修京妮，周畢芬，方小姣

（福建農(nóng)林大學(xué)公共管理學(xué)院，福建 福州 350002）

農(nóng)民工是指在城市務(wù)工經(jīng)商，但依然保留農(nóng)村戶籍的群體。農(nóng)民工為中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和產(chǎn)業(yè)建設(shè)做出了巨大的貢獻(xiàn)，是推動(dòng)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的中堅(jiān)力量?！?021年新型城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)融合發(fā)展重點(diǎn)任務(wù)》的通知中提出“協(xié)同推進(jìn)戶籍改革制度和城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)常住人口全覆蓋，提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化質(zhì)量[1]?！钡腿珖闆r而言，推動(dòng)農(nóng)民工落戶城市的政策效果并不理想，截至2019年底，我國常住人口城鎮(zhèn)化率已達(dá)到60.60%，同比增長1.02%，但戶籍人口城鎮(zhèn)化率僅為44.38%，大約還有2.27億農(nóng)民工沒有落戶城市[2]。雖然2021年農(nóng)民工總量已達(dá)到29251萬人[3]，但農(nóng)民工的城市融入進(jìn)程仍然比較緩慢，主要表現(xiàn)為大量的農(nóng)民工在進(jìn)城后受到社會(huì)歧視，不能平等地享受城市公共服務(wù)，心理歸屬感和身份自我認(rèn)同上并不將自己視為市民，“身體進(jìn)城，身份留村”的“偽市民化”現(xiàn)象日漸突出[4—5]。農(nóng)民工市民化意愿的影響因素一直是學(xué)者們關(guān)注的熱點(diǎn)問題。長期以來，戶籍制度被認(rèn)為是阻礙農(nóng)民工市民化的關(guān)鍵制度安排，新戶改政策出臺(tái)后，在很多領(lǐng)域取得了顯著成效，但是并未從根本上解決農(nóng)民工市民化困境問題[6]。此外，有學(xué)者從宏微觀層面進(jìn)行研究。在宏觀層面上，張文武等[7]研究發(fā)現(xiàn)城市規(guī)模與市民化意愿之間呈現(xiàn)出正U型的關(guān)系，農(nóng)民工市民化意愿呈現(xiàn)出“兩頭大，中間小”的局面，在大城市和小城市中，農(nóng)民工市民化意愿更明顯，中等規(guī)模城市不明顯；同時(shí)，農(nóng)村社會(huì)保障體系已逐漸構(gòu)成，優(yōu)惠政策吸引農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口回鄉(xiāng)，阻礙了農(nóng)民工市民化的進(jìn)程[7]。在微觀層面上，農(nóng)民工個(gè)人屬性因素如年齡、性別、人力資源、受教育程度等影響農(nóng)民工市民化意愿。孟凡強(qiáng)[8]基于代際差異視角，新生代農(nóng)民工受教育程度更高，其定居城市的意愿普遍相對(duì)老一代的強(qiáng)。梁賢等[9]基于性別角度研究，發(fā)現(xiàn)女性農(nóng)民工的市民化進(jìn)程比男性農(nóng)民工更加緩慢，因?yàn)樗齻冞€要面臨階層、社會(huì)和家庭的陳舊觀念。王春光[10]提出外出務(wù)工縮小了農(nóng)民工的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，城市的陌生感阻礙了他們的心理和文化融入，降低了農(nóng)民工的市民化意愿。以上研究對(duì)農(nóng)民工市民化意愿影響因素的分析比較全面，但都主要從外部的政策環(huán)境和個(gè)人稟賦出發(fā)。通過梳理發(fā)現(xiàn)，基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)視角對(duì)農(nóng)民工市民化的研究不夠全面，研究同群效應(yīng)對(duì)與農(nóng)民工市民化意愿之間相互作用的文獻(xiàn)更是少見。因此，本研究從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)出發(fā)，定量分析研究了同群效應(yīng)和農(nóng)民工市民化之間的關(guān)系，進(jìn)一步探討一線、二線及三線城市中同群效應(yīng)與農(nóng)民工市民化之間的關(guān)系；并引入社會(huì)融合，探討其是否對(duì)同群效應(yīng)與農(nóng)民工市民化具有中介效應(yīng)。研究選取的蘇州、青島、鄭州、長沙、廣州、重慶市九龍坡區(qū)、西雙版納州、烏魯木齊等8個(gè)城市（區(qū)），從城市發(fā)展視角看，既有經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的一線大城市，同時(shí)又包含少數(shù)民族自治區(qū)城市；從地域分布看，包含了東部、中部和西部地區(qū)，具有典型性和代表性。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 同群效應(yīng)對(duì)農(nóng)民工市民化的影響

