胡斌紅，楊俊青

（1.山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政與公共經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山西 太原 030006；2.山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，山西 太原 030006）

伴隨著農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的持續(xù)轉(zhuǎn)移，中國(guó)的農(nóng)民工數(shù)量不斷增加，常住人口城鎮(zhèn)化率快速提高。根據(jù)《2018年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》的數(shù)據(jù)，2018年中國(guó)農(nóng)民工數(shù)量比2017年增加184萬(wàn)人，總量達(dá)到2.88億人。然而，進(jìn)入城市的大量農(nóng)民工定居意愿較低，近年來(lái)出現(xiàn)了農(nóng)民工返鄉(xiāng)現(xiàn)象和“民工荒”的問(wèn)題[1]，根據(jù)2017年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，在所調(diào)研的農(nóng)民工中，明確表示愿意在城市定居的農(nóng)民工僅占26.30%，農(nóng)民工城市定居意愿整體不強(qiáng)[2]，不能真正地融入城市，無(wú)法更好地分享經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的成果，嚴(yán)重影響了農(nóng)民工對(duì)美好生活的追求和城鎮(zhèn)化質(zhì)量的提高。黨的十九大報(bào)告提出要“加快農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化”。根據(jù)國(guó)家“十三五”規(guī)劃，中國(guó)戶籍人口城鎮(zhèn)化率年均要提高一個(gè)百分點(diǎn)以上，到2020年，戶籍人口城鎮(zhèn)化率要達(dá)到45%。國(guó)家發(fā)改委2019年4月印發(fā)的《2019年新型城鎮(zhèn)化建設(shè)重點(diǎn)任務(wù)》提出要突出抓好在城鎮(zhèn)就業(yè)的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶工作。而要提高戶籍人口城鎮(zhèn)化率，農(nóng)民工有城市定居意愿是基本前提[3]。

與農(nóng)民工城市定居意愿較低并存的現(xiàn)象，是農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量普遍不高，主要表現(xiàn)為薪酬水平較低、勞動(dòng)強(qiáng)度較大、工作穩(wěn)定性差、勞保福利缺失等[4]，導(dǎo)致勞資關(guān)系緊張、勞資沖突頻發(fā)、勞動(dòng)者積極性下降，嚴(yán)重降低了農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量和就業(yè)幸福感[5]。就業(yè)質(zhì)量不僅關(guān)系到農(nóng)民工的消費(fèi)水平、住房質(zhì)量、工作安全等工作和實(shí)際生活，更會(huì)關(guān)系到農(nóng)民工的城市融入意愿，進(jìn)而影響其城市定居意愿，因此就業(yè)質(zhì)量極有可能對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿產(chǎn)生影響。研究農(nóng)民工城市定居意愿的影響因素，有效促進(jìn)農(nóng)民工群體在城市定居，對(duì)于實(shí)現(xiàn)“人的城鎮(zhèn)化”，提升農(nóng)民工的獲得感和幸福感具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

本文運(yùn)用2017年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，試圖探討就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的影響及相關(guān)機(jī)制，并分類探討就業(yè)質(zhì)量對(duì)不同性別、不同年齡、不同學(xué)歷農(nóng)民工城市定居意愿的差異化影響。

一、理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)述評(píng)

Lewis[6]的“二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論”認(rèn)為，城市僅需要提供較高的不變工資水平就會(huì)吸引農(nóng)村剩余勞動(dòng)力源源不斷地離開農(nóng)村來(lái)到城市，直到二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化為一元經(jīng)濟(jì)。Todaro[7]的城市預(yù)期收入理論認(rèn)為，農(nóng)民工是否遷移到城市主要取決于農(nóng)民工對(duì)城市的預(yù)期收益，包括農(nóng)民工預(yù)期在城市找到工作的概率以及城市預(yù)期收入兩個(gè)方面，如果城市預(yù)期收益高于農(nóng)民工在農(nóng)村的收益，就會(huì)發(fā)生遷移行為。但近年來(lái)中國(guó)的城鎮(zhèn)登記失業(yè)率持續(xù)走低，農(nóng)民工工資不斷上漲，在就業(yè)機(jī)會(huì)及工資都明顯增長(zhǎng)的情況下仍然出現(xiàn)農(nóng)民工城市定居意愿較弱，農(nóng)民工返鄉(xiāng)等行為，這是以往的經(jīng)典理論所不能解釋的。其實(shí)，農(nóng)民工城市定居意愿不僅會(huì)受到經(jīng)濟(jì)因素的影響，非經(jīng)濟(jì)因素的影響也很大[8]。因此，雖然當(dāng)前農(nóng)民工的就業(yè)很充分，工資也不斷上漲，但農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量總體較低，影響了農(nóng)民工的城市定居意愿。Lee[9]將勞動(dòng)力鄉(xiāng)城遷移決策歸納為遷入地因素、遷出地因素、中間障礙因素和遷移者個(gè)人因素四個(gè)方面。勞動(dòng)力是否遷移取決于這四個(gè)因素均衡的結(jié)果，而就業(yè)質(zhì)量是遷入地因素中的一個(gè)重要因素。從其他方面來(lái)看，學(xué)術(shù)界還從個(gè)人及家庭因素、經(jīng)濟(jì)因素、制度因素、社會(huì)文化心理因素等方面，研究農(nóng)民工城市定居意愿的主要影響因素。

