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    同群效應(yīng)對農(nóng)民工市民化意愿的影響分析
    ——基于社會融合的中介效應(yīng)

    2022-11-25 06:39:58修京妮周畢芬方小姣
    臺灣農(nóng)業(yè)探索 2022年3期
    關(guān)鍵詞:市民化意愿農(nóng)民工

    修京妮,周畢芬,方小姣

    (福建農(nóng)林大學(xué)公共管理學(xué)院,福建 福州 350002)

    農(nóng)民工是指在城市務(wù)工經(jīng)商,但依然保留農(nóng)村戶籍的群體。農(nóng)民工為中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和產(chǎn)業(yè)建設(shè)做出了巨大的貢獻(xiàn),是推動(dòng)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的中堅(jiān)力量?!?021年新型城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)融合發(fā)展重點(diǎn)任務(wù)》的通知中提出“協(xié)同推進(jìn)戶籍改革制度和城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)常住人口全覆蓋,提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化質(zhì)量[1]。”但就全國情況而言,推動(dòng)農(nóng)民工落戶城市的政策效果并不理想,截至2019年底,我國常住人口城鎮(zhèn)化率已達(dá)到60.60%,同比增長1.02%,但戶籍人口城鎮(zhèn)化率僅為44.38%,大約還有2.27億農(nóng)民工沒有落戶城市[2]。雖然2021年農(nóng)民工總量已達(dá)到29251萬人[3],但農(nóng)民工的城市融入進(jìn)程仍然比較緩慢,主要表現(xiàn)為大量的農(nóng)民工在進(jìn)城后受到社會歧視,不能平等地享受城市公共服務(wù),心理歸屬感和身份自我認(rèn)同上并不將自己視為市民,“身體進(jìn)城,身份留村”的“偽市民化”現(xiàn)象日漸突出[4—5]。農(nóng)民工市民化意愿的影響因素一直是學(xué)者們關(guān)注的熱點(diǎn)問題。長期以來,戶籍制度被認(rèn)為是阻礙農(nóng)民工市民化的關(guān)鍵制度安排,新戶改政策出臺后,在很多領(lǐng)域取得了顯著成效,但是并未從根本上解決農(nóng)民工市民化困境問題[6]。此外,有學(xué)者從宏微觀層面進(jìn)行研究。在宏觀層面上,張文武等[7]研究發(fā)現(xiàn)城市規(guī)模與市民化意愿之間呈現(xiàn)出正U型的關(guān)系,農(nóng)民工市民化意愿呈現(xiàn)出“兩頭大,中間小”的局面,在大城市和小城市中,農(nóng)民工市民化意愿更明顯,中等規(guī)模城市不明顯;同時(shí),農(nóng)村社會保障體系已逐漸構(gòu)成,優(yōu)惠政策吸引農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口回鄉(xiāng),阻礙了農(nóng)民工市民化的進(jìn)程[7]。在微觀層面上,農(nóng)民工個(gè)人屬性因素如年齡、性別、人力資源、受教育程度等影響農(nóng)民工市民化意愿。孟凡強(qiáng)[8]基于代際差異視角,新生代農(nóng)民工受教育程度更高,其定居城市的意愿普遍相對老一代的強(qiáng)。梁賢等[9]基于性別角度研究,發(fā)現(xiàn)女性農(nóng)民工的市民化進(jìn)程比男性農(nóng)民工更加緩慢,因?yàn)樗齻冞€要面臨階層、社會和家庭的陳舊觀念。王春光[10]提出外出務(wù)工縮小了農(nóng)民工的社會網(wǎng)絡(luò),城市的陌生感阻礙了他們的心理和文化融入,降低了農(nóng)民工的市民化意愿。以上研究對農(nóng)民工市民化意愿影響因素的分析比較全面,但都主要從外部的政策環(huán)境和個(gè)人稟賦出發(fā)。通過梳理發(fā)現(xiàn),基于社會網(wǎng)絡(luò)視角對農(nóng)民工市民化的研究不夠全面,研究同群效應(yīng)對與農(nóng)民工市民化意愿之間相互作用的文獻(xiàn)更是少見。因此,本研究從社會網(wǎng)絡(luò)出發(fā),定量分析研究了同群效應(yīng)和農(nóng)民工市民化之間的關(guān)系,進(jìn)一步探討一線、二線及三線城市中同群效應(yīng)與農(nóng)民工市民化之間的關(guān)系;并引入社會融合,探討其是否對同群效應(yīng)與農(nóng)民工市民化具有中介效應(yīng)。研究選取的蘇州、青島、鄭州、長沙、廣州、重慶市九龍坡區(qū)、西雙版納州、烏魯木齊等8個(gè)城市(區(qū)),從城市發(fā)展視角看,既有經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的一線大城市,同時(shí)又包含少數(shù)民族自治區(qū)城市;從地域分布看,包含了東部、中部和西部地區(qū),具有典型性和代表性。

