双重参照系下多维相对贫困与农民工城市居留意愿

佟大建， 喻 佩

(安徽农业大学 经济管理学院，安徽 合肥 230036)

一、引 言

农民工是推进以人为核心的新型城镇化的主要群体，其是否愿意在城市居留对流入地和流出地的城镇化发展都具有重要影响[1]。为此近年来政府一直不断完善制度改革以此来提高农民工城市居留意愿，然而效果不尽人意。已有研究发现，仍有近一半的流动人口还处于“候鸟式”迁移阶段，他们不打算或者没想好今后是否在城市长期居留[2]，农民工城市居留意愿占比仅为30.2%[3]。制度改革后农民工城市居留意愿为何没有显著提高？其背后的原因耐人寻思。

早期针对人口流迁的研究多数是基于绝对收入差距假说。然而随着社会经济的发展，绝对收入差距假说下的劳动力迁移理论难以解释宏观层面中国不同地域之间劳动力迁移的结果。有学者认为，改善所在村庄相对于参照系群体的收入相对贫困成为中国农村劳动力迁移到城市就业的动因[4]。因而相对贫困可能是影响农民工城市居留意愿的一个重要因素。值得注意的是，当农民工为缓解收入相对贫困由农村迁移至城市后，随着迁移时间的拉长其面临的参照系并非固定不变。从短期来看，他们更倾向于和那些处境类似的农民工群体进行比较，但从长期来看，他们也可能选择城市居民作为参照系。因此，农民工进入城市以后可能会面临着城市居民以及农民工群体的双重参照。此外，受制度和自身人力资本、社会资本的制约，参照系的转换使得农民工在不同参照系下可能在教育、就业、医疗健康、社会保障等多个维度上存在相对贫困。那么，进城农民工的参照系是否由初始村庄转换为城市居民或者农民工群体自身？这种参照系的转换是否会给农民工带来多维相对贫困？多维相对贫困是否抑制了农民工的城市居留意愿？若是，其作用机制又是如何？本文旨在对上述问题进行回答。

与以往研究相比，本文可能的边际贡献有：第一，以往文献在进行农民工贫困测度时，往往采用对测度指标单一划线的方式衡量农民工在某一指标上是否贫困，无法体现农民工相较于特定参照系下的相对贫困的强度。本研究选取城市居民、农民工群体各指标中位数作为农民工多维相对贫困测度的参照值，采用比值法测度农民工在双重参照系下的多维相对贫困强度。第二，既有相对贫困影响迁移的文献大多关注农民工相对于原社区(村庄)的相对贫困状况对农民工向城市暂时性迁移的影响，尚未探究参照系转换后的多维相对贫困对农民工城市居留意愿的影响。本文则探究农民工迁移至城市后分别以城市居民和农民工群体为参照系下的多维相对贫困对其城市居留意愿的影响，同时对不同特征农民工的异质性影响进行分析。

二、文献综述与理论假说

农民工的城市居留问题本质上是其迁移决策选择问题。有关迁移的经济学的早期研究，大多是基于Todaro提出的绝对收入差距假说进行[5]。该假说把农村劳动力向城市迁移视为其对城乡之间存在的预期收入差距做出的反应。然而，据观察，即使在预期目的地和迁出地工资收入没有差别的情况下，迁移也可能存在[6]。相比之下，收入相对贫困假说认为，农村劳动力向城市的迁移可能主要是为了改善个人或家庭相对于参照系群体的收入相对贫困状况[7]。经验证据表明，控制初始绝对收入和预期的移民收入，村庄参照系群体中家庭的初始收入相对贫困对迁移起着重要作用，个人或家庭参与国际或国内迁移的倾向与家庭的初始收入相对贫困直接相关[8]。绝对收入差距假说下的劳动力迁移理论对于中国目前的迁移现象的确具有一定的解释力，但也难以解释宏观层面上中国不同地域之间劳动力迁移的结果，有学者认为改善所在村庄相对于参照系群体的收入相对贫困成为中国农村劳动力迁移到城市就业的动因[4]。

