同群效應對農民工市民化意愿的影響分析
——基于社會融合的中介效應

修京妮，周畢芬，方小姣

（福建農林大學公共管理學院，福建 福州 350002）

農民工是指在城市務工經商，但依然保留農村戶籍的群體。農民工為中國經濟的快速發展和產業建設做出了巨大的貢獻，是推動城鎮化進程的中堅力量。《2021年新型城鎮化和城鄉融合發展重點任務》的通知中提出“協同推進戶籍改革制度和城鎮基本公共服務常住人口全覆蓋，提高農業轉移人口市民化質量[1]。”但就全國情況而言，推動農民工落戶城市的政策效果并不理想，截至2019年底，我國常住人口城鎮化率已達到60.60%，同比增長1.02%，但戶籍人口城鎮化率僅為44.38%，大約還有2.27億農民工沒有落戶城市[2]。雖然2021年農民工總量已達到29251萬人[3]，但農民工的城市融入進程仍然比較緩慢，主要表現為大量的農民工在進城后受到社會歧視，不能平等地享受城市公共服務，心理歸屬感和身份自我認同上并不將自己視為市民，“身體進城，身份留村”的“偽市民化”現象日漸突出[4—5]。農民工市民化意愿的影響因素一直是學者們關注的熱點問題。長期以來，戶籍制度被認為是阻礙農民工市民化的關鍵制度安排，新戶改政策出臺后，在很多領域取得了顯著成效，但是并未從根本上解決農民工市民化困境問題[6]。此外，有學者從宏微觀層面進行研究。在宏觀層面上，張文武等[7]研究發現城市規模與市民化意愿之間呈現出正U型的關系，農民工市民化意愿呈現出“兩頭大，中間小”的局面，在大城市和小城市中，農民工市民化意愿更明顯，中等規模城市不明顯；同時，農村社會保障體系已逐漸構成，優惠政策吸引農業轉移人口回鄉，阻礙了農民工市民化的進程[7]。在微觀層面上，農民工個人屬性因素如年齡、性別、人力資源、受教育程度等影響農民工市民化意愿。孟凡強[8]基于代際差異視角，新生代農民工受教育程度更高，其定居城市的意愿普遍相對老一代的強。梁賢等[9]基于性別角度研究，發現女性農民工的市民化進程比男性農民工更加緩慢，因為她們還要面臨階層、社會和家庭的陳舊觀念。王春光[10]提出外出務工縮小了農民工的社會網絡，城市的陌生感阻礙了他們的心理和文化融入，降低了農民工的市民化意愿。以上研究對農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境和個人稟賦出發。通過梳理發現，基于社會網絡視角對農民工市民化的研究不夠全面，研究同群效應對與農民工市民化意愿之間相互作用的文獻更是少見。因此，本研究從社會網絡出發，定量分析研究了同群效應和農民工市民化之間的關系，進一步探討一線、二線及三線城市中同群效應與農民工市民化之間的關系；并引入社會融合，探討其是否對同群效應與農民工市民化具有中介效應。研究選取的蘇州、青島、鄭州、長沙、廣州、重慶市九龍坡區、西雙版納州、烏魯木齊等8個城市（區），從城市發展視角看，既有經濟發展較好的一線大城市，同時又包含少數民族自治區城市；從地域分布看，包含了東部、中部和西部地區，具有典型性和代表性。

1 理論分析與研究假設

1.1 同群效應對農民工市民化的影響

群體偏好源于西方社會心理學。按照同群關系理論，社會生活中的個體總是尋求特定的群體成員，從而將自己分類。當個體將自己歸屬到某一群體時，他們會將自己與其他群體區分開來，并與自己的群體建立一種特殊的情感聯系，而且在各個方面都與群體保持一致[11]。農民工進城后常常以血緣和地緣關系聚集在一起，居住在城中村，在工作和生活中也選擇集體行動[12]。在創業方面，農民工也表現出同鄉同業“扎堆”的就業創業特征。同群效應潛移默化地影響著農民工社會生活的各個方面，甚至影響其市民化意愿。農民工作為弱勢群體，其獲取資源信息的能力弱，在信息不充分的情況下，他們會選擇收集同群者的相關信息，使自己的行為趨于其他農民工的行為，以此來降低因信息不對稱所帶來的潛在風險，節約經濟成本和時間成本[13]。具有市民化意愿的同伴群體會為其他農民工提供更多關于定居優勢方面的信息，減少農民工因不確定的外部環境和行為結果導致的消極情緒[14]。與此同時，擁有市民化意愿的同群農民工就業狀態穩定，就業信息網絡發達，有利于農民工形成穩定的就業狀態，獲得穩定的經濟收入，為農民工定居城市奠定經濟基礎。農民工群體在考慮定居或者落戶時，也注重自身的城市融合的水平。城市級別越高，城市規模越大，農民工越容易聚集，與當地居民的隔離就越大，影響其市民化意愿[15]。城市行政級別越高，農民工與城市居民在收入、受教育程度、社會網絡、社會保障制度等方面差距越大，農民工市民化的能力也逐漸提升[16]。由此提出假設：

