饒亞會(huì)，周慶林

隨著中國經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍處于重要戰(zhàn)略機(jī)遇期，但也面臨增速放緩、出口外需受到擠壓、投資回報(bào)率下降、工業(yè)產(chǎn)能過剩等困難。在此宏觀環(huán)境下，擴(kuò)大內(nèi)需是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要?jiǎng)恿ΑＰ滦统擎?zhèn)化是擴(kuò)大內(nèi)需的最大潛力所在，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民工市民化是推進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展的著力點(diǎn)，未來城鎮(zhèn)化的發(fā)展空間在于實(shí)現(xiàn) “半城鎮(zhèn)化”的居民 “完全城鎮(zhèn)化”。2014年，安徽省城鎮(zhèn)化率為49.2%，低于全國54.8%的水平，且其中約有17%的人口是“被城鎮(zhèn)化”，戶籍人口城鎮(zhèn)化率估計(jì)23%左右。農(nóng)民工市民化意愿受到多種因素制約，相對(duì)于大城市來說，中小城鎮(zhèn)相對(duì)較低的市民化成本，成為多數(shù)農(nóng)民工市民化的現(xiàn)實(shí)選擇。安徽以中小城鎮(zhèn)居多，探索中小城鎮(zhèn)農(nóng)民工市民化意愿影響因素，對(duì)推進(jìn)當(dāng)前農(nóng)民工市民化進(jìn)程具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

縱觀國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于影響農(nóng)民工市民化的觀點(diǎn)，大致有制度壁壘論、資本缺失論、成本代價(jià)論、意識(shí)排斥論四種觀點(diǎn)。制度性壁壘是農(nóng)民工市民化進(jìn)程中一個(gè)不可忽視的障礙，戶籍藩籬致農(nóng)民工社會(huì)公共服務(wù)缺失，農(nóng)民工難以被城市社會(huì)接納［1-4］。農(nóng)村土地制度改革滯后，土地所有權(quán)模糊，土地“退出權(quán)”的缺失使得農(nóng)民難以舍棄土地；住房問題嚴(yán)重阻礙著農(nóng)民工城市定居［5］。農(nóng)民工社會(huì)保障制度的缺失，讓進(jìn)城農(nóng)民工生存受到擠壓［6］。資本的缺乏造成農(nóng)民工整體素質(zhì)不高，限制了其市民化能力的提高。朱明芬研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工受教育年限每增加一年，進(jìn)行職業(yè)轉(zhuǎn)移的概率提高1.35倍［7］。李強(qiáng)等研究發(fā)現(xiàn)在諸多因素中教育的作用最為明顯［8］。社會(huì)資本是農(nóng)民工在城市生活中賴以生存和發(fā)展的重要資本，對(duì)農(nóng)民工市民化具有重要的促進(jìn)作用［9-10］。關(guān)于農(nóng)民工市民化成本的測算，由于采用的方法不同，顯現(xiàn)出多樣化的結(jié)果，中國發(fā)展研究基金會(huì)的研究結(jié)果是人均10萬元左右；國務(wù)院發(fā)展研究中心課題組的測算結(jié)果是人均8萬元（按2010年不變價(jià)格計(jì)算）。中國在2030年前大約有3.8億農(nóng)民工需要實(shí)現(xiàn)市民化，按照市民化成本人均10萬元計(jì)算，需要支付近40萬億元的成本［11-13］。巨額的市民化成本給轉(zhuǎn)型中的中國帶來很大的挑戰(zhàn)。意識(shí)排斥論即農(nóng)民工所遭到的排斥包括被排斥與自我排斥，城市社會(huì)和居民對(duì)農(nóng)民工群體缺乏尊重、理解與接納，挫傷了農(nóng)民工轉(zhuǎn)變行為方式和價(jià)值觀念的主動(dòng)性［14］。農(nóng)民工的邊緣化狀態(tài)不僅僅是城市的排他機(jī)制造成的，有時(shí)也是面對(duì)現(xiàn)實(shí)做出的自我選擇，建立在血緣、地緣基礎(chǔ)上，以同質(zhì)群體成員為主的生活圈子，表現(xiàn)出一種群體性的自我隔離［15］。

總體來說，農(nóng)民工市民化意愿影響因素的理論研究較為一致，學(xué)者們大多認(rèn)同制度改革遲緩、人力資本和社會(huì)資本匱乏、巨額市民化成本、城市的偏見以及自我觀念抵觸是影響市民化意愿的主要因素。然而，由于制度、觀念等因素難以定量化，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺乏造成實(shí)證研究結(jié)論各異。安徽作為勞動(dòng)力流動(dòng)大省，其相關(guān)研究偏少。因此，我們基于安徽調(diào)查數(shù)據(jù)，考慮各類因素尤其是制度因素的影響，運(yùn)用二元Logisti模型分析農(nóng)民工市民化意愿的影響因素，并提出針對(duì)性政策。

