農業轉移人口定居意愿的影響因素及機制

陶霞飛

一、引言

人口流動是除生育和死亡之外影響區域人口數量和結構的第三種途徑。2020年第七次全國人口普查結果顯示，全國流動人口為3.76億人，占總人口的26%。與國際上永久性遷移不同的是，國內的人口流動呈現出候鳥式、周期式的模式，流動對區域人口數量和結構的影響也呈現鐘擺式、周期式的特點。盡管此前學者們普遍認為，國內人口流動的周期性特點的根本原因在于戶籍制度的限制和土地制度的制約，然而越來越多的調查和研究表明，即使流動人口有能力和機會突破戶籍限制，擁有落戶和定居意愿的流動人口比例也不突出[1-3]。同時受農村土地集體所有制的牽制、鄉土情感的制約和家庭責任的束縛，與城—城流動人口相比，農業轉移人口的落戶或定居意愿更缺乏[4]。

流動之后的定居對于國內流動人口來說，除了需要突破戶籍制度的限制之外，還要看流動人口定居城市是否能滿足個人和家庭在城市生活的各方面所需。住房需求是流動人口定居城市的最基本也是最重要的需求之一。相比租賃住房，居住在自有住房中的流動人口的定居意愿更為強烈。[4-5]目前國內的人口流動雖然以家庭化流動為主，但是這種家庭化流動并不是舉家遷移，而是部分家庭成員的共同流動。[6-7]當下國內很多人尤其是農村地區的居民，對家庭的定義和理解仍然為主干家庭形式，家庭代際互動較為頻繁，家庭凝聚力仍然較強。[8-9]這種家庭居住空間分離的形式及人戶分離的狀態又為以住房自有來預測農業轉移人口的定居和返鄉帶來很大的不確定性。相比較城鎮戶籍的流動人口，農業轉移人口的定居意愿還受到其在老家所擁有的宅基地、承包土地以及集體財產分紅等權利的制約，其定居意愿影響因素更為復雜。[10]

本文旨在探討農業轉移人口定居意愿的影響因素，重點分析流入地住房自有對其定居意愿的影響。目前，國內關于流動人口住房自有和定居意愿的大部分研究并沒有深究流動人口定居決策的行動邏輯。同時，住房自有和定居意愿在不同學者的研究中被賦予了不同的屬性。有些研究將住房自有作為被解釋變量，揭示了定居意愿對住房自有的積極影響，或是返鄉意愿對住房自有的消極影響；有些研究將定居意愿作為被解釋變量，表明了住房自有對定居意愿的積極影響。[4-5，11-12]從實證的層面看，學界對這二者何為自變量，何為因變量未達成共識，而這正暗示了住房自有對定居意愿影響實證研究的內生性問題。[13]實際生活中，流動人口的購房和定居決策，可能是共時性決策，二者同時受其它因素例如就業的影響。因此，如果簡單地將二者之一作為自變量或因變量都會導致出現內生性問題而影響模型的效度。本文也試圖從實證的角度去處理這二者的內生性問題，在控制內生性問題的情況下，探討農業轉移人口定居意愿的影響因素及影響機制，并以此揭示農業轉移人口的行動邏輯。

