教育程度與鄉城移民城市融入
——基于身份認同的實證分析

徐 超， 魏天保， 楊政宇

（1. 南京財經大學 財政與稅務學院，江蘇 南京 210023；2. 上海財經大學 公共經濟與管理學院，上海 200433）

一、引 言

隨著我國工業化和城市化進程的不斷推進，鄉城移民規模日益擴大，業已成為城市經濟發展和現代化建設中不可或缺的重要力量。“鄉城移民”指的是在特定時期內，以從事非農工作為目的，從農村地區流動到城市地區，沒有城市戶籍或通過購房、婚姻等途徑獲得城市戶籍的移民及其隨遷家屬（胡書芝和劉桂生，2012）。與“農民工”一詞不同，“鄉城移民”更多體現了對應群體地域或空間轉移特征，而非職業屬性，是較為中性的概念；此外，“鄉城移民”的范疇更加廣泛，不僅包括暫住城市地區的農業戶籍居民，還囊括了永久居住在城市地區且已獲得城市戶籍的農轉非居民。

長久以來，鄉城移民的城市融入問題備受關注。“城市融入”是一個多維的概念，它強調了鄉城移民進入城市后，確立經濟地位，適應城市社會互動規范，并獲取市民身份、享受市民待遇，最終實現在城市舒適生活的融入過程（王佃利等，2011；聶偉和風笑天，2013）。一方面，作為城市建設的重要貢獻者，鄉城移民能否順利融入城市、實現從“農村人”到“城市人”的轉變，不僅關系到我國城市經濟的可持續發展，還關系到整個社會的和諧與穩定。相關研究表明，城市融入有助于促進鄉城移民的勞動供給（Nekby和R?din，2010；盧海陽和梁海兵，2016）。當前中國經濟已越過“劉易斯拐點”，人口紅利正在消失，勞動力漸變為稀缺資源；而老齡化問題又進一步加劇了勞動要素的稀缺性。在此背景下，加快城市融入步伐，以此提高鄉城移民的勞動供給量無疑成為緩解勞動要素不足、保持國民經濟穩步增長的重要突破口。另外，城市融入還將提升鄉城移民的社會公平感（胡榮和陳斯詩，2010）、精神健康（聶偉和風笑天，2013）和生活滿意度（楊春江等，2014），間接消減社會矛盾與糾紛，維護良好社會秩序。然而，現實中鄉城移民的城市融入卻受諸多方面的制約。從制度層面上講，我國長期存在城鄉經濟二元結構，導致在戶籍制度、用工制度、社會保障制度等方面，鄉城移民與原著城市居民存在系統差異，并不可避免地轉變為經濟社會地位上的差距（王美艷，2005；Meng和Bai，2007；吳賈等，2015），嚴重阻礙鄉城移民與原著居民的相互融合。從文化層面上講，故土情結在城市融入過程中扮演的并非積極角色。具有濃重傳統色彩的鄉土文化與富有現代特色的城市文化，相互碰撞、彼此排斥，亦成為鄉城移民難以深度融入城市的客觀原因。

近年來，學者們針對城市融入的影響因素展開了廣泛的研究與探討，以期為促進鄉城移民城市融入出謀劃策。其中，教育的作用尤受關注。自20世紀中期舒爾茨、貝克爾等人開創人力資本理論后，對于教育的研究進一步推廣、深化，涉及居民收入和消費（Becker和Murphy，2007；楊汝岱和陳斌開，2009）、社會資本（宋嚴等，2012；李輝文和張質，2015）、婚姻市場（Benham，1974；Schwartz和Mare，2005；陳建偉，2015）等多個領域。從作用機理上講，上述方面又是教育影響城市融入的重要作用路徑（何軍，2011；張振宇等，2013）。基本的學界共識是，教育對城市融入的作用積極且顯著（梅亦和龍立榮，2013；李強和何龍斌，2016），但影響程度卻千差萬別。除了采用的城市融入指標大相徑庭外，內生性問題也是重要原因之一。諸如個人能力、成長環境、父母教育水平等因素，既能夠一定程度上決定個體接受教育的機會和水平，還可能影響個體融入城市的速度與深度。忽視這些因素而進行的描述性分析或簡單回歸分析，所得結論往往是有偏誤的。與此同時，缺乏相應的中介分析也形成了對這一主題的進一步研究空間。