個(gè)人及家庭因素方面，性別、受教育程度會(huì)對(duì)新生代農(nóng)民工城市定居意愿產(chǎn)生顯著影響[10]。受教育時(shí)間長(zhǎng)、未婚、配偶或戀人在同城的農(nóng)民工更愿意在城市定居[11]。年齡越小、教育程度越高的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口城市定居意愿越強(qiáng)烈[12]。家庭總收入、家庭非農(nóng)收入比例、家庭相對(duì)收入地位等因素能對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿產(chǎn)生顯著正向影響[13]，子女隨遷模式下的農(nóng)民工城市長(zhǎng)期定居意愿顯著高于個(gè)體遷移者，這是因?yàn)樽优S遷顯著提高了農(nóng)民工的城市融入意愿[14]，家庭式遷移對(duì)流動(dòng)人口城市定居意愿具有顯著影響，因此需要以家庭為單位進(jìn)行政策設(shè)計(jì)，提高流動(dòng)人口城市定居意愿[15]。

經(jīng)濟(jì)因素方面，農(nóng)民工城市定居意愿較低的主要原因是經(jīng)濟(jì)條件的限制，而不是政策方面的阻礙[16]，較高的家庭收入是促進(jìn)流動(dòng)人口城市定居意愿的重要因素[17]。但另一些學(xué)者卻認(rèn)為收入水平對(duì)農(nóng)民工城市定居的選擇影響不顯著[18]，流動(dòng)人口除了關(guān)注收入外，還會(huì)關(guān)注城市生活成本，流動(dòng)人口的收支比會(huì)對(duì)城市定居意愿產(chǎn)生顯著影響[19]。較長(zhǎng)的勞動(dòng)合同也是促進(jìn)流動(dòng)人口城市定居意愿的重要因素[17]。

制度因素方面，就業(yè)制度環(huán)境、住房政策以及社會(huì)公平環(huán)境對(duì)青年農(nóng)民工城市定居意愿有顯著影響[20]。戶籍制度會(huì)對(duì)新生代農(nóng)民工城市定居意愿產(chǎn)生顯著影響[21]。但另一些研究表明，戶籍制度對(duì)流動(dòng)人口的城市定居意愿沒有產(chǎn)生顯著影響[22]，農(nóng)民工在城市定居的戶籍制度障礙正在逐步減弱[23]。住房政策也是農(nóng)民工在城市定居的重要影響因素[24]，更優(yōu)的居住條件可以提升農(nóng)民工的城市定居意愿[25]。

在社會(huì)文化、心理因素方面，與本地人的互動(dòng)、掌握方言的熟練程度會(huì)對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿產(chǎn)生顯著正向影響。農(nóng)民工所在城市的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、農(nóng)民工的不平等感知等因素會(huì)對(duì)城市定居意愿產(chǎn)生顯著影響[26]。社會(huì)融合對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿具有顯著的正向影響[27]，子女教育期望會(huì)對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿產(chǎn)生顯著的正向影響[28]。

以上研究探討了影響農(nóng)民工城市定居意愿的各種因素，但鮮有文獻(xiàn)研究就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的影響。僅有相關(guān)研究多集中在就業(yè)收入、就業(yè)身份[29]、非正規(guī)就業(yè)[30]、工作單位性質(zhì)、工作單位所處不同產(chǎn)業(yè)[31]等因素對(duì)城市定居意愿的影響，且一些研究結(jié)論仍不統(tǒng)一，關(guān)于就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿影響的異質(zhì)性分析及中介機(jī)制的研究更是鮮見。

