摘要：为全面探究高学历人口的迁居动机和影响因素，基于中山大学劳动力动态调查数据（CLDS），对高学历人口迁居的影响因素进行理论与实证分析。研究表明：在高学历人口迁居影响因素中，精神收益呈现显著影响，说明精神收益对高学历人口迁居而言具有重要作用；相比较普通学历人口而言，高学历人口在精神收益方面的工作价值及生活满意度均显著，而前者仅表现为生活满意度显著；相比较于物质收益而言，高学历人口精神收益的影响依然小于物质收益，说明物质收益依然重要；精神收益对高学历人口迁居的作用具有城市和性别异质性，即在副省级以上城市和男性中精神收益对迁居的作用均大于中小城市和女性高学历人口迁居的作用。通过对精神收益的理论和实证分析，能够更加全面地揭示高学历人口迁居的影响因素，对于各城市合理的引才留才具有一定的政策启示意义。
关键词：高学历人口迁居；成本-收益理论；精神收益；分层线性模型
一、研究背景及文献梳理
自改革开放40年以来，我国经济取得了巨大发展。在经历劳动密集型和资本密集型发展阶段之后，我国正向知识密集型的发展模式转型升级，而高学历劳动者作为知识的载体，在我国经济转型升级中扮演着重要的角色。早在1999年，我国便开始扩大高校的招生数量，为国家储备人才。根据2018年《中国统计年鉴》抽样调查显示，2017年我国接受高等教育的人口比例为13.04%，以此推算目前我国高学历人口总数约为1.81亿。在市场经济环境下，培养大量的高学历劳动者固然重要，但同时也要处理好本身的优化配置问题，其中高学历劳动者在区域间的迁移流动作为优化配置的重要组成部分尤为值得关注。
从2017年开始到2018年上半年，全国有近30个城市采用送户口和给予各种补贴的方式争夺以高学历为标准的高层次人才，其标准通常为大学专科或者本科及以上学历，力度之大前所未有。户口、补贴等措施成了吸引人才的“法宝”，以满足人才的收入及社会福利等物质需求作为引进人才的主要手段。一时间各地吸引人才的政策引起广泛讨论，对于这种行为产生的原因和效果，也备受政府和学术界的关注与探讨。然而人才迁居的动机只有物质收益吗？精神收益是否也会对高学历人口的迁居产生重要作用？
精神收益是指某个行为为个体带来物质性收益以外的精神满足或精神愉悦，是一种无形收益。目前，精神收益对高学历人口迁居影响的文献较少，但其他方面的影响因素已有相关研究。国内外最早对人口迁移的研究起源于19世纪拉文斯坦的“迁移定律”，但聚焦到以高学历人口为代表的人才迁移可以追溯到内生经济增长理论[1]。在罗默系统地分析了知识与技术对经济增长的作用后，吸引人才已成为学术界和政策制定者关注的主要问题之一。随后，高技能人才在当地经济的发展中对潜在生产力的提高、知识溢出和创新等方面都被证明具有极大贡献[2]。人才的迁入被视为一个地区经济增长的主要动力，其迁移原因也成为关注的焦点。
目前，学者对人才迁移原因的研究从视角上可以分为宏观和微观两种。在宏观视角上，影响人才迁移的原因主要为企业优势、地区经济发展、生活便利设施等“硬性”环境和公共服务、政策、文化等“软性”环境。例如，Musterd and Murie指出企业的位置、资本、交通和工作环境等是人才迁移的“硬性”因素[3]；纪建悦利用我国29个地区的面板数据分析科技人才，得出地区的经济发展水平、工资收入水平、科研环境与科研投入、教育水平、生活便利程度等是科技人才流动的动因[4]。除此以外，迁移的“硬性”因素还有当地的房屋价格[5]。也有学者从“软性”因素讨论人才迁移原因，例如Glaeser强调公共服务、社会服务、文化以及历史的作用[6]，赵志涛利用GM模型解释非经济因素对人才跨区流动的影响，得出社会、流动距离和政策等因素能促进人才流动并有利于西部大开发战略实施[7]，Florida则指出包容、开放和人口多元化对人才迁移有重要意义[8]。
