中心城市迁移对农民工城市化质量的影响_魏万青.pdf

华中农业大学学报（社会科学版），（总166期）2023（4）Journal of Huazhong Agricultural University（Social Sciences Edition）中心城市迁移对农民工城市化质量的影响魏万青，付茜茜（广西大学 公共管理学院/广西发展战略研究院，广西 南宁 530004）摘 要 既有关于农民工迁移的“大城市偏好”研究主要关注其经济收入回报，忽视了中心城市对迁移家庭的非经济福利影响。经济福利是家庭核心成员迁移阶段关注的基础目标，而最终目标是追求家庭“生活质量”。通过搭建城市化质量框架，分析中心城市迁移对已婚农民工城市化质量的影响，关注中心城市迁移对自主迁移农民工以及随迁者收入等经济福利的影响，同时也关注中心城市迁移对农民工的团聚夫妻共同迁移和子女随迁的家庭迁移等非经济福利的影响。研究发现，中心城市迁移优势不仅体现在经济福利上，同时还体现在家庭团聚与稳定性等非经济福利方面，在农民工不同阶段迁移决策过程中，中心城市的优势均得到了有力支持。因此，无论是从提升农民工收入的角度而言，还是从关注未成年子女教育与发展的角度，均应强调在中心城市优先推进基本公共服务均等化改革，促进农民工家庭迁移。关键词 农民工；中心城市偏好；城市化质量；家庭化迁移中图分类号：C936 文献标识码：A 文章编号：10083456（2023）04011311DOI编码：10.13300/ki.hnwkxb.2023.04.012党的二十大报告指出，要“推进以人为核心的新型城镇化，加快农业转移人口市民化”。推进新型城镇化的首要任务是要提高农业转移人口的市民化与城市化质量。与此同时，虽然中国政府曾长期限制劳动力向大城市迁移，但劳动力迁移却呈现“中心城市偏好”12。那么农民工迁移的“中心城市偏好”如何影响城市化质量？既有关于中心城市偏好的研究主要探讨中心城市迁移的收入回报34。虽然收入是农民工城市化质量的重要维度，但实现家庭团聚与稳定城市化是农民工城市化更为重要的目标。事实上，农民工迁移是基于家庭目标决策过程5，最终目标是追求家庭“生活质量”6。尽管收入对农民工生活质量影响至关重要，但现实层面，农民工常常为了子女教育机会等家庭目标放弃经济利益7。因此，基于家庭目标理解“中心城市偏好”形成的原因，不仅应关注收入回报的影响，还应关注中心城市迁移对农民工家庭团聚与稳定性的影响。正是对上述问题的关注，本文从收入、家庭团聚与稳定性等维度理解城市质量化，进而分析“中心城市偏好”对城市化质量的影响。相对于既有研究，可能的推进之处主要体现在三个方面：其一，超越单纯的收入分析框架，从生命历程视角搭建涵盖经济回报、家庭完整性与稳定性等内容的城市化质量分析框架。其二，不同于既有研究主要讨论中心城市规模效应，基于移民理论中文化政治因素对迁移城市等级与中心的理解5，关注省会、副省级城市的作用。其三，试图回应传统城镇化道路导致的“拆分型家庭”问题8，强调促进农民工家庭完整性或者家庭化迁移是新型城镇化进程中公共服务供给的关键目标。收稿日期：20220518基金项目：广西高校人文社科重点研究基地重大项目“大变局下经济社会转型与新型城镇化推进路径研究”（JDZD202203）。（总166 期）华中农业大学学报（社会科学版）一、文献综述与研究假设1.生命历程视角下的城镇化质量生命历程视角强调公共政策是国家对风险的管理策略，对家庭而言，公共政策的目标是弥合生活的不连续性风险，实现家庭的“标准化”或“常态化”9。从家庭标准化与常态化目标理解中国城镇化的问题，其核心是传统的低成本城镇化路径导致了大量非标准化家庭。因此，如何促使这些非标准化家庭实现“常态化”，成为新型城镇化过程中公共政策供给的重要目标。中国城镇化是典型的低成本城镇化。具体而言，以年轻农民工为主的“人口红利”，与政府补贴、税收优惠政策一起，是中国吸纳全球资本投资的优势1011，也是中国城镇化的主要驱动力。这种建立在低成本优势基础上的工业化与城市化的特征在于社会支出规模较低，农民工养老、其子女的抚养与教育等基本公共服务需求作为成本与财政负担而被务工地政府所排斥。其结果是农民工家庭形成“以代际分工为基础的半工半耕”特征12，农民工家庭也呈现出分离、碎片化状况。这种分离、碎片化的家庭是典型的“非常态化”家庭，不仅是人口城镇化低质量的体现，也与农民工美好生活目标相冲突，同时还导致了留守儿童“照料危机”和随迁儿童“入学难”等诸多社会问题1314。