边境安全对边境农村边民迁居意愿的影响研究——基于怒江州片马村入户调查数据的实证分析

李金晶，李 君

(云南师范大学 经济与管理学院，云南 昆明 650500)

0 引言

边民的居留稳定性是边疆治理中的重要考虑因素之一[1]。然而边境地区由于具有社会经济发展基础薄弱、区域发展条件较差、地缘政治较为敏感等特征，尽管国家出台了一系列惠民政策，部分边境地区仍然出现了虚空态势[2-4]、空巢化严重[5，6]等现象，如何降低边民的迁居意愿，提高边民的居留稳定性是边疆治理中的重点问题。

已有的研究表明，迁居意愿和行动受到来自家庭外部社会环境和内部特征因素的影响。外部社会环境主要有距离[7]、经济发展水平、迁移成本[8]、地形、安置形态[9]等；内部特征变量主要有家庭生命周期[10]、工作方式、生活方式、对未来的预期[11]、地方认同度[12-13]、社会地位[14]等。然而，边境地区情况复杂，且在边境治理中，边民兼具治理主体和治理客体的角色[15]，边民的迁居意愿和其他地区居民的迁居意愿具有很大的不同，其中，边境安全程度是对边民迁居意愿有较大影响的因素之一。云南泸水县古登边境派出所通过发放边境安全感满意度调查问卷来了解边境安全程度，边境安全满意度在一定程度上代表了边境安全程度。

在现有研究的基础上，基于怒江州片马村的入户调查数据，对能影响边民迁居意愿的农户个体特征、农户安全认知特征等因素进行实证分析，重点关注边境安全满意度对边民迁居意愿的影响，从而为降低边民迁居意愿、增强边民居留稳定性提供建议。片马村是典型的山地村落地区，地形复杂多变，境内高山、河流、丘陵、沟壑等地形交织分布，农民收入主要以种植业和养殖业为主，2003年片马口岸关闭，对当地社会经济发展冲击较大，也在一定程度上改变了当地农户的生计方式，抵边村落空心化现象逐步显现。口岸的关闭使得80%以上的木材加工厂处于荒废状态，大部分青壮年劳动力外出务工，农村空心化现象突出。因此，选择片马村作为分析对象具有代表应的研究意义。

1 数据来源和统计描述

实证研究的微观数据来源于国家自然科学基金项目“山地多民族共生区农户居住空间演变机制研究”(41601179)在中缅边境片马村开展的实地调查数据。课题组成员首先于2018年8月对片马村进行考察和农户调研，在预调研的基础上，通过整理和数据分析，对调研方式及问卷进行补充说明，于2019年5月再次对片马村进行调研。选取片马村下辖下片马、中片马、飞机场、金朗索和湾草坪五个村民小组，剔除未在家或搬走的农户，收回有效问卷126份。调研数据包含了详细的个人信息：包括性别、年龄、婚姻状况、学历、职业、年收入；包含了边境农村农户对社会安全的满意度：包括境内外及两国冲突认知、留守人员生存状态认知、跨境婚姻合法度认知、跨境流动人口管理度认知、边境毒品及疾病防控认知、跨境民族教育认知、边境口岸贸易认知、跨境交通通讯等基础设施建设认知。此外，调研数据还包含了边民迁居意愿、农户共生意识、住宅满意度、居住环境满意度等。

表1 变量定义及统计特征

经过统计发现，在126份有效调查数据中，有迁居意愿并且意愿迁出片马村的有33户，迁居意愿比为26.2%(注：这里的迁居意愿是指愿意迁出本村的意愿，不包括村内迁居的意愿)。表1给出了实证研究中用到的相关变量定义和数据的特征，需要说明的是，片马村为多种少数民族聚居区，在调查的126户农户中，只有一户农户人口构成全为汉族，其他家庭多是景颇族、傈僳族、壮族、白族混合的家庭，因此，忽略民族特征对迁居意愿的影响。在统计农户个体特征时，由于调查数据中缺少对农户个体的年收入的统计，因此用农户家庭特征中人均年收入来代替农户个体年收入，虽此种处理方法可能会低估青壮年劳动力的年收入，但好在受访对象在各年龄段均有分布，且对各个家庭人口总数和劳动力人数也进行了相应统计，认为可以用家庭人均年收入来代替受访农户年收入，并用变量人均年收入来表示。此外，对受访户的边境安全认知和民族共生意识进行了调查，边境安全认知包括对个体周围情况的认知和政策环境的认知；农户共生意识包括不同民族间是否有矛盾冲突、不同民族间是否允许通婚、节日、语言、互助程度、社交网络、邻里关系等，对本文较为有利的是不同民族间是否有冲突或矛盾，此项指标可以用来衡量边境安全程度，用变量农户间的冲突表示。

