從社會(huì)保障獲得視角透視農(nóng)民工城市定居意愿

（皖江工學(xué)院 水利工程學(xué)院，安徽 馬鞍山243002）

一、引言

在城市定居是農(nóng)民工城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的向往目標(biāo)，農(nóng)民工如何能夠融入到城市之中，需要政府制定精準(zhǔn)有效政策。假設(shè)該群體在城市沒有居住的地方，那么會(huì)引發(fā)系列治安問題，不利于和諧社會(huì)構(gòu)建[1]。正因如此，學(xué)術(shù)界對(duì)農(nóng)民工居住問題進(jìn)行系列相關(guān)研究。如：部分研究者將農(nóng)民工的住房消費(fèi)置于中國城鎮(zhèn)化建設(shè)中，探討住房分配機(jī)制向住房市場(chǎng)轉(zhuǎn)型過程中如何影響農(nóng)民工群體城市定居決策[2]；還有學(xué)者從社會(huì)建構(gòu)視角分析農(nóng)民工城市定居選擇，提出城市居住作為一種消費(fèi)行為具有重要的社會(huì)意義，住宅使用差異體現(xiàn)了社會(huì)階層隔離、種族隔離以及貧富隔離[3]。對(duì)農(nóng)民工定居意愿影響因素的實(shí)證研究已有較多成果，如：個(gè)體因素，包括其人口特點(diǎn)變量的年齡、性別、婚姻狀態(tài)、戶口類型以及受教育程度[4]等；農(nóng)民工家庭特征方面：如家庭的社會(huì)資本擁有度、家庭成員經(jīng)濟(jì)狀況考察等[4]。縱觀已有研究，社會(huì)保障對(duì)城市居民住房已經(jīng)產(chǎn)生顯著影響，但社會(huì)保障因素對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿影響關(guān)注較少，尤其是從社會(huì)保障總體視角與分類視角探討對(duì)農(nóng)民工定居的影響。因此，從社會(huì)保障獲得視角透視農(nóng)民工城市定居意愿是值得關(guān)注的課題，故文章運(yùn)用CSS2011調(diào)查數(shù)據(jù)，分析農(nóng)民工社會(huì)保障獲得對(duì)其城市定居意愿影響。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

文章采用的是CSS2011調(diào)查數(shù)據(jù)①，研究對(duì)象是農(nóng)民工城市定居意愿，文章中的農(nóng)民工是指具有農(nóng)村戶籍，在城市從事非農(nóng)工作的勞動(dòng)者，再排除不合格樣本量，得到有效樣本量為3784個(gè)，文章構(gòu)建定量模型，擬用STATA統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行分析。

（二）變量選擇

對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的實(shí)證分析，所研究的對(duì)象是農(nóng)民工社會(huì)保障與城市定居意愿關(guān)聯(lián)。因此，被解釋變量是農(nóng)民工城市定居意愿，核心解釋變量是社會(huì)保障獲得。具體相關(guān)變量處理過程如表1所示：

第一，被解釋變量（Y）。模型的被解釋變量是農(nóng)民工城市定居意愿，被解釋變量選取及操作化過程為“您家有定居打算嗎”，回答的答案有：“打算一年內(nèi)購買”，“打算兩年內(nèi)購買”，“打算三年內(nèi)購買”，“有定居的想法，但暫時(shí)不打算購買”，“沒有購買住房的想法”以及“不好說”等，由于文章關(guān)注的農(nóng)民工城市定居意愿，答案為“不好說”不在研究范圍之內(nèi)，故應(yīng)刪除。選項(xiàng)為“打算一年內(nèi)購買”，“打算兩年內(nèi)購買”，“打算三年內(nèi)購買”以及“有定居的想法，但暫時(shí)不打算購買”操作化為愿意定居，用“1”表示，“沒有購買住房的想法”選項(xiàng)操作化為不愿意定居，用“0”表示。

