農業轉移人口家庭隨遷與城市流動偏好研究

趙海濤

(上海師范大學哲學與法政學院，上海 200234)

一、引 言

農業轉移人口大規模從農村轉移到城市從事非農就業是我國經濟社會發展進程中的一個重要特征。長期以來，由于受到戶籍制度和其他公共政策的約束，農業轉移人口的流動以家庭中個別勞動力單獨外出務工為主，家庭呈現“遷而不移”的特征[1][2]。隨著農業轉移人口總量不斷增加和城鎮化進程的不斷加快，近年來農業轉移人口在遷移模式和流動方向上呈現以下的典型特征：首先，農業轉移人口以已婚群體為主體，夫妻一起外出務工成為主要的流動模式[3][4]；其次，農業轉移人口家庭子女隨遷和舉家遷移的比例越來越高[5]；第三，農業轉移人口向東部特大或超大城市集聚的態勢不斷增強，而中小型城市對農業轉移人口的吸引力不足，這與我國大中小城市協調發展的戰略格局不相適應[6][7][8]。

從家庭成員隨遷的類別看，配偶隨遷、子女隨遷和舉家遷移是典型模式，也是學者分析的主要對象[3][9][10]。然而，異質性的隨遷模式代表差異化家庭結構、家庭功能及在城市生活定居的風險，盡管現有很多研究分析農業轉移人口家庭隨遷的影響因素及積極作用，但忽略異質性家庭隨遷模式對城市流動選擇的影響，并未結合農業轉移人口在特大或超大城市集聚的特征深入考察家庭隨遷模式與不同類型城市流動之間的關系，探討農業轉移人口家庭隨遷的空間依賴性，即“特大或超大城市偏好”[7][11]。

經典的移民經濟學理論認為流動人口的遷移決策是由家庭成員共同做出的[12][13]。從農業轉移人口家庭成員的隨遷特征來看，城鄉遷移并非是基于個體最優做出的選擇，而是以家庭為單位、以家庭最優的目標來決定誰外出務工？何人隨遷及遷移到哪里？由于家庭成員隨遷是農業轉移人口實現核心成員在城市團聚、解決生理和情感需求的“失依”狀態的結果[14]，不同的隨遷模式影響農業轉移人口在城市務工的時間分配、收入期望及公共服務需求，而特大或超大城市和其他類型城市在就業機會、收入和公共服務供給方面具有明顯的差異性，因而隨遷特征必然影響農業轉移人口的城市流動選擇。現有少數研究分析不同區域異質性和不同公共服務供給差異對農業轉移人口家庭隨遷的影響，指出家庭式遷移具有顯著的空間依賴性[15]，但異質性的隨遷模式與農業轉移人口的城市空間分布之間的關系還有待進一步探討。當前，推動大中小城市的協調發展是我國城鎮化建設的重大戰略，黨的十九大報告提出“要以城市群為主體構建大中小城市和小城鎮協調發展的城鎮格局，加快農業轉移人口市民化”。從城市異質性的角度來考察農業轉移人口的隨遷特征，不僅關乎農業轉移人口能否在城市安心提供非農勞動，提高就業的穩定性和城市生活的積極性，而且政府從城鎮化的角度可有針對性地為農業轉移人口提供就業、居住、子女教育和社會保障等服務，規范和引導農業轉移人口的社會融入及市民化，促進中小型城市的轉型和發展。

