文章信息
- 孟凡礼, 谢勇, 赵霞. 2015.
- 收入水平、收入感知与农民工的留城意愿
- 南京农业大学学报(社会科学版), 15(06): 42-50
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文章历史
- 收稿日期: 2015-06-04
国家统计局的农民工监测调查数据显示,2014年全国农民工总量达到了27395万人,占总人口的20.03%。但与国际上的一般趋势相比,中国农村劳动力的城乡流动具有鲜明的特点:流动多但迁移少,从而导致农村劳动力的外出、回流和留城过程是分割的。这使得中国城市化进程不仅落后于工业化国家,也落后于发展中国家的平均水平[1]。除此之外,农民身份转化滞后于农民就业转移还会导致原有的城乡二元结构进一步向城市延伸,形成“新二元结构”问题[2]。因此,农民工的城市定居,即永久性迁移问题近年来始终是社会各界关注的热点。结合国际移民经验,农民工的活动轨迹理论上可以归结为:乡城流动—城市定居—城市融合,城市定居作为一个承上启下的位置节点,其代表的不仅是农民工社会居住空间的变化,更是主观心理的变化过程。因此农民工城市定居问题必然受到主观和客观两方面因素的影响。
近年来,有大量的文献对农民工城市定居的影响因素进行了广泛的研究,主要包括个人特征、家庭特征、社会特征、城市特征、心理特征和经济特征等方面的因素。其中个人特征主要涉及性别、年龄、受教育程度等[3, 4]。而许多研究发现家庭所处的生命周期[5]、子女的生活情况、父母身体状况、外出打工前后子女的变化、配偶所在地以及农村土地[6, 7]等家庭特征因素均会对农民工留城意愿产生影响。在社会特征方面,社会资本以及社会制度等被认为是影响农民工定居城市的重要因素。王毅杰基于南京市农民工的研究发现,社会网络中的情感性关系和工具性关系对于农民工留城定居具有积极作用[8];刘传江、周玲也认为,提升农民工社会资本的数量和质量,有利于促进农民工的市民化和城市融合[9];还有许多研究发现户籍政策、社会保障等制度性障碍是导致农民工难以留城定居的主要外部因素[10, 11, 12]。分析城市特征因素对农民工留城意愿的影响主要从来源地的经济发展水平[13]、住房价格[14]和城市文化[15]等方面来阐释。此外,心理特征因素也会对农民工留城意愿产生影响。蔡玲、徐楚桥认为农民工对城市的认同和对土地的态度等心理因素可以解释农民工留城意愿[16];钱文荣、李宝值对长三角16城市的调研发现,农民工初衷的基本实现和公平感知度的提高对农民工留城意愿具有正向作用[17]。当然,经济和工作特征因素也被认为是影响农民工留城意愿的决定性因素。马瑞等认为制约农村进城就业人员永久迁移和留城定居的最主要原因还是工作和收入问题[18];姚俊基于苏南三市的实证分析发现,收入对农民工定居城市具有正向显著作用[19];孟颖颖、邓大松使用武汉的数据支持了上述结论,但是他们研究发现存在“收入拐点”问题[20]。
显然,已有的研究对农民工的城市定居意愿进行了有益的探索,但也存在如下不足:
第一,几乎所有的文献均认为收入水平对农民工的留城意愿具有非常重要的影响,但仍有两方面的问题没有得到应有的重视:首先,农民工究竟是基于个人收入还是家庭收入进行留城意愿的决策?新劳动力迁移理论更加侧重于家庭收入在流动决策中的作用,但已有的研究却主要从个人角度出发,讨论个人收入对农民工留城意愿的影响。其次,已有研究只关注收入水平的直接效应或主效应,而忽视了其间接作用机制。事实上,收入水平完全可以通过一些间接机制,例如影响农民工的收入和生活满意度,从而影响他们的留城意愿。
第二,几乎没有研究讨论收入的心理感知对农民工留城意愿的影响。已有研究多集中于绝对收入水平对农民工留城意愿的影响,而留城意愿归根结底属于农民工的主观心理活动,农民工对收入水平相对高低的主观评价可能会对其留城意愿产生重要影响。因此目前仅从绝对收入水平研究农民工的留城意愿可能会遗漏一些重要信息。
针对以上问题,本文试图从收入水平和收入感知两个方面来进一步探究收入因素对农民工留城意愿的影响,并提出相关的研究假设;然后使用2008年的中国家庭收入调查数据(CHIP2008),运用Probit和Ordered Probit模型进行计量检验。在此基础上得出研究结论和政策建议。
