃生育特殊家庭，重點實施親情關愛。要建立計劃生育誌願者隊伍，完善誌願服務體係，為特殊家庭提供生活照料、精神鼓舞和感情關懷服務。三是對計劃生育困難家庭，重點給予經濟和技能扶持。要落實生產幫扶項目，在農村采取貼息貸款、科技扶持、政策優惠等措施，幫助計生困難家庭發展致富；要建立獨生子女技能培訓基地，免費培訓失業或未就業的獨生子女，指導其就業。四是對計劃生育手術並發症患者家庭，重點幫助解決醫療和生活困難。要通過政府行為，采取納入特別扶助、低保、參加新農合和新農保、給予補貼、捐款捐物等措施予以扶助。五是對計劃生育獨女戶家庭，重點推行養老保障製度。要建立以農村獨女戶夫婦為對象，個人繳費為主、政府適當補助的養老保險模式，解決其家庭養老問題。六是對計生留守人口家庭，重點開展針對性的特色服務。要在鎮、村兩級“衛生計生服務中心（室）”提供“愛心家園”“親情電話”“5+2輔導站”等服務，解決留守兒童學習和生活上的困難；要采取舉辦培訓班、成立互助組、提供中介服務等措施，提高留守婦女生活自助能力；要通過采取建立村（社區）老年服務活動中心、提供愛心服務卡等措施，幫助留守老人解決生活、就醫等難題。
（三）要加強對創建“幸福家庭”的各類資源的整合
一要整合衛生計生係統內部資源。要圍繞“文明倡導、健康促進、優生優育、致富發展、奉獻社會”五個方麵，積極爭取公共政策的支持，在對農村計劃生育家庭實現“普惠政策”的基礎上實行“特惠政策”，在獨生子女入托入園、就醫等方麵給予優惠，關注獨生子女貧困家庭、獨生子女病殘家庭，深入開展扶貧幫困活動，最大限度地整合生育關懷、優生促進、利益導向等各項工作的資源。二要加強部門之間的資源整合。各級黨委、政府要有作為，整合民政、教育、文化、婦聯等各部門中有利於促進家庭發展的政策資源，建立健全家庭發展政策，重點加大對孤兒監護人家庭、老年人家庭、殘疾人家庭、留守人口家庭、流動人口家庭、受災家庭以及其他特殊困難家庭的扶助力度，切實提高計生家庭的發展能力。
（四）要建立政府部門協同運作的長效機製
創建“幸福家庭”是一項社會性的係統工程，不可能依靠一個部門來推進，更不是衛生計生部門能單獨推動的項目，需要各個職能部門協同運作。一要建立組織領導機構。要建立和完善有利於家庭發展的綜合性的工作體係，在各級人口與計劃生育領導小組的基礎上，成立人口發展統籌協調小組，定期召開聯席會議，分析研究人口發展中存在的問題。要賦予各級衛生計生委作為創建“幸福家庭”的主管部門的職責、手段和權力，並通過行政形式予以確定。二要明確部門工作職責。吸納教育、民政、公安、財政、文化等部門以及各個群團組織參與到創建“幸福家庭”的各項工作之中，明確各個部門家庭事務和家庭發展的管理職能，建立各部門分工協作的日常工作機製和重要事項定期協調機製，逐步建立和完善支持家庭發展的政策體係和運作方式，真正實現“幸福家庭”創建的聯動作用，打破衛生計生部門“單打獨鬥”的封閉式發展模式。
（五）要建立定期督導檢查、考核評估機製
創建“幸福家庭”是新時期衛生計生部門工作的新任務，需要建立與之相適應的新型績效考核評估機製和科學的考核評價體係，如定期的例會製度、協調製度、督導製度、考核製度、總結評比製度等，將經費投入、措施落實、過程監督、群眾滿意度等納入績效考核機製中，定期組織專題調研，定期調度相關部門落實工作職責情況，確保“幸福家庭”創建的實效性。
