城市代際流動(dòng)性對(duì)農(nóng)民工定居意愿的影響

徐曉紅,王藝茹

(1.安徽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,安徽 合肥 230039;2.安徽大學(xué) 大數(shù)據(jù)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院,安徽 合肥230039)

改革開(kāi)放以來(lái),大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力遷移到城鎮(zhèn),推動(dòng)了我國(guó)城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù),2021年末,我國(guó)常住人口城鎮(zhèn)化率為64.72%,比2012年末提高11.62個(gè)百分點(diǎn)。然而,由于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的限制,戶(hù)籍人口城鎮(zhèn)化率只有46.7%,二者相差18.02%。數(shù)以?xún)|計(jì)的農(nóng)民工沒(méi)有實(shí)現(xiàn)市民化,在勞動(dòng)就業(yè)、子女教育、社會(huì)保障等方面不能享受與市民同等的待遇,不利于農(nóng)村剩余勞動(dòng)力持久穩(wěn)定轉(zhuǎn)移,帶來(lái)農(nóng)村留守婦女、老人、兒童和空巢家庭等一系列社會(huì)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題。現(xiàn)有研究探討了影響農(nóng)民工定居意愿的諸多因素,如個(gè)人人力資本、社會(huì)關(guān)系、戶(hù)籍制度等。事實(shí)上,農(nóng)民工流動(dòng)已經(jīng)不滿足于在城市獲得經(jīng)濟(jì)利益,更想要獲得認(rèn)同感和歸屬感,早日實(shí)現(xiàn)定居是促進(jìn)農(nóng)民工全面融入社會(huì)的關(guān)鍵因素[1]。近年來(lái),有學(xué)者關(guān)注到城市代際流動(dòng)性的影響,認(rèn)為農(nóng)民工選擇背井離鄉(xiāng)遷移到城市,是為了追尋更多向上流動(dòng)的機(jī)會(huì)。代際流動(dòng)性是指子輩的收入和地位在多大程度上受父母的收入和地位影響,也是一個(gè)社會(huì)機(jī)會(huì)公平的體現(xiàn)。城市代際流動(dòng)性影響農(nóng)民工定居意愿的內(nèi)在邏輯在于,當(dāng)一個(gè)城市的代際流動(dòng)性較高時(shí),說(shuō)明該城市內(nèi)部具有較大活力,子輩有更多的機(jī)會(huì)擺脫父輩的影響,實(shí)現(xiàn)向上躍升。

當(dāng)前,我國(guó)城鎮(zhèn)化已進(jìn)入發(fā)展的中后期,是全面提高發(fā)展質(zhì)量的重要時(shí)期。“以人為本”的新型城鎮(zhèn)化有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距,提高勞動(dòng)生產(chǎn)率、促進(jìn)共同富裕[2]。國(guó)家“十四五”規(guī)劃明確提出,到2025年,戶(hù)籍人口城鎮(zhèn)化率與常住人口城鎮(zhèn)化率差距明顯縮小,農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化質(zhì)量顯著提升。因此,研究城市代際流動(dòng)性對(duì)農(nóng)民工定居意愿的影響,對(duì)于深入推進(jìn)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化,實(shí)現(xiàn)共同富裕都具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