时至今日，这种基于农民工“拆分型家庭”的低成本城镇化路径，其经济社会问题日益凸显，不仅与共同富裕目标相背离，同时也影响到中国制造业的用工基础15。因此，“以人为核心”的新型城镇化的首要任务就是要提升城市化质量。而提升农民工城镇化质量，不仅要提升农民工收入，增强其经济适应能力，同时也要通过加强公共服务供给促进农民工举家迁移，实现农民工的“家庭团聚”与稳定发展。因而，基于生命历程视角理解新型城镇化目标，提升城镇化质量不仅要关注收入指标与经济适应能力，同时也还应该关注农民工“家庭团聚”与稳定发展目标。收入、家庭团聚与稳定性，是农民工城市化质量的重要体现，也是新型城镇化推进的重要目标。2.农民工迁移的“中心城市偏好”与收入回报农民工迁移的“中心城市偏好”是中国城镇化过程中的典型特征，既有研究主要从收入回报优势理解农民工迁移的“中心城市偏好”。通常而言，中心城市也是大城市，大城市因其在工作机会与生产方面的优势，进而导致收入溢价16。在中国，农民工迁往省会、副省级等中心城市的收入优势，得到了一定文献的支持3,17。因此，针对中心城市对迁移农民工的收入优势，提出如下假设。H1.1：相对于非中心城市，中心城市迁移的农民工收入更高。在农民工家庭化迁移背景下，随迁群体愈发壮大，但鲜有研究讨论中心城市迁移对农民工家庭化迁移过程中随迁者收入的影响。事实上，类似于住房产权对业主就业的影响1819，随迁者的迁移是一个受限制、非自由选择的过程，家庭因素对随迁者的就业存在“锁定效应”，而随迁者出于家庭团聚或子女发展角度考虑需要常牺牲自己的事业7，甚至是“流而不工”20。综合中心城市的规模效应与随迁者的锁定效应，中心城市对随迁者收入的影响是复杂的。一方面，中心城市的规模效应会增加随迁者的就业与收入获得机会，另一方面，“家庭锁定”效应会对随迁者收入产生负面影响。因此，讨论中心城市的收入优势，不能忽视迁移者与随迁者异质性。随迁者择业类型、择业地点存在“锁定效应”，甚至为了家庭、子女牺牲经济利益，由此提出如下假设：H1.2：随迁农民工的收入显著低于主动迁移者。H1.3：中心城市收入优势存在异质性，对随迁农民工影响显著低于主动迁移农民工。3.从收入到家庭团聚、稳定性如前所述，讨论中心城市迁移对城市化质量的影响，不仅要关注收入与经济适应能力，还应考虑农民工的家庭团聚需求和迁移的稳定性。那么，中心城市迁移是否有利于家庭迁移？既有研究主要关注迁移成本的影响，大量文献讨论了高房价与居住成本对农民工家庭迁移的影响。整体而言，中心城市高居住成本会对无房、低技能劳动力产生排斥效应21，农民工常因无力承担高居住成本而成为被挤出的群体22。虽然大城市居住成本较高，但在公共服务供给，特别是优质教育资源供给方面也具有明显的优势。大城市优质教育资源，成为吸引农民工举家迁移的重要力量。然而，教育的影响也114第4 期魏万青 等：中心城市迁移对农民工城市化质量的影响是非常复杂的，虽然中心城市拥有优质的教育资源，但其户籍门槛更高23，限制了农民工的优质教育获得机会24。实证层面，虽然中心城市、大城市居住成本与户籍门槛更好，但没有充分的证据表明，迁移成本在中心城市与非中心城市之间存在显著差异。一些研究者指出，虽然大城市房价较高，但广泛存在的城中村发挥着廉租房的作用，降低了农民工的家庭居住成本。随迁儿童入学难也不是中心城市的独有问题25，事实上，大城市虽然有着更高的户籍门槛，但相关义务教育法律强调迁入城市在义务教育提供方面的主导责任，因此很难说明中心城市与非中心城市之间存在着显著差异。与此同时，关于中心城市如何影响家庭迁移，学者们也得出了相反的结论。如，汪建华通过对2014年南京大学农民工抽样调查数据的分析发现，城市规模越大，农民工的家庭同住趋势越弱，大城市与中等城市的差异不大26。而谷莎菲等则利用2014年中国流动人口动态监测调查数据分析表明：中心城市、大城市中的农民工核心家庭团聚状况最好27。总之，中心城市对家庭团聚与稳定性的影响非常复杂。一方面，中心城市、大城市的机会与收入优势，为已婚农民工家庭夫妻团聚提供了经济基础，进而会影响农民工夫妻迁移决策，与此同时中心城市的教育优势也会促进未成年子女迁移，对家庭迁移决策产生正向影响。家庭迁移决策还体现为进城后的再迁移决策，即在城市定居的稳定性。因此，本文基于夫妻共同迁移、举家迁移（家庭化迁移）与再迁移决策（稳定性）分别提出如下假设：H2.1：相对于非中心城市的农民工，中心城市农民工夫妻共同迁移的可能性更高。