二、樣本選擇與樣本特征描述

（一）樣本選擇

我們的數(shù)據(jù)來源于安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) “城市與縣域經(jīng)濟(jì)”學(xué)科特區(qū)調(diào)研組進(jìn)行的安徽省實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)。調(diào)查于2014年7～8月進(jìn)行，覆蓋皖北、皖中、皖南多個(gè)地區(qū)，嚴(yán)格遵循隨機(jī)抽樣原則，采用調(diào)查人員與受訪者一對(duì)一問答填寫方式，以確保數(shù)據(jù)的有效性和可靠性。調(diào)查對(duì)象包括老一代農(nóng)民工、1980年以后出生16歲以上的新一代農(nóng)民工，調(diào)查內(nèi)容包括農(nóng)民工的基本情況、就業(yè)情況、收入情況、支出情況、居住情況、公共服務(wù)與參與社會(huì)保險(xiǎn)、業(yè)余文化生活、土地情況、市民化意愿、社會(huì)參與等10個(gè)方面。共發(fā)放問卷532份，回收問卷522份，回收率達(dá)到98.12%，剔除不合格問卷18份，有效問卷504份，問卷有效率為94.47%，樣本特征見表1。

表1 受訪農(nóng)民工的基本特征、市民化意愿及其卡方檢驗(yàn)結(jié)果（n=504）

（二）樣本基本特征

從表1可以看出，在所調(diào)查的504個(gè)有效樣本中，男性340人，占受訪總體的67.5%；受訪者中老一代農(nóng)民工占大多數(shù)，35歲以上者309人，占到61.3%，其中45～54歲者相對(duì)較多，占樣本總數(shù)的31.2%；已婚者占大多數(shù)，達(dá)到79.4%；文化程度以初中為主，占到41.7%，高中及以下文化程度達(dá)到79.8%，說明農(nóng)民工總體上受教育水平不高；64.7%的受訪農(nóng)民工從事體力性勞動(dòng)為主的工作；受訪農(nóng)民工主要在制造業(yè)和建筑業(yè)就業(yè)，二者占樣本總數(shù)的56.0%，而從事商業(yè)、餐飲和家庭服務(wù)業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)的人員較少；月收入水平在3 000元以下的占30.8%，3 000～5 000元者占50%，說明工資水平較高，有一定的市民化能力；目前打工城市就業(yè)年限5年以下者居多，占45.63%；受訪者中328名在安徽省內(nèi)就業(yè)，比重達(dá)到65.08%，東部地區(qū)僅占29.17%。

三、研究變量、假設(shè)與模型

（一）變量選擇

1.因變量

本研究的因變量為農(nóng)民工市民化意愿，以“是否愿意轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)戶口”作為市民化意愿的考察指標(biāo)。表1中數(shù)據(jù)表明，農(nóng)民工市民化意愿在30%左右。具體來看，老一代農(nóng)民工和新一代農(nóng)民工市民化意愿分別為24.3%和37.4%，說明受各種因素的影響，農(nóng)民工市民化意愿并不強(qiáng)烈。從受訪農(nóng)民工的基本特征看：不同性別、不同工作類型、不同就業(yè)年限、不同就業(yè)地分布農(nóng)民工的市民化意愿相差不大，女性市民化意愿比男性高2.6%；不同職業(yè)類型農(nóng)民工市民化意愿平均為27.8%，最大差距為8.5%；打工城市就業(yè)年限長并沒有顯示出市民化意愿也高。不同年齡、不同婚姻狀況、不同受教育程度和月收入水平農(nóng)民工的市民化意愿有明顯差異，總體上看，年齡越小、已婚、文化水平越高、月收入越高的農(nóng)民工市民化意愿更強(qiáng)。

