城市異質(zhì)影響下的農(nóng)民工市民化程度*——基于需求可識別雙變量Probit和HLM模型的測度與分析

□ 劉 靜 張錦華

內(nèi)容提要 農(nóng)民工市民化是新時代社會發(fā)展的必然趨勢。利用2014年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查社會融合與心理健康專題數(shù)據(jù)，采用需求可識別雙變量Probit 和HLM 模型測度并分析了農(nóng)民工市民化程度及其城市異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)：第一，我國農(nóng)民工市民化程度較低，僅為46.05%。在需求側(cè)，提升教育程度、參加技能培訓、改善居住環(huán)境可以增強農(nóng)民工的市民化意愿；在供給側(cè)，教育程度高、進入城市早、省內(nèi)遷移、具有相對固定居所和基本社會保障的農(nóng)民工市民化供給更強。第二，我國農(nóng)民工市民化程度因城而異，城市異質(zhì)所導致的市民化差異高達30.22%。城市因素不僅可以直接影響農(nóng)民工平均市民化程度，還可結(jié)構(gòu)性地調(diào)整農(nóng)民工個體層面因素與其市民化程度之間的關(guān)聯(lián)強度。要提升農(nóng)民工市民化水平，關(guān)鍵要為農(nóng)民工樹立人力資本培養(yǎng)意識、提供穩(wěn)定居所和社會保障，并鼓勵就近就地遷移。

一、引言

隨著我國經(jīng)濟體制改革的不斷深入以及遷移制度約束的逐漸放松，農(nóng)村勞動力大規(guī)模向城市遷移，推動了我國城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展。與國外的城鎮(zhèn)化不同，我國的城鎮(zhèn)化經(jīng)歷了“農(nóng)民向農(nóng)民工轉(zhuǎn)化”和“農(nóng)民工向市民轉(zhuǎn)化”兩個階段。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，截止2019年底，我國常住人口城鎮(zhèn)化率已達到60.60%，而戶籍人口城鎮(zhèn)化率僅為44.38%，兩者相差16.22 個百分點。這意味著，約有2 億多農(nóng)民工雖長期居住在城市，但并不具備市民身份，因此也無法享受與城市居民同等的就業(yè)、醫(yī)療、教育、社會保障以及住房等方面的待遇，成為游離于城市與農(nóng)村之間的一個特殊社會群體。農(nóng)民工是我國勞動力市場的中堅力量，更是維護我國經(jīng)濟社會持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的重要保障，如何讓有能力在城市穩(wěn)定就業(yè)和生活的農(nóng)民工實現(xiàn)市民化將是當前我國城鎮(zhèn)化發(fā)展亟需關(guān)注和解決的問題。

研究農(nóng)民工市民化問題的前提是明確農(nóng)民工市民化內(nèi)涵并對農(nóng)民工市民化程度進行準確測度。然而，現(xiàn)有研究對農(nóng)民工市民化的理解并不一致，這導致對農(nóng)民工市民化程度的測度也呈現(xiàn)出多種不同形式。目前，學界對農(nóng)民工市民化尚無權(quán)威定義和概念界定，對農(nóng)民工市民化程度的測度方法大多是構(gòu)建評價指標體系，采用等權(quán)重賦值法（寧光杰、李瑞，2016；程名望等，2017）、專家打分法（魏后凱、蘇紅鍵，2013）、算術(shù)平均加權(quán)法（蘇麗鋒，2017）或熵值法（王曉麗，2013）進行測度，也有學者通過構(gòu)建非線性模型衡量農(nóng)民工市民化進程（劉傳江、程建林，2008；劉松林、黃世為，2014）。已有文獻為本研究提供了大量的知識儲備和真知灼見，但關(guān)于農(nóng)民工市民化內(nèi)涵的探討忽視了農(nóng)民工自身對市民化的理解，部分文獻甚至將農(nóng)民工市民化與農(nóng)民工城市融入的概念混淆，指標體系的構(gòu)建和評價方法的選取也值得進一步商榷。除此之外，現(xiàn)有研究大多是針對某個城市或者某個省份進行的調(diào)查，樣本量較小，研究結(jié)論存在局限性，難以全面反映農(nóng)民工市民化的真實情況。