農(nóng)民工的流動(dòng)一直備受關(guān)注。國(guó)外早期的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為,只要預(yù)期收入高于遷移成本和在農(nóng)村的勞動(dòng)收入,農(nóng)村勞動(dòng)力就會(huì)產(chǎn)生向外遷移的意愿[3-4]。在人口遷移的理論影響下,學(xué)者們對(duì)流動(dòng)人口尤其是農(nóng)民工的定居意愿影響因素進(jìn)行了研究,主要可以分為以下3個(gè)方面:其一,個(gè)人特征對(duì)定居意愿的影響。流動(dòng)人口定居意愿受到個(gè)人的人力資本及家庭社會(huì)關(guān)系的影響,如性別、年齡、受教育程度、居住質(zhì)量、對(duì)社會(huì)滿意度及本地朋友數(shù)量等[5-6]。其二,制度因素對(duì)農(nóng)民工定居意愿的影響。早期的戶(hù)籍制度改革對(duì)促進(jìn)農(nóng)民工流動(dòng)的作用有限,目前農(nóng)民工與本地居民所享受的基本公共服務(wù)和機(jī)會(huì)依舊嚴(yán)重不均,社會(huì)中存在的戶(hù)籍歧視不僅會(huì)減少農(nóng)民工的收入和職業(yè)選擇機(jī)會(huì),也是制約農(nóng)民工定居的壁壘[7-9]。其三,機(jī)會(huì)公平對(duì)遷移行為的影響。已有研究一般將勞動(dòng)力遷移行為歸結(jié)為貧困,認(rèn)為勞動(dòng)力遷移的根本原因是缺乏資源和機(jī)會(huì)不公平[10]。目前我國(guó)已有研究表明代際收入彈性高的城市不易被流動(dòng)人口選為流入地,代際流動(dòng)性低的地區(qū)會(huì)對(duì)人產(chǎn)生擠出效應(yīng),這種效應(yīng)大多在家庭社會(huì)地位較低但具有躍升能力的高技能子輩身上體現(xiàn)[11-13],但針對(duì)農(nóng)民工的相關(guān)研究仍較為匱乏。

目前對(duì)于代際流動(dòng)性的測(cè)算主要有2種路徑,早期國(guó)外一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家通過(guò)線性回歸方程得到代際彈性[14-15],我國(guó)許多學(xué)者采用該方法測(cè)量了中國(guó)代際流動(dòng)性水平得到的代際彈性為0.3～0.7之間[16-19]。但上述方法得到的測(cè)量結(jié)果無(wú)法解決生命周期偏誤的問(wèn)題[20],繼而有學(xué)者提出通過(guò)將父輩和子輩的收入分布排序,衡量二者之間的相關(guān)性,能夠減小代際彈性出現(xiàn)的計(jì)量偏差。Chetty[21]通過(guò)代際位序法構(gòu)建了絕對(duì)水平的代際流動(dòng)性,測(cè)出了美國(guó)不同區(qū)域的代際流動(dòng)性。國(guó)內(nèi)學(xué)者也相繼采用新思路測(cè)算得到不同結(jié)果[13,22],徐曉紅和曹萍萍[23]通過(guò)2種方法的測(cè)算結(jié)果對(duì)比,研究低收入群體的代際流動(dòng)趨勢(shì),驗(yàn)證了代際位序法受暫時(shí)性偏誤的影響小于代際彈性。

本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)和貢獻(xiàn)在于,一是豐富了已有文獻(xiàn)對(duì)我國(guó)代際流動(dòng)性的測(cè)度結(jié)果,目前已有結(jié)果大多為全國(guó)層面或省級(jí)層面,無(wú)法反映出各地區(qū)之間的具體差異,本研究測(cè)量出了我國(guó)各地級(jí)市水平的代際流動(dòng)性,為后續(xù)研究做出參考。二是不同于以往文獻(xiàn)對(duì)流動(dòng)人口定居意愿的研究,本文以機(jī)會(huì)公平為出發(fā)點(diǎn),研究城市代際流動(dòng)性對(duì)于農(nóng)民工選擇定居地的影響程度,探討了城市代際流動(dòng)性和農(nóng)民工選擇定居地之間的內(nèi)在邏輯。

二、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)

(一)代際流動(dòng)性的測(cè)算方法

本文構(gòu)建絕對(duì)代際流動(dòng)指標(biāo)的步驟為:首先,利用代際位序法估計(jì)出父輩和子輩各自的社會(huì)地位之間的相關(guān)性;進(jìn)一步,仿照王偉同[11]利用代際位序相關(guān)性高度擬合的性質(zhì),選用斜率和截距構(gòu)造絕對(duì)水平的代際地位流動(dòng)性。最終,得到不同城市的絕對(duì)代際流動(dòng)性指標(biāo)。