二、文獻回顧和研究假設

在家庭隨遷的情況下，農業轉移人口獲得的效用可分為三部分：第一部分是非農勞動收入；第二部分是父母的城市偏好，即對城市公共福利和生活便利程度的偏好；第三部分是從配偶和子女團聚、照料過程中獲得的效用[16]。由于農業轉移人口的隨遷模式是多樣的，所以不同的遷移模式對應不同的家庭效用。(1)關于配偶隨遷。農業轉移人口外出務工過程中的夫妻團聚能填補長期分離造成的生理需求和情感需求的缺口，提高農業轉移人口外出務工的積極性，因而夫妻一同外出務工已成為當前農村居民非農勞動供給的主要模式。因此，對配偶隨遷的農業轉移人口而言，他們更多地是希望在城市獲得更高的收入和更好的生活條件[3][14]。(2)關于子女隨遷。隨著家庭子女數量的下降和生活水平的提高，農業轉移人口越來越關注子女未來的發展，因而子女隨遷對農業轉移人口可能產生更多的影響。首先，由于子女在父母身邊得到照顧和培養，隨遷子女獲得的效用大于留守子女，同時父母通過與子女團聚也提高了家庭的幸福感[17]。其次，子女隨遷給農業轉移人口提出了更高的公共服務需求，尤其體現在對未成年子女教育這一問題上。受戶籍制度的影響，我國很多城市還無法向農業轉移人口提供與當地居民平等的子女教育機會，再加上工作不穩定、居住和監護等客觀條件，使農業轉移人口在隨遷子女教育上花費較高成本[18][19]。第三，子女隨遷將提高農業轉移人口的家庭消費水平和擠占父母的就業時間[20][21]。綜上，對子女隨遷的農業轉移人口來說，為讓子女享受更優質的教育資源，他們大多采取“用腳投票”的方式，通過承擔更多消費和工作擠出實現家庭效用的最大化，而收入最大化并非最優選擇[22]。(3)關于家庭隨遷(即配偶和子女均隨遷)。該模式兼具配偶隨遷和子女隨遷的特征。一方面，家庭隨遷使農業轉移人口實現家庭和務工地的同步轉移，解決農業轉移人口親人團聚和家庭照料責任的后顧之憂，提高農業轉移人口在城市務工和居住的意愿；另一方面，家庭隨遷為農業轉移人口子女在城市就學提供良好的家庭支持環境，提高隨遷子女受教育的機會和質量。在家庭效用最大化的目標下，家庭隨遷的農業轉移人口仍以獲得優質的子女教育機會為主，通過“用腳投票”努力尋求與城市居民同等的待遇[14]。

從流向上看，農業轉移人口的家庭化遷移具有顯著的空間依賴性，并呈現特大或超大城市集聚的態勢[11]。相對于中小型城市，特大或超大城市在就業機會、收入水平、生活成本和公共服務等方面存在明顯的優勢。童玉芬和王瑩瑩(2015)發現顯著的收入差距是流動人口城市選擇的主要動因，而發展較為成熟的第三產業和較優質的公共服務也是吸引流動人口的重要因素[6]。侯慧麗(2016)發現城市規模越大，流動人口獲得工業公民資格公共服務的概率越高，而獲得社會公民資格公共服務的概率越低[7]。此外，謝建社等(2011)、宋月萍和謝卓樹(2017)等發現城市公共資源的數量和可及性對兒童隨遷具有重要影響，一線城市對農業轉移人口子女入讀義務教育公立學校設置諸多高門檻條件，導致隨遷子女難以順利入學[23][24]。王春超和張呈磊(2017)、宋錦和李實(2014)也發現子女隨遷的農業轉移人口更多地考慮子女教育投入，相比之下對自身的消費、收入和就業重視不足，農業轉移人口向大城市遷移和跨省遷移一般未伴隨子女隨遷，而且戶籍門檻較高的大城市存在子女隨遷的就業替代現象[16][18]。

基于上述分析，本文提出以下的三個假設：

假設1：相對于無家人隨遷模式，僅配偶隨遷有助于提高農業轉移人口流入特大或超大城市的概率。

假設2：相對于無家人隨遷模式，僅子女隨遷有助于提高農業轉移人口流入中小型城市的概率。

假設3：相對于無家人隨遷模式，家庭隨遷(即配偶和子女均隨遷)有助于農業轉移人口流入中小型城市的概率，且該影響效應的規模小于僅子女隨遷模式。

三、數據來源和實證策略

(一)數據來源

本文采用2014年全國流動人口動態監測調查數據，選取樣本中調查對象為已婚且配偶雙方均為農村戶籍的農業轉移人口，樣本量為123863個。

基于城市差異的角度，依據中國城市規模的劃分標準，本文將農業轉移人口的遷入城市分為特大或超大城市、其他城市兩種類型。關于農業轉移人口的家庭概念，參考李代和張春泥(2016)的界定標準，結合本文的研究內容，明確將夫妻和未成年子女(年齡小于16歲)組成的核心家庭作為分析對象，并不探討主干家庭和聯合家庭等其他的家庭模式(1)一般地，主干家庭至少包含兩代家庭成員(如祖父母)；聯合家庭包含較多的親屬關系，是父母或其中一方同多對已婚子女或兄弟姐妹等仍不分家的一種“特殊”的家庭。，目的是確保對所有家庭的分析單位保持一致，便于對不同隨遷模式的家庭進行對比[4]。