2 实证分析

2.1 模型构建

在实证分析中，重点分析边境安全度对边民迁居意愿的影响，被解释变量是边民迁居意愿的二元变量，当Move-willing(迁居意愿)=1时，边民有意愿迁居；Move-willing(迁居意愿)=0时，边民无迁居意愿。本次讨论的被解释变量Move-willing符合二值选择模型的设定要求，因此笔者采用Probit回归和Logit回归来进行实证分析。具体的模型设定如下：

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

(1)

模型(1)为Probit模型，其中，Move-willing是被解释变量，用来衡量农户迁居意愿，用0、1表示；解释变量中，变量security为对境内外冲突、战争的满意度，变量Mi为影响农户迁居意愿的农户个体特征变量矩阵，如sex、marriage、age、edu、p-income；变量Ki为影响农户迁居意愿的农户安全认知特征变量矩阵，如：stay、aboard-control、drug、a-edu、a-trade、a-traffic；β0、β1、δi、αi分别为待估计的系数或系数向量，εi为随机扰动项。

2.2 实证结果

(1)边境安全度有助于减弱边民的迁居意愿，边境越安全，边民越不愿意迁居；边境安全度对边民迁居意愿的降低作用为23%，且在5%的水平上显著。

在进行模型估计前，采用方差膨胀因子法对自变量进行多重共线性检验，VIF值均小于10，不存在多重共线性问题。进而本文用计量软件stata对样本数据进行了probit和logit回归，回归结果见表2。

表2 边境安全对边民迁居意愿的影响模型估计结果

边境安全度有助于减弱边民的迁居意愿，边境越安全，边民越不愿意迁居。从表2的回归结果可见，无论是probit还是logit回归，变量security的系数均为负值，且分别在5%和10%的水平下显著，说明边境安全度有助于减弱边民的迁居意愿，即边境地区越安全，边民越不愿意迁居。

(2)边境安全度和边民迁居意愿之间存在反向因果关系，有迁居意愿的边民越多，边境地区的社会秩序就越不稳定，边境安全满意度就会下降；边境地区越安全，边民就倾向于在原地区居住，越不愿意迁居。边境安全度有助于降低边民的迁居意愿，且降低力度为75%，即边境安全度每提高1%，就有75%的边民越不愿意迁居。

通过内生性检验分析得出：变量security存在内生性问题，因为边民的迁居意愿和边境安全度之间可能存在反向因果的关系，即边民是否愿意迁居也影响了边境安全度。具体来说，有迁居意愿的边民越多，边境地区的社会秩序就越不稳定，边境安全满意度就会下降；边境地区越安全，边民就倾向于在原地区居住，越不愿意迁居。由于边民迁居意愿和边境安全度之间可能存在反向的因果关系，所以这将会使得边境安全度是边民是否愿意迁居决定方程中的内生解释变量。此时，一般的Probit模型计算得到的回归系数就不具有一致性，基于此情况就需要对Probit模型进行内生性检验。

基于边境安全度变量与边民迁居意愿的内生性问题，为边境安全度变量选取工具变量：工具变量来源于调查问卷中被调查者对问题“您对边境毒品、疾病预防控制满意吗？”的回答。该问题的回答选项包括“A、非常满意；B、满意；C、一般；D、较不满意；E、非常不满意”，用变量drug来度量受访对象对此问题的回答，当受访对象选择A时，变量drug取10；当受访对象选择B时，变量drug取8；当受访对象选择C时，变量drug取6；当受访对象选择D时，变量drug取4；当受访对象选择E时，变量drug取1。边境地区毒品和疾病的预防及控制程度很大上影响着边境安全的满意度，边境地区毒品走私控制得越好，说明边境地区越安全，边民越安心居住在此地。选取变量drug作为边境安全度的工具变量，并预期“您对边境地区毒品、疾病预防控制满意吗？”这一变量对边民迁居意愿具有负向作用。