然而，参照系并非固定不变。既有研究大多基于社会心理学中收入相对贫困的视角探讨农民工的参照系选择，但关于农民工如何选择具体参照对象的结论不尽相同[9]。Knight 研究发现进城农民工的幸福感普遍低于未外出的村民，原因可能在于其收入相对贫困的参照对象已经转换为城市居民[10]，并且随着迁移时间的拉长，农民工更倾向于将城市居民视为参照对象[11]。同时经典社会比较理论认为，具有相同迁移经历的同质群体更容易成为个体的参照对象，但由于个体具有主观性，既有研究对何为同质群体并未达成共识[12]。有学者提出尚未获得本地户口的农民工更容易将相同迁移经历的其他农民工视为同质群体[13]，因此当农民工进入城市以后也可能视其所在的农民工群体为参照对象。此外，受制度、人力资本以及社会资本的制约，相较于城市居民，农民工无法均等地获取教育、就业、医疗健康、社会保障等基本公共服务，加之自身高度异化，不同的农民工在基本公共服务的获取能力以及支出水平上有所不同，这使得其无论以城市居民还是农民工群体为参照对象均可能存在多个维度的相对贫困[14]。

双重参照系下多维相对贫困可能会抑制农民工的城市认同(包括身份认同和地域认同)，进而影响其城市居留意愿。一方面，城市居民参照系下多维相对贫困强度的提高，意味着农民工在涉及城市生活的多个方面相较于城市居民的获得性较差[14]，从而对自己外来人口身份的认知更加坚定，进而可能抑制其城市人身份认同，并且随着多维相对贫困强度提高，压力逐步积累，进而会对城市产生排斥心理，抑制其地域认同。另一方面，当农民工与自身群体相比呈现多维相对贫困时，其会产生不公平感和消极的社会态度。公平感偏低的农民工，其身份认同以及地域认同度低，在城市生活中对整个社会的态度更消极悲观，社会参与度也会减弱，因而其城市居留意愿也会降低[15]。

农民工并非是一个完全同质的群体，因而多维相对贫困对其城市居留意愿的影响可能因农民工类型不同而存在一定的差异。从个体异质性上看，相较于有健康档案、有稳定住房以及社交网络多为本地户口居民的农民工，尚未建立健康档案或者居无定所的农民工其健康问题以及住房问题难以得到保障[16]，进而导致城市归属感更弱，并且大多数选择与非本地户口居民交往的农民工其城市融入度更低，过多地依赖于原始社会网络导致其通常被排挤在城市之外[17]，因而多维相对贫困对其城市居留意愿的抑制作用可能更强。从群体异质性上看，相较于接受过高等教育以及工作稳定的农民工，低等教育程度以及无稳定工作的农民工在个人能力、发展机会上远远不足，他们在城市中就业困难，更有可能面临巨大的生存压力[18]，因而其城市居留意愿受多维相对贫困的抑制作用可能更强。但另一方面受过高等教育的农民工相对来说经验能力更足，流动能力更强，当面临多维相对贫困时可能会选择跳槽或者转移以此提高幸福感。相较于受雇农民工而言，自雇农民工由于自身人力资本水平较低，其通常无法获得雇佣而被迫自雇，导致收入水平较低[19]。同时自雇农民工享受的社会保障情况较差，有的仍然游离于我国劳动保护体系之外，因而其城市居留意愿受多维相对贫困的抑制作用更大。

