農民工的工作穩定性與永久遷移意愿

周闖

(東北財經大學 經濟學院，遼寧 大連 116025；東北財經大學 勞動就業與人力資本開發研究中心，遼寧 大連 116025)

1 引言

改革開放以來，中國經歷了史無前例的勞動力鄉城遷移過程，大量農村剩余勞動力進入城市工作，但這些勞動力在城市沉淀實現永久遷移的比例不高，形成了龐大的亦農亦工群體。是什么原因導致農民工永久遷移的比例不高？與發達國家勞動力以永久遷移為主的模式不同，發展中國家暫時性遷移的期間要更長[1]，新遷移經濟學[2]和雙重勞動力市場理論[3]對這種現象給出了解釋。前者認為暫時性遷移是增加家庭就業和收入的收益最大化策略，后者則認為勞動力市場分割使遷移勞動力只能在次級勞動力市場工作，較低的工資收入無法使其實現永久遷移。兩種理論對農民工較低的永久遷移比例都能給出一定程度的解釋。隨著生產率的提升，農村本地的資源稟賦無法繼續支撐農民獲得更高的收入，剩余勞動力外出務工就成為增加家庭就業和收入的收益最大化策略，但受到城鄉分割戶籍制度以及自身人力資本不足的限制，外出勞動力只能長期在城市次級勞動力市場從事簡單的體力性重復勞動，無法通過工作經驗的積累獲得更高的收入而實現永久遷移。

國內學者對農民工永久遷移比例較低成因的探討沿兩個方向展開。一類以新遷移經濟學理論為基礎，從農民工理性選擇的視角探討農民工的社會資本[4]、政治資本[5]、人力資本[6-7]以及土地權益[8-9]等因素對農民工遷移的影響。另一類是以雙重勞動力市場理論為基礎，從制度視角探討戶籍以及由此所引申出的城鄉二元分割在農民工遷移中的阻礙作用[10-13]；當然，兩類研究并非完全割裂，制度因素也是農民工理性選擇的重要考量因素[11]?；趹艏贫茸璧K農民工遷移，抑制城鎮化的觀點，政府于2014年開始了新一輪的戶籍制度改革，取消“農業戶口”和“非農業戶口”之分，統一改為居民戶口，并通過居住證制度剝離戶籍與城鎮基本公共服務的關聯，使農民工在不放棄農村土地權利的同時，能夠享受城鎮的各項公共服務?？梢灶A期，隨著戶籍制度改革的大力推進，制度因素對農民工永久遷移的影響將會越來越小，因此，深入分析農民工永久遷移的非制度性影響因素將會更具現實意義。

在農民工永久遷移的非制度性影響因素中，就業無疑應該排在首位。通過就業質量的改善實現經濟的城市融合，進而帶動社會和心理等其他方面的融合，將會顯著提升農民工永久遷移的可能性[14]。如何提升就業質量，工作轉換是重要的途徑。依據搜尋匹配理論，工作轉換是勞動力市場資源實現有效配制的途徑，工人通過匹配、離職以及重新匹配，最終獲得生產率最大的工作[15]。然而，搜尋匹配理論適用于一體化的勞動力市場，在二元分割城市勞動力市場中，農民工的工作轉換很難用搜尋匹配來解釋。由于農民工主要在次級勞動力市場就業，其工作轉換更多是被迫性的轉換，而且轉換較為頻繁[16-17]，導致農民工就業具有不穩定的特征，對農民工工資收入的增長形成了阻礙[18-19]，抑制了農民工就業質量的提升[20]。因此，不穩定的就業對農民工永久遷移將會產生阻礙作用。

已有研究探討了就業穩定性對農民工遷移的影響，比如，石智雷和朱明寶基于武漢市農民工調查數據，采用就業區域穩定性、就業職業穩定性和勞動合同的簽訂界定就業穩定性，分析了三者對農民工城市身份認同和城市長居意愿的影響[21]；謝勇基于江蘇省的調查數據，采用更換就業城市的頻率、更換工作單位的頻率、現職的就業持續時間、勞動合同簽訂界定就業穩定性，分析了這些指標在促進農民工經濟、社會和心里融合的作用[22]；孫學濤等基于遼寧省的調查數據，采用就業區域穩定性和就業職業穩定性界定就業穩定性分析了其對以認知能力、心理因素和社會環境感知測度的社會整合程度的影響及反向作用關系[23]。袁方和安凡所基于廣東省的數據，以是否簽訂勞動合同、在當前企業的工作年數、平均每份工作的持續時間界定就業穩定性，分析了就業穩定性通過農民工的市民身份認同最終對消費所產生的影響[24]。

