一、引言

消除贫困、改善民生是实现全面建成小康社会目标的重要举措。近年来，《中国农村扶贫开发纲要(2011—2020年)》《关于创新机制扎实推进农村扶贫开发工作的意见》《中共中央国务院关于打赢脱贫攻坚战的决定》等政策文件持续强调要坚持精准扶贫，精准脱贫，消除绝对贫困。党的十九大报告进一步指出，当前我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。如何有效解决区域发展不平衡不充分是当前国家、社会面临的重要问题。

易地扶贫搬迁是实施精准扶贫的重要抓手，是“五个一批”工程^①的重要脱贫措施，是2020年实现全面建成小康社会发展目标的重大民生工程。根据2016年9月国家发展改革委印发的《全国“十三五”易地扶贫搬迁规划》，计划到2020年实现近1000万建档立卡贫困人口的易地扶贫搬迁工作，解决“一方水土养不起一方人”地区贫困人口的脱贫问题。为了达到“确保搬迁对象尽快脱贫，从根本上解决生计问题”的发展目标，中央和地方政府通过加大财政投入、完善扶持政策等举措，确保贫困人口“搬得出、稳得住、有事做、能致富”。2017年易地扶贫搬迁工作已经有序开展，部分贫困人口已经实现搬迁，为实现脱贫走出了坚实的一步。但易地扶贫搬迁不仅是要解决怎么搬、搬谁、如何搬的问题，更为重要的是怎么实现稳得住、能致富问题^[1]。已搬迁户能否“稳得住”？哪些因素影响搬迁户的返迁意愿？回答这些问题对于有序推进易地扶贫搬迁工作和实现全面建成小康社会发展目标具有重要的理论和现实意义。

① “五个一批”工程包括：发展生产脱贫、易地搬迁脱贫、生态补偿脱贫、发展教育脱贫和社会保障兜底。

在易地扶贫搬迁等工程性移民搬迁中，中央及地方政府的一系列扶持政策是搬迁户在迁入地能否“稳得住”的重要影响因素，也是当前移民搬迁后续工作的重点。但在众多扶持政策中，哪些扶持政策对降低搬迁户返迁意愿能够起到积极作用尚未得到证实。同时，由于搬迁后，搬迁户原有的社会关系断裂、社会支持衰弱^[2]，他们是否返迁以及是否再迁移，不仅受个人、家庭特征以及比较在迁入地与迁出地获得效用的影响，而且也受迁入地社会融入的影响^[3]。社会融入情况体现了搬迁户在心理层面对迁入地的归属感和认同感，大量的研究证实提高社会融入程度能够提高流动人口在迁入地定居的意愿^[3-5]。为此，从扶持政策和社会融入两个视角综合考察搬迁户(流动人口)返迁意愿对于推进易地扶贫搬迁工作具有重要的现实意义。

随着易地扶贫搬迁工程的有序开展，学术界对于易地扶贫搬迁的研究也逐渐丰富，大体可将现有研究归为三类：第一类主要讨论易地扶贫搬迁政策的形成、执行过程和演进特征^{[1, 6-7]}；第二类基于调查数据总结全国以及地方易地扶贫搬迁的基本现状、存在问题以及搬迁户的识别^[8-9]；第三类基于地方调研数据分析易地扶贫搬迁对农户减贫、生计的影响^[10-11]。此外，学者们关于移民搬迁的研究也较为丰富，而且主要关注搬迁户生计资本、生计策略及生计重塑问题^{[2, 12-13]}。综上可见，虽然学者们关于易地扶贫搬迁及移民搬迁的研究做了较为丰富的探索，但还存在以下两方面的不足：第一，尚没有研究回答易地扶贫搬迁(或移民搬迁)的搬迁户能否“稳得住”以及哪些因素影响搬迁户的返迁意愿问题。第二，大量研究都是基于个别地区的调研数据而展开分析，少有研究基于多个省市展开系统分析。据此，本文拟基于全国5省10县530户抽样调查数据，从扶持政策和社会融入两个视角实证分析易地扶贫搬迁中搬迁户返迁意愿的决定因素，以期为科学制定和完善易地扶贫搬迁后续扶持政策提供科学依据。