群體偏好源于西方社會(huì)心理學(xué)。按照同群關(guān)系理論，社會(huì)生活中的個(gè)體總是尋求特定的群體成員，從而將自己分類。當(dāng)個(gè)體將自己歸屬到某一群體時(shí)，他們會(huì)將自己與其他群體區(qū)分開來，并與自己的群體建立一種特殊的情感聯(lián)系，而且在各個(gè)方面都與群體保持一致[11]。農(nóng)民工進(jìn)城后常常以血緣和地緣關(guān)系聚集在一起，居住在城中村，在工作和生活中也選擇集體行動(dòng)[12]。在創(chuàng)業(yè)方面，農(nóng)民工也表現(xiàn)出同鄉(xiāng)同業(yè)“扎堆”的就業(yè)創(chuàng)業(yè)特征。同群效應(yīng)潛移默化地影響著農(nóng)民工社會(huì)生活的各個(gè)方面，甚至影響其市民化意愿。農(nóng)民工作為弱勢(shì)群體，其獲取資源信息的能力弱，在信息不充分的情況下，他們會(huì)選擇收集同群者的相關(guān)信息，使自己的行為趨于其他農(nóng)民工的行為，以此來降低因信息不對(duì)稱所帶來的潛在風(fēng)險(xiǎn)，節(jié)約經(jīng)濟(jì)成本和時(shí)間成本[13]。具有市民化意愿的同伴群體會(huì)為其他農(nóng)民工提供更多關(guān)于定居優(yōu)勢(shì)方面的信息，減少農(nóng)民工因不確定的外部環(huán)境和行為結(jié)果導(dǎo)致的消極情緒[14]。與此同時(shí)，擁有市民化意愿的同群農(nóng)民工就業(yè)狀態(tài)穩(wěn)定，就業(yè)信息網(wǎng)絡(luò)發(fā)達(dá)，有利于農(nóng)民工形成穩(wěn)定的就業(yè)狀態(tài)，獲得穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)收入，為農(nóng)民工定居城市奠定經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。農(nóng)民工群體在考慮定居或者落戶時(shí)，也注重自身的城市融合的水平。城市級(jí)別越高，城市規(guī)模越大，農(nóng)民工越容易聚集，與當(dāng)?shù)鼐用竦母綦x就越大，影響其市民化意愿[15]。城市行政級(jí)別越高，農(nóng)民工與城市居民在收入、受教育程度、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)保障制度等方面差距越大，農(nóng)民工市民化的能力也逐漸提升[16]。由此提出假設(shè)：

H1a：同群市民化意愿對(duì)農(nóng)民工市民化具有正向影響。

H1b：不同城市級(jí)別下農(nóng)民工市民化的同群效應(yīng)存在差異，同群效應(yīng)對(duì)一線城市農(nóng)民工的影響更為強(qiáng)烈。

