聶 偉

深圳大學(xué)，廣東 深圳 518060

引言

伴隨著新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的深入推進(jìn)，農(nóng)民工的流動方式日漸從個(gè)體向家庭轉(zhuǎn)變。國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告顯示，舉家外出農(nóng)民工數(shù)量從2010年的3 071萬增長到2014年的3 578萬；2019年新生代農(nóng)民工舉家遷徙的比例已經(jīng)高達(dá)60%，舉家遷移成為進(jìn)城農(nóng)民工的新趨勢。這一趨勢極大地促進(jìn)了常住人口城鎮(zhèn)化率的快速提升，2020年全國常住人口城鎮(zhèn)化率達(dá)63.89%；但戶籍人口城鎮(zhèn)化率僅為45.4%，表明仍然有2億多農(nóng)民工雖實(shí)現(xiàn)了職業(yè)非農(nóng)化和居住空間的城鎮(zhèn)化，卻未實(shí)現(xiàn)在城鎮(zhèn)落戶。面對上述“半城鎮(zhèn)化”趨勢，2016年國務(wù)院《推動1億非戶籍人口在城市落戶方案》中提出要全面放開舉家遷移的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口等重點(diǎn)人群落戶限制；國家發(fā)改委發(fā)布的《2021年新型城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)融合發(fā)展重點(diǎn)任務(wù)》更是明確提出推動舉家遷徙的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口等重點(diǎn)人群便捷落戶，促進(jìn)有能力在城鎮(zhèn)穩(wěn)定就業(yè)生活的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口舉家進(jìn)城落戶。

農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口從單人外出向舉家遷移轉(zhuǎn)變意味著農(nóng)民工進(jìn)入城市生活的程度加深，其工作生活和行為習(xí)慣與個(gè)體遷移者可能呈現(xiàn)較大差異；城鎮(zhèn)落戶選擇不再是自身職業(yè)發(fā)展的結(jié)果，更是基于整個(gè)家庭現(xiàn)實(shí)狀況和需求的考量，家庭完整性是影響農(nóng)民工制度性遷移決策的重要因素。那么，在家庭化流動趨勢下，舉家遷移究竟會對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿產(chǎn)生什么樣的影響？對舉家遷移農(nóng)民工這一重點(diǎn)群體落戶意愿的關(guān)注，有助于更有針對性地促進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，加快戶籍人口城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

一、文獻(xiàn)綜述

農(nóng)民工進(jìn)城落戶是落戶條件（能力）與自身意愿相匹配的過程，也是戶籍制度選擇與自我選擇的雙向選擇結(jié)果；伴隨戶籍制度的逐步放開，近年來越來越多的研究關(guān)注農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿問題。相關(guān)研究主要從個(gè)體人口特征、城市發(fā)展能力、社會融入等角度展開。在個(gè)體人口特征方面，性別、年齡、婚姻狀況等對農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿具有顯著影響[1-2]。城市發(fā)展能力與落戶意愿顯著相關(guān)，如人力資本、就業(yè)狀況、社會資本（社會交往能力）、社會保障（抵御風(fēng)險(xiǎn)能力）等對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿有顯著影響[3-5]。社會融入如城市社會認(rèn)同、城市歸屬感等顯著提升農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿[6-7]。

以上研究主要關(guān)注點(diǎn)是個(gè)體而非家庭，也有部分學(xué)者開始注意到家庭層面相關(guān)因素對農(nóng)民工定居或落戶決策的影響，但研究結(jié)論不盡一致。一是家庭完整性對流動人口定居或落戶決策的影響。一方面，有研究發(fā)現(xiàn)，更多家庭成員到城市打工，主要是為了提高家庭經(jīng)濟(jì)收入，而不是為永久遷移到城市[8]。另一方面，相關(guān)研究卻得到相反結(jié)論，發(fā)現(xiàn)與個(gè)體流動、半家庭式流動相比，舉家外出的農(nóng)民工期望努力改善家庭生活條件，為下一代子女提供良好的教育環(huán)境，城鎮(zhèn)定居意愿顯著較強(qiáng)[9]。家庭遷移還有助于降低遷移者的心理適應(yīng)成本，從而更愿意在城市居留[10]。定居可以為以家庭為單位的流動人口提供相較于長期居留更多的優(yōu)勢，如獲得本地社會福利、享有城市公共服務(wù)設(shè)施等，進(jìn)而使家庭流動型人口更傾向于長期定居城市[11]。與配偶同城分居、異城務(wù)工、家鄉(xiāng)留守的拆分型家庭相比，與配偶同住的完整型家庭城鎮(zhèn)落戶意愿顯著較高，與子女同住的農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿顯著高于留守組[12-13]。此外，還有研究認(rèn)為夫妻隨遷對城鎮(zhèn)落戶意愿影響不顯著[14]、已婚有子女在身邊對老生代農(nóng)民工的落戶意愿影響不顯著[15]。

二是與家庭完整性相關(guān)因素對定居或落戶意愿的影響。首先是居住因素，居住因素是家庭完整性的重要指標(biāo)，居住空間是家庭完整性的基礎(chǔ)，與農(nóng)民工定居或落戶意愿密切相關(guān)，與居住在工廠宿舍等辦公場所的農(nóng)民工相比，租房和自購房者的城鎮(zhèn)落戶意愿顯著較高[16]。當(dāng)住房租賃價(jià)格在農(nóng)民工可承受范圍之內(nèi)時(shí)，農(nóng)民工愿意在城市立足，但超出承受范圍外，會造成農(nóng)民工離開[17]。其次是子女教育，良好的教育環(huán)境是影響舉家遷移的重要考量，進(jìn)而影響農(nóng)民工市民化意愿。子女在本地就學(xué)越容易，教育質(zhì)量越高，進(jìn)城定居或落戶意愿更高[16,18]。最后，家庭社會經(jīng)濟(jì)地位也會影響農(nóng)民工定居意愿，家庭成員受教育水平、收入水平越高的農(nóng)民工，在城市定居意愿更強(qiáng)[19]。