二、理论分析与研究假说

关于劳动力流动的理论与实证研究非常丰富，包括经典的推拉理论^[14-15]、城乡二元经济结构模型^[16-17]、城乡人口迁移模型^[18]等。其中推拉理论可为本文所研究的搬迁户返迁意愿提供理论支撑。推拉理论认为迁出地的就业、教育、医疗、生产、自然灾害以及社会关系等因素形成了劳动力迁移的推力，而迁入地的就业机会、工资待遇、医疗和教育等因素形成了劳动力迁移的拉力，在推力和拉力的共同作用下决定了劳动力迁移的意愿和行为^{[14, 19]}。Lee^[15]进一步将迁移过程中的中间障碍因素和个人因素纳入推拉理论，以期解释在面临相同的推力和拉力时，劳动力迁移决策的差异。搬迁户(移民)的返迁意愿与行为本质上也是劳动力迁移，其返迁意愿也可用推拉理论加以解释。迁入地的就业机会、教育、医疗、社会融入与迁出地的耕地、住房、生活习惯、社会网络等方面共同决定了流动人口是否有返迁意愿与行为决策^{[4, 20]}。

有研究进一步从制度和政策扶持讨论劳动力迁移的决定因素，如Ahituv和Kimhi、Knight和Gunatilaka、程名望等^[21-23]发现诸如户口、社会保障、培训以及是否参加工会等制度和政策因素对劳动力迁移决策具有显著影响。需要指出的是，与传统城乡人口迁移所不同的是，在工程项目移民搬迁、易地扶贫搬迁等劳动力流动模式中，不管是基于行政命令还是生活环境等因素的限制，短期内这些搬迁户的生产、生活等社会系统受到巨大冲击，基本生活保障来源被迫中断，可持续生计非常脆弱，他们极易陷入贫困陷阱^[24]。同时，与诸如三峡工程的移民搬迁不可返迁所不同的是，若以自愿性搬迁为主的易地扶贫搬迁户在迁入地生计不可持续，那么这些搬迁户极有可能返迁回原居住地。为此，迁入地的制度安排与扶持政策是搬迁户生计来源和生计策略的重要保障，也是搬迁户能否在迁入地“稳得住”的重要举措，也是中央和地方政府移民搬迁后续工作的工作重点。为此本文提出假说1：

H1：政府提供的扶持政策越完善，搬迁户的返迁意愿越低。

搬迁户在迁入地不仅有在就业机会、收入水平、医疗、教育等层面的经济需求，而且还有在情感、社会归属和社会认可等层面的心理需求^[25]，特别是在面临原有的社会关系断裂的背景下，获得迁入地社会支持的心理需求更加强烈。搬迁户若在迁入地能够得到迁入地社会的支持和接纳，能够在情感、心理等方面得到满足，形成主人翁意识，从而不会陷入边缘化和被排斥的边沿，那么其返迁意愿也相对较低。通常可用社会融入来衡量流动人口在迁入地的经济和心理适应情况。社会融入是搬迁户不断融入迁入地，逐步同化和减少排斥的过程。近些年较多研究关注流动人口的社会融入状况，认为社会融入程度越高，或社会排斥越低，流动人口在城市定居的意愿也越强^{[3, 25]}。Wang和Fan^[27]指出社会适应和文化适应程度较高的农民工，城市归属感较高。张华初等^[28]发现经常同老乡、本地人及其他外地人交往、积极参与社区活动有利于提高流动人口的长期居留意愿。梁土坤^[29]从城市适应角度讨论流动人口定居意愿，发现经济适应、社会适应显著影响新生代流动人口的定居意愿。在以人为本的易地扶贫搬迁中，在面临生活习惯、社会网络、习俗文化等方面巨大差异的情况下，若搬迁户在迁入地受到社会排斥或社会融入程度不高，他们还可能返迁回原居住地，特别是存在任务式搬迁或搬迁过于激进时，这种情况更容易发生。据此，本文提出假说2：

H2：搬迁户社会融入程度越高，返迁意愿越低。

三、计量模型与数据 (一) 计量模型与变量选择

本文主要研究扶持政策和社会融入对搬迁户返迁意愿的影响，其中被解释变量为搬迁户的返迁意愿，并以“您未来回到原居住地的可能性”作为搬迁户返迁意愿的代理变量。同时，利用“您是否打算在现居住地长期居住(五年及以上)”作为返迁意愿的代理变量做稳健性检验。

