福利约束与农业转移人口逆城镇化倾向

齐红倩+席旭文+刘岩

摘要 本文基于森的可行能力理论和调研数据，构建包含中国农业转移人口功能活动和自由程度的可行能力框架，运用有序Probit模型实证分析农业转移人口福利水平对逆城镇化倾向的影响，并验证了结论的稳健性。研究结果表明，收入水平、社会保障、居住条件、社会机会、政治参与和心理感受等福利状况的改善均可以有效降低农业转移人口逆城镇化倾向。其中，职业培训、子女上学情况和政治参与状况的改善对降低逆城镇化倾向的影响最为明显，表明当前农业转移人口群体的福利诉求已经从早期的收入水平提升和社会保障转变为社会机会和政治参与。农业转移人口不仅关注自身的社会机会，同时还关注下一代的社会机会，表现为通过职业培训提升自身的人力资本积累，通过为子女争取更好的上学条件提升代际的人力资本积累。进一步的分组计算表明，福利对逆城镇化的影响程度对于高收入和低龄化农业转移人口群体更为显著。高收入群体具备了一定的经济基础，导致其对于福利的诉求更强，因此福利水平改善可以明显降低其逆城镇化倾向。而低龄化群体大部分为第二代农业转移人口，其思维方式、生活习惯、社会交往等更接近于城市，留在城市的意愿强烈，因此其福利水平改善也可以显著降低逆城镇化倾向。据此本文提出如下政策建议：一方面，继续完善居住证制度，逐步剥离和户籍绑定的福利制度，实现城市基本公共服务和福利待遇对城市常住人口的全覆盖；另一方面，应针对重点福利诉求和群体制定倾斜性政策，重点解决职业培训和子女上学等问题，优先满足高收入和低龄化农业转移人口享有城市福利的诉求。

关键词 农业转移人口；可行能力；福利；逆城镇化

中图分类号 F323.6

文献标识码 A文章编号 1002-2104（2018）01-0016-10DOI：10.12062/cpre.20170710

城镇化是推动中国经济增长和发展方式转变的重心，是最大的内需潜力和发展动能所在，这一观点已经成为学者和政策制定者的共识。但是，未来中国城镇化发展是否具有可持续性、是否能确保实现稳定的城镇化发展，从而避免提前出现大规模的“逆城镇化”现象，现阶段对此类关键问题的研究和关注相对较少。“逆城镇化”（CounterUrbanization）作为和“城镇化”相对的概念，由Berry[1]最先提出，用以描述大城市人口向小城市和农村回流的现象。此后，部分国外学者在研究中更加具体地将逆城镇化描述为人口由城市向农村迁移的过程[2-4]。国家统计局数据显示，2010年以来我国农民工总量增速持续回落，截至2015年末我国农民工总量为2.77亿，同比增长1.3%，增速比2014年继续回落0.6个百分点，这是2009年以来的最低增速。本文调查数据也显示，49%的农业转移人口未来选择是返回农村而非在城市落户。另一方面，2000年以来，我国先后出现了“民工荒”、“逃离北上广”以及“非转农”等现象，农业转移人口脱离城市已经成为具有一定影响的社会现状。上述数据和现象表明，现阶段我国农业转移人口已经出现了一定的逆城镇化倾向。

需要说明的是，本文所指的逆城镇化并非西方国家经历过的大规模的城市人口回流，而是指现阶段我国城镇化进程中出现的农业人口逆城镇化倾向。目前对中国逆城镇化问题的研究主要体现在对农村人口回流和逆城镇化倾向的评述和分析，而对逆城镇化发生的深层次原因及趋势性缺少深入的分析和预判。因此，中国的逆城镇化问题需要前瞻性和系统性的研究，进而获得具有可操作性和针对性的政策建议，以避免大规模逆城镇化现象提前发生。新型城镇化的本质是“以人为本的城镇化”，即农业转移人口福利水平的全面提升，因而对逆城镇化倾向的研究也需要从农业转移人口的个体行为、决策和福利出发。从福利的度量来看，在经历早期基数效用论和序数效用论的争论之后，阿玛蒂亚·森提出的可行能力（Capability）理论为福利的模糊评价提供了一个有效的视角，被广泛应用于近期的研究之中。鉴于此，本文运用微观调研数据，从包含多维福利变量的农业转移人口可行能力出发，分析现阶段逆城镇化倾向的形成原因、机理和趋势性，以对中国逆城镇化问题形成一个相对完整的认识。

