福利約束與農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口逆城鎮(zhèn)化傾向

齊紅倩+席旭文+劉巖

摘要 本文基于森的可行能力理論和調(diào)研數(shù)據(jù)，構(gòu)建包含中國農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口功能活動和自由程度的可行能力框架，運(yùn)用有序Probit模型實(shí)證分析農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口福利水平對逆城鎮(zhèn)化傾向的影響，并驗(yàn)證了結(jié)論的穩(wěn)健性。研究結(jié)果表明，收入水平、社會保障、居住條件、社會機(jī)會、政治參與和心理感受等福利狀況的改善均可以有效降低農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口逆城鎮(zhèn)化傾向。其中，職業(yè)培訓(xùn)、子女上學(xué)情況和政治參與狀況的改善對降低逆城鎮(zhèn)化傾向的影響最為明顯，表明當(dāng)前農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口群體的福利訴求已經(jīng)從早期的收入水平提升和社會保障轉(zhuǎn)變?yōu)樯鐣C(jī)會和政治參與。農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口不僅關(guān)注自身的社會機(jī)會，同時還關(guān)注下一代的社會機(jī)會，表現(xiàn)為通過職業(yè)培訓(xùn)提升自身的人力資本積累，通過為子女爭取更好的上學(xué)條件提升代際的人力資本積累。進(jìn)一步的分組計(jì)算表明，福利對逆城鎮(zhèn)化的影響程度對于高收入和低齡化農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口群體更為顯著。高收入群體具備了一定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，導(dǎo)致其對于福利的訴求更強(qiáng)，因此福利水平改善可以明顯降低其逆城鎮(zhèn)化傾向。而低齡化群體大部分為第二代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口，其思維方式、生活習(xí)慣、社會交往等更接近于城市，留在城市的意愿強(qiáng)烈，因此其福利水平改善也可以顯著降低逆城鎮(zhèn)化傾向。據(jù)此本文提出如下政策建議：一方面，繼續(xù)完善居住證制度，逐步剝離和戶籍綁定的福利制度，實(shí)現(xiàn)城市基本公共服務(wù)和福利待遇對城市常住人口的全覆蓋；另一方面，應(yīng)針對重點(diǎn)福利訴求和群體制定傾斜性政策，重點(diǎn)解決職業(yè)培訓(xùn)和子女上學(xué)等問題，優(yōu)先滿足高收入和低齡化農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口享有城市福利的訴求。

關(guān)鍵詞 農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口；可行能力；福利；逆城鎮(zhèn)化

中圖分類號 F323.6

文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A文章編號 1002-2104（2018）01-0016-10DOI：10.12062/cpre.20170710

城鎮(zhèn)化是推動中國經(jīng)濟(jì)增長和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的重心，是最大的內(nèi)需潛力和發(fā)展動能所在，這一觀點(diǎn)已經(jīng)成為學(xué)者和政策制定者的共識。但是，未來中國城鎮(zhèn)化發(fā)展是否具有可持續(xù)性、是否能確保實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定的城鎮(zhèn)化發(fā)展，從而避免提前出現(xiàn)大規(guī)模的“逆城鎮(zhèn)化”現(xiàn)象，現(xiàn)階段對此類關(guān)鍵問題的研究和關(guān)注相對較少。“逆城鎮(zhèn)化”（CounterUrbanization）作為和“城鎮(zhèn)化”相對的概念，由Berry[1]最先提出，用以描述大城市人口向小城市和農(nóng)村回流的現(xiàn)象。此后，部分國外學(xué)者在研究中更加具體地將逆城鎮(zhèn)化描述為人口由城市向農(nóng)村遷移的過程[2-4]。國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2010年以來我國農(nóng)民工總量增速持續(xù)回落，截至2015年末我國農(nóng)民工總量為2.77億，同比增長1.3%，增速比2014年繼續(xù)回落0.6個百分點(diǎn)，這是2009年以來的最低增速。本文調(diào)查數(shù)據(jù)也顯示，49%的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口未來選擇是返回農(nóng)村而非在城市落戶。另一方面，2000年以來，我國先后出現(xiàn)了“民工荒”、“逃離北上廣”以及“非轉(zhuǎn)農(nóng)”等現(xiàn)象，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口脫離城市已經(jīng)成為具有一定影響的社會現(xiàn)狀。上述數(shù)據(jù)和現(xiàn)象表明，現(xiàn)階段我國農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口已經(jīng)出現(xiàn)了一定的逆城鎮(zhèn)化傾向。

