（中南財經(jīng)政法大學 公共管理學院，湖北 武漢 430073）

一、文獻回顧與問題的提出

農(nóng)民工市民化的過程是與城市居民社會距離感不斷縮小的過程，由于農(nóng)民工先天制度地位的不足（短期內(nèi)無法與城市居民獲得制度上的平等待遇），所以通過提升農(nóng)民工經(jīng)濟地位和社會地位來縮小農(nóng)民工與城市居民之間的社會距離感是提升農(nóng)民工城市歸屬感最直接、最現(xiàn)實的選擇，其中，城市生活體驗①和社區(qū)活動參與是提升農(nóng)民工社會地位和城市歸屬感的重要途徑［1］。近年來，隨著農(nóng)民工收入的快速增長，其經(jīng)濟地位有所提升，越來越多的農(nóng)民工試圖通過多元化的業(yè)余生活來豐富其精神世界、提升自我修養(yǎng)，他們對在城精神生活的要求越來越高，但高強度、長時間的勞動以及企業(yè)對農(nóng)民工業(yè)余生活的不重視造成了農(nóng)民工“干活、吃飯、睡覺”的單調(diào)生活，農(nóng)民工精神生活的匱乏不僅不利于農(nóng)民工自身的生存發(fā)展，還會造成農(nóng)民工在城生活體驗好感度降低，不利于農(nóng)民工城市歸屬感的建立和市民化意愿的提升。

已有文獻多從成本—收益的視角來研究農(nóng)民工市民化問題，從農(nóng)民工就業(yè)環(huán)境、生活感受視角展開的研究并不多見。不少學者認為以戶籍制度為基礎(chǔ)的城鄉(xiāng)二元社會體制是阻礙農(nóng)民工融入城市的一項重要客觀因素［2］，是農(nóng)民工形成以及農(nóng)民轉(zhuǎn)變?yōu)檗r(nóng)民工之后停滯于市民化階段的根本原因［3］。20世紀80年代以來，我國對二元戶籍制度進行了漸進式改革，并實施了一系列促進農(nóng)民工市民化的政策，但戶籍制度逐步放開后依舊有大量農(nóng)民工“農(nóng)轉(zhuǎn)非”意愿不強［4］，因此，農(nóng)民工是否市民化，并不只受戶籍制度影響，而是多種因素共同作用的結(jié)果。其中，一種觀點認為經(jīng)濟收入最大化是促使農(nóng)民工市民化的主要驅(qū)動力，但近十年來農(nóng)民工的收入快速增長，其市民化意愿并未顯著增強。李曉陽等研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工收入的快速增長和城鄉(xiāng)收入差距的拉大能強烈吸引農(nóng)民進城就業(yè)，可這并不意味著戶口也會隨之一起遷移，城鄉(xiāng)收入差距越大，農(nóng)民工反而越不愿意將農(nóng)村戶口轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)戶口以實現(xiàn)市民化［5］。農(nóng)民工是否改變戶籍性質(zhì)實現(xiàn)永久性遷移，不僅是一個基于經(jīng)濟理性的選擇，而且是一個基于社會理性的選擇［6］，其市民化意愿還與就業(yè)環(huán)境、生活感受等一系列非經(jīng)濟因素密切相關(guān)［7］，理性選擇并不僅僅指經(jīng)濟收入最大化，還要求改善生存、變動生活時不降低既有的生活水平和安全感。

市民化意愿既然在本質(zhì)上是一種心理活動，那么必然會受到主觀心理機制的影響［8］，且農(nóng)民工市民化的實現(xiàn)不僅表現(xiàn)為其職業(yè)身份和居住地域的非農(nóng)化，最終還表現(xiàn)為農(nóng)民工的意識形態(tài)、生活方式和行為方式的城市化［9］。而休閑時間的利用是社會分層和生活質(zhì)量的反映，是農(nóng)民工心理活動、生活習慣、價值觀念形成的重要影響因素，閑暇時間和業(yè)余生活會對農(nóng)民工市民化意愿產(chǎn)生影響，農(nóng)民工業(yè)余生活的現(xiàn)代化能促進人的現(xiàn)代化，推動農(nóng)民工身份的轉(zhuǎn)換［10］。

通過與已有研究的比較，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面：第一，從研究主題來看，我們嘗試從農(nóng)民工的工作時間、業(yè)余生活入手，考察就業(yè)環(huán)境和在城生活感受對農(nóng)民工市民化意愿的影響，從主觀心理視角研究農(nóng)民工市民化的驅(qū)動力；第二，從估計方法來看，我們對農(nóng)民工業(yè)余生活選取了工具變量，處理了同類研究中可能存在的聯(lián)立性內(nèi)生問題。