二、理论框架与研究假设关于农村劳动力迁移问题,国际上最有影响力的学说当属刘易斯提出的“二元经济发展”理论。在此基础上,其他学者不断发展,形成了新的关于农村劳动力转移的一些经典模型,例如费景汉-拉尼斯模型[21]、哈里斯-托达罗模型[22, 23]和Stark and Taylor的新劳动力迁移理论[24]。
相比于前几种理论,新劳动力迁移理论把家庭而非个人看作利益最大化的决策主体,家庭是影响人们作出迁移行为决策的关键因素。这一理论通常被用于分析农民工的外出务工行为,但这一理论同样适合于研究农民工的留城意愿。这是因为在中国农村社会,受传统文化的影响,人们具有较强的家庭观念。同时,作为农村中的基本经济单位,家庭是人们生存和发展的基础,家庭成员的活动与家庭利益紧密联系在一起。因此,农民工个人理性选择的背后是家庭决策,或者可以说农民工是否决定留城将更多地考虑家庭禀赋而非单纯地依据个人禀赋。农民工城市融合需要经历经济生存融合、社会交往融合和心理认同三个阶段[25],相应的农民工留在城市首先应该考虑的也是如何实现生存,因为即使获得了法律上平等的公民权利,却无法应对结构性的经济变迁,最终仍会造成其与城市主流社会的断裂[26]。而家庭收入为满足农民工的生存需要提供了坚实的物质基础,同时家庭收入越高,能为农民工提供的支持越多,农民工也越倾向于留在城市定居。综上所述,我们得出如下假设:
假设1:农民工以家庭为单位进行留城意愿的决策;家庭收入水平越高,农民工留城意愿越强。
农民人均纯收入主要包括工资性收入、家庭经营性收入、财产性收入和转移性收入等四项。《中国统计年鉴》数据显示:2013年农户的工资性收入比重(45.3%)已经超过家庭经营性收入(42.6%),成为农民人均纯收入的最主要来源。而对于农民工而言,工资性收入所占比重还要更高。现有的研究也大都将农民工工资水平纳入留城意愿的回归方程。但是如果农民工留城决策是基于家庭禀赋作出的,那么农民工个人的工资收入水平很可能对其是否定居城市没有直接影响,但却可能通过影响农民工的心理感知而产生间接影响。这主要是因为人们的心理受到客观因素的影响,而主观心理又会对留城决策发挥作用。同样,虽然工资收入对农民工留城意愿没有影响,但是它可以通过影响农民工的工资收入满意度和收入位置感知而影响农民工留城意愿,并且这种满意度和感知到的收入位置的提高显然对于农民工留城定居具有积极影响。因此,我们提出假设2:
假设2:农民工工资收入水平对农民工留城意愿没有直接影响,但是它却可以通过影响农民工的工资收入满意度和收入比较感知而间接影响农民工的留城意愿。
钱文荣和李宝值的研究显示,留城意愿在本质上是一种心理活动,那么必然既内生于外部客观因素,又内生于内部主观心理机制[17]。因此,新劳动力迁移理论在个体理性选择的基础上提出了相对剥夺感①和相对满足感,也就是说农民工在决策过程中会选择具体的参照群体作为比较。这种比较的目的显然是为了提高相对满足感、降低相对剥夺感,有时甚至通过迁移来达到目的。现有研究也认为随着农民工的客观剥夺和多阶剥夺状况得到改善,相对剥夺问题会渐渐显露出来。当绝对剥夺弱化后,相对剥夺感将成为矛盾的主要方面[27]。在这里,本文主要借鉴了其“比较”概念。当然,这种比较多从收入层面进行。
① “相对剥夺感”(relative deprivation)最早由美国社会学家S·A·斯托弗提出,他认为相对剥夺感是一种很矛盾的心理状态。后来经社会心理学家R·K·莫顿发展,成为了一种关于群体行为的理论,主要是指人们将自己的处境与某种标准或某种参照物相比较而发现自己处于劣势时所产生的受剥夺感。
农民工较为直观选择的参照群体应当是老家的村里人,并且他们相对更了解家乡的具体情况,只有在这个比较过程中感知到收入位置提高,他们才会继续外出并与城市个人进行比较。本文认为参照群体为迁出地社区时,农民工感知到的收入位置的提高对其留城意愿具有双向作用:一方面,这种收入位置的提高使得农民工享受这种优越感,使得他们更倾向于返回家乡;另一方面,在城市就业使他们感知到的收入位置提高,而这种机遇和挑战是农村所不能给予的,同时只有继续外出,农民工才能维持这种较高的收入位置,因此这反而对农民工留城意愿起到了积极作用。但是具体哪种作用更为显著,还需要进一步检验。我们暂且做出如下假设:
假设3:以老家村里人为参照群体,农民工所能感知到的收入位置越高,越倾向于留城定居。