1.2 同群效應(yīng)、社會(huì)融合與農(nóng)民工市民化的關(guān)系

黃敦平等[17]研究指出社會(huì)融合對(duì)農(nóng)民工市民化意愿存在顯著影響。目前，我國總體農(nóng)民工仍處于低度城市社會(huì)融合階段，其中農(nóng)民工中的自雇傭群體（農(nóng)民工老板和個(gè)體農(nóng)民工）已進(jìn)入城市社會(huì)融合的中期階段[18]。周建華等[19]認(rèn)為自雇農(nóng)民工活動(dòng)范圍廣、投入更大，與當(dāng)?shù)厣鐣?huì)居民交往更緊密，應(yīng)促進(jìn)其社會(huì)融合，推動(dòng)其市民化進(jìn)程。Alesina等[20]發(fā)現(xiàn)在一定的空間范圍內(nèi)人與人之間的信任會(huì)相互影響，周圍人群的內(nèi)心想法經(jīng)常牽動(dòng)個(gè)體心理的走向。那么，農(nóng)民工群體中同伴的社會(huì)融入意愿越高，也越會(huì)推動(dòng)農(nóng)民工市民化進(jìn)程。由此提出假設(shè)：

H2：社會(huì)融合是同群效應(yīng)影響市民化意愿的中介機(jī)制。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)的來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2017年中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查中的流動(dòng)人口問卷（八城市）（C卷），該問卷的特點(diǎn)是選取蘇州、青島、鄭州、長沙、廣州、重慶市九龍坡區(qū)、西雙版納州、烏魯木齊等8個(gè)代表性城市（區(qū)）。采用分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS抽樣方法，以“在本地居住一個(gè)月及以上，非本區(qū)（市、縣）戶口的15周歲及以上（2002年4月及以前出生）的男性和女性流動(dòng)人口”作為調(diào)查對(duì)象，調(diào)查樣本總量為13998個(gè)。由于本文調(diào)查的是進(jìn)城農(nóng)民工的市民化意愿，所以剔除城鎮(zhèn)戶口的樣本及缺失值，獲得有效數(shù)量值7050個(gè)。

2.2 變量選擇與描述

2.2.1 被解釋變量 被解釋變量為農(nóng)民工市民化意愿。在已有的研究中，學(xué)者們選取了不同的指標(biāo)考察農(nóng)民工市民化意愿。王桂新等[21]以“是否轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)戶口”作為農(nóng)民工市民化的指標(biāo)。秦立建等[22]采用多維的指標(biāo)，以城市融入意愿、愿意長期居住城市、轉(zhuǎn)為城市戶口作為農(nóng)民工市民化的指標(biāo)。祝仲坤等[23—24]以長期留居意愿、戶籍轉(zhuǎn)換意愿、身份認(rèn)同意愿作為農(nóng)民工市民化意愿的考察指標(biāo)。可見，無論采用單一指標(biāo)還是多維指標(biāo)考察農(nóng)民工市民意愿，是否愿意將戶口遷入城市始終是衡量農(nóng)民工市民化意愿的重要標(biāo)志。因此，以“如果您符合本地落戶條件，您是否愿意把戶口遷入本地？”對(duì)農(nóng)民工市民化意愿進(jìn)行考察，選擇項(xiàng)“愿意”賦值為1，“不愿意”和“沒想好”賦值為0。

2.2.2 核心解釋變量 核心解釋變量為同群效應(yīng)。由于信息不對(duì)稱，農(nóng)民工獲取準(zhǔn)確信息的成本較高，因此農(nóng)民工會(huì)采取“搭便車”的方式在群體中學(xué)習(xí)。農(nóng)民工個(gè)體通過觀察同伴的行為來推測和提取信息。他們不斷地從同群者中獲取信息，最終使個(gè)人行為與群體行為保持一致[12]。因此，同伴農(nóng)民工的總體市民化意愿就是農(nóng)民工的同群效應(yīng)。為了突出個(gè)體層面的差異性，本文將調(diào)研所在社區(qū)內(nèi)的全部農(nóng)民工除目標(biāo)農(nóng)民工以外的其他愿意市民化的農(nóng)民工數(shù)量之和與社區(qū)全部農(nóng)民工數(shù)量相比作為變量定義[25]。

