工作时间、业余生活与农民工的市民化意愿

2015-04-06

中南财经政法大学学报 2015年4期

（中南财经政法大学公共管理学院，湖北武汉 430073）

一、文献回顾与问题的提出

农民工市民化的过程是与城市居民社会距离感不断缩小的过程，由于农民工先天制度地位的不足（短期内无法与城市居民获得制度上的平等待遇），所以通过提升农民工经济地位和社会地位来缩小农民工与城市居民之间的社会距离感是提升农民工城市归属感最直接、最现实的选择，其中，城市生活体验①和社区活动参与是提升农民工社会地位和城市归属感的重要途径［1］。近年来，随着农民工收入的快速增长，其经济地位有所提升，越来越多的农民工试图通过多元化的业余生活来丰富其精神世界、提升自我修养，他们对在城精神生活的要求越来越高，但高强度、长时间的劳动以及企业对农民工业余生活的不重视造成了农民工“干活、吃饭、睡觉”的单调生活，农民工精神生活的匮乏不仅不利于农民工自身的生存发展，还会造成农民工在城生活体验好感度降低，不利于农民工城市归属感的建立和市民化意愿的提升。

已有文献多从成本—收益的视角来研究农民工市民化问题，从农民工就业环境、生活感受视角展开的研究并不多见。不少学者认为以户籍制度为基础的城乡二元社会体制是阻碍农民工融入城市的一项重要客观因素［2］，是农民工形成以及农民转变为农民工之后停滞于市民化阶段的根本原因［3］。20世纪80年代以来，我国对二元户籍制度进行了渐进式改革，并实施了一系列促进农民工市民化的政策，但户籍制度逐步放开后依旧有大量农民工“农转非”意愿不强［4］，因此，农民工是否市民化，并不只受户籍制度影响，而是多种因素共同作用的结果。其中，一种观点认为经济收入最大化是促使农民工市民化的主要驱动力，但近十年来农民工的收入快速增长，其市民化意愿并未显著增强。李晓阳等研究发现，农民工收入的快速增长和城乡收入差距的拉大能强烈吸引农民进城就业，可这并不意味着户口也会随之一起迁移，城乡收入差距越大，农民工反而越不愿意将农村户口转为城镇户口以实现市民化［5］。农民工是否改变户籍性质实现永久性迁移，不仅是一个基于经济理性的选择，而且是一个基于社会理性的选择［6］，其市民化意愿还与就业环境、生活感受等一系列非经济因素密切相关［7］，理性选择并不仅仅指经济收入最大化，还要求改善生存、变动生活时不降低既有的生活水平和安全感。

市民化意愿既然在本质上是一种心理活动，那么必然会受到主观心理机制的影响［8］，且农民工市民化的实现不仅表现为其职业身份和居住地域的非农化，最终还表现为农民工的意识形态、生活方式和行为方式的城市化［9］。而休闲时间的利用是社会分层和生活质量的反映，是农民工心理活动、生活习惯、价值观念形成的重要影响因素，闲暇时间和业余生活会对农民工市民化意愿产生影响，农民工业余生活的现代化能促进人的现代化，推动农民工身份的转换［10］。

通过与已有研究的比较，本文的贡献主要体现在以下两个方面：第一，从研究主题来看，我们尝试从农民工的工作时间、业余生活入手，考察就业环境和在城生活感受对农民工市民化意愿的影响，从主观心理视角研究农民工市民化的驱动力；第二，从估计方法来看，我们对农民工业余生活选取了工具变量，处理了同类研究中可能存在的联立性内生问题。