二、理論框架與研究假說

梅奧（George Elton Mayo）根據(jù)霍桑實驗提出的人際關(guān)系理論指出，工人是“社會人”而不是“經(jīng)濟人”，他們的行為并不單純源于追求金錢的動機，還有社會方面、心理方面的需要，他們渴望安全感、歸屬感和受人尊敬，而且后者更為重要，提高工人工作滿意度是提高勞動生產(chǎn)率的首要條件，而生產(chǎn)條件、工資薪酬只是第二位的，其中，高滿意度來源于物質(zhì)和精神兩種需求。梅奧在此基礎(chǔ)上還提出了一種新型的管理模式，這種模式通過提高職工的滿足度，激勵職工的“士氣”，從而達到提高勞動生產(chǎn)率和對企業(yè)的認可度的目的。類似的，進城農(nóng)民工也是“社會人”，他們的生活不僅涉及經(jīng)濟生活還會涉及社會生活，影響其市民化意愿的驅(qū)動力同樣包括物質(zhì)和精神兩部分，且精神部分對于農(nóng)民工市民化意愿的作用更為明顯。李丹等認為農(nóng)民工市民化的過程就是其在城市就業(yè)、定居進而構(gòu)建并不斷提高生活滿意度的過程，提升生活滿意度是農(nóng)民工市民化的實質(zhì)驅(qū)動力［11］，進城農(nóng)民工對現(xiàn)有的生活滿意度越高，回農(nóng)村的欲望越小，市民化意愿越高［12］，而工作、閑暇生活是農(nóng)民工生活滿意度的重要構(gòu)成部分和影響因素［13］。因此，農(nóng)民工的工作時間和業(yè)余生活會影響其市民化意愿，企業(yè)及社會各界應該努力提高農(nóng)民工的工作、生活滿意度。一方面，可以提高農(nóng)民工的勞動生產(chǎn)率，為企業(yè)和社會創(chuàng)造更多的效益；另一方面，也能激勵農(nóng)民工自愿實現(xiàn)市民化，提高農(nóng)民工市民化質(zhì)量。但實際上，部分農(nóng)民工由于人力資本和社會資本受限，只能從事一些低收入的工作［14］，往往就職于生產(chǎn)車間，需要通過持續(xù)的投入來完成各項任務，工作強度較大，容易產(chǎn)生“職業(yè)倦怠癥”，對工作、生活喪失熱情。為了防止疲勞積累對農(nóng)民工身心的危害，提升農(nóng)民工生活滿意度及其市民化意愿，企業(yè)不僅要控制勞動強度和工作時間，還必須為農(nóng)民工安排合理的休息時間并設(shè)計良好的業(yè)余休閑環(huán)境，以減輕、緩解或消除農(nóng)民工的疲勞［15］。

已有研究表明，85%的農(nóng)民工工作時間超過法定標準，1／3的農(nóng)民工每周工作時間超過61小時，遠超過法定標準的44小時［16］，農(nóng)民工特別是老一代的農(nóng)民工適應了日出而作、日落而息的生活方式，進城工作后過長的勞動時間對其意味著更少的休息時間和休閑生活以及更低的生活滿意度。馬秀穎等認為在沒有物質(zhì)上或者精神上的補償時，農(nóng)民工普遍不會選擇犧牲自己的休息時間，當農(nóng)民工選擇或者被迫超時工作時，往往意味著他們在物質(zhì)上或精神上有更多的訴求［17］。王靜等的實證分析表明：一方面，較低的工資收入和工作的不穩(wěn)定性會導致農(nóng)民工群體超時工作；另一方面，農(nóng)民工超時工作對其留城意愿和城市融入有很大程度的影響，其對城市歸屬感和認同感的要求越強烈，越希望通過超時工作換來城市生存的平等和社會的認同［18］。但程名望等的實證分析表明，過長的工作時間，特別是超負荷的加班加點已經(jīng)成為農(nóng)民工對城鎮(zhèn)就業(yè)不滿的影響因素［19］?；谏鲜龇治?，本文提出研究假說1：

H1：工作時間越長，農(nóng)民工市民化意愿越弱。

當消除政策或其他條件的束縛后，農(nóng)民工是否愿意市民化的根本動因在于市民化能否在有限的條件下實現(xiàn)其生活滿意度的最大化［11］。影響其生活滿意度的因素除了物質(zhì)因素外，心理因素也具有重要作用［12］。業(yè)余生活是每個人都需要的，它是一種人生條件或人權(quán)，它雖然不被直接的生產(chǎn)勞動所吸收，卻是勞動再生產(chǎn)和個體自由發(fā)展不可或缺的條件。雖然很多學者不同意業(yè)余生活的雅俗之分，但不同的業(yè)余活動對農(nóng)民工個體發(fā)展的價值作用存在差異，可以按照一定的標準去評判業(yè)余生活質(zhì)量的高低、層次的高下［20］，美國學者納什提出的休閑層次理論便是從社會倫理價值角度對休閑生活做出等級排序，他按照人們在閑暇時間所從事活動的價值（包括社會價值和個人價值），把閑暇分為六個層次，最低層次是負價值的違法或不道德行為，如破壞公共財產(chǎn)等；第二層次是零價值的純官能享受型活動，不直接對社會造成危害，但不利于自身的健康發(fā)展，如酗酒、沉溺于電視網(wǎng)絡(luò)等；第三層次是價值為1的單純尋求娛樂的活動，對社會個人無害，但也無多少正面意義；第四層次是價值為2的情感投入觀看活動，觀看者雖然不親自參與，但能陶冶情操；第五層次是價值為3的積極活動參與，如各類文娛活動；第六層次是價值為4的創(chuàng)造性活動，如各項創(chuàng)造發(fā)明等［21］（P32）。農(nóng)民工休閑生活層次越高，對自身健康和社會發(fā)展價值越大，越能提高自身素質(zhì)以便融入當?shù)匚幕?，實現(xiàn)農(nóng)民工業(yè)余生活城市化，提升其城市生活適應度。相反，如果農(nóng)民工群體業(yè)余生活長期處于低層次階段，甚至沒有業(yè)余生活，其生活的封閉性和公共閑暇生活空間的缺乏會使其呈現(xiàn)“孤島化傾向”，長年累月重復貧乏、單調(diào)的生活，又缺乏健康文化生活的引導，會使得農(nóng)民工業(yè)余習慣低俗化，使得他們與城市居民、城市文化不斷疏遠，難以融入城市的主流圈［22］。健康、文明的高層次業(yè)余生活不但能夠使其身心得到放松，還能提高其自身素養(yǎng)，而消極甚至墮落的低層次業(yè)余生活可能會危害自身和社會［23］［24］。據(jù)此，本文提出研究假說2：