迁移是一个社会化的过程。对于初次外出打工的农民工而言,他们对自己地位的感知仍然以老家村里人为参照群体;但是随着外出时间的增加,他们在迁入地社会经济结构中的嵌入程度就越高,参照群体也就逐渐从农村转移到了城市[7]。如果农民工在城市感知到的收入位置较低,那么他们所承受的心理压力也就越大,即使相对农村而言具有优越感,他们也不会选择永久性迁移;而感知到的收入位置的提高却可以促使其做出留城决策,因为这种感觉加深了他们对自我能力的认定,并且促使农民工在城市持续的获得并保持这种收入位置感知,同时如果农民工选择定居城市,他们以后将更多地接触城市个人,而逐渐远离老家村里人,那么他们所感知到的与城市个人相比的收入位置对其留城决策将更为重要。因此,我们提出以下假设:
假设4:以城市个人为参照群体,农民工所能感知到的收入位置越高,越倾向于留城定居,且其影响程度大于与老家村里人相比的收入位置感知。
图 1展示了收入水平、收入感知对农民工留城意愿影响的逻辑框架图。
![]() | 图 1 变量间逻辑框架图 |
本文所使用的数据来自于2008年中国家庭收入调查(CHIP2008)中的农村─城镇流动人口样本,该调查在中国9个省份15个城市进行①,由北京师范大学和澳大利亚国立大学联合组织,并得到了国家统计局和德国劳动研究所(the Institute for the Study of Labor,IZA)的支持②。
① 主要包括上海、广东(广州、深圳和东莞)、江苏(南京和无锡)、浙江(杭州和宁波)、湖北(武汉)、安徽(合肥和蚌埠)、河南(郑州和洛阳)、重庆和四川(成都)。
② 关于本次调查的抽样设计方面的相关内容,可参见Kong,S. T. (2010):Rural-Urban Migration in China:Survey Design and Implementation. In:Meng,Xin and Manning,Chris (Eds.) with Shi,Li and Effendi,Tadjuddin The Great Migration:Rural-Urban Migration in China and Indonesia,Edward Elgar Publ. Ltd. 2010.
本研究将农民工定义为“具有农业户籍身份,从事二、三产业劳动的工资收入者,并未包括那些农业户籍的具有雇主、个体经营和自我雇佣身份的二、三产业从业者”。采用此定义主要是考虑到受雇型农民工占到了农民工总量的绝大多数,并且受雇人员与自营人员在劳动方式、经济境遇和社会地位上存在着明显的差异[28]。在此基础上,本文从法定就业年龄(男性16~60岁,女性16~55岁)、就业状态(保留了“正在从事有工资性收入的工作”的农民工)等方面对样本进行了筛选,并剔除了某些重要信息(受教育年限、工资收入、家庭情况等)缺失的样本,最后得到了2859个农民工样本。
2.变量选取(1)因变量。问卷中询问了农民工“如果城里政策允许,您会在城里待多久?”。本文将回答“一直待下去”的农民工界定为选择留城定居,并赋值为1;其余选项赋值为0。从表 1我们可以看出,有58.8%的受访农民工选择留在城市定居。
变量 | 定义及赋值 | 平均值 | 标准差 | 最小值 | 最大值 |
留城意愿 | 其他=0,一直待下去=1 | 0.588 | 0.492 | 0 | 1 |
性别 | 女性=0,男性=1 | 0.618 | 0.486 | 0 | 1 |
年龄(岁) | 连续变量 | 30.179 | 10.166 | 16 | 60 |
年龄的平方/100 | 连续变量 | 10.141 | 7.019 | 2.56 | 36 |
健康状况 | 一般以下=0,一般=1,一般以上=2 | 1.843 | 0.397 | 0 | 2 |
受教育年限(年) | 连续变量 | 9.299 | 2.866 | 0 | 17 |
寻职途径 | 市场途径=0,社会资本途径=1 | 0.575 | 0.494 | 0 | 1 |
务工城市数量 | 连续变量 | 1.889 | 1.825 | 1 | 20 |
婚姻状况 | 未婚=0,已婚=1 | 0.550 | 0.498 | 0 | 1 |
耕地数量(亩) | 连续变量 | 4.239 | 3.891 | 0 | 30 |
本村到最近县城的距离(千米) | 连续变量 | 25.997 | 34.367 | 0 | 150 |
本村到最近交通站的距离(千米) | 连续变量 | 17.689 | 31.573 | 0 | 150 |
农民工老家月收入a | 假如没有外出,目前在老家农村平均月收入 | 6.041 | 1.825 | 0 | 9.210 |
