1989―农民工市民化意愿影响因素实证分析

内容摘要：1989-2010年不仅是我国农民工市民化研究比较活跃的时期，更是我国农民工市民化的实践异常活跃的时期。本文根据我国1989-2010年的时间序列数据，运用Logistic模型对农民工市民化意愿的主要影响因素进实证分析，以探寻各主要影响因素具体作用。研究表明：受教育年限对农民进城务工具有显著的促进作用，受教育程度越高，越偏向于到城镇就业；城乡收入差距是吸引农民进城务工的最终原动力，但这并不意味着户口也会随着农民进城务工而发生迁移，充分反映了我国农民工的现状；机械会逐渐代替劳动力进行农业生产，农业对劳动力需求的减少，迫使农民向城镇转移；城镇居民和农民工享受的社会福利、社会保障的差距阻碍了农民工市民化的进程，进一步缩小农民工与城镇居民享受的社会保障是实现农民工市民化的关键要素之一；非农产业和私营企业的发展对劳动力产生了很大需求，是城市吸引农民工的主要力量，是实现农民工市民化的关键所在。

关键词：Logistic模型 农民工市民化 意愿 影响因素分析

相关研究概述

农民工市民化本质是农业劳动力就业的产业转移和居住的空间转移。在工业化先行国家这两个转移已经有过实践，在我国社会经济环境背景下，由于户籍制度等特殊制度安排的约束，在这两个转移之后还需要跨越户籍农转非的关卡。因此，我国农民工市民化具有区别于其它先行国家的特殊性，吸引了国内外众多学者的关注。

在农民工市民化影响因素的主要研究中，蔡 （2001）从制度的视角研究了农村劳动力转移的影响因素，认为传统的发展战略以及户籍制度安排限制了潜在的转移行为，制度障碍对劳动力自由流动的障碍依然存在；姜作培（2003）研究表明，目前制约我国农民工市民化进程的因素主要包括观念、城市发展水平、政策、制度、信息和素质等方面；黄祖辉、毛迎春（2004）认为影响我国农民工市民化的主要因素是进城务工农民工的社会保障条件差、就业渠道不畅等；胡键（2005）则认为正式制度的缺失和非正式制度的惯性阻碍了我国农民工市民化的进程；陈玉光（2007）认为农民工的劳动力素质是影响其市民化进程的重要因素；刘传江、徐建玲（2008）又将阻碍我国农民工市民化的原因归结为认识障碍、政策障碍、制度障碍和素质障碍四个方面；辜胜阻、李华（2011）认为大量农民工只是实现了地域转移和职业转换，并没有实现身份转换，处于“半城镇化”境地，可能会倒逼中国发展方式转型。总体而言，关于农民工市民化意愿影响因素及其作用力的研究并不多见，本文将从此视角切入予以分析。

由于1989-2010年是我国农民工市民化研究比较活跃的时期，也是我国农民工市民化的实践异常活跃的时期。因此，本文选取我国相关统计年鉴1989-2010年的统计数据，运用Logistic回归模型对农民工市民化意愿的主要影响因素及其对农民工市民化的作用力进行实证分析，以探寻农民工市民化意愿的实际状态。

指标设定与模型构建

（一）指标设定

农民工市民化的影响因素很多，本文主要从经济发展、农民工素质、政策导向三个主要方面，选取代表性因素进行量化，具体变量相关说明如表1所示。

（二）模型构建

本文拟采用Logistic回归模型来评估各影响因素对农民工市民化的主要作用。构建线性对数模型形式：

其中，Y1为非农就业人数，Y2为非农就业比重，Y3为城镇化率，X1为受教育年限，X2为城乡收入差距，X3为农用机械总动力，X4为城镇居民人均享受社会保障，X5为非农产业产值，X6为私营企业总产值。

经初步统计分析可知，主要影响因素呈现出的共同趋势，在模型估计中有可能存在多重共线性问题，进而影响参数估计的有效性和预测能力。因此，为了削弱多重共线的影响，本文拟采用逐步回归的方法进行研究。

