□孫帥樂

新生代農(nóng)民工集中居住意愿研究:基于收入視角

□孫帥樂

基于安徽985位新生代農(nóng)民工的調(diào)查數(shù)據(jù)，本文運用Probit方法，從收入視角考察研究了新生代農(nóng)民工的集中居住意愿。結(jié)果表明：家庭收入較高、收入來源于土地流轉(zhuǎn)租金和個體經(jīng)營或創(chuàng)業(yè)、個人收入狀況較好的新生代農(nóng)民工贊同集中居住，收入來源于種植和養(yǎng)殖業(yè)的農(nóng)民工不贊同集中居住。對作用機制的考察表明：家庭收入狀況、家庭收入來源、平均月收入狀況對新生代農(nóng)民工集中居住意愿既有直接影響，又有間接影響。

新生代農(nóng)民工；集中居??；意愿；收入：Probit方法

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)回顧

新生代農(nóng)民工，是指那些出生在80年后進(jìn)城務(wù)工的農(nóng)民，與第一代農(nóng)民工相比，他們的外出動因從“生存型”轉(zhuǎn)變?yōu)椤吧钚汀?，有較強的定居城市的意愿。夏顯力、姚植夫、李瑤和賀強(2012)通過研究發(fā)現(xiàn)，家庭經(jīng)濟水平越好，工作滿意度越高越傾向于定居城市[1]。姚植夫和張譯文(2012)從個體變量、工作狀況、心理因素、個人稟賦方面研究了其對工作滿意度的影響[2]。農(nóng)民工在城里生活但卻有著農(nóng)民身份，鑒于新生代農(nóng)民工面臨的突出問題(楊春華，2010)[3]，他們要在城里安頓下來十分困難。因此，農(nóng)村集中居住可以在一定程度滿足農(nóng)民工的住房需求，也有利于緩解我國人地矛盾，在促進(jìn)城鄉(xiāng)一體化、提高土地資源配置效率等方面也有著重要意義。

目前有關(guān)集中居住的文獻(xiàn)主要集中在對農(nóng)民集中居住類型及現(xiàn)狀研究、問題與對策研究、集中居住意愿影響因素以及集中居住前后福利變化研究等方面。首先，就集中居住類型和現(xiàn)狀而言，魏程琳和史淵源(2015)按照主導(dǎo)力量把集中居住類型分為村社主導(dǎo)型、政府主導(dǎo)型和資本主導(dǎo)型[4]。白瑩和蔣青(2011)根據(jù)農(nóng)民遷移方向?qū)⒓芯幼》绞饺シ譃殡p放棄——退

出進(jìn)城、場鎮(zhèn)周邊集中居住、新型社區(qū)集中居住等。針對集中居住現(xiàn)狀的研究分別圍繞發(fā)達(dá)地區(qū)和欠發(fā)達(dá)地區(qū)進(jìn)行[5]。有研究表明蘇南地區(qū)經(jīng)濟實力雄厚，以工業(yè)園區(qū)帶動的形式推動了農(nóng)民集中居住(阮榮平，2012)[6]，蘇北地區(qū)經(jīng)濟不發(fā)達(dá)，在進(jìn)行集中居住改革的過程中步履維艱[4]。

其次，就集中居住問題和對策的相關(guān)研究而言，研究表明，農(nóng)民集中居住中的問題主要表現(xiàn)集中表現(xiàn)在個人方面和政府方面，個人方面主要是收入的問題，而政府方面主要是強制推進(jìn)的問題和資金問題，相關(guān)對策主要包括增加農(nóng)民的參與度，保證農(nóng)民的知情權(quán)，成本共擔(dān)等措施(魏程琳、史淵源，2015；鄭風(fēng)田、傅晉華，2007；)[4][7]。

