新生代農(nóng)民工城市長期居留意愿的影響因素研究

肖晚秋

(廣東培正學(xué)院 經(jīng)濟學(xué)系，廣州 422300)

一、引言

目前，我國經(jīng)濟從高速發(fā)展進入了中高速發(fā)展的新常態(tài)。為了實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，我國需要尋找新的經(jīng)濟增長點，避免經(jīng)濟陷入中等收入陷阱。中共中央在2015年12月召開的中央城市工作會議中指出，推動以人為核心的新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，發(fā)揮城鎮(zhèn)化擴大內(nèi)需的潛力，促進我國經(jīng)濟可持續(xù)增長。在新型城鎮(zhèn)化建設(shè)階段，城市競爭從過去的資本競爭轉(zhuǎn)為勞動力的競爭，能夠吸引勞動力并使勞動力長期定居下來是城市可持續(xù)發(fā)展的必要條件。

蔡昉(2001)提出勞動力的遷移一般分為兩個階段：第一個階段是勞動力從原來居住的地方遷移出去；第二個階段是勞動力在新的居住地定居下來。我國勞動力遷移第一個階段已基本完成，但是第二個階段進展緩慢[1]。劉斌(2020)等人的研究認(rèn)為戶籍制度顯著地降低了農(nóng)民工的居住意愿[2]，但是劉金鳳等(2021)、張莉等(2017)、周穎剛等(2019)認(rèn)為城市高房價阻礙了外來勞動力的流入，擠出了沒有購房的高技能勞動力[3-5]。從上面的分析可以看到，目前學(xué)術(shù)界對勞動力居留意愿的影響因素還有比較大的分歧，值得進一步探討。

本研究的貢獻主要體現(xiàn)為以下兩個方面：首先，本文研究對象和大部分文獻的研究對象不同，大部分文獻的研究對象是整體流動人口或者全部農(nóng)民工，本文的研究對象為新生代農(nóng)民工。新生代農(nóng)民工已經(jīng)發(fā)展為農(nóng)民工的主力，與上一代農(nóng)民工在成長過程、思想觀念、身份認(rèn)同等方面有諸多不同，應(yīng)該單獨予以研究。其次，研究方法不同?，F(xiàn)有研究大多使用城市房價來研究其對農(nóng)民工定居意愿的影響，本研究采用中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，用各個因素的優(yōu)勢比(OR值)來衡量因素的影響力，發(fā)現(xiàn)是否擁有自有房產(chǎn)的OR值為其他因素的6—68倍，該因素為新生代農(nóng)民工城市居留意愿最重要的影響因素。

二、理論分析

從經(jīng)濟學(xué)的角度來分析，農(nóng)村流動人口是否在城市落戶是基于成本與收益權(quán)衡后作出的選擇。農(nóng)村人口流入城市的收益包括更高的教育水平、更好的醫(yī)療以及其他公共服務(wù)等。但是在城市定居也要付出相應(yīng)的成本，包括更高的購房成本、更高的生活費用、擁擠的交通、污染的空氣、孩子的教育費用以及背井離鄉(xiāng)的心理成本等，同時可能還要放棄農(nóng)村承包土地和宅基地帶來的收益。這些成本和收益與農(nóng)村流動人口本身的年齡、教育、收入等基本狀況相關(guān)，所以本文采用年齡、性別、教育程度、收入、房產(chǎn)等因素來研究其對新生代農(nóng)民工居留意愿的影響。

三、數(shù)據(jù)與模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自國家衛(wèi)生健康委員會組織的“中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查”(CMDS)。該調(diào)查覆蓋了全國31個省區(qū)市中流動人口較為集中的流入地，以在流入地居住一個月以上、非本區(qū)(縣、市)戶口且年齡在15周歲及以上的流動人口為調(diào)查對象，采用分層、多階段與規(guī)模成比例的PPS抽樣方法進行調(diào)查。本文采用(CMDS)2017年的調(diào)查數(shù)據(jù)，包含了流動勞動力家庭的基本信息、流動范圍和流動意愿、收支和居住、基本公共衛(wèi)生服務(wù)等多方面的信息。本文以新生代農(nóng)民工為研究對象，即1980年以后出生的務(wù)工經(jīng)商的農(nóng)業(yè)人口，數(shù)據(jù)經(jīng)過清洗后，最終保留37 386個有效樣本。