在微观视角上，学者的研究主要集中在工资差异、社会网络和家庭因素等的影响方面。例如，Dahl和Sorenson主要分析工资差异的作用，通过对丹麦技术工人工作地点偏好的分析得出这些技术工人对工资差异表现出极大的敏感性[9]。由于对高工资的期望，相对于整体人口而言，技术工人的地理流动性更大。Miguélez和Moreno分析了社会网络对人才迁移的影响，通过德国2731名年轻知识工作者进行研究的结果表明，移民意向与其在城市的社会网络呈正相关，并且西德优于东德[10]。Azoulay等则将研究聚焦于家庭因素，通过分析美国科学家的迁移特征，得出其孩子年龄在14～17岁之间时，科学家的迁移意愿最低[11]。除以上单个视角外，也有学者从综合视角对人才迁移进行分析，例如何洁等分析中国19所“985高校”理工科R&D科研人员流动意愿，得出住房因素、科研团队因素、家庭生活因素、个人生活需求是影响高校科技人才流动意愿的显著性因素[12]。马志敏等利用调研的661份问卷得出类似结论：科技人才流动的首要因素是福利待遇，第二大因素是发展前景[13]。此外，虽然分析精神收益对迁居影响的文献较少，但已有学者将精神成本货币化来分析精神成本对迁居的影响，例如Falck等根据地理距离和移民前的工资情况，发现移民需要大约1%～1.5%的工资溢价来弥补所付出的精神成本[14]。
总的说来，国内外学者对劳动力中人才的迁移及其原因分别从宏观和微观层面进行了研究，为后续研究奠定了很好的基础，但总体看来还有很大的改进空间。首先，针对高学历人口迁移流动的研究较为缺乏。关于人才迁移流动动因的研究集中于某类型的人才，如对人才迁移流动动因分析主要集中在高技术人才、科技人才等，而高等教育是人才培养和输出的平台，高学历人口能够更加宏观全面地代表较高生产力劳动者的状况。本文认为至少在人力资本积累、劳动力市场、信息获取、社会认可度等四个方面，高学历人口有别于普通劳动者，具有单独研究的价值。因此本文将高学历人口作为研究对象，视为与普通劳动者相比具有异质性而进行单独研究。其次，目前研究数据多来源于个人调查，较少使用大型机构的调查数据，研究的可靠性有待于验证。最后，在高生产力劳动者的迁居原因方面，目前关于人才迁移动因的实证探讨大都基于成本收益等物质生活方面，很少对精神收益等因素进行分析。
由于迁居意愿的因变量为多分类变量，因此在微观层面利用多分类回归分析，通过标准化的变量分析精神收益对高学历人口的迁居意愿影响，同时将普通劳动人口作为对照组进行分析。
二、理论分析框架和假设
成本-收益理论（Cost-Benefit Theory）产生于20世纪60年代，是研究人口流动的重要理论。该理论中舒尔茨（Thodore W.Schults,1960）把人们的迁移行为当作一种投资看待，认为人们迁移行为的决策主要取决于其迁移成本和迁移收益的比较结果。当迁移收益大于迁移成本，即迁移会产生净收益时，人们就更倾向于迁移；反之，若迁移收益小于成本，则不会发生迁移。
这一理论不仅适用于总人口和劳动力，也适用于劳动力中的高学历人口，是人们研究迁移行为机制的基础。
2专用式建筑学专业教室是通过一个单独的空间作为主要个体的教学空间类型，具有安静、封闭的空间特点，为学生进行独立的学习和思考提供了很好的空间。
需求层次理论是人们迁移行为的另一理论基础。需求层次理论是由美国心理学家亚伯拉罕·马斯洛1943年在《人类激励理论》论文中所提出的。人类需求从低到高按层次分为五种，分别是：生理需求、安全需求、社交需求、尊重需求和自我实现需求。其中前两个层次为基本物质需求，后三个层次为高级精神需求。该理论同时指出，只有当低一级的需求得到满足时才会产生对更高一级的需求[15]。
按照马斯洛的需求层次理论，人的需求有不同种类而且层次不同，在满足了前一个需求之后，就会产生新的更高层面的需求。从物质需求和精神需求的种类上看，越到高层次，人们对精神方面的需要就越大。高学历人口代表着高素质的人才，他们从两个方面会对精神方面需求产生更高的愿望。一是高学历人口人力资本投入多，因此总体的平均收入相应也比较高。有研究表明，在市场化的今天，物质需求的满足主要来源于货币收益，而随着市场机制作用的增强，中国教育回报率的总体趋势不断提高[16-17]。因此在这种情况下，高学历人口的基本生活和生理需求容易得到满足，此时更容易进入到马斯洛需求的高层次。二是高学历人口具有一定的知识与技能，能进行创造性劳动，因此除了有形的看得见的物质需求外，还会有更多心理方面的需求，劳动对于他们而言绝不仅仅作为谋生的手段，他们力求充分发展自己的潜能和聪明才智，勇于创造，追求成长性和较大成就的需要，实现自己超越一般人的远大理想与抱负，成为所期望的人物。而且他们往往把这种精神层面的需求作为自己毕生的主导需要，作为奋斗的长期目标，而不局限于某一时段。由于人才受教育程度和劳动价值高的特点，决定了他们更有自主自尊意识，特别是高层次人才的尊重需要比一般人更为强烈[18]。换句话说，获得良好教育的高学历人口比普通劳动力人口会因收入的提高而较早对基本物质需求感到满足进而产生对精神收益的需求。