农民工月工资收入 | 包括奖金、津贴等在内的全部月工资 | 7.296 | 0.408 | 5.707 | 9.210 |
家庭月收入 | 全家在外出务工期间的收入 | 7.612 | 0.527 | 5.704 | 9.809 |
工资收入满意度感知b | 不满意=0,一般=1,满意=2 | 0.936 | 0.743 | 0 | 2 |
收入位置感知1c | 较低=0,差不多=1,较高=2 | 1.356 | 0.693 | 0 | 2 |
收入位置感知2d | 较低=0,差不多=1,较高=2 | 0.417 | 0.627 | 0 | 2 |
注: a.农民工在老家农村的平均月收入、农民工现在的月工资收入和家庭月收入的水平值分别为748.185元、1605.297元和2324.327元,根据已有研究惯例,本文进行了取对数处理,这样做可以自然的消除“异方差”问题。 b.问卷中的具体问题是:“您工作的收入满意程度”,选项包括:非常不满意、不太满意、一般、满意和非常满意,本文将其归并为:不满意、一般和满意三项。在收入比较感知1和收入比较感知2的界定中也进行了类似的处理。 c.问卷中的具体问题是:“您认为您家的人均收入与老家村里人均收入水平相比,处在一个什么位置?”主要包括五个选项:高出很多、略高、几乎差不多、略低和低很多。 d.问卷中的具体问题是:“您认为您的个人收入与您目前所在城市平均个人收入水平相比,处在一个什么位置?”选项同b。 |
(2)自变量。包括收入水平和收入感知两个方面。其中收入水平主要由家庭月收入水平与农民工个人月工资收入水平来表示,在具体研究中,本文对两者均进行了取对数处理。
收入感知涉及收入满意度感知和收入位置感知两个方面。前者是指农民工对自己工资收入水平的满意程度,收入位置感知既包括家庭人均收入与老家村里人均收入水平相比产生的位置感知,也包括农民工个人收入与城市个人收入水平相比而产生的位置感知。表 1显示,农民工对自己工资收入的满意度并不高,得分为0.976,略低于“一般”水平。从收入感知的角度来看,农民工感知到的家庭人均收入高于老家村里人,得分为1.356,明显高于两者之间“差不多”的水平。与此相反,农民工感知到的个人收入却明显低于城市个人,得分仅为0.417。
(3)控制变量。根据迁移的成本—收益理论和相关文献的通常做法,本文从以下三个方面选取了控制变量:个人特征,主要包括性别、年龄及其平方项、健康状况和受教育年限;工作和流动特征,即寻职途径、务工城市数量、在老家的月收入水平;家庭特征,涉及婚姻状况、家庭耕地数量、本村到最近县城的距离和本村到最近交通站的距离等变量。具体的统计描述详见表 1。
表 1显示,男性农民工占到了总样本的61.8%,平均年龄大约30岁,并且因为正值青壮年,他们的健康状况普遍较好;从受教育年限来看,农民工的平均受教育年限接近9.3年,已经完成了初中教育;超过一半的农民工通过社会资本途径(家庭、亲戚、朋友和熟人等)寻找工作,并且流动性较大;有55%的农民工已经结婚,家里的耕地数量平均为4.239亩;农民工现在的月工资收入明显大于在老家的月收入。
表 2提供了农民工工资收入满意度、个人收入位置感知、家庭人均收入位置感知与其工资收入水平的描述,从中可以发现农民工的工资收入水平与其工资收入满意度以及个人收入位置感知呈正相关关系,即工资收入水平越高,农民工对工资收入越满意,所感知到的收入位置越高。
工资收入满意度 | 平均工资水平 | 收入位置感知1 | 平均工资水平 | 收入位置感知2 | 平均工资水平 |
不满意 | 1436.31 | 较低 | 1373.03 | 较低 | 1489.61 |
一般 | 1613.53 | 差不多 | 1507.12 | 差不多 | 1806.80 |
满意 | 1803.13 | 较高 | 1746.10 | 较高 | 1902.37 |
本文将首先考察收入水平对农民工留城意愿的影响,主要回答“农民工留城意愿的决策主体是家庭还是农民工个人?家庭收入和个人工资收入水平的影响方向如何?”这两个问题。表 2报告了Probit模型的回归结果,在模型2中我们加入了个人特征、工作特征以及农民工月工资收入,其中农民工老家月收入和农民工月工资收入分别表示个人迁移决策的成本和收益;在模型3中加入了个人特征和表示农民工家庭特征和村级特征的一系列变量,其中家庭耕地数量和家庭月收入分别表示家庭留城决策的成本和收益。