借助CSS2011微觀調查數據，本文對教育程度與城市融入之間的因果關系進行了再考察，以期彌補上述研究的不足。本文的主要工作和學術貢獻體現在以下幾個方面：首先，借助1986年《中華人民共和國義務教育法》頒布實施這一準自然實驗構建了工具變量，采用兩階段最小二乘（2SLS）回歸方法，實證考察了教育程度與城市融入的因果關系，克服了本主題研究面臨的內生性難題。其次，使用城市人身份認同感對城市融入水平進行測度，著重考察了鄉城移民心理層面的融入。鄉城移民的城市融入可以劃歸為經濟融入、社會融入和心理融入三個層次（朱力，2002）。經濟層面的適應是立足城市的基礎；社會層面是城市生活的進一步要求，反映融入城市生活的廣度；心理層面的適應是屬于精神上的，反映參與城市生活的深度。只有心理和文化的適應，才說明農民工完全融入了城市社會。因此，鄉城移民的城市融入不應僅停留在經濟層面和社會層面，更應該深化為心理層面的融入，并形成對城市人身份的認同。身份認同即為個體對自己在時空中的一致性和相較于他人的差異性的感知，是個體對自己所屬群體、所處文化場域的主觀判斷（張廣利和張瑞華，2012）。城市人身份認同，隱含著在經濟狀況、社會屬性等方面與城市人實現同一，能夠深層次、全方位地反映鄉城移民的市民化程度。最后，在識別了因果關系的基礎上，進一步檢驗教育影響城市融入的作用機制。因果關系的考察可以幫助識別教育對城市融入的影響方向和程度，而渠道分析則可以明晰教育影響城市融入的具體過程，為精準制定有助于鄉城移民城市融入的公共教育政策提供有益借鑒。實際上，國內外不少文獻討論了教育與城市融入的中介因素，但這些文獻，要么停留在理論層面（馬云獻，2012；梅亦和龍立榮，2013），缺乏相應的數據支持；要么中介因素單一（李強和何龍斌，2016），研究不夠系統、深入。本文從戶籍獲取、住房市場和婚姻市場等多個方面進行了渠道分析，試圖理清教育影響城市融入的作用路徑。

本文剩余內容安排如下：第二部分介紹全文研究設計，包括計量模型的建立、對相關變量的說明以及所用數據的來源；第三部分進行計量回歸并分析實證結果；渠道分析放在了第四部分；最后一部分是結論及相關政策建議。

二、研究設計

（一）計量模型建立

為了考察鄉城移民教育程度對其城市融入的影響，借鑒Yue等（2013）、劉生龍等（2016）的文獻，建立如下計量方程：

其中，Identity代表鄉城移民的城市身份認同，用以反映鄉城移民城市融入水平；Edu代表鄉城移民的教育程度，以個體接受的正規教育年數進行測度；Controls代表影響城市融入的一系列控制變量；方程中還納入了省別虛擬變量以控制地區固定效應，并用λ表示；ξ為誤差項。特別地，由于城市身份認同（Identity）為虛擬變量，基準回歸將采取Probit模型估計。

教育對城市融入的影響往往會受到隱性因素的干擾，如無法觀測的個人能力、成長環境或父母的教育程度等，從方法論的角度講，遺漏這些變量會產生有偏誤的估計結果。這一情形下，教育相關文獻多采用工具變量法來克服遺漏變量問題。1986年我國首部義務教育法頒布為研究教育的經濟社會效應提供了良好的準自然實驗（劉生龍等，2016；李振宇和張昭，2017）。我國義務教育法規定“凡年滿六周歲的兒童，不分性別、民族、種族，應當入學接受規定年限的義務教育”。緊接著，各地方教育主管部門也因地制宜地制定和頒布了相應的實施辦法。自此之后，全國中、小學階段入學率和國民教育水平有了明顯提升。圖1描繪了我國小學適齡兒童入學率和小學畢業升學率走勢，從中可以看出，我國適齡兒童入學率在1981年為93%，2008年為99.5%，近30年間增長了7.0%；小學畢業生升學率在1981年為68.3%，至2008年達到99.7%，整體增幅為46.0%。局部來看，我國適齡兒童入學率在1986年前后增長速度相對平緩，而小學生畢業升學率在1986年前后出現了跳躍式增長態勢。圖1間接說明，義務教育法主要是通過提高初中階段入學率來提升全民教育水平的，并取得了顯著成效。需要說明的是，義務教育法的頒布和實施是國家宏觀層面的政策方針，相對單個鄉城移民的城市融入程度具有強外生性特質，滿足工具變量的外生性條件。