搬迁户回答“您未来回到原居住地的可能性”的选择包括“非常可能”“比较可能”“不确定”“比较不可能”“非常不可能”这5种选项。首先，本文直接将这5种选择的有序多分类变量作为因变量，并利用有序Probit模型进行估计；进一步，将这5种选择处理为可能返迁和不可能返迁的二元返迁意愿以作稳健性检验。对于有序多分类变量的计量模型为：

(1)

其中，return_pro_i^*表示搬迁户i返迁意愿的潜变量，policy_i表示扶持政策，integration_i表示社会融入情况，X为控制变量，θ_j为地区固定效应，ε_i为随机扰动项。虽然搬迁户的返迁意愿是无法直接观测的潜变量，但与返迁意愿存在如下关系：

(2)

其中，return_pro_i表示搬迁户i的返迁意愿，C1, …, C4为切点的待估参数。当return_pro_i^*≤C1时，表示搬迁户非常不可能返迁；当C1 < return_pro_i^*≤C2时，表示搬迁户比较不可能返迁；当C2 < return_pro_i^*≤C3时，表示搬迁户不确定是否返迁；当C3 < return_pro_i^*≤C4时，表示搬迁户比较可能返迁；当C4 < return_pro_i^*时，表示搬迁户非常可能返迁。

1.核心解释变量——扶持政策(policy)。为保证搬迁户能在迁入地“稳得住”，中央及地方政府出台了一系列扶持政策。在本项目的问卷调查中，设计了10类扶持政策(回答为选3项最为重要的扶持政策)，主要包括提供本地(外地)就业机会、劳动技能培训、发展(非)农业产业、提供贷款、收入补贴、提供社会保障等。基于这些扶持政策的特征和样本量限制，本文将这10类扶持政策分为4类，即提供就业机会(提供本地、外地就业机会和提供劳动技能培训)、提供产业发展支持(发展非农业/农业产业)、提供金融贷款支持(提供贷款、收入补贴)和提供社会保障。由此可以识别哪些类别的扶持政策能够有效降低搬迁户的返迁意愿。

2.核心解释变量——社会融入(integration)。当前社会学领域对社会融入已有较为成熟的认识，衡量指标体系也较丰富。Gordon^[30]基于结构和文化两个角度分析社会融入问题，Junger-Tas、Entzinger和Biezeveld^[31-32]进一步从政治和经济两个角度，将社会融入理论扩展至四维，任远、乔楠^[26]从自我身份认同、对城市的态度、与本地人的互动、感知的社会态度来衡量社会融入程度，刘建娥、周皓^[33-34]研究了流动人口的政治参与融入情况。参阅这些研究成果，并结合调查数据的实际情况，本文从社区融入、自我身份认同和政治参与这三个维度来揭示搬迁户的社会融入情况。其中，社区融入用“邻里之间是否相互帮助”来衡量，若邻里之间互帮互助说明搬迁户的社会融入程度较高；自我身份认同用“与原居住地相比，搬迁户认为在迁入地所处的社会层级是否改善”来衡量，若搬迁户认为自己所处的社会层级有改善，说明搬迁户在迁入地的社会经济地位有所提高，进而社会融入较高；政治参与用“是否参与居住地村(居)委会选举投票”来衡量，若搬迁户积极参与迁入地的政治活动，说明社会融入较高。

3.控制变量。参考王子成、赵忠^[35]、石智雷、薛文玲^[36]等关于劳动力回流的相关研究以及易地扶贫搬迁的现实情况，本文尽可能控制影响搬迁户返迁意愿的其他因素，以此避免由于遗漏重要解释变量而产生的内生性问题。本文主要控制了两类变量：第一大类控制变量为被访问者的个人特征和家庭特征，主要包括被访问者的性别、年龄、受教育情况、身体健康状况、外出务工经历以及子女情况。现有大量劳动经济学的相关研究表明，流动人口的迁移决策与个人特征和家庭特征紧密相关。第二大类控制变量为与搬迁相关的影响因素，包括迁出地耕地流转情况、是否全家搬迁、户口是否迁移、原住宅是否拆迁、搬迁距离、安置方式等方面。这类控制变量与搬迁户是否返迁具有重要关系，如原居住地耕地流转比例越高，搬迁户频繁返回原居住地耕作的可能性较低，返迁意愿也可能较低；同样，若全家一起搬迁(特别是老人跟随变迁)，那么搬迁户返迁的可能性也较低。