从表 3的回归结果我们发现:在模型2中,表示个人迁移成本和收益的变量均不显著,而在模型3中表示家庭迁移成本和收益的变量在1%的水平上统计显著。据此可以认为,农民工留城决策的主体是家庭,农民工基于家庭禀赋作出迁移决策,并且家庭月收入越高,农民工越倾向于留城定居。上述结论与假设1是完全一致的。
变量 | 模型1(基准模型) | 模型2(个人成本收益模型) | 模型3(家庭成本收益模型) | |||
系数 | 标准误 | 系数 | 标准误 | 系数 | 标准误 | |
性别 | 0.008 | 0.049 | 0.046 | 0.052 | 0.022 | 0.050 |
年龄 | 0.080*** | 0.015 | 0.088*** | 0.016 | 0.064*** | 0.018 |
年龄的平方/100 | -0.108*** | 0.022 | -0.120*** | 0.023 | -0.089*** | 0.025 |
健康 | 0.213*** | 0.060 | 0.212*** | 0.060 | 0.201*** | 0.060 |
受教育年限 | 0.032*** | 0.009 | 0.031*** | 0.009 | 0.028*** | 0.009 |
寻职途径 | -0.031 | 0.049 | ||||
务工城市数 | -0.024* | 0.013 | ||||
农民工老家月收入 | -0.004 | 0.013 | ||||
农民工月工资收入 | -0.077 | 0.064 | ||||
婚姻状况 | -0.009 | 0.079 | ||||
本村到最近县城的距离 | 0.000 | 0.001 | ||||
本村到最近交通站的距离 | -0.002* | 0.001 | ||||
家庭耕地数量 | -0.024*** | 0.006 | ||||
家庭月收入 | 0.177*** | 0.050 | ||||
常数项 | -1.777*** | 0.282 | -1.267*** | 0.470 | -2.678*** | 0.079 |
样本数 | 2859 | 2859 | 2859 | |||
Prob>chi2 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 | |||
Pseudo R2 | 0.014 | 0.016 | 0.022 | |||
注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上统计显著,下同。由于模型2中的核心变量是农民工月工资收入,因此加入了农民工的工作特征变量。 |
无论是在影响方向还是在显著性水平上,表示个人特征的控制变量均表现出了较好的稳健性。具体如下:性别变量不显著,亦即农民工在留城意愿上没有表现出明显的性别差异;从年龄和年龄的平方来看,留城意愿与年龄呈倒“U”型相关;表示人力资本的两个变量(健康、受教育年限)均在1%的水平上正向显著,说明人力资本存量越高,农民工留城意愿越高,主要是因为这部分民工的个人期望以及学习适应能力较强,且可供选择的机会较多,上述结论也符合已有研究结果。
虽然农民工月工资水平对其留城意愿并无直接作用,但是它却可能通过影响农民工的主观感受而间接影响农民工留城意愿。因此我们需要进一步验证农民工月工资收入对农民工主观心理的影响,并在此基础上回答“农民工工资收入水平对其留城意愿的作用机制是怎样的?”这一问题。表 4报告了Probit和Ordered Probit模型的回归结果。
变量 | 工资收入满意度 模型4(Ordered Probit) | 留城意愿 模型5(Probit) | 收入位置感知1 模型6(Ordered Probit) | 收入位置感知2 模型7(Ordered Probit) | ||||
系数 | 标准误 | 系数 | 标准误 | 系数 | 标准误 | 系数 | 标准误 | |
性别 | -0.116** | 0.046 | 0.026 | 0.050 | -0.072 | 0.047 | -0.091* | 0.051 |
年龄 | -0.015 | 0.014 | 0.082*** | 0.015 | -0.004 | 0.014 | 0.008 | 0.018 |