計(jì)算代際次序相關(guān)性的模型由式(1)所示。其中P1ic表示第i個(gè)子輩在城市c的社會(huì)地位所在位序,P0ic表示第i個(gè)父輩在城市c的社會(huì)地位所在位序,αc代表模型中的截距項(xiàng),εic為誤差項(xiàng)。

P1ic=αc+βcP0ic+εic

(1)

代際位序相關(guān)性只能反應(yīng)流動(dòng)性大小,并不能反映流動(dòng)方向,即子輩社會(huì)地位是向上躍升還是向下流動(dòng)。因此本文通過(guò)式(2)來(lái)計(jì)算絕對(duì)流動(dòng)性的變動(dòng)趨勢(shì)。其中Rp,c表示城市c的位于p百分位的子輩的期望社會(huì)地位所在位序,該值越大說(shuō)明子輩擺脫父輩影響向上躍升的機(jī)會(huì)越大,代表該城市的社會(huì)流動(dòng)性較高。

Rp,c=αc+βcp

(2)

本文在測(cè)算各地級(jí)市代際流動(dòng)性時(shí),選用中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS),該數(shù)據(jù)庫(kù)每年調(diào)查全國(guó)29個(gè)省份樣本數(shù)量2萬(wàn)余,采用了多階段概率抽樣和多層次隨機(jī)抽樣。在測(cè)算時(shí),采取了以下措施:第一,為擴(kuò)大樣本容量選用2014年和2016年合并數(shù)據(jù),剔除2016年的追蹤樣本和數(shù)據(jù)量小于80的城市樣本;第二,為了更好地測(cè)量各地級(jí)市本地的代際流動(dòng)性,剔除發(fā)生過(guò)遷移的樣本,只選擇本地居民樣本進(jìn)行測(cè)量;第三,為了減小生命周期引起的偏誤,在模型中加入了年齡、年齡的平方和性別變量。

(二)實(shí)證模型

上述絕對(duì)代際流動(dòng)指標(biāo)的測(cè)算為實(shí)證部分提供了基礎(chǔ),被解釋變量為二分類(lèi)變量,本文采用Logit模型,建立如下方程模型:

Migrateic=β0+β1Mobilityc+β2Xi+β3Zc+εij

(3)

其中,Migrateic為被解釋變量,表示第i個(gè)流動(dòng)樣本在城市c的定居意愿,核心解釋變量Mobilityc表示城市c的代際流動(dòng)性。Xi表示個(gè)體特征變量,Zc表示城市層面變量,εij為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為了使模型估計(jì)的系數(shù)更加精確,模型采用聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源與指標(biāo)選取

文中的實(shí)證分析部分所使用的個(gè)體層面數(shù)據(jù)來(lái)源于2017年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)檢測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)(CMDS),該數(shù)據(jù)庫(kù)每年所調(diào)查的樣本數(shù)近20萬(wàn),其內(nèi)容涉及了多個(gè)方面,包括與本研究密切的農(nóng)民工基本信息、流動(dòng)范圍和流動(dòng)原因等。實(shí)證中所使用的城市數(shù)據(jù)來(lái)源于2017年的中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒,為了消除雙向因果引起的內(nèi)生性問(wèn)題,本文選擇將城市特征的數(shù)據(jù)滯后1年。同時(shí)剔除了CMDS中戶(hù)口性質(zhì)為非農(nóng)業(yè)戶(hù)口的個(gè)體,只考察農(nóng)民工,通過(guò)將CMDS數(shù)據(jù)庫(kù)與城市相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)相匹配進(jìn)行研究,最終得到43 032個(gè)樣本數(shù)據(jù)。

文中所采用的核心被解釋變量為“定居意愿”,為二分類(lèi)變量,選取問(wèn)卷中的“如果您符合本地落戶(hù)條件,您是否愿意將戶(hù)口遷入本地?”樣本中回答“愿意”選項(xiàng)的設(shè)置為“1”,“不愿意”和“沒(méi)想好”設(shè)置為“0”,表示暫不考慮定居在本地。