上述研究加深了就業穩定性促進農民工城市遷移所發揮的積極作用的理解，但有幾個問題需要進一步修正和探討。第一、已有研究所采用的數據多為2014年或以前年份的數據，無法考查2014年新一輪戶籍制度改革之后的狀況，并且多為地區性數據，所得結論的代表性值得商榷，本文采用國家衛生健康委2016年和2017年的全國流動人口動態監測調查數據進行分析，所得結論將更具實效性和代表性。第二，已有研究關于就業穩定性的定義過于分散，就業穩定性的關鍵是以雇傭關系穩定所體現的工作穩定性，因此本文將焦點單獨聚焦于工作穩定性，采用勞動合同類型加以界定，這種以法律關系約束的工作穩定性更具現實和政策意義。第三、已有研究多通過指標的構建分析就業穩定性對農民工實際融合程度的影響，少數研究分析了就業穩定性對農民工長期居住意愿的影響，但沒有關注其在戶籍轉換意愿方面所發揮的作用，并且這些研究基本沒有涉及就業穩定性影響農民工永久遷移意愿的機制，本文將同時從戶籍轉換和長期居住兩個方面探討農民工的永久遷移意愿，并且進一步給出工作穩定性影響農民工永久遷移意愿的機制。

2 研究假設的提出

就業穩定性的增強能夠增加農民工的工資收入[18-19]，同時會促使雇主為農民工提供養老保險和醫療保險等社會保障[25]，更高的工資收入以及更好的社會保障促進農民工消費水平的增加[26-27]，使農民工可以更深刻地感受城市生活，更深入地融入城市環境，從而提升永久遷移意愿。基于以上分析，本文提出第一個待驗證的假設：

假設1：工作穩定性通過收入和社會保障能夠間接提升農民工的永久遷移意愿。

工作穩定降低了農民工因失去工作而導致的收入中斷風險，增加了農民工的持久收入，為獲得更高的未來收入，農民工更傾向于能夠實現永久遷移。此外，依據持久收入的消費理論，持久性收入的增加將會促進農民工的消費，進而提升農民工的永久遷移意愿。除更高的持久收入外，工作穩定性還使農民工有更多的機會參與社會活動，有利于社會關系網絡的建立，而關系網絡的依附性能夠提升農民工的永久遷移意愿。最后，工作穩定性緩解了農民工在不斷工作轉換之中的憂慮，使其可以更好地體驗城市生活，加之工作穩定性所體現的工作優越感能夠增強其身份認同感，身份認同感的增強無疑將會提升農民工的永久遷移意愿?；谝陨戏治?，本文提出第二個待驗證的假設：

假設2：除去收入和社會保障外，工作穩定性本身也能夠增強農民工的永久遷移意愿，其作用機制主要體現為持久收入的預期、社會參與的加深以及身份認同感的增強。

農民工群體是異質性較強的群體，一個明顯的特征是代際異質性，新生代農民工的城市融入程度要明顯高于老一代農民工[28]。老一代農民工的歸鄉意愿強烈，在城市工作的目的只是掙取更多收入，最終還是要返回農村生活，他們更看重當期收入，工作穩定性所體現的持久收入、社會參與以及身份認同對其永久遷移意愿的影響較小。與老一代農民工不同，新生代農民工更向往城市的工作和生活，他們未來不想也不愿回到農村生活，具有更強的城市定居意愿，在這種情況下，工作穩定性對新生代農民工永久遷移意愿的直接影響會更加明顯。據此，本文提出第三個待驗證的假設：