需要說明的是，本文所指的逆城鎮(zhèn)化并非西方國家經(jīng)歷過的大規(guī)模的城市人口回流，而是指現(xiàn)階段我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程中出現(xiàn)的農(nóng)業(yè)人口逆城鎮(zhèn)化傾向。目前對中國逆城鎮(zhèn)化問題的研究主要體現(xiàn)在對農(nóng)村人口回流和逆城鎮(zhèn)化傾向的評述和分析，而對逆城鎮(zhèn)化發(fā)生的深層次原因及趨勢性缺少深入的分析和預(yù)判。因此，中國的逆城鎮(zhèn)化問題需要前瞻性和系統(tǒng)性的研究，進(jìn)而獲得具有可操作性和針對性的政策建議，以避免大規(guī)模逆城鎮(zhèn)化現(xiàn)象提前發(fā)生。新型城鎮(zhèn)化的本質(zhì)是“以人為本的城鎮(zhèn)化”，即農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口福利水平的全面提升，因而對逆城鎮(zhèn)化傾向的研究也需要從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的個體行為、決策和福利出發(fā)。從福利的度量來看，在經(jīng)歷早期基數(shù)效用論和序數(shù)效用論的爭論之后，阿瑪?shù)賮啞ど岢龅目尚心芰Γ–apability）理論為福利的模糊評價提供了一個有效的視角，被廣泛應(yīng)用于近期的研究之中。鑒于此，本文運(yùn)用微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，從包含多維福利變量的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口可行能力出發(fā)，分析現(xiàn)階段逆城鎮(zhèn)化傾向的形成原因、機(jī)理和趨勢性，以對中國逆城鎮(zhèn)化問題形成一個相對完整的認(rèn)識。

1 文獻(xiàn)述評

本文研究的重點(diǎn)是在農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口可行能力框架下，分析當(dāng)前我國逆城鎮(zhèn)化傾向形成的動因和機(jī)理。現(xiàn)有關(guān)逆城鎮(zhèn)化問題的研究主要包括如下兩個方面：①對逆城鎮(zhèn)化問題的關(guān)注和發(fā)展現(xiàn)狀描述；②逆城鎮(zhèn)化的形成原因和驅(qū)動因素。

就前者而言，國外學(xué)者針對歐美發(fā)達(dá)國家普遍存在的這一現(xiàn)象進(jìn)行了探討，F(xiàn)einerman等[5]指出近年來美國等發(fā)達(dá)國家人口由城市向農(nóng)村的流動即逆城鎮(zhèn)化現(xiàn)象已經(jīng)十分顯著；Kahsai和Schaeffer[6]通過實(shí)證分析得出上世紀(jì)50年代之后瑞士核心城市的人口增長十分緩慢，并于上世紀(jì)80年代至上世紀(jì)末期之間達(dá)到了逆城鎮(zhèn)化的高峰。總體來看，發(fā)達(dá)國家的逆城鎮(zhèn)化現(xiàn)象都出現(xiàn)在城鎮(zhèn)化率較高的發(fā)展階段，即在已經(jīng)獲得了經(jīng)濟(jì)效益的基礎(chǔ)上，通過逆城鎮(zhèn)化尋求城鄉(xiāng)平等發(fā)展，這種發(fā)展邏輯基本符合諾瑟姆提出的城鎮(zhèn)化“S”型曲線。從國內(nèi)研究來看，已有部分學(xué)者關(guān)注到了中國存在一定的逆城鎮(zhèn)化傾向，并對相關(guān)現(xiàn)象進(jìn)行了探討。如黃少安、孫濤[7]指出，城鄉(xiāng)戶籍相對價值的變化是影響現(xiàn)階段農(nóng)民工“非轉(zhuǎn)農(nóng)”的關(guān)鍵因素。張世勇[8]通過對新生代農(nóng)民工訪談資料的分析得出，新生代農(nóng)民工具有一定的逆城鎮(zhèn)化傾向，并且這一傾向受其在家庭中所扮演角色的影響。綜合來看，近年來國內(nèi)學(xué)者開始正式關(guān)注逆城鎮(zhèn)化問題，進(jìn)行了一定的描述性分析。

另一方面，在關(guān)注逆城鎮(zhèn)化現(xiàn)象的同時，國內(nèi)外學(xué)者也嘗試從經(jīng)濟(jì)因素、制度和外部環(huán)境以及農(nóng)民工個體和家庭特征等方面解釋逆城鎮(zhèn)化的形成原因和驅(qū)動因素。從影響逆城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟(jì)因素來看，既有城市經(jīng)濟(jì)吸引力下降的原因，也有農(nóng)村獨(dú)特的經(jīng)濟(jì)資源和環(huán)境反向拉力增強(qiáng)的原因，二者共同造成了城市居民和農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口居住需求的變化。Irwin等[9]通過回顧相關(guān)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)文獻(xiàn)得出，美國農(nóng)村地區(qū)的自然資源優(yōu)勢是吸引城市居民返回農(nóng)村的主要原因。此外，發(fā)達(dá)國家農(nóng)村地區(qū)持續(xù)上升的收入水平和不斷增加的就業(yè)機(jī)會也是吸引城市居民逆城鎮(zhèn)化的重要因素。Stark和Taylor[10]則認(rèn)為勞動力回流與城市的吸引力不足有關(guān)，城市工作獲取相對艱難、生活成本偏高以及家庭生存風(fēng)險較大等原因致使農(nóng)民工家庭做出了回鄉(xiāng)的理性選擇。從制度和外部環(huán)境來看，一方面，國內(nèi)學(xué)者普遍認(rèn)為城鄉(xiāng)分割的二元戶籍和社會保障制度是導(dǎo)致農(nóng)民工逆城鎮(zhèn)化的關(guān)鍵因素；另一方面，產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移和金融危機(jī)等外部環(huán)境的變化也會對農(nóng)民工逆城鎮(zhèn)化產(chǎn)生影響。就農(nóng)民工個體和家庭特征的影響因素而言，國內(nèi)學(xué)者通過大量的實(shí)證研究分析了年齡、性別、受教育程度與培訓(xùn)、婚姻狀況、收入等個體因素以及家庭勞動力數(shù)量、家庭兒童數(shù)量、家庭土地面積和是否舉家遷移等家庭因素對農(nóng)民工回流的影響。但是由于樣本和實(shí)證模型選取的差異，上述研究得出的結(jié)果也并不一致。endprint