H2.2：相对于非中心城市，中心城市迁移农民工更有可能进行家庭化迁移。H2.3：相对于非中心城市，中心城市迁移农民工稳定性更高。二、数据、测量与模型1.数据、样本筛选本文使用2014年“中国流动人口动态监测调查数据”（China migrants dynamic survey，CMDS）的个人数据，CMDS最新数据到2018年，但2018年数据主要调查公共卫生模块，对留居意愿调查较少，2017年数据优势是有流动经历、特别是流出地即家乡情况，2014年数据既有家庭情况和居住环境（老城区、住房）情况，同时也有留居意愿和入户状况。2014年数据覆盖31个省（区、市）和新疆生产建设兵团中流动人口较为集中的流入地，调查问卷覆盖了家庭人口学特征、流动与就业特征等，问题全面具有代表性。此外，该年度数据内容包含配偶教育、配偶年龄、子女年龄等信息，符合本文研究农民工夫妻迁移、家庭迁移问题的数据需要；数据统计了受访者是否具有长期迁移意愿，即“是否打算在本地长期居住（5年以上）”，为测量农民工迁移稳定性提供支持，数据样本量及分布均符合预期。由于该数据在学术研究中有较为广泛使用，这里不做详细介绍。具体抽样方案与调查内容可参见2014年全国流动人口卫生计生动态监测调查抽样设计方案。本文所指的农民工是进城务工的农村劳动力。基于研究目的，将分析对象限定为60岁以下的已婚农民工，剔除户口性质为“农业转居民”、婚姻状况为“未婚”或“离异”以及流入地为农村、其他类型的农民工，有效样本数为81457。2.主要变量测量农民工收入：农民工月收入，取对数。家庭迁移：主要关注三个指标，即夫妻迁移、家庭化迁移、生活与工作稳定性。具体而言：（1）夫妻迁移：根据受访者对配偶“现居住地”回答判断配偶是否共同迁移。如果农民工及其配偶在同一城市，即配偶现居住地在“本地”，则视为夫妻迁移，编码为1；反之，即配偶现居住地是在“户籍地”或者“其他”，则视为夫妻分离型，编码为0。（2）家庭迁移：在夫妻迁移基础上增加未成年子女是否随迁。首先根据受访者子女年龄是否低于16岁信息，甄别其子女是否成年，未满16岁即视为未成年子女。问卷与抽样方案等信息详情参见中科院地球系统科学数据共享平台，http：/ 期）华中农业大学学报（社会科学版）然后针对受访者对“孩子现居住地”的回答判断其未成年子女是否随迁，如果回答为“本地”，则视为随迁，如果回答为“户籍地”“其他地方”则视为未随迁。如果所有未成年子女都随迁，则是家庭迁移，编码为1；只要未成年子女中存在留守情况，则是家庭分离，编码为0。因此，本文的家庭迁移不包括无未成年子女的夫妻共同迁移类型。家庭迁移意味着更高的城市化质量，家庭完整性是美好生活的基础、未成年子女福祉的保证。（3）生活与工作稳定性：根据对“是否打算在本地长期居住（5年以上）”的回答进行编码，如果回答为“打算”，意味着稳定性强，取值为1；否则（即回答为“不打算”“没想好”）意味着稳定性弱，取值为0。中心城市：既有研究对中心城市的界定主要是两种思路，一是强调规模因素，将大城市视为中心城市；二是强调行政地位，将省会（首府）城市和副省级城市界定为中心城市，非省会、非副省级城市界定为“非中心城市”28。本文在第二种思路上进行改进，原因是将省会（首府）城市和副省级城市界定为中心城市，不仅符合民众对中心城市的理解，也与中国城市化过程中的公共服务资源分配逻辑以及户籍改革推进逻辑相符，省会（首府）、副省级城市等中心城市除经济发展程度更高外还积累了大量的公共资源29。此外，心理认同决定着迁移者对中心城市的理解5，推进家庭化迁移30，一般而言，民众对省会（首府）文化心理认同程度也更高。另外考虑到北京、上海、天津和重庆4个直辖市的特殊性以及北京、上海对人口规模的控制，将其单列出来。总体而言，将城市区分三类：直辖市、非直辖市的中心城市（简称中心城市）、非中心城市。考虑到省会等中心城市往往规模较大，对规模因素的处理主要通过控制变量进行控制。控制变量：一是农民工个体特征变量包括性别、年龄、教育、城市务工经验、配偶年龄与教育以及未成年子女数量等；二是城市特征变量包括城市人口规模与城市平均工资等，相关数据来自2014年中国城市统计年鉴。样本基本情况如表1所示。表中信息显示，农民工的家庭化迁移在已婚农民工中尤为突出，其中夫妻共同迁移的比例超90%，家庭迁移比例为75.4%。农民工迁移的中心城市偏好在已婚农民工群体中也比较突出，省会和副省级中心城市农民工占比依然高达40.2%，直辖市占比3.5%。