(二)變量選取

本文的因變量是勞動力家庭的居住意愿，我們根據(jù)CMDS問卷中受訪者對于“您是否打算繼續(xù)留在本地”及“如果您打算留在本地，您預(yù)計自己將在本地留多久”兩個問題來構(gòu)建。具體賦值規(guī)則為：將居留時間“五年以下”以及“不打算居留”的回答賦值為“0”，居留時間為五年以上的答案賦值為“1”，刪除回答為“沒想好”的樣本。自變量由8個變量組成，這些自變量可以分為3個類別，依次是：(1)樣本自身特征：包含性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度；(2)家庭財富特征因素：包含家庭月總收入、在老家是否有宅基地、現(xiàn)在的住房情況；(3)醫(yī)療保險：包含是否參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險。

(三)模型設(shè)計

由于因變量長期居留是二元分類變量，各個自變量也以分類變量為主，所以適合用二元Logit模型來分析。用X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8分別表示性別、年齡、教育、婚姻、每月總收入、宅基地、住房性質(zhì)、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險等8個自變量，β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7、β8表示各自變量對應(yīng)的回歸系數(shù)，將長期居留作為因變量，建立二元Logit回歸模型，模型公式為：ln(p/1-p)=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β8X8，p代表長期居留為1的概率，1-p代表長期居留為0的概率。

四、實證及分析結(jié)果

(一)數(shù)據(jù)多重共線性檢驗

本文運用方差膨脹因子VIF法對所有自變量進行多重共線性檢驗。檢驗結(jié)果顯示，模型中各自變量的VIF值全部小于5，意味著不存在共線性問題。另外，模型通過F檢驗(F=1 124.600，p=0.000<0.05)，并且D-W值在數(shù)字2附近，因而說明模型不存在自相關(guān)性，樣本數(shù)據(jù)之間并沒有關(guān)聯(lián)關(guān)系。

(二)二元Logit回歸結(jié)果

以年齡、教育、婚姻、每月總收入、宅基地，住房性質(zhì)、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險等8個因素為自變量，以居留意愿為因變量，構(gòu)建基礎(chǔ)Logit回歸模型(1)?；貧w結(jié)果如表1所示，第二列為對應(yīng)的p值，第三列為對應(yīng)的優(yōu)勢比OR值。模型通過似然比檢驗，p值小于0.05，說明本次模型構(gòu)建有意義。整體來說大部分自變量對長期居留有顯著影響。

性別為男性的回歸系數(shù)值為-0.082，并且呈現(xiàn)出0.01水平的顯著性，意味著男性長期居留意愿較低。其優(yōu)勢比OR值為0.921，意味著相對于女性而言，男性長期居留的概率降低了0.921倍。新生代農(nóng)民工又可以細分為80后和90后及00后，年齡為80后會對長期居留產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系，其OR值為1.569，說明相對于90后和00后，80后的長期居留的概率增加了1.569倍。在教育方面，初中水平的回歸系數(shù)值為0.068，但是并沒有呈現(xiàn)出顯著性，意味著初中教育并不會對長期居留產(chǎn)生影響關(guān)系。但是高中及本?？平逃尸F(xiàn)出0.01水平的顯著性，尤其是本專科教育的OR值較高，為1.991，意味著相對于參照組即初中以下文化的樣本，接受過本?？平逃臉颖鹃L期居留的概率會增加1.991倍。但是研究生教育水平?jīng)]有呈現(xiàn)顯著性，并不會對長期居留產(chǎn)生影響關(guān)系，這個可能是樣本中研究生數(shù)量(僅占總樣本數(shù)量的0.29%)太少導(dǎo)致的。從婚姻方面來看，初婚和再婚樣本相對于未婚樣本長期居留意愿更高，尤其是再婚樣本人群，其OR值為2.332，長期居留意愿最為強烈。收入分為三個階段，從結(jié)果看，每個階段的收入樣本都對長期居留有顯著的影響，月收入為12 000元以上人群，長期居留意愿更為明顯。

