“留城”抑或“回鄉(xiāng)”：城市融合中青年農(nóng)民工定居的理性決策

張瑜　楊哲

摘 要：采用2010年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用理性選擇理論，從微觀層面與系統(tǒng)層面分析哪些因素對(duì)青年農(nóng)民工城市定居產(chǎn)生影響，并討論該群體城市定居首要考慮的因素。研究發(fā)現(xiàn)：微觀層面上的學(xué)歷水平、黨員身份、“流入地”家庭年收入以及“流入地”家庭居住支出對(duì)青年農(nóng)民工城市定居有顯著影響；系統(tǒng)層面上的就業(yè)制度環(huán)境、住房政策以及社會(huì)公平環(huán)境對(duì)青年農(nóng)民工城市定居有顯著影響，而社會(huì)保障制度對(duì)青年農(nóng)民工城市定居沒(méi)有顯著影響；基于微觀層面和系統(tǒng)層面因素理性考慮，青年農(nóng)民工群體傾向性選擇在小城市、縣城/縣級(jí)市和地級(jí)市定居，省會(huì)城市和直轄市對(duì)其定居沒(méi)有吸引力。

關(guān)鍵詞：青年農(nóng)民工；城市定居；理性選擇

中圖分類號(hào)：F323.6；C913.31 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2018）04-0083-06

一、前言

根據(jù)國(guó)家2016年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告內(nèi)容，2016年農(nóng)民工總量為28 171萬(wàn)人，在1980年及以后出生的農(nóng)民工占外出群體的絕大多數(shù)，其比重占外出總量的49.7%，比上年提高1.2個(gè)百分點(diǎn)①。如此龐大數(shù)量的青年農(nóng)民工群體為新型城市化推進(jìn)、城市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及城市生活質(zhì)量的提高做出了貢獻(xiàn)，但城市融合不緊密，多數(shù)農(nóng)民工未能在就業(yè)、社會(huì)保障及子女教育等方面享受城市居民的基本公共服務(wù)。如何有效促進(jìn)青年農(nóng)民工群體從農(nóng)村真正融入到城市生活中，不僅僅關(guān)系到新型城市化和現(xiàn)代化的順利推進(jìn)，也是實(shí)現(xiàn)和諧社會(huì)、公平正義以及社會(huì)穩(wěn)定的需要。在此背景下，關(guān)注農(nóng)民工群體城市居住問(wèn)題，探討“留城”還是“回鄉(xiāng)”逐漸成為近年來(lái)學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。

目前，關(guān)于農(nóng)民工群體城市定居意愿研究，已經(jīng)取得系列成果，可以從微觀層面與系統(tǒng)層面進(jìn)行歸納：一方面，微觀層面因素。從性別視角來(lái)看，男性農(nóng)民工定居城市意愿高于女性農(nóng)民工[1]；從年齡結(jié)構(gòu)視角看來(lái)，農(nóng)民工外出務(wù)工時(shí)間越長(zhǎng)則意味著該群體的年齡越大，因此，與青年農(nóng)民工相比，年長(zhǎng)的農(nóng)民工在城市定居的愿望更強(qiáng)烈[2-3]；學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工受教育水平對(duì)其城市定居有正向效應(yīng)[4-5]；農(nóng)民工預(yù)期收入對(duì)其城市定居產(chǎn)生重要影響，預(yù)算收入主要體現(xiàn)在就業(yè)形態(tài)與職業(yè)流動(dòng)[6-7]；還有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)民工對(duì)城市的公平感知度認(rèn)知也會(huì)影響城市定居選擇[8]。另一方面，系統(tǒng)層面因素。學(xué)者從地域差異視角研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工流入地的經(jīng)濟(jì)水平與其家鄉(xiāng)相比有明顯差異[9]、兩地房?jī)r(jià)也有明顯差別[10]、流入地對(duì)農(nóng)民工相關(guān)的政策扶持[11-12]、城市文化滲透[13]以及各類社會(huì)組織對(duì)農(nóng)民工的相關(guān)政策扶持[14]都對(duì)農(nóng)民工城市定居決策產(chǎn)生一定的影響。