1 文献述评

本文研究的重点是在农业转移人口可行能力框架下，分析当前我国逆城镇化倾向形成的动因和机理。现有关逆城镇化问题的研究主要包括如下两个方面：①对逆城镇化问题的关注和发展现状描述；②逆城镇化的形成原因和驱动因素。

就前者而言，国外学者针对欧美发达国家普遍存在的这一现象进行了探讨，Feinerman等[5]指出近年来美国等发达国家人口由城市向農村的流动即逆城镇化现象已经十分显著；Kahsai和Schaeffer[6]通过实证分析得出上世纪50年代之后瑞士核心城市的人口增长十分缓慢，并于上世纪80年代至上世纪末期之间达到了逆城镇化的高峰。总体来看，发达国家的逆城镇化现象都出现在城镇化率较高的发展阶段，即在已经获得了经济效益的基础上，通过逆城镇化寻求城乡平等发展，这种发展逻辑基本符合诺瑟姆提出的城镇化“S”型曲线。从国内研究来看，已有部分学者关注到了中国存在一定的逆城镇化倾向，并对相关现象进行了探讨。如黄少安、孙涛[7]指出，城乡户籍相对价值的变化是影响现阶段农民工“非转农”的关键因素。张世勇[8]通过对新生代农民工访谈资料的分析得出，新生代农民工具有一定的逆城镇化倾向，并且这一倾向受其在家庭中所扮演角色的影响。综合来看，近年来国内学者开始正式关注逆城镇化问题，进行了一定的描述性分析。

另一方面，在关注逆城镇化现象的同时，国内外学者也尝试从经济因素、制度和外部环境以及农民工个体和家庭特征等方面解释逆城镇化的形成原因和驱动因素。从影响逆城镇化的经济因素来看，既有城市经济吸引力下降的原因，也有农村独特的经济资源和环境反向拉力增强的原因，二者共同造成了城市居民和农业转移人口居住需求的变化。Irwin等[9]通过回顾相关的农业经济文献得出，美国农村地区的自然资源优势是吸引城市居民返回农村的主要原因。此外，发达国家农村地区持续上升的收入水平和不断增加的就业机会也是吸引城市居民逆城镇化的重要因素。Stark和Taylor[10]则认为劳动力回流与城市的吸引力不足有关，城市工作获取相对艰难、生活成本偏高以及家庭生存风险较大等原因致使农民工家庭做出了回乡的理性选择。从制度和外部环境来看，一方面，国内学者普遍认为城乡分割的二元户籍和社会保障制度是导致农民工逆城镇化的关键因素；另一方面，产业梯度转移和金融危机等外部环境的变化也会对农民工逆城镇化产生影响。就农民工个体和家庭特征的影响因素而言，国内学者通过大量的实证研究分析了年龄、性别、受教育程度与培训、婚姻状况、收入等个体因素以及家庭劳动力数量、家庭儿童数量、家庭土地面积和是否举家迁移等家庭因素对农民工回流的影响。但是由于样本和实证模型选取的差异，上述研究得出的结果也并不一致。endprint

总体而言，现有关于逆城镇化问题的研究主要集中在现象描述和原因分析两个层面，其中国外学者更多关注经济因素对城市居民逆城镇化的影响，而由于中国特殊的国情，国内学者更多关注制度、外部环境以及农民工个体和家庭特征对其逆城镇化的影响。上述研究虽然得出了一些启发性的结论，但基于农业转移人口所享受的真实待遇和福利层面的探讨相对不足，农民工享有的包含功能和自由的福利层面的不足或许是造成逆城镇化的隐性因素。因此，中国可能出现或者已经在局部地区出现的逆城镇化问题仍需要进一步研究，是否可以构建一个统一的理论框架，涵盖影响农业转移人口逆城镇化的主要因素等问题更应当进行系统性的深入探讨。