借助義務教育法頒布實施這一準自然實驗，本文將采取兩階段最小二乘法（2SLS）對教育程度與鄉城移民城市融入的關系進行再檢驗。2SLS的第一步是使用鄉城移民的教育程度對工具變量（CLS）進行回歸，得到教育程度的擬合值，方程如下：

緊接著，使用教育程度擬合值完成第二階段回歸，方程如下：

1986年義務教育法規定義務教育包括小學和初中階段教育共9年。根據法律規定，未滿15周歲的失學兒童必須重返學校接受義務教育，而已滿15周歲的失學兒童則不必返校學習。這意味著，在義務教育法實施的當年，未滿15周歲（1971年9月之后出生）的兒童將因受到法律約束而比那些已滿15周歲（1971年9月之前出生）的兒童普遍接受更多的教育（Fang等，2012；劉生龍等，2016）。據此，我們將1971年9月后出生的鄉城移民納入處理組（treatment group），將1971年9月之前出生的鄉城移民納入對照組（reference group）。本文定義分組變量（CLS）等于1（如果個體生于1971年9月之后）。

圖1 小學適齡兒童入學率和小學畢業升學率走勢圖

（二）數據來源

本文所用數據來源于中國社會科學院社會學研究所發起的大型連續抽樣調查項目“中國社會狀況綜合調查（Chinese Social Survey，CSS）”。CSS調查項目分別于2006年、2008年、2011年、2013年和2015年進行了5次全國性調研，在此基礎上形成了5年的重復調查數據，為考察流動人口的社會融入問題提供了豐富而科學的基礎信息。考慮到相關變量的可得性以及論證的連貫性，本文僅使用了CSS2011數據①本文用于構建城市身份認同（Identity）變量的問題僅存在于CSS2011問卷中。。

根據胡書芝和劉桂生（2012）等的定義，鄉城移民為“從農村地區流動到城市地區，沒有城市戶籍或通過購房、婚姻等途徑獲得城市戶籍的移民及其隨遷家屬”。鑒于此，本文將研究對象限定為出生地為農村地區，現居地為城市地區的非農戶籍人口或農業戶籍流動人口。其中，城市地區包括市或縣的中心城區和邊緣城區。本文剔除了正在上學的觀察值、部分變量缺失的觀察值，可用樣本量為2 075個。

（三）變量介紹

本文因變量為鄉城移民的城市融入水平。如前所述，較之經濟和社會融入而言，心理和精神層面的融入更能體現鄉城移民的融入深度。因此，本文將著重考察心理融入，并采用城市身份認同（Identity）作為其代理變量。在CSS2011中有如下問題：“就目前的生活狀況來說，您認為自己是城里人還是農村人？”當受訪者回答“是城里人”時，將城市身份認同（Identity）變量賦值為1，否則賦值為0。

核心自變量是鄉城移民的教育程度（Edu）。在CSS問卷中的如下問題構成了對教育程度（Edu）的測度：“從上小學開始算起，您一共受過多少年的正式教育呢？”借鑒已有文獻并考慮可得性，納入的控制變量包括：個體的性別（男=1）、年齡及其年齡平方、民族（漢族=1）、婚姻狀況（在婚=1）、家庭的人口規模、本地居住時間。主要變量的統計性描述見表1。

表1 主要變量統計性描述

表1報告了主要變量的統計性描述。從表1可以發現，樣本中認同城市人身份的鄉城移民占樣本總量的48.4%，不足樣本總量的一半；51.6%的移民依舊認為自己是農村人，還未實現從農村人身份到城市人身份的心理轉變，一定程度上制約著我國城鄉一體化的建設步伐。