二、文獻述評

盡管農業轉移人口常年工作、居住在城鎮，但是其行為決策仍然深受農民身份的影響。研究表明，家庭化流動模式之下，農業轉移人口遷移決策是“用腳投票”的過程，其關于定居或返鄉決策也是基于成本—收益分析的理性決策。[15]但是這種理性，既不是單純追求自我利益最大化的經濟理性，也不是單純受社會制度和社會關系制約的社會理性，而是社會理性和經濟理性的有機結合。[16]一系列研究表明，農業轉移人口決定是否在流入地定居一方面受制于他們的定居能力和居住偏好，另一方面受他們在流入地獲得的現有和預期收益的影響。國內關于農業轉移人口或農民工回流和定居的研究的潛在話語大都將回流的農民工描述成“失敗者”，而將在城市定居者描述成“成功者”，即定居城市是收入、教育水平、職業等經濟資本、人力資本和社會資本的重要體現，而回流則是因為經濟資本或人力資本的不足。[17-18]相關研究證實，收入越高、教育程度越高、職業越穩定的流動人口越傾向于在流入地定居。[19-20]農業轉移人口的定居決策也是其在社會制度排斥的限制下做出的社會理性取向的選擇，社會文化等因素對其定居意愿影響同樣重要。[16]研究表明，身份認同、社會融入、市民化、社會網絡或社會支持對其城鎮定居意愿有重要影響。社會網絡異質性越強、社會支持越強、身份認同越傾向于城鎮居民、社會融入越好，農業轉移人口定居意愿越強。[21-22]

其次，他們對定居收益的計算既取決于他們在流入地的就業機會和收入，也受到流入地公共服務和社會福利水平的影響。因此，流入地的經濟狀況和公共服務資源狀況都對流動人口的定居意愿有重要影響。[23-24]而且農業轉移人口在老家對宅基地、宅基地上的住房以及承包土地等使用、繼承和轉讓的權力構成了他們定居城鎮的成本牽制。老家住房的空置、土地的荒廢及他們對定居城鎮可能導致失去繼承土地和宅基地權利的擔心都是其定居城鎮可能承擔的實際成本和心理成本，因此對其城鎮定居意愿有消極影響。[5]綜上所述，有研究認為流動人口在社會制度排斥的壓力下做出的關于定居城鎮和返鄉的決策表明了其行為動機受社會理性驅力影響，預示著其遷移行為范式從一元經濟理性向社會理性為突出特征的多元理性轉變。[25]

住房是滿足人類居住需求的物質載體，也是家庭財富的集中體現。住房對移民具有重要意義，因為住房狀況不僅影響流動人口在流入地的生活滿意度，同時也影響他們的社會融入程度。[26]住房對定居意愿的影響主要體現在住房來源、住房支出、住房狀況和住房支持上。住房來源為市場或者正式渠道的流動人口的定居意愿更強。[21]其中購買住房或者自建房即住房自有對農業轉移人口定居意愿的積極影響得到了反復驗證。[4-5]在流入地擁有自有住房的流動人口的定居意愿遠遠高于租房或者居住集體宿舍的流動人口。研究表明，住房越穩定、住房條件越好、住房支持越多，定居意愿越強。[27-28]然而在住房的眾多屬性中，住房自有對定居意愿的穩健性影響雖然得到了反復驗證，但是影響機制并未得到闡述，住房影響定居意愿是基于經濟理性還是社會理性的爭論并未得到解決，已有研究也并沒有排除定居意愿導致購買住房的影響路徑。同時，由于忽視了農業轉移人口的現實特殊性，已有的大部分文獻將農業轉移人口的定居意愿與其家鄉的聯系割裂開來。已有相關實證研究仍然局限于在已有的數據上做影響因素分析，缺乏從農業轉移人口自身的行動邏輯來分析其定居決策，沒有對所謂的“定居”做更深入地理論層次的分析。

三、理論基礎

(一)新遷移經濟學與斯科特—波普金爭論

人口的空間流動是人口學研究的重要領域，相關理論較為豐富，不同的遷移理論側重人口流動的不同解釋范式。雖然本文并不涉及人口流動相關分析，但是由于流動人口在流入地的定居決策在某種程度上也是一種遷移決策(從流入地出發的遷移)，并且本文主要是微觀個體決策分析，因此本文主要借鑒人口遷移理論中的新遷移經濟學，并通過融合“小農理性”來幫助分析農業轉移人口的定居決策。之所以借鑒新遷移經濟學，是因為新遷移經濟學將家庭作為分析人口遷移決策的基本單位，認為人口遷移的目的是實現家庭利益的最大化和家庭風險的最小化，這對于浸潤在“家本位”文化中的農業轉移人口在家庭化流動階段的定居決策具有較強的理論解釋力。[8]該理論由史塔克(Stark)在20世紀80年代提出，并逐漸占據人口學遷移理論的主流，成為人口遷移領域的重要理論。[29]因此本文認為，在分析農業轉移人口的定居或返鄉的決策時，應該以家庭為分析單位，將家庭視為決策主體，且不應該將家庭局限于核心家庭。已婚夫婦對家中長輩的養老義務，家中長輩能夠給予核心家庭的幫扶，都是影響農業轉移人口定居或返鄉決策的重要因素。