總體而言，現(xiàn)有關(guān)于逆城鎮(zhèn)化問題的研究主要集中在現(xiàn)象描述和原因分析兩個層面，其中國外學(xué)者更多關(guān)注經(jīng)濟(jì)因素對城市居民逆城鎮(zhèn)化的影響，而由于中國特殊的國情，國內(nèi)學(xué)者更多關(guān)注制度、外部環(huán)境以及農(nóng)民工個體和家庭特征對其逆城鎮(zhèn)化的影響。上述研究雖然得出了一些啟發(fā)性的結(jié)論，但基于農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口所享受的真實(shí)待遇和福利層面的探討相對不足，農(nóng)民工享有的包含功能和自由的福利層面的不足或許是造成逆城鎮(zhèn)化的隱性因素。因此，中國可能出現(xiàn)或者已經(jīng)在局部地區(qū)出現(xiàn)的逆城鎮(zhèn)化問題仍需要進(jìn)一步研究，是否可以構(gòu)建一個統(tǒng)一的理論框架，涵蓋影響農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口逆城鎮(zhèn)化的主要因素等問題更應(yīng)當(dāng)進(jìn)行系統(tǒng)性的深入探討。

2 農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口可行能力框架構(gòu)建

關(guān)于福利的系統(tǒng)性思考和研究起始于經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，伴隨著現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)的興起，福利經(jīng)濟(jì)學(xué)也逐漸成為一門獨(dú)立的西方經(jīng)濟(jì)學(xué)分支學(xué)科。此后，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家圍繞福利的內(nèi)涵和度量展開了大量的探討，從時間順序來看，大體可以分為早期的福利經(jīng)濟(jì)學(xué)思想、以基數(shù)效用論為核心的舊福利經(jīng)濟(jì)學(xué)、以序數(shù)效用論為核心的新福利經(jīng)濟(jì)學(xué)和近期福利經(jīng)濟(jì)學(xué)的新理論。在福利經(jīng)濟(jì)學(xué)新理論中，最具有代表性的就是諾貝爾獎獲得者阿瑪?shù)賮啞ど璠11-12]提出的可行能力理論，該理論強(qiáng)調(diào)“能力中心觀”而非“幸福效用觀”，即評價一個人福利大小不是根據(jù)其所擁有的財富或者商品，也不是根據(jù)其滿足程度進(jìn)行排序，而是根據(jù)評價功能性活動大小和自由程度來衡量的福利狀況。簡而言之，該理論認(rèn)為人們的福利水平可以用實(shí)現(xiàn)自己所擁有“功能”的能力來衡量。雖然不同的群體所具有的功能不同，但森的可行能力理論切實(shí)為福利的模糊評價提供了一個有效的視角。此后，國外學(xué)者圍繞這一理論對個體福利水平進(jìn)行了評價，代表性的文獻(xiàn)主要有Martinetti[13]、Balestrino 和Sciclone[14]、Qizilbash 和Clark[15]以及Roche等[16]。

從我國學(xué)者的研究來看，近年來部分研究使用可行能力理論對農(nóng)戶和農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的福利水平以及不平等程度進(jìn)行度量。在此基礎(chǔ)上綜合農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的個體行為特征，我們建立農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口可行能力分析框架，并實(shí)證研究各類福利指標(biāo)對逆城鎮(zhèn)化傾向的影響。具體來看，本文考慮了影響農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口可行能力的收入水平、社會保障、居住條件、社會機(jī)會、社會交往、政治參與和心理感受等七個方面。第一，收入水平是農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在城市生活的根本保障，也是其進(jìn)行繼續(xù)留在城市或返回農(nóng)村決策的主要參考指標(biāo)。和現(xiàn)有文獻(xiàn)不同的是，本文同時考慮了短期收入和長期收入。短期收入使用農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口年均收入水平表示；鑒于勞動合同的簽訂在一定程度可以保證農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口收入的持久性，我們用其衡量長期收入。第二，社會保障是構(gòu)成農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口福利的重要方面，養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)、工傷和生育保險均和農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口日常生活息息相關(guān)，本文使用購買社會保險的種類衡量社會保障水平。第三，由于城市房價相對較高，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口居住環(huán)境和城市居民存在顯著區(qū)別，因此居住條件也是其福利的主要組成部分，本文使用城市居住情況衡量居住條件。第四，在社會機(jī)會方面，本文綜合考慮了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口自身和其子女的成長機(jī)會，其中使用是否參加職業(yè)培訓(xùn)衡量其自身人力資本積累，使用子女在城市上學(xué)情況衡量子女教育。此外，近年來農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口尤其高收入群體的社會交往和政治參與意愿不斷增強(qiáng)，對城市的歸屬感也成為影響其逆城鎮(zhèn)化傾向的主要方面，因此，本文使用務(wù)工城市戶口朋友數(shù)量衡量社會交往情況，使用城市政治活動的參加種類衡量政治參與情況，使用城市歸屬感衡量農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口主觀的心理感受。