第一件事是严济慈每年都给熊家送来一袋小苹果，据说是1960年那次送苹果受到师母表扬以后养成的习惯。然而师母表扬是在三年困难时期的大背景下，并非师母嗜好小苹果。一番心意熊老夫人不好拒绝，而这样的苹果又实在不好吃，于是就把它们晒干。她喜欢做干花，将晒干的苹果和干花放在一起，用来做装饰，倒显得别有情调。
基于以上理论分析，本文提出了高学历人口迁居的决策机制（如图1所示）。首先，高学历人口迁居主要受到迁移收益和成本对比的影响。根据马斯洛需求理论修正后的成本-收益理论，收益和成本可进一步分为物质收益、精神收益、物质成本和精神成本①精神成本与精神收益相对是指某个行为给个体带来物质性成本以外的精神负担，是一种无形成本。。此外，也有大量的研究表明，除成本收益外，迁居还受个体特征[13]和区域特征[19]的影响，为此需将这些因素同时纳入到分析中。
坚决遏制民勤绿洲退化趋势 促进石羊河流域可持续发展——访水利部规划计划司副司长汪安南 …………………(5.7)
图1 我国高学历人口迁居决策机制图
综合上述研究文献和理论分析构架，本文提出如下假设：
假设1：除了物质收益对高学历人口迁居产生作用，精神收益同样对高学历人口迁居有重要影响。
表2中，城市类别对高学历人口的影响显著，在进一步分析高学历人口迁居时应将地区的宏观层面变量纳入到模型中，因此本小节采用两个层面的多层线性模型。多层线性模型(Hierarchica linearModels,HLM)是针对经典统计技术在处理具有多层结构的数据时所存在的局限，以及可能产生的对分析结果的曲解而提出的，它适用于多层数据结构的分析，将不同地区的宏观变量纳入模型中。具体而言，两层线性模型设计如下：
假设3：精神收益因地区和性别异质性而对高学历人口迁居的影响不同。
三、数据来源与变量选择
本文使用的数据为中山大学社会科学调查中心在2014和2016年实施的“中国劳动力动态调查”项目（China Labor-force Dynamics Survey，简称CLDS）资料。CLDS以15～64岁的劳动年龄人口为对象，覆盖中国29个省市，样本规模为401个村居、14214户家庭、23594个个体，样本具有一定的代表性。
B超介导经阴道穿刺取卵术最常见的并发症是感染、出血和创伤[8]。术后需要严密观察,监测患者生命体征,如有问题及时反馈给医生。仔细观察,注意是否存在腹痛及阴道流血情况。关注患者主诉,从中判断病情状况,出现并发症要及时报告,尽快处理,防止造成进一步影响。执行术后医嘱,交代注意事项。取卵结束后,药效逐渐消失,可能出现局部疼痛。护送患者时要注意安全,防止摔倒。交代患者术后无恶心、呕吐等不适即可进食,卧床休息2小时,血压正常无不适方可离开。告知患者胚胎移植术的时间及注意事项。嘱多卧床休息。
本文高学历人口包括以大专及以上学历且户口不在本地的流动人口，在2014和2016年两期调查中，经过筛选得到样本数量1166个。
在高学历人口迁居因变量构造方面，利用CLDS问卷中关于“未来是否定居本地”作为迁居变量，其中“非常可能”赋值为5，“比较可能”赋值为4，“不确定”赋值为3，“比较不可能”赋值为2，“非常不可能”赋值为1。
复方冬虫夏草口服液对载脂蛋白E基因敲除小鼠动脉粥样硬化的影响 …………………………………… 胡抗远等（14）：1912
精神收益分别从生活满意度和工作价值两方面加以衡量，涉及两个核心变量。其中生活满意度是指个体在迁居地区对生活本身及有关方面（包括生活环境、生活状态）有良性感受的心理状态，在问卷中用“总的来说，您对您的生活状况感到满意吗”作为生活满意度的代理变量，其中“非常不满意”赋值为 1，“不满意”赋值为 2，“一般”赋值为3，“满意”赋值为4，“非常满意”赋值为5。另一个核心变量为工作价值，本文将工作价值定义为通过工作所取得的除工资报酬外的主观收益价值(包括获得尊重、兴趣和自我实现等等)，在问卷中分别用“目前/最后一份工作的意义或价值——获得尊重”“目前/最后一份工作的意义或价值——兴趣”“目前/最后一份工作的意义或价值——发挥能力”等三个维度作为工作价值的代理变量，其中“非常不符合”赋值为1，“不符合”赋值为2，“一般”赋值为3，“符合”赋值为4，“非常符合”赋值为5。为避免多重共线性，工作价值的最终评价为三个维度的均值。
为避免遗漏其他影响迁居的重要变量，根据上述理论分析，本文在模型中加入了物质收益、物质成本、精神成本、个人特征和区域特征等相关控制变量。