以上農(nóng)民工群體城市定居意愿研究，忽略了農(nóng)民工代際分化因素，老一代農(nóng)民工與青年農(nóng)民工“留城”還是“回鄉(xiāng)”的決策有明顯差距。故文章從理性選擇理論視角來(lái)分析青年農(nóng)民工城市定居決策。那么，在城市融合中青年農(nóng)民工是“留城”還是“回鄉(xiāng)”？什么因素影響青年農(nóng)民工選擇城市定居？這些是本文試圖回答的問(wèn)題。

二、理論基礎(chǔ)與模型建構(gòu)

（一）理論基礎(chǔ)

理性選擇可以總結(jié)為效用最大化選擇，也就是說(shuō)理性行動(dòng)者會(huì)以付出最小代價(jià)獲取未來(lái)預(yù)期最大收益[14]。對(duì)于青年農(nóng)民工而言，其預(yù)期收益差異取決于所采取不同的行動(dòng)，然而青年農(nóng)民工群體的城市定居意愿取決于預(yù)期收益是否最大化，而這種預(yù)期收益是否最大化，不僅限于其經(jīng)濟(jì)生活，也包括文化融入性、社會(huì)公正性、政治訴求合理性等，青年農(nóng)民工群體城市定居理性選擇可用公式（1）來(lái)表示：

V=BP-PτC（1）

If Vi>Vj then Vi is chosen

在這里，B表示青年農(nóng)民工群體選擇定居城市中未來(lái)預(yù)期主觀期待收益；C表示青年農(nóng)民工群體獲得收益過(guò)程中要付出一定代價(jià)，主要包含青年農(nóng)民工群體預(yù)期的城市定居投資房產(chǎn)費(fèi)用和適應(yīng)性過(guò)程中遇到的處罰；P是青年農(nóng)民工群體預(yù)計(jì)獲得成功的概率；Pτ表示青年農(nóng)民工群體預(yù)計(jì)損失概率事件；V表示青年農(nóng)民工群體獲得的凈收益；i和j分別表示青年農(nóng)民工個(gè)體i和青年農(nóng)民工個(gè)體j。

（二）模型建構(gòu)

在討論青年農(nóng)民工群體城市定居選擇時(shí)，可建立青年農(nóng)民工城市定居選擇效用函數(shù)，將其選擇城市定居用數(shù)字1表示，而不選擇城市定居用數(shù)字0表示。用U1i表示第i個(gè)青年農(nóng)民工城市選擇的效用，U0i表示第i個(gè)青年農(nóng)民工不選擇城市定居的效用。其效用均為隨機(jī)變量，于是有：

U1i =α1+Xi′β1+ui1 [1]U0i =α0+Xi′β0+ui0 [2]（2）

將[1]-[2]，得：

U1i -U0i =（α1-α2）+Xi′（β1-β0）+（ui1-ui0）（3）

記：yi*=ui1-ui0；α*=α1-α2；β*=β1-β0；ui*=ui1 -ui0

則有Yi*=α*+Xi′β*+ui*，當(dāng)效用差Yi*大于零，則應(yīng)該選“1”，表示青年農(nóng)民工選擇城市定居；當(dāng)效用差Yi*小于零，則應(yīng)該選“0”，表示青年農(nóng)民工不選擇城市定居。

故p（Yi=1）=p（Yi*>0）=P（ui*>-α*-Xi′β*）=1-F（-α*-Xi′β*）（4）

p（Yi=0）=p（Yi*≤0）=P（ui*≤-α*-Xi′β*）=F（-α*-Xi′β*）（5）

結(jié)合自變量Yi*及定居意愿事件發(fā)生的概率，為概率事件發(fā)生提供可估計(jì)的結(jié)構(gòu)模型，當(dāng)yi*>0時(shí)，取yi=yi*>0，稱yi為“無(wú)限制”觀測(cè)值；當(dāng)yi*≤0時(shí)，取yi=0，稱yi為“受限”觀測(cè)值。當(dāng)“受限”觀測(cè)值均截取為0的時(shí)候，可推廣的模型為：

yi*=βTxi+εi，（i=1…N）（6）

假設(shè)εi～N（0，σ2），令yi*=α0+α1M1+α2M2+μ（7）

由于樣本對(duì)于總體二分變量，因此，可以用二元 模型估計(jì)，在式（7）中，yi*表示第i位青年農(nóng)民工城市定居決策，其受到眾多因素影響，如微觀解釋變量M1、系統(tǒng)解釋變量M2及誤差項(xiàng)μ。