鄉城移民的平均教育年數在8.60附近，尚未達到義務教育法規定的9年義務教育水平，但已比較接近。“認同組”中，鄉城移民的平均受教育年數為9.38，“不認同組”中，鄉城移民的平均受教育年數為7.87。通過均值差t檢驗可以發現，兩組人群的平均受教育年數相差1.51，在1%的水平上顯著，間接說明了教育程度與城市身份認同之間的正向關聯性。

此外，通過表1還可以發現，“認同組”和“不認同組”在年齡、家庭人口規模等方面存在系統差異（均值差顯著異于零）。認同城市人身份的移民要比認同農村人身份的移民年齡普遍更大，反映出年齡更大的移民具備更強的環境適應和身份轉換能力。相對認同城市人身份的移民而言，認同農村人身份的鄉城移民，其家庭人口數量平均要高出0.49，對此有如下可能的解釋：家庭人口規模越大，鄉村文化更容易在家庭內部保留、延續；此外，較大的家庭人口規模往往伴隨著更大的經濟壓力和更低的家庭儲蓄和消費水平，也不利于自有住房的獲取和社交關系網絡的擴展。

三、實證結果

（一）基準回歸結果

本文基準回歸采用Probit模型，結果見表2。模型（1）中添加了性別、年齡等控制變量，但未控制地區固定效應。教育程度的回歸系數為0.037 3，且在1%的水平上顯著，說明教育程度每增加1年，鄉城移民認同城市人身份的概率將提高3.73個百分點。模型（2）在模型（1）的基礎上進一步添加了省別虛擬變量，教育程度的回歸系數變為0.035 2，與模型（1）結果基本保持在同一水平。

表2 Probit回歸結果

續表 2 Probit回歸結果

本文中，鄉城移民被界定為出生于農村地區的鄉城流動人口，其中也包括出生地為農村，卻成長于城市地區，但沒有任何農村生活經歷的人群。這類人群由于缺乏農村生活記憶，而與城市原著居民更為相近。一方面，與城市原著居民類似的成長環境、社會關系網絡和生活習慣等，導致他們更傾向于認同自己的城市人身份；另一方面，由于一直生活在城市地區，該人群有更多的機會接受正規教育，表現為更長的受教育年數。這意味著，使用包含上述觀察值的樣本，極有可能高估教育對城市融入的促進作用。為此，在初始樣本的基礎上，我們進一步剔除了遷移年齡小于10歲的觀察值。

子樣本回歸結果報告于表2第三列和第四列。類似地，模型（3）只納入了性別、年齡等個體特征和家庭特征變量，模型（4）進一步納入了省別虛擬變量。從表2可以發現，教育程度系數分別為0.036 0和0.034 2，且均在1%水平上顯著，表明教育年數每增加1年，鄉城移民認同城市人身份的概率將提升3.5個百分點左右。這一結果與全樣本回歸結果十分接近。

表3 2SLS第一階段回歸結果

（二）2SLS回歸結果

在進行2SLS回歸之前，需要對工具變量的相關性和排他性條件進行檢驗和說明。表3為2SLS回歸的第一階段結果①由于CSS2011未提供受訪者的出生月份，無法確定1971年出生的移民是屬于對照組還是處理組。借鑒鄒紅和喻開志（2015）等的做法，我們剔除了1971年出生的觀察值。。第一列為全樣本回歸結果，可以發現，CLS變量系數為1.509 9，且在1%水平上顯著，說明工具變量與鄉城移民受教育程度顯著正相關；第一階段回歸F值為28.42，遠大于10，排除了弱工具變量的可能性。模型（2）對應剔除了初遷年齡小于10歲的觀察值的子樣本，檢驗結果與全樣本保持一致。綜上可知，工具變量的相關性條件是滿足的。

工具變量的排他性條件指的是，義務教育法頒布只能通過影響移民的受教育程度來影響其城市融入。從頒布部門來看，義務教育法由全國人民代表大會決議通過，屬于宏觀層面的制度方針，具有較強的外生性。從頒布初衷來看，義務教育法旨在“保障適齡兒童、少年接受義務教育的權利，保證義務教育的實施，提高全民族素質”，并不直接作用于個體能力等影響居民城市融入的其他因素，滿足排他性條件。