将变量drug用IV来表示，并根据陈强教授[16]的二值选择模型内生性检验方法，对所选择的工具变量进行初步检测，检测工具变量IV的有效性及判断security是否为内生解释变量。

表3 IV Probit估计结果

表3提供了对外生性原假设“H0：ρ=0”的沃尔德检验结果，其P值为0.08，故可在10%的水平上拒绝内生变量为外生的原假设，认为secuty为内生解释变量。根据模型估计结果，rho=-0.56，表明未度量的遗漏变量在增加边境安全度的同时，也会降低边民的迁居意愿倾向。相关系数高达-0.56，也意味着ivprobit的估计结果和probit的估计结果有所不同。

2.3 工具变量的合理性检验

不可识别检验和弱工具变量检验：工具变量drug是合格的工具变量。对所选取的工具变量drug进行检验，发现对工具变量drug进行弱工具变量检验后，F值为14.38，根据经验规则认为drug是有效的工具变量。

表4 IV Probit估计第二阶段回归结果

根据表2的估计结果可知，security变量的系数为-0.23，在5%的水平上显著，但根据表4的IV Probit估计结果显示，security变量的系数为-0.75，在10%的水平上显著。以上结果表明，如果使用一般的Probit模型进行估计，由于忽略了security的内生性，将低估边境安全度对边民迁居意愿的负作用，即边境地区安全度越高，边民越不愿意迁居。根据IV Probit估计第一阶段回归结果，工具变量drug对内生变量security具有27%的解释力，且在1%的水平上显著。以上工作严格检验了security为内生变量，工具变量drug与security相关，满足了工具变量的相关性；对模型(1)进行两阶段最小二乘估计，并对工具变量drug进行了弱工具变量检验，回归结果见表5。由于模型(1)中含有的内生解释变量security个数等于所选取的工具变量drug个数，所以不需要进行过度识别检验。在恰好识别的情况下，无法从统计上来验证工具变量的外生性假设，因此选取替代方法(方颖，2011)，将迁居意愿同时回归于边境安全度和工具变量，工具变量对迁居意愿的影响不显著，而边境安全度对迁居意愿的影响显著；当迁居意愿和边境安全、工具变量(drug)分别回归时，二者都显著，说明工具变量并不直接影响迁居意愿，而仅仅通过边境安全度影响迁居意愿。

表5 两阶段最小二乘估计第一阶段回归结果

第一阶段回归中F值为14.38，但在1%的水平上显著大于临界值10，根据Stock和Staiger提出的经验规则：在只有一个内生变量的情况下，第一阶段回归的F统计量若大于10，则可拒绝“存在弱工具变量”的原假设，不必担心弱工具变量的问题，因此认为工具变量drug不是弱工具变量[18]。

3 结论与讨论

基于云南省怒江州多民族共生区片马村的微观入户调查数据，研究边境安全对边民迁居意愿的影响效应。实证结果表明，边境安全满意度对边民迁居意愿具有负向作用，通过probit估计发现，边境安全度对边民迁居意愿的降低作用为23%，且在5%的水平下显著。同时，边境安全满意度具有内生性，用边境毒品疾病等的控制度作为工具变量，采用两阶段ivprobit回归法发现：边境安全度有助于降低边民的迁居意愿，且降低力度为75%，即边境安全度每提高1%，就有75%的边民不愿意迁居。

边境农村的空心化现象值得关注，边境安全程度显然是影响边民迁居意愿的重要原因之一，此外，边境经济发展水平、惠民政策、社会发展现状等也会影响边民的迁居意愿，从多个方面研究影响边民迁居意愿的因素，有助于增强边民的居留稳定性。