(二) 数据来源与描述

本文使用的数据来自课题组于2017年7—8月对湖北、湖南、广西、四川、贵州、云南、陕西和甘肃8省(自治区)开展的易地扶贫搬迁专题跟踪调研。由于湖南、广西和甘肃已完成搬迁户的样本较少，为此本文重点考虑剩余的5个省(自治区)已完成搬迁的农户。考虑到进行省—县—镇—村抽样调查的难度以及人力和物力的限制，本文样本的选择过程如下：首先由省级扶贫部门推荐省内4个调研县，课题组随机抽取2个县，每个县再随机抽取128户。调查形式采用一对一问卷调查的形式，调研对象为户主或最清楚家庭情况的家庭成员。本文的有效样本共计530户，调查范围覆盖武陵山片区、秦巴山片区、滇桂黔石漠化片区、乌蒙山片区4个片区的10个片区县。每个省的样本量差异不大，其中四川省和云南省样本较多，分别占24.15%和23.96%，而贵州省样本量较少，占14.34%，湖北省占17.17%，陕西省占20.38%。

从调查样本的基本特征来看，已完成搬迁的530户中，受访者男性占89.06%，平均年龄53.97岁，平均受教育年限4.22年，平均外出务工或经商的年限为1.77年，94.15%的搬迁户属于建档立卡的贫困户。

从返迁意愿来看，79.43%非常肯定地表示不可能返迁^①，而20.57%的搬迁户表示可能返迁。其中，湖北省和四川省有返迁意愿的比例高于平均值，分别达29.67%和25.78%；而云南省、陕西省和贵州省搬迁户返迁意愿相对较低，分别仅为17.32%、16.67%和11.84%。具体变量的描述性统计见表 1。

① 此处将非常可能、比较可能和不确定的回答均归为可能返迁，其余为不可能返迁。具体见后文的说明。

四、估计结果与讨论 (一) 基准估计结果

利用有序多分类Probit模型，在控制省、县和镇固定效应下，考察扶持政策和社会融入对搬迁户返迁意愿的影响。表 2第(1)、(2)列为扶持政策的估计结果，第(3)、(4)列为社会融入的估计结果，第(5)、(6)列为综合考虑扶持政策和社会融入的估计结果；第(1)、(3)、(5)列加入了与搬迁相关的控制变量，第(2)、(4)、(6)列进一步加入搬迁户家庭及个人特征的控制变量。从估计结果看，伪R²在0.224~0.236之间，说明模型能解释22%以上搬迁户返迁意愿的变异程度，模型总体拟合程度较好。表 2第(6)列是加入扶持政策、社会融入以及搬迁户家庭特征、个人特征与搬迁变量的估计结果，后文的分析以此为基准。

1.扶持政策。由表 2第(6)列的估计结果可知，政府提供就业机会(job)在5%水平显著为负，说明政府提供就业机会(包括提供本地就业机会、提供外地就业机会和提供劳动技能培训)能够显著降低搬迁户的返迁意愿。一般来说，搬迁户迁移到新的地方，直接面临的是维持生计问题。若当地政府能够直接提供就业机会或者提供劳动技能培训，进而解决就业问题，那么也就直接解决了搬迁户的家庭生计问题，这对搬迁户在迁入地“稳下来”具有重要意义。

而扶持政策中提供产业发展支持(industry_support)、提供金融贷款支持(finance_support)以及提供社会保障(social_security)对降低搬迁户返迁意愿没有发挥显著作用。可能的解释有两方面：第一，与提供就业机会的扶持政策相比，这些扶持政策需要一定时间才能发挥效果，也即政策效果的显现可能有一定的时滞性。若是如此，那么这个结论的政策涵义则表明，在未来后续扶持政策的制定中，需要注意考虑政策发挥效果的时滞，应科学合理地提供和采用短期和中长期扶持政策组合，从而在短期和中长期稳定搬迁户。第二，可能是搬迁户对这些扶持政策不满意或是对中长期扶持政策的效果持怀疑态度，从而导致这些扶持政策无法达到预设的目标。根据调查显示，只有60.75%的搬迁户对当前提供的扶持政策持满意态度，而近40%的搬迁户对当前的扶持政策不满意。这在一定程度上说明虽然政府花费一定的人力、物力资源解决搬迁户的生计问题，但由于政策的供给与需求无法有效对接，导致这些扶持政策对搬迁户的返迁意愿没有产生显著的积极影响，这是政策制定以及执行需要反思的。