本文力圖在以下幾個(gè)方面有所貢獻(xiàn)：第一，基于就業(yè)質(zhì)量的視角研究其對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的影響。現(xiàn)有文獻(xiàn)從各種角度研究了農(nóng)民工城市定居意愿的影響因素，但鮮有從就業(yè)質(zhì)量視角入手的研究。第二，本文提出并驗(yàn)證了就業(yè)質(zhì)量影響農(nóng)民工城市定居意愿的中介機(jī)制，即農(nóng)民工城市融入意愿和住房質(zhì)量，揭示了就業(yè)質(zhì)量影響農(nóng)民工城市定居意愿的內(nèi)在機(jī)理。第三，提出并驗(yàn)證了農(nóng)民工所獲得公共服務(wù)對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量與城市定居意愿的調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工所獲得的公共服務(wù)正向調(diào)節(jié)就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的影響。本文研究模型如圖1所示。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源及研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于2017年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，調(diào)查注重調(diào)查樣本的層次性和階段性，并考慮到調(diào)查樣本的規(guī)模要求，采用PPS（Probability Proportion to Size）抽樣法。本文研究中所選取的農(nóng)民工群體，均為戶籍在農(nóng)村且在城市中實(shí)現(xiàn)就業(yè)，年齡介于16～65歲之間，同時(shí)只保留文化程度為高中/中專及以下的樣本，以更聚焦于“農(nóng)民工”群體[32]。經(jīng)過(guò)以上處理，最終得到67 804個(gè)農(nóng)民工樣本。

在最終得到的農(nóng)民工樣本中，男性農(nóng)民工39 456人，占比為58.2%，女性農(nóng)民工28 348人，占比為41.8%。高學(xué)歷農(nóng)民工（受教育程度為高中/中專）17 154人，占比為25.3%，低學(xué)歷農(nóng)民工（受教育程度為初中及以下）50 650人，占比為74.7%。新生代農(nóng)民工37 496人，占比為55.3%，老一代農(nóng)民工30 308人，占比為44.7%。

（二）研究設(shè)計(jì)

1.計(jì)量模型構(gòu)建

本文主要檢驗(yàn)就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的影響，其基本方程為

其中，IE表示農(nóng)民工個(gè)體的城市定居意愿；EQ表示農(nóng)民工個(gè)體的就業(yè)質(zhì)量；IC表示一系列反映農(nóng)民工個(gè)體人口特征的控制變量；FC表示一系列農(nóng)民工流動(dòng)特征的控制變量；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.因變量及其測(cè)量

本文主要研究農(nóng)民工城市定居意愿情況，所以采用2017年全國(guó)流動(dòng)人口衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查流動(dòng)人口問(wèn)卷（A）中的Q315“如果您打算留在本地，您預(yù)計(jì)自己將在本地留多久？”，將選擇“定居”的賦值為1，將其他選項(xiàng)賦值為0。

3.自變量及其測(cè)量

參考國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的相關(guān)研究成果，本文的自變量及其測(cè)量設(shè)計(jì)如下。

1）就業(yè)質(zhì)量

本文主要關(guān)注的自變量為就業(yè)質(zhì)量。就業(yè)質(zhì)量是一個(gè)多維度的綜合性概念，是勞動(dòng)者就業(yè)狀況的綜合反映。就業(yè)質(zhì)量的演變和發(fā)展經(jīng)歷了以下幾個(gè)階段：美國(guó)職業(yè)培訓(xùn)和開發(fā)委員會(huì)提出的工作生活質(zhì)量、國(guó)際勞工組織提出的體面勞動(dòng)、歐盟理事會(huì)提出的工作質(zhì)量以及歐洲基金會(huì)提出的就業(yè)質(zhì)量。本文著重參考Leschke和Watt[33]建構(gòu)的多維就業(yè)質(zhì)量指數(shù)，從農(nóng)民工工資水平（用各城市最低工資標(biāo)準(zhǔn)平減后的農(nóng)民工實(shí)際工資水平衡量[34]）、社會(huì)保障（即農(nóng)民工是否參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)，參加為1，未參加為0）、工作時(shí)間（用周工作時(shí)間來(lái)衡量，是一項(xiàng)反向指標(biāo)）、工作穩(wěn)定性（用農(nóng)民工是否簽訂固定勞動(dòng)合同來(lái)衡量，簽定固定勞動(dòng)合同為1，其他形式為0）四個(gè)方面的指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，來(lái)構(gòu)建就業(yè)質(zhì)量綜合指標(biāo)[35]。