實際上，農(nóng)民工市民化是完成了職業(yè)轉(zhuǎn)變的農(nóng)村剩余勞動力克服種種障礙并最終轉(zhuǎn)變?yōu)槭忻竦默F(xiàn)象（許抄軍等，2015），包括農(nóng)民工職業(yè)、社會身份、 自身素質(zhì)以及意識行為四個層面的市民化（徐建玲，2008）。當前，大量農(nóng)民工長期在城市就業(yè)和生活，他們已在生活方式、行為方式和意識形態(tài)上逐漸與市民趨同，有很多“農(nóng)民工二代”甚至是在城市出生和長大。然而，對絕大多數(shù)農(nóng)民工而言，城市并未給予其市民身份。也就是說，這部分農(nóng)民工實際上已有市民之實（實際市民化），但并無市民之名（名義市民化）。在我國基本公共服務不均等的環(huán)境下，這部分農(nóng)民工表現(xiàn)出了強烈的市民化意愿和訴求（潘烜、程名望，2014），他們追求的不僅僅是戶籍的變化，更是為了消除隱藏在戶籍背后的公共服務的歧視性差異。由于不同城市承載力不同，提供的就業(yè)機會和公共服務有限，因而城市也需要相匹配的市民化門檻去控制人口流動、維持平衡?？梢姡跍y度農(nóng)民工市民化程度時，不僅要考察農(nóng)民工的市民化需求，還要同時考察城市的市民化供給。

農(nóng)民工市民化是一項長期的、漸進的過程，不僅受微觀個體層面因素的影響，還與城市經(jīng)濟發(fā)展水平、 政策環(huán)境以及生活背景等宏觀區(qū)域因素密切相關(guān)。已有研究表明，地域差異對農(nóng)民工市民化有明顯的影響（戚偉等，2016；李海波、張延吉，2020），不同城市隱含的經(jīng)濟發(fā)展水平、資源配置能力、承載力狀況、人力資本需求的差異會直接導致農(nóng)民工市民化進程的顯著不同（葉俊燾、 錢文榮，2016）。不僅如此，農(nóng)民工又是生活于城市之中的，其個體層面因素也可能會受到當?shù)厣鐣?jīng)濟特征的影響而對市民化起到不同的作用。那么，農(nóng)民工市民化程度是否存在顯著的城市差異？ 如果這種差異存在，城市層面因素對農(nóng)民工市民化程度產(chǎn)生了怎樣的影響？ 對農(nóng)民工個人層面因素又產(chǎn)生了怎樣的作用？ 當前的市民化應該選擇怎樣的路徑及制度安排？ 對上述問題的解答不僅有利于新形勢下農(nóng)民工市民化理論的豐富和完善，也有助于轉(zhuǎn)型期農(nóng)民工市民化的有效治理。

鑒于此，本文擬采用需求可識別雙變量Probit模型對農(nóng)民工市民化程度進行有效測算，并利用HLM 模型量化分析農(nóng)民工個體層面因素和城市層面因素對市民化程度的影響機理及作用路徑。本文突破了以往研究將農(nóng)民工市民化需求與市民化供給相割裂的局面，避免了單方程分析的信息不充分并有效克服了問卷測度偏差，此外，對農(nóng)民工市民化程度城市異質(zhì)性的考察也可為相關(guān)部門政策制定提供相應的科學依據(jù)及決策參考。

二、分析方法與計量模型

（一）農(nóng)民工市民化程度測度

農(nóng)民工市民化程度既取決于農(nóng)民工的市民化需求，又取決于城市的市民化供給，二者缺一不可。然而，由于各城市落戶政策不同，很難找到直接測度農(nóng)民工市民化供給的指標。由于政府依據(jù)市場需求和容量來決定農(nóng)民工落戶城市的指標，因此需要農(nóng)民工達到落戶城市的門檻水平，即具備一定的市民化能力（胡雯等，2016），從經(jīng)濟學原理來看，農(nóng)民工市民化是一個意愿與能力相匹配的過程，在主體主觀意愿和相關(guān)能力的共同作用下才可能得以完成。具體而言，農(nóng)民工需同時具備以下兩個條件才可轉(zhuǎn)化為市民： 一是具有在城市落戶的意愿，二是具有在城市生活的能力。本文采用需求可識別雙變量Probit 模型測度農(nóng)民工市民化程度及其影響因素。