H2：農(nóng)民工業(yè)余生活層次越高，其市民化意愿越強。

三、研究設(shè)計與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2012年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)庫中關(guān)于居民生活與感受部分的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)庫按照隨機原則以31個?。▍^(qū)、市）和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團2011年全員人口年報數(shù)據(jù)為基本抽樣框，以在流入地居住一個月以上的15～59周歲的流動人口為抽樣總體，對流動人口的基本信息采取分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS方式進行抽樣，調(diào)查總樣本量為159376萬個家庭，每個家庭最大抽樣人口數(shù)不超過10人，涉及流動人口約40萬人。調(diào)查問卷分為個人問卷和社區(qū)問卷兩大類，本文所用數(shù)據(jù)主要來自于該數(shù)據(jù)庫個人問卷部分，包括流動人口基本情況、就業(yè)居住和醫(yī)保、婚育情況與計劃生育服務、生活與感受四部分。農(nóng)民工屬于流動人口，但流動人口涵蓋范圍更廣。借鑒以往文獻和現(xiàn)實經(jīng)驗，剔除非農(nóng)戶籍的樣本，僅限于農(nóng)民群體；剔除文化程度為大專及以上的樣本；剔除目前未進入勞動力市場的樣本，以保證樣本之間的可比性，最后進入模型的有效樣本有112715個。農(nóng)民工平均年齡為33.1歲，其中，男性（58.0%）和女性（42.0%）農(nóng)民工樣本大約各占一半，75.5%的農(nóng)民工已婚。從文化程度來看，調(diào)查對象中具有初中學歷的人最多，占60.5%，初中以上學歷的農(nóng)民工占22.3%；從就業(yè)身份來看，雇員（65.4%）和自營勞動力（24.2%）是農(nóng)民工主體，雇主和家庭幫工分別占9.5%和1.0%；從行業(yè)狀況來看，農(nóng)民工就業(yè)集中在低端產(chǎn)業(yè)，各行業(yè)從業(yè)比例由高到低依次為制造業(yè)（37.4%）、批發(fā)零售（18.9%）、住宿餐飲（11.1%）、社會服務（8.5%）、建筑（7.9%）、交通運輸倉儲通訊（3.6%）、農(nóng)林牧漁（1.6%），而衛(wèi)生、教育文化、金融保險房地產(chǎn)、科研和技術(shù)服務等高端行業(yè)的從業(yè)率均不超過1%。

（二）農(nóng)民工在城工作生活狀況

1.農(nóng)民工超時工作現(xiàn)象嚴重。根據(jù)我國《勞動法》相關(guān)規(guī)定，勞動者每日工作時間不超過8小時、平均每周工作時間不超過44小時，用人單位應當保證勞動者每周至少休息一日。而統(tǒng)計分析表明，2012年農(nóng)民工平均每周工作6.27天，每周工作5天以內(nèi)的農(nóng)民工僅占總數(shù)的14.1%，連續(xù)工作7天的農(nóng)民工占總數(shù)的44.0%，61.2%的農(nóng)民工每天工作超過8小時，平均每天工作9.63小時，整體來看，農(nóng)民工群體超時工作現(xiàn)象嚴重。為了比較不同類型農(nóng)民工的工作時間狀況，我們根據(jù)不同標準對農(nóng)民工進行劃分，其中，按照年齡將農(nóng)民工分為新老兩代農(nóng)民工，本文研究的新生代農(nóng)民工指出生年月在1985年1月以后（2012年，年齡在27歲以內(nèi)）的農(nóng)民工群體，按照職業(yè)狀態(tài)將農(nóng)民工分為雇主群體和雇員群體②。具體分析結(jié)果表明（見表1），半數(shù)以上的農(nóng)民工每天工作時間集中在9～12小時；分年齡和教育程度來看，較為年輕和教育程度較高的農(nóng)民工群體相對日均工作時間較短；分職業(yè)狀態(tài)來看，相對雇員來說，雇主需要在工作上投入更多的時間，75%左右的雇主工作時間超過8小時，13.3%的雇主需要每天工作13個小時以上。

2.農(nóng)民工業(yè)余生活層次整體不高。根據(jù)美國學者納什的休閑層次理論可以將本次研究的各項休閑活動進行劃分：吸煙屬于第二層次，看電視電影錄像、玩棋牌麻將電腦游戲?qū)儆诘谌龑哟?，上網(wǎng)瀏覽通訊、讀書看報學習屬于第四層次、參加文藝體育活動屬于第五層次。數(shù)據(jù)分析表明，農(nóng)民工業(yè)余生活習慣日益豐富化，且其休閑活動比較集中在第三、四層次。其中，看電視電影錄像（88.9%）仍是大多數(shù)農(nóng)民工的主要休閑生活方式；有4成左右的農(nóng)民工經(jīng)常上網(wǎng)瀏覽通訊（38.4%）、讀書看報學習（39.7%），這有助于農(nóng)民工拓寬知識面，提升個人素質(zhì)；僅14.1%的農(nóng)民工業(yè)余時間會參加層次較高的文藝體育活動。具體分代際來看，新生代農(nóng)民工業(yè)余生活相對更加豐富一些，新生代農(nóng)民工（25.8%）除吸煙率低于老一代（33.4%）外，其他各類業(yè)余休閑活動的參與比例均高于老一代農(nóng)民工，特別是上網(wǎng)瀏覽通訊一項，56.0%的新生代農(nóng)民工業(yè)余時間經(jīng)常上網(wǎng)瀏覽通訊，而老一代農(nóng)民工此項活動的參與率僅為21.3%，但新、老兩代農(nóng)民工參加文藝體育活動的比例都較低（分別占總數(shù)的16.9%和11.3%），其業(yè)余生活層次整體不高。