    1 理論分析與研究假設(shè)

    1.1 同群效應(yīng)對農(nóng)民工市民化的影響

    群體偏好源于西方社會心理學(xué)。按照同群關(guān)系理論,社會生活中的個(gè)體總是尋求特定的群體成員,從而將自己分類。當(dāng)個(gè)體將自己歸屬到某一群體時(shí),他們會將自己與其他群體區(qū)分開來,并與自己的群體建立一種特殊的情感聯(lián)系,而且在各個(gè)方面都與群體保持一致[11]。農(nóng)民工進(jìn)城后常常以血緣和地緣關(guān)系聚集在一起,居住在城中村,在工作和生活中也選擇集體行動(dòng)[12]。在創(chuàng)業(yè)方面,農(nóng)民工也表現(xiàn)出同鄉(xiāng)同業(yè)“扎堆”的就業(yè)創(chuàng)業(yè)特征。同群效應(yīng)潛移默化地影響著農(nóng)民工社會生活的各個(gè)方面,甚至影響其市民化意愿。農(nóng)民工作為弱勢群體,其獲取資源信息的能力弱,在信息不充分的情況下,他們會選擇收集同群者的相關(guān)信息,使自己的行為趨于其他農(nóng)民工的行為,以此來降低因信息不對稱所帶來的潛在風(fēng)險(xiǎn),節(jié)約經(jīng)濟(jì)成本和時(shí)間成本[13]。具有市民化意愿的同伴群體會為其他農(nóng)民工提供更多關(guān)于定居優(yōu)勢方面的信息,減少農(nóng)民工因不確定的外部環(huán)境和行為結(jié)果導(dǎo)致的消極情緒[14]。與此同時(shí),擁有市民化意愿的同群農(nóng)民工就業(yè)狀態(tài)穩(wěn)定,就業(yè)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)達(dá),有利于農(nóng)民工形成穩(wěn)定的就業(yè)狀態(tài),獲得穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)收入,為農(nóng)民工定居城市奠定經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。農(nóng)民工群體在考慮定居或者落戶時(shí),也注重自身的城市融合的水平。城市級別越高,城市規(guī)模越大,農(nóng)民工越容易聚集,與當(dāng)?shù)鼐用竦母綦x就越大,影響其市民化意愿[15]。城市行政級別越高,農(nóng)民工與城市居民在收入、受教育程度、社會網(wǎng)絡(luò)、社會保障制度等方面差距越大,農(nóng)民工市民化的能力也逐漸提升[16]。由此提出假設(shè):

    H1a:同群市民化意愿對農(nóng)民工市民化具有正向影響。

    H1b:不同城市級別下農(nóng)民工市民化的同群效應(yīng)存在差異,同群效應(yīng)對一線城市農(nóng)民工的影響更為強(qiáng)烈。

    1.2 同群效應(yīng)、社會融合與農(nóng)民工市民化的關(guān)系

    黃敦平等[17]研究指出社會融合對農(nóng)民工市民化意愿存在顯著影響。目前,我國總體農(nóng)民工仍處于低度城市社會融合階段,其中農(nóng)民工中的自雇傭群體(農(nóng)民工老板和個(gè)體農(nóng)民工)已進(jìn)入城市社會融合的中期階段[18]。周建華等[19]認(rèn)為自雇農(nóng)民工活動(dòng)范圍廣、投入更大,與當(dāng)?shù)厣鐣用窠煌o密,應(yīng)促進(jìn)其社會融合,推動(dòng)其市民化進(jìn)程。Alesina等[20]發(fā)現(xiàn)在一定的空間范圍內(nèi)人與人之間的信任會相互影響,周圍人群的內(nèi)心想法經(jīng)常牽動(dòng)個(gè)體心理的走向。那么,農(nóng)民工群體中同伴的社會融入意愿越高,也越會推動(dòng)農(nóng)民工市民化進(jìn)程。由此提出假設(shè):

    H2:社會融合是同群效應(yīng)影響市民化意愿的中介機(jī)制。

    2 研究設(shè)計(jì)