對已婚的農業轉移人口家庭而言，存在以下的四類隨遷模式：M10表示無家人隨遷模式，是指僅夫妻一方在流入地務工；M20表示僅配偶隨遷模式，代表配偶隨遷至流入地；M11表示僅未成年子女隨遷模式，代表僅夫妻一方在城市務工且未成年子女隨遷；M21表示家庭隨遷模式，代表配偶和未成年子女均隨遷至流入地。在流動方向上，存在流入特大或超大城市、其他城市(分別以下標B和S表示)兩種類型。

表1列出了農業轉移人口家庭隨遷模式的統計結果。從全部樣本看，無家人隨遷的概率為7.84%，僅配偶隨遷的概率為23.45%，僅未成年子女隨遷的概率最低(為0.55%)，家庭遷移的概率最高(為68.17%)，這一特征表明農業轉移人口目前以家庭式遷移為主，且從概率上明顯高于半家庭式遷移(指僅配偶隨遷或僅未成年子女隨遷)模式。從遷移的城市類別看，遷移至特大或超大城市的概率為25.55%，遠高于特大或超大城市在全國的數量占比(2)按照國務院發布的《關于調整城市規模劃分標準的通知》，2014年城區常住人口超過500萬的特大或超大城市為17個。。從人口的空間分布密度來看，在特大或超大城市分布的農業轉移人口集聚的態勢是最強的。從不同家庭類型看，無論已婚未育家庭還是育有未成年子女家庭，舉家遷移的概率均超過七成，這與王文剛等(2017)、侯佳偉(2009)的結論是一致的[15][25]。表1顯示，配偶隨遷和未成年子女隨遷已成為農業轉移人口城鄉流動的典型特征，且在特大或超大城市集聚，呈現明顯的“特大或超大城市偏好”。

表1 農業轉移人口的家庭隨遷模式統計

圖1展示四類農業轉移人口在特大或超大城市和其他城市遷移的相對概率。可以看出，相對于遷移至其他城市，僅配偶隨遷至特大或超大城市的相對概率在四種流動類型中是最高的；僅未成年子女隨遷至特大或超大城市的相對概率是最低的；而家庭隨遷的農業轉移人口流入特大或超大城市的相對概率介于僅配偶隨遷和僅未成年子女隨遷之間，且小于無家人隨遷的情形。

圖1 不同類型城市的農業轉移人口遷移的相對概率

基于城市差異，表2分別列出在特大或超大城市和其他城市流動的農業轉移人口的基本特征。結果顯示，人力資本水平較高、家庭照料負擔較輕的農業轉移人口更傾向于選擇特大或超大城市流動，相對于其他城市，在特大或超大城市流動可獲得更好的就業機會、更高的收入和更好的社會保障，但建立居民健康檔案的概率較低。

基于家庭成員隨遷模式的區別，表2還列出不同遷移模式下農業轉移人口的基本特征。從個體特征來看，年齡較小的農業轉移人口更傾向于選擇配偶隨遷，家庭中丈夫更傾向于單獨遷移，而妻子如果外出務工，則僅未成年子女隨遷的概率較高；四類遷移模式均以省內跨市為主，僅未成年子女隨遷和家庭遷移兩種模式的夫妻遷移時間更長(尤其是家庭遷移模式)。從家庭特征來看，未成年子女的數量越多，農業轉移人口僅未成年子女隨遷和家庭遷移的概率更高。在無家人隨遷和僅配偶隨遷的情形下，農業轉移人口獲得非體力勞動就業、月收入和城市社會保障的水平較高，而建立居民健康檔案的比例較低；對應地，僅未成年子女隨遷和家庭隨遷的農業轉移人口獲得三種務工收益的水平較低，而建立居民健康檔案的比例較高。

表2 核心變量的描述性統計

(二)實證策略

為考察家庭隨遷模式對城市流動選擇的影響，需處理家庭隨遷變量的內生性問題，而可能的內生性源自兩個方面。(1)受各種因素的影響，農業轉移人口面臨是否外出流動及選擇何種家庭隨遷模式(即四類隨遷模式不是隨機選擇的)，所以直接估計家庭隨遷模式對城市選擇的影響會產生樣本選擇的內生性問題；(2)不同類型城市可能反向影響家庭隨遷模式，這種雙向因果關系易導致家庭隨遷模式的內生性。為避免內生性問題可能產生的估計偏誤，針對樣本選擇導致的內生性，參考Liu et al.(2004)關于樣本選擇問題的處理方法[26]，本文采用Mlogit模型來分析相關變量對農業轉移人口選擇家庭隨遷模式的影響：

(1)