数据说明

（一）数据来源

本文的数据来自2011年的《我国统计年鉴》、《农户调查统计年鉴》和《人力资源和社会保障事业发展统计公报》。因为农民工市民化这一概念产生相对较晚，且相关研究及农民工市民化实践近年来比较活跃，所以在保证统计要求和数据可得性的基础上，本文选取1989-2010年作为实证数据的样本期间。其中，城乡收入差距X2、农用机械总动力X3、非农产业产值X5、私营企业总产值X6、非农就业人数Y1、非农就业比重Y2和城镇化率Y3来自历年《我国统计年鉴》；城镇居民人均享受社会保障X4由《人力资源和社会保障事业发展统计公报》的“五险”分别求出人均支出加总而得；受教育年限X1的数据来自《农户调查统计年鉴》。

（二）数据处理

本文所用的数据都是时间序列数据，但是由于统计口径不一样，需要对数据进行以下处理：取1989年为基期，将各变量的数据都除以各自的基期数据以达到统一统计口径的目的。处理前后的数据都通过了数据质量的检验，各变量的描述性统计如表2和表3所示。

实证分析

（一）逐步回归

通过初步回归分析可知，模型cunzai 多重共绕性；逐步回归剔除部分变量后，得到回归结果如表4所示。

从逐步回归结果看，三个回归模型的R2均大于0.98，说明模型的拟合优度很高，这些自变量联合起来能充分解释因变量。单个变量的显著性检验中，所有变量的系数均通过5%显著性水平下的t检验。两者结合起来说明模型的统计检验和共线性检验均没问题。

D.W.检验结果表明，在5%显著水平下，n=18，k=4，查表可得dL=0.93，dU=1.69，模型1的D.W.值在这区间内，通过回归检验法进一步检验可知，模型1不存在自相关。而在5%显著水平下，n=19，k=3，查表可得dL=1.08，dU=1.53，模型2的D.W.值小于dL=1.2，这说明模型2存在正自关性，需要进一步修正。模型3的D.W.值大于dU=1.53，也就是说模型3不存在序列相关。

对模型2进行修正，运用广义差分法进行自相关处理。通过残差项的自回归可以得出如表5所示的t检验结果。

含3阶滞后残差项的自回归模型中，变量系数没有通过5%显著性水平下的t检验，所以存在2阶序列相关，进行2阶广义差分，可得估计结果为：

式中，AR（1）和AR（2）前面的参数值分别为随机扰动项的1阶序列相关系数和2阶序列相关系数。在5%显著水平下，n=17，k=5，查表可得dL=0.78，dU=0.78，dU=1.9，D.W.>dU，表明模型干扰项已不存在自相关性，但是X2的系数通不过5%显著性水平下的t检验，所以还需要剔除变量。由于在得出模型2时，变量X5是最后一个添加进来的，因此将X5剔除，同样运用广义差分法进行自相关处理，可得到结果：

在5%显著水平下，n=18，k=4，查表可得dL=0.93，dU=1.69，F.W.>dU，表明修正后的模型干扰项已不存在自相关性。而且在15%显著性条件下修正后模型的系数都通过t检验，R2=0.993，说明模型的拟合优度很高，也通过了统计检验。

进一步对三个模型进行异方差检验，检验结果见表6。3个模型怀特统计量nR2（去掉交叉项和包含交叉项）在5%显著水平下都不拒绝同方差的原假设，所以这三个模型都不存在异方差。

（二）残差项的白噪声检验

如果残差项得到是白噪声系列，就说明时间序列中的信息已经提取完，仅剩下随机扰动项，随机扰动项是无法预测和使用的。残差项如果通过白噪声检验，也就说明建模已经结束。白噪声序列主要有正态性、E（εj）=0和Cov（Xi，εj）=0三个性质。其中，正态性检验可以通过Histogram-Normality Test 检验出来，E（εj）=0可以通过对残差项进行原假设为E（εj）=0的t检验来检验，而检验Cov（Xi，εj）=0需要作辅助方程：

在原假设Cov（Xi，εj）=0条件下，从该回归方程可以得到可决系数R2与样本容量n的乘积，渐进的服从自由度为辅助回归方程中解释变量个数的χ2分布，即nR2～χ2，则可对统计量nR2进行相应的χ2检验，检验结果如表7所示。在5%显著水平下，3个模型都不拒绝服从正态性、E（εj）=0和Cov（Xi，εj）=0的原假设，证明3个模型的残差项都是白噪声序列。