最后，是集中居住意愿以及集中居住前后福利的變化及其影響因素分析，大多從個人、家庭和社會方面進(jìn)行考慮。已有文獻(xiàn)從戶主特征和家庭特征的角度來分析，得到戶主的文化程度、非農(nóng)人口比例、住房條件、集中居住政策了解程度、家庭收入源于非農(nóng)收入、月收入水平對集中居住的意愿有顯著的影響[8][9]。而劉桂峰、王麗紅和趙陽(2015)[10]，孔榮和王亞軍(2010)[11]，吳云青、張再生和蔡為民(2013)[12]在上述影響因素的基礎(chǔ)上又分別加入了社會狀況、政府政策、心理認(rèn)知狀況等因素，進(jìn)而得到，與城鎮(zhèn)的距離近、交通狀況、拆遷補償以及與鄰里相處適應(yīng)度對集中居住的意愿有顯著的影響。對于集中居住前后福利的變化，通過研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)福利水平變化高于經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，集中居住后住房條件和居住環(huán)境得到了改善(馬賢磊、孫曉中，2012，伽紅凱、王樹進(jìn)，2014)[13]、[14]。綜上所述，由于地域特征和選取變量不同，其結(jié)論差異較大。已有關(guān)于集中居住的文獻(xiàn)大多以經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)民為研究對象，以農(nóng)民工為研究對象，特別是以新生代農(nóng)民工這一群體為研究對象的極少。鑒于新生代農(nóng)民工與第一代農(nóng)民工差異較大，而收入對于人們的居住意愿影響較大，因此有必要從收入視角對于新生代農(nóng)民工的集中居住意愿開展研究。本文結(jié)構(gòu)性安排如下：第一部分為引言與相關(guān)文獻(xiàn)回顧，第二部分為相關(guān)研究假說的提出，第三部分主要交待數(shù)據(jù)來源，并對于相關(guān)變量予以定義，第四部分主要考察收入對新生代農(nóng)民工集中居住意愿的影響方向與程度，在以上研究基礎(chǔ)上，第五部分考察收入影響新生代農(nóng)民工居住意愿的作用機理，最后給出結(jié)論與政策含義。

二、研究假說的提出

2015年安徽省農(nóng)民工總量達(dá)1858.8萬人，其中外出務(wù)工1371.4萬人，同比增長3.9%，在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，城市對于農(nóng)民工的拉力逐漸增強，更多的農(nóng)民工愿意在城市生活，但鑒于目前的高房價，在城鎮(zhèn)定居難度可想而知。本文從收入視角對新生代農(nóng)民工集中居住意愿開展研究，并主要考慮農(nóng)民工家庭收入狀況、收入來源以及外出務(wù)工的平均月工資因素。與之相關(guān)的假說如下：

(一)家庭收入狀況與集中居住意愿

關(guān)于家庭收入狀況，羅小峰、段成榮(2013)[15]從家庭、戶籍、人力資本方面考慮了新生代農(nóng)民工的留城意愿，結(jié)果表明物質(zhì)層次的家庭對新生代農(nóng)民工留在打工城市的意愿影響更大，田珍和秦興方(2011)[9]結(jié)合揚州農(nóng)民的研究表明：家庭平均收入越高，集中居住意愿相對越強。由此可見，家庭收入狀況對于農(nóng)民工離開農(nóng)村有很大的“推力”。基于上述討論，本文提出家庭收入狀況與集中居住意愿的假說：

假說1， 家庭收入狀況對集中居住意愿有顯著影響，家庭收入越高的人越贊同集中居住。

(二)收入來源與集中居住意愿

易小燕、陳印軍和劉時東(2013)[16]注意到，土地整理政策下因集中居住后居住方式和居住位置的變化，農(nóng)戶耕種距離發(fā)生變化，加之土地流轉(zhuǎn)后非農(nóng)收入減少，增加了農(nóng)戶的生活負(fù)擔(dān)；劉桂峰、王麗紅和趙陽(2015)[10]、田珍和秦興方(2011)[9]也注意到家庭非農(nóng)收入對集中居住意愿有顯著影響[7,8]?；谝陨衔墨I(xiàn)，本文提出收入來源與集中居住意愿的假說：

假說2， 收入來源于種植和養(yǎng)殖業(yè)的家庭，集中居住意愿越弱；相反收入來源于土地承包費和個體經(jīng)營或創(chuàng)業(yè)的農(nóng)戶，集中居住意愿較強。

(三)個人收入狀況與集中居住意愿

集中居住意味著生活方式的轉(zhuǎn)變，生活成本會有所提高，各方面支出也會有所增加，較高的收入是集中居住后生活質(zhì)量的重要保證。孔瑩和王亞軍(2010)[11]的研究表明，人均收入對農(nóng)民集中居住意愿有顯著影響。但劉桂峰、王麗紅和趙陽(2015)[10]基于北京地區(qū)的研究表明部分高收入農(nóng)戶集中居住意愿不高。考慮到農(nóng)民工在打工期間已實現(xiàn)了生活方式城市化，而這種轉(zhuǎn)變在一定程度上具有不可逆性。本文提出個人收入狀況與集中居住意愿的假說：