借鑒方穎和趙揚（2011）等的做法，我們還對工具變量的排他性條件進行了實證檢驗。具體如下：首先使用工具變量（CLS）對城市身份認同進行回歸，結果見表4模型（1）和模型（3）。從表4可以發現CLS系數在5%的水平上顯著為正，說明義務教育法頒布顯著提高了鄉城移民的城市身份認同感。隨后，使用CLS和教育程度一起對城市身份認同進行回歸，結果見表4模型（2）和模型（4）。此時，教育程度系數在1%的水平上顯著，但CLS變量卻變得不再顯著。上述結果也進一步說明，CLS僅通過影響教育程度影響城市身份認同。

表4 排他性檢驗

表5 2SLS回歸結果

2SLS回歸結果見表5。模型（1）是全樣本回歸結果，在未控制地區固定效應時，教育程度系數為0.067 3，在5%的水平上顯著，說明受正式教育年數每提高1年，鄉城移民認同城市人身份的概率將提高6.73個百分點。與Probit模型結果相比，2SLS結果有了明顯的提升，對此可以用“寒門多出貴子”來解釋：那些出身貧寒的移民，往往更珍惜學習機會、投入更多的學習精力，進而獲取更高的教育水平；同時，相對家庭優越的移民而言，這些移民難以借助家庭或父母的力量融入城市。如果不考慮家庭背景和父母特征等因素，基本的回歸結果就會低估教育的作用。表5模型（2）對應10歲后遷移的鄉城移民，教育程度的系數為0.068 3，在5%的水平上顯著，說明子樣本中鄉城移民的教育年數每增加1年，認同城市身份的概率將提高6.83個百分點。工具變量結果證明了教育對城市融入的確存在正向促進作用，努力提高鄉城移民受教育水平對推進城市化進程意義重大。

四、渠道分析

作為重要的人力資本，教育能夠通過多種途徑間接影響鄉城移民的城市融入。在基本結論的基礎上，接下來將從城市戶籍、城市住房獲取和婚姻市場三個方面揭示教育對城市融入的主要傳導機制。①教育還可能通過城市公共服務獲取、社會網絡關系拓展等諸多方面影響鄉城移民的城市融入，限于變量的可獲得性以及中介渠道的交疊性，本文未一一考察。

（一）城市戶籍

1958年頒布的《戶籍管理條例》將城市居民和農村居民按照戶籍進行了清晰劃分。從歷史的角度來看，新中國成立初期的戶籍制度很好地將農民固定在了土地上，并以“剪刀差”的形式推進著中國城市的工業化和現代化進程（吳賈等，2015）。由于作為工業生產資料的農業產品一直受到政府的價格管控，處于低位供給狀態，導致城鄉居民的收入水平和生活質量存在巨大差異。與此同時，百廢待興的國民經濟尚不具備全面推進公共服務建設的能力，教育、醫療、社會保障等基本公共服務投入存在明顯的城市偏向。作為優先享受城市公共服務準入門檻的城市戶籍也自然而然地成為農村人身份和城市人身份的主要區別。改革開放以后，市場經濟的發展需求倒逼城鄉一體化進程不斷推進，城鄉二元結構日趨松動，戶籍制度改革的呼聲漸隆。國務院和相關部門相繼推出了一系列改革文件，以期打破勞動力鄉城流動限制和就業門檻。但由于制度的不完善和觀念的固化，這些改革措施還未能完全扭轉城市戶籍和農村戶籍在勞動市場、婚姻市場以及城市基本公共服務等方面的歧視性對待。獲取城市戶籍依舊是鄉城移民融入城市、認同城市身份的主要一環。

