城市基本公共服务对新生代农民工定居意愿的影响——基于HL M 模型的实证研究

周 游，蔡书凯

(安徽工程大学经济与管理学院,安徽 芜湖 241000)

我国自二十世纪七八十年代实行改革开放以来,出现大批农民工涌入城市的局面。但由于我国长期存在的城乡二元结构体制,使得与城市居民相比,农民工长期游离于城市之外,即使进入城市也无法享受同等的城市基本公共服务,在一定程度上阻碍了我国城市化的发展,从而导致我国城市化处于“半城市化”状态[1]。无疑,提高农民工留城定居意愿,促进农民工城市融入,有利于改变农民工“候鸟式”迁移的状态,推动我国城市化进程。新生代农民工作为农民工的主体和新型城镇化建设的关键力量,其2018年人数占全国农民工总数的51.5%,他们外出务工早已不是当初生存发展的需要,而更偏向于有朝一日能够融入城市、扎根城市,实现真正意义上的市民化。因而,促进其留城定居关系到我国现代化建设中最大劳动群体的利益和福祉。然而,由于受户籍制度的影响,新生代农民工在享受当地医疗、义务教育、就业、住房保障等方面受到限制,合法权益无法得到保障,贡献和回报长期处于不对等的状态,严重影响了他们定居城市的意愿,形成了“融不进城市,回不去农村”的局面。与此同时,由于我国地大物博、区域经济发展不均衡引发各个城市基本公共服务供给存在差异,从而导致农民工群体在不同城市的定居意愿也迥然不同。因此,本文从基本公共服务的视角出发研究城市基本公共服务对新生代农民工定居意愿的影响。

1 文献综述与研究假设

新生代农民工作为推动城镇化建设的关键力量,他们在城市的定居意愿成为决定我国新型城镇化建设的关键因素。新生代农民工的留城定居意愿问题,不仅仅是新型城镇化下农民工由农村户口转为城市户口的标志,更是新生代农民工在权衡利弊下做出主观决定的理性选择,他们做出是否在城市定居的决定,不仅事关他们自己和家庭目前以及往后的发展,更关系着我国在工业化和城市化的发展下新型城镇化战略的推进能否取得圆满的成效。对此我国学者纷纷对新生代农民工的留城定居意愿开展了众多方面的研究与探讨,但目前所得到的研究结论尚未达到统一。一些学者(如王春光[2]、税玥等[3]、文乐等[4]、吴开泽等[5])认为新生代农民工在流入城市后受城市基本公共服务等影响使得他们留城意愿变得强烈,返乡意愿逐渐衰减,他们更加渴望留在城市摆脱游离于城市之外的状态。此外一些学者(郑文杰等[6]、李佑静[7]、常伟等[8]、刘斌等[9])认为新生代农民工流入城市后由于受到自身因素以及其他外部因素影响导致其留城意愿不明显,返乡意愿强烈。

除此之外,部分学者认为新生代农民工自身特征影响其定居意愿,如肖慧等[10]通过分析新生代农民工特征与市民化意愿之间的关系指出学历、月收入、支出情况以及自我认同与市民化意愿均呈现正相关;此外,卜庆国[11]通过随机森林模型指出新生代农民工从事职业类型以及家庭收入因素对其定居意愿均有显著的影响。然而,其他学者认为流入地的公共服务影响新生代农民工的留城定居意愿,张在冉等[12]从农民工随迁子女的义务教育出发指出随迁子女本地就学条件改善对提高其定居意愿有显著影响;何炜[13]基于2017年CMDS数据指出流入地的公共服务提供能提高劳动力的定居意愿,通过完善流入地医疗卫生服务吸引更多的农民工定居;张瑜[14]从社会保障获得视角指出农民工的社会保障拥有度对其城市定居意愿产生积极效应;黄振华[15]也指出城市中的就业服务制度将对新生代农民工的定居意愿产生拉动作用;牛丽云等[16]指出住房保障在新生代农民工留城意愿中发挥关键作用。

基于以上分析可以发现,新生代农民工的留城意愿会受到多种因素的影响,既受自身特征的影响,如自身的收入水平、年龄、婚姻状况等,又受城市的基本公共服务水平影响。而衡量一个城市基本公共服务指标有很多种,本文综合已有文献选取了最具有代表性的其中4个,即医疗卫生状况、义务教育水平、住房保障水平以及就业和社会保障水平,相比于其他指标,这4个指标能更好地反映一个城市的竞争力。因此,本文认为,新生代农民工留城意愿既会受到个体特征、城市基本公共服务的影响,同时也会受到两者共同作用的影响。基于此,研究提出以下3个假设:

假设1 城市的基本公共服务水平会影响新生代农民工的留城意愿。

假设2 新生代农民工的个体特征会影响其留城意愿。

假设3 城市的基本公共服务水平会调节新生代农民工的个体特征对其留城意愿的影响。

2 数据来源、变量选取与模型设定

2.1 数据来源与说明

本文所使用的两层数据分别是城市层面数据以及与其相匹配的个体层面数据。第一层次的个体层面数据来源于2018年CMDS数据。其中本文选取1980年以后且户口类型为农业户口的新生代农民工为主要研究对象。第二层次的城市层面数据来源于2014～2017年《中国城市统计年鉴》。本文依据2018年城市等级划分选取51个一线、新一线和二线城市作为样本范围。考虑到新生代农民工的定居意愿会受到2018年以前的城市基本公共服务水平的影响,所以本文第二层数据为4年平均值水平。一线、新一线、二线城市的选取以2018年城市等级划分为标准具体城市如下:北京、上海、广州、深圳、成都、东莞、佛山、杭州、合肥、南京、青岛、沈阳、苏州、天津、武汉、西安、长沙、郑州、重庆、保定、常州、大连、福州、贵阳、哈尔滨、海口、呼和浩特、惠州、济南、嘉兴、金华、昆明、兰州、南昌、南宁、南通、宁波、泉州、厦门、绍兴、石家庄、台州、太原、温州、乌鲁木齐、无锡、徐州、烟台、长春、中山、珠海。

2.2 变量选取

(1)因变量。被因变量设置参照杜仲坤[17]研究观点,以新一代农民工的定居意愿为因变量。调查问卷中,将“您今后是否打算在本地长期居住(5年以上)?”定义为“定居意愿”,问卷中提供了4个选项:“打算”“没想好”“返乡”“继续流动”,本文将选择“打算”选项的视为愿意定居,并赋值为“1”,选择其他选项的定义为没有定居意愿并赋值为“0”。

(2)第一层自变量。第一层变量为新生代农民工的个体层面。依据柴化敏等[18]研究新生代农民工定居意愿的个人层面变量选取设计,本文选取新生代农民工的个体特征主要包括以下方面:性别、年龄、学历、婚姻状况、流动范围、流动时间、支出水平、平均月收入以及健康档案。

(3)第二层自变量。第二层变量为新生代农民工所在城市的基本公共服务。城市基本公共服务水平变量的选取依据甘行琼等[19]研究设计选择包括医疗卫生状况、义务教育水平、住房保障水平以及就业和社会保障水平来衡量一个城市的基本公共服务水平。由于这4个指标包含有不同的方面,为了准确衡量每个指标,我们首先通过因子分析法算出公共因子,然后将算出的公共因子得分乘以每个公共因子所能解释的变量得到每个指标的综合得分。本研究所甄选变量及具体描述如表1所示。

表1 变量描述性统计

2.3 模型设定

由于本文所涉及的变量(个体特征和城市的基本公共水平)属于两个不同的层面,使得数据存在嵌套结构,因此本文选用了跨层的研究模型来检验本文的研究假设。具体而言,鉴于本文的因变量(新生代农民工的定居意愿)是分类变量,与传统的跨层分析不同,基于此,采用了广义的分层线性模型(HL M)来检验假设,这种模型可以将因变量通过转化变为连续变量,然后再用转化后的连续变量进行跨层分析。因此,本研究的跨层回归全模型如下:

Level 1:Prob(留城意愿＝1|β)＝φ

Log[φ/(1-φ)]＝η

η＝β0+β1×性别+β2×年龄+β3×学历+β4×婚姻状况+β5×流动范围+β6×流动时间+β7×支出水平+β8×平均月收入+β9×健康档案

Level 2:β0＝γ00+γ01×义务教育水平+γ02×医疗卫生水平+γ03×就业和社会保障水平+γ04×住房保障水平

βj ＝γj0+γj1×义务教育水平+γj2×医疗卫生水平+γj3×就业和社会保障水平+γj4×住房保障水平+μj

3 模型估计结果与分析

3.1 零模型分析

由于本文的研究模型属于跨层模型,在进行假设检验之前需要做零模型分析,来判断本文的因变量在各城市之间是否具有足够的变异。只有新生代农民工的定居意愿在各个城市之间有显著的差异,才能在该模型中加入4个城市的基本公共服务指标来检验这些指标对新生代农民工定居意愿的影响。具体的零模型如下所示:

Level 1:Prob(定居意愿＝1|β)＝φ

Log[φ/(1-φ)]＝η

η＝β0

Level 2:β0＝γ00+μ0

在该模型中,β0 表示一个城市中所有新生代农民工定居意愿的均值;γ00表示每个城市中所有新生代农民工定居意愿均值的均值,也就是定居意愿平均数发生比;μ0表示残差,只有μ0的方差达到显著水平才表明新生代农民工的定居意愿在各个城市之间有显著的差异。具体结果如表2～5所示,从中我们可以看出,γ00＝2.01(P＜0.001),对数比为7.46,μ0＝0.12(P＜0.001)。这些结果表明新生代农民工的定居意愿在不同城市之间存在显著的差异。因此,可以在零模型的基础上,在Level 2层面加入城市的基本公共服务指标来检验假设2。

表2 零模型分析的结果

3.2 基本公共服务水平对新生代农民工定居意愿的假设检验

假设1 认为城市的基本公共服务水平会对新生代农民工的定居意愿产生影响。根据上文分析,需要把义务教育水平、医疗卫生水平、就业和社会保障水平以及住房保障水平加入到零模型中,具体模型如下所示:

Level 1:Prob(定居意愿＝1|β)＝φ

Log[φ/(1-φ)]＝η

η＝β0

Level 2:β0＝γ00+γ01×义务教育水平+γ02×医疗卫生水平+γ03×就业和社会保障水平+γ04×住房保障水+μ0

结果如表3所示。从表中3可以看出,以上4个指标均对定居意愿产生显著的正向影响。其中,住房保障水平的影响最高,这一结果在一定程度上可以说明,相比于其他3个指标,住房是新生代农民工是否考虑留在当地城市的一个优先考虑的因素,尤其是在当前面临高房价的情况下。另外,可以看出μ0的方差相比于零模型有所减小,但依然显著,这说明本文的4个指标并没有完全解释因变量在Level 2的变异,说明在Level 2依然还存在其他能够影响因变量的因素。

表3 Level 2变量影响效应的结果

3.3 个体特征对新生代农民工定居意愿的假设检验

假设2 提出个体特征会影响新生代农民工的定居意愿。为检验该假设,本文在零模型的基础上,首先将个体特征加入到零模型的Level 1中,同时让个体特征对因变量的影响设置为固定效应,即个体特征对新生代农民工定居意愿的影响在各城市间没有差异(模型1);在模型1的基础上,再将个体特征的影响效应在level 2设置为随机效应(模型2);在模型2的基础上,将城市的基本公共服务指标加入到Level 2中,形成全模型(模型3)。这种逐级加入变量的做法可以提供对照分析,能够更好地反映城市的基本公共服务的影响效果和组间变异。具体的模型3如下所示:

Level 1:Prob(定居意愿＝1|β)＝φ

Log[φ/(1-φ)]＝η

η＝β0+β1×性别+β2×年龄+β3×学历+β4×婚姻状况+β5×流动范围+β6×流动时间+β7×支出水平+β8×平均月收入+β9×健康档案

Level 2:β0＝γ00+γ01×义务教育水平+γ02×医疗卫生水平+γ03×就业和社会保障水平+γ04×住房保障水平+μ0

β1＝γ10

β2＝γ20

β3＝γ30+μ3

β4＝γ40

β5＝γ50+μ5

β6＝γ60+μ6

β7＝γ70+μ7

β8＝γ80+μ8

β9＝γ90+μ9

通过分析我们发现,新生代农民工的性别、年龄和婚姻状况在不同城市之间无显著的差异,所以在假设检验时只是将这3个个体特征作为Level 1的控制变量,其余个体特征则考虑了不同城市之间的差异。具体结果从表4中的模型3可知,个体特征能够对新生代农民工的定居意愿产生显著的影响。在性别方面,相比于男性,女性新生代农民工定居意愿更强;相比于流动范围小的新生代农民工,流动范围大的新生代农民工定居的意愿更强;除了这两个个体特征外,其余的都会对新生代农民工的定居意愿产生显著的正向影响,由于这些个体特征的对数比大于1,所以这些特征每增加1个单位,选择定居的新生代农民工是不选择者的1倍多,尤其是农民工的收入水平对其定居意愿的影响最大,这也与事实相符合。

