蚌埠市農業轉移人口市民化意愿分析

李嬌嬌

安徽財經大學經濟學院，安徽蚌埠，233000

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蚌埠市農業轉移人口市民化意愿分析

李嬌嬌

安徽財經大學經濟學院，安徽蚌埠，233000

對蚌埠市166位農業轉移人員進行實地走訪調查，采用交叉表分析法和Logistic回歸統計方法對這些農業轉移人口市民化意愿及其影響因素進行分析。結果表明,性別、教育水平、外出時間和身份定位是影響市民化意愿的主要因素;性別指標中,男性比女性有更大的市民化傾向，教育水平越高、外出時間越長，市民化意愿也越強。最后，從提升技能、發展產業和建設包容性城市方面提出了相應建議。

農業轉移人口；市民化意愿；Logistic 模型

推進農業轉移人口市民化是落實新型城鎮化發展道路及實現基本公共服務均等化的重大舉措，是我國全面深化改革、縮小城鄉差距的聚焦點與突破口。今后，如何切實推進農業轉移人口市民化將成為各級政府工作的重點之一。因此，深入了解農業轉移人口市民化意愿及其影響因素具有重要的現實意義。

新型城鎮化問題的核心是從農民市民化入手解決農民進城問題。以蚌埠市為例，2012年外出半年到一年時間的務工人員占44.63%。蚌埠市是皖北城市帶的中心城市，合理規劃蚌埠市的新型城鎮化，不僅有利于加快蚌埠市的集聚能力，而且還能帶動周邊地區的發展，蚌埠市的發展對皖北城市帶建設具有“牽一發而動全身”的作用。只有深入了解蚌埠市農業轉移人口意愿及其影響因素才能更好地推進以人為本的城鎮化，因此研究此問題迫在眉睫且意義重大。

1 相關研究回顧

農業轉移人口市民化包括五層含義：一是農業轉移人口城鄉轉移和職業的轉變[1]；二是社會身份和權力均等；三是共享城鎮公共資源和社會福利；四是經濟立足、社會接納、身份認同和文化交融[2]；五是在轉變的進程中，發展出相應的能力，學習并獲得市民的基本資格，適應城市并且具備城市市民的基本素質[3]。

農業轉移人口由農村勞動力轉移、農民工演變而來。關于農民工市民化影響因素研究，概括起來主要由兩部分因素：一部分是內部因素，即農民工自身綜合條件。劉妮雅等人通過Logistic回歸分析得出性別、受教育程度、子女隨遷、住房現狀等因素在農民工市民化影響因素中表現最為顯著的結論[4]。王桂新、陳冠春等人利用交叉表和Logistic回歸分析方法，研究上海市農民工市民化影響因素，得出婚姻狀況、在城市的居留時間及找工作的困難等為最顯著因素[5]。夏顯力等認為，影響新生代農民工市民化的因素主要指家庭非農收入占家庭總收入比重、婚姻狀況、配偶所在地、月收入、家庭撫養的小孩數、城市規模等[6]。另一部分是外部因素，即社會體制因素。周密等人認為，新生代農民工的社會資本水平(選取指標“是否具有高的社會網絡”)是影響其市民化的關鍵因素[7]。侯占元等人研究得出社會屬性中的參加社會保險情況和職業化程度對建筑農民工市民化意愿有顯著影響[8]。張洪霞將求助人數、交往對象和社區參與度三個指標劃分為社會資本，結果顯示：三個變量都對新生代農民工市民化有顯著影響[9]。綜上可以看出，農業轉移人口市民化同時受內外因素的影響，不同地區側重因素有所不同。在新型城鎮化進程中，隨著大城市城鎮化的飽和，我國開始轉向中小城市。蚌埠市經濟發展相對落后，城鎮化相對滯后,屬于中等城市，且具有獨特的區位優勢，但鮮有以蚌埠市為例來研究者。因此，探究蚌埠市農業轉移人口市民化的影響因素對于推進新型城鎮化建設具有重大現實意義。

2 研究方法

2.1 數據收集

本課題組成員于2014年7月到8月對蚌埠市農業轉移人口進行抽樣調查,調查范圍包括蚌埠市工業園區和建筑工地，調查方法主要是在工業園區隨機選擇兩個制造業和服務業公司，然后從選擇的公司和建筑工地上隨機發放問卷進行訪談和調查。問卷涉及的主要內容包括農業轉移人口的基本情況、戶籍、就業、職業培訓、公共服務、子女義務教育、權利保護、市民化意愿、城市融入等。本次發放問卷200份，收回有效問卷166份。