關于農民的行為邏輯是基于經濟理性還是社會理性曾在20世紀初引發了較為熱烈的討論?；诠诺浣洕鷮W“經濟理性人”假設的經濟理性主張認為人是追求自我利益最大化的市場主體，而社會理性則是社會學在經濟理性人假設解釋力不足的情況下提出的人的行為是嵌入在社會制度和社會關系中的產物，其目的不是利益最大化，而是自我滿足和合理化。斯科特(Scott)和波普金(Popkin)是小農理性爭論中的最主要代表學者。斯科特認為農民面臨的殘酷惡劣的生存環境使得農民行為決策的首要目的是規避對其生存造成威脅的風險而非盲目追求利潤最大化。這種以生存為本，規避風險的保守取向是農民社會理性的重要體現。[30]而波普金則反駁了這一觀點，并認為農民的行為符合經濟理性，他們的經濟行為是綜合權衡長期和短期利益之下對最大化利益的追求。[31]究其根本，不管是斯科特的生存理性，還是波普金的經濟理性，斯科特—波普金爭論都認同小農群體行為邏輯的理性取向，只不過各自側重不同的理性。由于農業轉移人口介于農民和市民之間，具有農民和工人雙重身份，因此不應該將其行動的邏輯局限于簡單的“經濟理性”或者“社會理性”，其對土地和宅基地的執著以及對流入地公共服務的需求超越了經濟理性或社會理性所能解釋的范疇。因此，基于新遷移經濟學并結合斯科特—波普金爭論，本文提出了家庭為本的“小農理性”概念。該概念強調了農業轉移人口以家庭為決策主體，其關于定居的行為決策既體現了傳統農民的生存取向(對土地和宅基地的重視以及風險最小化)，也體現了其突破制度限制的社會理性以及其作為經濟理性人尋求利益最大化的雙重行為邏輯的融合。

(二)居住安排：跨區域家庭生計策略

相對普遍的是，絕大多數的農業轉移人口，在其老家都具有分配和使用宅基地的權利，且大部分不會放棄、轉讓和出售其在宅基地上的住房。一方面是出于經濟考慮，住房和土地具有較大的升值潛力。另一方面，也受文化的影響，宅基地上的住房通常被視為“老家”，是大部分漂泊在外的農業轉移人口的根。因此，即使他們常年背井離鄉甚至舉家外出，在能力允許的情況下，也會對宅基地上的住房進行翻新和裝修，這種情況在他們在流入地獲得自有住房的情況下也存在。[32-33]即使有些農業轉移人口在流入地定居下來，他們也會和老家保持密切的聯系。因此本文還引入了跨區域家庭生計策略理論來分析農業轉移人口的這種跨區域行為。跨區域或多地點概念指的是移民在原籍國和遷入地之間的雙重社會關系和身份認同，是對移民與原籍國之間的經濟、政治、社會、心理聯系的理論概括。施密特—卡勒特(Schmidt-Kallert)將跨區域概念擴展成跨區域家庭生計策略用來研究非洲和亞洲的非永久性遷移，并從經濟互惠、服務交換、觀念傳遞等來解釋非永久遷移流動人口跨區域活動的策略性，該理論也被用于對國內農民工的研究。[34-35]基于此理論，本文認為國內農業轉移人口購買住房以及定居的決策都是以家庭發展為目的跨區域家庭生計策略。對于農業轉移人口來說，定居并不意味著家庭永久性空間轉移，也不意味著割斷和家鄉的聯系，而是跨區域謀取家庭發展的路徑之一。定居是家庭生活重心的轉移，是家庭基于流出地和流入地在就業機會、公共服務、社區環境等各方面的比較做出的關于大部分(或全部)家庭成員的長期生活地點的理性決策。在此決策之下，部分家庭成員可能留守老家，老家的不動產以及相關經濟權益會被保留，定居城市的家庭成員也會定期回訪老家，甚至在較遠的未來，定居城市的部分家庭成員會重新回到老家生活。同時，戶籍制度改革的漸進性，也為農業轉移人口利用制度的差異性來達到自身利益的最大化提供可能性。在我國戶籍制度改革正在進行的當下，農業轉移人口可以在既保留其在老家農村的經濟權益的同時，也可以通過某些方法(例如購買當地住房或者辦理居住證)享受到和流入地戶籍人口類似或同等的公共服務。