2 农业转移人口可行能力框架构建

关于福利的系统性思考和研究起始于经济学领域，伴随着现代经济学的兴起，福利经济学也逐渐成为一门独立的西方经济学分支学科。此后，西方经济学家围绕福利的内涵和度量展开了大量的探讨，从时间顺序来看，大体可以分为早期的福利经济学思想、以基数效用论为核心的旧福利经济学、以序数效用论为核心的新福利经济学和近期福利经济学的新理论。在福利经济学新理论中，最具有代表性的就是诺贝尔奖获得者阿玛蒂亚·森[11-12]提出的可行能力理论，该理论强调“能力中心观”而非“幸福效用观”，即评价一个人福利大小不是根据其所拥有的财富或者商品，也不是根据其满足程度进行排序，而是根据评价功能性活动大小和自由程度来衡量的福利状况。简而言之，该理论认为人们的福利水平可以用实现自己所拥有“功能”的能力来衡量。虽然不同的群体所具有的功能不同，但森的可行能力理论切实为福利的模糊评价提供了一个有效的视角。此后，国外学者围绕这一理论对个体福利水平进行了评价，代表性的文献主要有Martinetti[13]、Balestrino 和Sciclone[14]、Qizilbash 和Clark[15]以及Roche等[16]。

从我国学者的研究来看，近年来部分研究使用可行能力理论对农户和农业转移人口的福利水平以及不平等程度进行度量。在此基础上综合农业转移人口的个体行为特征，我们建立农业转移人口可行能力分析框架，并实证研究各类福利指标对逆城镇化倾向的影响。具体来看，本文考虑了影响农业转移人口可行能力的收入水平、社会保障、居住条件、社会机会、社会交往、政治参与和心理感受等七个方面。第一，收入水平是农业转移人口在城市生活的根本保障，也是其进行继续留在城市或返回农村决策的主要参考指标。和现有文献不同的是，本文同时考虑了短期收入和长期收入。短期收入使用农业转移人口年均收入水平表示；鉴于劳动合同的签订在一定程度可以保证农业转移人口收入的持久性，我们用其衡量长期收入。第二，社会保障是构成农业转移人口福利的重要方面，养老、医疗、失业、工伤和生育保险均和农业转移人口日常生活息息相关，本文使用购买社会保险的种类衡量社会保障水平。第三，由于城市房价相对较高，农业转移人口居住环境和城市居民存在显著区别，因此居住条件也是其福利的主要组成部分，本文使用城市居住情况衡量居住条件。第四，在社会机会方面，本文综合考虑了农业转移人口自身和其子女的成长机会，其中使用是否参加职业培训衡量其自身人力资本积累，使用子女在城市上学情况衡量子女教育。此外，近年来农业转移人口尤其高收入群体的社会交往和政治参与意愿不断增强，对城市的归属感也成为影响其逆城镇化倾向的主要方面，因此，本文使用务工城市户口朋友数量衡量社会交往情况，使用城市政治活动的参加种类衡量政治参与情况，使用城市归属感衡量农业转移人口主观的心理感受。