在所調查的166個有效樣本中，男性占農業轉移人口總數的43.98%，女性占56.02%；年齡分布中20～30歲的占44.58%，將近總數一半?？梢钥闯?，青年人口有更強意愿成為市民；農業轉移人口受教育程度偏低，但高學歷人群占比較高(21.7%)；農業轉移人口中短期外出打工人數居多，占50.93%。

2.2 變量選取

本文以“是否有意愿在蚌埠市定居”作為農業轉移人口市民化意愿的表達。根據本次調查，參考已有研究，本文假定農業轉移人口主要受個體自身因素、個體經濟條件以及社會因素等三方面因素的影響。變量的選取具體包括：x1性別、x2年齡、x3婚姻、x4職業類型、x5受教育程度、x6打工時間、x7月收入水平、x8月消費水平、x9保險類型、x10是否與公司簽訂勞動合同、x11是否參加過技能培訓、x12培訓時間、x13主要交往對象、x14社區參與、x15身份定位等15個指標。解釋變量說明見表1。

表1 模型變量解釋及賦值

2.3 分析方法

本文在統計分析中，把因變量農業轉移人口“是否有意愿在蚌埠市定居”指標作為二分變量，回答“是”，賦值為1，回答“否”賦值為0。本文擬采取兩種統計分析方法：交叉表分析法和二元Logistic回歸分析,首先采用基于Pearson卡方檢驗的交叉表方法進行單變量分析,分別考察15個變量指標對農業轉移人口市民化意愿的影響。其次利用二元Logistic回歸分析方法建立多元回歸模型：第一步，將所有變量都引入模型中，得出模型A；第二步，將交叉分析表得出的顯著變量都引入模型中，得出模型B；第三步，將模型A和模型B進行比較。最后，綜合兩種方法結果，得出影響蚌埠市農業轉移人口市民化意愿的因素。

影響市民化意愿因素較多，變量之間的相關性可能對結果造成偏差，因此先對變量做相關性檢驗，檢驗結果如圖1所示。

圖1 解釋變量之間的相關性分析

通過圖1可以看出，絕大多數變量之間的相關性較低，只有少數幾個變量之間相關性稍微偏高，因而對估計結果影響不大。

二元Logistic回歸模型構建如下：

模型的原方程為：Y=α+βjXij+εi

(1)

Y是一個二分類變量，Y=1表示事件發生，Y=0表示事件未發生，假設Y與X之間存在線性關系，有式(1)變形可得到農業轉移人口是否愿意市民化的Logistic模型：

=1/[1+exp(-α-βiXij]+ei

(2)

其中，P表示農業轉移人口市民化意愿的概率，當P=1時表示農業轉移人口愿意市民化，當P=0時表示農業轉移人口不愿意市民化。βi表示回歸系數，m表示影響這一概率的因素個數。Xij是自變量，表示第j種影響因素，α表示回歸截距，ei表示隨機擾動項。

為了避免變量之間可能存在多重共線性問題，進而影響參數估計的有效性和預測能力，Logistic回歸統計在解釋變量的篩選時采用基于極大似然估計的逐步篩選策略。

3 結果分析

基于Pearson卡方檢驗的交叉表方法進行單變量分析,能夠分別考察15個變量對農業轉移人口市民化意愿的影響關系。

3.1 交叉表分析

根據交叉表方法分析農業轉移人口個體背景特征、個體經濟條件及社會因素等三方面因素的各變量對農業轉移人口市民化意愿的影響，結果如表2、表3和表4。

表2 個體背景特征變量與市民化意愿交叉表分析結果

3.1.1 個體背景特征對農業轉移人口市民化意愿的影響

每個人看待、思考和處理事物是不同的，性別、年齡、婚姻、職業、教育水平和外出時間都會影響人的行為。分析這些因素對市民化意愿的影響，結果如表2所示。從表2可以看出，男性比女性有更強的意愿成為蚌埠市民，并且性別與市民化意愿的卡方檢驗很顯著，說明在統計上農業轉移人口市民化意愿與性別有關；在統計上，年齡和婚姻與市民化意愿的卡方檢驗不顯著，但是可以從年齡上看出，市民化意愿強烈的是年輕群體，并且未婚與已婚的市民化意愿比例相接近，表明婚姻狀況與市民化意愿關系不明顯；職業類型、受教育程度和打工時間與市民化意愿的卡方檢驗很顯著，技術型和管理型職業市民化意愿都比體力型職業市民化意愿強。通過百分比看出體力型職業的農業轉移人口不愿意市民化。通過受教育程度指標可以得出，受教育程度越高越希望市民化，打工時間指標顯示，打工時間越長的農業轉移人口市民化意愿越強烈。