假設3：工作穩定性對新生代農民工永久遷移意愿的直接影響要強于對老一代農民工的影響。

高教育程度的農民工能夠獲得更高的收入，在工作穩定的情況下，具有更高的持久收入預期。此外，根據專業人力資本理論，高教育程度農民工接受新知識和新技能的能力更迅速，對其開展培訓的成本更低，企業更傾向于對高教育程度農民工進行專業培訓[29]，并且從培訓收益的角度來看，為避免培訓后農民工離職導致的收益損失，用工企業提供的培訓機會將更多地聚集于雇傭關系穩定的農民工上，因此在高教育程度農民工中，工作穩定的農民工能夠獲得更多的培訓機會，從而具有更高的持久收入預期，更多的社會參與機會和更強的身份認同。在低教育程度農民工中，受到培訓成本的約束，工作穩定的農民工相對于非穩定的農民工獲得的培訓機會并不多，工作穩定在促進其永久遷移意愿提升上的作用要更小。據此，本文提出最后一個待驗證的假設：

假設4：工作穩定性對高教育程度農民工永久遷移意愿的直接影響要強于對低教育程度農民工的影響。

3 數據來源、模型設定及變量統計

3.1 數據來源

分析所使用的數據來自國家衛生健康委開展的全國流動人口動態監測調查，為保證結果的穩健性，本文采用2016年和2017年兩個年度的數據進行分析。流動人口動態監測調查包含32個省級單位，采用了分層、多階段、與規模成比例的PPS抽樣方法，調查對象為調查前一個月前來本地居住、非本區(縣、市)戶口的男性和女性流動人口。本文分析的對象為農民工群體，因此在樣本選取中僅保留戶口性質為農業或者農業轉居民以及流動原因是務工經商的流動人口。調查對農民工的就業身份進行了區分，分為“有固定雇主的雇員”、“無固定雇主的雇員”、“雇主”、“自營勞動者”和“其他”四類，雇傭關系的穩定性僅體現在受雇群體中，因此，本文的分析僅保留就業身份為“雇員”的農民工，最終得到兩年的樣本量分別為56082和57908。

表1 長期居住意愿和戶籍轉換意愿調查問題和回答選項的設定

本文的核心被解釋變量是農民工的永久遷移意愿，采用長期居住意愿和戶籍轉換意愿兩個指標衡量。表1給出了兩個年份調查中關于長期居住意愿和戶籍轉換意愿的問題和回答選項。在長期居住意愿上，2016年明確界定長期居住的年限為5年以上，2017年則對今后一段時間打算留在本地的具體居住年限設置了更為詳細的回答選項。為保持長期居住意愿變量界定的統一性，本文將長期居住意愿這一變量設定為二元變量，如果個體打算在本地居住的年限在5年以上，變量的取值為1，否則取值為0。在戶籍轉換意愿上，2016年和2017年的問題和回答選項設定一致，本文將戶籍轉換意愿也設定為二元變量，如果被調查者的回答選項為愿意，變量的取值為1，否則取值為0。本文的核心解釋變量為工作穩定性。流動人口動態監測調查詢問了調查對象與工作單位(雇主)簽訂的勞動合同類型，分為“有固定期限”、“無固定期限”、“完成一次性任務”、“試用期”、“未簽訂勞動合同”和“其他”六類，以合同類型所體現的雇傭關系穩定性來看，“有固定期限”的合同所體現的雇傭關系要更加穩定，因此將“有固定期限”的雇傭關系界定為穩定工作，而將其他五類界定為非穩定工作，在分析中設定“工作穩定”變量，工作穩定時取值為1，非穩定時取值為0。

表2 工作穩定和工作非穩定農民工永久遷移意愿的差異

表2給出了工作穩定農民工和工作非穩定農民工在戶籍轉換意愿和長期居住意愿上的差異。從統計數據來看，2017年農民工具有在流入地生活超過5年打算的比例明顯低于2016年，主要原因在于，2016年對農民工是否打算在流入地長期居住的選項要更少，那些打算在流入地長期居住，但時間不超過5年的人，也只能選擇第1個選項，從而產生了更高的長期居住比例。戶籍轉換意愿問題和回答選項的設定在兩個年份保持一致，因此統計數據具有可比性，與2016年相比，2017年具有戶籍轉換意愿的農民工比例要更高。按工作穩定性來看，無論是2016年還是2017年，工作穩定農民工的戶籍轉換意愿和長期居住意愿都要高于工作非穩定農民工，并且差異顯著，說明工作穩定性有助于提升農民工的永久遷移意愿。由于兩類農民工在個體特征、家庭特征、就業環境以及居住地等方面都存在差異，為得到工作穩定性對農民工永久遷移意愿的影響，需要采用計量方法控制這些差異進行更深入的分析。