第二，解釋變量。文章核心解釋變量是社會(huì)保障獲得，文章試圖從兩個(gè)層面進(jìn)行操作化，一個(gè)是從總體層面，另一個(gè)是從分類層面?？傮w層面：操作化為社會(huì)保障擁有度，通過6個(gè)問題進(jìn)行測(cè)量：“您目前有沒有下列社會(huì)保障？”，選項(xiàng)為養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)、工傷保險(xiǎn)、生育保險(xiǎn)以及城鄉(xiāng)最低生活保障，如果有則賦值為“1”，沒有則賦值為“0”。由于社會(huì)保障擁有度是復(fù)合型變量，因此需要通過主成分分析由這6個(gè)題目得到社會(huì)保障擁有度指標(biāo)，于是本文通過使用SPSS軟件的因子分析功能來進(jìn)行研究。結(jié)果顯示，KMO值為0.79，且Bartlett球形度檢驗(yàn)的P值小于0.01，由此可知這6個(gè)變量可以進(jìn)行主成分分析，得出僅有一個(gè)大于1的特征根，由此可知主成分的個(gè)數(shù)為1，由成分矩陣可得特征向量，從而得到主成分得分系數(shù)矩陣，為便于分析，根據(jù)極值點(diǎn)和均值點(diǎn)將變量社會(huì)保障擁有度離散化所得到變量進(jìn)行如下處理：當(dāng)0<社會(huì)保障擁有度≤平均數(shù)的時(shí)候，賦值為“0”，表示社會(huì)保障擁有度低；當(dāng)平均數(shù)<社會(huì)保障擁有度≤最大值的時(shí)候，賦值為“1”，表示社會(huì)保障擁有度高。分類層面：操作化為6個(gè)問題，分別是您是否擁有養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)、工傷保險(xiǎn)、生育保險(xiǎn)以及城鄉(xiāng)最低生活保障，如果有則賦值為“1”，沒有則賦值為“0”。

（三）模型選擇

由于因變量是農(nóng)民工城市定居意愿是二分類變量，基于此，假定農(nóng)民工城市定居意愿是以自己效應(yīng)最大化原則進(jìn)行，文章建立二元Logit離散選擇模型：

（1）式中y表示農(nóng)民工城市定居意愿；xi表示影響農(nóng)民工城市定居意愿具體因素，γi是等待估計(jì)的參數(shù)項(xiàng)；μ是隨機(jī)誤差項(xiàng)。對(duì)等式兩邊取e的指數(shù)得：

（2）式中，eγi為發(fā)生比率（odds ratio），它提供了自變量變動(dòng)一個(gè)單位時(shí)，發(fā)生比變動(dòng)的倍數(shù)。即自變量變動(dòng)一個(gè)單位所帶來的發(fā)生比變動(dòng)的百分比為（eγi－1）×100%，這對(duì)回歸系數(shù)的解釋較有意義。

三、結(jié)果分析

面對(duì)幾個(gè)模型的實(shí)證結(jié)果做簡(jiǎn)要分析（如表2所示）。職業(yè)變量由就業(yè)形態(tài)和就業(yè)能力構(gòu)成，從表2模型1中可以看出，農(nóng)民工就業(yè)形態(tài)變量是由“自雇”和“他雇”構(gòu)成，在控制其他不變的條件下，與農(nóng)民工是“他雇”就業(yè)形態(tài)相比，“自雇”形態(tài)的農(nóng)民工在城市定居意愿顯著增加0.49倍（e0.4-1）④。社會(huì)距離感對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿有顯著負(fù)向影響，也就意味著農(nóng)民工與城市居民社會(huì)距離感越大對(duì)其城市定居產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)。身份認(rèn)同也是社會(huì)距離感另一種呈現(xiàn)，身份認(rèn)同變量通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，與身份認(rèn)同為農(nóng)村人相比，身份認(rèn)同為城市人的農(nóng)民工群體在城市定居意愿顯著增加了1.43倍；總體來說，農(nóng)民工對(duì)未來生活抱有樂觀想法的人，對(duì)城市定居意愿有顯著影響⑤。模型2中，從社會(huì)保障作用機(jī)制上看，如果農(nóng)民工群體的社會(huì)保障制度越完善，將有利于農(nóng)民工抵御未來不確定因素導(dǎo)致預(yù)期收入減少，從而對(duì)農(nóng)民工群體城市定居意愿產(chǎn)生正向激勵(lì)作用。該論述也在模型2中得到驗(yàn)證，如果在控制其他變量不變的條件下，相對(duì)于社會(huì)保障擁有度低的農(nóng)民工群體而言，社會(huì)保障擁有度高的農(nóng)民工群體在城市定居意愿顯著增加1.19倍。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2 社會(huì)保障獲得對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿估計(jì)結(jié)果