本文的核心解釋變量為城市代際流動(dòng)性,其他解釋變量分為2類(lèi),一類(lèi)是個(gè)體層面因素,包括被調(diào)查者的年齡、性別、婚姻狀況、子女隨遷情況、學(xué)歷和個(gè)人收入,以及流動(dòng)范圍、流動(dòng)時(shí)間等被調(diào)查者的社會(huì)適應(yīng)情況;另一類(lèi)為城市層面因素,包括流入地的平均工資水平、人口規(guī)模、城市級(jí)別、房?jī)r(jià),同時(shí)采用人均公共財(cái)政支出來(lái)衡量城市基本公共服務(wù)水平。變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示,本研究樣本中具有定居意愿的統(tǒng)計(jì)結(jié)果占比42.3%,城市代際流動(dòng)性的均值水平為4.305,具體測(cè)算結(jié)果見(jiàn)第四部分。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

三、城市代際流動(dòng)性測(cè)算結(jié)果

根據(jù)CLDS的2014年和2016年數(shù)據(jù),將父輩與子輩社會(huì)地位按照1—10排序,繪制其核密度圖如圖1所示。根據(jù)圖1,父輩社會(huì)地位更多聚集在等級(jí)4以下,而自評(píng)等級(jí)在4—8之間時(shí)子輩密度遠(yuǎn)超于父輩,說(shuō)明子輩相對(duì)于父輩社會(huì)地位有上升的趨勢(shì)。

圖1 子輩和父輩社會(huì)地位核密度圖

根據(jù)代際位序法,按照式(2)計(jì)算百分之二十五分位的絕對(duì)代際流動(dòng)指標(biāo),模型中的核心變量指標(biāo)是被訪問(wèn)者的主觀自評(píng),社會(huì)地位由低到高取值為1—10。在構(gòu)建絕對(duì)流動(dòng)性指標(biāo)時(shí),考慮到農(nóng)民工大多為中低社會(huì)地位的群體,故p取2.5,代表位于百分之二十五分位的家庭社會(huì)地位。我國(guó)“十四五”規(guī)劃中提出以19個(gè)大城市群推動(dòng)城鎮(zhèn)化格局的完善,因此結(jié)合數(shù)據(jù)的完整性,最終測(cè)算得到全國(guó)105個(gè)城市的代際流動(dòng)性,其中覆蓋了我國(guó)20個(gè)省份、3個(gè)自治區(qū)以及4個(gè)直轄市,包括19個(gè)城市群中的部分代表性城市,同時(shí)測(cè)算了城市群以外的一些少數(shù)民族地區(qū)和欠發(fā)達(dá)城市,盡可能全面地反映我國(guó)東中西部各區(qū)域之間的差異性。結(jié)果按照由低到高順序排列,如表2所示。根據(jù)結(jié)果顯示重慶市社會(huì)地位位于百分之二十五分位的父輩,其子輩的社會(huì)位序期望值僅為1.708,說(shuō)明子輩社會(huì)地位存在下降至更低階層的可能;遼陽(yáng)市代際流動(dòng)性最高,其子輩的期望社會(huì)地位所在位序?yàn)?.878,說(shuō)明其有能力的子輩存在躍升至中高社會(huì)階層的可能,社會(huì)流動(dòng)性較高。

表2 105個(gè)城市的代際流動(dòng)性

四、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

根據(jù)Logit模型,通過(guò)式(3)得到基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3所示。其中列(1)結(jié)果為除核心解釋變量外只控制個(gè)人特征的影響因素的回歸結(jié)果,列(2)為同時(shí)控制個(gè)人特征和城市特征的影響因素的回歸結(jié)果,為了使結(jié)果更加直觀,匯報(bào)均采用幾率比(odds ratio)的形式,幾率比為非負(fù)數(shù),當(dāng)幾率比大于1表明自變量對(duì)因變量有積極作用,當(dāng)幾率比小于1說(shuō)明自變量對(duì)因變量存在消極作用。