其中，j(j=1,2,3,4)代表無家人隨遷、僅配偶隨遷、僅未成年子女隨遷和家庭隨遷四種類型，pij為個體i選擇隨遷類型j的概率，Z為一組包括個體特征、配偶特征和家庭特征的解釋變量。對模型(1)，以j=1為對照組，采用最大似然估計方法(MLE)進行測度。針對城市和隨遷模式的雙向因果關系導致的內生性問題，考慮到流入地的經濟、社會發展水平及其他區域異質性可能對農業轉移人口的隨遷模式產生影響，本文在變量Z中控制區域異質性變量，具體包含區域(1～4)、經濟帶(1～5)和城市群(1～20)三個變量，通過控制區域異質性變量來解釋不同類型城市對家庭隨遷模式選擇的反向影響。

基于模型(1)，我們設定農業轉移人口家庭隨遷的特大或超大城市偏好的模型為：

(2)

四、估計結果及分析

(一)特大或超大城市偏好的估計

表3列出采用Logit模型估計的農業轉移人口向特大或超大城市遷移的回歸結果。從個體特征來看，農業轉移人口的年齡越大，其遷移至特大或超大城市的概率越低；相對于漢族群體，少數民族群體更傾向于遷移至其他類型城市；教育水平越高、流動時間越長，越容易遷移至特大或超大城市。另外，相對于女性農業轉移人口，男性更傾向于選擇流入其他類型城市。關于家庭特征的影響，家庭未成年子女的數量越多，越不利于遷移至特大或超大城市；家庭規模的影響與未成年子女數量的影響相似，表明孩子照料負擔越重的農業轉移人口更難以遷移至特大或超大城市。此外，基于家庭是否育有孩子，本文將樣本劃分為已婚未育家庭和育有未成年子女家庭兩種類型，表3分別列出兩類家庭樣本的估計結果。對比全部樣本和分樣本的結果后可看出，模型估計仍是穩健的。

表3 農業轉移人口向特大或超大城市遷移模型的估計結果

(二)家庭隨遷特征的估計

表4列出相對于無家人隨遷模式，采用Mlogit模型估計的農業轉移人口的不同家庭隨遷模式的實證結果。從個體特征來看，年齡越大，農業轉移人口家人隨遷的概率更高；相對于漢族農業轉移人口，少數民族群體在未成年子女隨遷和家庭隨遷兩種模式的概率更高；教育水平越高，農業轉移人口更傾向于將配偶和未成年子女帶在身邊，即家人隨遷的比例更高；相對于外出務工的女性群體，男性配偶隨遷和家庭隨遷的概率較高，而僅未成年子女隨遷的概率較低。遷移距離較遠的跨省流動不利于農業轉移人口的未成年子女隨遷和家庭隨遷，但對僅配偶隨遷的影響不顯著；對應地，中短距離遷移的省內跨市流動有利于農業轉移人口的未成年子女隨遷和家庭隨遷，而且流動時間越長，農業轉移人口家人隨遷的概率更大。另外，從家庭特征來看，未成年子女越多或家庭規模越大，農業轉移人口僅夫妻外出的比例越低，而未成年子女隨遷和家庭隨遷的比例越高。

表4 農業轉移人口家庭式遷移模型的估計結果(N=68999)

(三)家庭隨遷模式的空間依賴性特征的估計

表5列出農業轉移人口的家庭隨遷模式對特大或超大城市偏好的影響結果。模型1、4和5是采用全部樣本估計的結果，模型2和3分別是已婚未育家庭和育有未成年子女家庭樣本的估計結果。從表5可看出，僅配偶隨遷模式的影響系數在5%的水平下顯著為正，即配偶隨遷的農業轉移人口更傾向于遷移至特大或超大城市，可能的原因是配偶隨遷的農業轉移人口主要是追求更好的收入和就業機會，從而假設1得到驗證；僅未成年子女隨遷和家庭隨遷兩種模式的影響系數顯著為負，可能的解釋是有未成年子女在身邊的農業轉移人口為尋求更好的子女教育資源而選擇教育資源供給較好的中小型城市。此外，特大或超大城市較高的生活成本和照料孩子的就業替代也是制約農業轉移人口舉家流入特大或超大城市的原因，因而假設2得到驗證。從估計系數來看，家庭隨遷的影響系數為-0.0444，在影響效應的規模上低于僅未成年子女隨遷的影響系數-0.0843，可能的原因在于相對于僅未成年子女隨遷，家庭隨遷提高子女教育的機會和質量，因此農業轉移人口可在更大范圍內選擇城市流動，進而假設3得到驗證。