3 数据、变量和计量模型

3.1 数据和变量

本文数据由作者所在单位组成的课题组调查所得。课题组于2015年3月至9月对东北三省、河北省、河南省、安徽省、福建省和四川省的10个城市进行了调查，抽样过程遵循三阶段分层抽样方法。首先，在全国范围内按照地域选取不同的省份，涵盖了东北、华北、中部、东南和西南地区；其次，选择每一个省份农业转移人口相对集中的城市，主要以省会城市为主，具体包括哈尔滨、长春、吉林、沈阳、大连、石家庄、郑州、合肥、福州和成都；最后，在每一个城市，课题组分别选取了其中典型的商业区、劳工市场、工厂以及建筑工地等区域，对不同行业的农业转移人口进行了访谈调研，每个行业的占比遵循国家统计局公布的农民工行业构成。课题组共发放和回收问卷1 000份，其中有效问卷975份。为保证数据的真实性和可信度，我们对调查数据中不合理的取值进行了调整或缺失值处理。本文实证过程中被解释变量为农业转移人口逆城镇化倾向，核心解释变量由第二部分农业转移人口可行能力的各个方面构成，同时我们还选取农村土地流转和农业转移人口个体特征作为控制变量，并使用同性质的变量进行内生性和稳健性检验。具体变量赋值和描述性统计见表1。

关于问卷设计、变量的选取和处理，有以下几点需要说明：第一，虽然目前存在高素质人才离开大城市的现象，但是农业转移人口仍然是人口回流的主要部分，因此本文的问卷设计主要考虑了农业转移人口群体。第二，被解释变量“逆城镇化倾向”代表了农业转移人口未来的选择，具有一定的前瞻性和预判性，即代表了未来一定时期内农业转移人口的倾向性抉择。第三，对于解释变量而言，为了使文章的研究目標更加聚焦，本文主要考察了农业转移人口广义的福利维度，诸如空气质量等环境因素指标并未包含在内。第四，在变量处理方面，年均收入、土地自愿流转情况、家庭年均消费支出等变量的分级参照了现有的相关文献和标准；由于模型本身可以将连续变量和离散变量有效结合，因此年龄自然地使用了连续变量，经验证，年龄取离散变量时的实证结果和取连续变量的结果基本一致；从事行业作为虚拟变量进入模型，即将属于同一类行业的农业转移人口的行业变量赋值为1。第五，控制变量的选取主要参考了现有相关文献，选取了常见的农业转移人口个体特征变量。

3.2 计量模型

本文被解释变量为农业转移人口逆城镇化倾向，是取值范围为1～3的定序变量，而非传统的连续变量或者二值变量，因此传统的OLS、Logit和Probit回归模型并不适用。鉴于此，本文采用有序Probit（Ordered Probit）回归模型，该模型可以通过对变量真实取值临界点的估计处理定序被解释变量，模型具体介绍见Li和Zhou[17]。endprint

本文使用的基准回归模型如下：

其中，i代表个体，j代表行业，s表示逆城镇化倾向的不同取值，范围为1～3；Welfareij代表所有表征福利的核心解释变量，β′1为其系数向量的转置；Xij是由农地自愿流转情况和表征转移人口个体特征的控制变量所组成的向量，β′2为控制变量对应的系数向量转置；Dj代表行业虚拟变量，δ为虚拟变量回归系数，εij为随机扰动项。

4 实证结果分析

我们首先对（1）式进行回归，计算有序Probit模型的基准回归系数，得出各福利变量对逆城镇化的影响方向；其次，计算福利变量对逆城镇化倾向的边际概率影响，精

确得出其量化影响关系，并进行内生性和稳健性检验；最后，通过对年龄和收入分组，计算不同年龄和收入阶段福利变量对逆城镇化倾向影响的规律性。

4.1 基准回归系数

在表2中，模型（1）显示了有序Probit模型的基准回归系数，可以看出，构成农业转移人口福利的收入、劳动合同签订、社会保险、住房情况、子女上学、政治参与、城市归属感和职业培训等变量均至少在5%的水平下显著，且影响方向为负，表明上述各类福利水平的改善均可以降低农业转移人口的逆城镇化倾向。而城市社会交往（城市朋友数量）并不显著，可能原因在于农业转移人口交往方式主要为“圈内交往”，在城市本地的朋友相对较少，因此与城市朋友的交往对其逆城镇化的决策影响有限。从控制变量来看，土地自愿流转情况、婚姻状况和年龄至少在10%的水平下显著，表明现阶段农村土地对于尚未摆脱农村户口的农业转移人口来说具有较强的吸引力；已婚人士逆城镇化决策受到了家庭成员的影响，其养家糊口的压力也相对较大，因此其逆城镇化倾向较强；年龄的增大也增强了逆城镇化倾向，表明低龄化的第二代农民工更加倾向于留在城市。而性别、受教育程度和籍贯均不显著。此外，两个临界点也在1%的水平下显著。在模型（2）中，我们剔除了不显著变量进行回归，从结果可以看出，所有变量和两个临界点均至少在10%的水平下显著。临界点是有序Probit模型对被解释变量进行分类回归的分类依据，并没有实际的含义，因此本文不对其进行分析。模型（3）～（6）列出了模型的内生性和稳健性检验回归结果，我们将在下一部分进行讨论。