    2.1 數(shù)據(jù)的來源

    本文使用的數(shù)據(jù)來源于2017年中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查中的流動(dòng)人口問卷(八城市)(C卷),該問卷的特點(diǎn)是選取蘇州、青島、鄭州、長沙、廣州、重慶市九龍坡區(qū)、西雙版納州、烏魯木齊等8個(gè)代表性城市(區(qū))。采用分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS抽樣方法,以“在本地居住一個(gè)月及以上,非本區(qū)(市、縣)戶口的15周歲及以上(2002年4月及以前出生)的男性和女性流動(dòng)人口”作為調(diào)查對象,調(diào)查樣本總量為13998個(gè)。由于本文調(diào)查的是進(jìn)城農(nóng)民工的市民化意愿,所以剔除城鎮(zhèn)戶口的樣本及缺失值,獲得有效數(shù)量值7050個(gè)。

    2.2 變量選擇與描述

    2.2.1 被解釋變量 被解釋變量為農(nóng)民工市民化意愿。在已有的研究中,學(xué)者們選取了不同的指標(biāo)考察農(nóng)民工市民化意愿。王桂新等[21]以“是否轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)戶口”作為農(nóng)民工市民化的指標(biāo)。秦立建等[22]采用多維的指標(biāo),以城市融入意愿、愿意長期居住城市、轉(zhuǎn)為城市戶口作為農(nóng)民工市民化的指標(biāo)。祝仲坤等[23—24]以長期留居意愿、戶籍轉(zhuǎn)換意愿、身份認(rèn)同意愿作為農(nóng)民工市民化意愿的考察指標(biāo)??梢?,無論采用單一指標(biāo)還是多維指標(biāo)考察農(nóng)民工市民意愿,是否愿意將戶口遷入城市始終是衡量農(nóng)民工市民化意愿的重要標(biāo)志。因此,以“如果您符合本地落戶條件,您是否愿意把戶口遷入本地?”對農(nóng)民工市民化意愿進(jìn)行考察,選擇項(xiàng)“愿意”賦值為1,“不愿意”和“沒想好”賦值為0。

    2.2.2 核心解釋變量 核心解釋變量為同群效應(yīng)。由于信息不對稱,農(nóng)民工獲取準(zhǔn)確信息的成本較高,因此農(nóng)民工會采取“搭便車”的方式在群體中學(xué)習(xí)。農(nóng)民工個(gè)體通過觀察同伴的行為來推測和提取信息。他們不斷地從同群者中獲取信息,最終使個(gè)人行為與群體行為保持一致[12]。因此,同伴農(nóng)民工的總體市民化意愿就是農(nóng)民工的同群效應(yīng)。為了突出個(gè)體層面的差異性,本文將調(diào)研所在社區(qū)內(nèi)的全部農(nóng)民工除目標(biāo)農(nóng)民工以外的其他愿意市民化的農(nóng)民工數(shù)量之和與社區(qū)全部農(nóng)民工數(shù)量相比作為變量定義[25]。

    2.2.3 中介變量 中介變量是社會融合。本文以“我很愿意融入本地人當(dāng)中,成為其中一員”這個(gè)問題對變量進(jìn)行考察,將選項(xiàng)答案中的“完全不同意”賦值為1,“不同意”賦值為2,“基本同意”賦值為3,“完全同意”賦值為4,通過加總?cè)【档姆椒ǖ玫阶兞咳≈?,取值范圍?~4之間,分值與農(nóng)民工社會融合成正比。