只有同時具備市民化需求（yd=1）和市民化供給（ys=1）時，農(nóng)民工才會轉(zhuǎn)化為市民。進一步地，將農(nóng)民工市民化行為記作y，則有：

其中，yd是可以通過調(diào)查觀察到的，故可單獨估計，而ys的估計存在樣本選擇偏差問題，需要審查數(shù)據(jù)（黃祖輝等，2009）。因此，本文采用極大似然法對方程進行估計，對數(shù)似然函數(shù)如下（Poirier，1980）：

Φ（·）為單變量累積正態(tài)分布函數(shù)。借鑒李銳、朱喜（2007）和周密等（2012）的測度方法，采用Pr（yd=1｜ys=1）表示農(nóng)民工市民化程度，即用農(nóng)民工具有市民化供給的條件下具有市民化需求的概率表示農(nóng)民工的市民化程度。

（二）農(nóng)民工市民化程度的城市異質(zhì)性考察

農(nóng)民工市民化程度是農(nóng)民工個體特征和城市因素共同作用的結(jié)果，由于農(nóng)民工長期工作和生活于城市之中，同一城市農(nóng)民工在相同的城市環(huán)境下可能具有更大的相似性。為了解農(nóng)民工市民化程度是否存在顯著的城市差異，以及如果這種差異存在，城市因素對農(nóng)民工市民化程度的影響機理為何，采用HLM 模型對農(nóng)民工市民化程度作進一步研究。HLM 模型可以有效連接宏觀區(qū)域數(shù)據(jù)與微觀個體數(shù)據(jù)，明確區(qū)分社會場景變量與個體特征變量對農(nóng)民工市民化程度的影響，并考察社會場景變量對個體特征變量的調(diào)節(jié)效應。具體而言，將農(nóng)民工市民化程度分解為個體層面和城市層面兩部分，兩層模型表述如下：

1.零模型

構(gòu)建如下零模型：

式中，smhcdij表示來自城市j 的個體i 的市民化程度，β0j為j 市農(nóng)民工的平均市民化程度，γ00是固定效應，代表所有農(nóng)民工市民化程度的總平均數(shù)，rij代表j 市的個體i 的市民化程度與該市農(nóng)民工平均市民化程度之差，是個體層次的隨機誤差，u0j代表城市j 與總平均數(shù)γ00之差，是城市層面的隨機誤差。

2.完整模型

在零模型中進一步加入個體層面和城市層面的變量，構(gòu)建如下完整模型：

其中，個體層面的預測變量包括教育程度、技能培訓、進入城市的年齡、遷移范圍、性別、婚姻狀況、住房屬性、社會保障以及家庭經(jīng)濟狀況；城市層面的預測變量包括所在城市農(nóng)民工相對規(guī)模、城市購房壓力和城市經(jīng)濟發(fā)展水平，分別用農(nóng)民工占常住人口比重、 住房均價與人均可支配收入的比值、 城市人均GDP 的對數(shù)來衡量；γ00-γ100為城市層面模型的截距項；γ01、γ02、γ03、γ11、γ31為變量的待估系數(shù)；u0j-u10j為隨機誤差項。

三、數(shù)據(jù)來源與變量說明

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用2014年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查社會融合與心理健康專題數(shù)據(jù)，該調(diào)查采用PPS 抽樣，調(diào)查對象為在北京、青島、廈門、嘉興、深圳、中山、鄭州和成都8 市（區(qū)）居住一個月及以上的流動人口，樣本總量16000 人，調(diào)查數(shù)據(jù)涵蓋家庭情況、就業(yè)居住、社會融合和心理健康等方面的詳細信息。由于研究的是農(nóng)民工市民化問題，故剔除了流動人口中的非農(nóng)戶籍樣本，選擇勞動年齡（男性16-60 周歲，女性16-55 周歲）具有一定工資收入的農(nóng)民工作為研究對象。由于一些地區(qū)進行了戶籍制度改革，取消了農(nóng)業(yè)戶口，因此，所選樣本中也包含了少量持有農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)居民戶口的農(nóng)民工，共計154 人。同時剔除因婚嫁、學習、培訓、探親而遷移的農(nóng)民工，只選取務工經(jīng)商的農(nóng)民工作為分析樣本。去掉關(guān)鍵變量缺失的樣本后，得到有效樣本12037 人。城市層面數(shù)據(jù)均來自各地相應年份統(tǒng)計年鑒。