基于以上分析，提出以下三个假说：

H1：双重参照系下多维相对贫困强度的上升会抑制农民工城市居留意愿；

H2：双重参照系下多维相对贫困主要通过抑制农民工城市认同进而抑制其城市居留意愿；

H3：多维相对贫困对不同类型农民工城市居留意愿的影响具有异质性。

三、研究设计与数据处理

1.数据说明

本文所用数据来源于中国国家卫生健康委员会2017年全国流动人口卫生计生动态监测调查中的四城市流动人口问卷(C卷)和户籍人口问卷(D卷)数据以及四城市(青岛市、苏州市、长沙市、郑州市)下辖区(县、市)城市数据的匹配数据。C卷调查对象为在流入地居住一个月及以上、非本区(县、市)户口的15 周岁及以上的男性和女性流动人口。D卷调查对象为具有调查区(县、市)户口、调查时点在调查区(县、市)居住生活工作、年龄15周岁及以上的男性和女性人口。各区(县、市)级宏观数据从各地统计年鉴与统计公报得到，房价数据由安居客房屋交易平台数据库获得。本文主要关注具有自主向城市迁移的流动人口的城市居留意愿，因此仅保留本次流动原因为务工、经商、家属随迁、投靠亲友、异地养老的样本，同时将户口性质为农业的居民视为农民工群体，并剔除因无法获得宏观数据而损失的样本(1)将部分宏观数据获取不完整的区(县、市)剔除后，最终保留青岛市(城阳区、黄岛区、胶州市、莱西市、崂山区、李沧区、平度市、市北区、市南区)，苏州市(常熟市、昆山市、太仓市、吴江区、张家港市)，长沙市(芙蓉区、开福区、浏阳市、天心区、望城区、雨花区、岳麓区、长沙县)以及郑州市(新密市、新郑市、中牟县)共25个区(县、市)。。经过上述处理，最终C卷样本数为3 733个，D卷样本数为4 020个。

2.多维相对贫困测度方法

本文借鉴佟大建等的方法[20]，采用比值法分别测度农民工在以城市居民、农民工群体为参照系下的多维相对贫困强度。具体测度方法如下：

第一步，单一指标相对贫困强度计算：

(1)

(2)

3.多维相对贫困测度指标选择及说明

结合中国流动人口动态监测调查数据中相关数据的可得性，本文选择教育、健康医疗、社会保障、就业、消费支出(2)既有文献大多将收入作为相对贫困测度的指标，在此之所以用支出进行测度，是因为本文认为目前在城市中务工的农民工经济收入并非处于较低地位，但是出于家庭因素在城市中会选择“节衣缩食”的生活方式，从而影响他们的生活质量，故采用支出作为比较指标。五个维度共13个指标并以城市居民和农民工群体相关指标的中位数(3)之所以没有如既有文献选择中位数的一定比例作为参照值，是因为本文认为如果采用中位数的一定比例，会先验性地认为农民工与城市居民之间存在较大差距，事实上二者之间差距并非如此之大。作为参照值测度农民工的多维相对贫困状况，具体指标及说明如表1所列。

表1 多维相对贫困测度指标体系

续表

4.计量模型

为了探究双重参照系下农民工的多维相对贫困对其城市居留意愿的影响，设置如下模型：

(3)

农民工的城市认同在其城市居留决策中发挥重要作用。本文采用逐步回归法揭示城市认同在多维相对贫困对农民工城市居留意愿影响中的作用机制，具体模型如下：

(4)

(5)

(6)

5.变量选择

(1)被解释变量 本文的被解释变量是农民工城市居留意愿，根据问题“今后一段时间，您是否打算继续留在本地？”设置虚拟变量，将愿意赋值为1，不愿意或者不清楚赋值为0。

(2)解释变量 本文的解释变量是双重参照系下农民工的多维相对贫困强度，主要包括两个方面，一是农民工个体在双重参照系下的多维相对贫困强度，二是农民工个体在双重参照系下的每一维度的相对贫困强度。

(3)控制变量 农民工城市居留意愿除了受到多维相对贫困的影响之外，也可能与个人、家庭以及城市特征有关。个人和家庭特征方面，选择了年龄、性别、本地同住的家人数量、收入、流动范围、流入时间、老家所在的位置、就业身份等变量。既有研究发现在本地同住的家人数量越多、收入越高、流入时间越长，城市居留意愿越高[21]，年龄、性别、就业身份、流动范围等其他个人特征变量对农民工城市居留意愿也可能产生影响[22]。城市特征方面：一般来说，人均GDP代表了地区经济发展水平，产业结构代表了对不同行业的吸纳力，工资水平一定程度影响了流动人口预期收益[23]；城市教育水平、城市医疗服务水平是影响劳动力流向的重要因素；固定资产投资占GDP的比重越大，短期内对劳动力的需求越大[24]；房价不仅反映城市的发展水平，还代表家庭住房成本和基本生活成本，进而影响农民工的城市居留意愿[25]。因此本文控制上述城市特征变量。