年龄的平方/100 | 0.035* | 0.020 | -0.112*** | 0.022 | -0.008 | 0.020 | -0.007 | 0.025 |
健康状况 | 0.194*** | 0.054 | 0.197*** | 0.060 | 0.141*** | 0.054 | 0.019 | 0.060 |
受教育年限 | -0.014* | 0.008 | 0.030*** | 0.009 | -0.003 | 0.008 | 0.019** | 0.009 |
寻职途径 | 0.020 | 0.043 | -0.032 | 0.049 | -0.012 | 0.044 | -0.086* | 0.048 |
务工城市数 | -0.041*** | 0.012 | -0.023 | 0.013 | -0.018 | 0.012 | -0.050*** | 0.014 |
月工资收入 | 0.658*** | 0.057 | 0.651*** | 0.059 | 0.692*** | 0.063 | ||
工资收入满意度感知 | 0.062** | 0.032 | ||||||
样本数 | 2859 | 2859 | 2859 | 2859 | ||||
Prob > chi2 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 | ||||
Pseudo R2 | 0.031 | 0.016 | 0.027 | 0.036 | ||||
注:同表3。 |
在表 4的回归模型中,模型4、模型6和模型7分别考察了农民工月工资收入对其工资收入满意度和收入位置感知等心理方面的影响,模型5则进一步探究了农民工工资收入满意度对其留城意愿的影响。相关结果表明,农民工月工资收入对其工资收入满意度和收入位置感知具有显著的正向影响,也就是说农民工月工资收入越高,其工资收入满意度越高,所能感知到的收入相对位置较高。同时模型5中工资收入满意度的系数为正值并且统计显著,说明工资收入满意度越高,农民工越倾向于留城定居。因此我们可以认为,农民工月工资收入对其留城意愿并无直接影响,它主要是通过影响农民工的工资收入满意度而对其留城意愿产生间接且积极的影响,这与假设2是一致的。
为了方便将两个收入比较感知进行对比,我们在表 3中并未考察农民工月工资收入如何通过收入位置感知来影响其留城意愿以及具体的作用方向问题。因此我们继续考察了收入位置感知对农民工留城意愿的影响。表 5报告了相关回归结果。在表 5中我们不仅估算了变量的系数,而且给出了各变量的边际影响,这样做的好处是既可以知道各自变量的影响方向,又能明晰自变量对因变量的影响程度。
模型自变量 | 模型8(Probit) | 模型9(Probit) | 模型10(Probit) | 边际影响 | |||
系数 | 标准误 | 系数 | 标准误 | 系数 | 标准误 | ||
性别 | 0.033 | 0.051 | 0.034 | 0.051 | 0.031 | 0.051 | 0.012 |
年龄 | 0.073*** | 0.018 | 0.071*** | 0.018 | 0.071*** | 0.018 | 0.027 |
年龄的平方/100 | -0.103*** | 0.025 | -0.100*** | 0.025 | -0.099*** | 0.025 | -0.039 |
健康状况 | 0.195*** | 0.060 | 0.203*** | 0.060 | 0.194*** | 0.060 | 0.075 |
受教育年限 | 0.029*** | 0.009 | 0.027*** | 0.009 | 0.027*** | 0.009 | 0.010 |
寻职途径 | -0.026 | 0.049 | -0.021 | 0.049 | -0.021 | 0.049 | -0.008 |
务工城市数 | -0.023* | 0.013 | -0.022 | 0.013 | -0.021 | 0.013 | -0.008 |
婚姻状况 | 0.054 | 0.077 | 0.069 | 0.077 | 0.058 | 0.077 | 0.022 |
本村到最近县城的距离 | 0.001 | 0.001 | 0.001 | 0.001 | 0.001 | 0.001 | 0.000 |
本村到最近交通站的距离 | -0.002* | 0.001 | -0.001* | 0.001 | -0.001* | 0.001 | -0.001 |