四、數據、方法和模型

(一)數據來源

本文的分析主要基于2017年全國流動人口動態監測調查數據。該調查數據采用多階段、分層次、樣本與規模成比例的PPS抽樣方法進行抽樣調查，樣本涵蓋31個省、區、市和新疆生產建設兵團。抽樣總體為調查前一個月來本地居住、非本地戶口的年齡15周歲以上的流動人口。2017年實際調查的有效樣本為169889個流動人口(調查中詢問了調查對象家庭成員信息)。刪去城鎮戶籍的流動人口，共得到132555個農業轉移人口樣本。其中男女比例為108∶100，比例較為均衡，平均年齡為36歲，超過80%為已婚狀態，在流入地擁有住房產權的比例為24.82%，平均居留時長約6年，超過34%的流動人口預期在所在地居留10年及以上。

(二)變量界定

1.因變量

雖然學界對于住房和定居意愿二者之間何為因何為果沒有達成統一的看法，但是由于本文使用的流動人口動態監測數據中，住房自有為既有事實，是農業轉移人口在接受調查之前的購房決策和行為的結果，而定居意愿為其接受調查時的心理狀態。即使定居意愿可能會在一定的時間內保持不變，但從時間發生的先后順序看，本文更傾向于將定居意愿作為因變量，住房自有作為自變量。其中定居意愿為虛擬變量，1表示有，0表示無。本文對農業轉移人口定居意愿的理解為農業轉移人口家庭重心在空間上的持續性轉移而不只是永久性定居的意愿，因此，本文將回答打算居留10年以上的受訪者都作為具有定居意愿。

2.自變量和控制變量

住房自有是本文第一個自變量，住房自有來源于2017年全國流動人口動態監測調查中的Q308：“您現住房屬于下列何種性質”。本文將自購商品房、自購保障性住房和自購小產權住房都歸為住房自有，其它則為無自有房。住房自有為虛擬變量，1表示有，0表示無。