表1 不同類型農(nóng)民工工作時間分布表 （單位：%）

（三）研究方法和變量說明

本文提出的總體研究假設(shè)是：農(nóng)民工的工作時間、業(yè)余生活會影響其市民化意愿。市民化意愿受多種因素的影響，但最終結(jié)果只可能有兩種：愿意和不愿意市民化，因此對于農(nóng)民工市民化意愿影響因素的分析屬于離散選擇問題，采用概率模型比較適合。本文建立的二元Logistic模型如下：

公式中，Pj表示個體采取某一行為的概率，在此j=1、2、3，P1、P2、P3分別表示全部樣本、老一代樣本和新生代樣本中農(nóng)民工的市民化意愿，xij表示模型j中第i個影響因素，βij為影響因素的回歸系數(shù)，α為截距項，u為誤差項。

1.被解釋變量。為了檢驗上述假說是否成立，本文通過“如果沒有任何限制，您是否愿意把戶口遷到本地？”問題的回答，了解農(nóng)民工的市民化意愿。農(nóng)民工市民化涉及農(nóng)民工的居住地由遷出地到遷入地的永久性或長期性改變，在徹底消除戶口二元結(jié)構(gòu)之前，進城農(nóng)民工對當?shù)貞艨诘淖非笫瞧浞€(wěn)固自己市民角色愿望的最直接表現(xiàn)，已經(jīng)將戶口遷入當?shù)氐倪M城農(nóng)民工在城鎮(zhèn)具有相當大的穩(wěn)定性，其回農(nóng)村的可能性微乎其微［12］，因此戶口遷移意愿可以衡量農(nóng)民工的市民化意愿。雖然這個問題并不能說明被調(diào)查者必然會把戶口遷入現(xiàn)居地，實現(xiàn)市民化，但能代表自選擇理論中遷移的“動機”，所以，市民化傾向的數(shù)據(jù)可能會比實際市民化數(shù)據(jù)在實證過程中更具有說服力［25］。

2.解釋變量。在農(nóng)民工市民化意愿的影響因素中，本文將重點考查農(nóng)民工業(yè)余生活和工作時間的影響，將農(nóng)民工的工作時間和業(yè)余生活范疇的相關(guān)變量作為解釋變量（如表2所示）。模型中引入的工作時間變量為：平均每周工作幾天和平均每天工作幾小時。為了凸顯和評估加班工作時間對農(nóng)民工市民化的影響效應，根據(jù)問題“您上個月平均每天工作幾小時？”將日均工作時間分成兩個變量：正常工作時間和加班工作時間。引入的業(yè)余生活變量為農(nóng)民工在城市的生活習慣，其在業(yè)余時間經(jīng)常做的事情，包括看電視電影錄像、玩棋牌麻將電腦游戲、上網(wǎng)瀏覽通訊、讀書看報學習、參加文藝體育活動、吸煙六個方面。

3.控制變量。參考以往研究文獻的分析結(jié)果，農(nóng)民工的個體特征會影響其市民化意愿，本文控制了農(nóng)民工的性別、收入水平、年齡、婚姻狀況、教育程度等因素的影響效應。同時考慮到通常年齡與收入、教育等因素呈“U”型或“倒U”型關(guān)系，加入年齡的平方。

表2 變量設(shè)置及其賦值

四、計量檢驗與分析結(jié)果

（一）總體樣本結(jié)果及分析

表3給出了總體樣本回歸模型結(jié)果（模型1），模型的R2、調(diào)整后的R2較小，這說明農(nóng)民工市民化意愿的影響因素比本文所考慮的因素更多、更復雜。另外本文數(shù)據(jù)來自于實地調(diào)研，樣本量較大，R2值較小也很正常，本文主要驗證工作時間和業(yè)余生活等相關(guān)變量統(tǒng)計上的顯著性，因此R2的值較小不影響研究結(jié)論（分組樣本分析類似，不再贅述）。下面對總體樣本的實證結(jié)果做簡要分析：

第一，全部樣本回歸模型結(jié)果表明，工作時間對農(nóng)民工市民化意愿的影響顯著，不論是8小時內(nèi)的正常工作時間還是加班時間，都與農(nóng)民工市民化意愿表現(xiàn)出顯著的負相關(guān)性，即每天工作時間越長，農(nóng)民工市民化意愿越低。同時，每周工作天數(shù)也與市民化意愿呈現(xiàn)出高度顯著的負相關(guān)性，這證明了研究假說1。

第二，總體樣本模型中，除玩棋牌麻將電腦游戲外，其余業(yè)余生活變量的系數(shù)均在1%統(tǒng)計水平上顯著，所得結(jié)論基本符合我們在研究假說2中對業(yè)余生活的分析：業(yè)余生活對農(nóng)民工市民化意愿影響較大。具體來看，看電視電影錄像、玩棋牌麻將電腦游戲、上網(wǎng)瀏覽通訊、讀書看報學習、參加文藝體育活動這五類休閑活動對農(nóng)民工市民化有正向影響。特別地，參加文藝體育活動變量的系數(shù)為0.284，且在1%水平上顯著，因此參加文藝體育活動對農(nóng)民工市民化意愿具有顯著的正向促進作用，而農(nóng)民工的吸煙習慣與市民化意愿呈現(xiàn)出高度顯著的負相關(guān)性?？傮w來看，層次越高、越有價值的業(yè)余生活習慣越有利于強化農(nóng)民工的市民化意愿，而相對不健康、層次較低的生活習慣對農(nóng)民工市民化意愿具有負向影響。