在具体的变量选择上，物质收益一般指工资收益和单位或国家提供的各种福利[20]。在人口迁移中，常采用直接货币化的个人、家庭月收入或年收入和间接货币化的社会保障数、是否参加社会保险等二分类变量作为物质收益的代理变量[21-22]。本文鉴于个人与家庭收入有较强相关关系，为避免变量选取重复，同时兼顾间接货币化的影响，选取2013或2015年的个人总收入和参保项目数作为物质收益变量。
迁居的物质成本变量通常选取因居留而产生的各种消费支出，包括食品支出、住宿支出、月度支出和年度支出等费用[19]。同时考虑房价对迁居的重要性影响，而微观上没有考虑不同收入群体对房价承受能力的不同，因此本文仅构造居住地的房价压力指数（居住地的房屋价格与平均月收入的比值）。同时为避免变量重复，选取2013或2015年度消费的总支出作为物质成本的代理变量。
在图6（a）中，随着开口间距d的增大，谐振频率发生蓝移。低频处的谐振点频率从0.15 THz蓝移至0.177 THz，再进而蓝移至0.21 THz，高频处的谐振点频率从0.58THz蓝移至0.61THz，进而蓝移至0.635THz。同时，随着开口间距d的增大，低频谐振点的透射率发生明显的减小，当d=130 μm时低频谐振点透射率达到最小，为0.089；高频谐振点透射率明显增大，当d=20 μm时，高频谐振点幅值达到最小，为0.022。
除以上物质因素外，流动距离（跨省=1，不跨省=0）、自我本地认同得分和当地语言水平也是学者认为影响迁居的重要因素[21]，后两项通常作为社会融入度的代理变量，并将其归为社会特征或阻力因素中。从成本收益角度而言，上述三项实际是因迁居而产生的适应当地生活的精神成本，另外相比自我本地认同的主观判断，当地语言水平更能客观表达社会认同属性，所以本文选取流动距离和当地语言水平作为精神成本的代理变量。
个人特征方面包括被访者的年龄、年龄的平方、性别、婚姻状况、健康状况（自评）、政治面貌等变量，另外有学者得出随迁家庭人数对迁居的影响显著[23]，因此将其一并纳入到个人特征中；区域特征变量根据前文论述对人才迁居产生的影响，广义上为所在地城市类别的虚拟变量，在后续的分析中地区特征用经济发展水平（人均GDP）、科技研发水平（人均研发经费）、工资水平（职工平均工资）、产业结构（第三产业与第二产业比值）等四个变量来表示。
烟草专业合作社算是一个比较新颖的组织，日常主要工作以普及烟草种植技术、联系机械化耕作生产、检举不法行为等为主，一般是由烟草公司的工作人员负责定期进行烟草主题的宣讲，偶尔还有一些技术培训方面的内容，总的来说日常活动不多，可开展的项目比较单一，所以吸引力不是很强，再加上自发组织没有多少经费支持，往往硬件设备较为简陋，参与的积极性不是很高。
下变频电路通过SI4133得到本振时钟；本振时钟与前级输入的卫星导航信号通过AD8347混频器进行混频。下变频电路设计的关键是SI4133外部电感的计算与布线，AD8347混频器混频输出后外部中频滤波器电路设计。
需要指出的是，为简化模型便于分析，将赋值1到5直接纳入到模型之中，此种假设的含义为，需求或其他赋值的自变量每升高一个等级，其对因变量的影响程度相同[24]。各变量名称及描述统计如表1。
表1 变量名称及描述性统计
因变量核心解释变量精神收益控制变量物质收益物质成本精神收益精神成本个人特征个人特征迁居意愿工作价值生活满意度年收入(万元)参保项目数现居住地房价压力年支出(万元)工作价值生活满意度流动距离（跨省）当地语言水平年龄性别（参照:女）健康状况政治面貌（参照：非党员）4.133 3.675 3.822 6.548 2.94 4.834 6.896 3.675 3.822 0.588 4.261 34.231 0.488 4.045 0.21 1.187 0.889 0.8787 1.040 3.12 16.141 7.089 0.889 0.8787 0.492 1.2305 10.821 0.500 0.797 0.439变量名称 均值 标准差
续表
注：宏观控制变量数据来自于2014、2016年《城市统计年鉴》，以2014年为基期。
区域特征婚姻(参照：未婚)家庭随迁人数经济发展水平(万元)科技研发水平(万元)工资水平(万元)产业结构0.695 2.928 10.440 0.0292 5.905 1.247 0.456 1.383 78.613 0.031 2.008 0.720变量名称 均值 标准差
四、高学历人口迁居因素的实证分析