3 數(shù)據(jù)、變量和計(jì)量模型

3.1 數(shù)據(jù)和變量

本文數(shù)據(jù)由作者所在單位組成的課題組調(diào)查所得。課題組于2015年3月至9月對東北三省、河北省、河南省、安徽省、福建省和四川省的10個城市進(jìn)行了調(diào)查，抽樣過程遵循三階段分層抽樣方法。首先，在全國范圍內(nèi)按照地域選取不同的省份，涵蓋了東北、華北、中部、東南和西南地區(qū)；其次，選擇每一個省份農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口相對集中的城市，主要以省會城市為主，具體包括哈爾濱、長春、吉林、沈陽、大連、石家莊、鄭州、合肥、福州和成都；最后，在每一個城市，課題組分別選取了其中典型的商業(yè)區(qū)、勞工市場、工廠以及建筑工地等區(qū)域，對不同行業(yè)的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口進(jìn)行了訪談?wù){(diào)研，每個行業(yè)的占比遵循國家統(tǒng)計(jì)局公布的農(nóng)民工行業(yè)構(gòu)成。課題組共發(fā)放和回收問卷1 000份，其中有效問卷975份。為保證數(shù)據(jù)的真實(shí)性和可信度，我們對調(diào)查數(shù)據(jù)中不合理的取值進(jìn)行了調(diào)整或缺失值處理。本文實(shí)證過程中被解釋變量為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口逆城鎮(zhèn)化傾向，核心解釋變量由第二部分農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口可行能力的各個方面構(gòu)成，同時我們還選取農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口個體特征作為控制變量，并使用同性質(zhì)的變量進(jìn)行內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體變量賦值和描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

關(guān)于問卷設(shè)計(jì)、變量的選取和處理，有以下幾點(diǎn)需要說明：第一，雖然目前存在高素質(zhì)人才離開大城市的現(xiàn)象，但是農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口仍然是人口回流的主要部分，因此本文的問卷設(shè)計(jì)主要考慮了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口群體。第二，被解釋變量“逆城鎮(zhèn)化傾向”代表了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口未來的選擇，具有一定的前瞻性和預(yù)判性，即代表了未來一定時期內(nèi)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的傾向性抉擇。第三，對于解釋變量而言，為了使文章的研究目標(biāo)更加聚焦，本文主要考察了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口廣義的福利維度，諸如空氣質(zhì)量等環(huán)境因素指標(biāo)并未包含在內(nèi)。第四，在變量處理方面，年均收入、土地自愿流轉(zhuǎn)情況、家庭年均消費(fèi)支出等變量的分級參照了現(xiàn)有的相關(guān)文獻(xiàn)和標(biāo)準(zhǔn)；由于模型本身可以將連續(xù)變量和離散變量有效結(jié)合，因此年齡自然地使用了連續(xù)變量，經(jīng)驗(yàn)證，年齡取離散變量時的實(shí)證結(jié)果和取連續(xù)變量的結(jié)果基本一致；從事行業(yè)作為虛擬變量進(jìn)入模型，即將屬于同一類行業(yè)的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的行業(yè)變量賦值為1。第五，控制變量的選取主要參考了現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)，選取了常見的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口個體特征變量。

3.2 計(jì)量模型

本文被解釋變量為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口逆城鎮(zhèn)化傾向，是取值范圍為1～3的定序變量，而非傳統(tǒng)的連續(xù)變量或者二值變量，因此傳統(tǒng)的OLS、Logit和Probit回歸模型并不適用。鑒于此，本文采用有序Probit（Ordered Probit）回歸模型，該模型可以通過對變量真實(shí)取值臨界點(diǎn)的估計(jì)處理定序被解釋變量，模型具體介紹見Li和Zhou[17]。endprint

本文使用的基準(zhǔn)回歸模型如下：

其中，i代表個體，j代表行業(yè)，s表示逆城鎮(zhèn)化傾向的不同取值，范圍為1～3；Welfareij代表所有表征福利的核心解釋變量，β′1為其系數(shù)向量的轉(zhuǎn)置；Xij是由農(nóng)地自愿流轉(zhuǎn)情況和表征轉(zhuǎn)移人口個體特征的控制變量所組成的向量，β′2為控制變量對應(yīng)的系數(shù)向量轉(zhuǎn)置；Dj代表行業(yè)虛擬變量，δ為虛擬變量回歸系數(shù)，εij為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

4 實(shí)證結(jié)果分析

我們首先對（1）式進(jìn)行回歸，計(jì)算有序Probit模型的基準(zhǔn)回歸系數(shù)，得出各福利變量對逆城鎮(zhèn)化的影響方向；其次，計(jì)算福利變量對逆城鎮(zhèn)化傾向的邊際概率影響，精