    2.2.4 其他解釋變量 控制變量,主要包含個(gè)體特征、家庭特征、流動(dòng)特征。具體變量含義與賦值如表1所示。

    表1 變量含義與賦值

    2.3 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

    根據(jù)已有的文獻(xiàn)研究,不同城市級別的農(nóng)民工在收入水平、居住福利、社會保障、心理壓力都存在差異,故農(nóng)民工市民化意愿也有所不同。本文對不同城市級別的農(nóng)民工進(jìn)行分群體討論,將樣本中的城市群劃為3個(gè)級別,一線城市(廣州、重慶)、二線城市(青島、鄭州、長沙、蘇州)、三線城市(烏魯木齊和西雙版納州)。樣本觀測值總數(shù)為7050,其中一線城市為1487、二線城市為4416、三線城市為1147。根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(表2)顯示,全體樣本農(nóng)民工市民化意愿均值為0.369,一線城市農(nóng)民工市民化意愿高于二線、三線城市,且其同群效應(yīng)也高于二線、三線城市,說明城市級別越高,農(nóng)民“抱團(tuán)”特征越明顯。二線城市農(nóng)民工市民化意愿、同群效應(yīng)低于三線城市,是由于地緣關(guān)系,三線城市城區(qū)較小,農(nóng)民工聯(lián)系也較為緊密,易聚集在一起生活。此外,可以發(fā)現(xiàn)一線城市農(nóng)民工的同群效應(yīng)為0.397,明顯高于全樣本0.361,體現(xiàn)出一線城市的農(nóng)民工更愿意主動(dòng)與城市居民交往。從個(gè)體特征來看,一線、二線城市農(nóng)民工群體的女性比例明顯高于三線城市,性別差異顯著;從受教育程度來看,三線城市僅為2.991,明顯低于一線、二線城市,文化程度較低;二線城市的已婚情況高于一線、三線城市;三線城市農(nóng)民工自評健康均值1.221,顯著高于一線、二線城市;一線、二線、三線城市的農(nóng)民工就業(yè)身份均值相差不大,大多是自雇和受雇。從家庭特征來看,3個(gè)級別的城市同住家庭成員數(shù)量均值相似,二線城市的人均收入比三線城市高0.15左右。從城市特征看,一線城市農(nóng)民工每月住房支出均值為6.632,二線城市的每月住房支出均值為6.840,顯著高于三線城市的6.414,表明農(nóng)民工群體更熱衷于在經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的城市發(fā)展。而城市級別越高,生活成本也越高,一線城市與二線城市相比,一線農(nóng)民工的經(jīng)濟(jì)壓力更大因此會壓縮自己的生活質(zhì)量尋找價(jià)格低廉的房屋。社區(qū)是否提供健康檔案方面,三線城市為0.347,二線城市為0.292,一線城市為0.233,表明相較于三線城市,一線、二線城市的農(nóng)民工數(shù)量多、流動(dòng)性強(qiáng),其社區(qū)在提供健康檔案方面難度較大。

    表2 樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

    2.4 模型設(shè)定

    本研究采用Probit模型進(jìn)行定量分析,首先對全樣本農(nóng)民工市民化的同群效應(yīng)進(jìn)行分析探究,再根據(jù)城市級別,對一線城市、二線城市和三線城市進(jìn)行對比分析。具體模型如下:

    式(1)中,Yi表示第i個(gè)農(nóng)民工的市民化意愿,為二值變量,si表示除第i個(gè)農(nóng)民工以外其他農(nóng)民工市民化意愿均值,衡量了第i個(gè)農(nóng)民工的同群市民化意愿均值;Xi表示個(gè)體、家庭、流動(dòng)控制變量。α、β、γ為待估參數(shù),εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

    3 實(shí)證結(jié)果分析

    3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

    同群效應(yīng)對農(nóng)民工市民化意愿影響研究的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3所示。第(1)列是全體樣本中同群效應(yīng)對市民化意愿的回歸估計(jì)結(jié)果,第(2)、(3)、(4)列代表同群效應(yīng)對農(nóng)民工市民化意愿在不同城市中的影響結(jié)果。

    從模型的估計(jì)結(jié)果中看,模型運(yùn)行良好,4個(gè)模型的同群效應(yīng)均在1%的顯著性水平上顯著,系數(shù)為正。全樣本農(nóng)民工同伴的市民化意愿每增加1個(gè)單位,農(nóng)民工自身市民化意愿同比增加27.8%,表明同群效應(yīng)對農(nóng)民工市民化意愿具有正向的促進(jìn)作用,H1a得到驗(yàn)證。這說明農(nóng)民工會收集同群者的相關(guān)信息,參考其他農(nóng)民工的信息來做出自己的決策,以此降低相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)。此外,從城市級別方面分析,一線城市農(nóng)民工的同群效應(yīng)為28.5%,二線城市農(nóng)民工的同群效應(yīng)為24.7%,三線城市農(nóng)民工的同群效應(yīng)為19.3%,呈現(xiàn)出依次下降的趨勢,說明在大城市的農(nóng)民工市民化意愿更受同伴農(nóng)民工的影響,H1b得到了驗(yàn)證。