为全面探求高学历人口中精神收益对迁居意愿的影响，本节分为三个部分：第一部分以高学历人口和普通劳动人口的迁居意愿为因变量，以精神收益中工作价值和生活满意度为核心自变量，同时将其他控制变量纳入模型，利用多分类回归模型分析精神收益在高学历人口迁居中的作用；第二部分，将高学历人口按城市类别和性别划分，改用分层线性模型分析精神收益对迁居意愿的异质性；第三部分，利用滞后一期的精神收益变量进行回归，对前文回归结果的内生性和稳健性进行检验。
（一）总体高学历人口迁居的实证检验
因此，本文以高学历人口为研究客体，在成本-收益理论的基础之上，对高学历人口迁居决策中精神收益的影响进行了理论和实证研究。
另外，通过将普通劳动人口的迁居行为作为对照组可知，精神收益中的工作价值对普通劳动人口的迁居意愿并不起作用，工作价值与假设2相符，生活满意度在普通劳动人口迁居中的系数仅为0.06，并且在5%的水平上显著；生活满意度与假设2相悖，但仍然可以说明精神收益对普通劳动人口的影响作用小于对高学历人口的作用。
表2 高学历人口迁居意愿影响因素的ologit回归分析（标准化）
变量名工作价值生活满意度工作价值收益×生活满意度年龄年龄的平方性别婚姻状况政治面貌健康状况家庭随迁人数参保项目数年收入年支出城市类别(参照:中小城市)副省级城市特大城市高学历人口系数0.170**0.164**0.067**0.0247-0.000145-0.212*0.466 0.004-0.0414 0.053**0.354**0.405***0.0724 0.735***0.444**标准误(0.0804)(0.0731)(0.0316)(0.0508)(0.000621)(0.125)(0.479)（0.0103）(0.0808)(0.024)(0.176)(0.0175)（0.069）(0.1442)(0.166)普通劳动人口（对照）系数0.059 0.060**-0.013 0.051-0.0008***-0.365***0.263 0.002-0.039 0.033*0.164*0.205***-0.067-0.179**-0.207**标准误(0.0390)(0.0350)(0.0320)(0.2778)(0.0003)(0.0977)(0.193)（0.023）(0.403)(0.0186)(0.565)(0.0773)(0.095)(0.0729)(0.0830)
续表
Standard errors in parentheses***p〈0.01,**p〈0.05,*p〈0.1，括号数值为标准误
流动距离居住地房价压力当地语言水平观察值LR chi2 Prob〉chi2 Pseudo R2 Log likelihood-0.607***-1.067**0.382***1166 194.68 0.0000 0.0704-1285.4518(0.139)(0.543)(0.0505)-1.144***-2.123**0.180***3729 152.68 0.0000 0.0188-3976.9045(0.361)(0.932)(0.0336)
高学历人口和普通劳动人口均利用2014、2016高学历人口迁居数据，在控制年龄、性别、婚姻、年收入以及城市类别等特征后，工作价值和生活满意度在高学历人口回归中依然为正，并且均在5%的水平上显著。说明高学历人口中精神收益开始对高学历人口迁居产生影响，此外由于将变量标准化，因此可以将变量间的系数进行比较，评价各因素对高学历人口迁居的重要性。通过比较年收入、参保项目数和工作价值、生活满意度可知，标准化后的年收入和参保项目数每提高一个标准单位，居留意愿提高一个等级的概率分别为0.405和0.354；而工作价值和生活满意度增加一个标准单位，居留意愿提高一个等级的概率分别为0.170和0.164，均小于物质收益的系数，另外二者的交互项同样比物质收益的重要性低。由此可得，虽然精神收益对迁居产生影响，但其作用仍然小于物质收益。
多分类回归是二分类逻辑回归的扩展，专门用于响应变量为离散多级属性变量、自变量为连续变量或离散属性变量的回归问题，目前广泛运用于社会科学诸如社会学、心理学、人口学、经济学以及公共卫生学中，用于挖掘社会学中某个问题的影响因子及判别、预测。基于此，本文首先选择上文变量中的微观属性变量，并将宏观地区属性分为副中小城市、省级城市和特大城市，初步分析精神收益对高学历人口迁居的影响，回归结果如表2所示。