表3 農(nóng)民工市民化意愿的影響因素模型

（二）分組樣本結(jié)果及分析

作為與老一代農(nóng)民工具有不同特征的社會群體，新生代農(nóng)民工已逐漸成為城鎮(zhèn)化建設(shè)的主要力量，因此，有必要在上述分析的基礎(chǔ)上，進一步探討工作時間、業(yè)余生活對新、老兩代農(nóng)民工市民化意愿影響效果的差異。表3中模型2和模型3分別是老一代樣本和新生代樣本的二元logistic回歸模型估計結(jié)果，下面做簡要對比分析：

第一，工作時間對市民化意愿的影響在新老兩代農(nóng)民工間存在差異，加班工作時間對新生代農(nóng)民工市民化意愿具有顯著負影響，而在老一代組這一變量的系數(shù)卻不顯著。原因可能是新生代農(nóng)民工享受休閑的意識較強，特別是對于年輕未婚的農(nóng)民工，自身經(jīng)濟負擔不是很重，他們進城工作不僅僅是為了賺錢，也是為了享受城市文明和經(jīng)濟發(fā)展的成果，因此希望有更多的閑暇時間，而不愿意加班和延時工作。而老一代農(nóng)民工進城的目的多為掙錢養(yǎng)家，其養(yǎng)家糊口的經(jīng)濟負擔較重，但由于年齡、教育程度、技能等限制，其從事職業(yè)多是工資水平較低的制造業(yè)或低端服務業(yè)，這類勞動密集型行業(yè)普遍以計件工資制為主，因此為了獲取更多的收入維系城市生活成本、改善家庭生活質(zhì)量，老一代農(nóng)民工往往不惜犧牲閑暇時間而自愿加班，當加班是一種自愿的行為后，加班時間的長短對其市民化意愿便不會存在顯著影響。

第二，業(yè)余生活對市民化意愿的影響在新老兩代農(nóng)民工間的差異主要體現(xiàn)在電腦網(wǎng)絡(luò)的使用上。一方面，玩棋牌麻將電腦游戲?qū)弦淮r(nóng)民工市民化意愿影響不顯著，但對新生代農(nóng)民工具有顯著正向影響，可能原因在于新生代農(nóng)民工更多地將玩棋牌麻將電腦游戲視為一種交友手段，對個人發(fā)展具有正向影響，而老一代農(nóng)民工往往視其為一種賭博形式，長期沉溺于這類消極娛樂方式往往對自身和社會不益，不利于其市民化。另一方面，上網(wǎng)瀏覽通訊對老一代農(nóng)民工市民化意愿有顯著正向影響，而對新生代農(nóng)民工市民化意愿的影響并不顯著，原因可能在于電腦網(wǎng)絡(luò)興起時間較晚，會使用網(wǎng)絡(luò)并經(jīng)常上網(wǎng)瀏覽通訊的老一代農(nóng)民工多屬于文化程度較高或工作需要使用網(wǎng)絡(luò)的白領(lǐng)人士，這類人士相比同年齡階段的農(nóng)民工市民化能力或意愿往往越強，而網(wǎng)絡(luò)在新生代農(nóng)民工之間相對比較普及，所以相對老一代農(nóng)民工，業(yè)余時間經(jīng)常上網(wǎng)瀏覽通訊對新生代農(nóng)民工市民化意愿的影響較小。

第三，控制變量方面，性別和年齡對農(nóng)民工市民化意愿的影響存在代際差異。其中，性別變量的系數(shù)在模型3中顯著為正，說明在新生代農(nóng)民工中，較女性而言，男性農(nóng)民工的市民化意愿更強烈。而性別變量的系數(shù)在模型2中不顯著，原因可能在于新生代樣本中，女性農(nóng)民工中未婚的比例較高，由于她們的戶籍狀態(tài)會因婚姻等原因發(fā)生改變，所以未婚女性農(nóng)民工往往缺乏市民化的動力，而老一代樣本中，女性農(nóng)民工已婚比例高，市民化往往以家庭為單位，性別對其市民化意愿的影響差異不大。年齡在老一代組中的系數(shù)顯著為正，而在新生代組中的系數(shù)卻不顯著，這就意味著年齡的增長對老一代農(nóng)民工市民化意愿的促進作用高于新生代農(nóng)民工，可能原因在于：隨著年齡的增長，老一代農(nóng)民工在城市務工時間隨之延長，其市民化能力不斷提升，進城生活逐漸趨于穩(wěn)定，在城市定居的愿望也會越強烈，而新生代農(nóng)民工多處在城市生活適應階段，城市生活積累相對不足。但是隨著年齡的進一步增長，老一代農(nóng)民工市民化意愿開始下降，可能當年齡更大后，其返鄉(xiāng)情結(jié)更重。婚姻狀況、教育年限、收入三個變量的系數(shù)在新、老農(nóng)民工兩組模型中均顯著為正，說明婚姻狀況、收入、受教育程度仍然是影響農(nóng)民工市民化意愿的重要因素。