同時，基于家庭為本的小農理性和跨區域家庭生計策略理論，本文將農業轉移人口的購房決策和定居決策視為家庭決策，以家庭為單位，將流動人口定居流入地的決策與其在流出地的狀況聯系起來，考察其購房和定居的影響因素及相互關系?；跀祿旧硭哂械淖兞浚?017年全國流動人口動態監測數據中，本文選擇以家庭收入而不是個人收入作為流動人口住房支付能力和定居能力的體現。并且，在跨區域家庭生計策略理論的指導下，本文將流動人口在流入地的購房決策和定居意愿與其在老家的經濟收益聯系起來，將流動人口在老家的權利(宅基地、承包地和集體分紅)作為重要變量納入模型。在文獻回顧的基礎上，本文選取了婚姻狀況、家庭化遷移等變量代表家庭特征和家庭狀況，同時以居留時長和社會網絡作為農業轉移人口與流入地的聯系變量，流動范圍作為衡量老家和流入地社會距離的變量，將性別、年齡、教育水平以及是否在體制內工作作為控制變量。以上因素為住房自有和定居意愿的共同影響因素。由于定居意愿除了與客觀的定居能力有關，也與主觀的城市情感有關，因此，本文納入了對流入地的城市情感作為定居意愿的控制變量。農業轉移人口是否在流入地購房，也受其心理狀態影響，農民工的過客心理是其住房不穩定的重要影響因素。[3]因此，本文將農業轉移人口的身份認同(是否認為自己是本地人)納入模型作為住房自有的控制變量。之所以只將城市情感作為定居意愿的而不是住房自有的控制變量，是因為購買住房不僅具有滿足居住需求的作用，也有投資的效果。相比住房自有，城市情感對定居意愿的影響比對住房自有的影響更直接。而之所以將身份認同作為住房自有的控制變量而不是定居意愿的控制變量，是因為過客心理或者本地人身份認同與定居意愿是一體兩面，放入定居意愿模型容易引起較為明顯的內生性問題。因此，本文將身份認同只作為住房自有的控制變量。①

表1 變量賦值及描述性分析

(三)方法和模型

由于購房決策和定居意愿可能是共時性決策，因此單純地將購房決策或者定居意愿作為因變量構建logistic或者probit模型都可能會因為內生性問題而影響模型的效度。為了檢測二者是否具有內生性，本文構建似不相關雙變量probit模型，檢測住房自有和定居意愿之間的內生性是否顯著。使用該模型主要是為了確認是否存在不可觀測變量同時影響購房行為和定居意愿。在驗證了住房自有和定居意愿之間的內生性問題之后，本文將住房自有作為內生變量納入到遞歸雙變量probit模型中，探討在控制了內生性問題的基礎上住房自有對農業轉移人口定居意愿的影響。同時本文也給出了在沒有控制內生問題上以定居意愿作為因變量的單變量probit模型回歸作為對比。

五、實證結果

(一)定居意愿的影響因素分析

本文首先構建了似不相關雙變量probit模型檢驗了住房自有和定居意愿之間的內生性，結果顯示住房自有和定居意愿之間具有顯著的內生性問題(結果略)。因此，本文構建了遞歸雙變量probit模型，在控制內生性和相關變量的基礎上分析了住房自有對定居意愿的影響。

表2中模型1為以住房自有作為內生變量的遞歸雙變量probit模型，模型2為以定居意愿為因變量的單變量probit模型。模型1結果顯示，在控制了內生性問題上，住房自有確實對定居意愿有積極影響，在流入地擁有住房的農業轉移人口定居意愿更高，該結果再次呼應了已有的相關研究。[4-5]模型1同時也表明，與家庭相關的婚姻、家庭收入和流動模式(家庭化流動)都對住房自有和定居意愿具有顯著積極影響，與流出地相關的家鄉經濟權利、與流入地有關的居留時長、社會網絡及與兩地社會心理距離相關的流動范圍都對住房自有和定居意愿有顯著影響。與已有實證研究認為未婚的流動人口更傾向于定居城市的結論不同，本文的實證結果表明已婚農業轉移人口更傾向于定居城市。[24，36]同時與家庭成員共同流動、省內流動、社會網絡異質性較強、在老家無任何經濟權益的農業轉移人口在流入地擁有住房的概率更高，其定居意愿也更強。家庭收入越高、在流入地居留時間越長，其住房自有和定居意愿的概率也就更高。身份認同對住房自有有顯著的積極影響，而城市情感對農業轉移人口的定居意愿也有顯著的積極影響。在其它控制變量中，除了性別影響不顯著，年齡、教育水平以及單位性質對定居意愿都有顯著影響。教育水平越高的體制內農業轉移人口擁有自有房和定居意愿的概率都更高。年齡越大的農業轉移人口擁有定居意愿的概率更低。本文認為這是因為年齡越大的農業轉移人口鄉土情感更重，相比定居城市，他們更愿意返回家鄉，這也與相關研究顯示新生代農民工比老一輩農民工定居意愿更強的研究結果相吻合。[22]