（二）精神收益对高学历人口迁居影响的异质性分析
假设2：我国高学历人口迁居受到精神收益的影响高于普通劳动人口迁居所受精神收益的影响。
教师：为研究方便，我们对以上四个命题重新编号，并用p表示“2b=a+c”，用q表示“a,b,c成等差数列”，用p表示“2b≠a+c”，用q表示“a,b,c不成等差数列”，则有(1)若p则q；(2)若q则p；(3)若p则q；(4)若q则p.
第一层（个体层次模型）：
其中，Yij表示高学历人口的居留意愿，X1ij表示精神收益的核心变量，X2ij表示其他微观控制变量，主要由个人特征、精神成本和货币收益组成，rij表示误差项。
第二层（城市层次模型）：
1.2 换药时间安排 两组患者治疗及换药方法相同，对照组清创缝合术后2～3 d首次换药;观察组清创缝合术后第1天首次换药。
表3 高学历人口迁居意愿影响因素的多层线性回归分析
变量名微观层面工作价值生活满意度工作价值×生活满意度年龄年龄的平方性别副省级及以上城市0.274***0.185***0.136**0.034-0.00010-0.214*(0.039)(0.044)(0.069)(0.054)(0.0006)(0.125)中小城市0.099**0.073*0.042*0.013-0.00061-0.012(0.047)(0.042)(0.025)(0.032)(0.085)(0.052)男性0.219***0.105**0.094**0.07**-0.0009**-(0.053)(0.049)(0.047)(0.036)(0.0004)-女性0.017 0.051*0.033 0.002-0.0006-(0.049)(0.029)(0.041)(0.040)(0.0004)-
Standard errors in parentheses***p〈0.01,**p〈0.05,*p〈0.1，括号数值为标准误
婚姻状况政治面貌健康状况家庭随迁人数参保项目数年收入年支出流动距离居住地房价压力当地语言水平宏观层面经济发展水平产业结构科技研发水平工资水平观察值Wald chi2 Log likelihood 0.513 0.087 0.097**0.025**0.003***1.521***0.915*-0.524***-1.133**0.103 0.880 0.193 0.649**1.79**543 100.46-827.858(0.436)(0.074)(0.043)(0.013)(0.001)(0.013)(0.515)(0.140)(0.442)(0.091)(0.601)(0.189)(0.282)(0.824)0.335**0.053-0.062 0.076**0.009**0.925***0.634-0.621***-0.854**0.564***0.761**0.094 0.449 0.577 623 157.16-864.163(0.169)(0.043)(0.075)(0.039)(0.004)(0.012)(0.662)(0.126)(0.401)(0.051)(0.311)(0.144)(0.324)(0.462)0.076 0.244-0.030 0.053***0.004**0.916***1.034-0.386***-0.152***0.239***0.097*0.005 0.101*1.014**585 144.33-844.629(0.133)0.201 0.060(0.019)(0.002)(0.116)(0.888)(0.111)(0.032)(0.039)(0.058)(0.005)(0.053)(0.049)0.394***0.060-0.042 0.036**0.006***0.855***0.846-0.343***-0.090 0.193***0.237*0.004 0.034 0.755 581 109.45-877.902(0.145)(0.107)(0.058)(0.021)(0.001)(0.074)(0.947)(0.106)(0.078)(0.041)(0.134)(0.006)(0.048)(0.954)
其中β0j表示层一模型的截距项，β1j和β2j表示精神收益和控制变量在层二的随机效应，W1j、W2j、W3j和W4j分别代表经济发展水平、产业结构、科技研发水平和工资水平四个变量。
在利用多层线性模型基础上，同时将总体样本按城市类别和性别进行分组，分别对高学历人口的迁居异质性进行分析。