2.社会融入。由表 2第(6)列的估计结果可知，搬迁户社会层级的改善(social_rank)和邻里之间互相帮助(neighbor_help)能够显著降低搬迁户的返迁意愿。其中，搬迁户社会层级是否改善在10%水平显著为负，这意味着搬迁户社会层级的改善能够显著降低搬迁户的返迁意愿。搬迁户社会层级的改善说明搬迁户认为自己在迁入地的社会经济地位有所改善，是一种自我身份的认同，其有助于降低搬迁户的返迁意愿。邻里之间是否互相帮助在10%水平显著为负，说明邻里互助能够显著降低搬迁户的返迁意愿，这与张鹏等^[3]、孙力强等^[25]研究结论基本一致。邻里之间能够相互帮助，说明搬迁户已经能够取得当地居民的认同，不会受到较为明显的社会排斥，社会融入程度较高，从而搬迁户的返迁意愿较低。是否参加当地村(居)委会选举投票(vote_involve)不显著，这与预期不一致。可能的原因是参与当地的选举投票活动往往是一种强制性活动，或是带有较强的人情色彩，其并不能很好体现搬迁户政治参与的意愿。根据调查显示，只有13%左右的搬迁户参选过迁入地的村(居)委会成员。这在一定程度上说明搬迁户的政治参与意愿不强，其对返迁意愿的作用不明显。

3.控制变量。在与搬迁相关的控制变量中，全家是否搬迁、旧房是否拆除和是否集中安置显著为负，这表明搬迁户全家搬迁、旧房拆除和集中安置能够显著降低搬迁户的返迁，这意味着未来的易地扶贫搬迁可适当强化这些措施的制定与执行。

综合扶持政策和社会融入的估计结果，可以发现扶持政策中的短期政策和部分社会融入能够显著降低搬迁户的返迁意愿，这说明仅靠经济的扶持政策并不能很好地解决搬迁户的返迁问题，而营造和谐的社会氛围，提高搬迁户的身份认同，进而提高搬迁户的社会融入程度有助于搬迁户在迁入地稳定下来。

(二) 稳健性检验

前文的估计结果表明政府提供就业机会的扶持政策和搬迁户社会层级的改善、邻里互助的社会融入有助于降低搬迁户的返迁意愿。由于返迁意愿是潜变量，其不同的衡量方式可能存在较大差异，进而影响到模型的估计结果，在此本文对因变量设置两种不同测量方式对上述结论进行稳健性检验。估计结果见表 3。

如前文所述，本文第一个稳健性检验是将有序多分类的返迁意愿转为二元的返迁愿意。本文将问卷中明确表示不可能返迁以外的选择均归为可能返迁，也即将非常可能、比较可能和不确定的回答均归为可能返迁。这样的处理方法在其他相关研究中也较为常见，如张鹏等^[3]将“是否愿意转化为城镇户口”的“不愿意”和“说不准”统一归为“不愿意”，梁土坤^[29]将“你愿意在目前城市永久定居吗”的“不愿意”和“没想过”归为“不愿意”。

同样控制省、县和镇固定效应，利用二元Probit模型进行估计，估计结果见表 3的第(1)列。可以发现，提供就业机会、搬迁户社会层级的改善和邻里互助分别在10%、1%和1%的水平下显著为负，该结果与基准估计结果一致，这表明上述结论的稳健性。

其次，本文第二个稳健性检验是用其他变量来衡量搬迁户的返迁意愿。前文分析的因变量是直接问搬迁户的返迁意愿，此处根据调查问卷，本文进一步利用“您是否打算在现居住地长期居住(五年及以上)”作为搬迁户返迁意愿的代理变量，若搬迁户打算在迁入地居住五年及以上，则认为其没有返迁的意愿，否则有返迁意愿。根据问卷回答情况，共有444户表达了肯定性答复，合计占83.77%，而剩余的16.23%则可能返迁。