3.2 計量模型的設定和變量的統計描述

為分析工作穩定性對農民工永久遷移意愿的影響，建立如下的計量模型：

(1)

(2)

(3)

(4)

其中，citywill表示永久遷移意愿(長期居住意愿或戶籍轉換意愿)，stable表示工作穩定性，income表示收入，insurance表示社會保障，X表示影響永久遷移意愿的其他控制變量。模型(1)不包含收入和社會保障變量，stable前的系數α1體現了工作穩定性對農民工永久遷移意愿的總影響，模型(4)包含收入和社會保障變量，stable前的系數β1體現了工作穩定性對農民工永久遷移意愿的直接影響。將模型(2)和模型(3)代入模型(4)并與模型(1)相對比，可以得到α1=β1+β2λ1+β3κ1，如果本文提出的假設1成立，α1和β1應為正值，并且α1要大于β1，β2λ1和β3κ1分別為工作穩定性通過收入和社會保障對永久遷移意愿的間接影響，都應為正值，二者之和等于α1-β1。實踐中，如果β2和λ1都顯著，可以判斷工作穩定性通過收入所產生的間接效應顯著，如果二者并不都顯著，可以采用中介效應Sobel檢驗判斷其顯著性[30]，工作穩定性通過醫療保險所產生的間接效應是否顯著可采用同樣的方法加以判斷。結合調查數據提供的信息，income采用農民工月收入、insurance采用農民工城鎮職工醫療保險的參與來度量。X包含了農民工的個人和家庭特征、就業的單位類型、就業的行業等變量。除采用普通最小二乘法對模型加以估計外，為避免工作穩定農民工和工作非穩定農民工特征差異過大導致的樣本選擇偏誤，本文進一步采用傾向分匹配方法對兩類農民工進行1對1匹配，采用匹配后的樣本再進行最小二乘回歸，匹配的傾向分根據Probit模型得到。此外，采用匹配后樣本的最小二乘回歸需要考慮匹配后個體的權重，而中介效應Sobel檢驗無法考慮權重問題，因此在基于匹配后樣本進行回歸分析時，間接效應的顯著性主要通過比較包含收入和社會保障前后兩個回歸中工作穩定性變量系數的變化，以及相應系數的顯著性可以判斷。

個人和家庭特征包括農民工的年齡、受教育程度、是否已婚、配偶是否隨遷、隨遷子女數、戶籍地留守子女數、流動范圍以及住房類型。其中，流動范圍分為跨省遷移、省內跨市和市內跨縣三類；住房類型根據調查問題“您現住房屬于下列何種性質？”得到，并將選項分為五類，將自購商品房、自購保障性住房、自購小產權房和自建住房統一歸為自有住房。單位類型分為個體工商、國有部門(包括機關事業單位、國有及國有控股企業和集體企業)、私營企業、外資企業(包括港澳臺獨資、外商獨資和中外合資)以及其他五個類別；行業按照農民工就業的行業分布分為制造、建筑、批發零售/住宿餐飲、居民服務和其他五個類別。最后，模型中加入省份虛擬變量以體現永久意愿的地區差異。

表3給出了變量的統計描述。與2016年相比，2017年農民工簽訂固定期限合同的比例增加了3.8個百分點，工作穩定性有所增強，月收入增加353元，城鎮職工醫療保險的參保比例增加6.9個百分點。將工作穩定和非穩定兩類農民工對比來看，工作穩定農民工的月收入和醫療保險的參保比例明顯高于工作非穩定農民工，說明工作穩定性增加了農民工的月收入和醫療保險參保的可能性，因此，工作穩定性可能會通過月收入和醫療保險的參保間接對永久遷移意愿產生影響。從影響永久遷移意愿的其他因素來看，工作穩定農民工的平均年齡要更低、教育程度更高，具有更高的跨省遷移比例，并且由于工作穩定農民工的年齡更低，導致已婚和配偶隨遷的比例較低，遷移地子女的數量也較少；兩類農民工擁有自住房的比例相當，但工作非穩定農民工租住私房的比例更高，主要在于工作非穩定農民工配偶隨遷的比例較高；從就業的部門和行業來看，工作穩定農民工在制造業就業的比例，在國有部門、私營企業和外資企業就業的比例要高于工作非穩定農民工。工作穩定和非穩定農民工在個人和家庭特征、單位類型以及行業上存在明顯差異，說明這些特征對農民工的工作穩定性存在影響，同時這些因素對農民工的永久遷移意愿也可能存在影響，因此，為避免因遺漏變量導致的工作穩定性的內生性，有必要在回歸中對這些特征加以控制。