三、研究設(shè)計(jì)與分析

（一）研究的數(shù)據(jù)獲取

本研究使用2010年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS2010）的數(shù)據(jù)②，青年農(nóng)民工群體是文章的重點(diǎn)研究對(duì)象。文章界定青年農(nóng)民工群體是指1980年以后出生且外出從業(yè)6個(gè)月以上的農(nóng)村勞動(dòng)力。故文章給出青年農(nóng)民工的定義：是指戶籍在農(nóng)村，從事非農(nóng)工作，其年齡在18-35周歲的青年人口。根據(jù)（CGSS2010）提供的數(shù)據(jù)，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行有效整理后，符合本文研究青年農(nóng)民工城市定居意愿的有效樣本數(shù)量為419個(gè)，運(yùn)用STATA14軟件對(duì)有效樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)、計(jì)算及分析。

（二）變量操作

青年農(nóng)民工城市定居意愿實(shí)證研究是從微觀及系統(tǒng)兩個(gè)層面來(lái)分析，故本文建構(gòu)的計(jì)量模型基本框架是：自變量是微觀和系統(tǒng)兩個(gè)層面的內(nèi)在各種影響因素，因變量是農(nóng)民工城市定居決策。定居決策是二分類變量，本文可采用的是二元Logit回歸模型，并結(jié)合CGSS2010數(shù)據(jù)對(duì)變量進(jìn)行處理。

第一，因變量（yi*）。模型的因變量：青年農(nóng)民工群體城市定居決策，該變量選取為“未來(lái)您是否有計(jì)劃到城市定居”。故變量操作過(guò)程為當(dāng)選擇“是”和“已經(jīng)在城市建房或者購(gòu)房”操作化為“1”，表示在城市定居；選擇“否”操作化為“0”，表示不在城市定居。

第二，自變量。文章根據(jù)已有的研究成果選擇自變量③。對(duì)模型中因變量和自變量的具體選取和說(shuō)明詳見(jiàn)表1所示。

（三）研究結(jié)果

1. 研究描述性分析。從表2中可以看出：第一，在微觀層面中，青年農(nóng)民工群體男性和女性比為46.3%，可以看出男女性別比呈現(xiàn)均等化形態(tài)；青年農(nóng)民工群體婚姻變量均值為0.295，從而可以發(fā)現(xiàn)多數(shù)青年農(nóng)民工還處于未婚狀態(tài)；在所觀測(cè)的數(shù)據(jù)中，是否是黨員的變量均值是0.133；在研究中也可以看出，多數(shù)青年農(nóng)民工群體受教育水平比較低，初中及以下占青年農(nóng)民工群體總數(shù)的72.49%；青年農(nóng)民工的“流入地”人均家庭年收入為36 394.76元，“流入地”人均家庭居住支出為2 058.84元。第二，在系統(tǒng)層面中，青年農(nóng)民工群體在“流入地”的社會(huì)保障參與程度不高，青年農(nóng)民工群體養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率為22.7%，醫(yī)療保險(xiǎn)參與率均值為20.7%；住房保障政策變量均值為0.238，多數(shù)青年農(nóng)民工群體還是被排除在城市住房保障政策外。目前，多數(shù)青年農(nóng)民工群體對(duì)社會(huì)公平感認(rèn)可度偏低，認(rèn)為目前社會(huì)處于相對(duì)不公平狀態(tài)。但青年農(nóng)民工就業(yè)制度有所改善，22.43%的青年農(nóng)民工群體就業(yè)時(shí)能夠完全自主決定工作方式，23.87%的青年農(nóng)民工群體就業(yè)時(shí)一定程度上能自主決定工作方式，這兩項(xiàng)累計(jì)百分比接近50%。