二、理论框架与研究假说

梅奥（George Elton Mayo）根据霍桑实验提出的人际关系理论指出，工人是“社会人”而不是“经济人”，他们的行为并不单纯源于追求金钱的动机，还有社会方面、心理方面的需要，他们渴望安全感、归属感和受人尊敬，而且后者更为重要，提高工人工作满意度是提高劳动生产率的首要条件，而生产条件、工资薪酬只是第二位的，其中，高满意度来源于物质和精神两种需求。梅奥在此基础上还提出了一种新型的管理模式，这种模式通过提高职工的满足度，激励职工的“士气”，从而达到提高劳动生产率和对企业的认可度的目的。类似的，进城农民工也是“社会人”，他们的生活不仅涉及经济生活还会涉及社会生活，影响其市民化意愿的驱动力同样包括物质和精神两部分，且精神部分对于农民工市民化意愿的作用更为明显。李丹等认为农民工市民化的过程就是其在城市就业、定居进而构建并不断提高生活满意度的过程，提升生活满意度是农民工市民化的实质驱动力［11］，进城农民工对现有的生活满意度越高，回农村的欲望越小，市民化意愿越高［12］，而工作、闲暇生活是农民工生活满意度的重要构成部分和影响因素［13］。因此，农民工的工作时间和业余生活会影响其市民化意愿，企业及社会各界应该努力提高农民工的工作、生活满意度。一方面，可以提高农民工的劳动生产率，为企业和社会创造更多的效益；另一方面，也能激励农民工自愿实现市民化，提高农民工市民化质量。但实际上，部分农民工由于人力资本和社会资本受限，只能从事一些低收入的工作［14］，往往就职于生产车间，需要通过持续的投入来完成各项任务，工作强度较大，容易产生“职业倦怠症”，对工作、生活丧失热情。为了防止疲劳积累对农民工身心的危害，提升农民工生活满意度及其市民化意愿，企业不仅要控制劳动强度和工作时间，还必须为农民工安排合理的休息时间并设计良好的业余休闲环境，以减轻、缓解或消除农民工的疲劳［15］。

已有研究表明，85%的农民工工作时间超过法定标准，1／3的农民工每周工作时间超过61小时，远超过法定标准的44小时［16］，农民工特别是老一代的农民工适应了日出而作、日落而息的生活方式，进城工作后过长的劳动时间对其意味着更少的休息时间和休闲生活以及更低的生活满意度。马秀颖等认为在没有物质上或者精神上的补偿时，农民工普遍不会选择牺牲自己的休息时间，当农民工选择或者被迫超时工作时，往往意味着他们在物质上或精神上有更多的诉求［17］。王静等的实证分析表明：一方面，较低的工资收入和工作的不稳定性会导致农民工群体超时工作；另一方面，农民工超时工作对其留城意愿和城市融入有很大程度的影响，其对城市归属感和认同感的要求越强烈，越希望通过超时工作换来城市生存的平等和社会的认同［18］。但程名望等的实证分析表明，过长的工作时间，特别是超负荷的加班加点已经成为农民工对城镇就业不满的影响因素［19］。基于上述分析，本文提出研究假说1：