(4)中介变量 根据农民工对问题“我觉得我已经是本地人了”“我喜欢我现在居住的城市/地方”的回答分别作为身份认同和地域认同的代理变量，并将二者一并归为城市认同作为中介变量。其中：基本同意或完全同意赋值为1；不同意或完全不同意赋值为0。变量说明及描述性统计见表2所列。

表2 变量说明与描述性统计

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四、实证结果与分析

1.基准回归——多维相对贫困对农民工城市居留意愿的影响

由于被解释变量为二元离散变量，故采用Logistic模型进行估计，结果见表3所列。

表3列(1)和列(3)结果显示，双重参照系下多维相对贫困对农民工城市居留意愿均具有显著的抑制作用，并且以农民工群体作为参照系时的抑制作用更强，这表明农民工更倾向于将其自身群体作为参照系，证实了假说1。表3列(2)和列(4)结果显示不论是以城市居民还是农民工自身群体作为参照系，支出维度相对贫困对农民工城市居留意愿具有显著的抑制作用。低支出群体多从事专业技能较低、工作稳定性差的行业，收入相较其他群体较低，可以提升的生活水准的空间较小[26]。就业维度与教育维度相对贫困抑制了农民工城市居留意愿，但不显著。原因可能是，追逐更高的劳动收入是农民工选择向城市流动的主要动因之一，其对是否签订固定期限的劳动合同的关注较低。同时，尽管教育维度相对贫困降低了农民工高质量就业的可能性以及增加了其在当前城市的子女教育支出，但其依旧会为了获取更高的经济收入而留在城市。双重参照系下健康医疗维度相对贫困均显著抑制农民工城市居留意愿。原因可能在于，部分农民工所从事的职业劳动强度较大、危险系数较高，不能较好地享受当前城市提供的健康医疗服务，从而抑制其城市居留意愿。社会保障维度相对贫困只有在以农民工群体为参照系时抑制作用显著。原因可能是大多数农民工往往怀着“比上不足，比下有余”的社会心理，其可能更倾向于与其自身群体进行比较，当与自身经历类似的农民工群体相比呈现贫困时带来的剥夺感更加强烈，进而显著抑制其城市居留意愿。

个人及家庭特征方面，共同居住人数、收入、流动时间对农民工城市居留意愿存在正向影响。原因可能是，农民工在城市共同居住的家庭成员越多，相互之间的支持力度越高，因此融入城市的意愿更高；收入的提高会提升农民工向城市迁移的能力，从而促进其在城市居留；流动时间越长，掌握更多的技能经验，城市适应力也会更强。流动范围、就业身份则会显著降低农民工城市居留意愿，原因可能是，跨省流动因远离亲朋好友等关系网络会带来更高的心理成本，而自雇或自营农民工可能缺乏社会保障，并且就业的层次相对受雇农民工低，因而上述特征农民工城市居留意愿较低。

城市特征方面，城市产业结构以及房价对农民工城市居留意愿具有促进作用。原因可能是，第三产业比重上升引致了低技能劳动力的需求扩张，对农民工在城市就业具有积极影响，从而促进农民工愿意留在城市；房价所代表的公共服务对农民工产生的拉力可能大于生活成本对其的推力。城市工资水平对农民工城市居留意愿具有抑制作用，原因可能是较高的城市工资水平意味着城市的经济发展水平较高，受自身技能较低的制约，只能从事较为低端的工作，即使部分行业绝对收入较高，但其劳动时间较长、面临的风险较大，因此抑制了农民工的城市居留意愿。