表3 變量的統計描述

4 實證結果分析

4.1 工作穩定性對永久遷移意愿影響的OLS回歸結果

表4給出了長期居住意愿和戶籍轉換意愿影響因素的OLS回歸結果。在不包括收入和醫療保險的回歸中，工作穩定性對長期居住意愿和戶籍轉換意愿存在顯著的影響。在包含了收入和醫療保險的回歸中，工作穩定性對長期居住意愿和戶籍轉換意愿的影響程度下降，但依然顯著，中介效應的Sobel檢驗表明，工作穩定性通過收入和醫療保險產生的間接影響都顯著，至此，本文提出的假設1和假設2的前半部分得以驗證。

從其他影響因素來看，農民工的長期居住意愿和戶籍轉換意愿隨著年齡的增長呈現先增后減的倒U趨勢，年齡較大的農民工，在城市工作的主要目的是賺取更高的收入，長期居住意愿和戶籍轉換意愿都并不強烈，年齡較小的農民工，在城市生活的時間不長，未來工作和生活存在較大的不確定性，長期居住意愿和戶籍轉換意愿也不強烈。教育程度對長期居住意愿和戶籍轉換意愿具有正向影響，教育程度越高的農民工，學習新知識，接受新事物的能力越強，越能適應城市的工作生活，永久遷移意愿也越強烈。與跨省遷移的農民工相比，省內遷移農民工的長期居住意愿和戶籍轉換意愿更強烈，并且市內跨縣遷移農民工的長期居住意愿最強烈，省內跨市遷移農民工的戶籍轉換意愿最強烈。子女隨遷的農民工具有更強的長期居住意愿和戶籍轉換意愿，但戶籍地留守子女的數量則降低了長期居住意愿的戶籍轉換意愿。在遷移地擁有住房能夠增加農民工的長期居住意愿，但對戶籍轉換意愿影響的結論不明確。

表4 長期居住意愿和戶籍轉換意愿影響因素的OLS回歸結果

表5 處理組與控制組的匹配程度

4.2 傾向分匹配下工作穩定性對永久遷移意愿影響的回歸結果

為解決可觀測因素引起的樣本選擇偏差問題，采用一對一傾向分匹配方法進行分析。將工作穩定性對所有解釋變量進行Probit回歸，預測每個個體獲得穩定工作的概率作為傾向分，將穩定工作農民工作為處理組，工作非穩定農民工作為控制組，按照傾向分進行一對一匹配，采用匹配后的樣本進行普通最小二乘回歸。表4給出了一對一傾向分匹配方法得到的處理組和控制組匹配程度的指標。匹配后度量整體匹配程度的指標明顯改善，Pseudo R2、變量偏差的均值和中位數明顯下降，Rubin’B下降至合理值之下，匹配變量方差比處于非合理區間的比例也明顯下降。

表6 基于匹配樣本的長期居住意愿和戶籍轉換意愿影響因素的回歸結果

表6給出了基于匹配后樣本得到的農民工長期居住意愿和戶籍轉換意愿影響因素的回歸結果?？梢园l現，在包含月收入和醫療保險后，工作穩定性的系數明顯下降，并且月收入和醫療保險的系數都為正值，這一結論與非匹配樣本OLS的回歸結果一致，其他變量對長期居住意愿和戶籍轉換意愿的影響趨勢也與非匹配樣本OLS的回歸結果基本相同，因此，本文所得結論對于可觀測因素引起的樣本選擇偏差問題是穩健的。