2. 模型回歸分析。第一，從微觀層面來(lái)看，青年農(nóng)民工群體性別和婚姻變量對(duì)其城市定居決策沒(méi)有顯著影響，但婚姻變量系數(shù)為負(fù)，在控制其他變量不變的條件下，與未婚青年農(nóng)民工群體相比，已婚青年農(nóng)民工群體在城市定居意愿下降了0.37倍（1-e-0.465），說(shuō)明如果目前處于已婚狀態(tài)青年農(nóng)民工群體多數(shù)傾向離開(kāi)城市，回流老家居住。目前，對(duì)于青年農(nóng)民工群體來(lái)說(shuō)，舉家遷移城市居住面臨諸多困難。表3中發(fā)現(xiàn)一個(gè)有意思的現(xiàn)象，如果青年農(nóng)民工群體是黨員身份，預(yù)期影響方向?yàn)檎h員變量系數(shù)為-0.863，且通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明是否是黨員身份對(duì)青年農(nóng)民工群體城市定居選擇有顯著影響，在其他條件不變時(shí)，相對(duì)于非黨員身份來(lái)說(shuō)，黨員身份青年農(nóng)民工群體城市定居意愿下降了0.58倍（1-e-0.863），一個(gè)可能解釋是，如果青年農(nóng)民工是黨員，意味著其在戶籍地屬于優(yōu)秀人員，是懷揣理想到城市務(wù)工，等待自己有能力時(shí)回流戶籍所在地創(chuàng)業(yè)，帶動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展。青年農(nóng)民工自身文化修養(yǎng)對(duì)其城市定居決策產(chǎn)生一定正向效應(yīng)，在表3回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，隨著受教育水平的提高，青年農(nóng)民工群體對(duì)應(yīng)城市定居意愿也逐步增強(qiáng)，故與初期假設(shè)方向一致?！傲魅氲亍奔彝ツ晔杖雽?duì)青年農(nóng)民工群體城市定居決策有顯著正向效應(yīng)，研究結(jié)果顯示，隨著“流入地”青年農(nóng)民工群體家庭年收入逐漸變多，其城市定居動(dòng)力也就逐漸增強(qiáng)?！傲魅氲亍鼻嗄贽r(nóng)民工家庭居住支出變量系數(shù)0.302，且顯著，但與假設(shè)向不一致，一個(gè)可能緣由是青年農(nóng)民工家庭居住支出高對(duì)應(yīng)著該群體的家庭收入也較高，故對(duì)應(yīng)著在城市居住條件相對(duì)較好，從而間接表明該群體在城市定居意愿也比較強(qiáng)烈。