表3 多维相对贫困对农民工城市居留意愿的影响

2.稳健性检验

(1)替换被解释变量 将被解释变量“今后一段时间，你是否打算继续留在本地？”替换成“如果您符合本地落户条件，您是否愿意把户口迁入本地？”。表4中列(1)和列(4)估计结果表明，双重参照系下多维相对贫困对农民工永久迁移意愿皆具有显著的抑制作用。

(2)变换多维相对贫困测度方法 第一，直接对城市居民和农民工群体各指标等权重方式测度多维相对贫困；第二，替换城市居民和农民工群体各指标中位数为均值。估计结果如表4所列，双重参照系下多维相对贫困均会显著抑制农民工的城市居留意愿。综上，基准回归的结果是稳健的。

表4 稳健性检验

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3. 异质性检验

(1)个体异质性 农民工并非是一个完全同质的群体，是否有健康档案、有稳定住房以及业余时间选择不同社会网络的农民工对双重参照系下多维相对贫困的反应可能存在差异，因此将以上三个因素与多维相对贫困指数的交叉项放入Logistic模型中，考察多维相对贫困对农民工城市居留意愿的个体异质性影响。表5估计结果表明，无论以城市居民还是农民工群体作为参照系，多维相对贫困对无健康档案、无稳定住房、业余时间选择与非本地户口居民交往的农民工的城市居留意愿的抑制作用更强，证实了假说3。原因可能是，没有建立健康档案的农民工在城市中健康难以得到保障，家庭住房条件可以反映个人实现家庭迁移的能力，无稳定住房的农民工意味着没有足够的经济能力在城市中生存，因此多维相对贫困对其城市居留意愿的抑制作用更强。而那些选择与老乡或者其他非本地户口居民交往的农民工并没有真正地融入城市生活，其更多的还是依赖于原始社会网络，因而当面临多维相对贫困时，会显著地抑制其城市居留意愿。

表5 个体异质性

(2)群体异质性 表6、表7分别为双重参照系下多维相对贫困对不同类型农民工群体城市居留意愿影响的估计结果。结果显示，当以城市居民为参照系时，多维相对贫困对教育水平低、自雇以及工作不稳定的农民工城市居留意愿的抑制作用显著，证实了假说3。原因可能是，相较于接受过高等教育的农民工，受教育水平低的农民工在个人能力、发展机会上远远不足；相较于受雇，部分自雇的农民工由于自身人力资本水平较低，其通常无法获得雇佣而被迫自雇，导致收入水平较低；相较于工作稳定的农民工，无稳定工作的农民工往往收入来源不稳定，当收入长久未达到预期状态时，农民工会产生消极心理，因此当上述群体产生多维相对贫困时，会显著地抑制其城市居留意愿。

当农民工以其自身群体为参照系时，多维相对贫困对教育水平高的农民工城市居留意愿的抑制作用更强。原因可能是，教育水平高的农民工往往经验更足、流动性更强，当其感受到来自农民工群体的相对贫困时，产生的剥夺感更加强烈，可能会选择转移来获取幸福感。就业身份以及工作稳定性估计结果与以城市居民为参照系时情况类似。值得注意的是，当以农民工群体为参照系时多维相对贫困对其抑制强度更大。原因可能是，农民工更倾向于与自身所在群体进行比较，当与类似群体比较呈现贫困时，会产生更加强烈的剥夺感，因而抑制作用显著。

表6 城市居民为参照系下异质性检验

表7 农民工群体为参照系下异质性检验

五、多维相对贫困影响农民工城市居留意愿的作用机制与分析

既有研究认为，较高的身份认同有助于提高农民工的城市居留意愿[27]，但较少关注农民工的地域认同对其城市居留意愿的影响以及身份认同与地域认同二者之间的关系。为探究城市认同的下降是否是多维相对贫困抑制农民工城市居留愿意的原因。本文将身份认同和城市认同作为中介变量，采用逐步回归法对上述问题进行探讨，回归结果见表8所列。