（二）變量說明

1.被解釋變量

市民化需求。市民化需求包括顯性需求和潛在需求兩類，通常，農(nóng)民工會綜合自身情況及城市相關(guān)政策作出是否愿意把戶口遷入城市的決策，然而，這一決策往往存在一定的主觀性，部分農(nóng)民工可能具有強烈的落戶意愿，但考慮到當前的制度約束或自身能力的可及性，故做出不愿把戶口遷入城市的決策，一旦戶籍制度放開或其他約束條件破除，這部分農(nóng)民工極有可能落戶城市（即具有潛在市民化需求）。同時，對于那些明確表示愿意落戶城市的農(nóng)民工（即具有顯性市民化需求），也應進一步識別其市民化需求的有效性。

具體識別方式如下：首先，將調(diào)查中明確表示愿意將戶口遷入本地的農(nóng)民工視為具有顯性需求，其余農(nóng)民工進入第二輪識別。其次，將調(diào)查中認為自己是屬于這個城市的農(nóng)民工視為具有潛在需求，其余農(nóng)民工視為無市民化需求，賦值為0。最后，對于具有顯性需求和潛在需求的農(nóng)民工，將調(diào)查中認為自己在當前居住地社會地位較高（收入較高、職業(yè)較好）者的需求視為有效需求，賦值為1，其余農(nóng)民工的需求視為無效需求，賦值為0。具體識別路徑如下圖所示（圖1）。

圖1 農(nóng)民工市民化需求的識別

市民化供給。借鑒周密等（2012）的做法，將調(diào)查年農(nóng)民工工資收入高于當年打工城市人均可支配收入的農(nóng)民工視為具備市民化供給，賦值為1，表示城市愿意給予其市民身份，反之則賦值為0。市民化需求和市民化供給的識別結(jié)果如表1 所示。

表1 市民化需求和市民化供給的識別情況

2.解釋變量

本文選取農(nóng)民工的人力資本特征（如受教育年限、技能培訓、進入城市的年齡、遷移范圍）、住房和社會保障特征（如住房屬性、社會保障參保情況）作為主要解釋變量，同時控制了農(nóng)民工的性別、婚姻狀況、家庭經(jīng)濟狀況以及務工所在城市。隨著我國社會經(jīng)濟的日益發(fā)展，人力資本逐漸成為影響農(nóng)民工市民化的關(guān)鍵因素，較高的人力資本存量不僅能夠促進農(nóng)民工的戶籍轉(zhuǎn)換意愿，也能夠提升農(nóng)民工的職業(yè)適應性，使其獲得向市民轉(zhuǎn)化的能力（王竹林，2010；秦立建、王震，2014）。然而，也有部分研究提出了不同觀點，認為人力資本對農(nóng)民工市民化意愿的影響甚微（黃錕，2011；葉鵬飛，2011），因此人力資本因素在農(nóng)民工市民化進程中的作用還有待檢驗。同時，住房和社會保障也會對農(nóng)民工市民化意愿及其市民化進程產(chǎn)生重要作用和影響。有相對固定居所和基本社會保障的農(nóng)民工居住和生活的穩(wěn)定性更高，市民化意愿也更強烈（王桂新、胡健，2015）。

3.識別變量

聯(lián)立方程模型的識別問題是不容忽視的，在模型的識別方面，根據(jù)Rothenberg（1971）提出的一般原則，選用“鄰居是否主要是本地人”、“老家是否有事情讓您操心”作為需求方程的識別變量。鄰居是否為本地人一般不會影響農(nóng)民工的工資收入，但若與市民為鄰，則表明其更向往城市生活、更傾向于融入城市，即更具市民化需求。同樣，老家是否有事情操心也不會影響農(nóng)民工的工資收入，但可能會對農(nóng)民工市民化需求產(chǎn)生阻礙。此外，選用“職業(yè)階層”、“遷入現(xiàn)居地時間”作為供給方程的識別變量。盡管我國的市場化程度在不斷提高，但城市勞動力市場的多重二元分割格局仍然存在，不同職業(yè)階層農(nóng)民工收入差異明顯，市民化供給能力相異。借鑒謝桂華（2014）的職業(yè)劃分方式，將農(nóng)民工職業(yè)分為管理技術(shù)類職業(yè)和非管理技術(shù)類職業(yè)兩個階層。農(nóng)民工遷入現(xiàn)居地的時間能夠間接反映農(nóng)民工的工作經(jīng)驗和社會適應性，遷入現(xiàn)居地的時間越長，農(nóng)民工定居能力也越強。但農(nóng)民工對市民的偏好具有穩(wěn)定性，通常不會隨職業(yè)階層的變化以及遷移時間的長短而發(fā)生改變。