（三）实证结果及分析

综合前文所述，对农民工市民化影响因素计量模型进行估计，最终结果如表8所示。本文中3个模型的因变量分别是非农就业人数、非农就业比重和城镇化率，它们分别反映了劳动力由农业流向其他产业的绝对量、劳动力由农业流向其他产业的相对量和农村户口向城镇户口转移情况。估计结果显示，受教育年限对农民进城务工具有显著促进作用，受教育程度越高，接受的信息越多，视野更加开阔，越偏向于到城镇就业。

从城乡收入差距对农民工市民化的影响分析可知，城乡收入差距是吸引农民进城务工的最终原动力，但这并不意味着户口也会随之一起迁移，充分反映了我国农民工的现状。这一结论的支撑是：模型1和模型2中X2系数为正，说明城乡收入差距的存在和拉大，能强烈吸引农民进城就业；但是模型3中X2系数为负，也就表明城乡收入差距拉大，农民工越不愿意将农村户口转为城镇户口。

农用机械的普及能促使农民工将农村户口转为城镇户口，因为随着科技的进步，机械会逐渐代替劳动力进行农业生产，农业对劳动力需求的减少，迫使农民向城镇转移，从而促进城镇化进程。

城镇居民人均享受社会保障的估计结果为负，也就是说城镇居民享受社会保障越高，越阻碍农民工进城务工。因为绝大多数农民工都是生活在城市的最底层，并不能同等享受到城镇居民的社会保障，或者可以说根本没有社会保障，这一现状从物质到精神都损害了农民工的利益，对农民进城务工产生阻碍。所以进一步缩小农民工与城镇居民享受的社会保障，是实现农民工市民化的关键要素之一。

非农产业的提振是农民工城市就业的蓄水池。一方面，随着我国改革的深入发展，自1995年起，我国对劳动力迁移的限制政策逐步放松，农民工非农就业的可能性加强；另一方面，城市非农产业尤其是劳动密集型产业的发展也为农民工城市就业提供了众多就业岗位，是吸纳农民工城市就业的蓄水池。实证结果印证了配第-克拉克定理以及库兹涅茨等人对劳动力产业转移的研究。总之，改革的推进、政策的变迁以及非农产业的发展为农民工市民化提供了“推力”。

从私营企业总产值分析可知，私营企业总产值的增长有助于非农就业比重和城镇化率的提高，也就是说私营企业的发展不但可以吸引农民进城务工，而且还能促进农民工将农村户口转化为城镇户口。

结论

本文构造了农民工市民化影响因素计量模型，并运用1990-2011年我国统计年鉴的时间系列数据进行实证分析。结果显示：受教育年限对农民进城务工具有显著的促进作用，受教育程度越高，接受的信息越多，视野更加开阔，越偏向于到城镇就业；城乡收入差距是吸引农民进城务工的最终原动力，但这并不意味着户口也会随着农民进城务工而发生迁移，充分反映了我国农民工的现状；机械会逐渐代替劳动力进行农业生产，农业对劳动力需求的减少，迫使农民向城镇转移；城镇居民和农民工享受的社会福利、社会保障的差距阻碍了农民工市民化的进程，进一步缩小农民工与城镇居民享受的社会保障是实现农民工市民化的关键要素之一；非农产业和私营企业的发展对劳动力产生了很大需求，是城市吸引农民工的主要力量，非农产业和私营企业的健康发展是农民工市民化的关键所在。

参考文献：

1.蔡.城市化与农民工的贡献―后危机时期中国经济增长潜力的思考[J].中国人口科学，2010（1）

2.刘传江，徐建玲.中间选民理论在农民工市民化政策制定中的运用―基于武汉市436位农民工的实证研究[J].管理世界，2007（4）

3.辜胜阻，李华.以“用工荒”为契机推动经济转型升级[J].中国人口科学，2011（4）

4.刘小年.农民工市民化与户籍改革：对广东积分入户政策的分析[J].农业经济问题，2011（3）

5.刘传江，徐建玲.中国农民工市民化进程研究[M].人民出版社，2008

6.张国胜.中国农民工市民化：社会成本视角的研究[M].人民出版社，2008

7.黄祖辉，毛迎春.进城农民在城镇生活的稳定性及市民化意愿[J].中国人口科学，2004（2）