H1：工作时间越长，农民工市民化意愿越弱。

当消除政策或其他条件的束缚后，农民工是否愿意市民化的根本动因在于市民化能否在有限的条件下实现其生活满意度的最大化［11］。影响其生活满意度的因素除了物质因素外，心理因素也具有重要作用［12］。业余生活是每个人都需要的，它是一种人生条件或人权，它虽然不被直接的生产劳动所吸收，却是劳动再生产和个体自由发展不可或缺的条件。虽然很多学者不同意业余生活的雅俗之分，但不同的业余活动对农民工个体发展的价值作用存在差异，可以按照一定的标准去评判业余生活质量的高低、层次的高下［20］，美国学者纳什提出的休闲层次理论便是从社会伦理价值角度对休闲生活做出等级排序，他按照人们在闲暇时间所从事活动的价值（包括社会价值和个人价值），把闲暇分为六个层次，最低层次是负价值的违法或不道德行为，如破坏公共财产等；第二层次是零价值的纯官能享受型活动，不直接对社会造成危害，但不利于自身的健康发展，如酗酒、沉溺于电视网络等；第三层次是价值为1的单纯寻求娱乐的活动，对社会个人无害，但也无多少正面意义；第四层次是价值为2的情感投入观看活动，观看者虽然不亲自参与，但能陶冶情操；第五层次是价值为3的积极活动参与，如各类文娱活动；第六层次是价值为4的创造性活动，如各项创造发明等［21］（P32）。农民工休闲生活层次越高，对自身健康和社会发展价值越大，越能提高自身素质以便融入当地文化，实现农民工业余生活城市化，提升其城市生活适应度。相反，如果农民工群体业余生活长期处于低层次阶段，甚至没有业余生活，其生活的封闭性和公共闲暇生活空间的缺乏会使其呈现“孤岛化倾向”，长年累月重复贫乏、单调的生活，又缺乏健康文化生活的引导，会使得农民工业余习惯低俗化，使得他们与城市居民、城市文化不断疏远，难以融入城市的主流圈［22］。健康、文明的高层次业余生活不但能够使其身心得到放松，还能提高其自身素养，而消极甚至堕落的低层次业余生活可能会危害自身和社会［23］［24］。据此，本文提出研究假说2：

H2：农民工业余生活层次越高，其市民化意愿越强。

三、研究设计与模型构建

（一）数据来源

本文数据来源于2012年全国流动人口动态监测数据库中关于居民生活与感受部分的抽样调查数据。该数据库按照随机原则以31个省（区、市）和新疆生产建设兵团2011年全员人口年报数据为基本抽样框，以在流入地居住一个月以上的15～59周岁的流动人口为抽样总体，对流动人口的基本信息采取分层、多阶段、与规模成比例的PPS方式进行抽样，调查总样本量为159376万个家庭，每个家庭最大抽样人口数不超过10人，涉及流动人口约40万人。调查问卷分为个人问卷和社区问卷两大类，本文所用数据主要来自于该数据库个人问卷部分，包括流动人口基本情况、就业居住和医保、婚育情况与计划生育服务、生活与感受四部分。农民工属于流动人口，但流动人口涵盖范围更广。借鉴以往文献和现实经验，剔除非农户籍的样本，仅限于农民群体；剔除文化程度为大专及以上的样本；剔除目前未进入劳动力市场的样本，以保证样本之间的可比性，最后进入模型的有效样本有112715个。农民工平均年龄为33.1岁，其中，男性（58.0%）和女性（42.0%）农民工样本大约各占一半，75.5%的农民工已婚。从文化程度来看，调查对象中具有初中学历的人最多，占60.5%，初中以上学历的农民工占22.3%；从就业身份来看，雇员（65.4%）和自营劳动力（24.2%）是农民工主体，雇主和家庭帮工分别占9.5%和1.0%；从行业状况来看，农民工就业集中在低端产业，各行业从业比例由高到低依次为制造业（37.4%）、批发零售（18.9%）、住宿餐饮（11.1%）、社会服务（8.5%）、建筑（7.9%）、交通运输仓储通讯（3.6%）、农林牧渔（1.6%），而卫生、教育文化、金融保险房地产、科研和技术服务等高端行业的从业率均不超过1%。

（二）农民工在城工作生活状况

1.农民工超时工作现象严重。根据我国《劳动法》相关规定，劳动者每日工作时间不超过8小时、平均每周工作时间不超过44小时，用人单位应当保证劳动者每周至少休息一日。而统计分析表明，2012年农民工平均每周工作6.27天，每周工作5天以内的农民工仅占总数的14.1%，连续工作7天的农民工占总数的44.0%，61.2%的农民工每天工作超过8小时，平均每天工作9.63小时，整体来看，农民工群体超时工作现象严重。为了比较不同类型农民工的工作时间状况，我们根据不同标准对农民工进行划分，其中，按照年龄将农民工分为新老两代农民工，本文研究的新生代农民工指出生年月在1985年1月以后（2012年，年龄在27岁以内）的农民工群体，按照职业状态将农民工分为雇主群体和雇员群体②。具体分析结果表明（见表1），半数以上的农民工每天工作时间集中在9～12小时；分年龄和教育程度来看，较为年轻和教育程度较高的农民工群体相对日均工作时间较短；分职业状态来看，相对雇员来说，雇主需要在工作上投入更多的时间，75%左右的雇主工作时间超过8小时，13.3%的雇主需要每天工作13个小时以上。