2）個(gè)體人口特征控制變量

農(nóng)民工個(gè)體人口特征控制變量包括五項(xiàng)指標(biāo)，即農(nóng)民工的性別、年齡、民族、學(xué)歷和婚姻[36]。性別變量中，將男性賦值為1，女性賦值為0；年齡變量的取值是對(duì)農(nóng)民工實(shí)際年齡取對(duì)數(shù)，為考察年齡與農(nóng)民工城市定居意愿的非線性關(guān)系，加入年齡變量的平方項(xiàng)；民族變量中，將漢族賦值為1，其他民族賦值為0；教育程度為定序變量，未上過(guò)學(xué)、小學(xué)、初中、高中/中專分別賦值為1、2、3、4；婚姻狀況變量中，未婚賦值為0，其他婚姻狀況賦值為1。

3）流動(dòng)特征控制變量

農(nóng)民工流動(dòng)特征控制變量包括三項(xiàng)指標(biāo)，即農(nóng)民工本次流動(dòng)范圍、本次流動(dòng)時(shí)間和總共流動(dòng)次數(shù)[37]。本次流動(dòng)時(shí)間以調(diào)查時(shí)的年份減去進(jìn)入流入地時(shí)間；本次流動(dòng)范圍變量中，跨省流動(dòng)賦值為1，未跨省流動(dòng)賦值為0。是否多次流動(dòng)變量中，一次流動(dòng)賦值為1，一次以上流動(dòng)賦值為2。

4.描述性統(tǒng)計(jì)

因變量、自變量等各項(xiàng)指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 就業(yè)質(zhì)量與農(nóng)民工城市定居意愿計(jì)量模型各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證分析

（一）基本回歸結(jié)果

本文運(yùn)用二分類Logit回歸模型，逐層納入農(nóng)民工人口特征控制變量和農(nóng)民工流動(dòng)特征控制變量，研究就業(yè)質(zhì)量是否會(huì)對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿產(chǎn)生影響，具體結(jié)果如表2所示。

表2中模型1是僅包含就業(yè)質(zhì)量自變量的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)為0.254，且通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，表明就業(yè)質(zhì)量越高則農(nóng)民工城市定居意愿也越強(qiáng)[38]。模型2是在模型1的基礎(chǔ)上加入農(nóng)民工人口特征控制變量的回歸結(jié)果，模型3是在模型2的基礎(chǔ)上加入流動(dòng)特征控制變量的回歸結(jié)果。模型2和模型3的回歸結(jié)果均顯示就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的回歸系數(shù)為正，且通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明本文中就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的估計(jì)結(jié)果具有較好的穩(wěn)定性。

從表2模型2與模型3中農(nóng)民工個(gè)體特征控制變量的回歸結(jié)果看，農(nóng)民工性別對(duì)城市定居意愿的回歸系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，表明男性農(nóng)民工的城市定居意愿要弱于女性農(nóng)民工。農(nóng)民工年齡對(duì)城市定居意愿的一次項(xiàng)系數(shù)為正，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，且均通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，農(nóng)民工年齡對(duì)城市定居意愿的影響呈“倒U形”關(guān)系，表明隨著年齡的增長(zhǎng)，農(nóng)民工城市定居意愿呈先上升后下降的趨勢(shì)。民族變量對(duì)城市定居意愿的回歸系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，表明漢族農(nóng)民工的城市定居意愿弱于其他民族農(nóng)民工。農(nóng)民工受教育程度對(duì)城市定居意愿的回歸系數(shù)為正，且通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，農(nóng)民工受教育程度越高則城市定居意愿越強(qiáng)烈。從婚姻狀況回歸結(jié)果來(lái)看，回歸系數(shù)為正，且通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，表明未婚農(nóng)民工的城市定居意愿弱于其他婚姻狀況的農(nóng)民工。以上農(nóng)民工個(gè)體特征控制變量回歸結(jié)果均與已有經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)一致[39]。

從表2模型3中農(nóng)民工流動(dòng)特征控制變量的回歸結(jié)果看，農(nóng)民工流動(dòng)時(shí)間的回歸系數(shù)為正，且通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，表明農(nóng)民工流動(dòng)時(shí)間越長(zhǎng)則城市定居意愿越強(qiáng)烈。農(nóng)民工流動(dòng)范圍的回歸系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，表明相對(duì)于跨省流動(dòng)的農(nóng)民工，省內(nèi)流動(dòng)農(nóng)民工的城市定居意愿更強(qiáng)。模型中農(nóng)民工流動(dòng)次數(shù)的回歸系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，表明僅流動(dòng)一次農(nóng)民工的城市定居意愿要強(qiáng)于多次流動(dòng)的農(nóng)民工。以上農(nóng)民工流動(dòng)特征控制變量回歸結(jié)果也與已有經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)一致[40]，表明本文回歸模型無(wú)重大疏漏。

表2 就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿影響的Logit回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.Probit模型的回歸結(jié)果