小儿腹泻是儿科高发疾病,如果不及时的进行治疗,就会导致患儿的病情迁延,引起营养不良症状,无法正常生长发育[4]。腹泻对小儿的危害性非常大 [5]。小儿患者的消化系统功能不完善,肠道内受到各种病菌的侵害引起了患儿的发病,导致肠道内菌群失调引起腹泻。该疾病影响了水和食物的消化吸收,肠液渗透压上升,导致了渗透性腹泻;产毒性细菌感染会对肠粘膜溶质运转造成影响,导致分泌性腹泻。不同原因引起的腹泻,其生理变化特征存在差异性,小儿腹泻疾病都有一个共通之处,肠道内环境被破坏,菌群失调。
表3为精神收益在分样本情况下高学历人口迁居影响的多层线性回归结果。在以城市类型分类的子样本中，副省级及以上城市的精神收益的系数分别为0.274和0.185，并且在1%的水平上显著；在中小城市精神收益的系数为0.099和0.073，分别在5%和10%的水平上显著，但在中小城市中工作价值和生活满意度的系数均小于副省级及以上城市的系数，表明精神收益在副省级及以上城市对高学历人口迁居的作用均大于中小城市。同样在以性别为分组的子样本中，男性的精神收益系数分别为0.219和0.105，并且分别在1%和5%的水平上显著；女性精神收益系数为0.017和0.051，只有生活满意度在10%的水平上显著。由于女性的工作价值并不显著，但女性在工作价值和生活满意度的系数均小于男性精神收益的系数，表明精神收益在男性中对高学历人口迁居的作用均大于女性。
对于以上结果，笔者认为这主要由高学历人口本身的特点决定的。在副省级及以上城市中，城市规模较大，城市功能更为齐全，但同时也面临更高的居留成本，因此只有较高的精神收益才能弥补高居留成本的弊端。而在中小城市，由于城市的功能没有大城市完善，精神收益对高学历人口的迁居作用会弱于大城市。表3中的工作价值和生活收益交叉项对高学历人口迁居同样存在正向影响，说明精神收益的各方面存在相互促进作用，这也部分解释了为什么副省级及以上城市的精神收益均大于中小城市的原因。在性别的子样本中，可能的解释为男性更看重事业的价值，认为“立业”是男性应有的属性，其中“立业”的属性包含收入和工作精神收益的价值，而女性对事业的价值追求则小于男性。
除本文关注的精神收益外，其他控制变量也能在一定程度上解释迁居的原因。在微观层面上，对各子样本均显著的变量有参保项目数、年收入、流动距离、居住地房价压力和家庭随迁人数。其中参保项目数、年收入和家庭随迁人数系数均为正，说明对高学历人口迁居有正向作用，而流动距离和居住地房价压力系数为负，说明对高学历人口迁居有负向作用。除此之外，年龄、年龄的平方、婚姻状况、健康状况、年支出和当地语言水平只对部分样本的高学历人口迁居起作用。其中婚姻状况则只在中小城市和女性子样本中起作用，而年支出只在副省级及以上城市显著并且系数为正，这可能与在大城市较高的收入有关。政治面貌在各子样本中均不起作用。
宏观层面的各变量只在各部分子样本中产生作用，说明社会环境的宏观变量排在微观因素之后。
（三）内生性及稳健性检验
根据前文理论，本文在实证分析时已控制多数的关键变量，因此不存在遗漏变量的问题，但是容易出现双向因果导致的内生性，即精神收益的作用导致高学历人口的迁居，而高学历人口的迁居会反过来影响精神收益。考虑到中国劳动力动态调查的部分追踪数据，所以本文将2016年的部分数据与2014年进行匹配，通过滞后一期的精神收益变量进行回归。采用滞后一期的核心变量做回归，一方面可以克服解释变量存在的内生性问题，另一方面，还可以考虑到核心自变量对因变量影响存在的时滞效应问题。
通过稳健性分析发现，滞后的工作价值和生活满意度对高学历迁居系数分别为0.0681和0.114，并且在1%和10%水平上显著。加入微观层面的控制变量和宏观层面控制变量的回归结果，虽然系数有所变化，但均在5%或者10%的水平上显著，表明精神收益对高学历人口迁居影响具有较强稳健性①篇幅所限，稳健性的所有回归结果在此省略，感兴趣可向作者索取。。
五、结论与启示
高学历人口是我国重要的人力资本，高学历人口的迁居对我国人力资本的配置具有重要的作用。通过对我国高学历人口迁居意愿的因素分析，可以得到以下结论：
本节对提出的方案进行仿真.仿真中，假设所有信道都是瑞利衰落信道，且只考虑小尺度衰落，即大尺度衰落矩阵D1、D2、DSE、DDE均为单位阵，DRE=1，各信道增益均为均值为0、方差为1的复高斯分布的随机变量.所有节点的信道噪声功率均为σ2=0.01W.