本文認為，教育對鄉城移民城市融入的影響，一定程度上是通過城市戶籍獲取發揮作用的。這可以從勞動市場、婚姻市場和住房市場等視角予以解釋。從勞動市場來看，依托工作單位轉化戶籍是獲取城市戶籍的重要途徑。一般而言，有能力解決職工城市戶口的企事業單位或政府部門對求職者的學歷要求不斷提升，這意味著，那些教育程度較高的移民，有更大的概率通過勞動市場來獲取城市戶籍。從婚姻市場來看，通過嫁娶城市原著居民實現城鄉戶籍轉化的情況已屢見不鮮。由于門當戶對的傳統觀念，城市居民嫁娶農村居民將受到家庭其他成員的強烈阻撓，而教育則有助于沖破這一傳統障礙。一方面，教育程度較高的農村戶籍人口，在文化素養、工作性質、個人收入等方面與城市居民逐漸趨同，較易被配偶家屬接受；另一方面，更高學歷的獲取過程也增加了與城市同學接觸的機會，提高了嫁娶城市居民的概率。從住房市場來看，教育作為人力資本提升的最主要途徑，為積累購房儲蓄提供了收入保障。而購房落戶的情況已經成為獲取城市戶籍的常見渠道。特別地，教育在住房市場和婚姻市場的上述作用，將在后文中作進一步的分析和驗證。

接下來將實證考察教育對城市戶籍獲取的影響。對于城市戶籍獲取（Urban_hukou），本文采用現有戶籍是否為本地城區非農戶籍進行測度，回歸結果見表6。前兩列為全樣本結果，模型（1）使用Probit模型，教育程度回歸系數為0.031 3，在1%的水平上顯著，說明教育年數每增加一年，鄉城移民獲取城市戶籍的概率將提高3.13個百分點；模型（2）為消除了內生性問題后的2SLS模型結果，教育程度回歸系數提高至0.097 8，在5%的水平上顯著，說明教育年數每增加一年，鄉城移民獲取城市戶籍的概率將提高9.78個百分點。后兩列對應10歲后遷移的鄉城移民樣本，實證結論與全樣本保持了一致性。表6的回歸結果說明，獲取城市戶籍是教育影響鄉城移民城市融入的重要傳導機制。

（二）城市住房

鄉城移民要順利融入城市，有一套穩定的住房至關重要（胡書芝和劉桂生，2012）。“居者有其屋”，住房一直被老百姓看成是安身立命、安居樂業的先決條件。張路等（2016）的研究結果顯示，中國各年齡段居民的住房擁有率普遍高于美國，從側面反映出我國居民對自有住房的格外偏好。在中國人眼中，房屋與“家”密切相關，甚至被視為“家”的代名詞。漂泊在外的鄉城移民在城市地區擁有自己的住房，便有了“家”的歸屬感，無疑會增強他們對城市人身份的認同。此外，市場經濟條件下，購房送戶口的政策設計也讓房產與城市戶籍、城市公共服務相關聯，進一步強化了住房獲取對鄉城移民城市融入的積極作用。從另一個視角來看，住房還是一種特殊的消費品。人們習慣借助消費彰顯與其他社會成員的同一性和差異性，并將自己劃歸到特定的階層和群體（王雨磊，2012）。作為一類高檔商品，住房可以彰顯城鄉居民的消費能力，影響著他們對所屬階層和群體的主觀判斷。與大部分鄉城移民不同，原著城市居民的城市住房往往與生俱來，這也構成了城市人和農村人的顯著區別。換言之，有能力購買城市住房，才能與城市居民在消費水平、進而社會階層上達成同一。因此，城市住房便成了鄉城移民實現“退村進城”、完成身份轉換的必要前提。

表6 教育程度與城市戶籍獲取

獲取城市住房是教育影響鄉城移民城市融入的另一個重要渠道。1998年7月國務院發布《關于進一步深化城鎮住房制度改革加快住房建設的通知》，宣布城鎮地區自1998年下半年開始停止住房實物分配，全面實行住房分配貨幣化，同時建立和完善以經濟適用住房為主的多層次城鎮住房供應體系。自此之后，我國城市住房價格持續走高，超過了國民經濟和居民收入的增長速度，給城鄉居民帶來了沉重的購房負擔。在各級政府努力破除城鄉二元戶籍結構、推進養老醫療服務等城鄉一體化改革取得實質性進展的背景下，不斷攀升的城市房價逐漸演變為阻礙鄉城移民融入城市的又一樊籬。客觀的房價是移民無法左右的現實條件，獲取更高的收入成為普通老百姓快速積累購房儲蓄、購買城市住房的主要途徑。我們認為，教育在促進收入增長方面扮演著積極角色，并間接提高了居民獲取城市住房的概率。一方面，作為獲取人力資本的主要方式，教育可以顯著提升居民的勞動回報率（劉生龍等，2016）；另一方面，作為一種顯示信號，更高的教育程度還有助于勞動者直接獲取薪金更高的就業崗位（Spence，1973）。