H1a：同群市民化意愿對農民工市民化具有正向影響。

H1b：不同城市級別下農民工市民化的同群效應存在差異，同群效應對一線城市農民工的影響更為強烈。

1.2 同群效應、社會融合與農民工市民化的關系

黃敦平等[17]研究指出社會融合對農民工市民化意愿存在顯著影響。目前，我國總體農民工仍處于低度城市社會融合階段，其中農民工中的自雇傭群體（農民工老板和個體農民工）已進入城市社會融合的中期階段[18]。周建華等[19]認為自雇農民工活動范圍廣、投入更大，與當地社會居民交往更緊密，應促進其社會融合，推動其市民化進程。Alesina等[20]發現在一定的空間范圍內人與人之間的信任會相互影響，周圍人群的內心想法經常牽動個體心理的走向。那么，農民工群體中同伴的社會融入意愿越高，也越會推動農民工市民化進程。由此提出假設：

H2：社會融合是同群效應影響市民化意愿的中介機制。

2 研究設計

2.1 數據的來源

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

2.2 變量選擇與描述

2.2.1 被解釋變量 被解釋變量為農民工市民化意愿。在已有的研究中，學者們選取了不同的指標考察農民工市民化意愿。王桂新等[21]以“是否轉為城鎮戶口”作為農民工市民化的指標。秦立建等[22]采用多維的指標，以城市融入意愿、愿意長期居住城市、轉為城市戶口作為農民工市民化的指標。祝仲坤等[23—24]以長期留居意愿、戶籍轉換意愿、身份認同意愿作為農民工市民化意愿的考察指標。可見，無論采用單一指標還是多維指標考察農民工市民意愿，是否愿意將戶口遷入城市始終是衡量農民工市民化意愿的重要標志。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？”對農民工市民化意愿進行考察，選擇項“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。由于信息不對稱，農民工獲取準確信息的成本較高，因此農民工會采取“搭便車”的方式在群體中學習。農民工個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，最終使個人行為與群體行為保持一致[12]。因此，同伴農民工的總體市民化意愿就是農民工的同群效應。為了突出個體層面的差異性，本文將調研所在社區內的全部農民工除目標農民工以外的其他愿意市民化的農民工數量之和與社區全部農民工數量相比作為變量定義[25]。

2.2.3 中介變量 中介變量是社會融合。本文以“我很愿意融入本地人當中，成為其中一員”這個問題對變量進行考察，將選項答案中的“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，通過加總取均值的方法得到變量取值，取值范圍在1～4之間，分值與農民工社會融合成正比。

2.2.4 其他解釋變量 控制變量，主要包含個體特征、家庭特征、流動特征。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 樣本描述性統計