2.农民工业余生活层次整体不高。根据美国学者纳什的休闲层次理论可以将本次研究的各项休闲活动进行划分：吸烟属于第二层次，看电视电影录像、玩棋牌麻将电脑游戏属于第三层次，上网浏览通讯、读书看报学习属于第四层次、参加文艺体育活动属于第五层次。数据分析表明，农民工业余生活习惯日益丰富化，且其休闲活动比较集中在第三、四层次。其中，看电视电影录像（88.9%）仍是大多数农民工的主要休闲生活方式；有4成左右的农民工经常上网浏览通讯（38.4%）、读书看报学习（39.7%），这有助于农民工拓宽知识面，提升个人素质；仅14.1%的农民工业余时间会参加层次较高的文艺体育活动。具体分代际来看，新生代农民工业余生活相对更加丰富一些，新生代农民工（25.8%）除吸烟率低于老一代（33.4%）外，其他各类业余休闲活动的参与比例均高于老一代农民工，特别是上网浏览通讯一项，56.0%的新生代农民工业余时间经常上网浏览通讯，而老一代农民工此项活动的参与率仅为21.3%，但新、老两代农民工参加文艺体育活动的比例都较低（分别占总数的16.9%和11.3%），其业余生活层次整体不高。

表1 不同类型农民工工作时间分布表（单位：%）

（三）研究方法和变量说明

本文提出的总体研究假设是：农民工的工作时间、业余生活会影响其市民化意愿。市民化意愿受多种因素的影响，但最终结果只可能有两种：愿意和不愿意市民化，因此对于农民工市民化意愿影响因素的分析属于离散选择问题，采用概率模型比较适合。本文建立的二元Logistic模型如下：

公式中，Pj表示个体采取某一行为的概率，在此j=1、2、3，P1、P2、P3分别表示全部样本、老一代样本和新生代样本中农民工的市民化意愿，xij表示模型j中第i个影响因素，βij为影响因素的回归系数，α为截距项，u为误差项。

1.被解释变量。为了检验上述假说是否成立，本文通过“如果没有任何限制，您是否愿意把户口迁到本地？”问题的回答，了解农民工的市民化意愿。农民工市民化涉及农民工的居住地由迁出地到迁入地的永久性或长期性改变，在彻底消除户口二元结构之前，进城农民工对当地户口的追求是其稳固自己市民角色愿望的最直接表现，已经将户口迁入当地的进城农民工在城镇具有相当大的稳定性，其回农村的可能性微乎其微［12］，因此户口迁移意愿可以衡量农民工的市民化意愿。虽然这个问题并不能说明被调查者必然会把户口迁入现居地，实现市民化，但能代表自选择理论中迁移的“动机”，所以，市民化倾向的数据可能会比实际市民化数据在实证过程中更具有说服力［25］。

2.解释变量。在农民工市民化意愿的影响因素中，本文将重点考查农民工业余生活和工作时间的影响，将农民工的工作时间和业余生活范畴的相关变量作为解释变量（如表2所示）。模型中引入的工作时间变量为：平均每周工作几天和平均每天工作几小时。为了凸显和评估加班工作时间对农民工市民化的影响效应，根据问题“您上个月平均每天工作几小时？”将日均工作时间分成两个变量：正常工作时间和加班工作时间。引入的业余生活变量为农民工在城市的生活习惯，其在业余时间经常做的事情，包括看电视电影录像、玩棋牌麻将电脑游戏、上网浏览通讯、读书看报学习、参加文艺体育活动、吸烟六个方面。