由于本文的因變量城市定居意愿為二值變量，對(duì)此類問(wèn)題通常采用Logit模型或Probit模型進(jìn)行分析，參考文獻(xiàn)[41]，本文進(jìn)一步采用Probit模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2模型4所示?？梢钥闯?，表2模型4的回歸結(jié)果與模型3并無(wú)明顯差異，就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的回歸系數(shù)為正，且通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，驗(yàn)證了本文估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)定性，就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿具有顯著正向影響。

2.對(duì)就業(yè)質(zhì)量極端值處理后的回歸結(jié)果

自變量的極端值會(huì)對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生較大影響。為了進(jìn)一步驗(yàn)證相關(guān)變量的顯著性，排除就業(yè)質(zhì)量極端值的影響，對(duì)就業(yè)質(zhì)量在1%分位和99%分位上進(jìn)行Winsorize處理[42]，回歸結(jié)果如表2模型5所示?？梢钥闯?，表2模型5的回歸結(jié)果與模型3基本一致，就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的回歸系數(shù)為正，且通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，進(jìn)一步說(shuō)明了本文估計(jì)結(jié)果具有較好的穩(wěn)定性，就業(yè)質(zhì)量顯著正向影響農(nóng)民工城市定居意愿。

（三）異質(zhì)性分析

1.性別差異

不同性別農(nóng)民工對(duì)于是否在城市定居所關(guān)注的因素往往是有差異的，為了檢驗(yàn)就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿影響的性別差異，本文按農(nóng)民工性別進(jìn)行分樣本回歸。從表3的模型1和模型2可以看出，就業(yè)質(zhì)量對(duì)男性農(nóng)民工和女性農(nóng)民工城市定居意愿的回歸系數(shù)均為正。但從回歸系數(shù)看，男性農(nóng)民工回歸系數(shù)為0.182，明顯小于女性農(nóng)民工回歸系數(shù)0.605。從顯著程度來(lái)看，女性農(nóng)民工通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，而男性農(nóng)民工僅通過(guò)5%顯著性檢驗(yàn)。因此，就業(yè)質(zhì)量對(duì)男性農(nóng)民工城市定居意愿的影響要小于女性農(nóng)民工，這可能是由于男性農(nóng)民工承擔(dān)的工作壓力和生活壓力更大，在同等就業(yè)質(zhì)量下，男性農(nóng)民工會(huì)考慮除就業(yè)質(zhì)量之外的更多因素才會(huì)決定是否在城市定居。

2.學(xué)歷差異

不同學(xué)歷農(nóng)民工在勞動(dòng)技能、職業(yè)發(fā)展預(yù)期、城市融入能力等方面都有著顯著的差異。為了檢驗(yàn)不同學(xué)歷農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量對(duì)城市定居意愿的影響是否存在差異，本文將農(nóng)民工分為受教育程度為初中及以下的低學(xué)歷農(nóng)民工樣本和受教育程度為高中/中專的高學(xué)歷農(nóng)民工樣本，并分樣本進(jìn)行回歸。從表3的模型3和模型4可以看出，就業(yè)質(zhì)量對(duì)低學(xué)歷農(nóng)民工和高學(xué)歷農(nóng)民工城市定居意愿的回歸系數(shù)均為正，且通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，但對(duì)高學(xué)歷農(nóng)民工的回歸系數(shù)要大于低學(xué)歷農(nóng)民工。這可能是由于在同等就業(yè)質(zhì)量下，高學(xué)歷農(nóng)民工對(duì)于自己在城市的發(fā)展做出了較為樂(lè)觀的判斷，因此更愿意在城市定居。

3.代際差異

出生于不同時(shí)代的農(nóng)民工，其家庭背景、學(xué)歷、成長(zhǎng)背景等都有很大不同，導(dǎo)致新生代農(nóng)民工在職業(yè)發(fā)展、價(jià)值觀念等方面與老一代農(nóng)民工產(chǎn)生差異。這種代際方面的差異，是否會(huì)體現(xiàn)于就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的影響中，本文也進(jìn)行了分析。從表3模型5和模型6的回歸結(jié)果可以看出，就業(yè)質(zhì)量對(duì)新生代農(nóng)民工和老一代農(nóng)民工城市定居意愿的回歸系數(shù)均為正，且均通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)。但相對(duì)來(lái)說(shuō)，新生代農(nóng)民工的回歸系數(shù)要大于老一代農(nóng)民工，推測(cè)原因，應(yīng)當(dāng)是新生代農(nóng)民工成長(zhǎng)的時(shí)代背景不同，其適應(yīng)能力較強(qiáng)，比較習(xí)慣甚至喜歡城市的生活方式，因此在同等就業(yè)質(zhì)量下，其城市定居意愿更為強(qiáng)烈。