（二）分組樣本估計(jì)結(jié)果與解析

在表3模型3到模型8表示農(nóng)民工社會(huì)保障獲得類別對(duì)其家庭城市定居意愿影響。各控制變量的系數(shù)與模型1基本保持一致，體現(xiàn)模型的穩(wěn)健性。從模型2中驗(yàn)證了社會(huì)保障擁有度越高就有利于農(nóng)民工抵御未來收入減少、預(yù)期支出增加風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)農(nóng)民工城市定居選擇呈現(xiàn)正相關(guān)，但從表3模型3到模型8中估計(jì)結(jié)果總體上來看，有無養(yǎng)老保險(xiǎn)和生育保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)民工城市定居選擇沒有顯著影響，一個(gè)可能的解釋是這兩項(xiàng)險(xiǎn)種覆蓋率低、保障力度不足，從表1中也可以看出，農(nóng)民工參與養(yǎng)老保險(xiǎn)均值為0.287，近七成農(nóng)民工都沒有參與養(yǎng)老保險(xiǎn)，生育保險(xiǎn)參與率更低，其均值為0.031。失業(yè)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)民工城市定居雖沒有顯著影響，但該變量系數(shù)為負(fù)數(shù)，意味著農(nóng)民工如果處于失業(yè)狀態(tài)多數(shù)不會(huì)選擇在城市定居。農(nóng)民工參與醫(yī)療保險(xiǎn)變量預(yù)期對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿產(chǎn)生負(fù)面影響，但估計(jì)結(jié)果與預(yù)期影響方向相反，也就是說，在控制其他變量不變的條件下，與沒參加醫(yī)療保險(xiǎn)農(nóng)民工相比，參加醫(yī)療保險(xiǎn)農(nóng)民工城市定居意愿顯著下降，這一現(xiàn)象可能解釋是，醫(yī)療保險(xiǎn)參與中存在逆向選擇，多數(shù)身體健康農(nóng)民工不愿意參加，從表1中醫(yī)療保險(xiǎn)均值為0.125也能得到體現(xiàn)，反而農(nóng)民工感知身體狀況較差會(huì)積極參加醫(yī)療保險(xiǎn)，從而出現(xiàn)上述現(xiàn)象。農(nóng)民工參與工傷保險(xiǎn)變量系數(shù)為-0.39，且通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)，在控制其他變量不變的前提下，與沒有參與工傷保險(xiǎn)農(nóng)民工而言，參與工傷保險(xiǎn)農(nóng)民工城市定居意愿顯著下降了0.33倍（1-e-0.18），原因可能有二：一是農(nóng)民工群體工傷保險(xiǎn)的參與率較低，在表1中可以看出，參與工傷保險(xiǎn)的均值為0.051；二是農(nóng)民工群體多數(shù)工作在建筑行業(yè)，工作面臨意外風(fēng)險(xiǎn)較大，其單位愿意為該群體購買工傷保險(xiǎn)，多數(shù)參與工傷保險(xiǎn)農(nóng)民工群體從事高危工作，面臨風(fēng)險(xiǎn)更高，預(yù)期收益不確定性和可能醫(yī)療支出增加，從而抵消了工傷保險(xiǎn)正面效應(yīng)，對(duì)城市定居產(chǎn)生了負(fù)面影響。農(nóng)民工擁有最低生活保障變量對(duì)其城市定居選擇影響與預(yù)期方向一致，擁有最低生活保障的農(nóng)民工會(huì)顯著減少城市定居動(dòng)機(jī)。