从表8可以清晰看出，无论以城市居民还是农民工群体作为参照系，多维相对贫困均通过抑制农民工的身份认同进而抑制其城市居留意愿。表8列(2)和列(6)估计结果表明，多维相对贫困对农民工的城市人身份认同存在显著的抑制作用。原因可能是，当以城市居民作为参照系时，多维相对贫困使得农民工感受到与城市居民在市民权利方面存在差异，从而难以认同自己是城市人；当以农民工群体作为参照系时，因为农民工更倾向于与同质群体进行比较，所以存在多维相对贫困时，农民工城市归属感会更差。表8列(3)和列(7)估计结果表明，多维相对贫困对农民工的城市地域认同具有显著的促进作用。原因可能是，虽然其与城市居民以及农民工群体相比存在多维相对贫困，但这可能并不会影响其对城市及城市提供的公共服务的认同。表8列(4)和列(8)估计结果可以看出，身份认同会显著促进农民工城市居留意愿，地域认同对城市居留意愿正向影响但不显著。由此说明城市认同中身份认同在多维相对贫困抑制农民工城市居留意愿中发挥中介作用，地域认同虽没有发挥中介作用，但其能够缓解多维相对贫困的抑制作用，证实了假说2。

表8 多维相对贫困影响农民工城市居留意愿的作用机制

六、结论与建议

本文运用2017年中国流动人口动态监测调查C、D卷和对应四个城市所辖25个区(县、市)的匹配数据，探究了双重参照系下多维相对贫困对农民工城市居留意愿的影响以及作用机制。结果表明：其一，农民工同时选择城市居民和其自身群体作为参照系，双重参照系下多维相对贫困强度上升对农民工城市居留意愿均具有显著抑制作用。其二，分维度研究发现，双重参照系下健康医疗与支出维度相对贫困显著抑制了农民工城市居留意愿，社会保障维度相对贫困仅在以农民工群体为参照系下抑制其城市居留意愿，教育和就业维度相对贫困对农民工城市居留意愿的抑制作用不显著。其三，城市认同中身份认同在多维相对贫困抑制农民工城市居留意愿中发挥中介作用，地域认同虽然不起中介作用，但能够缓解多维相对贫困对农民工城市居留意愿的抑制作用。其四，相较于有健康档案、有稳定住房以及社交网络多为本地户口居民的农民工，多维相对贫困对无健康档案、无稳定住房以及社交网络多为非本地户口居民的农民工的城市居留意愿的抑制作用更强。其五，当以城市居民为参照系时，多维相对贫困对教育水平低、自雇、无稳定工作的农民工的城市居留意愿的抑制作用更强；当以农民工群体为参照系时，多维相对贫困对教育水平高、自雇、无稳定工作的农民工的城市居留意愿的抑制作用更强。

基于上述研究结论，本文认为，为缓解农民工特定参照系下的多维相对贫困，进而提高其城市居留意愿，应做好以下几点：第一，需加大城市公共服务财政支出，提高农民工公共服务可得性。要正确认识多维相对贫困对农民工城市居留意愿影响效应在不同维度上存在的差异，有针对性地提高其公共服务均等化水平，充分保障农民工在教育、社会保障、健康医疗等基本公共服务方面享有市民权利，有效改善农民工的多维相对贫困现状，提高其城市居留意愿。第二，对不同类型农民工分类施策，对有稳定住房、有稳定工作、有健康档案、受雇、城市融入较好的农民工，运用公共服务分配调节机制，优先促进其实现市民化。对无稳定住房、无稳定工作、无健康档案、自雇以及未能很好融入城市生活的农民工，应以提高其公共服务公平获取能力、缓解其多维相对贫困为帮扶政策的出发点和落脚点，提高进城农民工就业能力及公共服务保障水平。第三，要全面贯彻以人为核心的新型城镇化发展理念，提高城市的包容性，消除对外来人员的身份歧视，以城市认同为纽带，保障农民工市民化权利，进而增强农民工城市归属感。