2.自變量

近年來，國內(nèi)很多學(xué)者對(duì)影響農(nóng)民工市民化意愿的因素進(jìn)行了研究，雖然研究角度不同，但大多都認(rèn)同個(gè)體因素、家庭因素、社會(huì)因素、經(jīng)濟(jì)因素、制度因素等對(duì)農(nóng)民工市民化意愿有不同程度的影響［16-17］。我們擬在模型中引入個(gè)體特征、家庭因素、工作因素、制度因素、社會(huì)參與等5類30個(gè)變量作為自變量。首先通過交叉表分析的卡方檢驗(yàn)結(jié)果初步了解各因素對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響，選出通過顯著性檢驗(yàn)的變量。從表1卡方檢驗(yàn)結(jié)果來看，性別、職業(yè)類型、所在打工城市就業(yè)年限、區(qū)域分布的卡方檢驗(yàn)的P 值分別為 0.553、0.199、0.185、0.757，均大于 10%的顯著性水平，說明這4個(gè)變量對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響不顯著。運(yùn)用同樣的方法，對(duì)其余20個(gè)變量進(jìn)行卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，是否舉家外出、獲取目前工作渠道、技能培訓(xùn)、職稱或技術(shù)級(jí)別、工作時(shí)間、目前務(wù)工地居住形式等6個(gè)變量沒有通過10%的顯著性檢驗(yàn)，對(duì)農(nóng)民工市民化意愿沒有顯著影響。剔除以上10個(gè)變量后，將剩余20個(gè)變量納入回歸模型，變量類型、定義及預(yù)期影響見表2。

表2 變量類型、定義及預(yù)期影響方向判別

（二）模型構(gòu)建

由于農(nóng)民工市民化意愿是一個(gè)二分類變量，在此采用Logistic回歸分析。將“是否愿意轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)戶口”作為因變量進(jìn)行賦值，愿意賦值為Y=1，不愿意賦值為Y=0。設(shè)Y=1的概率為P，則其回歸方程為：

P（1-P）稱作發(fā)生比，本研究中代表愿意轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)戶口和不愿意的發(fā)生比，整理得：

式中：P表示農(nóng)民工存在市民化意愿的概率；βi表示回歸系數(shù)；m表示影響這一概率的因素個(gè)數(shù)；xik是自變量，表示第k種影響因素；β0表示截距；μ表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

（一）模型檢驗(yàn)

運(yùn)用SPSS19.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Logistic回歸分析。首先將通過卡方檢驗(yàn)的20個(gè)變量引入回歸方程，進(jìn)行系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)，得到模型1；然后采用向后Wald法，逐漸剔除顯著性水平在10%以上的變量，最終得到模型2（見表3）。從兩個(gè)模型的Nagel Kerke R2和Hosmer and Lemeshow檢驗(yàn)結(jié)果可以看出兩個(gè)模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合效果較好，其中“社區(qū)參與”“是否經(jīng)常收看時(shí)事新聞”這2個(gè)變量在模型2中顯著，“家庭純收入”“平均月收入”“享受的住房政策”“宅基地或房產(chǎn)處置方式”“對(duì)上訪維權(quán)態(tài)度”這4個(gè)變量在模型2中不顯著。下面的討論以模型2為主。

（二）回歸結(jié)果分析

進(jìn)入回歸模型的20個(gè)變量中，“家庭純收入”“平均月收入”“享受的住房政策”“宅基地或房產(chǎn)處置方式”“上訪維權(quán)態(tài)度”5個(gè)變量沒有通過10%統(tǒng)計(jì)水平檢驗(yàn)，對(duì)農(nóng)民工市民化意愿沒有顯著影響，“年齡”“婚姻狀況”“受教育程度”等其余14個(gè)變量至少通過10%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)，對(duì)農(nóng)民工市民化意愿有顯著影響。有顯著影響的14個(gè)變量涉及到所有的5類變量，這說明農(nóng)民工市民化意愿受到各種因素的綜合影響。另外，通過顯著性檢驗(yàn)的14個(gè)變量與預(yù)期并不完全一致，年齡、婚姻狀況對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響與預(yù)期相反。

表3 農(nóng)民工市民化意愿的Logistic回歸分析結(jié)果

1.個(gè)人特征變量對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響分析

個(gè)人特征變量中“年齡”“受教育程度”“婚姻狀況”最終進(jìn)入回歸模型2，說明個(gè)人特征對(duì)農(nóng)民工市民化意愿有顯著影響。其中，“年齡”因素影響較大，影響系數(shù)為-0.662，且在5%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，年輕者比年長者市民化傾向更大，與預(yù)期相反。得出相反的結(jié)論，究其原因可能是老一代農(nóng)民工思想觀念保守、念土情結(jié)重，很多人會(huì)選擇在城市打工一定年限后回到農(nóng)村；而新生代農(nóng)民工對(duì)城市的適應(yīng)能力較強(qiáng)，城市也能為他們提供更多的機(jī)會(huì)，大多數(shù)人沒有從事過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，回農(nóng)村反而不能發(fā)揮他們的專長。