假說3，個人收入越高的人更加贊同集中居住。

三、數(shù)據(jù)來源及變量說明

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于安徽大學(xué)組織的寒假調(diào)研項目，原始數(shù)據(jù)是2013-2015年對中國各個地區(qū)包括安徽、河南、湖南、湖北、黑龍江、江蘇、福建等多個省份的調(diào)查，而本文所用到的數(shù)據(jù)是基于原始數(shù)據(jù)提取出2013-2015年年齡在36歲及36歲下的985位農(nóng)民工。鑒于本文主要研究收入對新生代農(nóng)民工的集中居住意愿的影響，而收入主要包括三個方面：家庭收入狀況；收入來源；個人收入狀況，其中家庭收入狀況主要有三種：比較差、一般、比較好，收入來源主要有種植和養(yǎng)殖業(yè)、土地承包費、個體經(jīng)營或創(chuàng)業(yè)、外出打工工資，個人收入狀況主要包括3千元以下、3-4千元、4千元以上。為更全面地分析收入對新生代農(nóng)民工的集中居住意愿的影響，本文還選取年齡、健康狀況、在工作地加入的醫(yī)保類型、微觀政治參與意愿等作為控制變量。本文中健康狀況分為3類，也即差、一般、身體狀況好，加入的醫(yī)保類型主要有城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保、新農(nóng)合、商業(yè)保險和沒有加入任何醫(yī)療保險，微觀政治參與意愿主要是是否愿意參與村委會選舉。為進(jìn)一步衡量相關(guān)變量對新生代農(nóng)民工集中居住意愿的影響，本文將收入來源是打工工資、沒有加入任何醫(yī)療保險設(shè)定為參照組，在此基礎(chǔ)上對于相關(guān)變量予以定義和描述，具體見表1。

表1 變量的選取與描述

根據(jù)表1，可以看出新生代農(nóng)民工對于集中居住的認(rèn)知程度具有如下特點：

第一，可以看出愿意集中居住的新生代農(nóng)民工比例比較高，占比為65.79%。第二，家庭收入狀況處于一般水平的占73.3%，家庭收入狀況較好的占14.21%，可以看出大部分人家庭收入處于一般水平，依然有1成左右的農(nóng)民工的收入水平處于一般水平以下，說明大多數(shù)人對于當(dāng)前的家庭收入水平基本滿意。第三，調(diào)查者的收入來源于種植和養(yǎng)殖業(yè)、土地承包費、個體經(jīng)營或創(chuàng)業(yè)、打工工資的比重依次為8.12%、8.12%、8.73%、84.87%，可以看出新生代農(nóng)民工的收入主要來自于外出打工的收入。第四，個人收入狀況較低、一般、較高依次為45.69%、30.76%、23.55%，新生代農(nóng)民工中有接近一半的人依然處于較低的收入水平，而只有不到3成的人擁有比較高的收入水平。第五，新生代農(nóng)民工有70%的人認(rèn)為自己的身體狀況較好，但仍有0.71%的健康狀況較差。加入醫(yī)保類型為新農(nóng)合的有58.27%，說明新農(nóng)合仍是當(dāng)前農(nóng)民工最主要的醫(yī)保方式，而投保商業(yè)保險只有3.55%，有3.96%進(jìn)城務(wù)工的農(nóng)民沒有加入任何醫(yī)保，由此看出新生代農(nóng)民工的投保意識有待提高。第六，有60.2%的人不愿意回去參選村干部，說明大多數(shù)新生代農(nóng)民工的政治參與意愿不強。

四、收入對新生代農(nóng)民工集中居住意愿的影響

(一)模型選擇

本文基于安徽地區(qū)2013、2014、2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)，對新生代農(nóng)民工的集中居住意愿的收入效應(yīng)進(jìn)行分析，集中居住意愿只有兩種情況：贊同或不贊同，因變量是純粹的二分類變量，本文采用非線性回歸模型——Probit模型進(jìn)行分析，將農(nóng)民工回答“贊同”的設(shè)為1，“不贊同”的設(shè)為0，模型形式為：

Y=β0+β1X+ε

(1)

Y=β0+β1X+β2Z+ε

(2)

其中Y是因變量，表示新生代農(nóng)民工是否贊同集中居住意愿，β0為常數(shù)項，X在不同的模型中分別代表主要變量家庭收入狀況；收入來源于種植和養(yǎng)殖業(yè)、土地承包費、個體經(jīng)營或創(chuàng)業(yè)；個人收入狀況，Z為控制變量年齡、身體狀況、加入的醫(yī)保類型為城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保、新農(nóng)合、商業(yè)保險；微觀政治參與意愿：是否愿意參選村干部，β1、β2、分別表示主要變量、控制變量的系數(shù)，ε為隨機擾動項。