已婚农民工同样体现了异地迁移偏好，跨省迁移的比例为44.5%。与此同时，已婚农民工体现出了较强的稳定性，进城务工经验均值将近5年，表示未来5年会在本城市生活工作的比例为61%。近七成农民工有至少一个未成年子女，东北务工比例较低。3.模型设定根据研究目的，构建如下模型：y=0+1Cenctiy+2Owninitiative+3City+X+（1）模型采用的因变量分别是收入（取对数）、夫妻迁移、家庭迁移和稳定性预期。0为截距，Cencity为中心城市虚拟变量，Owninitiative为主动迁移虚拟变量，City为所在城市，X为其他控制变量，为随机扰动项。其中，控制变量主要是个人年龄、年龄平方项、教育水平、性别等人口特征变量，以及是否直辖市、城市平均工资、城市年末人口规模等。H1.1H1.3主要讨论中心城市对收入的影响，收入为连续变量，采用线性回归方程。其中，中心城市和主动迁移两个虚拟变量分别回应H1.1和H1.2，为检验“锁定效应”（H1.3），模型中纳入了中心城市与主动迁移的交互项。稳健性回归结果采取倾向值匹配方法，通过广义精确匹配对样本选择性（是否随迁）导致的估计偏误进行纠正31。H2.1H2.3涉及的夫妻迁移、家庭迁移和稳定性变量是二元因变量，采取Logit模型。需要指出的是，家庭迁移模型其分析对象限定为有未成年子女的农民工家庭，同时考虑到夫妻随迁与配偶的年龄和教育相关，也与迁入地社区是否为城乡结合部等特征相关，故在控制变量中增加了配偶的年龄和教育变量，控制变量还包括务工城市所属区域和务工地特征（市区、城乡结合部、县城、乡镇）的变量。本文采取“将有可能成为遗漏变量的因子纳入模型”和工具变量法削减内生性偏误32。工具变量采取的是中心城市务工比例、跨省异地迁移比例，具体而言，农民工家乡外出务工人员中在中心城市116第4 期魏万青 等：中心城市迁移对农民工城市化质量的影响务工比例或跨省迁移比例越高，那么农民工进入大城市工作或跨省迁移后也越可能获得同乡网络的支持，因此是影响农民工决策信息的重要因素。三、数据分析结果1.中心城市的收入优势与随迁者“锁定效应”表2给出了中心城市迁移对务工经商自主迁移农民工与随迁农民工的收入影响。中心城市迁移与主动迁移者的收入回报优势非常显著，模型1中，中心城市、随迁者回归系数均在1%的水平上显著，说明往中心城市迁移的收入显著高于非中心城市。在其他条件相同的情况下随迁者收入显著低于主动迁移的农民工，H1.1和H1.2得到验证。模型2控制了城市规模变量和城市平均收入，统计结果显示中心城市迁移收入回报优势与随迁者“锁定效应”非常显著。模型2中心城市回归系数虽然依然显表1样本基本情况N=81457变量名收入年龄教育城市务工经验配偶年龄配偶教育城市平均工资城市规模未成年子女数变量名稳定性家庭迁移夫妻迁移城市类型跨省迁移迁移类型性别务工地务工区域变量含义月收入对数调查年份减去受访者出生年份根据受教育程度编码：未上学=1；小学=6；初中=9；高中=12；专科=15；本科=16；研究生=19在本城市务工年数：调查年份减去本次外出年份调查年份减去受访者配偶出生年份根据配偶受教育程度编码，方法同教育变量所在城市平均工资，取对数城市年末人口数，取对数年龄不足16岁的子女数变量含义未来五年是否再迁移，不再迁移即稳定（稳定性高），再迁移则意味着不稳定（稳定性低）有未成年子女家庭，如果夫妻双方和未成年子女同时迁移，视为家庭迁移；夫妻双方和未成年子女中有任何一人没迁移，则为分离家庭已婚且配偶健在的农民工，如果夫妻双方在同一城市，即夫妻迁移，反之则为夫妻分离分为直辖市、中心城市（直辖市之外的省会或副省级城市、其他城市（直辖、省会副省级以外的城市）三种类型分省外和省内务工两类：省外务工=1；省内=0经商务工型迁移视为主动迁移，随家属迁移视为随迁者女性为参照组，男性=1；女性=0务工地特征，分为市区、城乡结合部、县城、乡镇等分东部地区、中部地区、西部地区、东北地区均值8.05536.6599.3924.88236.2819.32210.8206.1200.919类别稳定性高稳定性低家庭迁移家庭分离夫妻迁移夫妻分离直辖市中心城市其他城市省外务工省内务工主动迁移随迁男女市区务工结合部县城乡镇东部地区中部地区西部地区东北地区标准差0.3918.0142.4124.7348.1482.4120.1970.7690.750占比/%61.039.075.424.690.29.83.540.256.344.554.596.33.762.337.748.224.09.818.038.423.230.87.6注：表中家庭迁移限定为有未成年子女的农民工家庭，纳入分析的有效样本为56617。