“受教育程度”對(duì)農(nóng)民工市民化意愿有顯著影響，影響系數(shù)為0.764，且在1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，受教育程度越高市民化意愿越強(qiáng)烈，與預(yù)期一致。受教育程度越高的農(nóng)民工，人力資本積累越多，在城市就業(yè)能力、物質(zhì)資本的獲取能力越強(qiáng)；教育作為一種人力資本投資，會(huì)提高對(duì)工作和未來生活的期望，降低心理遷移成本，市民化意愿會(huì)更強(qiáng)。“婚姻狀況”對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響較小，影響系數(shù)為-1.462，且在10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，未婚者比已婚者市民化意愿更強(qiáng)烈，與預(yù)期影響方向相反?？赡苁且?yàn)?，未婚者還沒有家庭負(fù)擔(dān)，面臨市民化抉擇時(shí)，顧慮較少，另外，未婚者大多數(shù)是新生代農(nóng)民工，他們對(duì)新事物和高品質(zhì)生活的追求更強(qiáng)烈。

2.家庭因素對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響分析

家庭因素中“配偶就業(yè)情況”“子女隨遷情況”“承包地狀況”最終進(jìn)入回歸模型2，“家庭純收入”被剔除。其中，“配偶的就業(yè)情況”對(duì)農(nóng)民工市民化意愿有顯著影響，影響系數(shù)為0.466，且在1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，與預(yù)期影響方向一致。這是因?yàn)榉蚱揠p方都有收入來源，有一定的市民化能力；另外，雙方同在一地也降低了市民化成本。“子女隨遷情況”、“家庭承包地狀況”對(duì)農(nóng)民工市民化意愿影響較大，影響系數(shù)分別為0.346、0.499，均在5%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，且與預(yù)期影響方向均一致。土地轉(zhuǎn)租出以后，家庭收入來源不能再依靠農(nóng)業(yè)，必須到城鎮(zhèn)打工，增強(qiáng)了市民化的經(jīng)濟(jì)能力?！凹彝ゼ兪杖搿睂?duì)農(nóng)民工市民化意愿沒有顯著影響，主要是因?yàn)槭茉L者家庭純收入大多集中在3萬元以下，收入偏低且差異不大，對(duì)高昂的遷移成本望而卻步。

3.工作因素對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響分析

工作因素中“就業(yè)行業(yè)”“就業(yè)滿意度”“居住滿意度”最終進(jìn)入回歸模型2，“平均月收入”被剔除。其中，就業(yè)行業(yè)對(duì)農(nóng)民工市民化意愿影響較大，影響系數(shù)為0.169，且在5%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，從事服務(wù)行業(yè)市民化意愿更強(qiáng)烈，與預(yù)期影響方向一致。從事商業(yè)、餐飲和家庭服務(wù)、交通運(yùn)輸?shù)绕渌?wù)行業(yè)工作，工作強(qiáng)度較制造業(yè)和建筑業(yè)輕，會(huì)有更多的時(shí)間和精力去參與其他業(yè)余生活；工作較為靈活，工資彈性更高?！熬蜆I(yè)滿意度”、“居住滿意度”對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響系數(shù)分別為0.178、0.681，二者均在10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，與預(yù)期影響方向均一致。農(nóng)民工在城市生活、就業(yè)狀態(tài)越好，對(duì)現(xiàn)狀的滿意度越高，會(huì)提升其城市融入感，市民化意愿就會(huì)越強(qiáng)。

4.制度因素對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響分析

制度因素中“社會(huì)保險(xiǎn)數(shù)量”、“承包地處置方式”、“如不提供城鎮(zhèn)戶口留城意愿”最終進(jìn)入模型2，“享受的住房政策”、“宅基地或房產(chǎn)處置方式”被剔除。其中，“社會(huì)保險(xiǎn)數(shù)量”對(duì)農(nóng)民工市民化意愿影響較小，影響系數(shù)為0.264，且在10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，與預(yù)期影響方向一致?！俺邪靥幹梅绞健?、“如不提供城鎮(zhèn)戶口留城意愿”影響系數(shù)分別為0.454、-0.198，均在1%統(tǒng)計(jì)水平下通過檢驗(yàn)，說明其對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響最為顯著，并且都與預(yù)期影響方向一致。土地退出權(quán)有所保障，農(nóng)民工對(duì)土地重視程度越低，市民化意愿越強(qiáng)。“如不提供城鎮(zhèn)戶口留城意愿”是以“愿意，無論如何都要留在城里賦值1”作為參照組的。由于長期城鄉(xiāng)二元戶籍制度的存在，農(nóng)民工要想真正意義上獲得城鎮(zhèn)戶口是比較困難的，完成戶籍改革任重道遠(yuǎn)，在這種現(xiàn)實(shí)情況下，不提供城鎮(zhèn)戶口依然愿意留城的農(nóng)民工，更容易實(shí)現(xiàn)市民化。