縱觀以上研究，在個(gè)體流動時(shí)代，關(guān)于農(nóng)民工定居或落戶意愿研究，更多關(guān)注個(gè)體而非家庭，這些關(guān)于個(gè)體特征、生存能力、心理特質(zhì)等因素的研究，呈現(xiàn)出高度碎片化和多元化局面，未能進(jìn)行有效整合。在家庭化遷移時(shí)代來臨之時(shí)，相關(guān)研究開始關(guān)注家庭對定居或落戶意愿的影響，但仍存在以下不足：雖然有研究從家庭完整性進(jìn)行分析，但只是將夫妻是否隨遷、子女是否隨遷等作為指標(biāo)，未能從家庭整體視角分析考慮舉家遷移的影響，導(dǎo)致研究結(jié)果呈現(xiàn)迥然差異；現(xiàn)有研究更多關(guān)注行為遷移層面上的定居意愿，而對制度遷移意義上的落戶意愿較少聚焦。此外，在家庭完整性相關(guān)因素中，只是從住房、子女教育、經(jīng)濟(jì)能力等某一因素進(jìn)行分析，未能對整體家庭發(fā)展能力進(jìn)行全面系統(tǒng)分析?；诖耍疚膶⒗萌珖笠?guī)模調(diào)查數(shù)據(jù)，在控制家庭發(fā)展能力基礎(chǔ)上，考查舉家遷移對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿的影響機(jī)制。

二、研究假說

在個(gè)體遷移時(shí)代，既往研究探究農(nóng)民工的行為或制度性遷移意愿時(shí)，主要強(qiáng)調(diào)個(gè)體決策是基于傳統(tǒng)推拉理論視角下的成本與收益核算[20]，在拆分型的家庭背景下，農(nóng)民工定期在城鄉(xiāng)往返，背后需要付出較大交通經(jīng)濟(jì)成本和往返奔波的時(shí)間成本，并且要承受親子分離或夫妻分離等情感心理代價(jià)，在一定程度上降低農(nóng)民工個(gè)體的城鎮(zhèn)落戶意愿。在家庭遷移時(shí)代到來時(shí)，人們逐漸將家庭作為遷移主體和決策單元。新經(jīng)濟(jì)學(xué)勞動力遷移理論強(qiáng)調(diào)家庭遷移不僅基于家庭經(jīng)濟(jì)收入最大化的考量，還會對家庭風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行全面估算[21]，為了使家庭遷移風(fēng)險(xiǎn)最小化，農(nóng)民工的家庭遷移模式往往是城市生存發(fā)展能力較好的成員先從鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)移到城市，當(dāng)核心成員在城市有穩(wěn)定就業(yè)和生活基礎(chǔ)之后，再將家庭其他成員帶到本地；也即意味著舉家遷移農(nóng)民工在城市抗擊風(fēng)險(xiǎn)的能力顯著高于分離型家庭，這種抗風(fēng)險(xiǎn)能力有助于農(nóng)民工在城市持續(xù)穩(wěn)定地生存，進(jìn)而提升城鎮(zhèn)落戶意愿。

從家庭的成本與收益角度來說，相對于分離型家庭而言，舉家遷移家庭雖然因?yàn)槌蓡T增多而加大了城市生活成本，但隨著家庭勞動力數(shù)量增加，收入不斷提升，在一定程度上能夠覆蓋生活成本；此外家庭團(tuán)聚還會給農(nóng)民工提供情感支持，減少遷移帶來的孤獨(dú)、抑郁、焦慮等心理適應(yīng)壓力[22]；而且戶籍制度上的遷移行為將會進(jìn)一步增強(qiáng)子女接受義務(wù)教育、保障住房、醫(yī)療保障等本地公共服務(wù)資源的機(jī)會，這些收益遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于遷移成本，故舉家遷移者更可能到城鎮(zhèn)落戶?；诖?，提出如下假說：

H1：相對于其他家庭來說，舉家遷移者更愿意到城鎮(zhèn)落戶。

農(nóng)民工是充滿異質(zhì)性的個(gè)體，就舉家遷移而言，這種異質(zhì)性表現(xiàn)在城市等級和家庭發(fā)展能力上，并由此導(dǎo)致舉家遷移這一行為本身對于不同農(nóng)民工落戶意愿的影響迥然有別。城市等級越高意味著城市戶籍含金量越高，轉(zhuǎn)換戶籍所得收益越多，而舉家遷移家庭對教育、醫(yī)療等與戶籍相關(guān)的福利待遇需求更強(qiáng)烈。因此，相比于其他類型城市的農(nóng)民工，舉家遷移對一線城市農(nóng)民工落戶意愿的提升作用更為明顯。家庭經(jīng)濟(jì)能力是家庭整體發(fā)展能力的重要維度，而在務(wù)工地購買住房則是家庭經(jīng)濟(jì)實(shí)力的直觀反映。在中國城市房價(jià)普遍高企的背景下，有能力在城市購房供家庭成員共同居住表明家庭經(jīng)濟(jì)實(shí)力較強(qiáng)，即使沒有城市戶籍，農(nóng)民工及其家庭也能保持相對較好的生活水平，因此購房對其城鎮(zhèn)落戶意愿具有較大的負(fù)面影響[23]；而對于在務(wù)工地沒有自有住房的農(nóng)民工而言，舉家遷移帶來的直接挑戰(zhàn)就是住房問題，這可能直接催生出農(nóng)民工對城市戶籍及與之相伴隨的住房等服務(wù)的緊迫需求。舉家遷移不僅是生活空間、經(jīng)濟(jì)行為等物質(zhì)層面的變化，還是社會交往、社會關(guān)系的轉(zhuǎn)移。舉家遷移的農(nóng)民工，其最重要的社會關(guān)系都從家鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移到了城市，能夠從鄉(xiāng)村社會得到的情感支持隨之變少。如果家庭成員具有較強(qiáng)的交往能力，積極參與流入地各類社會活動，在城市中發(fā)展出新的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，那么農(nóng)民工更容易產(chǎn)生徹底轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘芯用竦脑竿?。城市生活對農(nóng)民工而言充滿風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，特別是舉家遷移的農(nóng)民工家庭，其收入幾乎全部來自于城市，缺少由農(nóng)村家庭成員提供的支持和退路，因此對家庭抵御社會風(fēng)險(xiǎn)的能力提出了較高要求。以失業(yè)保險(xiǎn)、公積金等為代表的城市社會保障體系作為“防護(hù)網(wǎng)”，能夠增強(qiáng)農(nóng)民工家庭的抗風(fēng)險(xiǎn)能力，進(jìn)而提升其戶籍轉(zhuǎn)換意愿。基于此，提出如下假說：