表3 就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿影響的異質(zhì)性分析

（四）機(jī)制分析

1.城市融入意愿的中介效應(yīng)分析

就業(yè)質(zhì)量較高農(nóng)民工所具有的較高收入、較多閑暇時(shí)間、固定合同的簽訂和完善的社會(huì)保障等因素，可以增加農(nóng)民工融入所在城市的時(shí)間和機(jī)會(huì)，促進(jìn)農(nóng)民工安全和穩(wěn)定就業(yè)，有利于構(gòu)建和諧的勞資關(guān)系，提高農(nóng)民工對(duì)工作生活的滿意度，從而提高農(nóng)民工的城市融入意愿[43]。同時(shí)，城市融入意愿越強(qiáng)，表明農(nóng)民工越認(rèn)同城市生活方式，并愿意被城市環(huán)境所同化，從而越偏好于在城市定居[44]。因此，本文認(rèn)為就業(yè)質(zhì)量通過(guò)影響城市融入意愿，進(jìn)而影響農(nóng)民工城市定居意愿。

本文使用溫忠麟等[45]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，考察城市融入意愿是否在就業(yè)質(zhì)量影響農(nóng)民工城市定居意愿的過(guò)程中發(fā)揮中介作用。對(duì)于城市融入意愿的測(cè)量，借鑒楊江瀾等[46]的做法，將農(nóng)民工是否愿意融入“本地人”當(dāng)中，成為其中一員作為其城市融入意愿的重要標(biāo)志來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)，將完全不同意和不同意賦值為0，將基本同意賦值為1，將完全同意賦值為2。檢驗(yàn)結(jié)果如表4模型1所示。中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第一個(gè)和第二個(gè)條件中，就業(yè)質(zhì)量對(duì)城市融入意愿及農(nóng)民工城市定居意愿的影響均顯著。第三個(gè)條件中，當(dāng)就業(yè)質(zhì)量與農(nóng)民工城市融入意愿同時(shí)放入回歸方程時(shí)，兩個(gè)變量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的影響系數(shù)均為正，且都通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明城市融入意愿在就業(yè)質(zhì)量影響農(nóng)民工城市定居意愿的過(guò)程中具有部分中介效應(yīng)，即就業(yè)質(zhì)量通過(guò)城市融入意愿作用于農(nóng)民工城市定居意愿。

2.住房質(zhì)量的中介效應(yīng)分析

就業(yè)質(zhì)量較高的農(nóng)民工具有較高的經(jīng)濟(jì)收入，提高了農(nóng)民工的住房消費(fèi)能力和消費(fèi)意愿，社會(huì)保障制度的完善性有利于抵御未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)的不確定性，穩(wěn)定的工作會(huì)使農(nóng)民工產(chǎn)生更長(zhǎng)久的工作預(yù)期，這些因素都會(huì)對(duì)農(nóng)民工高質(zhì)量住房的選擇產(chǎn)生積極的影響[47]。同時(shí)，高質(zhì)量住房是“安居”的開始，住房質(zhì)量會(huì)對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿產(chǎn)生正向影響，住房因素是影響農(nóng)民工城市定居意愿的重要因素。因此，本文認(rèn)為就業(yè)質(zhì)量通過(guò)影響住房質(zhì)量，進(jìn)而影響農(nóng)民工城市定居意愿。

住房質(zhì)量中介效應(yīng)的檢驗(yàn)方法同上文。對(duì)于住房質(zhì)量的測(cè)量，本文按住房質(zhì)量由低到高，將農(nóng)民工住房性質(zhì)中的借住房、就業(yè)場(chǎng)所、其他非正規(guī)居所賦值為1，將單位/雇主房、租住私房、政府提供公租房賦值為2，將自購(gòu)商品房、自購(gòu)保障性住房、自購(gòu)小產(chǎn)權(quán)住房、自建房賦值為3。檢驗(yàn)結(jié)果如表4模型2所示。中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第一個(gè)和第二個(gè)條件中，自變量就業(yè)質(zhì)量對(duì)中介變量住房質(zhì)量及因變量農(nóng)民工城市定居意愿的影響均顯著。第三個(gè)條件中，當(dāng)就業(yè)質(zhì)量與住房質(zhì)量同時(shí)放入回歸方程時(shí)，兩個(gè)變量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的影響系數(shù)均為正，且都通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明住房質(zhì)量在就業(yè)質(zhì)量影響農(nóng)民工城市定居意愿的過(guò)程中也具有部分中介效應(yīng)，即就業(yè)質(zhì)量通過(guò)住房質(zhì)量作用于農(nóng)民工城市定居意愿。就業(yè)質(zhì)量較高的農(nóng)民工有意愿及能力提高住房質(zhì)量，從而提高了城市定居意愿。