(二)計算結(jié)果及其解釋

根據(jù)上述的變量設(shè)定，本文運用stata14.0軟件進(jìn)行估計，本文著重考察家庭收入狀況、家庭收入來源、個人收入狀況對新生代農(nóng)民工集中居住意愿的影響，首先只考慮收入狀況對集中居住意愿的影響，然后加入年齡、身體狀況、醫(yī)保類型、微觀政治參與意愿等控制變量，用Probit模型進(jìn)行回歸，具體的影響系數(shù)及估計結(jié)果見表2。

表2 加入控制變量的回歸結(jié)果

注：***、**和*，分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著

根據(jù)表2的估計結(jié)果，可以得到收入狀況對于新生代農(nóng)民工集中居住意愿的影響主要表現(xiàn)在以下方面：

1.家庭收入狀況與集中居住表現(xiàn)為正相關(guān)。在模型一中，只考慮家庭收入對于新生代農(nóng)民工的集中居住意愿的估計系數(shù)為正，并在10%的水平下表現(xiàn)為顯著的影響，在模型一的基礎(chǔ)上加入控制變量得到模型四，家庭收入狀況依然表現(xiàn)為顯著的影響，這就說明從主觀層面看，新生代農(nóng)民工對自己的家庭收入越滿意，越贊同集中居住，主要是因為，認(rèn)為家庭總收入好的農(nóng)民，他們的收入水平較高，能夠更好的負(fù)擔(dān)起集中居住后生活成本的增加。

2.收入來源于種植和養(yǎng)殖業(yè)對集中居住意愿呈負(fù)相關(guān)，收入來源于土地流轉(zhuǎn)費和個體經(jīng)營或創(chuàng)業(yè)對集中居住意愿呈現(xiàn)正相關(guān)。模型二中，與收入來源于在外打工工資的對照組相比，收入來源于種植和養(yǎng)殖業(yè)的農(nóng)民工更加不贊同集中居住，而收入來源于土地承包費和個體經(jīng)營或創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民工贊同集中居住，在模型中加入控制變量得到模型五，收入來源依然表現(xiàn)為顯著的影響，出現(xiàn)這種現(xiàn)象的可能原因是對于總體收入大多來源于農(nóng)業(yè)收入的新生代農(nóng)民工來說，集中居住意味著離開土地，從而導(dǎo)致來源于農(nóng)業(yè)的收入減少，并且集中居住后生活方式會有很大改變，各方面的生活成本也會增加，而這一類農(nóng)民工非農(nóng)收入較少，從而出現(xiàn)了“上樓致貧”的問題。收入來源于土地承包費的農(nóng)民工，他們已經(jīng)將自己的土地流轉(zhuǎn)或轉(zhuǎn)讓出去，因此來源于農(nóng)業(yè)的收入就相應(yīng)的減少了，與農(nóng)業(yè)的聯(lián)系也就相應(yīng)的減弱，并且通過土地的承包獲得的費用也減少了集中居住后生活成本增加的壓力，而收入來源于個體經(jīng)營或創(chuàng)業(yè)的人，他們常年在外見多識廣，集中居住后交通等配套設(shè)施會有很大的改善，更加有利于他們的創(chuàng)業(yè)和經(jīng)營，因此他們更加愿意居住?？傮w上說，收入來源主要是基于農(nóng)業(yè)收入的人集中居住意愿較弱。

3.個人收入對集中居住意愿表現(xiàn)為顯著的正向影響。在模型三中，平均月工資的估計系數(shù)為0.1909，并且在1%的水平下表現(xiàn)為顯著的影響，加入控制變量后的模型六，個人收入狀況對集中居住意愿依然表現(xiàn)為顯著的正向影響，這說明收入越高的人越贊同集中居住，與田珍和秦興方(2011)[9]基于揚州市的研究相同，收入是確保一個家庭消費水平的重要指標(biāo)，收入越高的人就越有能力去追求更高品質(zhì)的生活，根據(jù)當(dāng)前的收入直接在縣城買房還是有一定的壓力，這時候最好的選擇就是在有政府補貼的條件下選擇集中居住。

五、收入影響新生代農(nóng)民工居住意愿的作用機理考察

在分析了家庭收入狀況、收入來源、個人收入狀況對新生代農(nóng)民工集中居住的影響后，為進(jìn)一步了解收入狀況對新生代農(nóng)民工的集中居住意愿是直接影響還是間接影響。對此可以從兩個方面進(jìn)行討論，首先只考慮控制變量得到模型七的估計結(jié)果，然后，在模型四、五、六的基礎(chǔ)上加入主要變量與各個控制變量的交互項，在(2)的基礎(chǔ)上建立如(3)的模型，化簡之后的模型見表3。