3.控制变量。参考以往研究文献的分析结果，农民工的个体特征会影响其市民化意愿，本文控制了农民工的性别、收入水平、年龄、婚姻状况、教育程度等因素的影响效应。同时考虑到通常年龄与收入、教育等因素呈“U”型或“倒U”型关系，加入年龄的平方。

表2 变量设置及其赋值

四、计量检验与分析结果

（一）总体样本结果及分析

表3给出了总体样本回归模型结果（模型1），模型的R2、调整后的R2较小，这说明农民工市民化意愿的影响因素比本文所考虑的因素更多、更复杂。另外本文数据来自于实地调研，样本量较大，R2值较小也很正常，本文主要验证工作时间和业余生活等相关变量统计上的显著性，因此R2的值较小不影响研究结论（分组样本分析类似，不再赘述）。下面对总体样本的实证结果做简要分析：

第一，全部样本回归模型结果表明，工作时间对农民工市民化意愿的影响显著，不论是8小时内的正常工作时间还是加班时间，都与农民工市民化意愿表现出显著的负相关性，即每天工作时间越长，农民工市民化意愿越低。同时，每周工作天数也与市民化意愿呈现出高度显著的负相关性，这证明了研究假说1。

第二，总体样本模型中，除玩棋牌麻将电脑游戏外，其余业余生活变量的系数均在1%统计水平上显著，所得结论基本符合我们在研究假说2中对业余生活的分析：业余生活对农民工市民化意愿影响较大。具体来看，看电视电影录像、玩棋牌麻将电脑游戏、上网浏览通讯、读书看报学习、参加文艺体育活动这五类休闲活动对农民工市民化有正向影响。特别地，参加文艺体育活动变量的系数为0.284，且在1%水平上显著，因此参加文艺体育活动对农民工市民化意愿具有显著的正向促进作用，而农民工的吸烟习惯与市民化意愿呈现出高度显著的负相关性。总体来看，层次越高、越有价值的业余生活习惯越有利于强化农民工的市民化意愿，而相对不健康、层次较低的生活习惯对农民工市民化意愿具有负向影响。

表3 农民工市民化意愿的影响因素模型

（二）分组样本结果及分析

作为与老一代农民工具有不同特征的社会群体，新生代农民工已逐渐成为城镇化建设的主要力量，因此，有必要在上述分析的基础上，进一步探讨工作时间、业余生活对新、老两代农民工市民化意愿影响效果的差异。表3中模型2和模型3分别是老一代样本和新生代样本的二元logistic回归模型估计结果，下面做简要对比分析：

第一，工作时间对市民化意愿的影响在新老两代农民工间存在差异，加班工作时间对新生代农民工市民化意愿具有显著负影响，而在老一代组这一变量的系数却不显著。原因可能是新生代农民工享受休闲的意识较强，特别是对于年轻未婚的农民工，自身经济负担不是很重，他们进城工作不仅仅是为了赚钱，也是为了享受城市文明和经济发展的成果，因此希望有更多的闲暇时间，而不愿意加班和延时工作。而老一代农民工进城的目的多为挣钱养家，其养家糊口的经济负担较重，但由于年龄、教育程度、技能等限制，其从事职业多是工资水平较低的制造业或低端服务业，这类劳动密集型行业普遍以计件工资制为主，因此为了获取更多的收入维系城市生活成本、改善家庭生活质量，老一代农民工往往不惜牺牲闲暇时间而自愿加班，当加班是一种自愿的行为后，加班时间的长短对其市民化意愿便不会存在显著影响。