H2：舉家遷移會通過增強(qiáng)農(nóng)民工的城市融入（文化融入、城市歸屬感、本地身份認(rèn)同）間接提升農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿。

家庭完整性還會影響穩(wěn)定城市化，農(nóng)民工在家庭完整的基礎(chǔ)上，增強(qiáng)城市融入，促進(jìn)生活方式現(xiàn)代化，提升城市歸屬感和本地身份認(rèn)同。相對于分離型家庭來說，舉家遷移者能夠安心在城市持續(xù)穩(wěn)定工作和生活，更愿意融入當(dāng)?shù)爻鞘?，?xí)得城市價(jià)值理念和生活習(xí)慣，縮小與城市生活方式的差別。舉家遷移能夠?yàn)檗r(nóng)民工在城市生活提供情感支持和物質(zhì)、人力支持，幫助個(gè)體和家庭快速適應(yīng)城市[24]；而且舉家遷移者更可能選擇在本地社區(qū)租住，而不是住在工廠宿舍，這有助于促進(jìn)農(nóng)民工與本地人的社會交往，融入本地社區(qū)，加快城市融合[25]。舉家遷移讓農(nóng)民工在城市有家的感覺，弱化“漂”在城市的疏離感，更有益于增加歸屬感并形成本地人身份認(rèn)同[26-27]。而在現(xiàn)代生活行為觀念上更趨近城市、越認(rèn)可自己是本地人身份、具有較強(qiáng)城市歸屬感和融入感的農(nóng)民工，更愿意在城鎮(zhèn)定居或落戶[5,7,28]。基于此，提出如下假說：

H3：舉家遷移對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿的影響具有異質(zhì)性，其中，一線城市、在務(wù)工地沒有自購房、擁有失業(yè)保險(xiǎn)和住房公積金、積極參與本地社會活動的農(nóng)民工，其城鎮(zhèn)落戶意愿受舉家遷移的正向影響更為顯著。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于2014年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測“流動人口心理健康與社會融合”專項(xiàng)調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查采用多階段PPS抽樣在北京、深圳、鄭州、廈門、青島、成都、嘉興、中山8個(gè)城市展開，共計(jì)獲取有效樣本15 999個(gè)，根據(jù)研究主題，本文選取農(nóng)業(yè)戶口、大專以下、樣本地點(diǎn)類型為居委會、在城市務(wù)工經(jīng)商且處于就業(yè)狀態(tài)的流動人口作為分析樣本，最終農(nóng)民工有效樣本8 679個(gè)。

（二）變量測量

1.因變量。因變量為城鎮(zhèn)落戶意愿，利用問卷中“按當(dāng)?shù)卣撸欠裨敢獍褢艨谶w入本地？”進(jìn)行測量，將“是”賦值為1，“否”賦值為0，為了測量城鎮(zhèn)落戶意愿，本文只選取樣本點(diǎn)類型為居委會的樣本。

2.自變量。自變量為舉家遷移，根據(jù)陳蓉[29]關(guān)于流動人口家庭模式問題的研究成果，舉家遷移可以界定為“未婚者與父母一起流動、已婚未育者與配偶一起流動、已婚已育者和配偶、子女一起流動”三種類型[30]。在具體測量中，根據(jù)問卷中“在未來1～3年內(nèi)，您是否打算把家庭成員（配偶、未婚子女、未婚者父母）帶到本地”進(jìn)行測量，“已都在本地”表示已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了舉家遷移；賦值為1；將“是，全部都帶來”“是，帶一部分來”“否”“視情況而定”等選項(xiàng)合并為非舉家遷移，賦值為0。

3.中介變量。中介變量為城市融入，主要從生活現(xiàn)代化（文化融入）、城市歸屬感、身份認(rèn)同三個(gè)維度進(jìn)行測量。生活現(xiàn)代化（文化融入）通過量表“遵守家鄉(xiāng)的風(fēng)俗對我來說比較重要”“按照家鄉(xiāng)的習(xí)慣辦事對我來說比較重要”“我的孩子應(yīng)該學(xué)會家鄉(xiāng)話”“保持家鄉(xiāng)的生活方式對我來說比較重要”“我的衛(wèi)生習(xí)慣與本地市民存在較大差別”“我的衣著打扮與本地市民存在較大差別”“我的教育理念或養(yǎng)老觀念與本地市民存在較大不同”“我對一些社會問題的看法與本地市民存在較大差別”進(jìn)行測量，被訪者從非常同意-非常不同意（賦值1～5分）進(jìn)行回答，累加得到生活現(xiàn)代化程度，得分越高，表示生活方式現(xiàn)代化程度越高。城市歸屬感通過量表“我感覺自己是屬于這個(gè)城市的”“我覺得我是這個(gè)城市的成員”“我把自己看作是這個(gè)城市的一部分”“我愿意融入社區(qū)/單位，成為其中一員”，被訪者從完全不同意-完全同意（賦值1～4分）進(jìn)行回答，累加得到城市歸屬感變量，得分越高，表示城市歸屬感越高。身份認(rèn)同，利用問卷中“您認(rèn)為自己是不是本地人”進(jìn)行測量，將“是”賦值為1，“不是”賦值為0。