確得出其量化影響關(guān)系，并進(jìn)行內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后，通過對年齡和收入分組，計(jì)算不同年齡和收入階段福利變量對逆城鎮(zhèn)化傾向影響的規(guī)律性。

4.1 基準(zhǔn)回歸系數(shù)

在表2中，模型（1）顯示了有序Probit模型的基準(zhǔn)回歸系數(shù)，可以看出，構(gòu)成農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口福利的收入、勞動合同簽訂、社會保險、住房情況、子女上學(xué)、政治參與、城市歸屬感和職業(yè)培訓(xùn)等變量均至少在5%的水平下顯著，且影響方向?yàn)樨?fù)，表明上述各類福利水平的改善均可以降低農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的逆城鎮(zhèn)化傾向。而城市社會交往（城市朋友數(shù)量）并不顯著，可能原因在于農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口交往方式主要為“圈內(nèi)交往”，在城市本地的朋友相對較少，因此與城市朋友的交往對其逆城鎮(zhèn)化的決策影響有限。從控制變量來看，土地自愿流轉(zhuǎn)情況、婚姻狀況和年齡至少在10%的水平下顯著，表明現(xiàn)階段農(nóng)村土地對于尚未擺脫農(nóng)村戶口的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口來說具有較強(qiáng)的吸引力；已婚人士逆城鎮(zhèn)化決策受到了家庭成員的影響，其養(yǎng)家糊口的壓力也相對較大，因此其逆城鎮(zhèn)化傾向較強(qiáng)；年齡的增大也增強(qiáng)了逆城鎮(zhèn)化傾向，表明低齡化的第二代農(nóng)民工更加傾向于留在城市。而性別、受教育程度和籍貫均不顯著。此外，兩個臨界點(diǎn)也在1%的水平下顯著。在模型（2）中，我們剔除了不顯著變量進(jìn)行回歸，從結(jié)果可以看出，所有變量和兩個臨界點(diǎn)均至少在10%的水平下顯著。臨界點(diǎn)是有序Probit模型對被解釋變量進(jìn)行分類回歸的分類依據(jù)，并沒有實(shí)際的含義，因此本文不對其進(jìn)行分析。模型（3）～（6）列出了模型的內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果，我們將在下一部分進(jìn)行討論。

4.2 邊際概率影響

基準(zhǔn)回歸系數(shù)反應(yīng)了福利變量對逆城鎮(zhèn)化的影響方向，為了更為精確地描述其數(shù)量影響關(guān)系，我們計(jì)算福利變量對逆城鎮(zhèn)化傾向的邊際概率影響。邊際概率影響即解釋變量每變動一個單位對逆城鎮(zhèn)化傾向從其他狀態(tài)進(jìn)入某一狀態(tài)的概率影響。如果邊際概率影響系數(shù)為正，說明福利水平的改善可以提升逆城鎮(zhèn)化傾向進(jìn)入該狀態(tài)的概率；如果為負(fù)，則說明福利水平提升降低了逆城鎮(zhèn)化傾向進(jìn)入該狀態(tài)的概率。需要說明的是，本文將逆城鎮(zhèn)化傾向分為三個狀態(tài)，其中進(jìn)入中間狀態(tài)2的方向并不確定，既可以從狀態(tài)1進(jìn)入（逆城鎮(zhèn)化傾向上升），也可以從狀態(tài)3進(jìn)入（逆城鎮(zhèn)化傾向下降），因此我們主要對進(jìn)入狀態(tài)1和狀態(tài)3的概率變動進(jìn)行考察，并將進(jìn)入狀態(tài)3稱之為逆城鎮(zhèn)化概率上升，將進(jìn)入狀態(tài)1稱之為逆城鎮(zhèn)化概率下降。邊際概率影響的計(jì)算基于模型（2）的估計(jì)結(jié)果完成。

由表3的計(jì)算結(jié)果可以看出，收入水平每提升一個等級，將抑制逆城鎮(zhèn)化概率上升0.39%，促進(jìn)逆城鎮(zhèn)化概率下降2.28%；勞動合同簽訂狀況每改善一個等級，將抑制逆城鎮(zhèn)化概率上升0.87%，促進(jìn)逆城鎮(zhèn)化概率下降5.17%；購買保險種類的邊際提升將抑制逆城鎮(zhèn)化概率上升0.78%，促進(jìn)逆城鎮(zhèn)化概率下降4.60%。同樣可以得到，居住情況、子女上學(xué)情況、政治參與以及城市歸屬感的正向邊際變動，將分別抑制逆城鎮(zhèn)化概率上升0.29%、1.30%、1.09%和0.55%，促進(jìn)逆城鎮(zhèn)化概率下降1.74%、7.71%、6.47%和3.23%。從二值變量職業(yè)培訓(xùn)來看，相對于未接受職業(yè)培訓(xùn)的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口，接受職業(yè)培訓(xùn)群體的逆城鎮(zhèn)化上升傾向?qū)⒚黠@低7.68%，逆城鎮(zhèn)化下降傾向則明顯高18.18%。從控制變量來看，農(nóng)地自愿流轉(zhuǎn)（轉(zhuǎn)入）情況的正向邊際變動將促進(jìn)逆城鎮(zhèn)化概率上升0.84%，抑制逆城鎮(zhèn)化概率下降4.96%；已婚群體的逆城鎮(zhèn)化概率上升程度比未婚群體高0.82%，逆城鎮(zhèn)化概率下降程度比未婚群體低4.73%；年齡每增長一歲，將促進(jìn)逆城鎮(zhèn)化概率上升0.03%，抑制逆城鎮(zhèn)化概率下降0.18%。