表3 社會(huì)保障獲得對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿分組估計(jì)結(jié)果

四、結(jié)論與進(jìn)一步討論

文章采用CSS2011調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logit選擇模型，考察農(nóng)民工社會(huì)保障獲得對(duì)其城市定居意愿影響。主要結(jié)論如下：第一，總體來說，農(nóng)民工生活水平預(yù)期提升，對(duì)其在城市定居有顯著的正向推動(dòng)作用，而生活水平預(yù)期為最低對(duì)城市定居有負(fù)面效應(yīng)。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，就業(yè)能力強(qiáng)、城市居民身份認(rèn)同、社會(huì)距離感等控制變量對(duì)農(nóng)民工城市定居有顯著影響。第二，從社會(huì)保障總體獲得來說，農(nóng)民工社會(huì)保障擁有度越高對(duì)其城市定居意愿產(chǎn)生正面效應(yīng)，而社會(huì)保障擁有度越低不利于其城市定居。第三，從社會(huì)保障分類層面來說，農(nóng)民工參與醫(yī)療保險(xiǎn)、工傷保險(xiǎn)以及最低生活保障對(duì)農(nóng)民工城市定居有顯著影響，而農(nóng)民工參與養(yǎng)老保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)以及生育保險(xiǎn)對(duì)其城市定居沒有顯著影響。

文章從農(nóng)民工社會(huì)保障獲得角度研究其城市定居選擇有一定的理論價(jià)值，并把社會(huì)保障從總體層面和分類層面進(jìn)行細(xì)分來研究對(duì)農(nóng)民工城市定居影響，是對(duì)農(nóng)民工住房保障理論研究進(jìn)一步深入和發(fā)展。當(dāng)然，本研究也具有一定的局限性：第一，定居意愿的形成是一個(gè)動(dòng)態(tài)復(fù)雜的變化過程，而文章從CSS2011數(shù)據(jù)出發(fā)，難以控制具體流動(dòng)經(jīng)歷、社會(huì)保障獲得路徑以及變動(dòng)對(duì)農(nóng)民工城市定居的影響，現(xiàn)實(shí)生活中，更強(qiáng)的城市定居意愿并不意味著必然有實(shí)際的定居行為，因此，對(duì)于農(nóng)民工城市定居選擇行為進(jìn)一步研究空間較大，有待于對(duì)相應(yīng)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的收集和解析。第二，文章對(duì)于社會(huì)保障分類采取的是常規(guī)的測(cè)度測(cè)量指標(biāo)，相對(duì)來說比較相簡(jiǎn)單，為進(jìn)一步探討社會(huì)保障對(duì)農(nóng)民工城市居住選擇的影響機(jī)制，應(yīng)該考慮進(jìn)一步豐富社會(huì)保障測(cè)量的指標(biāo)，同時(shí)，CSS2011數(shù)據(jù)也缺少住房公積金測(cè)量，這需要進(jìn)一步展開研究。第三，隨著進(jìn)城農(nóng)民工中新生代農(nóng)民工比例日益增高，且新生代農(nóng)民工與老一代農(nóng)民工的進(jìn)城動(dòng)機(jī)和目標(biāo)已經(jīng)產(chǎn)生了變化，因此，在未來的研究中，可以從代際差異視角分析社會(huì)保障制度對(duì)農(nóng)民工城市定居選擇影響。