2.2.3 中介變量 中介變量是社會(huì)融合。本文以“我很愿意融入本地人當(dāng)中，成為其中一員”這個(gè)問題對(duì)變量進(jìn)行考察，將選項(xiàng)答案中的“完全不同意”賦值為1，“不同意”賦值為2，“基本同意”賦值為3，“完全同意”賦值為4，通過加總?cè)【档姆椒ǖ玫阶兞咳≈?，取值范圍?～4之間，分值與農(nóng)民工社會(huì)融合成正比。

2.2.4 其他解釋變量 控制變量，主要包含個(gè)體特征、家庭特征、流動(dòng)特征。具體變量含義與賦值如表1所示。

表1 變量含義與賦值

2.3 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)已有的文獻(xiàn)研究，不同城市級(jí)別的農(nóng)民工在收入水平、居住福利、社會(huì)保障、心理壓力都存在差異，故農(nóng)民工市民化意愿也有所不同。本文對(duì)不同城市級(jí)別的農(nóng)民工進(jìn)行分群體討論，將樣本中的城市群劃為3個(gè)級(jí)別，一線城市（廣州、重慶）、二線城市（青島、鄭州、長沙、蘇州）、三線城市（烏魯木齊和西雙版納州）。樣本觀測值總數(shù)為7050，其中一線城市為1487、二線城市為4416、三線城市為1147。根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果（表2）顯示，全體樣本農(nóng)民工市民化意愿均值為0.369，一線城市農(nóng)民工市民化意愿高于二線、三線城市，且其同群效應(yīng)也高于二線、三線城市，說明城市級(jí)別越高，農(nóng)民“抱團(tuán)”特征越明顯。二線城市農(nóng)民工市民化意愿、同群效應(yīng)低于三線城市，是由于地緣關(guān)系，三線城市城區(qū)較小，農(nóng)民工聯(lián)系也較為緊密，易聚集在一起生活。此外，可以發(fā)現(xiàn)一線城市農(nóng)民工的同群效應(yīng)為0.397，明顯高于全樣本0.361，體現(xiàn)出一線城市的農(nóng)民工更愿意主動(dòng)與城市居民交往。從個(gè)體特征來看，一線、二線城市農(nóng)民工群體的女性比例明顯高于三線城市，性別差異顯著；從受教育程度來看，三線城市僅為2.991，明顯低于一線、二線城市，文化程度較低；二線城市的已婚情況高于一線、三線城市；三線城市農(nóng)民工自評(píng)健康均值1.221，顯著高于一線、二線城市；一線、二線、三線城市的農(nóng)民工就業(yè)身份均值相差不大，大多是自雇和受雇。從家庭特征來看，3個(gè)級(jí)別的城市同住家庭成員數(shù)量均值相似，二線城市的人均收入比三線城市高0.15左右。從城市特征看，一線城市農(nóng)民工每月住房支出均值為6.632，二線城市的每月住房支出均值為6.840，顯著高于三線城市的6.414，表明農(nóng)民工群體更熱衷于在經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的城市發(fā)展。而城市級(jí)別越高，生活成本也越高，一線城市與二線城市相比，一線農(nóng)民工的經(jīng)濟(jì)壓力更大因此會(huì)壓縮自己的生活質(zhì)量尋找價(jià)格低廉的房屋。社區(qū)是否提供健康檔案方面，三線城市為0.347，二線城市為0.292，一線城市為0.233，表明相較于三線城市，一線、二線城市的農(nóng)民工數(shù)量多、流動(dòng)性強(qiáng)，其社區(qū)在提供健康檔案方面難度較大。

表2 樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

2.4 模型設(shè)定

本研究采用Probit模型進(jìn)行定量分析，首先對(duì)全樣本農(nóng)民工市民化的同群效應(yīng)進(jìn)行分析探究，再根據(jù)城市級(jí)別，對(duì)一線城市、二線城市和三線城市進(jìn)行對(duì)比分析。具體模型如下：