第二，從系統(tǒng)層面來(lái)看，青年農(nóng)民工群體享受的社會(huì)保障，對(duì)該群體未來(lái)穩(wěn)定生活起到積極推動(dòng)的作用，從而對(duì)青年農(nóng)民工城市定居選擇應(yīng)該有正向影響。但是從模型回歸結(jié)果顯示，“有無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)”和“有無(wú)養(yǎng)老保險(xiǎn)”變量對(duì)青年農(nóng)民工城市定居并不產(chǎn)生顯著效應(yīng)，但兩個(gè)變量系數(shù)為負(fù)，一個(gè)可能的解釋是青年農(nóng)民工群體在城市工作面臨巨大壓力，如果在城市沒(méi)有養(yǎng)老保障和醫(yī)療保障，該群體需要更多資金儲(chǔ)備來(lái)面對(duì)未來(lái)養(yǎng)老及醫(yī)療所帶來(lái)的生活風(fēng)險(xiǎn)及不確定性，從而會(huì)對(duì)該群體城市定居產(chǎn)生負(fù)面推動(dòng)作用。住房保障對(duì)青年農(nóng)民工城市定居產(chǎn)生顯著影響，通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)，在其他條件不變情況下，相對(duì)不享受城市住房保障政策的青年農(nóng)民工而言，享受住房保障政策的青年農(nóng)民工選擇城市定居意愿增加了3.15倍（e1.424-1）。但在表2中住房政策變量均值為0.238，多數(shù)青年農(nóng)民工群體還是被排除在城市住房保障政策外。社會(huì)公平感知度變量對(duì)青年農(nóng)民工城市定居決策有顯著影響，在顯著性水平10%的情況下通過(guò)檢驗(yàn)，系數(shù)為0.558，表明社會(huì)公平對(duì)青年農(nóng)民工群體城市定居決策有顯著的正向效應(yīng)，青年農(nóng)民工群體在“流入地”如果有較高的公平感知度，不但滿足了其向往“流入地”居民一樣公平的市民待遇，而且增加了青年農(nóng)民工群體對(duì)“流入地”城市的認(rèn)同，從而對(duì)其在“流入地”城市定居產(chǎn)生顯著影響。青年農(nóng)民工就業(yè)方式?jīng)Q定程度對(duì)城市定居選擇影響較大，在控制其他條件不變的情況下，相對(duì)于“不能自主決定”工作方式的青年農(nóng)民工而言，一定程度能夠決定工作方式的青年農(nóng)民工群體，城市定居概率增加了5.47倍（e1.868-1），完全能夠決定工作方式的青年農(nóng)民工群體，城市定居概率增加了6.68倍（e2.039-1）。因此，就業(yè)制度環(huán)境變量對(duì)青年農(nóng)民工城市定居選擇存在正向推動(dòng)作用。

第三，理性決策。從微觀層面和系統(tǒng)層面分析影響青年農(nóng)民工群體城市定居選擇的關(guān)鍵因素，通過(guò)表3可以看出，青年農(nóng)民工群體城市定居首要影響因素為住房保障政策，該變量在所有影響因素中排序第一，其次是“流入地”家庭年收入變量，對(duì)青年農(nóng)民工群體城市定居選擇最不重要影響因素為社會(huì)保障變量，其他排序見(jiàn)表3。通過(guò)微觀與系統(tǒng)層面的考慮，青年農(nóng)民工對(duì)城市類型定居有選擇性偏好（見(jiàn)表4）。青年農(nóng)民工基于自己的理性考慮，首選小城市作為自己理想定居點(diǎn)，其次是縣城/縣級(jí)市，然后是地級(jí)市，前三項(xiàng)累計(jì)百分比為80.19%，說(shuō)明在小城市、縣城/縣級(jí)市和地級(jí)市定居是青年農(nóng)民工理性的選擇。接著為省城，最后為直轄市，這兩項(xiàng)累計(jì)百分比為11.69%，說(shuō)明省城與直轄市對(duì)青年農(nóng)民工定居沒(méi)有吸引力。

四、結(jié)語(yǔ)

文章利用CGSS2010年數(shù)據(jù)，運(yùn)用理性選擇理論，從微觀層面與系統(tǒng)層面分析哪些因素對(duì)青年農(nóng)民工城市定居選擇產(chǎn)生影響。得出城市住房保障政策是影響青年農(nóng)民工城市選擇“留城”的首要考慮因素。同時(shí)研究發(fā)現(xiàn)：第一，微觀層面。隨著青年農(nóng)民工學(xué)歷提高，其城市定居意愿也逐步提高。如果青年農(nóng)民工是黨員身份，對(duì)其城市定居選擇產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響。“流入地”家庭年收入以及“流入地”家庭居住支出對(duì)青年農(nóng)民工城市定居有顯著正向影響。第二，系統(tǒng)層面。青年農(nóng)民工享受城市住房保障政策對(duì)其城市定居選擇產(chǎn)生顯著的正向影響，就業(yè)制度環(huán)境和社會(huì)公平的環(huán)境對(duì)青年農(nóng)民工城市定居選擇也產(chǎn)生了積極影響，而社會(huì)保障制度對(duì)青年農(nóng)民工城市定居選擇沒(méi)有顯著影響。第三，基于微觀層面和系統(tǒng)層面因素理性考慮，在中小城市（小城市、縣城/縣級(jí)市和地級(jí)市）選擇未來(lái)居住地點(diǎn)是多數(shù)青年農(nóng)民工群體的理性考慮，而大城市（省會(huì)城市和直轄市）對(duì)多數(shù)青年農(nóng)民工群體未來(lái)定居地選擇并沒(méi)有很強(qiáng)吸引力。基于以上結(jié)論，故提出相關(guān)建議：