根據(jù)表3的估計(jì)結(jié)果,核心解釋變量城市代際流動(dòng)性對(duì)農(nóng)民工定居意愿的影響,無(wú)論是否添加城市特征均在1%的水平上顯著大于1,說(shuō)明城市的社會(huì)地位流動(dòng)性越高,農(nóng)民工定居在此地的意愿越強(qiáng)烈。在只考慮個(gè)人特征因素的情況下,結(jié)果匯報(bào)的幾率比為1.162,說(shuō)明當(dāng)城市的代際流動(dòng)性上升100個(gè)百分點(diǎn),農(nóng)民工定居在這個(gè)城市的意愿也會(huì)隨之增加為原來(lái)的1.162倍,在考慮了其他的城市特征因素后,代際流動(dòng)性對(duì)農(nóng)民工定居意愿的影響程度有所下降,說(shuō)明城市的其他條件可能會(huì)降低人們對(duì)城市代際流動(dòng)性的要求。

再看其他控制變量的結(jié)果,個(gè)人特征因素中,受教育水平高、已婚、子女跟隨父母遷移以及個(gè)人收入水平較高的群體更容易產(chǎn)生定居意愿,原因在于這類(lèi)群體的生活更加穩(wěn)定,更容易產(chǎn)生扎根于城市的意愿。同時(shí)隨著流動(dòng)時(shí)間更加長(zhǎng)久,獲得的社會(huì)認(rèn)同感增加,農(nóng)民工的定居意愿也會(huì)更強(qiáng)烈。根據(jù)列(2)估計(jì)結(jié)果,在考慮城市特征因素之后,跨市不跨省的農(nóng)民工更容易產(chǎn)生定居意愿,由于此類(lèi)群體流動(dòng)范圍較小,與農(nóng)民工的原戶(hù)籍所在地相近且生活習(xí)慣相符,定居成本相對(duì)更小。在其他城市特征因素中,城市的基本公共服務(wù)水平提高會(huì)對(duì)農(nóng)民工定居意愿產(chǎn)生積極影響,政府提供高水平的基本公共服務(wù)能讓農(nóng)民工享受到更多醫(yī)療、教育等方面的基礎(chǔ)生活保障,減少流動(dòng)農(nóng)民工的“后顧之憂”。盡管農(nóng)民工對(duì)于人口過(guò)于密集的城市具有回避傾向,但直轄市、省會(huì)城市對(duì)其定居意愿仍存在顯著的吸引力,一方面這些大城市政府資源更加豐富,所能享受到的基本服務(wù)水平會(huì)更高,另一方面這些城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度更快,機(jī)會(huì)多,薪資高,根據(jù)列(2)結(jié)果顯示城市平均工資上升100個(gè)百分點(diǎn),農(nóng)民工的定居意愿會(huì)變?yōu)樵瓉?lái)的4倍,說(shuō)明高收入對(duì)農(nóng)民工的吸引力是直觀且敏感的。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)增加遺漏變量:戶(hù)籍門(mén)檻

雖然在上述的實(shí)證分析中,已經(jīng)在模型中添加了個(gè)人特征的影響因素和城市特征的影響因素,但仍然可能存在一些其他方面的因素對(duì)農(nóng)民工的定居意愿產(chǎn)生影響,比如地區(qū)性的制度限制。戶(hù)籍制度一直是影響農(nóng)民工定居意愿的一項(xiàng)重要指標(biāo),李智[1]指出城鎮(zhèn)中設(shè)置的不同落戶(hù)條件成為農(nóng)民工定居的隱形門(mén)檻,是農(nóng)民工享受城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)的最大瓶頸。為了消除遺漏變量引起的內(nèi)生性,本文通過(guò)借鑒張吉鵬和盧沖[24]測(cè)算的2014—2016年戶(hù)籍門(mén)檻指數(shù),將城市落戶(hù)門(mén)檻指數(shù)與上述實(shí)證部分CMDS數(shù)據(jù)相匹配,驗(yàn)證加入戶(hù)籍門(mén)檻變量之后代際流動(dòng)性對(duì)農(nóng)民工的定居意愿的影響是否和原結(jié)果保持一致。