為了驗證城市住房的中介作用，本文實證考察了教育對鄉城移民獲取城市住房的影響。回歸分析中，被解釋變量為是否擁有城市住房（City_house），其中，城市住房被界定為鄉城移民在遷入縣（市、區）城區內的自有住房。具體的實證結果見表7。前兩列為全樣本結果，模型（1）對應Probit模型，教育程度的回歸系數為0.027 6，在1%的水平上顯著，說明教育年數每增加一年，鄉城移民獲取城市住房的概率將提高2.76個百分點；模型（2）為消除了內生性問題后的2SLS模型結果，教育程度回歸系數提高至0.060 9，在5%的水平上顯著，說明教育年數每增加一年，鄉城移民獲取城市住房的概率將提高6.09個百分點。后兩列對應10歲后遷移的鄉城移民樣本，實證結論與全樣本保持了一致性。表7的回歸結果支持了先前的論斷，即獲取城市住房是教育影響鄉城移民城市融入的重要渠道。

表7 教育程度與城市住房獲取

（三）婚姻市場

嫁娶城市原著居民有助于鄉城移民快速融入城市生活。首先，通過婚遷的方式，鄉城移民可以將戶口遷移到配偶所在的城市地區，并由此獲取城市戶籍。一般來講，城市居民的收入水平相對較高，經濟條件相對優越，嫁娶城市居民更容易得到對方父母在購買住房上的經濟支持。如前文所述，城市戶籍和城市住房正是移民實現城市融入的關鍵鎖鑰。其次，“潛移暗化，自然似之”，鄉城移民在文化風俗、消費習慣、交流方式等方面會受到配偶及其家屬的深刻影響，并與城市居民日漸趨同；此外，通過配偶及其原屬家庭，鄉城移民還能夠拓展自身的社會關系網絡，結識更多的城市人。生活方式上的轉變和城市社交網絡的擴展對于鄉城移民融入城市生活無疑具有積極效應。

本文認為，伴隨著教育程度的提升，鄉城移民嫁娶城市居民的概率也會不斷增加。換言之，嫁娶城市居民構成了教育促進鄉城移民城市融入的又一作用路徑。據前文分析，教育不僅有助于沖破“門當戶對”的婚姻觀念，還會增加鄉城移民與適齡城市居民的接觸機會，提高嫁娶城市居民的可能性。為了檢驗教育的上述作用，本文借助CSS2011數據實證考察了鄉城移民受教育程度對其嫁娶城市原著居民的影響，實證結果見表8。

表8 教育與婚姻市場

識別移民配偶是否為城市原著居民是進行回歸分析的基本前提。對于城市原著居民的界定存在主觀性，我們將父親或母親自出生后一直在城市地區生活（父親或母親的原籍為城市地區）的居民定義為城市原著居民。根據這一定義，父母出生時的戶籍信息構成了判斷子女是否為城市原著居民的最佳依據。遺憾的是，CSS2011問卷并沒有提供配偶父母的原始戶籍信息，由于存在戶籍變更的可能性，使用現在的戶籍信息進行判斷是欠妥當的。根據對所用數據的分析，我們發現，絕大部分受訪者的配偶父母都出生于20世紀五六十年代。由于改革開放之前我國還處于“吃大鍋飯”的計劃經濟發展階段，富余農村勞動力尚未從土地上解放出來，使得五六十年代出生的農村居民大多具有務農經歷。反過來講，沒有務農經歷的居民基本都自小生活在城市，他們的子女也自然是成長于城市地區的原著居民。有鑒于此，我們根據配偶父母戶籍類型和是否有過務農經歷來判斷配偶是否為城市原著居民（Original）①發軔于20世紀60年代、止于70年代的“上山下鄉”運動，使得一部分城市原著居民也獲得了務農經歷。由于無法識別出這一部分居民，按照父母“是否有務農經歷”來判斷子女是否是城市原著居民的做法可能會低估教育的作用。，具體地，配偶父親或母親現為城市戶籍且沒有務農經歷時，配偶被界定為城市原著居民，并賦值Original=1；否則，Original=0。