第一，可考慮采用市場(chǎng)機(jī)制實(shí)現(xiàn)青年農(nóng)民工城市住房夢(mèng)。青年農(nóng)民工城市住房夢(mèng)實(shí)現(xiàn)需要多方協(xié)同合作，主體采用住房市場(chǎng)化機(jī)制，同時(shí)地方政府給予一定程度的財(cái)政補(bǔ)貼。而財(cái)政支持可以看成是政府的一種社會(huì)性投資，投資性政策制定將會(huì)推動(dòng)青年農(nóng)民工人力資源不斷累積，具有正的外部收益性，將有益于該群體未來(lái)選擇城市定居。第二，應(yīng)取消戶籍準(zhǔn)入門檻，在青年農(nóng)民工群體有穩(wěn)定就業(yè)的前提下，準(zhǔn)許其轉(zhuǎn)入城市戶口，并為其提供與城市人均住房面積相匹配的保障性住房，省會(huì)城市和直轄市則可采取積分制落戶辦法，積極將青年農(nóng)民工優(yōu)秀分子轉(zhuǎn)變?yōu)槭忻?。第三，制定公平合理的就業(yè)政策。能夠就業(yè)是青年農(nóng)民工群體在“流入地”生存與發(fā)展的前提，在宏觀上應(yīng)采取積極有效措施促進(jìn)青年農(nóng)民工群體就業(yè)，保障青年農(nóng)民工群體獲取勞動(dòng)報(bào)酬；而在微觀上可考慮加大對(duì)青年農(nóng)民工群體的職業(yè)培訓(xùn)，提高青年農(nóng)民工群體的工作適應(yīng)能力，為該群體實(shí)現(xiàn)奮斗目標(biāo)提供支持。第四，完善青年農(nóng)民工群體公共服務(wù)。隨著青年農(nóng)民工群體對(duì)“流入地”貢獻(xiàn)的增長(zhǎng)，其對(duì)“流入地”公共服務(wù)和公共福利的訴求也不斷增強(qiáng)，享受與“流入地”居民完全一樣的公共服務(wù)實(shí)是該群體的最終目標(biāo)，因此，讓青年農(nóng)民工群體享受并參加“流入地”養(yǎng)老保障和醫(yī)療保障，從而為該群體在“流入地”城市定居奠定堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。

注釋：

①中國(guó)人民共和國(guó)中央人民政府.2016年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告[EB/OL].http：//www.gov.cn/xinwen/2017-04/28/content_

5189509.htm#1。

②關(guān)于CGSS2010詳細(xì)的抽樣說(shuō)明讀者可以在http：//www.cgss.org/查閱。該調(diào)查采用多階段分層隨機(jī)抽樣的方法，其調(diào)查點(diǎn)覆蓋了中國(guó)大陸所有省級(jí)行政單位。在全國(guó)一共抽取了100個(gè)縣（區(qū)），加上北京、上海、天津、廣州、深圳5個(gè)大城市，作為初級(jí)抽樣單元，樣本量為11 9786個(gè)，該調(diào)查收集了大量關(guān)于受訪者及其家庭成員的城市住房、就業(yè)信息與受教育信息等。

③首先是變量之間的相互關(guān)系。關(guān)聯(lián)度高的變量不同時(shí)選入模型。其次，變量的導(dǎo)向性。具有政策指向性的變量選入模型。最后，數(shù)據(jù)的可獲得性。根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性選擇影響因素的代理變量。同時(shí)考慮為降低和消除異方差，對(duì)青年農(nóng)民工家庭年收入、年支出等觀測(cè)值，加1后取自然對(duì)數(shù)。

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