如表4所示,列(3)為不添加戶(hù)籍門(mén)檻指數(shù)的基準(zhǔn)回歸作為對(duì)照,列(4)中添加戶(hù)籍門(mén)檻指數(shù)進(jìn)行Logit回歸,列(5)中添加戶(hù)籍門(mén)檻指數(shù)與城市代際流動(dòng)性的交互項(xiàng)。根據(jù)結(jié)果,本文可以得到以下結(jié)論:一方面,代際流動(dòng)性對(duì)農(nóng)民工定居意愿的影響仍然顯著大于1,而戶(hù)籍門(mén)檻指數(shù)對(duì)農(nóng)民工定居意愿的影響在1%的水平上顯著小于1,說(shuō)明農(nóng)民工在選擇定居地時(shí)對(duì)于高戶(hù)籍門(mén)檻的城市具有回避傾向,高戶(hù)籍門(mén)檻是造成戶(hù)籍城鎮(zhèn)化率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于常住人口城鎮(zhèn)化率的重要原因之一。另一方面,代際流動(dòng)性和戶(hù)籍門(mén)檻指數(shù)的交互項(xiàng)在1%的水平上顯著小于1,說(shuō)明戶(hù)籍門(mén)檻指數(shù)的擠出效應(yīng)會(huì)減弱代際流動(dòng)性對(duì)農(nóng)民工定居意愿產(chǎn)生的吸引力,但代際流動(dòng)對(duì)農(nóng)民工的定居意愿依然具有積極影響,且略有提高。以北京和上海為例,兩市均屬于高戶(hù)籍門(mén)檻的城市,但北京的戶(hù)籍門(mén)檻指數(shù)高于上海,相應(yīng)的,上海的絕對(duì)代際流動(dòng)性也高于北京,對(duì)兩個(gè)城市定居意愿統(tǒng)計(jì)的結(jié)果顯示,北京的農(nóng)民工定居意愿為24.77%,上海則達(dá)到了33.01%,與本文的實(shí)證結(jié)果相符,即在戶(hù)籍制度背景下,城市的高代際流動(dòng)性依然對(duì)農(nóng)民工定居意愿產(chǎn)生積極作用。

表4 增加遺漏變量的回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文通過(guò)2次更換樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在上述基準(zhǔn)回歸結(jié)果中,核心被解釋變量為農(nóng)民工的定居意愿,由于回答“沒(méi)想好”的人可能隨著流動(dòng)時(shí)間的增加也會(huì)產(chǎn)生定居意愿,所以在進(jìn)行穩(wěn)健性分析時(shí),本文暫時(shí)將這一部分樣本刪除,得到回歸結(jié)果如表5中列(6)所示。另一方面,為了更好地分析農(nóng)民工中務(wù)工人員的定居意愿,本文將流動(dòng)原因中隨遷、婚嫁等樣本刪除,只考慮由于經(jīng)商務(wù)工而產(chǎn)生流動(dòng)的樣本,再次進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),由此得到回歸結(jié)果如列(7)所示。通過(guò)上述2種方法進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果均與上文回歸結(jié)果一致,都表明了城市的代際流動(dòng)性越高,越會(huì)對(duì)農(nóng)民工的定居意愿產(chǎn)生積極影響。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(四)消除自選擇偏誤:傾向得分匹配法

由于文中所使用數(shù)據(jù)為觀察數(shù)據(jù)而非隨機(jī)試驗(yàn)數(shù)據(jù),因此模型中會(huì)存在自選擇偏誤,為解決自選擇問(wèn)題引起的內(nèi)生性,接下來(lái)選用傾向得分匹配法(PSM)來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)。

傾向得分匹配法主要用于處理觀察研究中選擇偏差問(wèn)題,其理論框架是基于“反事實(shí)推斷模型”,使用觀測(cè)數(shù)據(jù)或非實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理分析。