（六）要加強組織領導，保障經費投入
一要加強組織領導。要堅持各級黨政領導親自抓的工作機製，將“幸福家庭”創建納入到當地經濟社會發展的總體規劃中，納入到保障和改善民生的重要內容中，並根據實際情況製定推進“幸福家庭”創建的指導意見、基本要求、目標體係、工作重點和推進方式，確保責任到位、措施到位、落實到位。二要保障經費投入。應當有專門的財政支持，列入各級財政預算當中。在建設“幸福家庭”總體框架中，將分散到有關部門的家庭救濟資金統一起來，並適當提高財政或社會保障資金用於家庭救濟的比例，製定具體明確的財政政策，為創建“幸福家庭”提供基本的民生保障和資金支持。
市級中心鎮人口市民化研究
——以海安縣四個市級中心鎮為例
朱棟
（中共海安縣委黨校）
曾獲得諾貝爾經濟學獎的美國哥倫比亞大學教授約瑟夫·斯蒂格利茨教授曾經說過：“21世紀對世界影響最大的有兩件事：一是美國高科技產業，二是中國的城市化。”中國作為世界上人口最多的國家，且處於社會急劇轉型時期，其城市化發展不僅對中國而且對世界經濟、國際社會的持續穩定發展都有著深遠的意義。然而談到城市化，人們更多地還是關注擴大城市人口規模、改善城市環境，對城鎮化進程中的農民市民化問題的研究卻不夠深入、細致。當前，我國已進入全麵建成小康社會的決定性階段，也處於城鎮化深入發展的關鍵時期，必須深刻認識城鎮化對經濟社會發展的重大意義，牢牢把握城鎮化蘊含的巨大機遇，準確研判城鎮化發展的新趨勢、新特點，妥善應對城鎮化麵臨的風險挑戰。從馬克思主義觀點看，人是生產力中最根本、最具有決定性的因素。在建設新型城鎮化的進程中，隻有把準人的城鎮化這一核心要求，才能實現真正意義上的城鎮化。而人的城鎮化的重中之重便是農民市民化。農民市民化理論是對人口城市化理論的深化和延伸，也是解決新型城鎮化的核心理論。
中心鎮上接縣城，下聯鄉鎮，是農村區域性的經濟中心，是現代化建設探索創新的載體，是現代城鎮體係的重要組成部分，也是推進城市化進程的重要助力。馬克思主義理論認為：人是生產力中最根本、最具有決定性的因素。作為解決問題的根本性因素，以人口市民化來促進城鎮化進程應該看成是城鎮化進程的主要抓手。2014年12月12日召開的中央城鎮化工作會議對城鎮化工作提出一係列的要求，其中特別指出：“推進農業轉移人口市民化，解決好人的問題是推進新型城鎮化的關鍵。”那麼，在城鎮化加快發展的背景下，如何平穩有序地推進農民變為市民，科學有效地實現農民“市民化”則成為考量城鎮化質量的重要標杆。
2013年3月，南通市確定了首批19個市級中心鎮，提出了利用五年時間建成整體形象美、經濟實力強、體製機製活、集約水平高、帶動效應好的新興小城市的要求。本課題試選取海安縣首批市級中心鎮的4個鄉鎮，即墩頭鎮、曲塘鎮、李堡鎮、白甸鎮為樣本，以十八大報告提出的“城鎮化質量明顯提高”為要求，對中心鎮建設過程中的人口市民化問題作些分析，並提出相關對策措施，以期提供可資意見。
一、人口城市化是城鎮化進程中必然要麵對的問題
綜觀世界各國現代化的進程，走工業化和城市化是發展的必經之路。中央城鎮工作會議上對城鎮化的意義做了詳細的闡述：“城鎮化是現代化的必由之路。推進城鎮化是解決農業、農村、農民問題的重要途徑，是推動區域直轄市發展的有力支撐，是擴大內需和促進產業升級的重要抓手，對全麵建成小康社會、加快推進社會主義現代化具有重大現實意義和深遠曆史意義。”