3.農(nóng)民工所獲得公共服務(wù)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

就業(yè)質(zhì)量是影響農(nóng)民工是否定居的重要因素，然而，農(nóng)民工的定居決策是一個(gè)復(fù)雜的過(guò)程，受多種因素的影響。除就業(yè)質(zhì)量外，基礎(chǔ)教育、社區(qū)服務(wù)、醫(yī)療保障等因素都會(huì)對(duì)農(nóng)民工的定居決策產(chǎn)生影響[48]。已有文獻(xiàn)主要從城市人均教育財(cái)政支出、人均社會(huì)保障支出、人均醫(yī)療衛(wèi)生財(cái)政支出、義務(wù)教育生師比、城鎮(zhèn)基本醫(yī)療保險(xiǎn)參保率、每萬(wàn)人床位數(shù)等指標(biāo)來(lái)衡量一個(gè)城市的公共服務(wù)水平。但由于種種因素的限制，城市中的農(nóng)民工無(wú)法獲得與本地居民相同的公共服務(wù)[49]，因而用城市人均公共服務(wù)水平來(lái)測(cè)量農(nóng)民工獲得的公共服務(wù)是不準(zhǔn)確的。

參考相關(guān)文獻(xiàn)并根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，本文選擇基礎(chǔ)教育、醫(yī)療保障、勞動(dòng)保障以及社區(qū)服務(wù)四個(gè)維度來(lái)反映農(nóng)民工所獲得的公共服務(wù)[50]?；A(chǔ)教育維度根據(jù)Q311“目前在本地，您家主要有哪些困難？”，選擇“子女上學(xué)問(wèn)題”的賦值為0，未選擇的賦值為1；醫(yī)療保障維度根據(jù)Q504“您目前參加下列何種社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)？”對(duì)于已經(jīng)參保其中一項(xiàng)且在本地參保的賦值為1，其他形式賦值為0；勞動(dòng)保障維度根據(jù)Q505“您是否辦理過(guò)個(gè)人社會(huì)保障卡？”，“已經(jīng)辦理”的賦值為1，其他選項(xiàng)賦值為0；社區(qū)服務(wù)維度根據(jù)Q407“過(guò)去一年，您是否接受過(guò)本地社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的健康體檢等服務(wù)？”，“接受過(guò)”賦值為1，“沒有接受過(guò)”賦值為0。利用主成分分析法得到包含上述四個(gè)維度信息的農(nóng)民工所獲得公共服務(wù)指標(biāo)，并用二分法得到農(nóng)民工所獲得公共服務(wù)的虛擬變量，1=獲得高公共服務(wù)，0=獲得低公共服務(wù)。一般而言，農(nóng)民工所獲得的公共服務(wù)越高，農(nóng)民工在城市居住的滿意度越高，就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的正向作用就越強(qiáng)。因此本文認(rèn)為，農(nóng)民工所獲得的公共服務(wù)水平可以調(diào)節(jié)就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的影響。

為檢驗(yàn)農(nóng)民工所獲得公共服務(wù)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文在式（1）的自變量中引入農(nóng)民工所獲得公共服務(wù)、農(nóng)民工所獲得公共服務(wù)與就業(yè)質(zhì)量的交乘項(xiàng)。為避免自變量間的共線性問(wèn)題，對(duì)交乘項(xiàng)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。實(shí)證估計(jì)結(jié)果如表4中的模型3所示。我們主要關(guān)注交乘項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果，表4中的模型3顯示，農(nóng)民工所獲得公共服務(wù)與就業(yè)質(zhì)量的交乘項(xiàng)系數(shù)為正，且通過(guò)了5%顯著性檢驗(yàn)。這表明農(nóng)民工所獲得公共服務(wù)能夠正向調(diào)節(jié)就業(yè)質(zhì)量與城市定居意愿二者的關(guān)系，農(nóng)民工所獲得公共服務(wù)越多，就業(yè)質(zhì)量對(duì)城市定居意愿的促進(jìn)作用越大。