（三）模型的穩(wěn)健性與變量內(nèi)生性處理

1.模型的穩(wěn)健性檢驗

總體模型的回歸驗證了本文有關(guān)農(nóng)民工市民化的兩個基本假說，即高強度的工作時間會降低農(nóng)民工的市民化意愿，而高層次的業(yè)余生活能增強農(nóng)民工的市民化意愿。但考慮到就業(yè)身份對農(nóng)民工工作時間和市民化意愿的可能影響，我們根據(jù)農(nóng)民工的就業(yè)身份對總體樣本進行分類，分為雇員樣本和雇主樣本，以降低每組樣本的就業(yè)身份差異，分組討論工作時間、業(yè)余生活對農(nóng)民工市民化的影響，我們得到與前文類似的結(jié)論③。其中，對雇員樣本進行的檢驗發(fā)現(xiàn)，工作時間和業(yè)余生活各變量對其市民化意愿均有顯著影響，每周工作天數(shù)、正常上班時間、加班時間和吸煙變量的系數(shù)均為負而且非常顯著，其他業(yè)余生活變量系數(shù)均顯著為正，除正常工作時間變量外，其他變量系數(shù)的正負和顯著性與總體樣本模型的結(jié)論一致。而對雇主樣本進行的回歸分析發(fā)現(xiàn)，業(yè)余生活各變量系數(shù)的正負和顯著性、工作時間變量系數(shù)正負與總體樣本模型結(jié)論沒有明顯差異，但工作時間變量對其市民化意愿的作用并不顯著，這可能與雇主的工作狀態(tài)有關(guān)，其工作時間相對自由，受約束較小，所以工作時間對其市民化意愿影響不大。分類回歸結(jié)果與總體樣本結(jié)論差異不大，且存在的部分差異在可解釋范圍內(nèi)，因此我們認為模型具有較高的穩(wěn)健性。

2.核心變量的內(nèi)生性及工具變量估計

根據(jù)前文的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工超時工作對其市民化意愿有顯著的負向影響，即超時工作和犧牲休閑生活會降低農(nóng)民工對城市的歸屬感和認同感。但是也可能存在另一種因果關(guān)系：農(nóng)民工市民化意愿越強，越傾向于主動延長工作時間，業(yè)余生活層次也越低。如果事實如此，那么由于工作時間、休閑生活與市民化意愿的相互影響而造成的聯(lián)立型內(nèi)生性可能導致估計偏誤。為了控制內(nèi)生性偏誤，我們首先篩選出從事制造業(yè)的農(nóng)民工樣本（42180個），一方面，農(nóng)民工從事制造業(yè)的比例最高（37.4%），樣本具有較好的代表性；另一方面，從事制造業(yè)的農(nóng)民工作為機械化生產(chǎn)的一部分，需要和機器設(shè)備及其他工作人員相協(xié)調(diào)。這種勞動者異化使得農(nóng)民工的工作時間幾乎由企業(yè)的生產(chǎn)特征和經(jīng)營模式?jīng)Q定，企業(yè)在特定時間內(nèi)需要特定數(shù)量和質(zhì)量的產(chǎn)品，那么農(nóng)民工就需要配合機器的效率在相應工作時間內(nèi)完成。因此從事制造業(yè)的農(nóng)民工，其工作時間是外生的，不是農(nóng)民工自身能確定和把握的，這種外生性，可以降低模型因工作時間變量內(nèi)生而產(chǎn)生的干擾。同時，為了控制業(yè)余生活變量的內(nèi)生性偏誤，我們用受訪者以外同社區(qū)其他農(nóng)民工的業(yè)余生活作為受訪者業(yè)余生活的工具變量。已有文獻證實，在農(nóng)民工群體中存在著“同群效益”，也就是說，同社區(qū)其他農(nóng)民工的業(yè)余生活會影響受訪者，但社區(qū)其他農(nóng)民工的業(yè)余生活并不會直接影響受訪者本人的市民化意愿。因此，在理論上可以使用同社區(qū)其他農(nóng)民工的業(yè)余生活變量作為受訪者本人業(yè)余生活的工具變量。

為了使用兩階段最小二乘法（2SLS）進行工具變量估計，我們借鑒陳釗等人對估計模型的處理方法［26］，調(diào)整因變量的賦值方式：“如果沒有任何限制，你會將戶口遷入本地嗎”選擇“愿意”賦值為“1”，“不愿意”賦值為“-1”，“沒想好”賦值為“0”，自變量不變，進行總體樣本的OLS估計（結(jié)果見模型4），可以得到同邏輯回歸（模型1）類似的結(jié)論，即工作時間和業(yè)余生活對農(nóng)民工市民化影響顯著，且各個變量的系數(shù)正負和顯著性差異不大。另外，因控制工作時間變量的外生性，會導致非制造業(yè)樣本損失，為了考察這種變化對結(jié)果的影響，我們在表4中提供了全部樣本和制造業(yè)樣本的OLS回歸結(jié)果（模型4和模型5），從中可以看到，樣本的剔除僅對上網(wǎng)瀏覽通訊變量的系數(shù)和顯著性略有影響。工具變量估計中運用工具變量顯著性的F檢驗，看電視電影錄影、玩棋牌麻將電腦游戲、上網(wǎng)瀏覽通訊、讀書看報學習、參加文藝體育活動各變量的Shea′s Partial R2分別為0.0971、0.0704、0.0635、0.0897、0.1014、0.0268，但是F 統(tǒng)計量值分別為187.001、356.455、441.497、676.355、395.943、108.194，遠超過10，P值均為0.000。而且第一階段的回歸結(jié)果顯示，工具變量對內(nèi)生變量具有顯著的影響④，即具備較好的解釋力?？梢姡淮嬖谌豕ぞ咦兞繂栴}。進一步對變量的內(nèi)生性使用異方差穩(wěn)健的DWH 檢驗，P 值為0.000，可認為在1%以下的顯著水平上各業(yè)余生活變量屬于內(nèi)生解釋變量。