家庭耕地数量 | -0.023*** | 0.006 | -0.023*** | 0.006 | -0.022*** | 0.006 | -0.009 |
收入位置感知1 | 0.115*** | 0.035 | 0.093*** | 0.035 | 0.036 | ||
收入位置感知2 | 0.154*** | 0.039 | 0.135*** | 0.040 | 0.052 | ||
常数项 | -1.607*** | 0.323 | -1.486*** | 0.321 | -1.577*** | 0.323 | |
样本数 | 2837 | 2837 | 2837 | ||||
Prob > chi2 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 | ||||
Pseudo R2 | 0.023 | 0.024 | 0.026 | ||||
注:同表3。 |
表 5的结果表明,无论是分开讨论还是集中检验,收入位置感知对农民工留城意愿表现出了正向的强化作用,亦即不论比较对象是老家村里人还是城市个人,农民工所能感知到的收入位置越高,相对满足感越强,农民工也就越倾向于留城定居。同时我们回答了农民工月工资水平影响其留城意愿的另一条路径:通过影响农民工的收入位置感知而对其留城意愿产生间接正向影响。从边际影响来看,收入位置感知2对农民工留城意愿的影响要显著大于收入位置感知1。已有研究认为迁移者在做出迁移决策时会与原来社区或者迁入地社区等单一群体作为参照系[24],但是本文的研究则表明农民工在迁移过程中不仅会与农村老家人进行比较而且会与城市个人进行比较,不过相对来说与城市个人的收入比较所产生的影响更大一些。上述研究结论与假设3和假设4是完全一致的。
五、结论与启示本文基于2008年中国家庭收入调查(CHIP2008)数据,借鉴新劳动力迁移理论,对收入水平和收入感知对农民工留城意愿的影响进行了理论分析和计量检验,主要结论如下:首先,农民工留城定居的决策主体是家庭而非农民工个人,农民工依据家庭禀赋做出留城决策,且家庭收入水平越高,农民工留城意愿越强;其次,农民工月工资收入水平对其留城意愿没有直接影响,但是它却可以通过影响农民工的工资收入满意度和收入水平比较所产生的位置感知而间接且积极地影响农民工留城定居;第三,农民工的留城定居意愿受到收入位置感知的影响,其参照对象既包括老家村里人又包括城市个人,并且比较过程中所产生的位置感知对于其留城定居具有显著的正向作用。当然相对来说,与城市个人相比所产生的位置感知对其留城意愿的影响更大。
本文从多个维度和指标探讨了收入要素对农民工留城意愿的影响,并进一步深化了对收入要素作用机制的理解和认识。我们没有发现农民工的工资收入水平能够直接提高农民工的留城意愿,但区别于已有研究,本文揭示了农民工工资收入水平对农民工留城意愿的间接作用机制。在绝对收入水平的基础上,本文加入了表征农民工收入心理感知的变量。相关回归结果也提醒我们在考察农民工留城意愿的后续研究中不应忽视农民工对收入的心理感知。同时在大力推进市民化进程的背景下,本文的研究给我们提供了如下政策启示:
虽然我们并没有发现农民工工资收入水平对其留城意愿具有直接作用,但是却可以通过提高农民工的收入满意度感知和收入位置感知来间接地提高其留城意愿,笔者认为仍然可以从提高农民工工资收入水平的角度出发,实施促进农民工留城定居的相关政策。而政府在此过程中应该加强农民工的职业培训,从而提高其人力资本存量;切实加强服务型政府建设,为农民工提供具有较高质量和工资水平的就业信息,建立健全农民工收入增长的长效机制。这不仅对于提升农民工工资水平具有积极影响,同时对于提高农民工的发展适应能力及其家庭的收入意义重大,而这将会显著强化农民工留城意愿。当然农民工做出留城决策的前提是“城里政策允许”,因此扫清农民工留城定居的制度障碍是合理的也是必要的:第一,推行渐进式的户籍改革,逐步放开大中城市落户限制,为农民工迁移提供畅通的制度渠道;第二,完善社会保障制度,适时将农民工纳入社会保障体系,为农民工留城定居提供稳定的生活保障;第三,探索文化体制改革的有效路径,实现农民工与城市居民的良性互动,为农民工迁移提供融洽的社会环境。
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