注釋：

①中國社會(huì)狀況綜合調(diào)查 （Chinese Social Survey，縮為CSS），是中國社會(huì)科學(xué)院社會(huì)學(xué)研究所發(fā)起的一項(xiàng)全國范圍內(nèi)的大型連續(xù)性抽樣調(diào)查項(xiàng)目，目的是通過對(duì)全國公眾的勞動(dòng)就業(yè)、家庭及社會(huì)生活、社會(huì)態(tài)度等方面的長(zhǎng)期縱貫調(diào)查，來獲取轉(zhuǎn)型時(shí)期中國社會(huì)變遷的數(shù)據(jù)資料。調(diào)查采用概率抽樣的入戶訪問方式，在全國的128個(gè)縣（區(qū)），256個(gè)街道（鄉(xiāng)、鎮(zhèn)），512個(gè)居（村）民委員會(huì)開展調(diào)查，每次調(diào)查全國樣本量約為7000－8000個(gè)家庭。

②就業(yè)形態(tài)變量是“自雇”和“他雇”構(gòu)成。問卷中測(cè)量方式是：“您現(xiàn)在的就業(yè)身份屬于哪一種？”答案選項(xiàng)包括雇員、工薪收入者、雇主/老板、自營(yíng)勞動(dòng)者以及家庭幫工，將雇主/老板和自營(yíng)勞動(dòng)者視為“自雇”，將雇員、工薪收入者以及家庭幫工視為“他雇”。

③社會(huì)距離的測(cè)量是根據(jù)博格達(dá)斯社會(huì)距離量表，我們選擇本地居民是否愿意與農(nóng)民工交往來考察本地居民與農(nóng)民工的社會(huì)距離，具體測(cè)量問題是：“您是否愿意與農(nóng)村人成為朋友？”答案選項(xiàng)為很愿意、比較愿意、不太愿意、不愿意以及不好說，故文章把社會(huì)距離的變量操作化為虛擬變量，當(dāng)受訪的本地人很愿意和比較愿意時(shí)賦值“0”，表示社會(huì)距離小。不太愿意、不愿意或者不好說時(shí)賦值為“1”，表示社會(huì)距離大。

④為了進(jìn)一步證明職業(yè)變量對(duì)農(nóng)民工城市定居有影響，文章用另一個(gè)測(cè)量變量是就業(yè)能力，通過在就業(yè)單位中的職位來反映農(nóng)民工就業(yè)能力，問卷選項(xiàng)是高層管理者、中層管理者、低層管理者以及普通職工，前三項(xiàng)操作化為管理者，后一項(xiàng)操作位非管理者，該變量均值是0.061，在模型1中可以發(fā)現(xiàn)如果農(nóng)民工是管理者的崗位，則顯著影響其城市定居意愿。

⑤具體來說，生活水平預(yù)期上升變量系數(shù)為0.61，且通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，在控制其他變量不變的前提下，相對(duì)于生活水平預(yù)期下將的農(nóng)民工而言，生活水平預(yù)期上升農(nóng)民工定居意愿顯著增加了0.84倍（e0.61-1）。同時(shí)在模型1中也發(fā)現(xiàn)，生活水平預(yù)期略有上升和生活水平預(yù)期中等的農(nóng)民工對(duì)城市定居都有顯著正向影響，生活水平預(yù)期提高不僅給農(nóng)民工帶來積極績(jī)效反饋，同時(shí)農(nóng)民工自身也在奮斗中獲取自我肯定以及對(duì)自己未來有樂觀的預(yù)期，從而有利于城市定居意愿。但是生活水平預(yù)期略有下將變量對(duì)農(nóng)民工城市定居雖沒有顯著性影響，但該變量的系數(shù)為-0.45，系數(shù)為負(fù)，原因是生活水平下降對(duì)農(nóng)民工產(chǎn)生了非常消極的情緒，降低城市定居動(dòng)機(jī)。