117（总166 期）华中农业大学学报（社会科学版）著为正，但有所下降，直辖市收入回报优势从模型1的显著为正变为不显著，说明省会等中心城市与城市规模、城市平均工资水平相关，中心城市与直辖市迁移的收入回报优势，在很大程度上可以通过城市平均工资水平得到解释。模型3在模型2基础上，增加了中心城市与随迁者的交互项，统计结果显示中心城市与随迁者的交互项系数在1%的水平上显著，H1.3得到验证。结合H1.2、H1.3可知，随迁者的“锁定效应”主要是体现在两个方面：一是随迁者因为迁移目的地受家庭主要成员约束，在其他条件相同的情况下，随迁者收入显著低于主动迁移者；二是中心城市迁移收入回报优势上，随迁者显著低于主动迁移者。此外，增加交互项后，模型3中心城市变量的主效应在5%的水平上显著，但符号由正转负，中心城市对随迁者的收入不存在正向显著影响。值得注意的是，直辖市对农民工月收入的影响显著，但在控制了规模和城市收入水平后不显著，这说明直辖市的收入优势主要是因为其规模效应与平均工资水平。同时，直辖市异质性比较大，不仅包括北京、上海等发达城市，也包括作为劳动力主要迁出地的重庆市。直辖市与随迁者的交互项系数为负，虽然在统计意义上不显著，但进一步说明了随迁者就业锁定效应对其收入的不利影响。由于本文重点关注省会和副省级城市迁移的影响，直辖市只是控制变量，因此不做过多讨论。其他控制变量中，性别、年龄、未成年子女数等对收入有显著影响。此外，跨省迁移对农民工收入有显著影响，这在一定程度上说明了农民工为何选择跨省、向东部迁移。综上所述，其一，省会中心城市迁移的收入优势得到数据支持，虽然中心城市的收入优势可以通过大城市的平均工资、城市规模等得到解释，但即便是在控制了城市规模与城市工资收入水平后，中心城市优势依然存在。其二，中心城市迁移的收入回报优势存在异质性，主动迁移者更有利。由于既有研究对中心城市的收入效应、作用机制与途径的探讨已经非常充分，本文不做深入研究。与以往研究不同的是，本文关注中心城市迁移收入回报之外，同时也分析了中心城市收入优势对主动迁移农民工与随迁者影响的异质性。稳健性回归结果采取广义精确匹配，结果如表3所示。中心城市相对于一般城市的收入回报优表2中心城市迁移对收入的影响变量 城市类型（参照组：其他城市）中心城市直辖市随迁者 交互项中心城市随迁者直辖市随迁者城市工资水平（对数）城市规模男性（参照组：女性）年龄年龄平方教育城市务工经验未成年子女数跨省迁移（参照组：省内迁移）城市固定效应截距项NR2模型10.280*(0.078)0.022*(0.010)-0.057*(0.007)0.229*(0.003)0.016*(0.001)-0.000*(0.000)0.017*(0.001)-0.000(0.000)0.012*(0.002)0.061*(0.003)控制7.259*(0.081)887730.168模型20.176*(0.088)0.001(0.061)-0.058*(0.007)0.483*(0.170)0.103*(0.042)0.236*(0.003)0.017*(0.001)-0.000*(0.000)0.017*(0.001)-0.000(0.000)0.011*(0.002)0.060*(0.003)控制1.661(1.911)823680.173模型30.176*(0.088)-0.001(0.061)-0.042*(0.009)-0.037*(0.014)0.006(0.032)0.492*(0.170)0.103*(0.042)0.236*(0.003)0.017*(0.001)-0.000*(0.000)0.017*(0.001)-0.000(0.000)0.011*(0.002)0.060*(0.003)控制1.567(1.911)823680.173注：*、*和*分别表示10%、5%和1%的显著性水平，括号内为标准误，下表同。118第4 期魏万青 等：中心城市迁移对农民工城市化质量的影响势依然非常显著，随迁者的锁定效应也非常显著，但交互项的统计显著性在10%的水平上没有通过检验。2.中心城市迁移对家庭迁移的影响本文的家庭目标涉及夫妻迁移、家庭迁移和未来生活的稳定性预期三个层面。