根據已有的文獻研究，不同城市級別的農民工在收入水平、居住福利、社會保障、心理壓力都存在差異，故農民工市民化意愿也有所不同。本文對不同城市級別的農民工進行分群體討論，將樣本中的城市群劃為3個級別，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）。樣本觀測值總數為7050，其中一線城市為1487、二線城市為4416、三線城市為1147。根據描述性統計結果（表2）顯示，全體樣本農民工市民化意愿均值為0.369，一線城市農民工市民化意愿高于二線、三線城市，且其同群效應也高于二線、三線城市，說明城市級別越高，農民“抱團”特征越明顯。二線城市農民工市民化意愿、同群效應低于三線城市，是由于地緣關系，三線城市城區較小，農民工聯系也較為緊密，易聚集在一起生活。此外，可以發現一線城市農民工的同群效應為0.397，明顯高于全樣本0.361，體現出一線城市的農民工更愿意主動與城市居民交往。從個體特征來看，一線、二線城市農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；三線城市農民工自評健康均值1.221，顯著高于一線、二線城市；一線、二線、三線城市的農民工就業身份均值相差不大，大多是自雇和受雇。從家庭特征來看，3個級別的城市同住家庭成員數量均值相似，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，表明農民工群體更熱衷于在經濟發展較好的城市發展。而城市級別越高，生活成本也越高，一線城市與二線城市相比，一線農民工的經濟壓力更大因此會壓縮自己的生活質量尋找價格低廉的房屋。社區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、二線城市的農民工數量多、流動性強，其社區在提供健康檔案方面難度較大。

表2 樣本描述性統計結果

2.4 模型設定

本研究采用Probit模型進行定量分析，首先對全樣本農民工市民化的同群效應進行分析探究，再根據城市級別，對一線城市、二線城市和三線城市進行對比分析。具體模型如下：

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

3 實證結果分析

3.1 基準回歸結果

同群效應對農民工市民化意愿影響研究的基準回歸結果如表3所示。第（1）列是全體樣本中同群效應對市民化意愿的回歸估計結果，第（2）、（3）、（4）列代表同群效應對農民工市民化意愿在不同城市中的影響結果。

從模型的估計結果中看，模型運行良好，4個模型的同群效應均在1%的顯著性水平上顯著，系數為正。全樣本農民工同伴的市民化意愿每增加1個單位，農民工自身市民化意愿同比增加27.8%，表明同群效應對農民工市民化意愿具有正向的促進作用，H1a得到驗證。這說明農民工會收集同群者的相關信息，參考其他農民工的信息來做出自己的決策，以此降低相應的風險。此外，從城市級別方面分析，一線城市農民工的同群效應為28.5%，二線城市農民工的同群效應為24.7%，三線城市農民工的同群效應為19.3%，呈現出依次下降的趨勢，說明在大城市的農民工市民化意愿更受同伴農民工的影響，H1b得到了驗證。

從個體特征層面看，性別、婚姻狀況和就業特征的影響系數不顯著，表明其對農民工市民化意愿沒有影響。年齡對農民工市民化意愿具有負向影響，在三線城市的回歸結果中P值均小于0.01，表明隨著農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。受教育程度的系數在1%的水平上正向顯著，說明文化程度越高的農民工市民化意愿也越高，可能的原因是學歷高的農民工其工作收入也相對較高，經濟融入是農民工城市融入的最低標準。自評健康的系數顯著為負值，說明自評健康對農民工市民化意愿存在負向影響。從家庭特征層面看，同住家庭成員人數和人均收入對農民工市民化意愿并無影響，相對于本村沒有外出的農民來說，外出務工的農民工內心更加獨立自主，較少受到家庭的牽絆與束縛。流動特征層面看，社區是否辦理健康檔案在1%水平上顯著，辦理健康檔案對農民工市民化意愿具有積極作用，即城市社會保障制度的擁有，增加了農民工留城的意愿。

3.2 穩健性檢驗

為了保證實證結果的準確性，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“在今后一段時間，繼續留在本地定居”視為有定居意愿，以此來檢驗回歸結果的穩健性。回歸結果如表4所示，替換后的模型在統計上依然顯著，影響方向也一致。可見，本文的結論是正確的。

表4 基于變量替換的穩健性檢驗

3.3 同群效應影響農民工市民化意愿的機制檢驗

通過前文的分析，我們可以得出同群效應正向影響農民工市民化的意愿，然而這種影響是否通過農民工的社會融合發揮作用，現有研究尚未得出準確結論。理論上來說，同伴中農民工社會融入意愿越高，越會推動農民工市民化的進程。因此，同群效應對于農民工市民化意愿中可能隱含“同群效應→社會融合→市民化意愿”的因果鏈條，即同群效應導致農民工的社會融合出現變化，進而影響了其的市民化意愿。