    從個(gè)體特征層面看,性別、婚姻狀況和就業(yè)特征的影響系數(shù)不顯著,表明其對農(nóng)民工市民化意愿沒有影響。年齡對農(nóng)民工市民化意愿具有負(fù)向影響,在三線城市的回歸結(jié)果中P值均小于0.01,表明隨著農(nóng)民工群體年齡的增長,其市民化意愿越低,但這一消極影響在一、二線城市中并不顯著。受教育程度的系數(shù)在1%的水平上正向顯著,說明文化程度越高的農(nóng)民工市民化意愿也越高,可能的原因是學(xué)歷高的農(nóng)民工其工作收入也相對較高,經(jīng)濟(jì)融入是農(nóng)民工城市融入的最低標(biāo)準(zhǔn)。自評健康的系數(shù)顯著為負(fù)值,說明自評健康對農(nóng)民工市民化意愿存在負(fù)向影響。從家庭特征層面看,同住家庭成員人數(shù)和人均收入對農(nóng)民工市民化意愿并無影響,相對于本村沒有外出的農(nóng)民來說,外出務(wù)工的農(nóng)民工內(nèi)心更加獨(dú)立自主,較少受到家庭的牽絆與束縛。流動(dòng)特征層面看,社區(qū)是否辦理健康檔案在1%水平上顯著,辦理健康檔案對農(nóng)民工市民化意愿具有積極作用,即城市社會保障制度的擁有,增加了農(nóng)民工留城的意愿。

    3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    為了保證實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性,本文將替換原有的模型,使用Ologit模型替換前文的Probit模型。此外,替換原有的被解釋變量,將“在今后一段時(shí)間,繼續(xù)留在本地定居”視為有定居意愿,以此來檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。回歸結(jié)果如表4所示,替換后的模型在統(tǒng)計(jì)上依然顯著,影響方向也一致??梢?,本文的結(jié)論是正確的。

    表4 基于變量替換的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    3.3 同群效應(yīng)影響農(nóng)民工市民化意愿的機(jī)制檢驗(yàn)

    通過前文的分析,我們可以得出同群效應(yīng)正向影響農(nóng)民工市民化的意愿,然而這種影響是否通過農(nóng)民工的社會融合發(fā)揮作用,現(xiàn)有研究尚未得出準(zhǔn)確結(jié)論。理論上來說,同伴中農(nóng)民工社會融入意愿越高,越會推動(dòng)農(nóng)民工市民化的進(jìn)程。因此,同群效應(yīng)對于農(nóng)民工市民化意愿中可能隱含“同群效應(yīng)→社會融合→市民化意愿”的因果鏈條,即同群效應(yīng)導(dǎo)致農(nóng)民工的社會融合出現(xiàn)變化,進(jìn)而影響了其的市民化意愿。

    Baron和Kenny[26]在1986年提出了因果效應(yīng)逐步回歸法,本文使用該法建立了中介效應(yīng)模型,包括以下3個(gè)方程:(1)農(nóng)民工市民化意愿模型,基于全樣本數(shù)據(jù),在加入控制變量的基礎(chǔ)上,檢驗(yàn)同群效應(yīng)對農(nóng)民工市民化意愿的總效應(yīng);(2)社會融合模型,分析同群效應(yīng)對社會融合的回歸,檢驗(yàn)回歸系數(shù)的顯著性;(3)聯(lián)合模型,分析社會融合變量加入后同群效應(yīng)對農(nóng)民工市民化意愿的回歸,檢驗(yàn)回歸結(jié)果是否存在中介效應(yīng)。具體模型的設(shè)定如下:

    式中,Mi表示農(nóng)民工的城市融合,城市融合變量屬于排序數(shù)據(jù),因此,公式(3)采用Oprobit模型進(jìn)行回歸,其余變量、參數(shù)及隨機(jī)誤差項(xiàng)與公式(1)一致。公式(2)、公式(4)使用Probit模型進(jìn)行回歸。

    中介效應(yīng)模型的逐步回歸結(jié)果如表5所示,全樣本(8)、(9)、(10)分別表示市民化意愿模型、社會融合模型和聯(lián)合模型。市民化意愿模型的結(jié)果顯示,同群效應(yīng)明顯提高農(nóng)民工市民化的意愿。社會融合模型的結(jié)果揭示了同群效應(yīng)和社會融合變量的關(guān)系:農(nóng)民工同群效應(yīng)越大,其社會融合越高。聯(lián)合模型中,同群效應(yīng)和社會融合均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上具有顯著性,說明兩者均在影響農(nóng)民工市民化意愿中具有積極作用。通過橫向比較,從全樣本(8)到全樣本(10),將同群效應(yīng)和社會融合加入聯(lián)合模型后,同群效應(yīng)對農(nóng)民工市民化的邊際效應(yīng)從2.775降低至2.595。