式（1）中，Yi表示第i個(gè)農(nóng)民工的市民化意愿，為二值變量，si表示除第i個(gè)農(nóng)民工以外其他農(nóng)民工市民化意愿均值，衡量了第i個(gè)農(nóng)民工的同群市民化意愿均值；Xi表示個(gè)體、家庭、流動(dòng)控制變量。α、β、γ為待估參數(shù)，εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

同群效應(yīng)對(duì)農(nóng)民工市民化意愿影響研究的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3所示。第（1）列是全體樣本中同群效應(yīng)對(duì)市民化意愿的回歸估計(jì)結(jié)果，第（2）、（3）、（4）列代表同群效應(yīng)對(duì)農(nóng)民工市民化意愿在不同城市中的影響結(jié)果。

從模型的估計(jì)結(jié)果中看，模型運(yùn)行良好，4個(gè)模型的同群效應(yīng)均在1%的顯著性水平上顯著，系數(shù)為正。全樣本農(nóng)民工同伴的市民化意愿每增加1個(gè)單位，農(nóng)民工自身市民化意愿同比增加27.8%，表明同群效應(yīng)對(duì)農(nóng)民工市民化意愿具有正向的促進(jìn)作用，H1a得到驗(yàn)證。這說明農(nóng)民工會(huì)收集同群者的相關(guān)信息，參考其他農(nóng)民工的信息來做出自己的決策，以此降低相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)。此外，從城市級(jí)別方面分析，一線城市農(nóng)民工的同群效應(yīng)為28.5%，二線城市農(nóng)民工的同群效應(yīng)為24.7%，三線城市農(nóng)民工的同群效應(yīng)為19.3%，呈現(xiàn)出依次下降的趨勢(shì)，說明在大城市的農(nóng)民工市民化意愿更受同伴農(nóng)民工的影響，H1b得到了驗(yàn)證。

從個(gè)體特征層面看，性別、婚姻狀況和就業(yè)特征的影響系數(shù)不顯著，表明其對(duì)農(nóng)民工市民化意愿沒有影響。年齡對(duì)農(nóng)民工市民化意愿具有負(fù)向影響，在三線城市的回歸結(jié)果中P值均小于0.01，表明隨著農(nóng)民工群體年齡的增長，其市民化意愿越低，但這一消極影響在一、二線城市中并不顯著。受教育程度的系數(shù)在1%的水平上正向顯著，說明文化程度越高的農(nóng)民工市民化意愿也越高，可能的原因是學(xué)歷高的農(nóng)民工其工作收入也相對(duì)較高，經(jīng)濟(jì)融入是農(nóng)民工城市融入的最低標(biāo)準(zhǔn)。自評(píng)健康的系數(shù)顯著為負(fù)值，說明自評(píng)健康對(duì)農(nóng)民工市民化意愿存在負(fù)向影響。從家庭特征層面看，同住家庭成員人數(shù)和人均收入對(duì)農(nóng)民工市民化意愿并無影響，相對(duì)于本村沒有外出的農(nóng)民來說，外出務(wù)工的農(nóng)民工內(nèi)心更加獨(dú)立自主，較少受到家庭的牽絆與束縛。流動(dòng)特征層面看，社區(qū)是否辦理健康檔案在1%水平上顯著，辦理健康檔案對(duì)農(nóng)民工市民化意愿具有積極作用，即城市社會(huì)保障制度的擁有，增加了農(nóng)民工留城的意愿。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文將替換原有的模型，使用Ologit模型替換前文的Probit模型。此外，替換原有的被解釋變量，將“在今后一段時(shí)間，繼續(xù)留在本地定居”視為有定居意愿，以此來檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果如表4所示，替換后的模型在統(tǒng)計(jì)上依然顯著，影響方向也一致?？梢姡疚牡慕Y(jié)論是正確的。