4.2 边际概率影响

基准回归系数反应了福利变量对逆城镇化的影响方向，为了更为精确地描述其数量影响关系，我们计算福利变量对逆城镇化倾向的边际概率影响。边际概率影响即解释变量每变动一个单位对逆城镇化倾向从其他状态进入某一状态的概率影响。如果边际概率影响系数为正，说明福利水平的改善可以提升逆城镇化倾向进入该状态的概率；如果为负，则说明福利水平提升降低了逆城镇化倾向进入该状态的概率。需要说明的是，本文将逆城镇化倾向分为三个状态，其中进入中间状态2的方向并不确定，既可以从状态1进入（逆城镇化倾向上升），也可以从状态3进入（逆城镇化倾向下降），因此我们主要对进入状态1和状态3的概率变动进行考察，并將进入状态3称之为逆城镇化概率上升，将进入状态1称之为逆城镇化概率下降。边际概率影响的计算基于模型（2）的估计结果完成。

由表3的计算结果可以看出，收入水平每提升一个等级，将抑制逆城镇化概率上升0.39%，促进逆城镇化概率下降2.28%；劳动合同签订状况每改善一个等级，将抑制逆城镇化概率上升0.87%，促进逆城镇化概率下降5.17%；购买保险种类的边际提升将抑制逆城镇化概率上升0.78%，促进逆城镇化概率下降4.60%。同样可以得到，居住情况、子女上学情况、政治参与以及城市归属感的正向边际变动，将分别抑制逆城镇化概率上升0.29%、1.30%、1.09%和0.55%，促进逆城镇化概率下降1.74%、7.71%、6.47%和3.23%。从二值变量职业培训来看，相对于未接受职业培训的农业转移人口，接受职业培训群体的逆城镇化上升倾向将明显低7.68%，逆城镇化下降倾向则明显高18.18%。从控制变量来看，农地自愿流转（转入）情况的正向边际变动将促进逆城镇化概率上升0.84%，抑制逆城镇化概率下降4.96%；已婚群体的逆城镇化概率上升程度比未婚群体高0.82%，逆城镇化概率下降程度比未婚群体低4.73%；年龄每增长一岁，将促进逆城镇化概率上升0.03%，抑制逆城镇化概率下降0.18%。

由上述结果可以得出，除城市朋友变量外，构成农业转移人口可行能力的各类福利指标的改善均可以抑制逆城镇化概率上升，同时促进逆城镇化概率下降。其中，职业培训、子女上学情况和政治参与状况的改善对逆城镇化的影响最为明显，表明现阶段农业转移人口最迫切的福利诉求体现在社会机会和政治参与方面，其既关注自身的社会机会带来的长期人力资本积累（职业培训），同时也关注下一代的成长机会带来的代际人力资本积累（子女上学），而随着生活水平的改善农业转移人口群体政治参与的需求正逐步形成。同时，农村土地对逆城镇化倾向的影响也十分明显，土地自愿转入的农业转移人口逆城镇化倾向明显增强。此外，已婚群体由于负担起抚养家庭的重任，其城市生活成本相对更高，其逆城镇化倾向也更强，而年龄的上升带来的劳动能力下降、失业和养老等一系列问题也将强化农业转移人口的逆城镇化倾向。