4.3 內生性問題的討論

采用傾向分匹配方法能夠解決可觀測因素導致的工作穩定性選擇偏差問題，但無法從根本上解決工作穩定性的內生問題。內生性來源于三個方面，一是遺漏重要的解釋變量，盡管依據數據提供的信息已經盡可能多地在回歸方程中加入了控制變量，包括個人和家庭特征、單位類型、行業類型以及地區因素等，但依然可能遺漏了既影響長期居住意愿和戶籍轉換意愿又影響工作穩定性的變量。二是反向影響問題，即長期居住意愿和戶籍轉換意愿對工作穩定性的反向影響。從理論上來看，那些具有強烈長期居住意愿和戶籍轉換意愿的農民工，更可能努力工作，獲得穩定工作，因此反向影響問題確實存在。三是，解釋變量的度量誤差，即工作穩定性的度量誤差問題。對于前兩個方面因素導致的內生性問題，較為理想的解決方法是工具變量法，即尋找到那些只對工作穩定性存在影響，但不影響長期居住意愿和戶籍轉換意愿的變量作為工具變量。長期居住意愿和戶籍轉換意愿都是個體層面的變量，個體層面的變量或多或少對其都會產生影響，因此很難從個體層面上尋找到合適的工具變量。宏觀層面上對農民工工作穩定性具有影響的變量，通常也會影響到長期居住意愿和戶籍轉換意愿，比如宏觀環境會影響農民工的工作穩定性，但同時會影響農民工的生活成本，進而間接影響長期居住意愿和戶籍轉換意愿，而數據中又沒有關于農民工生活成本方面的信息，無法在回歸中加入該類信息進行控制。此外，農民工對居住地的宏觀環境也會有所感知，并據此做出是否長期居住和戶籍轉換的判斷，宏觀經濟環境也會直接影響長期居住和戶籍轉換意愿。無論是從個體層面還是宏觀層面，理想的工具變量都較難確定?？紤]到只是出于穩健性檢驗的目的，本文構建區(縣)穩定就業比這一指標作為工具變量，由區(縣)中工作穩定的農民工數量除以全部農民工數量得到，該指標會直接影響農民工工作穩定的可能性，同時由于該指標屬于宏觀層面指標，對農民工的長期居住意愿和戶籍轉換意愿會產生一定的影響，嚴格來講并不符合工具變量的要求，但考慮該指標并不容易被農民工所直接感知，對長期居住意愿和戶籍轉換意愿的影響程度可能會較小，基于這樣的考慮，本文將其作為工具變量進行內生性的穩健性檢驗。

表7給出了基于匹配前樣本兩階段OLS的估計結果?？梢园l現，在不包含月收入和醫療保險的情況下，工作穩定性對長期居住意愿和戶籍轉換意愿都存在顯著的正向影響，在包含了月收入和醫療保險后，就業穩定性對長期居住意愿和戶籍轉換意愿的直接影響程度下降，并且除對2017年長期居住意愿的直接影響變得不再顯著之外，對2016年的長期居住意愿和戶籍轉換意愿以及2017年的戶籍轉換意愿的直接影響依然顯著，因此依然可以做出判斷，工作穩定性對農民工的永久遷移意愿具有直接影響，并且通過收入和醫療保險產生間接影響。

表7 基于匹配前樣本兩階段OLS的估計結果

表8給出了基于匹配后樣本兩階段OLS的估計結果，可以發現，工作穩定性對長期居住意愿和戶籍轉換意愿的影響趨勢與匹配前樣本得到的趨勢基本相同，工作穩定性影響永久遷移意愿的直接效應和間接效應路徑依然存在。