4.控制變量。城鎮(zhèn)落戶意愿不僅受家庭完整性影響，還受家庭發(fā)展能力的制約，故本研究控制家庭發(fā)展能力相關(guān)變量，主要包含家庭人口地域特征、家庭經(jīng)濟(jì)能力、家庭社會交往能力、家庭風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對能力。家庭人口地域特征包含性別、年齡、婚姻、流動時(shí)間、流動范圍、城市等級。家庭經(jīng)濟(jì)能力主要指家庭住房月租金（含房貸分期貸款）占月總支出的比例、家庭是否在本地自購房、家庭在本地的月收入對數(shù)。家庭社會交往能力包含家庭與本地人相處的融洽度、本地社會活動參與度；其中家庭與本地人相處的融洽度，利用調(diào)查問卷中“您覺得自己或家人與本地人相處得好不好？”進(jìn)行測量，將來往很少-很融洽賦值1～5分。本地社會活動參與度，利用問卷中“您在本地參加過以下哪些活動？社區(qū)文體活動、社會公益活動、選舉活動、評優(yōu)活動、業(yè)主委員會活動、居委會管理活動、其他”，將“參加過”賦值為1，“沒參加過”賦值為0，累加得到本地社會活動參與度。家庭風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對能力主要指家庭成員是否參加失業(yè)保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老或居民養(yǎng)老保險(xiǎn)、住房公積金、城鎮(zhèn)職工或居民醫(yī)療保險(xiǎn)、工傷保險(xiǎn)，將“是”賦值為1，“否”賦值為0。

（三）模型

因變量城鎮(zhèn)落戶意愿為二分類變量，故采用Binary Logit回歸模型估計(jì)，具體模型如下：

其中P為農(nóng)民工愿意在城鎮(zhèn)落戶的概率，P/(1-P)為農(nóng)民工愿意在城鎮(zhèn)落戶與不愿意落戶的概率之比，即比值比（幾率），α為常數(shù)項(xiàng)，Xij為是否舉家遷移，β為回歸系數(shù)，Zij為影響農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿的家庭發(fā)展能力因素。

四、結(jié)果與分析

（一）舉家遷移者和非舉家遷移者的異質(zhì)性描述分析

1.舉家遷移與落戶意愿的描述分析。表1展示了描述性分析結(jié)果。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，在全部農(nóng)民工群體中，舉家遷移的比例為31.1%，比全國同期農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)（21.2%）高出約10個(gè)百分點(diǎn)。農(nóng)民工總體城鎮(zhèn)落戶意愿約為46%，舉家遷移者城鎮(zhèn)落戶意愿約為54%，非舉家遷移者城鎮(zhèn)落戶意愿約為42%，兩者相差12個(gè)百分點(diǎn)，且具有顯著統(tǒng)計(jì)差異，這表明舉家遷移者的城鎮(zhèn)落戶意愿顯著高于非舉家遷移者，初步驗(yàn)證H1。

表1 舉家遷移者和非舉家遷移者異質(zhì)性的描述統(tǒng)計(jì)（n=8679）

2.舉家遷移者和非舉家遷者的差異比較。舉家遷移的調(diào)查對象中男性居多，占比60%；平均年齡為35.4歲，比非舉家遷移者高出約4.1歲；舉家遷移者已婚比例為93%，比非舉家遷移者高出約33個(gè)百分點(diǎn)。舉家遷移者受教育年限為9.73年，非舉家遷移者為10.2年，兩者受教育程度均以初中為主。舉家遷移者本次流動時(shí)間為5.81年，比非舉家遷移者多出1.6年。舉家遷移者中主要以省內(nèi)跨市流動為主，占比為55.72%；非舉家遷移者中跨省流動占比達(dá)47.72%，比舉家遷移高出8.29%；說明流動距離越長，舉家遷移難度越大，相應(yīng)比例越低。舉家遷移者主要集中在新一線城市和二線城市，兩者占比之和超過4/5；一線、新一線、二線城市的舉家遷移比例分別為18.1%、46.9%、35.0%；非舉家遷移者中一線城市占比接近1/4。

舉家遷移家庭經(jīng)濟(jì)能力顯著高于非舉家遷移者，舉家遷移者的住房承受能力較強(qiáng)，住房支出占總支出的比例為25%，比非舉家遷移者高出3個(gè)百分點(diǎn)。舉家遷移者家庭月收入均值為7 702.09元，比非舉家遷移者高出約2 337.6元。舉家遷移者自購房比例為17%，比非舉家遷移者高出12個(gè)百分點(diǎn)。舉家遷移者社會交往能力顯著高于非舉家遷移者，舉家遷移者與本地居民社會交往融洽度平均得分為4.11分，處于比較融洽和非常融洽之間，比非舉家遷移者高出0.3分。舉家遷移者和非舉家遷移者參與當(dāng)?shù)厣鐣顒拥钠骄稻鶠?.8左右。舉家遷移者家庭風(fēng)險(xiǎn)抵御能力顯著高于非舉家遷移者，約38%和36%的舉家遷移者分別享有城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)，均比非舉家遷移者高出5個(gè)百分點(diǎn)。舉家遷移者享有失業(yè)保險(xiǎn)的比例比非舉家遷移者高出1個(gè)百分點(diǎn)，兩者在工傷保險(xiǎn)、住房公積金上沒有顯著差異。

舉家遷移者城市融入水平顯著高于非舉家遷移者，其生活現(xiàn)代化程度得分為24.15分，比非舉家遷移者高出0.5分，舉家遷移者生活行為觀念更趨近于城市，認(rèn)同城市的風(fēng)俗習(xí)慣、辦事風(fēng)格，在生活方式、衛(wèi)生習(xí)慣、衣著打扮、養(yǎng)老教育理念、社會問題認(rèn)知等方面與城市居民保持較高一致性。舉家遷移者城市歸屬感顯著高于非舉家遷移者，平均得分為16.74分，比非舉家遷移者高出約0.6分；舉家遷移者更認(rèn)可自己是本地人，37%的舉家遷移者認(rèn)為自己是本地人，比非舉家遷移者高出7個(gè)百分點(diǎn)；舉家遷移讓農(nóng)民工在城市有家的感覺，促進(jìn)其更好地融入本地生活，產(chǎn)生較強(qiáng)的歸屬感和本地身份認(rèn)同。