宅基地呈現(xiàn)出0.01水平的顯著性，意味著有宅基地會對長期居留產(chǎn)生顯著的影響。農(nóng)民工在城市長期居留期間無法獲得宅基地帶來的收益，是農(nóng)民工進城的機會成本，對長期居留意愿有負(fù)面影響。從現(xiàn)有的住房性質(zhì)來看，自有房產(chǎn)對長期居留有顯著的正向影響關(guān)系，其OR值高達16.701，遠遠超過其他因素，意味著在工作城市擁有自己的房子的人群，相對于廠里包住的參照人群而言，長期居留的概率增加幅度為16.701倍。從OR值來看，可以認(rèn)為住房性質(zhì)是長期居留最重要的影響因素。另外，參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)療也會對長期居留產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系，其OR值為1.352。

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文采用兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗。第一種方法是改變樣本范圍，從總樣本中選取35個大中型城市數(shù)據(jù)進行檢驗。將性別、年齡、教育、婚姻、每月總收入、宅基地、住房性質(zhì)、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療8個自變量和居留意愿進行Logit回歸分析，建立Logit模型(2)?；貧w結(jié)果如表1所示，第四列為對應(yīng)的p值，第五列為對應(yīng)的優(yōu)勢比OR值。模型通過似然比檢驗。

第二種穩(wěn)健性檢驗的方法是增加自變量。為了考察就業(yè)因素對新生代農(nóng)民工長期居留意愿的影響，增加勞動合同這個因素進行檢驗。勞動合同分為有固定期限勞動合同、無固定期限勞動合同和無勞動合同。將原有的8個自變量以及勞動合同共9個自變量和居留意愿進行Logit回歸分析，建立Logit模型(3)?；貧w結(jié)果如表1所示，第六列為對應(yīng)的p值，第七列為對應(yīng)的優(yōu)勢比OR值。模型通過似然比檢驗，p值小于0.05。

對比模型(1)、模型(2)和模型(3)的結(jié)果，可以看到三次回歸的結(jié)果基本相同，大部分自變量依然對居留意愿有顯著性影響。從OR值來看，自有房產(chǎn)的OR值高達21.114，同樣還是遠遠超出其他影響因素，為諸多影響因素中影響力最大的因素；OR值位于第二位的是婚姻狀態(tài)，位于第三位的是教育水平。由于上述三個模型的結(jié)論比較接近，所以可以認(rèn)為基本模型即模型(1)的結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論及政策建議

(一)結(jié)論

本文研究了新生代農(nóng)民工城市長期定居的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：性別、年齡、教育水平、婚姻狀況、收入水平、宅基地的擁有狀況、現(xiàn)有住房的性質(zhì)、醫(yī)療保險等因素對其均有顯著影響。從OR值看，在上述影響因素中，現(xiàn)有住房狀態(tài)影響力最大，擁有自有房產(chǎn)的OR值是其他因素的8倍左右，甚至是有些因素的68倍。提高自有房產(chǎn)的擁有率，將極大地提高新生代農(nóng)民工的居留意愿。目前我國整體房價水平過高，房價收入比遠超過世界銀行公布的3—6倍的合理水平，高房價導(dǎo)致目前自有房產(chǎn)的比例偏低，從而顯著地降低了新生代農(nóng)民工的長期居留意愿?；橐鰻顩r的影響力僅次于自有房產(chǎn)，穩(wěn)定的婚姻提高了新生代農(nóng)民工的居留意愿。本專科教育水平的OR值低于婚姻狀態(tài)，提高教育水平，可提高其居留意愿。

(二)政策建議

根據(jù)以上研究結(jié)論提出如下建議：第一，政府應(yīng)出臺強有力的調(diào)控政策，將房價控制在適度水平，降低房價收入比，提高新生代農(nóng)民工自有房產(chǎn)的擁有率，有利于提高其城市長期居留的意愿，推進我國城鎮(zhèn)化高質(zhì)量發(fā)展的進程。第二，政府應(yīng)采取適當(dāng)?shù)娜丝谡撸３秩丝诒壤齾f(xié)調(diào)，降低未婚等單身農(nóng)民工的數(shù)量，提高新生代農(nóng)民工婚姻家庭的比例。第三，提高農(nóng)村地區(qū)的教育水平，并制定優(yōu)惠政策，對新生代農(nóng)民工進行職業(yè)培訓(xùn)。勞動力的技能水平提升后，收入也將隨之上升，收入水平更高的人群長期定居意愿更高，同時，此舉也將提高新生代農(nóng)民工的住房購買能力，從而進一步提高長期定居意愿。