Y=β0+β1X+β2Z+β3X*Z+ε

(3)

其中Y、X、Z、β1、β2、ε的含義同(2)，β3表示交互項系數(shù)。

分別對比模型四、五、六和模型七，可以看出加入收入變量后的模型的擬合優(yōu)度有所提高，這表明收入變量對集中居住意愿具有直接影響。交互項模型結(jié)果進(jìn)一步表明了控制變量如何通過收入狀況對集中居住意愿產(chǎn)生影響。年齡、健康狀況、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保、新農(nóng)合會加強家庭收入狀況對新生代農(nóng)民工集中居住意愿的影響；年齡、城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保、新農(nóng)合減弱了收入來源于種植和養(yǎng)殖業(yè)對農(nóng)民工集中居住意愿的影響；城鎮(zhèn)居民醫(yī)保減弱了土地承包費對集中居住意愿的影響；城鎮(zhèn)職工醫(yī)保和新農(nóng)合減弱了個體經(jīng)營或創(chuàng)業(yè)對集中居住意愿的影響；年齡和參選村委會加強個人收入狀況對集中居住意愿的影響。模型八中，加入家庭收入狀況與控制變量的交互項，家庭收入狀況表現(xiàn)為顯著的負(fù)影響，交互項的估計系數(shù)全為負(fù)，并在1% 的水平下顯著，根據(jù)公式，在年齡、城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保、新農(nóng)合的共同作用下，家庭收入狀況的估計系數(shù)會從負(fù)變?yōu)檎?；模型九中，在年齡、城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保、新農(nóng)合的共同作用下，收入來源于種植和養(yǎng)殖業(yè)的估計系數(shù)由正變?yōu)樨?fù)；城鎮(zhèn)居民醫(yī)保對于土地承包費的影響較??；城鎮(zhèn)職工醫(yī)保和新農(nóng)合對于個體經(jīng)營或創(chuàng)業(yè)減弱作用較小。模型十中，在年齡和參選村委會的作用下，使個人收入狀況 的估計系數(shù)由負(fù)變?yōu)檎?。綜上所述，家庭收入狀況、收入來源、個人收入狀況在對于集中居住意愿既有直接影響，也有間接影響。

表3 加入主要變量與控制變量的交互項

注：***、**和*，分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著

六、結(jié)論與政策含義

本文主要分析了收入狀況對新生代農(nóng)民工集中居住意愿的影響，研究表明，家庭收入狀況越好、家庭收入來源于土地承包費和個體經(jīng)營或創(chuàng)業(yè)、個人收入越高對集中居住意愿有顯著正向影響，而家庭收入來源于種植和養(yǎng)殖業(yè)對集中居住意愿有顯著的負(fù)面影響；收入狀況對于集中居住意愿不僅表現(xiàn)為直接影響，也表現(xiàn)為間接影響。集中居住是推進(jìn)城鎮(zhèn)化的主要方式，因地制宜的開展集中居住是很有必要的。根據(jù)上述研究結(jié)論，本文政策含義如下：

第一，要提高農(nóng)民工的收入水平。收入直接影響集中居住后的生活質(zhì)量，增加其非農(nóng)收入是關(guān)鍵問題，而增加非農(nóng)收入的關(guān)鍵是解決新生代農(nóng)民工的就業(yè)問題，政府要進(jìn)一步完善農(nóng)民工就業(yè)體系，做好新生代農(nóng)民工的職業(yè)教育和技能培訓(xùn)工作。第二，要完善社會保障制度。讓集中居住后的農(nóng)民生活有保障，使其依法享有居住地義務(wù)教育、就業(yè)、醫(yī)療等基本公共服務(wù)，提高其人力資本素質(zhì)，讓其進(jìn)城后老有所依，保證集中居住后的農(nóng)民基本生活需求，使其生活方式更加多樣化。

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1008-8091(2017)04-0066-07

2017-03-17

國家社科基金項目“政府主導(dǎo)型農(nóng)地大規(guī)模流轉(zhuǎn)問題研究”(項目編號：12CJY052)資助。

安徽大學(xué) 中國三農(nóng)問題研究中心，安徽 合肥，230601

孫帥樂(1993- )，女，河南平頂山人，安徽大學(xué)經(jīng)濟學(xué)碩士研究生，研究方向：城市化與人口流動。