第一，通过ologit模型和多层线性模型，均得出精神收益因素对高学历人口的迁居产生影响。具体来看，生活满意度和工作价值的评价越高，高学历人口迁居的意愿越强。第二，虽然精神收益对迁居有正向作用，但物质收益的作用仍然大于精神收益。由标准化回归分析可知，年收入和参保项目数对高学历人口迁居的作用要大于精神收益。这也一定程度上说明，精神收益是建立在物质收益的基础之上，只有物质因素得到满足才会产生对精神收益的满足。第三，精神收益对高学历人口迁居具有异质性，具体而言，精神收益在大城市和男性的作用均大于中小城市和女性精神收益的作用。
通过上述结论，本文得出一定的效果启示。首先，高学历人口能在一地区充分发挥才能，相比较于普通劳动人口而言，其在迁居中受精神收益的影响作用更大，因此除提供较好的物质条件外，还需要了解高学历人口的精神收益需要，并以此为基础设置激励机制来吸引高学历人口。其次，各城市在高学历人口争夺条件越来越雷同时，应考虑精神收益对高学历人口迁居的影响，尤其在副省级及以上城市，高学历人口对精神收益更加看重，提供更好的精神收益条件对吸引人才会有更大的帮助。最后，还要注意精神收益对高学历人口迁居的性别差异。虽然我国一直在呼吁男女平等，但本文实证分析发现，“立业”价值对迁居的作用男性仍然大于女性，如果不加以重视，这将会阻碍女性高学历人口的合理流动，阻碍实现社会的福利最大化。
本研究虽然得出一些较为有意义的结论，但是仍然存在不足之处，一是受研究资源的限制存在样本异质性探究偏窄，二是本文所涉及的核心变量均为感知性的自评变量，未来可运用质性分析、深度访谈等方法，对精神收益对高学历人口迁居行为影响进行更为深入的研究。
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Decision-Making of the Migrating Relocation of Highly Educated Population:Comparison of Mental Gains
TONG Yu-fen,SHAN Shi-fu
AbstractIn order to comprehensively explore the motivation and influencing factors of the migrating relocation of the highly educated population,this article conducts theoretical and empirical analysis on the influencing factors of the highly educated population based on the China labor-force dynamics survey(CLDS)of Sun Yat-sen University.The research shows that:among influencing factors of the highly educated population,mental gains have a significant impact,indicating that mental gains play an important role in the migrating relocation of the highly educated population；compared with the generally educated population,the highly educated population has significant work value and life satisfaction in terms of mental gains,while the former only shows significant life satisfaction；compared with material gains,the influence of mental gains of the highly educated population is still smaller than that of material gains of the highly educated population,which indicates that material gains are still important；the effect of mental gains on the migrating relocation of the highly educated population is of urban and gender heterogeneity,that is to say that the effect of mental gains on the migrating relocation of the highly educated population in cities at or above sub-provincial level and among male is greater than that in small-medium cities and female.Through the theoretical and empirical analysis of mental gains,we can more comprehensively reveal the influencing factors of the migrating relocation of the highly educated population,which has certain policy suggestion and significance for the reasonable talent attraction and retention in various cities.
Key wordsmigrating relocation of the highly educated population；Cost-benefit theory；mental gains；hierarchical linear model
中图分类号：C922
文献标识码：A
文章编号：1008-7621（2019）05-0086-09
收稿日期：2019-06-24
作者简介：童玉芬（1961-），女，首都经济贸易大学劳动经济学院教授、博士生导师；单士甫（1990-），男，首都经济贸易大学劳动经济学院博士研究生。
（责任编辑 孙艳霞）
标签：收益论文; 人口论文; 高学历论文; 精神论文; 变量论文; 社会科学总论论文; 人口学论文; 人口地理学论文; 《北京行政学院学报》2019年第5期论文; 首都经济贸易大学劳动经济学院论文;