表2 遞歸雙變量probit模型及獨立probit模型結果

模型2與模型1在影響的方向和顯著性上基本相同，表明了不控制住房自有和定居意愿的內生性的單變量Probit模型也具有一定的效度。而在probit模型中，變量的系數解釋起來較為復雜，學界一般計算它們的邊際效應來體現它們對因變量的影響。[37]如表3中的邊際效應顯示，模型2和模型1在影響的程度上具有較大的差異性。

表3中模型1的邊際效應表明在控制了內生性問題和其它相關變量的基礎上，在流入地擁有住房可以提高農業轉移人口擁有定居意愿概率的57.56%，顯著高于沒有控制內生性問題的單變量probit模型的34.43%(模型2)。結果顯示了以往相關研究中存在嚴重低估住房自有對農業轉移人口定居意愿影響的傾向。同時，表3中邊際效應也表明了在控制了內生性和其它相關變量的基礎上，已婚的農業轉移人口比未婚擁有定居意愿的概率高3.6%，家庭化流動的比個體流動的高3.03%，流動范圍為省內的比省外高6.78%，社會網絡以非老鄉的為主比社會網絡以老鄉為主的高1.79%，不擁有家庭經濟權益的比擁有家鄉經濟權益的高3.74%。在該城市居留時長每增加一年，其擁有定居意愿的概率平均提高0.86%，家庭收入每增加1000元，其擁有定居意愿的概率就提高0.63%。表3模型2的邊際效應與模型1的邊際效應對比表明了已有的單變量probit或者logistic模型的研究都存在高估除住房自有以外的其它變量的影響。

表3 模型邊際效應

(二)農業轉移人口定居意愿的影響機制分析

在眾多影響因素中，住房自有對定居意愿的影響尤為突出。本文的實證結果表明，如果不控制內生性，則存在低估住房自有對農業轉移人口的定居意愿影響的可能性。住房自有之所以會成為影響農業轉移人口定居意愿的重要因素，也可以從家庭為本的小農理性和家庭跨區域生計策略中得到很好的解釋。首先，定居意味著家庭重心空間轉移的持續性。因此自有住房，而不是集體宿舍等非正式住房更能提供家庭生活的穩定性、隱私性空間。以自有住房來滿足居住需求的流動人口住房滿意度更高，生活幸福感更強。[38]其次，相比較住房條件和住房穩定性，住房產權還有制度和文化上的雙重意義。社會文化上，擁有住房更能體現住房作為家文化的物質載體所具有的的安身立命的意義。[39]因此擁有住房產權能有效地轉變流動人口“過客”的身份認同，增進其社會融入和地區歸屬感。[40-41]社會制度上，在居住證制度和積分落戶制度上，住房產權及表征的居住的穩定性是流動人口辦理居住證和申請積分落戶的重要條件。[42]并且，在戶籍制度改革的社會背景下，擁有住房產權也是獲得當地公共服務的一種制度化途徑。而該途徑避免了遷移戶口，從而為保留農業轉移人口在家鄉的經濟權益，特別是為其保留其對土地和宅基地的繼承、使用和轉讓的權利提供風險最小化的選擇，這一點也體現了農業轉移人口決策的“小農理性”。成本—收益框架下，住房產權也構成了流動人口再次流動的牽絆，對流動人口再次流動有鎖定效應。[43-44]因此住房自有對農業轉移人口定居意愿的積極影響體現了其決策的經濟理性(對再次流動的成本—收益的經濟分析)和社會理性(社會心理和社會融入)相結合的家庭為本的小農理性。