由上述結(jié)果可以得出，除城市朋友變量外，構(gòu)成農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口可行能力的各類福利指標(biāo)的改善均可以抑制逆城鎮(zhèn)化概率上升，同時促進(jìn)逆城鎮(zhèn)化概率下降。其中，職業(yè)培訓(xùn)、子女上學(xué)情況和政治參與狀況的改善對逆城鎮(zhèn)化的影響最為明顯，表明現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口最迫切的福利訴求體現(xiàn)在社會機(jī)會和政治參與方面，其既關(guān)注自身的社會機(jī)會帶來的長期人力資本積累（職業(yè)培訓(xùn)），同時也關(guān)注下一代的成長機(jī)會帶來的代際人力資本積累（子女上學(xué)），而隨著生活水平的改善農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口群體政治參與的需求正逐步形成。同時，農(nóng)村土地對逆城鎮(zhèn)化傾向的影響也十分明顯，土地自愿轉(zhuǎn)入的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口逆城鎮(zhèn)化傾向明顯增強(qiáng)。此外，已婚群體由于負(fù)擔(dān)起撫養(yǎng)家庭的重任，其城市生活成本相對更高，其逆城鎮(zhèn)化傾向也更強(qiáng)，而年齡的上升帶來的勞動能力下降、失業(yè)和養(yǎng)老等一系列問題也將強(qiáng)化農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的逆城鎮(zhèn)化傾向。

4.3 內(nèi)生性和穩(wěn)健性討論

首先，鑒于本文使用的數(shù)據(jù)為截面數(shù)據(jù)，為了克服可能存在的異方差問題，我們在所有的回歸模型中均采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，并且引入行業(yè)變量和控制變量消除了行業(yè)和個體異質(zhì)性。其次，我們重點(diǎn)考慮了模型的內(nèi)生性問題。導(dǎo)致內(nèi)生性的主要原因有如下三個方面：其一，模型設(shè)定偏誤，即遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題；其二，樣本選擇偏差，即樣本隨機(jī)性較差，其取值的有限性導(dǎo)致Hecman模型中的樣本選擇偏差問題；其三，雙向因果關(guān)系，即被解釋變量和解釋變量互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性，這也是常見的導(dǎo)致內(nèi)生性的原因。從第一個方面來看，本文充分參考了現(xiàn)有關(guān)于人口回流和逆城鎮(zhèn)化研究的文獻(xiàn)，解釋變量涵蓋了構(gòu)成農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口可行能力的各個福利變量，同時包括了表征農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口個體特征的控制變量，存在模型設(shè)定偏誤的表3 邊際概率影響計(jì)算結(jié)果可能性較小。就第二個方面而言，本文樣本涵蓋了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口較為集中的多個行業(yè)，并從多個省份和年齡段進(jìn)行了隨機(jī)取樣，而被解釋變量也不存在有限取值問題，因而不存在樣本選擇偏差問題。對于雙向因果關(guān)系問題，本文采用了工具變量法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，將在下面進(jìn)行進(jìn)一步說明。endprint

最后，本文對上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行了如下三個方面的檢驗(yàn)：第一，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口收入水平提升可能會降低逆城鎮(zhèn)化傾向，而逆城鎮(zhèn)化意愿較低的群體也可能會更加努力工作獲取高額收入，即二者可能存在雙向因果關(guān)系。對此，本文使用“家庭消費(fèi)支出”變量作為收入水平的工具變量進(jìn)行IVoprobit回歸，對內(nèi)生性和穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。第二，現(xiàn)階段戶口一定程度上仍然是區(qū)分市民和農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的主要指標(biāo)，為了驗(yàn)證穩(wěn)健性，我們同時使用“是否愿意轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)戶口”這一主觀意愿來衡量逆城鎮(zhèn)化傾向，如果愿意轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)戶口，表明逆城鎮(zhèn)化傾向較弱，反之逆城鎮(zhèn)化傾向較強(qiáng)。因此，我們使用這一變量替代基準(zhǔn)模型的被解釋變量建立Probit進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，同時可以進(jìn)一步判斷問卷數(shù)據(jù)的真實(shí)性。第三，在Probit模型中，本文同時將“家庭消費(fèi)支出”作為工具變量，使用普通極大似然估計(jì)（Maximum likelihood estimator）和兩步工具變量法（Twostep estimator）兩種估計(jì)方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。上述內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果同樣列于表2的結(jié)果中，其中模型（3）～（6）分別列出了IVoprobit、Probit、IVprobit和Twostep IVprobit的估計(jì)結(jié)果。可以看出，在上述4個模型的回歸結(jié)果中，核心解釋變量系數(shù)的符號和顯著性水平與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本保持一致，表明基準(zhǔn)模型并不存在顯著的內(nèi)生性問題，而其回歸結(jié)果也是穩(wěn)健的。