表8的前兩列為全樣本結果②由于部分鄉城移民尚未結婚等原因，樣本量有所下降。，模型（1）對應Probit模型，教育程度的系數為0.013 2，在1%的水平上顯著，說明教育年數每增加一年，鄉城移民嫁娶城市原著居民的概率將提高1.32個百分點；模型（2）為消除了內生性問題后的2SLS模型結果，教育程度的回歸系數提高至0.132 5，在5%的水平上顯著，說明教育年數每增加一年，鄉城移民嫁娶城市原著居民的概率將提高13.25個百分點。后兩列對應10歲后遷移的鄉城移民樣本，實證結論與全樣本保持了一致性。表8結果證明教育程度對鄉城移民嫁娶城市原著居民具有正向促進作用。

五、結論及政策建議

改革開放以來，大批農村居民涌入城市，為城市發展注入了活力。作為城市建設的重要貢獻者，鄉城移民的城市融入問題備受關注。鄉城移民是否真正融入城市，不僅關系到移民自身的社會公平感、精神健康和生活滿意度等，還直接影響城市經濟的可持續發展和社會的長治久安。在人口城市化大步邁進的時代背景下，如何推進鄉城移民快速融入城市成為各級政府面臨的重要課題。

教育被認為是影響鄉城移民城市融入的重要因素。近年來，不少文獻圍繞兩者之間的因果關系展開了深入研究。但鑒于指標選取不同以及內生性問題的存在，相關結論并未達成一致。借助CSS2011微觀調查數據，本文針對教育與鄉城移民城市融入之間的關系進行了再檢驗。我們使用城市身份認同作為鄉城移民城市融入的測度指標，以期深入考察移民心理層面的融入狀況。面對可能存在的內生性問題，我們借助1986年《義務教育法》頒布這一準自然實驗構建工具變量，采取2SLS方法進行了穩健性回歸分析。實證結果表明，教育年數的增加的確有助于鄉城移民認同城市身份。在基本結論的基礎上，本文還進行了相應的渠道分析，結果發現，教育在鄉城移民獲取城市戶籍、城市住房以及嫁娶城市原著居民過程中扮演著積極角色，并由此促進鄉城移民的城市融入。

本文的結論具有深刻的政策含義。在人口城市化大步邁進的時代背景下，不斷推進農村教育事業發展，努力提高鄉城移民的教育水平，對于加快實現鄉城移民城市融入意義重大。首先，合理加大農村教育經費投入，促進農村教育事業穩步發展。長久以來，優先發展城市地區的財政支出偏向政策，導致公共服務建設在鄉城之間存有系統差異，教育領域尤其如此。相對滯后的農村公共教育服務，拉大了城鄉教育教學差距，使農村學生在升學考試中處于明顯劣勢，降低了農村學生進一步深造的可能性。為此，地方政府應逐步矯正教育支出的城市偏向，建立保障農村教育經費長效供給機制。一方面，積極改善校舍、圖書館、多媒體設備和實驗器材等農村教育教學條件，提高農村各級教育教學質量；另一方面，設計政策激勵機制引導優質教育人才流向農村地區，強化農村師資隊伍教學能力，提升農村各級教育升學率。其次，推進農村教育扶持政策，擴大教育公平的受益面。付出更多的教育開支是接受更多教育的必然成本。沉重的教育開支對于低收入家庭而言無力背負，致使部分學生在結束義務教育后，沒有機會進入高一層級的教育階段。為此，政府及相關部門應積極制定、完善針對農村低收入家庭的教育扶持政策和針對貧困學生的獎助學金、助學貸款政策，為農村貧困學子繼續深造創造條件。此外，在農村地區大力發展中等以上教育，尤其是中、高等職業教育，也是增加受教育機會、提高農村居民教育水平的有效途徑。