假定每一個(gè)在處理中的樣本i,i=(1,2,3……N),都存在2種結(jié)果(Yi(0),Yi(1)),其對(duì)應(yīng)著未被處理和被處理2種狀態(tài)的潛在結(jié)果。Yi表示所測(cè)量的結(jié)果變量,其中接受處理表示為Di=1,未接受處理表示為Di=0,則反事實(shí)框架可以用以下模型表示:

(4)

通過(guò)傾向得分匹配法將樣本分為處理組和控制組,利用ATT的值計(jì)算個(gè)體的平均處理效應(yīng),表示個(gè)體i在處理后的觀測(cè)結(jié)果與其反事實(shí)的差,其計(jì)算公式為:

ATT={Yi(1)-Yi(0)|D=1}=

E{Yi(1)|D=1}-E{Yi(0)|D=0}

(5)

本文的核心解釋變量絕對(duì)代際流動(dòng)性為連續(xù)變量,因此采用分位數(shù)生成一個(gè)新的虛擬變量,將城市代際流動(dòng)性按照從小到大排列,最大的1/3作為較高的組,設(shè)置為1,剩余2/3作為較小的組,設(shè)置為0,進(jìn)行Logit回歸,計(jì)算傾向得分。采用卡尺內(nèi)近鄰匹配和核匹配,估計(jì)結(jié)果如表6所示,其中T值均大于1.96,說(shuō)明ATT的值均在1%顯著水平上為正,與上述估計(jì)結(jié)果方向一致,驗(yàn)證了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 傾向得分匹配

五、異質(zhì)性分析

(一)個(gè)體異質(zhì)性

由于個(gè)人的家庭背景和潛在能力不同,代際流動(dòng)對(duì)其定居意愿的影響也可能存在差距。根據(jù)本文的內(nèi)在邏輯認(rèn)為,家庭社會(huì)地位較低但具有能力的高技能子輩,會(huì)更具有向外遷移定居的意愿。因此將學(xué)歷在高中及高中以下水平的個(gè)體劃分為低技能人群,將高中以上學(xué)歷的個(gè)體劃分為高技能人群,分析群體之間是否存在異質(zhì)性,得到的回歸結(jié)果如表7所示。

表7中列(8)匯報(bào)了城市的代際流動(dòng)性對(duì)低技能群體的定居意愿影響程度,列(9)匯報(bào)了代際流動(dòng)性對(duì)高技能群體的定居意愿影響程度,發(fā)現(xiàn)城市的代際流動(dòng)性對(duì)高技能群體的影響程度顯著高于對(duì)低技能群體的影響力,說(shuō)明高技能的群體對(duì)社會(huì)代際流動(dòng)性的感知力更強(qiáng),對(duì)城市的機(jī)會(huì)公平和階層流動(dòng)性要求更高。同時(shí)很多城市針對(duì)技術(shù)人才采取開(kāi)放落戶(hù)綠色通道,加大財(cái)政補(bǔ)貼等措施,也對(duì)高技能農(nóng)民工的定居意愿產(chǎn)生了積極影響。雖然城市的代際流動(dòng)性對(duì)低技能群體定居意愿的影響也顯著為正,但敏感度小于高技能群體,這可能是因?yàn)榈图寄苋后w本身在工作中的競(jìng)爭(zhēng)力較小,待遇也不如高技能群體優(yōu)厚,因而向上躍升的機(jī)會(huì)也較小,導(dǎo)致兩者之間存在顯著差異。

表7 個(gè)體異質(zhì)性

(二)區(qū)域異質(zhì)性

目前我國(guó)東中西不同區(qū)域發(fā)展仍存在較大差異,我國(guó)的超大城市大多分布在東部地區(qū),同樣是省會(huì)城市,在不同區(qū)域之間也存在較大差異,因此本文將各個(gè)地級(jí)市按照東、中、西進(jìn)行劃分,探討不同區(qū)域的城市代際流動(dòng)性對(duì)農(nóng)民工定居意愿的影響是否存在差異。