4.4 收入和年齡分組下福利對逆城鎮(zhèn)化傾向的影響分析

從樣本構(gòu)成來看，樣本涵蓋了各個年齡段和不同收入水平的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口群體，那么，各個福利變量對逆城鎮(zhèn)化傾向的影響程度在不同年齡段和收入階段是否會存在差異呢？本文進(jìn)一步基于收入和年齡分組計(jì)算福利對逆城鎮(zhèn)化傾向的邊際概率影響，對上述問題進(jìn)行探討。

4.4.1 收入分組下福利對逆城鎮(zhèn)化傾向的邊際概率影響

從表4的結(jié)果可以看出，隨著收入水平的提升，各福利變量對逆城鎮(zhèn)化傾向概率上升的抑制作用不斷弱化，對逆城鎮(zhèn)化傾向概率下降的促進(jìn)作用不斷增強(qiáng)。當(dāng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口收入水平從第1等級（小于2萬）上升到第6等級（大于10萬）時，收入上升對逆城鎮(zhèn)化傾向概率上升的抑制作用降低0.8個百分點(diǎn)，對逆城鎮(zhèn)化傾向概率下降的促進(jìn)作用提高2.81個百分點(diǎn)；勞動合同狀況的改善對逆城鎮(zhèn)化傾向概率上升的抑制作用降低1.77個百分點(diǎn)，對逆城鎮(zhèn)化傾向概率下降的促進(jìn)作用提高6.37個百分點(diǎn)。與上述兩個福利變量類似，當(dāng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口從低等級收入水平跨越到高等級收入水平時，社會保險狀況、居住條件、子女上學(xué)、政治參與以及城市歸屬感的改善對逆城鎮(zhèn)化傾向概率上升的抑制作用也不斷減弱，對逆城鎮(zhèn)化傾向概率下降的促進(jìn)作用也不斷增強(qiáng)。此外，從二值變量職業(yè)培訓(xùn)來看，隨著收入水平的上升，參加職業(yè)培訓(xùn)對逆城鎮(zhèn)化概率上升的抑制作用不斷減弱，對逆城鎮(zhèn)化傾向概率下降的促進(jìn)作用不斷強(qiáng)化。

4.4.2 年齡分組下福利對逆城鎮(zhèn)化傾向的邊際概率影響

由表5的年齡分組邊際概率影響結(jié)果可以看出，隨著年齡段的上升，各福利變量對逆城鎮(zhèn)化傾向概率上升的抑制作用不斷強(qiáng)化，對逆城鎮(zhèn)化傾向概率下降的促進(jìn)作用不斷弱化。當(dāng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口年齡從20歲年齡段上升到50歲年齡段時，收入上升對逆城鎮(zhèn)化傾向概率上升的抑制作用提升0.4個百分點(diǎn)，對逆城鎮(zhèn)化傾向概率下降的促進(jìn)作用下降1.24個百分點(diǎn)；勞動合同狀況的改善對逆城鎮(zhèn)化傾向概率上升的抑制作用提升0.92個百分點(diǎn)，對逆城鎮(zhèn)化傾向概率下降的促進(jìn)作用下降2.8個百分點(diǎn)。和收入分組的結(jié)果類似，在不同年齡階段，社會保險狀況、居住條件、子女上學(xué)、政治參與、城市歸屬感以及職業(yè)培訓(xùn)等福利變量對逆城鎮(zhèn)化傾向的影響規(guī)律和收入水平以及勞動合同狀況的影響規(guī)律一致。從收入和年齡分組計(jì)算結(jié)果來看，隨著收入水平和年齡階段的上升，各福利變量對逆城鎮(zhèn)化傾向概率上升的抑制作用和逆城鎮(zhèn)化傾向概率下降的促進(jìn)作用的變動方向并不一致，故難以直觀得出其中的變動規(guī)律。因此，為了更為精確地理解隨著收入和年齡的變化各福利變量對逆城鎮(zhèn)化的影響規(guī)律，本文進(jìn)一步計(jì)算了收入和年齡分組中各變量對逆城鎮(zhèn)化概率影響的凈效應(yīng)，即逆城鎮(zhèn)化概率上升系數(shù)減去逆城鎮(zhèn)化概率下降系數(shù)，計(jì)算結(jié)果見表6。