表5 農業轉移人口的家庭隨遷特征對城市偏好影響的估計結果

五、隨遷模式對城市流動選擇影響的機制討論

以上分析表明，相對于無家人隨遷模式，僅配偶隨遷能提高農業轉移人口遷移至特大或超大城市的概率，僅未成年子女隨遷和家庭隨遷能提高農業轉移人口遷移至其他類型城市的概率。但對這一結果的理論解釋來源于相關文獻的研究結論，具體的影響機理還需進一步的檢驗。基于前文提出的理論解釋，本文選取就業和公共福利的三個相關特征：是否為非體力勞動(代表就業機會特征)；月工資(代表收入水平)；是否建立居民健康檔案(代表社會公民資格公共服務)。在模型(2)中，通過引入隨遷模式與公共福利變量的交互項來刻畫農業轉移人口的家庭隨遷空間依賴的個體異質性，以此檢驗三類隨遷模式對城市流動選擇機制的合理性。

表6 農業轉移人口是否非體力勞動對城市偏好影響效應的估計結果

表8 農業轉移人口是否建立居民健康檔案對城市偏好影響效應的估計結果

表6～8中三類隨遷模式變量的估計系數與表5中的估計系數在方向和顯著性上保持一致，這在一定程度上驗證了模型估計的穩健性。隨遷模式與非體力勞動、月工資、居民健康檔案的交互項的估計系數均顯著。表6的結果顯示，僅配偶隨遷與非體力勞動的交互項系數顯著為正，表明僅配偶隨遷的農業轉移人口更加關心獲取非體力勞動就業，因而更傾向于選擇特大或超大城市。家庭隨遷與非體力勞動的交互項系數仍然為正但不顯著，而僅未成年子女隨遷與非體力勞動的交互項系數變為負數且不顯著，這一結果表明僅配偶隨遷在獲得更好的就業機會方面與其他隨遷模式具有差異性，即僅配偶隨遷的農業轉移人口主要關心就業方面的回報。與表6相類似，表7的估計結果表明，僅配偶隨遷的農業轉移人口更關心獲得較高的工資回報，更傾向于選擇特大或超大城市流動；但與表6的估計結果不同，家庭隨遷與月工資的交互項系數同樣顯著為正，表明家庭隨遷的農業轉移人口追求更好的就業收入，但從影響效應的規模來看，工資收益的凈效應小于僅配偶隨遷。從表8的估計結果來看，居民健康檔案的系數顯著為負，僅未成年子女隨遷、家庭隨遷與居民健康檔案的交互項系數均顯著為負，表明僅未成年子女隨遷和家庭隨遷的農業轉移人口更傾向于在城市建立健康檔案，因而傾向于選擇其他類型城市流動。雖然本文未直接檢驗隨遷模式與未成年子女教育機會的交互項對城市偏好的影響效應，但可采用建立居民健康檔案來近似代表社會公民資格公共服務，盡管它并非一個最佳變量[7]。上述估計結果驗證農業轉移人口隨遷模式對城市流動選擇的理論機制的合理性，表明隨遷特征依賴于就業機會、工資收入和社會公民資格公共服務來影響農業轉移人口的城市空間選擇偏好。

六、結 語

本文基于2014年全國流動人口動態監測調查數據，研究已婚農業轉移人口家庭隨遷的基本特征，考察不同的家庭隨遷模式對農業轉移人口的城市流動選擇的影響，揭示農業轉移人口的城市空間依賴屬性。從影響機制來看，異質性家庭隨遷模式依賴于就業機會、月工資和社會公民資格公共服務對城市偏好的影響。

在新型城鎮化的背景下，家庭隨遷是農業轉移人口在城鄉之間流動的必然趨勢和實現市民化的要求。隨著農業轉移人口的隨遷模式逐漸從部分家人隨遷轉向家庭式隨遷，越來越多的農業轉移人口在城市空間內優先選擇本省公共福利和就業資源較好的城市。從協調發展的角度來看，為吸引更多的農業轉移人口流入中小型城市，一方面，通過產業政策和就業項目等提供更多的就業崗位和更高的勞動收入；另一方面，圍繞農業轉移人口的家庭隨遷特征，有針對性地提供數量更多和質量更優的城市福利，尤其是子女教育、托幼等關乎農業轉移人口家庭急需解決的難題，實現大中小城市協調發展的城鎮格局，加快農業轉移人口的市民化。