（二）舉家遷移對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿的影響

1.舉家遷移對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿的直接影響。本文在控制家庭發(fā)展能力變量的基礎(chǔ)上，首先納入舉家遷移變量，建立不含交互項(xiàng)的二元logistic回歸模型，檢驗(yàn)舉家遷移對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿的凈效應(yīng)。然后分別加入舉家遷移與各控制變量的交互項(xiàng)，以檢驗(yàn)舉家遷移效應(yīng)在不同家庭發(fā)展能力下是否發(fā)生顯著變化，具體結(jié)果見表2。總體而言，7個(gè)模型的卡方檢驗(yàn)結(jié)果均顯著，模型2到模型7的虛擬決定系數(shù)均比模型1有所提高，表明新加入的變量增強(qiáng)了模型解釋力。

表2 農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿的二元logistic回歸模型（n=8659）

在基準(zhǔn)模型1的基礎(chǔ)上加入舉家遷移變量，得到模型2，舉家遷移通過統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)，表明舉家遷移對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿具有顯著的直接影響。在控制其他變量后，與非舉家遷移者相比，舉家遷移者城鎮(zhèn)落戶意愿幾率高出38.4%（e0.325-1≈0.384），數(shù)據(jù)結(jié)果支持H1。此外，家庭發(fā)展能力對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿具有顯著影響，模型2結(jié)果顯示，農(nóng)民工在本地有住房和住房承受能力越強(qiáng)，家庭月收入水平越高，城鎮(zhèn)落戶意愿更強(qiáng)。家庭社會交往能力越強(qiáng)，與本地交往越融洽、本地活動參與度越高，城鎮(zhèn)戶籍轉(zhuǎn)換動機(jī)越強(qiáng)。享有本地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)的農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿顯著較高，而工傷保險(xiǎn)和住房公積金對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿具有負(fù)向影響，可能原因在于擁有工傷保險(xiǎn)者主要是有固定雇主的雇員，在城市生存發(fā)展能力相對低于雇主，城鎮(zhèn)落戶意愿更弱，而公積金繳存使得農(nóng)民工直接得到的工資降低，在一定程度上抑制農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿。

在較長一段時(shí)期內(nèi)，我國都是通過差別化的落戶政策，把有能力、有意愿并且長期在城市務(wù)工經(jīng)商的農(nóng)民工及其家屬轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)居民，即城鎮(zhèn)化過程是農(nóng)民工能力與意愿相匹配的戶籍獲得過程[16]。上文描述分析結(jié)果表明，與非舉家遷移者相比，舉家遷移者家庭經(jīng)濟(jì)能力、社會交往能力、風(fēng)險(xiǎn)抵御能力均顯著更高，這些較高能力有助于提升舉家遷移者的城鎮(zhèn)落戶意愿。舉家遷移者在城市的住房承受能力、家庭月收入和擁有自有住房比例均顯著高于非舉家遷移者，這有助于農(nóng)民工較好地安居和維持城市生存發(fā)展可持續(xù)生計(jì)，進(jìn)而提升城鎮(zhèn)落戶意愿。舉家遷移者社會交往能力顯著高于非舉家遷移者，舉家遷移者與本地居民建立融洽的社會聯(lián)系，了解本地城鎮(zhèn)居民的生活休閑方式，拓展新的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，有助于更好地融入城市，強(qiáng)化城鎮(zhèn)落戶動機(jī)。舉家遷移者家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)能力顯著高于非舉家遷移者，尤其在醫(yī)療保障方面，若農(nóng)民工家庭成員擁有城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)，一旦在本地出現(xiàn)疾病或者事故，可以通過醫(yī)療保險(xiǎn)支付一定的醫(yī)療費(fèi)用，提升疾病風(fēng)險(xiǎn)抵御能力，增加生活穩(wěn)定性，故而更傾向于留在城市。

2.舉家遷移對城鎮(zhèn)落戶意愿影響的異質(zhì)性分析。模型3估計(jì)了舉家遷移與城市等級的交互效應(yīng)，反映舉家遷移在不同城市等級中的效應(yīng)差異。模型3的舉家遷移主效應(yīng)系數(shù)為0.256，且通過顯著性檢驗(yàn)，即在控制其他變量的情況下，對于二線城市的農(nóng)民工來說，舉家遷移者的城鎮(zhèn)落戶意愿幾率提升29.1%（e0.256-1≈0.291）。舉家遷移與一線城市的交互效應(yīng)系數(shù)為0.245，且統(tǒng)計(jì)顯著，表明在控制其他變量之后，對于一線城市農(nóng)民工來說，舉家遷移者的城鎮(zhèn)落戶意愿提升63%（e0.256+0.245-1≈0.630）。舉家遷移與新一線城市的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，表明舉家遷移效應(yīng)在二線城市和新一線城市之間沒有顯著差異。與新一線城市和二線城市相比，一線城市戶籍所附著的公共服務(wù)和社會福利更多，戶籍含金量更高，因此舉家遷移者更愿意落戶，以獲取優(yōu)質(zhì)均等的公共服務(wù)。