4.3 内生性和稳健性讨论

首先，鉴于本文使用的数据为截面数据，为了克服可能存在的异方差问题，我们在所有的回归模型中均采用稳健标准误，并且引入行业变量和控制变量消除了行业和个体异质性。其次，我们重点考虑了模型的内生性问题。导致内生性的主要原因有如下三个方面：其一，模型设定偏误，即遗漏变量导致的内生性问题；其二，样本选择偏差，即样本随机性较差，其取值的有限性导致Hecman模型中的样本选择偏差问题；其三，双向因果关系，即被解释变量和解释变量互为因果导致的内生性，这也是常见的导致内生性的原因。从第一个方面来看，本文充分参考了现有关于人口回流和逆城镇化研究的文献，解释变量涵盖了构成农业转移人口可行能力的各个福利变量，同时包括了表征农业转移人口个体特征的控制变量，存在模型设定偏误的表3 边际概率影响计算结果可能性较小。就第二个方面而言，本文样本涵盖了农业转移人口较为集中的多个行业，并从多个省份和年龄段进行了随机取样，而被解释变量也不存在有限取值问题，因而不存在样本选择偏差问题。对于双向因果关系问题，本文采用了工具变量法进行了稳健性检验，将在下面进行进一步说明。endprint

最后，本文对上述回归结果的稳健性进行了如下三个方面的检验：第一，农业转移人口收入水平提升可能会降低逆城镇化倾向，而逆城镇化意愿较低的群体也可能会更加努力工作获取高额收入，即二者可能存在双向因果关系。对此，本文使用“家庭消费支出”变量作为收入水平的工具变量进行IVoprobit回归，对内生性和稳健性进行检验。第二，现阶段户口一定程度上仍然是区分市民和农业转移人口的主要指标，为了验证稳健性，我们同时使用“是否愿意转为城镇户口”这一主观意愿来衡量逆城镇化倾向，如果愿意转为城镇户口，表明逆城镇化倾向较弱，反之逆城镇化倾向较强。因此，我们使用这一变量替代基准模型的被解释变量建立Probit进行稳健性检验，同时可以进一步判断问卷数据的真实性。第三，在Probit模型中，本文同时将“家庭消费支出”作为工具变量，使用普通极大似然估计（Maximum likelihood estimator）和两步工具变量法（Twostep estimator）两种估计方法进行稳健性检验。上述内生性和稳健性检验结果同样列于表2的结果中，其中模型（3）～（6）分别列出了IVoprobit、Probit、IVprobit和Twostep IVprobit的估计结果。可以看出，在上述4个模型的回归结果中，核心解释变量系数的符号和显著性水平与基准回归结果基本保持一致，表明基准模型并不存在显著的内生性问题，而其回归结果也是稳健的。

4.4 收入和年龄分组下福利对逆城镇化倾向的影响分析

从样本构成来看，样本涵盖了各个年龄段和不同收入水平的农业转移人口群体，那么，各个福利变量对逆城镇化倾向的影响程度在不同年龄段和收入阶段是否会存在差异呢？本文进一步基于收入和年龄分组计算福利对逆城镇化倾向的边际概率影响，对上述问题进行探讨。

4.4.1 收入分组下福利对逆城镇化倾向的边际概率影响

从表4的结果可以看出，随着收入水平的提升，各福利变量对逆城镇化倾向概率上升的抑制作用不断弱化，对逆城镇化倾向概率下降的促进作用不断增强。当农业转移人口收入水平从第1等级（小于2万）上升到第6等级（大于10万）时，收入上升对逆城镇化倾向概率上升的抑制作用降低0.8个百分点，对逆城镇化倾向概率下降的促进作用提高2.81个百分点；劳动合同状况的改善对逆城镇化倾向概率上升的抑制作用降低1.77个百分点，对逆城镇化倾向概率下降的促进作用提高6.37个百分点。与上述两个福利变量类似，当农业转移人口从低等级收入水平跨越到高等级收入水平时，社会保险状况、居住条件、子女上学、政治参与以及城市归属感的改善对逆城镇化倾向概率上升的抑制作用也不断减弱，对逆城镇化倾向概率下降的促进作用也不断增强。此外，从二值变量职业培训来看，随着收入水平的上升，参加职业培训对逆城镇化概率上升的抑制作用不斷减弱，对逆城镇化倾向概率下降的促进作用不断强化。