表4统计结果显示，中心城市农民工相对于非中心城市农民工更有可能夫妻共同迁移。夫妻迁移（模型4）、家庭迁移（模型5）和稳定性（模型6）三个模型中，中心城市的Logit系数均在1%的水平上显著为正。也就是说，在其他条件相同的情况下，中心城市迁移农民工相对于非中心城市农民工，夫妻迁移发生比率比上升32.8%，家庭迁移发生比率比上升了24.7%，家庭稳定性上升了8%。H2.1、H2.2、H2.3均得到验证。表中同样给出了未成年子女数对夫妻迁移、家庭迁移以及稳定性预期的影响。整体而言，未成年子女数量对农民工家庭化迁移产生负面影响，但提升了农民工城市工作与生活的稳定性预期。具体而言，未成年子女数量是农民工夫妻双方进城务工的重要推力。夫妻迁移模型中，未成年子女数的Logit系数在1%的水平上显著，其原因是未成年子女数量越多抚养压力越大，农民工夫妻双方进城务工的概率越高，这与以往研究结果类似。家庭迁移模型中，未成年子女数的Logit系数在1%的水平上显著为负。主要原因依然是迁移成本与生活成本问题，导致了农民工家庭化迁移的可能性更低。稳定性预期模型中，未成年子女数的系数是0.136，在1%的水平上显著。未成年子女数量越多，农民工未来生活与工作预期越稳定，越不可能在短期内再迁移。其他变量中，值得关注的是跨省异地迁移对农民工家庭离散化的影响，从夫妻迁移模型到家庭表3稳健性回归：广义精确匹配结果变量 城市类型（参照组：其他城市）中心城市直辖市随迁者 交互项中心城市随迁直辖市随迁城市工资水平城市规模跨省迁移（参照组：省内迁移）男性（参照组：女性）年龄年龄平方教育城市务工经验未成子女务工地（参照组：市区）城乡结合部县城镇地区（参照组：东部）中部西部东北截距NR2模型10.025*(0.004)-0.056*(0.012)-0.045*(0.007)0.099*(0.004)0.225*(0.009)0.016*(0.002)-0.000*(0.000)0.016*(0.001)0.001(0.000)0.008*(0.003)0.014*(0.005)0.041*(0.006)0.022*(0.005)-0.024*(0.005)-0.016*(0.005)-0.080*(0.008)7.461*(0.033)431030.058模型20.037*(0.004)-0.053*(0.013)-0.036*(0.009)-0.025*(0.015)0.005(0.036)-0.013*(0.003)0.099*(0.004)0.233*(0.009)0.016*(0.002)-0.000*(0.000)0.017*(0.001)0.001(0.000)0.009*(0.003)0.019*(0.005)0.042*(0.006)0.028*(0.005)-0.021*(0.005)-0.025*(0.005)-0.083*(0.008)7.523*(0.037)403700.063模型30.011*(0.005)-0.074*(0.013)-0.039*(0.009)-0.020(0.015)0.002(0.036)0.153*(0.012)-0.009*(0.003)0.094*(0.004)0.233*(0.009)0.016*(0.002)-0.000*(0.000)0.018*(0.001)0.001(0.000)0.010*(0.003)0.018*(0.005)0.045*(0.006)0.026*(0.005)0.011*(0.006)-0.008(0.005)-0.067*(0.008)5.840*(0.142)403700.066119（总166 期）华中农业大学学报（社会科学版）迁移模型，再到稳定性预期模型，跨省异地迁移的系数均显著为负。主要原因是跨省迁移成本与我国“省内统筹”的公共服务供给现状对跨省迁移群体具有排斥性。此外，直辖市迁移对农民工的夫妻迁移概率、家庭稳定性皆呈现负面影响。进城务工经验对农民工家庭化迁移具有积极影响，农民工进城务工时间越长，其夫妻共同迁移、家庭化迁移的可能性越高，农民工在城市稳定工作与生活的可能性越大。农民工务工地也显著影响着其家庭迁移策略，其中在乡镇、县城务工的农民工，相对于在市区工作的农民工，家庭化迁移的可能性更低、稳定性更低。相对于东部城市，中西部务工的农民工夫妻迁移的可能性更低、稳定性更低。3.