5.社會(huì)參與對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響分析

社會(huì)參與因素中，“社區(qū)參與”“是否經(jīng)常收看時(shí)事新聞”在模型2中通過了顯著性檢驗(yàn)，而“對(duì)上訪維權(quán)態(tài)度”被剔除。其中，“社區(qū)參與”對(duì)農(nóng)民工市民化意愿影響系數(shù)為0.062，且在10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著。參與社區(qū)管理活動(dòng)熱情越高市民化意愿越強(qiáng)烈，與預(yù)期影響方向一致?！吧鐓^(qū)參與”對(duì)農(nóng)民工市民化意愿影響較小，是因?yàn)檗r(nóng)民工工作時(shí)間長，業(yè)余活動(dòng)也以自娛自樂為主，總體參加社區(qū)活動(dòng)不多?！笆欠窠?jīng)常收看時(shí)事新聞”影響系數(shù)為0.511，且在10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，影響方向與研究預(yù)期也是一致的?？傮w來看，“社會(huì)參與”對(duì)農(nóng)民工市民化意愿影響較小，這是因?yàn)槟壳稗r(nóng)民工群體公民意識(shí)不強(qiáng)、權(quán)利意識(shí)缺乏、公共意識(shí)淡漠、法治意識(shí)淡薄等，主動(dòng)融入城市的熱情有限。

五、結(jié)論與政策建議

通過運(yùn)用安徽多個(gè)地區(qū)實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了農(nóng)民工市民化意愿的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工市民化意愿受多種因素的綜合影響；在進(jìn)入Logistic回歸模型的20個(gè)因素中，“受教育程度”“配偶的就業(yè)情況”“承包地狀況”“如不提供城鎮(zhèn)戶口留城意愿”對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響最大，“年齡”“子女隨遷情況”“承包地狀況”“就業(yè)行業(yè)”也具有較大影響，“婚姻狀況”“就業(yè)滿意度”“居住滿意度”“社會(huì)保險(xiǎn)數(shù)量”“社區(qū)參與”“是否經(jīng)常收看時(shí)事新聞度影響較小”“而家庭純收入”“平均月收入”“享受的住房政策”“宅基地或房產(chǎn)的處置方式”“對(duì)上訪維權(quán)態(tài)度”對(duì)市民化意愿影響不顯著；各因素與預(yù)期影響方向并不完全一致，“年齡”“婚姻狀況”對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響與假設(shè)相反。

根據(jù)研究結(jié)論，提出如下政策建議。第一，深化城鄉(xiāng)二元制度改革，消除農(nóng)民工市民化的制度性壁壘，特別要解決農(nóng)村土地制度改革滯后的問題，盡快完成農(nóng)地確權(quán)工作，完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)、征用和宅基地流轉(zhuǎn)補(bǔ)償機(jī)制，保證其合理的土地收益。推進(jìn)戶籍制度改革，逐步剝離戶籍制度上所粘附的各種權(quán)利和資源分配功能，還原戶籍制度的人口登記和人口管理功能。加大教育資源投入，改革和完善教育體制，建立城鄉(xiāng)一體的學(xué)籍、高考制度，破除農(nóng)民工子女在城市受教育歧視現(xiàn)象。第二，加強(qiáng)教育培訓(xùn)力度，提升農(nóng)民工人力資本水平。建立政府、企業(yè)、社區(qū)多重培訓(xùn)體系，通過職業(yè)院校和社區(qū)等城鎮(zhèn)教育資源為農(nóng)民工提供職業(yè)培訓(xùn)，企業(yè)用人單位提供專業(yè)性、針對(duì)性強(qiáng)的技能培訓(xùn)，以及政府免費(fèi)開展的多種類職業(yè)技能課程等方式，提高農(nóng)民工的工作技能。第三，因地制宜進(jìn)行城鎮(zhèn)建設(shè)。推動(dòng)城鎮(zhèn)商業(yè)、餐飲和家庭服務(wù)、現(xiàn)代物流等勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提高城鎮(zhèn)就業(yè)吸納能力，同時(shí)也要扶持鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展，吸納農(nóng)民工群體的本地轉(zhuǎn)移和集中；適當(dāng)放寬中小城鎮(zhèn)落戶政策，吸引更多農(nóng)民工向中小城鎮(zhèn)集聚，減輕大城市資源、環(huán)境壓力，平穩(wěn)過渡農(nóng)民工的市民化過程。

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