同样利用二元Probit模型进行估计，估计结果见表 3的第(2)—(7)列。从表 3第(7)列结果可知，提供就业机会、搬迁户社会层级的改善和邻里互助显著为负，与前文的估计结果一致，这进一步说明上述结论的稳健性。

(三) 内生性问题的讨论

上述实证结果表明部分扶持政策和社会融入对搬迁户的返迁意愿有显著影响，但是该结果可能存在一定的内生性问题。由于搬迁户的社会融入行为是非随机的，而是自愿选择的，返迁意愿较强的搬迁户，可能本身更倾向于自我否定、与邻里吵架，本身更不愿意参与村(居)委会的选举投票，社会融入程度可能更低，为此利用简单的均值分析社会融入对返迁意愿的影响可能存在由于样本自选择的内生性偏误问题。

为此，本文进一步利用倾向得分匹配法(PSM)对样本自选择问题做进一步的修正。基本思路是，根据搬迁户社会融入(本文选取邻里是否互助作为代理指标^①)的影响因素识别出可以作为社会融入的控制组。参考杨菊华、马超等研究成果^[37-38]，本文选择邻里是否熟悉、原居住地耕地流转比例、户口是否迁移、全家是否迁移、安置模式、家庭成员的健康状况、是否有外出务工经历、年龄和教育程度作为匹配变量^②，基于核匹配法^③在识别出控制组后，保留试验组和控制组并重复前文的实证分析。

① 采用搬迁户社会层级改善的结果也类似，限于篇幅限制，在此不再累述。

② 各模型的平衡性检验符合要求，限于篇幅限制，在此不再累述。

③ 其他匹配法的结果也类似，限于篇幅限制，在此不再累述。

从表 4的估计结果可以发现，考虑样本自选择问题后，影响搬迁户返迁意愿的扶持政策和社会融入指标与前文一致，也即政府提供就业机会、搬迁户社会层级的改善和邻里互助能够显著降低搬迁户的返迁意愿，这也进一步说明前文估计结果的稳健性。

五、结论

易地扶贫搬迁是2020年实现全面建成小康社会发展目标的重大民生工程，如何让搬迁户在迁入地“稳得住”是易地扶贫搬迁工程能否顺利推进的关键。本文基于5省10县530户易地扶贫搬迁的数据，在控制调查对象个人特征、家庭特征以及搬迁基本特征的基础上，采用因变量的不同测量方式、考虑样本自选择偏误等技术，实证分析了扶持政策和社会融入对搬迁户返迁意愿的影响。研究结果表明：(1)政府提供就业机会对降低搬迁户返迁意愿具有显著促进作用，说明这些措施起到了政策设定“稳得住”的目标，在未来易地扶贫搬迁项目的执行中可适当强化这些扶持政策。提供产业发展支持、提供金融贷款支持和提供社会保障支持对降低搬迁户返迁意愿没有发挥显著的作用，这表明政府提供的扶持政策的制定不仅需要考虑政策发挥效果的时滞，而且也需要注意政策供给与需求的有效对接。(2)搬迁户自我身份的认同、邻里互助能够显著降低搬迁户的返迁意愿，这表明积极营造搬迁户主人翁意识、和谐氛围是确保搬迁户在迁入地能够“稳得住”重要的软环境。

易地扶贫搬迁是一项复杂的扶贫工程，如何实现“搬得出、稳得住、有事做、能致富”，从根本上解决“一方水土养不起一方人”搬迁户贫困问题和可持续生计问题是现在及未来扶贫工作的重点和难点。针对如何实现“稳得住”，当前中央和地方政府采取了多样化的后续扶持政策，但这些政策设定是否合理以及是否发挥效果是值得深思的问题。本文研究结论的政策涵义是，政府在提供丰富的经济扶持政策的同时，也要重视和解决搬迁户的社会融入问题。同时，在政策制定时，需要考虑政策发挥效果的时滞性，注意结合短期政策和长期政策的搭配使用，以确实保证搬迁户在迁入地能够“稳得住”。