（三）主要變量的描述性統(tǒng)計

在個人特征方面，農(nóng)民工整體受教育程度以初中為主，平均受教育年限約為9.98年，這表明目前農(nóng)民工的教育水平依然較低； 接受過技能培訓的農(nóng)民工占樣本總量的30.09%；農(nóng)民工進入城市時的平均年齡約為24 歲；53.16%的農(nóng)民工為跨省遷移； 有相對固定居所的農(nóng)民工占78.36%；有社會保障的農(nóng)民工占34.60%； 男性農(nóng)民工占58.24%，已婚農(nóng)民工占71.67%，農(nóng)民工家庭平均收支余額約為2774 元。此外，20.21%的農(nóng)民工與本地人為鄰，79.17%的農(nóng)民工老家中有事情需要操心，僅有7.51%的農(nóng)民工從事管理技術(shù)類職業(yè)，農(nóng)民工遷入現(xiàn)居地的平均時間約為5年。在城市特征方面，農(nóng)民工占常住人口比重為37.42%；住房均價占人均可支配收入的比例為37.80%；城市人均GDP 均值約為9 萬元。各主要解釋變量的描述如表2 所示。

表2 主要解釋變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

（一）農(nóng)民工市民化程度測度

運用樣本數(shù)據(jù)，對需求可識別雙變量Probit模型進行估計，結(jié)果如表3 所示。

表3 需求可識別雙變量Probit 模型的估計結(jié)果

1.需求方程估計結(jié)果

第一，人力資本方面，教育程度和技能培訓顯著影響農(nóng)民工的市民化需求。教育程度越高，農(nóng)民工市民化需求越大。究其原因，不同教育程度農(nóng)民工對城市認識程度不同，教育程度高的農(nóng)民工對自身期望也更高，有更為強烈的留城取向。同時，由于教育程度高的農(nóng)民工通常具備較強的物質(zhì)資本獲取能力，其心理遷移成本相對較低。參加過技能培訓的農(nóng)民工市民化需求更高，這是由于參加技能培訓可以提升農(nóng)民工在城市的生活能力和就業(yè)競爭力，使農(nóng)民工能夠迅速積累融入城市所需的人力資本，進而增強其向市民轉(zhuǎn)化的意愿。進入城市的年齡及遷移范圍對農(nóng)民工市民化需求的影響并不顯著。第二，住房屬性顯著影響農(nóng)民工市民化需求。良好的居住環(huán)境可以增強農(nóng)民工在城市的歸屬感，因而其市民化意愿也更強烈。第三，控制變量方面，除性別影響不顯著外，婚姻狀況、家庭經(jīng)濟狀況均對農(nóng)民工市民化需求產(chǎn)生顯著影響。已婚、家庭經(jīng)濟狀況好的農(nóng)民工，其市民化需求更高。已婚農(nóng)民工可能更想要在遷入城市安定下來，而優(yōu)越的家庭經(jīng)濟條件能夠讓農(nóng)民工支付得起在城市生活所需的各種成本，更好地融入城市。第四，與本地人為鄰的農(nóng)民工以及老家無事操心的農(nóng)民工具有更高的市民化需求?？赡艿慕忉屖牵c本地人為鄰的農(nóng)民工無論在生活還是工作信息獲取上，都與本地人享有相對平等的機會，這有利于農(nóng)民工穿越“隱性戶籍墻”（周密等，2012）。老家中老人贍養(yǎng)、子女照看、土地耕種等問題無疑會增加農(nóng)民工在城市生活的心理調(diào)試成本，弱化其市民化發(fā)展意愿，相反，若老家中無事掛礙，一方面可以降低農(nóng)民工市民化的心理成本，另一方面也可以增強其適應城市生活的可能性。

記：“四個全面“中，全面依法治國是很重要的一點；但現(xiàn)在，有法不依、執(zhí)法不嚴的情況時有發(fā)生。您認為全面依法治國還存在哪些困境？該如何破局？