3.1.2 個體經濟條件對農業轉移人口市民化意愿的影響

地域間收入的差距大到一定程度時會導致人口的流動，個體經濟條件越高越追求高質量的生活品質。城市的基礎設施要比農村健全完善，當一個個體的經濟條件達到在一個更高的生活質量地區生活時，他就會向此地區遷移，因此，個體經濟條件與農業轉移人口市民化意愿有很大關系。通過Pearson卡方檢驗的交叉分析結果如表3。

表3 個體經濟條件變量與市民化意愿的交叉表分析結果

表3顯示，月消費水平指標與農業轉移人口市民化意愿關系不顯著。由于每個人的消費習慣不同，導致消費水平有差異，它與市民化意愿關系不明顯。但是，通過Pearson卡方統計檢驗結果得出月收入水平與市民化意愿關聯很顯著，月收入水平越高，市民化意愿越強烈。當經濟條件越高時偏好高質量生活的欲望越強烈，想成為市民的意愿就越大。

3.1.3 社會因素對農業轉移人口市民化意愿的影響

人的成長離不開家庭和社會，大城市和中小城市對人的影響是有差距的。完善的基礎設施、健全的法律制度以及更多的就業機會可以吸引勞動力的流入。

表4 社會因素與市民化意愿的交叉表分析結果

通過表4可知，8個指標當中，只有技能培訓時間變量與市民化意愿關系不顯著，其他指標都與市民化意愿呈現顯著關系。雖然技能培訓時間變量與市民化意愿關系不顯著，但是，是否參加過技能培訓與市民化意愿呈現相關關系，參加過技能培訓的農業轉移人口更愿意成為市民。有無簽訂勞動合同與市民化意愿有很顯著的關系，并且簽訂勞動合同的人比沒簽訂勞動合同的人有更強的意愿成為市民，因為企業是人們的另一個有歸屬感的組織，簽訂合同就等于向市民階層邁進了一大步。在文化融入方面，主要選取三個指標——交往對象、社區參與和身份定位，三個指標都與市民化意愿有很強的相關性，可以看出，交往對象是城市人，參與社區活動和對身份定位是市民和半市民的農業轉移人口要比其他人更加想融入城市。

交叉表分析結果表明：影響市民化意愿的顯著因素包括性別、職業類型、受教育程度、打工時間、月收入水平、保險類型、是否與公司簽訂勞動合同、是否參加過技能培訓、主要交往對象、社區參與、身份定位等11個變量，年齡、婚姻、月消費水平、培訓時間指標對市民化意愿表現不顯著。

3.2Logistic回歸統計分析

Logistic回歸統計在解釋變量的篩選時采用基于極大似然估計的逐步篩選策略(向前：LR)，表5中只列出第五步驟(模型A和模型B最終都選取了5個變量)和各解釋變量的回歸系數檢驗結果；顯著性P值是變量逐步篩選過程中對數似然比卡方檢驗的結果，用于回歸方程的顯著性檢驗；同時運用Nagelkerke統計量和Hosmer-Lemeshow檢驗對回歸方程的擬合優度進行檢驗。最終整理結果如表5。

表5 Logistic模型回歸最終結果

Logistic回歸分析的最終結果見表5。

(1)通過模型A和模型B最終模型各自回歸系數顯著檢驗的Wald觀測值所對應的概率P值選取顯著變量。模型A的最終模型(步驟5中包含了x1性別、x2年齡、x5受教育程度、x6打工時間和x15身份定位)和模型B的最終模型(步驟5中包含了x1性別、x5受教育程度、x6打工時間、x14社區參與和x15身份定位)各自回歸系數顯著檢驗的Wald觀測值所對應的概率P值都小于顯著水平=0.1，均拒絕零假設，意味著他們與LogitP的線性關系顯著，應保留在方程中。

(2)通過對比兩個模型的似然比卡方檢驗觀測值的概率來分析哪個模型建立更合理。模型A似然比卡方檢驗的觀測值為65.531，概率值P為0.000和模型B的似然比卡方檢驗的觀測值為57.227，概率值P為0.000，兩個模型的顯著性P值都是0.000。如果顯著性水平為0.05，由于概率值P小于顯著性水平α，拒絕零假設，認為所有回歸系數不同時為0，解釋變量的全體與LogitP之間線性關系顯著，采用兩者模型都是合理的。