表4 Level 1和Level 2变量影响效应的结果

此外,城市基本公共服务的4项指标也对新生代农民工的定居意愿产生显著的正向影响。这4个指标的对数比分别为1.27、1.23、1.30、1.65,这些结果说明,义务教育水平每提高一个单位,选择留城定居的新生代农民工是不选择者的1.27倍,表明新生代农民工对未来子女的教育比较重视;医疗卫生水平每提高一个单位,选择留城定居的新生代农民工是不选择者的1.23倍,由于是在疫情后时代,人们对于一个城市卫生医疗条件会更加看重,如果后续进行类似的研究,有可能这一指标的影响作用会更强;就业和社会保障水平每提高一个单位,选择留城定居的新生代农民工是不选择者的1.30倍,表明了一个城市的经济活力越高,服务水平越好,就会吸引新生代农民工留在当地;住房保障水平每提高一个单位,选择留城定居的新生代农民工是不选择者的1.65倍,相比于其他3个,这个要素的影响最强,与上述的结果相同,表明了一个城市的住房保障水平的重要性。综上所述,假设1和假设2得到验证。

3.4 城市基本公共服务水平的调节效应检验

由表4的模型3可知,学历、流动范围、流动时间、支出水平、平均月收入和健康档案的影响效应在各城市之间存在显著的差异,说明在城市层面存在一些因素会调节上述个体特征的影响效应。基于此,本文在上述Model 3的基础上,在Level 2加入城市的基本公共服务水平,具体是根据个体特征与基本城市公共服务水平的相关性来选择性地加入。模型如下:

Level 1:Prob(定居意愿＝1|β)＝φ

Log[φ/(1-φ)]＝η

η＝β0+β1×性别+β2×年龄+β3×学历+β4×婚姻状况+β5×流动范围+β6×流动时间+β7×支出水平+β8×平均月收入+β9×健康档案

Level 2:β0＝γ00+γ01×义务教育水平+γ02×医疗卫生水平+γ03×就业和社会保障水平+γ04×住房保障水平+μ0

β1＝γ10

β2＝γ20

β3＝γ30+γ31×义务教育水平+μ3

β4＝γ40

β5＝γ50+γ51×义务教育水平+γ52×医疗卫生水平+γ53×就业和社会保障水平+γ54×住房保障水平+μ5

β6＝γ60+γ61×义务教育水平+γ62×医疗卫生水平+γ63×就业和社会保障水平+γ64×住房保障水平+μ6

β7＝γ70+γ71×义务教育水平+γ72×医疗卫生水平+γ73×就业和社会保障水平+γ74×住房保障水平+μ7

β8＝γ80+γ81×义务教育水平+γ82×就业和社会保障水平+μ8

β9＝γ90+γ91×医疗卫生水平+γ92×就业和社会保障水平+μ9

由表5可知,义务教育水平能够能够增加学历(γ31＝0.36,P＜0.05)、流动时间(γ61＝0.15,P＜0.05)、支出水平(γ71＝0.22,P＜0.01)和平均月收入(γ81＝0.22,P＜0.05)对新生代农民工定居意愿的正向作用,相比于教育水平低的城市,一个城市的教育水平越高,高学历、流动时间长、支出水平和收入水平高的新生代农民工更愿意留在城市定居。就业保障水平能够增强流动时间(γ63＝0.14,P＜0.05)、支出水平(γ73＝0.18,P＜0.05)、平均月收入(γ82＝0.15,P＜0.01)和健康档案(γ92＝0.16,P＜0.05)对新生代农民工定居意愿的正向作用。卫生医疗水平能够增强支出水平(γ73＝0.15,P＜0.05)和健康档案(γ91＝0.19,P＜0.01)对新生代农民工定居意愿的正向作用。住房保障水平能够增强支出水平(γ73＝0.45,P＜0.001)对新生代农民工定居意愿的正向作用。因此,假设3得到验证。