第二，业余生活对市民化意愿的影响在新老两代农民工间的差异主要体现在电脑网络的使用上。一方面，玩棋牌麻将电脑游戏对老一代农民工市民化意愿影响不显著，但对新生代农民工具有显著正向影响，可能原因在于新生代农民工更多地将玩棋牌麻将电脑游戏视为一种交友手段，对个人发展具有正向影响，而老一代农民工往往视其为一种赌博形式，长期沉溺于这类消极娱乐方式往往对自身和社会不益，不利于其市民化。另一方面，上网浏览通讯对老一代农民工市民化意愿有显著正向影响，而对新生代农民工市民化意愿的影响并不显著，原因可能在于电脑网络兴起时间较晚，会使用网络并经常上网浏览通讯的老一代农民工多属于文化程度较高或工作需要使用网络的白领人士，这类人士相比同年龄阶段的农民工市民化能力或意愿往往越强，而网络在新生代农民工之间相对比较普及，所以相对老一代农民工，业余时间经常上网浏览通讯对新生代农民工市民化意愿的影响较小。

第三，控制变量方面，性别和年龄对农民工市民化意愿的影响存在代际差异。其中，性别变量的系数在模型3中显著为正，说明在新生代农民工中，较女性而言，男性农民工的市民化意愿更强烈。而性别变量的系数在模型2中不显著，原因可能在于新生代样本中，女性农民工中未婚的比例较高，由于她们的户籍状态会因婚姻等原因发生改变，所以未婚女性农民工往往缺乏市民化的动力，而老一代样本中，女性农民工已婚比例高，市民化往往以家庭为单位，性别对其市民化意愿的影响差异不大。年龄在老一代组中的系数显著为正，而在新生代组中的系数却不显著，这就意味着年龄的增长对老一代农民工市民化意愿的促进作用高于新生代农民工，可能原因在于：随着年龄的增长，老一代农民工在城市务工时间随之延长，其市民化能力不断提升，进城生活逐渐趋于稳定，在城市定居的愿望也会越强烈，而新生代农民工多处在城市生活适应阶段，城市生活积累相对不足。但是随着年龄的进一步增长，老一代农民工市民化意愿开始下降，可能当年龄更大后，其返乡情结更重。婚姻状况、教育年限、收入三个变量的系数在新、老农民工两组模型中均显著为正，说明婚姻状况、收入、受教育程度仍然是影响农民工市民化意愿的重要因素。

（三）模型的稳健性与变量内生性处理

1.模型的稳健性检验

总体模型的回归验证了本文有关农民工市民化的两个基本假说，即高强度的工作时间会降低农民工的市民化意愿，而高层次的业余生活能增强农民工的市民化意愿。但考虑到就业身份对农民工工作时间和市民化意愿的可能影响，我们根据农民工的就业身份对总体样本进行分类，分为雇员样本和雇主样本，以降低每组样本的就业身份差异，分组讨论工作时间、业余生活对农民工市民化的影响，我们得到与前文类似的结论③。其中，对雇员样本进行的检验发现，工作时间和业余生活各变量对其市民化意愿均有显著影响，每周工作天数、正常上班时间、加班时间和吸烟变量的系数均为负而且非常显著，其他业余生活变量系数均显著为正，除正常工作时间变量外，其他变量系数的正负和显著性与总体样本模型的结论一致。而对雇主样本进行的回归分析发现，业余生活各变量系数的正负和显著性、工作时间变量系数正负与总体样本模型结论没有明显差异，但工作时间变量对其市民化意愿的作用并不显著，这可能与雇主的工作状态有关，其工作时间相对自由，受约束较小，所以工作时间对其市民化意愿影响不大。分类回归结果与总体样本结论差异不大，且存在的部分差异在可解释范围内，因此我们认为模型具有较高的稳健性。