进一步分析：未成年子女数对家庭迁移影响的异质性分析前文数据分析结果显示，未成年子女数促进了农民工夫妻共同迁移，但不利于家庭迁移，未成年子女数提升了农民工的稳定性。这说明未成年子女抚养压力影响了农民工家庭迁移决策。为了回应这种压力，农民工及其配偶作为劳动力进城务工，但未成年子女迁往务工城市，意味着生活成本和照料成本增加，影响农民工夫妻的就业选择。但未成年子女作为迁移成本，在中心城市与非中心城市是不同的。未成年子女的成本主要是居住与教育需求，中心城市的门槛更高。为此，本文继续在模型4和模型5、模型6的基础上，增加中心城市与未成年子女数的交互项。结果如表5所示。表4中心城市、未成年子女数与已婚农民工迁移 N=81457变量 城市类型（参照组：其他城市）中心城市直辖市未成年子女数城市规模跨省迁移（参照组：省内迁移）男性（参照组：女性）年龄年龄平方教育城市务工经验配偶年龄配偶教育月收入务工地（参照组：市区）城乡结合部县城镇地区（参照组：东部）中部西部东北截距Pseudo R2工具变量结果中心城市沃尔德检验(卡方)弱工具变量检验夫妻迁移（模型4）0.284*(0.028)-0.491*(0.066)0.266*(0.020)-0.232*(0.017)-0.118*(0.027)-0.354*(0.031)0.024*(0.013)-0.000*(0.000)-0.025*(0.007)0.122*(0.004)-0.015*(0.004)0.002(0.007)-0.004(0.033)-0.075*(0.031)-0.254*(0.042)-0.442*(0.034)-0.271*(0.035)-0.332*(0.032)0.343*(0.059)3.884*(0.364)0.0870.916*(0.083)32.86*通过家庭迁移（模型5）0.221*(0.020)0.208*(0.049)-0.560*(0.013)-0.254*(0.013)-0.512*(0.019)0.039*(0.021)-0.010(0.010)0.000(0.000)-0.007(0.005)0.108*(0.002)-0.004(0.003)0.011*(0.005)0.060*(0.024)-0.178*(0.022)-0.241*(0.031)-0.444*(0.024)0.131*(0.024)0.091*(0.022)0.713*(0.044)2.705*(0.270)0.0641.103*(0.060)193.98*通过稳定性（模型6）0.079*(0.017)-0.156*(0.044)0.136*(0.012)0.013(0.011)-0.376*(0.017)-0.066*(0.019)0.053*(0.008)-0.001*(0.000)0.025*(0.004)0.127*(0.002)0.004(0.003)0.041*(0.004)0.265*(0.021)-0.357*(0.019)-0.272*(0.027)-0.358*(0.022)-0.218*(0.022)-0.222*(0.020)-0.025(0.032)-3.728*(0.232)0.0540.464*(0.072)30.64*通过注：弱工具变量检验通过即CLR、K-J、AR和wald结果均在5%的水平上显著。120第4 期魏万青 等：中心城市迁移对农民工城市化质量的影响模型7中，交互项均不显著，这主要是现阶段已婚农民工的夫妻共同迁移比例较高。模型8中心城市与未成年子女的交互项系数为-0.058，这可能是中心城市对子女入学等门槛较高导致的不利影响。模型9中，中心城市与未成年子女交互项没有通过统计显著性检验，但直辖市迁移且有未成年子女的农民工，其未来5年的稳定性更强（直辖市与未成年子女交互项系数为0.136，且在5%的水平上显著）。由于非线性模型不宜直接使用交互项系数去检验交互项的统计显著性33，本文在匹配样本基础上采用KHB34方法检验，结果依然非常稳健。四、结论与建议1.结论本文基于CMDS数据分析了中心城市迁移对农民工城市化质量的影响，得出以下主要结论：（1）中心城市迁移对主动迁移农民工和随迁农民工均具有显著的经济回报，相对于非中心城市迁移，中心城市农民工的月收入更高，在控制了规模效应以后，这种优势依然存在。（2）机制分析表明，中心城市迁移的收入回报优势存在“锁定效应”，即中心城市的收入回报优势对不同类型迁移者的影响不同。由于就业“锁定效应”的存在，在其他条件相同的情况下，随迁者的收入显著低于主动迁移者，同时，中心城市迁移对随迁者的收入影响，也显著低于主动迁移者。