從凈效應(yīng)的計(jì)算結(jié)果來看，各福利變量對逆城鎮(zhèn)化影響的凈效應(yīng)為負(fù)，即福利水平的改善可以抑制逆城鎮(zhèn)化傾向。分析可知，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口從低收入群體轉(zhuǎn)為高收入群體的過程可以有效強(qiáng)化各福利變量改善對逆城鎮(zhèn)化傾向的抑制凈效應(yīng)。當(dāng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口收入水平從第1等級（小于2萬）上升到第6等級（大于10萬）時，收入水平、勞動合同狀況、社會保險狀況、居住條件、子女上學(xué)、政治參與、城市歸屬感以及職業(yè)培訓(xùn)狀況的改善對逆城鎮(zhèn)化傾向的抑制凈效應(yīng)分別提升2.03、4.60、4.08、2.93、6.85、5.73、2.87和9.49個百分點(diǎn)。農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口由低齡階段升入高齡階段的過程則弱化了各福利變量改善對逆城鎮(zhèn)化傾向的抑制凈效應(yīng)，當(dāng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口年齡階段從20歲上升到50歲時，收入水平、勞動合同狀況、社會保險狀況、居住條件、子女上學(xué)、政治參與、城市歸屬感以及職業(yè)培訓(xùn)狀況的改善對逆城鎮(zhèn)化傾向的抑制凈效應(yīng)分別下降0.84、1.88、1.66、0.64、2.80、2.34、1.16和3.28個百分點(diǎn)。因此，我們可以得出福利狀況的改善對高收入和低齡化農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口群體的作用最為顯著，即提升這部分群體的福利水平有助于降低逆城鎮(zhèn)化傾向，而相關(guān)政策應(yīng)該具有一定的傾斜性和針對性。事實(shí)上，產(chǎn)生上述結(jié)果的原因在于，一方面，高收入農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在城市生活的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較為牢固，他們迫切需要的是享有城市的各類福利，并和城市居民共享城市的現(xiàn)代文明，因此其福利狀況改善將顯著降低逆城鎮(zhèn)化傾向；另一方面，低齡化農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口群體對于其未來的工作和收入狀況信心較足，而他們的生活方式和思維習(xí)慣相對于老齡化群體而言更加接近于城市居民，這部分群體需要的也是真正和城市居民平等進(jìn)而福利水平得到全面的改善，因此其逆城鎮(zhèn)化意愿也相對較弱，福利提升則可以更加堅(jiān)定其留在城市的信心。endprint

5 結(jié) 語

本文基于森的可行能力理論和調(diào)研數(shù)據(jù)，構(gòu)建我國農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的可行能力框架，實(shí)證分析了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口福利對逆城鎮(zhèn)化傾向的影響。基于我國城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)狀，本文認(rèn)為我國農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口可行能力至少應(yīng)當(dāng)包含收入水平、社會保障、居住條件、社會機(jī)會、社會交往、政治參與和心理感受等七個方面。基于有序Probit模型的實(shí)證研究表明，除城市朋友變量外，各類福利指標(biāo)的改善均可以有效降低逆城鎮(zhèn)化傾向。

進(jìn)一步來看，哪些福利指標(biāo)對農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口最為重要？福利提升對哪一部分農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口群體的逆城鎮(zhèn)化傾向影響最大？本文通過指標(biāo)比較和分組比較回答了上述兩個問題。一方面，職業(yè)培訓(xùn)、子女上學(xué)情況和政治參與狀況的改善對逆城鎮(zhèn)化傾向的影響最為明顯。當(dāng)前農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口群體的福利訴求已經(jīng)從早期的收入水平提升和社會保障轉(zhuǎn)變?yōu)樯鐣C(jī)會和政治參與。其中，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口不僅關(guān)注自身的社會機(jī)會，同時還關(guān)注下一代的社會機(jī)會，表現(xiàn)為通過職業(yè)培訓(xùn)提升自身的人力資本積累，通過為子女爭取更好的上學(xué)條件提升代際的人力資本積累。另一方面，福利狀況的改善對高收入和低齡化農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口群體的作用最為顯著。經(jīng)濟(jì)收入是農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在城市生活和立足的最基本保障，高收入群體具備了這一基礎(chǔ)，導(dǎo)致其對于福利的訴求更強(qiáng)，因此福利水平改善可以明顯降低其逆城鎮(zhèn)化傾向。而低齡化群體大部分為第二代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口，其思維方式、生活習(xí)慣、社會交往等更接近于城市，留在城市的意愿強(qiáng)烈，因此其福利水平改善也可以顯著降低逆城鎮(zhèn)化傾向。

就政策層面而言，目前我國處在以城鎮(zhèn)化為手段推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段，降低農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口逆城鎮(zhèn)化傾向需要通過政策制定提升其福利水平，真正給予農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口城市居民的待遇，縮小其與城市居民的福利差距。截至2016年10月，全國基本取消了農(nóng)業(yè)戶口和非農(nóng)業(yè)戶口之分，但是這一政策僅僅實(shí)現(xiàn)了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口和城市居民“名義身份”上的平等，仍然沒有涉及到福利這一戶籍制度改革的核心。基于上述的研究結(jié)果和我國城鎮(zhèn)化發(fā)展實(shí)際，本文認(rèn)為降低逆城鎮(zhèn)化傾向進(jìn)而提升城鎮(zhèn)化發(fā)展的可持續(xù)性，需要以如下兩個方面為著力點(diǎn)：其一，繼續(xù)完善居住證制度，逐步剝離和戶籍綁定的福利制度，實(shí)現(xiàn)城市基本公共服務(wù)和福利待遇對城市常住人口的全覆蓋；其二，應(yīng)針對重點(diǎn)福利訴求和群體制定傾斜性政策，優(yōu)先促進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口職業(yè)培訓(xùn)、子女上學(xué)和政治參與狀況的改善，優(yōu)先滿足高收入和低齡化群體在城市的福利訴求，堅(jiān)定其留在城市的信心，以此穩(wěn)步提升城鎮(zhèn)化和市民化水平。

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