2.核心变量的内生性及工具变量估计

根据前文的回归结果可以发现，农民工超时工作对其市民化意愿有显著的负向影响，即超时工作和牺牲休闲生活会降低农民工对城市的归属感和认同感。但是也可能存在另一种因果关系：农民工市民化意愿越强，越倾向于主动延长工作时间，业余生活层次也越低。如果事实如此，那么由于工作时间、休闲生活与市民化意愿的相互影响而造成的联立型内生性可能导致估计偏误。为了控制内生性偏误，我们首先筛选出从事制造业的农民工样本（42180个），一方面，农民工从事制造业的比例最高（37.4%），样本具有较好的代表性；另一方面，从事制造业的农民工作为机械化生产的一部分，需要和机器设备及其他工作人员相协调。这种劳动者异化使得农民工的工作时间几乎由企业的生产特征和经营模式决定，企业在特定时间内需要特定数量和质量的产品，那么农民工就需要配合机器的效率在相应工作时间内完成。因此从事制造业的农民工，其工作时间是外生的，不是农民工自身能确定和把握的，这种外生性，可以降低模型因工作时间变量内生而产生的干扰。同时，为了控制业余生活变量的内生性偏误，我们用受访者以外同社区其他农民工的业余生活作为受访者业余生活的工具变量。已有文献证实，在农民工群体中存在着“同群效益”，也就是说，同社区其他农民工的业余生活会影响受访者，但社区其他农民工的业余生活并不会直接影响受访者本人的市民化意愿。因此，在理论上可以使用同社区其他农民工的业余生活变量作为受访者本人业余生活的工具变量。

为了使用两阶段最小二乘法（2SLS）进行工具变量估计，我们借鉴陈钊等人对估计模型的处理方法［26］，调整因变量的赋值方式：“如果没有任何限制，你会将户口迁入本地吗”选择“愿意”赋值为“1”，“不愿意”赋值为“-1”，“没想好”赋值为“0”，自变量不变，进行总体样本的OLS估计（结果见模型4），可以得到同逻辑回归（模型1）类似的结论，即工作时间和业余生活对农民工市民化影响显著，且各个变量的系数正负和显著性差异不大。另外，因控制工作时间变量的外生性，会导致非制造业样本损失，为了考察这种变化对结果的影响，我们在表4中提供了全部样本和制造业样本的OLS回归结果（模型4和模型5），从中可以看到，样本的剔除仅对上网浏览通讯变量的系数和显著性略有影响。工具变量估计中运用工具变量显著性的F检验，看电视电影录影、玩棋牌麻将电脑游戏、上网浏览通讯、读书看报学习、参加文艺体育活动各变量的Shea′s Partial R2分别为0.0971、0.0704、0.0635、0.0897、0.1014、0.0268，但是F 统计量值分别为187.001、356.455、441.497、676.355、395.943、108.194，远超过10，P值均为0.000。而且第一阶段的回归结果显示，工具变量对内生变量具有显著的影响④，即具备较好的解释力。可见，不存在弱工具变量问题。进一步对变量的内生性使用异方差稳健的DWH 检验，P 值为0.000，可认为在1%以下的显著水平上各业余生活变量属于内生解释变量。

进一步，我们引入工具变量对制造业农民工样本进行两阶段最小二乘估计，模型6是2SLS估计的结果。我们发现，看电视电影录像、读书看报学习、参加文艺体育活动的确会显著提升农民工的市民化意愿，玩棋牌麻将电脑游戏、上网浏览通讯、吸烟的效果相反。对比之下，OLS回归结果中的玩棋牌麻将电脑游戏和上网浏览通讯两变量可能带有内生性的偏误，在OLS回归中，它们的系数均为显著的正数，可能是因为市民化意愿较高的农民工往往具有较好的工作和较高的收入，有物质条件购买上网设备和打麻将，从而玩棋牌麻将电脑游戏、上网浏览通讯的参与率更高，而不是因为农民工在业余时间玩棋牌麻将电脑游戏、上网浏览通讯有助于提升其市民化意愿。2SLS回归结果表明，在玩棋牌麻将电脑游戏和上网浏览通讯影响农民工市民化意愿的正负两个机制中，农民工业余时间参与这两种活动会降低其市民化意愿占主导地位；同时，吸烟也会降低农民工市民化意愿；而读书看报学习、参加文艺体育活动等层次较高的业余生活会显著提高农民工的市民化意愿。这证明了我们在提出研究假说2时对业余生活的分析，即高层次的业余生活会提高农民工的市民化意愿。另外，在控制变量的内生性后，结果显示，正常工作时间的长短对农民工市民化意愿的影响不显著，即在8小时内，日均工作时间的长短对农民工市民化意愿的影响不大；而超过8小时的加班时间的延长，会显著降低农民工的市民化意愿。