根據(jù)表8結(jié)果顯示,城市代際流動(dòng)性對(duì)向東部地區(qū)流動(dòng)個(gè)體的定居意愿有顯著促進(jìn)作用,而對(duì)中部地區(qū)顯示出了抑制作用,對(duì)西部地區(qū)的促進(jìn)作用并不顯著,顯示出了不同區(qū)域間的異質(zhì)性。首先,東西部地區(qū)的積極作用與本文上述回歸結(jié)果相一致,說(shuō)明東部地區(qū)的農(nóng)民工對(duì)定居城市的代際流動(dòng)性有較高要求,更傾向于選擇到“機(jī)會(huì)公平”程度更高的城市定居。針對(duì)中部地區(qū)的結(jié)果,本文對(duì)中部地區(qū)的農(nóng)民工進(jìn)行深入觀察,發(fā)現(xiàn)其樣本大多數(shù)為省內(nèi)流動(dòng),且大多為家中擁有承包地的低技能群體,顯然,低技能群體更難以在大城市找到穩(wěn)定的高收入工作,落戶(hù)定居的成本也更高。

表8 區(qū)域異質(zhì)性

六、結(jié)論及建議

通過(guò)CLDS數(shù)據(jù)測(cè)算出了我國(guó)105個(gè)城市的代際流動(dòng)性,并與CMDS的微觀數(shù)據(jù)以及中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中的城市層面數(shù)據(jù)相匹配,探討了城市代際流動(dòng)性對(duì)農(nóng)民工定居意愿的影響。主要研究結(jié)論如下:第一,流入地的代際流動(dòng)性越高,農(nóng)民工選擇該地定居的意愿越強(qiáng)烈,當(dāng)把樣本限定在因經(jīng)商務(wù)工而發(fā)生流動(dòng)的群體時(shí),結(jié)果依然穩(wěn)健。第二,戶(hù)籍門(mén)檻的擠出效應(yīng)會(huì)減弱代際流動(dòng)性的積極作用,農(nóng)民工傾向于回避在戶(hù)籍門(mén)檻較高的城市定居,但代際流動(dòng)性對(duì)農(nóng)民工定居意愿的積極作用依然顯著。第三,代際流動(dòng)對(duì)農(nóng)民工定居意愿的影響存在個(gè)體異質(zhì)性和區(qū)域異質(zhì)性。高技能群體對(duì)城市代際流動(dòng)性的感知力更強(qiáng),對(duì)城市的機(jī)會(huì)公平和階層流動(dòng)力要求更高;城市代際流動(dòng)對(duì)東部地區(qū)農(nóng)民工定居意愿的積極作用比中西部地區(qū)更加顯著。

農(nóng)民工的大規(guī)模流動(dòng)對(duì)城市機(jī)會(huì)公平提出了更高要求。推進(jìn)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化,促進(jìn)農(nóng)民工市民化,本文提出以下政策建議:第一,城市發(fā)展要注重競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境的機(jī)會(huì)公平,消除戶(hù)籍歧視。尤其是要對(duì)工作能力強(qiáng)、流入時(shí)間久的農(nóng)民工優(yōu)先幫扶,促進(jìn)其實(shí)現(xiàn)市民化。第二,放寬落戶(hù)門(mén)檻,完善居住證制度,為農(nóng)民工在城市落戶(hù)掃清障礙。要注重提供對(duì)外來(lái)農(nóng)民工的基本公共服務(wù)供給,增加農(nóng)民工的社會(huì)融入感和幸福感。第三,提高城市對(duì)農(nóng)民工的吸納能力,對(duì)農(nóng)民工流入較多的城市發(fā)放補(bǔ)助建設(shè)資金,建設(shè)更多保障性住房,加快完善以公租房、保障性租賃住房和共有產(chǎn)權(quán)住房為主體的住房保障體系,支撐城鎮(zhèn)化進(jìn)程健康發(fā)展。