四、研究結(jié)論與政策啟示

本研究得出的主要結(jié)論有：（1）運(yùn)用Logit模型研究發(fā)現(xiàn)，就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿具有顯著正向影響，運(yùn)用Probit模型和就業(yè)質(zhì)量極端值處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，仍然得出相似結(jié)論。（2）就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的影響具有異質(zhì)性。將農(nóng)民工按照不同性別、不同學(xué)歷、不同年齡進(jìn)行分類檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)就業(yè)質(zhì)量對(duì)女性農(nóng)民工城市定居意愿的影響大于男性農(nóng)民工，對(duì)高學(xué)歷農(nóng)民工城市定居意愿的影響大于低學(xué)歷農(nóng)民工，對(duì)新生代農(nóng)民工城市定居意愿的影響大于老一代農(nóng)民工。（3）考察就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的影響機(jī)制，發(fā)現(xiàn)就業(yè)質(zhì)量通過(guò)提高農(nóng)民工城市融入意愿和農(nóng)民工住房質(zhì)量，進(jìn)而提高農(nóng)民工城市定居意愿。農(nóng)民工所獲得的公共服務(wù)水平正向調(diào)節(jié)就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)民工城市定居意愿的影響。

根據(jù)上述結(jié)論，提出如下政策建議：（1）提高農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量。政府要充分發(fā)揮監(jiān)督者和管理者的作用，要求企業(yè)必須在社會(huì)保障和薪酬等方面對(duì)農(nóng)民工一視同仁，提升農(nóng)民工的獲得感和幸福感。對(duì)于企業(yè)的農(nóng)民工薪酬管理、合同簽訂、勞動(dòng)強(qiáng)度和實(shí)踐、就業(yè)環(huán)境安全性等，政府必須進(jìn)行嚴(yán)格檢查，確保農(nóng)民工勞動(dòng)權(quán)益免受侵害，這樣才能提高農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量，增強(qiáng)農(nóng)民工城市定居意愿。建立健全農(nóng)民工的利益保護(hù)和利益表達(dá)機(jī)制，進(jìn)一步加大工會(huì)組織在私營(yíng)企業(yè)中的建設(shè)力度及作用的發(fā)揮，引導(dǎo)農(nóng)民工積極加入工會(huì)并加強(qiáng)與工會(huì)組織的聯(lián)系與溝通，使得他們?cè)趧趧?dòng)權(quán)益受到侵害時(shí)能夠及時(shí)得到幫助，提高農(nóng)民工同企業(yè)進(jìn)行平等協(xié)商的能力。企業(yè)自身也應(yīng)該積極履行社會(huì)責(zé)任，響應(yīng)農(nóng)民工需求，實(shí)行人性化管理方式，提高農(nóng)民工薪酬水平，改善農(nóng)民工就業(yè)環(huán)境，讓農(nóng)民工體面勞動(dòng)，提高農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量，真正讓農(nóng)民工留在城市。（2）幫助農(nóng)民工融入城市。從社會(huì)融入層面來(lái)看，本地人要以接納和包容的精神吸納農(nóng)民工參加社區(qū)活動(dòng)，積極幫助農(nóng)民工融入當(dāng)?shù)厣鐣?huì)。農(nóng)民工自身也要打破熟人圈的界限，在就業(yè)質(zhì)量提高的基礎(chǔ)上，增加與本地人的互動(dòng)和交流，積極融入所在城市，提高城市定居意愿。（3）提高農(nóng)民工住房質(zhì)量。政府部門要想方設(shè)法提高農(nóng)民工住房質(zhì)量，使之成為吸引、激勵(lì)農(nóng)民工定居城市的重要手段。政府部門可以加大農(nóng)民工廉租房、經(jīng)濟(jì)適用房建設(shè)，通過(guò)提供住房補(bǔ)貼，以低于市場(chǎng)價(jià)的租金向農(nóng)民工提供高質(zhì)量住房，降低首付比例，使那些住房支付能力較弱的農(nóng)民工也能買得起房，通過(guò)提高住房質(zhì)量來(lái)增強(qiáng)農(nóng)民工城市定居意愿。（4）促進(jìn)公共服務(wù)均等化。當(dāng)前農(nóng)民工作為特殊群體，仍未與城市居民同等享受公共服務(wù)，而提高就業(yè)質(zhì)量、增強(qiáng)農(nóng)民工城市定居意愿的關(guān)鍵，就是要統(tǒng)籌城市居民和農(nóng)民工的公共服務(wù)均等化建設(shè)，使農(nóng)民工在教育、醫(yī)療、養(yǎng)老、社會(huì)保障等方面能夠同等享受到公共服務(wù)，共同分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果，提高農(nóng)民工城市定居意愿。

總之，當(dāng)前需要從政府、社會(huì)、企業(yè)和農(nóng)民工自身等多個(gè)方面共同努力，提高農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量，增強(qiáng)農(nóng)民工城市定居意愿，通過(guò)“樂(lè)業(yè)”來(lái)促進(jìn)“安居”。