表4 市民化意愿决定模型（工具变量分析）

五、总结与启示

本文基于2012年全国流动人口动态监测数据，实证分析了工作时间、业余生活因素对农民工市民化意愿的影响，主要研究结论如下：

第一，工作时间对农民工市民化意愿的影响显著，不论是8小时内的正常工作时间还是8小时外的加班时间，都对农民工市民化意愿有显著的负向影响，即每天工作时间越长，农民工市民化意愿越低。但是在以制造业农民工为样本并控制工作时间变量的内生性后，两阶段最小二乘回归结果显示，在8小时内，日均工作时间的长短对农民工市民化意愿的影响不大；而8小时之外的加班时间对农民工市民化意愿有显著的负向影响。加班工作时间对新老两代农民工的市民化意愿的影响存在代际差异：新生代农民工对加班时间更为敏感，加班时间的增加会导致其市民化意愿显著降低，而加班时间对老一代农民工市民化意愿的影响并不显著。同时，每周工作天数的增加会显著降低新老两代农民工的市民化意愿。

第二，业余生活对农民工市民化意愿的影响显著，并且其影响效应并不会因为农民工的代际差异而有明显变化。当选择同一社区内其他农民工的业余生活作为工具变量以解决其内生性偏误之后，研究发现：层次较高、对个体健康和社会发展有益的业余生活对农民工市民化意愿的促进作用更为明显；而吸烟、打麻将、玩电脑游戏等业余生活安排对农民工市民化意愿有着显著的负向影响。可见，在农民工群体中倡导和培育高层次业余生活对提高农民工市民化意愿，进而推动农民工市民化进程都具有非常重要的意义。

以上结论表明农民工不仅符合“经济人”假设，同样符合“社会人”假设，影响他们市民化进程的不仅仅是物质因素，还有工作时间、业余生活等精神感受。已有研究在进行农民工市民化的成本-收益分析时，显然忽视了农民工精神感受层面的因素。农民工是否愿意改变户籍实现永久性迁移是在现有利益格局博弈中的理性选择，涉及物质和精神两个方面。收入增加或许是农民工进城工作生活的直接目的，可精神方面的归属感和满意度是农民工市民化意愿的主要驱动力。但现阶段农民工工作时间普遍较长，休闲层次整体不高，不利于农民工主动实现市民化。因此，社会各界应该为农民工参与积极的闲暇活动创造必要的条件，如建造必要的积极闲暇活动设施等；企业也应为农民工提供良好的业余生活环境，合理控制工作时间，让农民工有时间、有条件享受闲暇时光，让其接触当地文化，感受当地生活节奏，适应当地生活习惯，为农民工市民化打下良好的心理基础。

注释：

①城市生活体验是指农民工接触城市文化，适应城市生活，享受城市生活的过程。

②分类根据农民工对问卷问题“您的就业身份是什么？”的回答，“1”为雇员，“2”为雇主。

③为节约篇幅，此处省略稳健性检验回归结果表。

④限于篇幅，第一阶段回归结果并未列出，有兴趣的读者可以和作者联系。

［1］许传新，许若兰.新生代农民工与城市居民社会距离实证研究［J］.人口与经济，2007，（5）：39—44.

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