(3)通過NagelkerkeR2統計量值的比較得出模型擬合優度優劣。模型A中NagelkerkeR2統計量是0.558，大于模型B中NagelkerkeR20.502，模型A要比模型B更接近于1，因此模型A回歸方程的擬合優度要優于模型B。同時，Hosmer-Lemeshow檢驗結果顯示模型A統計量的觀測值是6.123，概率為0.525，模型B統計量的觀測值是11.845，概率為0.106，當顯著性水平R2=0.01時，即均大于顯著性水平R2，因此不應拒絕零假設，認為樣本實際值得到的分布與預測值得到的分布無顯著性差異，模型擬合優度均較好。綜上，可認為模型A是Logistic回歸分析的最優結果。

綜上得出：以上兩種方法的分析結果均顯示性別、受教育程度、打工時間和身份定位自我評價因素對農業轉移人口市民化意愿的影響最顯著。這實際上反映了蚌埠市農業轉移人口的內部因素要比外部因素對其市民化意愿影響大。由于男性與女性在社會上所承擔的社會責任程度不同，導致其市民化意愿有差別；教育水平越高，市民化意愿越強，主要因為他們就業能力和競爭能力強，這為市民化的實現提供了堅實基礎；市民化意愿強的是那些外出時間長的農業轉移人口，這是因為外出工作時間越長、工作經驗越豐富、掌握的技能越熟練，其重新獲取工作的機會就越多，月收入水平也相對高；另外，隨著在城市居留時間增加，他們對城市的文化和生活方式更加熟悉，對城市的認同感增強，有利于推進其實現市民化。

3 建 議

蚌埠市農業人口轉非農人口主要通過征用土地和投靠親戚兩種方式，其中最主要的是通過征用土地這一方式。通過實證分析可以知，性別、受教育程度、打工時間以及對自己身份的主觀評價是主要的影響因素。

蚌埠市農業轉移人口教育水平低是融入城市的障礙。解決這種問題的關鍵在于提升自身技能：一是政府應為其多提供職業技能培訓的平臺；二是企業目光要放長遠，給職工更多的培訓機會，這不僅可以留住更多優秀職員，為企業創造更多價值，而且也可以提高公司聲譽，吸引更多人才；三是農業轉移人口要積極主動參加各類學習培訓，不斷提升自身職業技能。

蚌埠市農業轉移人口需解決“留下難”問題。完善的基礎設施、眾多的就業機會、先進的教育和暢通的維權途徑是吸引“留下來”的重要條件，蚌埠市擁有豐富的水資源、雄厚的科技教育基礎和優良的生態環境[10]，這為培育發展旅游服務業和創新性產業提供了先天條件。產業集聚可以產生就業，以此帶動人口的集聚，不僅如此，還要更加注重以人為本的服務理念，加強對流動人口的就業指導。

建設包容性城市。年輕的農業轉移人口有更強意愿成為市民，一般來說，他們缺乏務農經驗，受教育程度和擇業期望值較高，物質和精神享受要求高，生活方式、思想價值多元化，維權意識強。城市的建設離不開他們，市內的人包容、大度，市外的人才更有融入的意愿。

[1]董楠.我國農業轉移人口市民化的困境與出路[J].學術界,2014(3):216-223

[2]金三林.以省內就近轉移為重點有序推進農業轉移人口市民化[J].中國經濟時報,2013(5):1-5

[3]劉晨暉,高飛.農業轉移人口市民化研究：財政約束與體制約束視角[J].財經問題研究,2014(5):3-9

[4]劉妮雅,楊偉坤,馬宇博.河北省農民工市民化意愿影響因素的實證研究[J].經濟研究參考,2013(70)：42-46

[5]王桂新,陳冠春,魏星.城市農民工市民化意愿影響因素考察:以上海市為例[J].人口與發展,2010,16(2):2-11

[6]夏顯力,張華.新生代農民工市民化意愿及其影響因素分析[J].西北人口,2011,2(32):43-51

[7]周密,張廣勝,黃利.人力資本、社會資本與市民化抑制[J].中國人口·資源與環境,2012,22(7):134-137

[8]侯占元,孫文建,徐霞.建筑農民工市民化意愿的影響因素研究[J].建筑經濟,2014,35(9):23-26

[9]張洪霞.新生代農民工市民化的影響因素研究：基于全國797位農民工的實證調查[J].調研世界,2014(1):26-30

[10]吳俊,朱道才.蚌埠市經濟綜合承載力研究[J].重慶科技學院學報：社會科學版，2012(22):74-77

(責任編輯：周博)

10.3969/j.issn.1673-2006.2015.04.004

2014-12-20

李嬌嬌(1988-)，女，河北曲陽人，在讀碩士研究生，主要研究方向：公共投資管理與經濟社會發展。

F299.2/F323.6

A

1673-2006(2015)04-0011-06