表8 基于匹配后樣本兩階段OLS的估計結果

內生性問題的第三個方面是解釋變量的度量誤差問題。盡管被解釋變量的度量誤差只會導致估計效率的損失，不會對估計結果產生明顯的偏誤，但出于穩健性檢驗的目的，本文依然從長期居住意愿和戶籍轉換意愿兩個被解釋變量的度量誤差以及解釋變量工作穩定性的度量誤差兩個角度加以考慮。依據2017年調查關于居住意愿和戶籍轉換意愿回答選項的多樣性，將這兩個變量重新設定為多元選擇形式。具體來看，結合“如果您符合本地落戶條件，是否愿意把戶口遷入本地？”這一回答選項中的“愿意”、“不愿意”和“沒想好”，分別將戶籍轉換意愿變量的取值設為“3”、“1”和“2”。結合“今后一段時間，您是否打算繼續留在本地？”和“如果您打算留在本地，您預計自己將在本地留多久？”兩個問題的回答選項重新設定長期居住意愿變量的取值，如果第一個問題的回答選項為“否”和“沒想好”，將長居意愿這一變量賦值為“1”和“2”，如果對第一問題的回答為“是”，對第二個問題的回答為“1-2年”、“3-5年”和“沒想好”，長期居住意愿變量賦值為3，而回答為“6-10年”、“10年以上”和“定居”，長期居住意愿變量賦值為4。關于工作穩定變量取值的設定，擴大穩定工作的定義范圍，將無固定期限的合同也納入穩定工作。表9給出了變量概念重新界定下的回歸結果。可以發現，無論是基于匹配前樣本還是匹配后樣本的回歸結果，工作穩定性對長期居住意愿和戶籍轉換意愿都具有顯著性的影響，并且在控制了收入和醫療保險后，工作穩定性所產生的正向效應有所下降，因此，本文所得結論對變量的度量誤差是穩健的。

表9 變量重新界定下工作穩定性對長期居住意愿和戶籍轉換意愿的影響

5 工作穩定性影響永久遷移意愿的機制和異質性

5.1 工作穩定性影響永久遷移意愿的機制

在去除掉通過收入和社會保障參與的間接影響之后，工作穩定性對農民工永久遷移意愿的影響仍然顯著，一個較為直接并且顯而易見的解釋是工作穩定性通常代表著更為穩定的收入預期，能夠增加農民工的持久收入，持久收入的增加會直接提升農民工的永久遷移意愿。除持久的收入預期外，工作穩定性是否還體現著其他的一些機制呢？為此，本文進一步從社會參與和社會認同兩個角度分析工作穩定性對永久遷移意愿的影響，對假設2的后半部分進行驗證。2017年的流動人口監測調查數據提供了流動人口社會融合的信息，社會參與變量的信息來自于“2016年以來您在本地是否參加過以下組織的活動？”這一問題，如果農民工參加過“工會”、“志愿者協會”、“同學會”、“老鄉會”、“家鄉商會”以及“其他”任何一項活動，社會參與變量的取值為1，如果任何一項活動都沒參加過，社會參與變量的取值為0。身份認同變量來自于農民工“是否覺得自已是本地人”這一問題，如果農民工的同意程度為“基本同意”或“完全同意”，身份認同變量的取值為1，否則取值為0。機制檢驗的方程如下：

(5)

其中，canyu表示社會參與，rentong表示社會認同，Z包含了收入、醫療保險以及其他控制變量，a1c2表示工作穩定性影響永久遷移意愿的社會參與機制，而b1c3表示社會認同機制。

表10 工作穩定性影響永久遷移意愿的機制：社會參與和身份認同

表10給出了機制檢驗的結果。可以發現，無論是采用匹配前的樣本還是匹配后的樣本進行回歸，工作穩定性對社會參與和社會認同都具有顯著影響。在長期居住意愿和戶籍轉換意愿方程中加入社會參與和社會認同兩個變量后，工作穩定性變量的系數仍然顯著，并且與表4和表6給出的基于2017年數據的回歸結果加以對比，發現工作穩定性的系數要更小，并且社會參與和社會認同兩個變量的系數顯著為正，說明工作穩定促進永久遷移意愿的社會參與機制和社會認同機制存在。進一步，基于匹配前樣本的中介效應Sobel檢驗的結果表明，盡管機制效應的絕對程度較小，卻顯著存在。最后，在考慮了社會參與和社會認同兩種機制后，工作穩定性變量的系數依然顯著，這也為工作穩定性影響永久遷移意愿的持久收入機制提供了輔證。綜合以上分析，可以認為假設2的后半部分得以驗證。

5.2 工作穩定性影響永久遷移意愿的異質性

表11 工作穩定性對長期居住意愿和戶籍轉換意愿影響的代際差異

為分析工作穩定性對農民工永久遷移意愿影響的代際差異，本文將1980年之前出生的農民工劃為老一代，1980年(包括1980)后出生的農民工劃為新生代，進行分樣本回歸分析。表11給出了回歸結果。可以發現，無論是采用2016年的數據還是2017年的數據，工作穩定性對新生代農民工長期居住意愿和戶籍轉換意愿的直接影響依然顯著，但對老一代農民工戶籍轉換意愿的直接影響都不顯著，在2016年時，對老一代長期居住意愿的影響顯著，但在2017年變得不顯著。兩代農民工對比來看，工作穩定性對新生代長期居住意愿和戶籍轉換意愿的影響程度都要大于對老一代的影響，因此，本文提出的假設3得以驗證。