4.4.2 年龄分组下福利对逆城镇化倾向的边际概率影响

由表5的年龄分组边际概率影响结果可以看出，随着年龄段的上升，各福利变量对逆城镇化倾向概率上升的抑制作用不断强化，对逆城镇化倾向概率下降的促进作用不断弱化。当农业转移人口年龄从20岁年龄段上升到50岁年龄段时，收入上升对逆城镇化倾向概率上升的抑制作用提升0.4个百分点，对逆城镇化倾向概率下降的促进作用下降1.24个百分点；劳动合同状况的改善对逆城镇化倾向概率上升的抑制作用提升0.92个百分点，对逆城镇化倾向概率下降的促进作用下降2.8个百分点。和收入分组的结果类似，在不同年龄阶段，社会保险状况、居住条件、子女上学、政治参与、城市归属感以及职业培训等福利变量对逆城镇化倾向的影响规律和收入水平以及劳动合同状况的影响规律一致。从收入和年龄分组计算结果来看，随着收入水平和年龄阶段的上升，各福利变量对逆城镇化倾向概率上升的抑制作用和逆城镇化倾向概率下降的促进作用的变动方向并不一致，故难以直观得出其中的变动规律。因此，为了更为精确地理解随着收入和年龄的变化各福利变量对逆城镇化的影响规律，本文进一步计算了收入和年龄分组中各变量对逆城镇化概率影响的净效应，即逆城镇化概率上升系数减去逆城镇化概率下降系数，计算结果见表6。

从净效应的计算结果来看，各福利变量对逆城镇化影响的净效应为负，即福利水平的改善可以抑制逆城镇化倾向。分析可知，农业转移人口从低收入群体转为高收入群体的过程可以有效强化各福利变量改善对逆城镇化倾向的抑制净效应。当农业转移人口收入水平从第1等级（小于2万）上升到第6等级（大于10万）时，收入水平、劳动合同状况、社会保险状况、居住条件、子女上学、政治参与、城市归属感以及职业培训状况的改善对逆城镇化倾向的抑制净效应分别提升2.03、4.60、4.08、2.93、6.85、5.73、2.87和9.49个百分点。农业转移人口由低龄阶段升入高龄阶段的过程则弱化了各福利变量改善对逆城镇化倾向的抑制净效应，当农业转移人口年龄阶段从20岁上升到50岁时，收入水平、劳动合同状况、社会保险状况、居住条件、子女上学、政治参与、城市归属感以及职业培训状况的改善对逆城镇化倾向的抑制净效应分别下降0.84、1.88、1.66、0.64、2.80、2.34、1.16和3.28个百分点。因此，我们可以得出福利状况的改善对高收入和低龄化农业转移人口群体的作用最为显著，即提升这部分群体的福利水平有助于降低逆城镇化倾向，而相关政策应该具有一定的倾斜性和针对性。事实上，产生上述结果的原因在于，一方面，高收入农业转移人口在城市生活的经济基础较为牢固，他们迫切需要的是享有城市的各类福利，并和城市居民共享城市的现代文明，因此其福利状况改善将显著降低逆城镇化倾向；另一方面，低龄化农业转移人口群体对于其未来的工作和收入状况信心较足，而他们的生活方式和思维习惯相对于老龄化群体而言更加接近于城市居民，这部分群体需要的也是真正和城市居民平等进而福利水平得到全面的改善，因此其逆城镇化意愿也相对较弱，福利提升则可以更加坚定其留在城市的信心。endprint