表5 城市基本公共服务水平的调节效应

3.5 稳健性检验

为了检验本文研究结果的稳健性,本文将所涉及的51个样本城市按照地域划分为东中西部,以此来验证个体特征和城市基本公共服务对新生代农民工定居意愿的影响是否会因地域而有所差异。由表6可知,城市基本公共服务水平和个体特征的影响效果与上文Model 3的结果一致,但从中还是可以看出在城市基本公共服务的影响效果上能够体现出一定的地域差异,由于东部地区的城市经济比较发达,这些城市在基本公共服务的投入会比中西部地区城市要好,从结果中可以很明显看出这一点。这一结果与我国的东西部经济发展不平衡经济分布现状是相符合的,更多的新生代农民工会倾向于选择到经济比较好的东部地区就业。这种现象体现到个体特征方面,就会表现出,相比于中西部地区,东部地区的学历高、支出和收入水平高的新生代农民工会更愿意留在当地。

表6 稳健性检验的结果

4 结论与政策建议

提高新生代农民工定居意愿,改变他们“融不进城市,回不去农村”的局面,是推动新型城镇化建设的重要引擎。本文在理论分析城市基本公共服务和新生代农民工定居意愿的基础上,利用2018年CMDS数据和51个城市2014～2017年《中国城市统计年鉴》数据,通过建立广义分层线性模型,对城市基本公共服务和新生代农民工定居意愿之间的相互关系进行了实证研究,结果如下:(1)新生代农民工的定居意愿受城市基本公共服务水平的影响。义务教育、医疗卫生、社会保障和就业服务以及住房保障这4个指标对新生代员工的定居意愿都能产生显著的正向影响(指标对比度大小关系如下:住房保障水平＞就业和社会保障水平＞义务教育水平＞医疗卫生水平);其中,住房保障水平的影响最高,其对比度为1.65,住房保障水平每提高一个单位,选择留城定居的新生代农民工是不选择者的1.65倍,这一结果在一定程度上可以说明,相比于其他3个指标,住房是新生代农民工是否考虑留在当地城市定居的一个优先考虑的因素,尤其是在当前面临高房价的情况下。(2)新生代农民工的个体特征会影响其定居意愿。在性别方面,相比于男性,女性新生代农民工定居意愿更强;相比于流动范围小的新生代农民工,流动范围大的新生代农民工定居的意愿更强。(3)通过调节效应检验发现城市基本公共服务水平会调节新生代农民工的个体特征对其定居意愿的影响。义务教育水平增强了学历、流动时间、支出水平和平均月收入对新生代农民工定居意愿的正向作用;就业保障水平能够增强流动时间、支出水平、平均月收入和健康档案对新生代农民工定居意愿的正向作用;卫生医疗水平增强支出水平和健康档案对新生代农民工定居意愿的正向作用;住房保障水平增强支出水平对新生代农民工定居意愿的正向作用。

基于上述分析,要想最大限度发挥城市基本公共服务促进新生代农民工定居意愿,地方政府应在以下几个方面做出努力:(1)完善住房保障体系是提高新生代农民工留城定居意愿解决住房问题的关键举措。首先,地方政府适当放宽现有的住房保障准入条件,将农民工住房问题添加到住房发展规划中来,推进保障性住房建设,如廉租住房、公共租赁住房等缓解农民工住房问题。其次,地方政府应出台完善农民工住房保障法律法规,只有有了法律的保障,才能进一步解决住房问题。(2)加强新生代农民工职业技能培训,提升农民工自身留城的能力,从而有助于其经济收入的提高和经济地位的提升,利于增强留城定居意愿。(3)完善社会保障机制,切实保护新生代农民工享受到与城市居民一样的社会保障水平。首先,地方政府应加强对用人单位的监管,监督用人单位为其缴纳基本的“五险一金”服务,对拖欠农民工工资的企业应给予严惩。其次,加强劳动合同监督,免费为农民工提供劳动合同解读,避免阴阳合同等情况的出现,让农民工的合法权益真正受到法律的保护。(4)降低农民工随迁子女教育准入门槛。新生代农民工随迁子女义务教育,是影响他们留城定居意愿的关键性问题,为解决随迁子女义务教育问题,首要任务是降低其接受教育的准入门槛,改变随迁子女目前“入学不易、升学更难”的窘况。(5)提升医疗卫生保障水平,让农民工与城市居民平等的享受城市医疗卫生保障服务,从而切实保障农民工的健康权益。