進一步，我們引入工具變量對制造業(yè)農(nóng)民工樣本進行兩階段最小二乘估計，模型6是2SLS估計的結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，看電視電影錄像、讀書看報學習、參加文藝體育活動的確會顯著提升農(nóng)民工的市民化意愿，玩棋牌麻將電腦游戲、上網(wǎng)瀏覽通訊、吸煙的效果相反。對比之下，OLS回歸結(jié)果中的玩棋牌麻將電腦游戲和上網(wǎng)瀏覽通訊兩變量可能帶有內(nèi)生性的偏誤，在OLS回歸中，它們的系數(shù)均為顯著的正數(shù)，可能是因為市民化意愿較高的農(nóng)民工往往具有較好的工作和較高的收入，有物質(zhì)條件購買上網(wǎng)設(shè)備和打麻將，從而玩棋牌麻將電腦游戲、上網(wǎng)瀏覽通訊的參與率更高，而不是因為農(nóng)民工在業(yè)余時間玩棋牌麻將電腦游戲、上網(wǎng)瀏覽通訊有助于提升其市民化意愿。2SLS回歸結(jié)果表明，在玩棋牌麻將電腦游戲和上網(wǎng)瀏覽通訊影響農(nóng)民工市民化意愿的正負兩個機制中，農(nóng)民工業(yè)余時間參與這兩種活動會降低其市民化意愿占主導地位；同時，吸煙也會降低農(nóng)民工市民化意愿；而讀書看報學習、參加文藝體育活動等層次較高的業(yè)余生活會顯著提高農(nóng)民工的市民化意愿。這證明了我們在提出研究假說2時對業(yè)余生活的分析，即高層次的業(yè)余生活會提高農(nóng)民工的市民化意愿。另外，在控制變量的內(nèi)生性后，結(jié)果顯示，正常工作時間的長短對農(nóng)民工市民化意愿的影響不顯著，即在8小時內(nèi)，日均工作時間的長短對農(nóng)民工市民化意愿的影響不大；而超過8小時的加班時間的延長，會顯著降低農(nóng)民工的市民化意愿。

表4 市民化意愿決定模型（工具變量分析）

五、總結(jié)與啟示

本文基于2012年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，實證分析了工作時間、業(yè)余生活因素對農(nóng)民工市民化意愿的影響，主要研究結(jié)論如下：

第一，工作時間對農(nóng)民工市民化意愿的影響顯著，不論是8小時內(nèi)的正常工作時間還是8小時外的加班時間，都對農(nóng)民工市民化意愿有顯著的負向影響，即每天工作時間越長，農(nóng)民工市民化意愿越低。但是在以制造業(yè)農(nóng)民工為樣本并控制工作時間變量的內(nèi)生性后，兩階段最小二乘回歸結(jié)果顯示，在8小時內(nèi)，日均工作時間的長短對農(nóng)民工市民化意愿的影響不大；而8小時之外的加班時間對農(nóng)民工市民化意愿有顯著的負向影響。加班工作時間對新老兩代農(nóng)民工的市民化意愿的影響存在代際差異：新生代農(nóng)民工對加班時間更為敏感，加班時間的增加會導致其市民化意愿顯著降低，而加班時間對老一代農(nóng)民工市民化意愿的影響并不顯著。同時，每周工作天數(shù)的增加會顯著降低新老兩代農(nóng)民工的市民化意愿。

第二，業(yè)余生活對農(nóng)民工市民化意愿的影響顯著，并且其影響效應并不會因為農(nóng)民工的代際差異而有明顯變化。當選擇同一社區(qū)內(nèi)其他農(nóng)民工的業(yè)余生活作為工具變量以解決其內(nèi)生性偏誤之后，研究發(fā)現(xiàn)：層次較高、對個體健康和社會發(fā)展有益的業(yè)余生活對農(nóng)民工市民化意愿的促進作用更為明顯；而吸煙、打麻將、玩電腦游戲等業(yè)余生活安排對農(nóng)民工市民化意愿有著顯著的負向影響。可見，在農(nóng)民工群體中倡導和培育高層次業(yè)余生活對提高農(nóng)民工市民化意愿，進而推動農(nóng)民工市民化進程都具有非常重要的意義。

以上結(jié)論表明農(nóng)民工不僅符合“經(jīng)濟人”假設(shè)，同樣符合“社會人”假設(shè)，影響他們市民化進程的不僅僅是物質(zhì)因素，還有工作時間、業(yè)余生活等精神感受。已有研究在進行農(nóng)民工市民化的成本-收益分析時，顯然忽視了農(nóng)民工精神感受層面的因素。農(nóng)民工是否愿意改變戶籍實現(xiàn)永久性遷移是在現(xiàn)有利益格局博弈中的理性選擇，涉及物質(zhì)和精神兩個方面。收入增加或許是農(nóng)民工進城工作生活的直接目的，可精神方面的歸屬感和滿意度是農(nóng)民工市民化意愿的主要驅(qū)動力。但現(xiàn)階段農(nóng)民工工作時間普遍較長，休閑層次整體不高，不利于農(nóng)民工主動實現(xiàn)市民化。因此，社會各界應該為農(nóng)民工參與積極的閑暇活動創(chuàng)造必要的條件，如建造必要的積極閑暇活動設(shè)施等；企業(yè)也應為農(nóng)民工提供良好的業(yè)余生活環(huán)境，合理控制工作時間，讓農(nóng)民工有時間、有條件享受閑暇時光，讓其接觸當?shù)匚幕惺墚數(shù)厣罟?jié)奏，適應當?shù)厣盍晳T，為農(nóng)民工市民化打下良好的心理基礎(chǔ)。