Baron和Kenny[26]在1986年提出了因果效應逐步回歸法，本文使用該法建立了中介效應模型，包括以下3個方程：（1）農民工市民化意愿模型，基于全樣本數據，在加入控制變量的基礎上，檢驗同群效應對農民工市民化意愿的總效應；（2）社會融合模型，分析同群效應對社會融合的回歸，檢驗回歸系數的顯著性；（3）聯合模型，分析社會融合變量加入后同群效應對農民工市民化意愿的回歸，檢驗回歸結果是否存在中介效應。具體模型的設定如下：

式中，Mi表示農民工的城市融合，城市融合變量屬于排序數據，因此，公式（3）采用Oprobit模型進行回歸，其余變量、參數及隨機誤差項與公式（1）一致。公式（2）、公式（4）使用Probit模型進行回歸。

中介效應模型的逐步回歸結果如表5所示，全樣本（8）、（9）、（10）分別表示市民化意愿模型、社會融合模型和聯合模型。市民化意愿模型的結果顯示，同群效應明顯提高農民工市民化的意愿。社會融合模型的結果揭示了同群效應和社會融合變量的關系：農民工同群效應越大，其社會融合越高。聯合模型中，同群效應和社會融合均在1%的統計水平上具有顯著性，說明兩者均在影響農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），將同群效應和社會融合加入聯合模型后，同群效應對農民工市民化的邊際效應從2.775降低至2.595。

表5 中介效應的逐步回歸結果

參照溫忠麟[27]等提出的檢驗中介效應的過程：依次檢驗全樣本（8）中Si的系數β0，全樣本（9）和全樣本（10）中的Si的系數λ0和Mi的系數γ、方程（4）中Si系數δ，結果表明系數顯著；最后，比較系數δ、γ、δ1，結果顯示三者符號一致為正號，表明屬于部分中介效應，且社會融合在同群效應和農民工市民化意愿的關系中所占的比重為0.179。

本文還利用Sobel法進行二次檢驗，進一步確認中介效應是否存在。結果顯示，Z值為9.777，在1%的統計水平上顯著，中介效應的占比與前文相差不大。此外，本文使用Bootstrap法迭代1000次后，結果顯示直接效應置信區間為[0.8，0.9]，不包含0，證實了部分中介效應的存在，即社會融合是同群效應影響進城農民工市民化意愿的途徑之一。

通過逐步回歸結果、Sobel法及Bootstrap迭代法的檢驗，證實社會融合在同群效應和農民工市民化意愿中發生中介效應作用，即農民工的同群效應通過影響其社會融合，進而影響他們的市民化意愿，存在“同群效應→社會融合→市民化意愿”這一因果鏈條，由此假設H2得到了驗證。

4 結論與建議

本文基于2017年中國流動人口動態監測調查中的衛生計生動態監測調查數據，系統考察了同群效應對農民工市民化意愿的影響。本研究表明：（1）同群效應對農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，農民工自身市民化意愿也相應提高。通過替換變量、替換模型進行穩健性檢驗之后，結果基本一致。在劃分城市級別后，發現一線城市農民工的同群效應顯著系數大于二、三線城市，可知同群效應對一線城市農民工市民化意愿影響更為顯著。（2）從中介效應模型的結果中看，社會融合是同群效應影響農民工市民化意愿的中間機制，農民工的同群效應可以通過影響其社會融合，進而作用于他們流入城市的市民化意愿，“同群效應→社會融合→市民化意愿”的因果鏈條成立。

基于上述結論，本研究提出如下政策建議：第一，發揮進城農民工所在社區的力量，拓寬農民工社交圈。通過人際交往、社區文化建設等活動，增加農民工與本地市民互動的機會，減少其與本地市民的距離感，緩解他們的心理壓力，增強他們的城市融入感，從而提高農民工市民化意愿。第二，通過搭建社會參與平臺，加強農民工與本地市民的互動。鼓勵農民工參與本地的社會活動，增強本地市民對農民工的身份認同，打消農民工與本地市民的隔閡，讓農民工意識到自己同本地市民一樣，是推動社會進步和發展不可或缺的角色，強化農民工的主人翁意識。此外，以互聯網為載體推出線上的社會參與平臺，使農民工社會參與的途徑不受空間和地域限制，促進農民工的身份融合。第三，完善以政府為主導的職業培訓，提升農民工的工作技能。根據農民工現實的工作需求，有針對性地改善和更新培訓內容；完善就業體系，從經濟方面提高農民工的城市融入能力。