表4 基于變量替換的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3 同群效應(yīng)影響農(nóng)民工市民化意愿的機(jī)制檢驗(yàn)

通過前文的分析，我們可以得出同群效應(yīng)正向影響農(nóng)民工市民化的意愿，然而這種影響是否通過農(nóng)民工的社會(huì)融合發(fā)揮作用，現(xiàn)有研究尚未得出準(zhǔn)確結(jié)論。理論上來說，同伴中農(nóng)民工社會(huì)融入意愿越高，越會(huì)推動(dòng)農(nóng)民工市民化的進(jìn)程。因此，同群效應(yīng)對(duì)于農(nóng)民工市民化意愿中可能隱含“同群效應(yīng)→社會(huì)融合→市民化意愿”的因果鏈條，即同群效應(yīng)導(dǎo)致農(nóng)民工的社會(huì)融合出現(xiàn)變化，進(jìn)而影響了其的市民化意愿。

Baron和Kenny[26]在1986年提出了因果效應(yīng)逐步回歸法，本文使用該法建立了中介效應(yīng)模型，包括以下3個(gè)方程：（1）農(nóng)民工市民化意愿模型，基于全樣本數(shù)據(jù)，在加入控制變量的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)同群效應(yīng)對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的總效應(yīng)；（2）社會(huì)融合模型，分析同群效應(yīng)對(duì)社會(huì)融合的回歸，檢驗(yàn)回歸系數(shù)的顯著性；（3）聯(lián)合模型，分析社會(huì)融合變量加入后同群效應(yīng)對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的回歸，檢驗(yàn)回歸結(jié)果是否存在中介效應(yīng)。具體模型的設(shè)定如下：

式中，Mi表示農(nóng)民工的城市融合，城市融合變量屬于排序數(shù)據(jù)，因此，公式（3）采用Oprobit模型進(jìn)行回歸，其余變量、參數(shù)及隨機(jī)誤差項(xiàng)與公式（1）一致。公式（2）、公式（4）使用Probit模型進(jìn)行回歸。

中介效應(yīng)模型的逐步回歸結(jié)果如表5所示，全樣本（8）、（9）、（10）分別表示市民化意愿模型、社會(huì)融合模型和聯(lián)合模型。市民化意愿模型的結(jié)果顯示，同群效應(yīng)明顯提高農(nóng)民工市民化的意愿。社會(huì)融合模型的結(jié)果揭示了同群效應(yīng)和社會(huì)融合變量的關(guān)系：農(nóng)民工同群效應(yīng)越大，其社會(huì)融合越高。聯(lián)合模型中，同群效應(yīng)和社會(huì)融合均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上具有顯著性，說明兩者均在影響農(nóng)民工市民化意愿中具有積極作用。通過橫向比較，從全樣本（8）到全樣本（10），將同群效應(yīng)和社會(huì)融合加入聯(lián)合模型后，同群效應(yīng)對(duì)農(nóng)民工市民化的邊際效應(yīng)從2.775降低至2.595。

表5 中介效應(yīng)的逐步回歸結(jié)果

參照溫忠麟[27]等提出的檢驗(yàn)中介效應(yīng)的過程：依次檢驗(yàn)全樣本（8）中Si的系數(shù)β0，全樣本（9）和全樣本（10）中的Si的系數(shù)λ0和Mi的系數(shù)γ、方程（4）中Si系數(shù)δ，結(jié)果表明系數(shù)顯著；最后，比較系數(shù)δ、γ、δ1，結(jié)果顯示三者符號(hào)一致為正號(hào)，表明屬于部分中介效應(yīng)，且社會(huì)融合在同群效應(yīng)和農(nóng)民工市民化意愿的關(guān)系中所占的比重為0.179。