这说明，为了家庭目标的随迁者，在收入方面做出了一定的“牺牲”。（3）分析中心城市对家庭迁移的影响发现，中心城市迁移农民工，其配偶共同迁移、家庭迁移的发生比率显著高于非中心城市农民工。（4）异质性分析表明，未成年子表5中心城市、未成年子女数对家庭迁移与稳定性的影响N=81457变量 城市类型（参照组：其他城市）中心城市直辖市交互项中心城市未成年子女直辖市未成年子女城市规模跨省迁移（参照组：省内迁移）男性（参照组：女性）年龄年龄平方教育城市务工经验未成年子女数配偶年龄配偶教育月收入 务工地（参照组：市区）城乡结合部县城镇地区（参照组：东部）中部西部东北截距Pseudo R2夫妻迁移（模型7）0.269*(0.040)-0.581*(0.100)0.020(0.036)0.110(0.095)-0.232*(0.017)-0.118*(0.027)-0.354*(0.031)0.024*(0.013)-0.000*(0.000)-0.025*(0.007)0.122*(0.004)0.254*(0.024)-0.015*(0.004)0.002(0.007)-0.004(0.033)-0.075*(0.031)-0.254*(0.042)-0.441*(0.034)-0.272*(0.035)-0.332*(0.032)0.343*(0.059)3.894*(0.364)0.054家庭迁移（模型8）0.283*(0.033)0.064(0.085)-0.058*(0.024)0.141*(0.068)-0.255*(0.013)-0.512*(0.019)0.040*(0.021)-0.010(0.010)0.000(0.000)-0.007(0.005)0.108*(0.002)-0.542*(0.016)-0.004(0.003)0.011*(0.005)0.060*(0.024)-0.175*(0.022)-0.239*(0.031)-0.444*(0.024)0.131*(0.024)0.090*(0.022)0.708*(0.044)2.687*(0.270)0.088稳定性（模型9）0.078*(0.026)-0.280*(0.073)0.001(0.021)0.136*(0.063)0.013(0.011)-0.376*(0.017)-0.066*(0.019)0.053*(0.008)-0.001*(0.000)0.025*(0.004)0.127*(0.002)0.131*(0.014)0.004(0.003)0.041*(0.004)0.265*(0.021)-0.356*(0.019)-0.271*(0.027)-0.357*(0.022)-0.218*(0.022)-0.223*(0.020)-0.026(0.032)-3.723*(0.232)0.063121（总166 期）华中农业大学学报（社会科学版）女抚养压力会对农民工发生家庭化迁移产生不利影响，也就是说未成年子女数越多，家庭化迁移发生比率越低；中心城市迁移在一定程度上提升了农民工未成年子女迁移的发生比率。在抚养压力驱动下，农民工更有可能夫妻双方共同外出务工，同时考虑到未成年儿童福祉与经济收入的稳定性，农民工的稳定性预期也会增强，短期内再迁移可能性降低。2.政策建议基于上述发现，本文提出如下政策建议：（1）提升中心城市发展的包容性，以农民工的家庭完整性为目标推进新型城镇化。提升城市发展的包容性，关键是聚焦未成年子女需求推进公共服务供给均等化，其中，公共服务供给应以义务教育的可获得性、政策性住房的供给为重点，降低农民工迁移成本，促进农民工家庭团聚。（2）跨省异地迁移更多是经济理性驱动下的迁移，异地迁移不利于农民工家庭团聚，降低了农民工的稳定性预期。异地迁移的农民工在获得了经济回报的同时，也付出了更高的心理成本。因此通过制度整合来促进公共服务供给为农民工家庭化迁移提供便利、降低迁移成本依然非常重要。（3）就近城镇化有利于解决“拆分型家庭”问题，但没有经济高质量发展带来的充分就业机会，农民工必然通过异地迁移解决就业问题。因此，发展是基础，要在农民工流出地增加就业机会，促进农业转移人口就近城镇化。参 考 文 献1李若建.外来人口分布与户籍制度改革探讨 J.市场与人口分析，2003（4）：11-18.2夏怡然，苏锦红，黄伟.流动人口向哪里集聚？流入地城市特