2.供給方程估計結(jié)果

第一，在人力資本方面，教育程度、進入城市的年齡及遷移范圍對農(nóng)民工市民化供給具有顯著影響。教育程度越高，農(nóng)民工市民化供給越強，這是因為教育程度高的農(nóng)民工更容易跨越市民化的最低門檻。農(nóng)民工進入城市的年齡每增加1 歲，其市民化供給將下降1.03 個百分點，這是由于政府對其給予戶籍身份的農(nóng)民工有年齡上的要求，故進入城市的年齡越大，其市民化供給越低。與跨省遷移農(nóng)民工相比，省內(nèi)遷移農(nóng)民工具有更高的市民化供給，這表明農(nóng)民工在本省范圍內(nèi)遷移具有明顯的優(yōu)勢，更容易實現(xiàn)市民化。值得一提的是，技能培訓對農(nóng)民工市民化供給的影響并不顯著。由于數(shù)據(jù)所限，本文采用的技能培訓是指政府提供的免費技能培訓，雖然包括就業(yè)技能、 實用技術(shù)、崗位及晉升培訓，但政府提供培訓的目的可能更多是出于勞動力的需要，而非市民化的需要，故政府提供的免費技能培訓無法對農(nóng)民工市民化供給產(chǎn)生顯著影響。第二，住房屬性和社會保障顯著影響農(nóng)民工市民化供給。相對固定居所和基本社會保障可以提升農(nóng)民工抵御風險的能力，使農(nóng)民工在居住、生活上的穩(wěn)定性更高，更容易融入城市社會，因而市民化供給較強。第三，控制變量方面，性別、 婚姻狀況以及家庭經(jīng)濟狀況均顯著影響農(nóng)民工市民化供給。男性、已婚農(nóng)民工具有更高的市民化供給，家庭經(jīng)濟狀況好的農(nóng)民工具備市民化供給的經(jīng)濟基礎，更有能力在城市定居。第四，職業(yè)階層越高、 遷入現(xiàn)居地時間越長的農(nóng)民工越可能具有成為市民的能力。職業(yè)階層高的農(nóng)民工工資收入較高，社會地位也較高，具有一定的城市關(guān)系網(wǎng)格，更有能力定居城市。農(nóng)民工在城市居住的時間越長，跟當?shù)鼐用竦慕煌矫芮?，這使其在促進職業(yè)轉(zhuǎn)換、 提高職業(yè)階層等方面具有更多的信息，進而更具市民化供給。作為供給方程的一個回歸元，rho 在1%的統(tǒng)計水平下顯著，表明需求方程顯著影響供給方程，存在樣本選擇偏差問題，故本文采用需求可識別雙變量Probit 模型進行系統(tǒng)估計是正確的。

3.市民化程度預測結(jié)果

通過對模型預測可知，農(nóng)民工總體市民化程度僅為46.05%，市民化水平較低。為進一步考察農(nóng)民工市民化的城市差異，本文根據(jù)城市化水平及經(jīng)濟發(fā)展水平將農(nóng)民工務工城市劃分為三類，即一線城市（北京和深圳）、二線城市（青島、廈門、鄭州和成都）和三線城市（嘉興和中山）。其中，一線城市農(nóng)民工2419 人，占樣本總數(shù)的20.10%；二線城市農(nóng)民工6429 人，占樣本總數(shù)的53.41%；三線城市農(nóng)民工3189 人，占樣本總數(shù)的26.49%。通過進一步預測發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工市民化程度二線城市最高、 三線城市次之、 一線城市最低，分別為48.06%、45.69%和42.42%，具體預測結(jié)果如表4所示?？赡艿慕忉屖?，相比一線、三線城市，二線城市的工業(yè)、現(xiàn)代服務業(yè)發(fā)展迅速，仍需要大量勞動力，對農(nóng)民工進城及市民化大多采取鼓勵的辦法，故市民化供給較高； 二線城市經(jīng)濟水平比三線城市發(fā)達，生活壓力比一線城市小，故市民化需求也較高。進一步地，城市間農(nóng)民工市民化程度的差異，可能是由農(nóng)民工的個體特征差異所造成的，也可能是由城市異質(zhì)所導致的。與此同時，在不同的城市，農(nóng)民工的個體特征也可能會受到當?shù)厣鐣?jīng)濟特征的影響，而對其市民化起到不同的作用。那么，城市因素對農(nóng)民工市民化程度究竟產(chǎn)生了怎樣的影響？ 對農(nóng)民工個人層面因素又產(chǎn)生了怎樣的作用？ 為深入了解造成城市間農(nóng)民工市民化程度差異的原因，故采用HLM 模型對農(nóng)民工市民化程度進行分解。