模型4估計(jì)了舉家遷移與自有住房的交互效應(yīng)，反映舉家遷移在是否有本地住房群體中的效應(yīng)差異。模型4的舉家遷移主效應(yīng)系數(shù)為0.379，且統(tǒng)計(jì)顯著，即在控制其他變量的情況下，對于在本地沒有住房者來說，舉家遷移使得農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿幾率提升46.1%（e0.379-1≈0.461）。舉家遷移與自有住房的交互效應(yīng)系數(shù)為-0.489，且統(tǒng)計(jì)顯著，表明在控制其他因素情況下，在本地?fù)碛凶》康霓r(nóng)民工群體中，舉家遷移者城鎮(zhèn)落戶意愿幾率下降10.4%（1-e0.379-0.489≈0.104）。對于本地有房的舉家遷移者來說，他們已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了安居團(tuán)聚，對一些與城市戶籍緊密掛鉤的服務(wù)需求并不急切，相應(yīng)地落戶意愿不強(qiáng)烈，反而愿意保留農(nóng)村戶籍，保持與農(nóng)村的情感和制度聯(lián)系，維續(xù)享有農(nóng)村制度福利。而對于本地有房的非舉家遷移者來說，本地有房意味著已經(jīng)擁有本地家庭團(tuán)聚的空間基礎(chǔ)，但又沒有實(shí)現(xiàn)舉家遷移，可能其家庭成員有一些公共服務(wù)只能在戶籍所在地才能享受到，比如子女教育、老人醫(yī)療保障等，所以該類群體更希望在工作地落戶以享受這些公共服務(wù)。

模型5估計(jì)了舉家遷移與本地活動參與度的交互效應(yīng)。模型5中的本地活動參與度主效應(yīng)顯著，在控制其他變量情況下，家庭本地活動參與度每提升1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位，非舉家遷移者的城鎮(zhèn)落戶意愿幾率提升6.8%（e0.066-1≈0.068）。舉家遷移與本地活動參與度的交互效應(yīng)系數(shù)為0.149，且通過顯著性檢驗(yàn)，本地活動參與度每提升1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位，舉家遷移者的城鎮(zhèn)落戶意愿幾率增加24.0%（e0.066+0.149-1≈0.240）；即舉家遷移者城鎮(zhèn)落戶意愿效應(yīng)受本地活動參與度的影響，在本地活動參與度越高的家庭，舉家遷移的城鎮(zhèn)落戶意愿效應(yīng)越突出。舉家遷移為農(nóng)民工在城市的生存發(fā)展提供內(nèi)部的情感和社會支持，而本地參與活動則有助于遷移者獲得更多外部社會支持，增強(qiáng)城市粘合性社會資本，內(nèi)部和外部的雙重社會支持降低農(nóng)民工因戶籍遷移帶來的心理適應(yīng)壓力，進(jìn)而強(qiáng)化其入戶意愿。

模型6和模型7估計(jì)了舉家遷移與失業(yè)保險(xiǎn)、住房公積金的交互效應(yīng)，模型中的舉家遷移主效應(yīng)系數(shù)均顯著，在控制其他變量的情況下，對于沒有失業(yè)保險(xiǎn)、住房公積金的農(nóng)民工來說，舉家遷移者的城鎮(zhèn)落戶幾率分別提升32.1%（e0.278-1≈0.321）、32.7%（e0.283-1≈0.327）。舉家遷移與失業(yè)保險(xiǎn)、住房公積金的交互效應(yīng)系數(shù)均顯著，在控制其他因素情況下，對于有失業(yè)保險(xiǎn)者、住房公積金的農(nóng)民工來說，舉家遷移者的城鎮(zhèn)落戶意愿幾率分別增加61.4%（e0.278+0.201-1≈0.614）、117.3%（e0.283+0.493-1≈1.173）。對于舉家遷移者來說，擁有失業(yè)保險(xiǎn)能夠幫助家庭抵御失業(yè)帶來的生存風(fēng)險(xiǎn)，降低城鎮(zhèn)生活不確定性，提高城鎮(zhèn)落戶意愿；繳存住房公積金雖然在一定程度降低了農(nóng)民工的實(shí)際所得工資，但對于整個(gè)家庭來說，可以提取公積金用來租住城市住房，從而提升農(nóng)民工的住房負(fù)擔(dān)承受能力，改善家庭住房環(huán)境，進(jìn)而更愿意落戶城鎮(zhèn)。上述總體結(jié)果支持H2。

3.城市融入對舉家遷移與城鎮(zhèn)落戶意愿的中介作用分析。舉家遷移不僅會直接影響農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿，還可能通過城市融入對城鎮(zhèn)落戶意愿產(chǎn)生間接影響，因此需要中介檢驗(yàn)。根據(jù)溫忠麟等[31]提出的新的中介檢驗(yàn)流程，分別建立舉家遷移對城鎮(zhèn)落戶意愿影響（表2模型2）、舉家遷移對城市融入影響（表3模型8到模型10）、舉家遷移、城市融入對城鎮(zhèn)落戶意愿影響（表4模型11到模型13）的回歸模型，依次檢驗(yàn)回歸系數(shù)，并結(jié)合Bootstrap檢驗(yàn)程序進(jìn)行中介檢驗(yàn)（表5）。

表3 舉家遷移對城市融入的影響（n=8659）

表4 舉家遷移、城市融入對城鎮(zhèn)落戶意愿影響的Logit回歸模型（n=8659）

表5 城市融入中介效應(yīng)的Bootstrap法檢驗(yàn)（n=8659）

首先來看生活現(xiàn)代化的中介效應(yīng)。模型8顯示，舉家遷移對農(nóng)民工的城市生活現(xiàn)代化具有顯著的正向影響；模型11顯示，加入生活現(xiàn)代化中介變量后，生活現(xiàn)代化對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿具有顯著提升作用，而且舉家遷移系數(shù)相對于模型2有所下降，初步判定舉家遷移與農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿存在部分中介效應(yīng)。表5的Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在95%的置信區(qū)間下生活現(xiàn)代化的中介檢驗(yàn)結(jié)果不包含0，中介效應(yīng)顯著。即舉家遷移顯著提升農(nóng)民工的城市生活現(xiàn)代化程度，縮小農(nóng)民工與本地居民的生活行為觀念差異，激發(fā)農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿。