注釋：

①城市生活體驗是指農(nóng)民工接觸城市文化，適應城市生活，享受城市生活的過程。

②分類根據(jù)農(nóng)民工對問卷問題“您的就業(yè)身份是什么？”的回答，“1”為雇員，“2”為雇主。

③為節(jié)約篇幅，此處省略穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果表。

④限于篇幅，第一階段回歸結(jié)果并未列出，有興趣的讀者可以和作者聯(lián)系。

［1］許傳新，許若蘭.新生代農(nóng)民工與城市居民社會距離實證研究［J］.人口與經(jīng)濟，2007，（5）：39—44.

［2］馮奎.農(nóng)民工城市融入：實踐分析與政策選擇［J］.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學學報，2011，（2）：63—66.

［3］王桂新，沈建法，劉建波.中國城市農(nóng)民工市民化研究——以上海為例［J］.人口與發(fā)展，2008，16（1）：2—10.

［4］毛丹，王燕鋒.J市農(nóng)民為什么不愿做市民——城郊農(nóng)民的安全經(jīng)濟學［J］.社會學研究，2006，（6）：45—73.

［5］李曉陽，黃毅祥，彭思穎.1989—2010年農(nóng)民工市民化意愿［J］.商業(yè)時代，2013，（13）：7—8.

［6］蔡禾，王進.“農(nóng)民工”永久遷移意愿研究［J］.社會學研究，2007，（6）：86—113.

［7］朱宇.戶籍制度改革與流動人口在流入地的居留意愿及其制約機制［J］.南方人口，2004，19（3）：21—28.

［8］錢文榮，李寶值.初衷達成度、公平感知度對農(nóng)民工留城意愿的影響及其代際差異——基于長江三角洲16城市的調(diào)研數(shù)據(jù)［J］.管理世界，2013，（9）：89—100.

［9］劉傳江.中國農(nóng)民工市民化研究［J］.理論月刊，2006，（10）：5—12.

［10］殷娟.新生代農(nóng)民工身份認同與影響因素分析——基于長沙市農(nóng)民工的抽樣調(diào)查［J］.湖南農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），2009，10（3）：42—46.

［11］李丹，李玉鳳.新生代農(nóng)民工市民化問題探析——基于生活滿意度視角［J］.中國人口.資源與環(huán)境，2012，22（7）：151—155.

［12］黃祖輝，錢文榮，毛迎春.進城農(nóng)民工在城鎮(zhèn)生活的穩(wěn)定性及市民化意愿［J］.中國人口科學，2004，（2）：68—73.

［13］Appleton，S.，Song，L.Life Satisfaction in Urban China：Components and Determinants［J］.World Development，2008，（11）：2325—2340.

［14］石智雷，朱明寶.農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性與社會融合［J］.中南財經(jīng)政法大學學報，2013，（3）：49—57.

［15］趙小松，常陳英，張陽，何楨.考慮工人疲勞的工作排程研究［J］.工業(yè)工程與管理，2012，17（1）：112—116.

［16］孫汝祥.85%的農(nóng)民工工作時間超過法定標準［J］.經(jīng)濟研究參考，2006，（63）：33.

［17］馬秀穎，王志濤，楊雪嬌.農(nóng)民工日均勞動時間及其影響因素研究——基于長春市382位外來農(nóng)民工調(diào)查［J］.調(diào)研世界，2013，（1）：41—44.

［18］王靜，王欣.進城農(nóng)民工超時工作的成因與特征研究［J］.統(tǒng)計研究，2013，30（10）：111—112.

［19］程名望，史清華，潘烜.勞動保護、工作福利、社會保障與農(nóng)民工城鎮(zhèn)就業(yè)［J］.統(tǒng)計研究，2012，29（10）：73—78.

［20］李慶峰.大學生閑暇生活的現(xiàn)狀［J］.青年探索，2003，（1）：24—27.

［21］［美］J.曼蒂.閑暇教育理論與實踐［M］.葉京，等，譯.美國：春秋出版社，1989.

［22］許東風.農(nóng)民工閑暇生活的分析與對策［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟，2012，（10）：103—105.

［23］金華寶.農(nóng)民工閑暇生活的教育訴求——兼論新型農(nóng)民工的培育［J］.探索，2008，（5）：142—147.

［24］田北海，耿宇瀚.農(nóng)民工與市民的社會交往及其對農(nóng)民工心理融入的影響研究［J］.學習與實踐，2013，（7）：97—107.

［25］顏品，汪盧俊，宗振利.選擇機制、技能溢價與人口遷移——基于全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析［J］.南方人口，2014，121（29）：28—38.

［26］甘丹麗.新型城鎮(zhèn)化背景下的農(nóng)民市民化：制度沖突與路徑選擇［J］.內(nèi)蒙古社會科學，2014，（2）：115—118.

［27］陳釗，陸銘，佐藤宏.誰進入了高收入行業(yè)？——關(guān)系、戶籍與生產(chǎn)率的作用［J］.經(jīng)濟研究，2009，（10）：121—132.