表4 市民化程度的預測結(jié)果

（二）農(nóng)民工市民化程度的城市異質(zhì)性考察

HLM 模型將農(nóng)民工市民化程度差異分解為個體層面和城市層面兩部分，具體回歸結(jié)果如表5 和表6 所示，重點就城市變量對農(nóng)民工市民化程度的影響以及城市變量對個體變量的調(diào)節(jié)效應進行分析。

1.農(nóng)民工市民化差異的分解

零模型的回歸結(jié)果如表5 所示，在方差成分中，模型估計得到的個體層面方差為0.0628，城市層面方差為0.0272（P<0.001），這意味著城市間農(nóng)民工市民化程度存在顯著性差異。進一步計算可知，零模型的跨級相關(guān)系數(shù)ICC 為30.22%（ICC=τ00/（τ00+σ2）=0.0272/（0.0272+0.0628）=0.3022），表明農(nóng)民工市民化程度因城市而異，且農(nóng)民工市民化程度總體變異中的30.22%是由于城市之間的差異引起。城市因素對農(nóng)民工市民化程度的影響雖不如個體因素的影響大（69.78%），但也具有相當?shù)慕忉屃?。因此，需深入考察城市特征影響農(nóng)民工市民化程度的作用機制。此外，根據(jù)Cohen（1988）建立的判斷準則，當ICC 大于0.059 時就需要在統(tǒng)計建模處理中考慮如何處理組間效應，因而采用HLM 模型進行分析是合理的。

表5 零模型回歸結(jié)果

2.城市特征對農(nóng)民工市民化的影響機制

完整模型的估計結(jié)果如表6 所示。研究表明，城市特征影響農(nóng)民工市民化程度的路徑主要有兩個：第一，城市特征可直接影響農(nóng)民工的平均市民化程度。具體而言，城市購房壓力與農(nóng)民工市民化程度具有較強的負相關(guān)性 （系數(shù)值為-0.0720，且在5%的統(tǒng)計水平下顯著），即購房壓力越大（住房均價與人均可支配收入的比值越高）的城市，農(nóng)民工市民化程度越低。住房均價與人均可支配收入比越高的城市，農(nóng)民工市民化過程中所要支付的成本越高，所以農(nóng)民工更愿意到大城市賺錢，去小城鎮(zhèn)定居（陳廣桂，2004），這種現(xiàn)狀對農(nóng)民工的市民化形成阻滯。城市經(jīng)濟發(fā)展水平與農(nóng)民工市民化程度具有正相關(guān)性（系數(shù)值為0.0037），城市農(nóng)民工相對規(guī)模（農(nóng)民工占常住人口比重）對農(nóng)民工市民化程度的影響是負向的（系數(shù)值為-0.0076），即經(jīng)濟發(fā)展水平越高的城市市民化程度越高，農(nóng)民工相對規(guī)模越高的城市市民化程度越低，但均不顯著，這也在側(cè)面反映出農(nóng)民工市民化逐漸趨于理性。

表6 農(nóng)民工市民化程度的多層線性模型回歸結(jié)果

第二，城市特征對農(nóng)民工市民化程度的影響還體現(xiàn)在對個體變量的調(diào)節(jié)效應上。城市經(jīng)濟發(fā)展水平可以較為明顯地強化人力資本與農(nóng)民工市民化程度之間的正向關(guān)聯(lián)，也就是說，越是在經(jīng)濟發(fā)展水平高的城市，人力資本對農(nóng)民工市民化程度的影響越大。具體而言，教育程度越高的農(nóng)民工，其市民化程度也越高，但在不同的城市，教育程度與農(nóng)民工市民化之間的關(guān)聯(lián)強度存在差異。從模型結(jié)果來看，城市經(jīng)濟發(fā)展水平（系數(shù)值為0.0012，在10%的統(tǒng)計水平下顯著）可以較為明顯地強化教育程度和農(nóng)民工市民化程度之間的正向聯(lián)系（系數(shù)值為0.0101），即城市經(jīng)濟發(fā)展水平可能會提升受教育程度高的農(nóng)民工的市民化程度。類似地，城市經(jīng)濟發(fā)展水平（系數(shù)值為0.0105，在5%的統(tǒng)計水平下顯著）也可以較為顯著地強化技能培訓和農(nóng)民工市民化程度之間的正向相關(guān)（系數(shù)值為0.0466）。