其次來看城市歸屬感的中介效應(yīng)。模型9顯示，舉家遷移顯著提升農(nóng)民工的城市歸屬感；模型12顯示，加入歸屬感變量后，城市歸屬感對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿具有顯著正向影響，且舉家遷移系數(shù)相對于模型2有所下降，即舉家遷移對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿的影響可能部分是通過城市歸屬感的中介效應(yīng)實(shí)現(xiàn)；Bootstrap法中介檢驗(yàn)顯示95%的置信區(qū)間不包含0，中介效應(yīng)成立。舉家遷移增強(qiáng)農(nóng)民工的城市歸屬感，進(jìn)而提升農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿。

最后來看本地身份認(rèn)同的中介效應(yīng)，模型10顯示，舉家遷移有助于農(nóng)民工形成本地身份認(rèn)同；模型13顯示，加入中介變量后，本地身份認(rèn)同有助于提升農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿，舉家遷移系數(shù)也有所下降，初步判定舉家遷移對城鎮(zhèn)落戶意愿的影響存在本地身份認(rèn)同中介效應(yīng)，但Bootstrap法中介檢驗(yàn)顯示95%的置信區(qū)間包含0，中介效應(yīng)不成立。

綜合結(jié)果表明，舉家遷移會通過促進(jìn)農(nóng)民工的城市生活現(xiàn)代化、強(qiáng)化城市歸屬感，間接提升農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿；不會通過促進(jìn)本地身份認(rèn)同而間接提升農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿；研究結(jié)果部分支持H3。

（三）糾正選擇性偏誤與內(nèi)生性檢驗(yàn)

1.糾正選擇性偏誤——傾向得分匹配法。表1的描述性比較分析結(jié)果表明，舉家遷移者（處理組）和非舉家遷移者（控制組）在家庭發(fā)展能力方面存在顯著差異，這意味著農(nóng)民工是否舉家遷移可能是“自選擇”的結(jié)果，直接進(jìn)行Logit回歸分析可能會導(dǎo)致選擇性偏誤，需要采用傾向得分匹配選擇性偏誤。經(jīng)過多種方法匹配后①匹配之前需要對處理組和控制組進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，多種匹配方法的Pseduo R2均顯著下降，而且解釋變量的LR test均被拒絕，匹配前后樣本差異顯著，匹配后各解釋變量的系統(tǒng)性差異顯著減弱，匹配過程成功，囿于篇幅，未呈現(xiàn)平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。，舉家遷移和非舉家遷移兩組樣本的平均處理效應(yīng)（ATT）結(jié)果顯示（表6），無論是采用鄰近匹配、半徑匹配，還是局部線性匹配、核匹配，ATT的結(jié)果均通過顯著性檢驗(yàn)，且均接近0.07，說明在消除樣本的系統(tǒng)性差異后，舉家遷移依然會顯著提升農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿。

表6 不同傾向得分匹配結(jié)果

2.內(nèi)生性檢驗(yàn)——CMP方法。表2模型2的結(jié)果表明舉家遷移對農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿具有顯著正向影響，但并未考慮潛在內(nèi)生性問題，部分不可觀測的既影響農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿又與是否舉家遷移相關(guān)的因素沒有納入到模型中來。因此需要通過工具變量的方法解決遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，即為內(nèi)生變量舉家遷移尋找工具變量。結(jié)合已有文獻(xiàn)[26]，研究選取社區(qū)平均舉家遷移率作為工具變量，社區(qū)平均舉家遷移率和單個(gè)家庭的舉家遷移與否相關(guān)，而又不和農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿直接相關(guān)，具有較強(qiáng)的外生性。

內(nèi)生解釋變量舉家遷移為二元離散變量，傳統(tǒng)Ivprobit要求內(nèi)生解釋變量必須為連續(xù)型變量；而條件混合過程估計(jì)方法（Conditional Mixed Process，簡稱CMP）是可適用于不同模型、多階段的混合過程估計(jì)；因此，選用CMP解決模型可能存在的內(nèi)生性問題。表7是CMP估計(jì)結(jié)果，atanhrho_12值在1%的水平上具有顯著統(tǒng)計(jì)性，表明模型可能存在內(nèi)生性問題，因此有必要采取工具變量方法。第一階段CMP估計(jì)結(jié)果顯示，社區(qū)平均舉家遷移率與農(nóng)民工舉家遷移高度顯著相關(guān)，滿足工具變量的相關(guān)要求。第二階段CMP估計(jì)結(jié)果顯示，在控制了潛在內(nèi)生性偏誤后，舉家遷移對農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿仍然具有顯著提升作用，這再次證明了前文的研究結(jié)論，表明舉家遷移對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿的影響是真實(shí)可信的。

表7 舉家遷移對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿影響的內(nèi)生性檢驗(yàn)：CMP估計(jì)

五、結(jié)論與啟示

加快推進(jìn)戶籍制度改革的首要任務(wù)是推動農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶，尤其是要解決好舉家遷移的農(nóng)民工及家屬等重點(diǎn)群體的落戶問題。本研究利用全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考查了舉家遷移對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿的影響。研究結(jié)果表明，與非舉家遷移農(nóng)民工相比，舉家遷移者城鎮(zhèn)落戶意愿顯著提升。在使用傾向得分控制樣本選擇性偏誤、利用CMP方法控制潛在內(nèi)生性問題后，該結(jié)論依然成立且穩(wěn)健。舉家遷移在不同群體中呈現(xiàn)較大差異，舉家遷移對一線城市農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿的效應(yīng)顯著大于其他城市；對于在本地?fù)碛凶杂凶》康霓r(nóng)民工來說，舉家遷移在一定程度上弱化其城鎮(zhèn)落戶動機(jī)，非舉家遷移者反而更愿意落戶城鎮(zhèn)，這可能與未隨遷成員本地公共服務(wù)需求未得到滿足有關(guān)，因此更愿意落戶城鎮(zhèn)以獲取均等化公共服務(wù)。隨著本地活動參與程度逐步深入，舉家遷移對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿的影響逐步增強(qiáng)。對于擁有失業(yè)保險(xiǎn)和住房公積金的農(nóng)民工來說，舉家遷移帶來的城鎮(zhèn)落戶意愿效應(yīng)更明顯。此外，舉家遷移還會通過促進(jìn)農(nóng)民工的城市融入，提升農(nóng)民工的城市生活現(xiàn)代化、城市歸屬感，間接增強(qiáng)農(nóng)民工的落戶動機(jī)?；诖?，本研究具有下列政策啟示：