表12 工作穩定性對不同教育程度農民工長期居住意愿和戶籍轉換意愿影響的差異

為分析工作穩定性對不同教育程度農民工永久遷移意愿的影響差異，本文將教育程度為初中或未上過學的農民工劃為低教育程度農民工，而將教育程度為高中或以上的農民工劃為高教育程度農民工，分樣本進行回歸分析。表12給出了回歸結果，可以發現，無論采用2016年還是2017年的數據，工作穩定性對高教育程度農民工長期居住意愿和戶籍轉換意愿的直接影響均顯著，對低教育程度農民工長期居住意愿的影響也都顯著，但在2016年時，對低教育程度農民工戶籍轉換意愿的影響不顯著。對比來看，工作穩定性對高教育程度農民工長期居住意愿和戶籍轉換意愿的影響都要大于對低教育程度農民工的影響，因此，本文提出的假設4也被驗證。

6 結論與建議

隨著新一輪戶籍制度改革的推進，農民工永久遷移的制度性障礙不斷破除，農民工能否實現永久遷移將更多地取決于其遷移意愿。本文基于國家衛生健康委流動人口動態監測調查2016年和2017年的全國性調查數據，以固定期限合同的簽訂衡量工作穩定性，分析了其對農民工永久遷移意愿的影響。研究基本結論如下：一是，工作穩定性除能夠通過增加農民工的收入和社會保障的獲得對永久遷移意愿產生間接影響外，其本身對永久遷移意愿也具有直接影響；二是，工作穩定性對農民工永久遷移意愿直接影響的機制體現為持久收入的預期、社會參與的加深與身份認同的增強；三是，工作穩定性對永久遷移意愿的直接影響具有異質性，相較于老一代農民工，新生代農民工具有更為強烈的長期居住意愿和戶籍轉換意愿，從而使工作穩定性所產生的直接影響在新生代農民工中更加明顯；相較于低教育程度農民工，高教育程度農民工在工作穩定的情形下持久收入水平要更高，社會參與程度更廣泛，身份認同感要更強烈，從而使工作穩定性所產生的直接影響在高教育程度農民工中更加明顯。

本文的結論表明，破解農民工候鳥式遷移模式促進永久遷移的一個思路是增強農民工的工作穩定性，通過勞動合同外在約束形成的穩定雇傭關系在農民工永久遷移中能夠發揮重要的作用，依然要繼續落實《勞動合同法》，提升農民工的勞動合同簽訂率，用法律維護農民工就業權益的實現，避免農民工付出勞動而收入無法保障狀況的出現。同時，在通過勞動合同簽訂形成穩定雇傭的情況下，用工企業有更大的動力對農民工開展在職培訓，提升農民工的專業人力資本，進而強化農民工的持久收入預期，促進其社會參與和身份認同感的增加。

此外，需要注意的是，通過勞動合同穩定雇傭關系只是外在表現，核心是要穩定農民工的收入預期，政策的發力點更在于如何降低農民工收入中斷的風險上。具體措施來看，要完善農民工的社會保障服務，充分發揮勞動力市場各種中介在農民工工作轉換中的作用，使失業農民工能夠較快地尋找到新的工作，縮短農民工的就業等待期，降低收入長期中斷的風險；要給予農民工自經營活動充分的空間，在農民工無法找到合適工作的情況下，鼓勵農民工開展與自身特征相適應的服務性經營活動，使具有一定社會資本并且具有自雇意愿的農民工能夠順利開展自雇就業。最后，農民工穩定就業的實現還是需要通過市場機制來完成，根本在于提升農民工的人力資本水平，依靠人力資本水平的提升增加勞動力市場的依附性，應繼續加大對農民工教育投入的力度，包括農村地區基礎教育、中等職業教育、職業技能培訓等，幫助農民工突破人力資本瓶頸，以人力資本水平的提升促進用工企業和農民工之間穩定雇傭關系的形成，使工作穩定性在農民工永久遷移中發揮出更大的作用。

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