本文還利用Sobel法進(jìn)行二次檢驗(yàn)，進(jìn)一步確認(rèn)中介效應(yīng)是否存在。結(jié)果顯示，Z值為9.777，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，中介效應(yīng)的占比與前文相差不大。此外，本文使用Bootstrap法迭代1000次后，結(jié)果顯示直接效應(yīng)置信區(qū)間為[0.8，0.9]，不包含0，證實(shí)了部分中介效應(yīng)的存在，即社會(huì)融合是同群效應(yīng)影響進(jìn)城農(nóng)民工市民化意愿的途徑之一。

通過逐步回歸結(jié)果、Sobel法及Bootstrap迭代法的檢驗(yàn)，證實(shí)社會(huì)融合在同群效應(yīng)和農(nóng)民工市民化意愿中發(fā)生中介效應(yīng)作用，即農(nóng)民工的同群效應(yīng)通過影響其社會(huì)融合，進(jìn)而影響他們的市民化意愿，存在“同群效應(yīng)→社會(huì)融合→市民化意愿”這一因果鏈條，由此假設(shè)H2得到了驗(yàn)證。

4 結(jié)論與建議

本文基于2017年中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查中的衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察了同群效應(yīng)對(duì)農(nóng)民工市民化意愿的影響。本研究表明：（1）同群效應(yīng)對(duì)農(nóng)民工市民化意愿具有顯著的正向影響，同伴中市民化意愿越高，農(nóng)民工自身市民化意愿也相應(yīng)提高。通過替換變量、替換模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，結(jié)果基本一致。在劃分城市級(jí)別后，發(fā)現(xiàn)一線城市農(nóng)民工的同群效應(yīng)顯著系數(shù)大于二、三線城市，可知同群效應(yīng)對(duì)一線城市農(nóng)民工市民化意愿影響更為顯著。（2）從中介效應(yīng)模型的結(jié)果中看，社會(huì)融合是同群效應(yīng)影響農(nóng)民工市民化意愿的中間機(jī)制，農(nóng)民工的同群效應(yīng)可以通過影響其社會(huì)融合，進(jìn)而作用于他們流入城市的市民化意愿，“同群效應(yīng)→社會(huì)融合→市民化意愿”的因果鏈條成立。

基于上述結(jié)論，本研究提出如下政策建議：第一，發(fā)揮進(jìn)城農(nóng)民工所在社區(qū)的力量，拓寬農(nóng)民工社交圈。通過人際交往、社區(qū)文化建設(shè)等活動(dòng)，增加農(nóng)民工與本地市民互動(dòng)的機(jī)會(huì)，減少其與本地市民的距離感，緩解他們的心理壓力，增強(qiáng)他們的城市融入感，從而提高農(nóng)民工市民化意愿。第二，通過搭建社會(huì)參與平臺(tái)，加強(qiáng)農(nóng)民工與本地市民的互動(dòng)。鼓勵(lì)農(nóng)民工參與本地的社會(huì)活動(dòng)，增強(qiáng)本地市民對(duì)農(nóng)民工的身份認(rèn)同，打消農(nóng)民工與本地市民的隔閡，讓農(nóng)民工意識(shí)到自己同本地市民一樣，是推動(dòng)社會(huì)進(jìn)步和發(fā)展不可或缺的角色，強(qiáng)化農(nóng)民工的主人翁意識(shí)。此外，以互聯(lián)網(wǎng)為載體推出線上的社會(huì)參與平臺(tái)，使農(nóng)民工社會(huì)參與的途徑不受空間和地域限制，促進(jìn)農(nóng)民工的身份融合。第三，完善以政府為主導(dǎo)的職業(yè)培訓(xùn)，提升農(nóng)民工的工作技能。根據(jù)農(nóng)民工現(xiàn)實(shí)的工作需求，有針對(duì)性地改善和更新培訓(xùn)內(nèi)容；完善就業(yè)體系，從經(jīng)濟(jì)方面提高農(nóng)民工的城市融入能力。