    表5 中介效應(yīng)的逐步回歸結(jié)果

    參照溫忠麟[27]等提出的檢驗(yàn)中介效應(yīng)的過程:依次檢驗(yàn)全樣本(8)中Si的系數(shù)β0,全樣本(9)和全樣本(10)中的Si的系數(shù)λ0和Mi的系數(shù)γ、方程(4)中Si系數(shù)δ,結(jié)果表明系數(shù)顯著;最后,比較系數(shù)δ、γ、δ1,結(jié)果顯示三者符號一致為正號,表明屬于部分中介效應(yīng),且社會融合在同群效應(yīng)和農(nóng)民工市民化意愿的關(guān)系中所占的比重為0.179。

    本文還利用Sobel法進(jìn)行二次檢驗(yàn),進(jìn)一步確認(rèn)中介效應(yīng)是否存在。結(jié)果顯示,Z值為9.777,在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,中介效應(yīng)的占比與前文相差不大。此外,本文使用Bootstrap法迭代1000次后,結(jié)果顯示直接效應(yīng)置信區(qū)間為[0.8,0.9],不包含0,證實(shí)了部分中介效應(yīng)的存在,即社會融合是同群效應(yīng)影響進(jìn)城農(nóng)民工市民化意愿的途徑之一。

    通過逐步回歸結(jié)果、Sobel法及Bootstrap迭代法的檢驗(yàn),證實(shí)社會融合在同群效應(yīng)和農(nóng)民工市民化意愿中發(fā)生中介效應(yīng)作用,即農(nóng)民工的同群效應(yīng)通過影響其社會融合,進(jìn)而影響他們的市民化意愿,存在“同群效應(yīng)→社會融合→市民化意愿”這一因果鏈條,由此假設(shè)H2得到了驗(yàn)證。

    4 結(jié)論與建議

    本文基于2017年中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查中的衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù),系統(tǒng)考察了同群效應(yīng)對農(nóng)民工市民化意愿的影響。本研究表明:(1)同群效應(yīng)對農(nóng)民工市民化意愿具有顯著的正向影響,同伴中市民化意愿越高,農(nóng)民工自身市民化意愿也相應(yīng)提高。通過替換變量、替換模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后,結(jié)果基本一致。在劃分城市級別后,發(fā)現(xiàn)一線城市農(nóng)民工的同群效應(yīng)顯著系數(shù)大于二、三線城市,可知同群效應(yīng)對一線城市農(nóng)民工市民化意愿影響更為顯著。(2)從中介效應(yīng)模型的結(jié)果中看,社會融合是同群效應(yīng)影響農(nóng)民工市民化意愿的中間機(jī)制,農(nóng)民工的同群效應(yīng)可以通過影響其社會融合,進(jìn)而作用于他們流入城市的市民化意愿,“同群效應(yīng)→社會融合→市民化意愿”的因果鏈條成立。

    基于上述結(jié)論,本研究提出如下政策建議:第一,發(fā)揮進(jìn)城農(nóng)民工所在社區(qū)的力量,拓寬農(nóng)民工社交圈。通過人際交往、社區(qū)文化建設(shè)等活動(dòng),增加農(nóng)民工與本地市民互動(dòng)的機(jī)會,減少其與本地市民的距離感,緩解他們的心理壓力,增強(qiáng)他們的城市融入感,從而提高農(nóng)民工市民化意愿。第二,通過搭建社會參與平臺,加強(qiáng)農(nóng)民工與本地市民的互動(dòng)。鼓勵(lì)農(nóng)民工參與本地的社會活動(dòng),增強(qiáng)本地市民對農(nóng)民工的身份認(rèn)同,打消農(nóng)民工與本地市民的隔閡,讓農(nóng)民工意識到自己同本地市民一樣,是推動(dòng)社會進(jìn)步和發(fā)展不可或缺的角色,強(qiáng)化農(nóng)民工的主人翁意識。此外,以互聯(lián)網(wǎng)為載體推出線上的社會參與平臺,使農(nóng)民工社會參與的途徑不受空間和地域限制,促進(jìn)農(nóng)民工的身份融合。第三,完善以政府為主導(dǎo)的職業(yè)培訓(xùn),提升農(nóng)民工的工作技能。根據(jù)農(nóng)民工現(xiàn)實(shí)的工作需求,有針對性地改善和更新培訓(xùn)內(nèi)容;完善就業(yè)體系,從經(jīng)濟(jì)方面提高農(nóng)民工的城市融入能力。

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