五、結(jié)論與啟示

利用2014年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查社會融合與心理健康專題數(shù)據(jù)，本文測度了我國農(nóng)民工市民化程度及其城市異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)：第一，我國農(nóng)民工市民化程度較低，僅為46.05%。在需求側(cè)，提升教育程度、參加技能培訓、改善居住環(huán)境可以增強農(nóng)民工的市民化意愿；在供給側(cè)，教育程度高、進入城市早、省內(nèi)遷移、具有相對固定居所和基本社會保障的農(nóng)民工市民化供給更強。第二，我國農(nóng)民工市民化程度因城而異，城市異質(zhì)所導致的市民化差異達到30.22%。城市因素不僅可以直接影響農(nóng)民工平均市民化程度，還可結(jié)構(gòu)性地調(diào)整農(nóng)民工個體特征與其市民化程度之間的關(guān)聯(lián)強度，如城市購房壓力的增大可直接降低農(nóng)民工的市民化程度，城市經(jīng)濟發(fā)展水平可較為明顯地增強教育程度、 技能培訓與農(nóng)民工市民化程度之間的正向關(guān)聯(lián)。綜合供需兩方面的分析結(jié)果及城市層面因素的考察，提升農(nóng)民工市民化水平的關(guān)鍵在于為農(nóng)民工樹立人力資本培養(yǎng)意識、提供穩(wěn)定居所和社會保障，以及鼓勵就近就地遷移。

從研究中我們得到如下啟示： 一是要讓農(nóng)民工充分認識到人力資本的重要性，不斷積累社會發(fā)展所需的知識和技能，使自己的人力資本得到增值。二是發(fā)展多樣房源，使有意愿、有能力長期定居的農(nóng)民工獲得固定居所，實現(xiàn)永久性遷移。三是建立覆蓋農(nóng)民工的社會保障和公共服務制度，逐漸消除農(nóng)民工與市民之間公共服務的歧視性差異。四是提升中小城市經(jīng)濟發(fā)展水平，強化產(chǎn)業(yè)發(fā)展，鼓勵農(nóng)民工就近就地市民化。此外，在農(nóng)民工落戶問題上，政府不能只考慮精英落戶，更要全方位考慮人才屬性；不能僅考慮短期成本，更要考慮人口紅利和遠期收益。只有給予農(nóng)民工足夠的關(guān)注和待遇，免除其后顧之憂，才能使農(nóng)民工更好地融入城市，為城市做出自身的貢獻。

注釋：

①技能培訓是指農(nóng)民工參加的政府提供的、不收取任何費用的各類培訓，一方面包括與就業(yè)、職業(yè)活動有較大關(guān)系的培訓，如就業(yè)技能培訓、實用技術(shù)培訓、崗位培訓、晉升培訓等，另一方面包括其他的生活技能或健康知識培訓。

②指農(nóng)民工是否具有失業(yè)保險、城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險或城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險。

③選取家庭收支余額（即農(nóng)民工家庭平均每月總收入減去平均每月總支出的差額）現(xiàn)值來衡量農(nóng)民工家庭的經(jīng)濟狀況。

④主要指老家中是否有老人贍養(yǎng)、子女照看、土地耕種等問題需要農(nóng)民工操心。

⑤管理技術(shù)類職業(yè)包括國家機關(guān)、黨群組織、企事業(yè)單位負責人、專業(yè)技術(shù)人員、公務員、辦事人員和有關(guān)人員，非管理技術(shù)類職業(yè)包括商業(yè)服務業(yè)人員、農(nóng)林牧漁水利業(yè)生產(chǎn)人員、生產(chǎn)運輸設備操作人員及有關(guān)人員、無固定職業(yè)和其他不便分類的從業(yè)人員，將職業(yè)分為兩類而不是保留多個類別是為了區(qū)分職業(yè)地位的差異。