第一，排除家庭化遷移障礙，促進(jìn)農(nóng)民工舉家遷移。鑒于農(nóng)民工舉家遷移到城鎮(zhèn)生活工作顯著增強(qiáng)其城鎮(zhèn)落戶意愿，政府應(yīng)該鼓勵(lì)舉家遷移模式，助推這種城鎮(zhèn)落戶意愿向城鎮(zhèn)落戶行為轉(zhuǎn)化，加快戶籍城鎮(zhèn)化進(jìn)程。在政策制定過程中政府應(yīng)努力排除妨礙農(nóng)民工家庭化遷移的阻礙因素，在城鄉(xiāng)社區(qū)層面完善家庭整體福利，比如繼續(xù)優(yōu)化隨遷子女教育、完善農(nóng)村養(yǎng)老保障和“老漂族”養(yǎng)老服務(wù)等；通過公共政策將家庭化遷移成本外生化，增強(qiáng)農(nóng)民工家庭化遷移的經(jīng)濟(jì)效用和社會效用，降低家庭化遷移風(fēng)險(xiǎn)，助力舉家遷移。

第二，完善農(nóng)民工家庭政策體系，提升舉家遷移農(nóng)民工的家庭發(fā)展能力。舉家遷移農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿是基于其城市家庭發(fā)展能力的決策，因此，在促進(jìn)農(nóng)民工舉家遷移之后，應(yīng)進(jìn)一步著力加強(qiáng)對舉家遷移農(nóng)民工家庭發(fā)展能力的培育和扶持。政府應(yīng)基于舉家遷移農(nóng)民工的家庭需求和社會需求，如隨遷子女的教育需求、隨遷老人的養(yǎng)老和醫(yī)療需求，完善以家庭為單位的公共服務(wù)規(guī)劃與供給，促進(jìn)基本公共服務(wù)均等化，提升農(nóng)民工家庭在城市的生存發(fā)展能力。強(qiáng)化針對農(nóng)民工的職業(yè)技能培訓(xùn)和創(chuàng)業(yè)支持，提升農(nóng)民工的城鎮(zhèn)收入水平，增強(qiáng)其城鎮(zhèn)住房支付能力。優(yōu)化城市居住空間規(guī)劃，減少農(nóng)民工的居住隔離，促進(jìn)農(nóng)民工與本地居民的融洽交往；降低城鎮(zhèn)居民對外來農(nóng)民工的歧視[32]；為農(nóng)民工參加本地活動提供多元機(jī)會，強(qiáng)化農(nóng)民工的家庭社會交往能力。完善農(nóng)民工家庭的社會保障，妥善處理好農(nóng)民工及隨遷人員的醫(yī)療、養(yǎng)老、失業(yè)、工傷、住房公積金等社會保障需求，提高農(nóng)民工家庭的風(fēng)險(xiǎn)抵御能力。

第三，增強(qiáng)農(nóng)民工家庭的黏合性社會資本，促進(jìn)農(nóng)民工的家庭城市融入。舉家遷移農(nóng)民工定居城鎮(zhèn)之后是否愿意進(jìn)一步在城鎮(zhèn)落戶，不僅取決于內(nèi)部的家庭發(fā)展能力，還與外部城市環(huán)境是否開放包容休戚相關(guān)。本研究發(fā)現(xiàn)，舉家遷移不僅直接影響農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿，還會通過促進(jìn)城市生活現(xiàn)代化程度與城市歸屬感間接提升農(nóng)民工的城鎮(zhèn)落戶意愿。而本地的社區(qū)活動參與、社會組織參與等與農(nóng)民工的城市融入密切關(guān)聯(lián)[33]。因此，直面舉家遷移農(nóng)民工家庭的現(xiàn)實(shí)需求，城鎮(zhèn)社區(qū)建設(shè)過程中應(yīng)增強(qiáng)社區(qū)包容，開展面向農(nóng)民工家庭的多樣化社區(qū)活動，吸引農(nóng)民工家庭參與社區(qū)治理，習(xí)得本地城鎮(zhèn)現(xiàn)代化生活觀念和行為，縮小農(nóng)民工和本地居民之間的文化距離和社會距離。強(qiáng)化社會組織服務(wù)農(nóng)民工家庭的功能，為農(nóng)民工家庭提供多元公共服務(wù)，提升農(nóng)民工城市歸屬感。

立足于農(nóng)民工流動方式從個(gè)體化遷移占絕對優(yōu)勢向家庭化遷移比重不斷上升轉(zhuǎn)變的客觀態(tài)勢，本研究探討了舉家遷移對農(nóng)民工城鎮(zhèn)落戶意愿的影響機(jī)制及其異質(zhì)性，所得結(jié)論對于擴(kuò)展農(nóng)民工落戶意愿研究的分支成果、提出更符合時(shí)代發(fā)展趨勢的農(nóng)民工市民化政策具有較強(qiáng)的啟發(fā)性。但是囿于篇幅及數(shù)據(jù)，本文只探討了舉家遷移對農(nóng)民工落戶意愿的影響，卻未針對落戶行為展開分析。城鎮(zhèn)落戶意愿雖然能夠在一定程度上預(yù)測城鎮(zhèn)落戶行為，但二者不能相互替代，最終的戶籍人口城鎮(zhèn)化率還是取決于實(shí)際的落戶行為。因此，后續(xù)研究應(yīng)該繼續(xù)推進(jìn)，將那些已經(jīng)實(shí)現(xiàn)戶籍轉(zhuǎn)換的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口納入研究范圍，探究家庭化遷移對其戶籍轉(zhuǎn)換行為的影響機(jī)制，并將研究結(jié)果與本文進(jìn)行對比，以使得研究結(jié)論更為全面和可靠。