農業轉移人口在流入地的定居決策是家庭基于家庭需求、家庭定居能力以及流入地優勢和流出地權益、城市情感等因素做出的綜合決策，是家庭跨區域生計策略。因此，農業轉移人口的定居意愿不僅受家庭收入、教育水平、工作單位的影響，還受其與流入地的互動時間(居留時長)和互動質量(社會網絡)以及主觀城市情感的影響，其家鄉經濟權益以及流動的范圍也會影響其定居意愿。在控制了收入、就業等定居能力等變量的基礎上，社會網絡、城市情感、居留時長對定居意愿的影響體現了農業轉移人口在流入城市社會融入以及心理歸屬感對其定居意愿的重要影響。[45]流動范圍和老家經濟權益分別從社會心理距離和經濟聯系兩方面衡量了流動人口與家鄉的聯系，這二者對農業轉移人口定居意愿消極影響體現了與老家社會心理距離越長、經濟聯系越密切的農業轉移人口越不傾向于在流入地定居。老家經濟權益對農業轉移人口定居意愿的顯著影響體現了農業轉移人口對宅基地和土地的重視，這二者的社會保障功能也體現了小農理性中的生存取向。[46]總而言之，農業轉移人口的定居決策是在社會制度排斥框架下對家庭需求、定居能力、定居收益、可能成本及風險以及個人偏好的綜合衡量之下的家庭決策的產物，是社會理性和經濟理性的有機結合。

六、結論和建議

在對已有文獻的回顧的基礎上，本文構建了似不相關雙變量probit模型來檢驗住房自有和定居意愿之間的內生性，在確定了二者之間的內生性的基礎上，構建了遞歸雙變量probit模型進行農業轉移人口定居意愿的影響因素及影響機制分析，同時給出單變量probit模型結果進行對比。研究結果表明，農業轉移人口的住房自有對定居意愿有著顯著的積極影響。與已有的相關研究相比較，本文的實證結果表明，如果不控制內生性，則低估了住房自有對農業轉移人口的作用。本文的實證結果也顯示了家庭收入、居留時長以及教育水平對農業轉移人口定居意愿有積極影響，年齡對定居意愿有消極影響。已婚、家庭化流動、省內流動、社會網絡以非老鄉為主、對流入城市有積極的主觀情感、在家鄉沒有任何經濟權益的流動人口定居意愿更強。研究結果表明了農業轉移人口的行為決策是一種以家庭為本的小農理性行為。以家庭為本，說明了農業轉移人口決策的基本出發點是家庭的需求和發展。而小農理性則一方面說明了農業轉移人口行為決策的生存取向和社會理性，即他們對家鄉土地和宅基地的重視以及對社會制度排斥的反抗，另一方面也表明了農業轉移人口的行為決策體現了成本—收益分析的經濟理性，是一種融合了經濟理性和社會理性的綜合理性行為。

為推動城鎮化和鄉村社會的發展，黨和政府推出了新型城鎮化戰略和鄉村振興戰略。新型城鎮化的核心是“以人為本”的城鎮化。促進農業轉移人口的社會融入和市民化是推進新型城鎮化的應有之義。同時，鄉村振興戰略的實施又對農村人力資源有較高的要求。本文的分析指出，農業轉移人口的城市定居是一種跨區域的家庭生計策略行為，即使推動了農業轉移人口在城市的社會融入和永久性遷移，他們仍然會和家鄉保持較為緊密的聯系?；诖?，新型城鎮化戰略和鄉村振興戰略的內在張力可能得到緩解。同時，營造良好健康的住房市場，多渠道解決農業轉移人口的住房問題，是推進農業轉移人口社會融入和市民化進程的重要渠道，也是推動我國新型城鎮化的題中應有之義。

注釋：

① 筆者嘗試將身份認同和城市情感同時作為住房自有和定居意愿的控制變量分別納入到模型里，結果發現住房自有對定居意愿影響不顯著，或者聯立方程ρ=0檢驗不顯著，表明將這二者同時作為住房自有和定居意愿的控制變量將對模型造成較大的影響。