5 结 语

本文基于森的可行能力理论和调研数据，构建我国农业转移人口的可行能力框架，实证分析了农业转移人口福利对逆城镇化倾向的影响。基于我国城镇化发展现状，本文认为我国农业转移人口可行能力至少应当包含收入水平、社会保障、居住条件、社会机会、社会交往、政治参与和心理感受等七个方面。基于有序Probit模型的实证研究表明，除城市朋友变量外，各类福利指标的改善均可以有效降低逆城镇化倾向。

进一步来看，哪些福利指标对农业转移人口最为重要？福利提升对哪一部分农业转移人口群体的逆城镇化倾向影响最大？本文通过指标比较和分组比较回答了上述两个问题。一方面，职业培训、子女上学情况和政治参与状况的改善对逆城镇化倾向的影响最为明显。当前农业转移人口群体的福利诉求已经从早期的收入水平提升和社会保障转变为社会机会和政治参与。其中，农业转移人口不仅关注自身的社会机会，同时还关注下一代的社会机会，表现为通过职业培训提升自身的人力资本积累，通过为子女争取更好的上学条件提升代际的人力资本积累。另一方面，福利状况的改善对高收入和低龄化农业转移人口群体的作用最为显著。经济收入是农业转移人口在城市生活和立足的最基本保障，高收入群体具备了这一基础，导致其对于福利的诉求更强，因此福利水平改善可以明显降低其逆城镇化倾向。而低龄化群体大部分为第二代农业转移人口，其思维方式、生活习惯、社会交往等更接近于城市，留在城市的意愿强烈，因此其福利水平改善也可以显著降低逆城镇化倾向。

就政策层面而言，目前我国处在以城镇化为手段推动经济发展的阶段，降低农业转移人口逆城镇化倾向需要通过政策制定提升其福利水平，真正给予农业转移人口城市居民的待遇，缩小其与城市居民的福利差距。截至2016年10月，全国基本取消了农业户口和非农业户口之分，但是这一政策仅仅实现了农业转移人口和城市居民“名义身份”上的平等，仍然没有涉及到福利这一户籍制度改革的核心。基于上述的研究结果和我国城镇化发展实际，本文认为降低逆城镇化倾向进而提升城镇化发展的可持续性，需要以如下两个方面为着力点：其一，继续完善居住证制度，逐步剥离和户籍绑定的福利制度，实现城市基本公共服务和福利待遇对城市常住人口的全覆盖；其二，应针对重点福利诉求和群体制定倾斜性政策，优先促进农业转移人口职业培训、子女上学和政治参与状况的改善，优先满足高收入和低龄化群体在城市的福利诉求，坚定其留在城市的信心，以此稳步提升城镇化和市民化水平。

参考文献（References）

[1]BERRY B L. Urbanization and counterurbanization[M]. California：SAGE Publications， 1976.

[2]PANEBIANCO S， KIEHL M. Counter urbanisation， reurbanisation？ an empirical analysis of recent employment and population trends in western Europe[C]. Jyvaskyl：ERSA 2003 Conference， 2003.

[3]CHAMPION A G. State of the English cities： the changing urban scene： demographics and the big picture[M]. London：Communities and Local Government Publications， 2006.

[4]DELGO M. The economic of rural municipalities in Israel[D]. Jerusalem：The Hebrew University， 2006.

[5]FEINERMAN E， FINKELSHTAIN I， TCHETCHIK A， et al. Impact of counterurbanization on size， population mix， and welfare of an agricultural region[J]. American journal of agricultural economics， 2011，93（4）： 1032-1047.

[6]KAHSAI M S， SCHAEFFER P V. Deconcentration， counterurbanization， or trend reversal？ the population distribution of Switzerland， revisited[J]. Open urban studies journal， 2010， 3（1）： 89-102.

[7]黃少安， 孙涛. 中国的”逆城市化” 现象：“非转农”——基于城乡户籍相对价值变化和推拉理论的分析[J]. 江海学刊， 2012 （3）： 90-96.[HUANG Shaoan， SUN Tao. Chinas ‘counterurbanization phenomenon： ‘turn the farmers， the analysis based on the relative value of urban and rural household registration changes and pushpull theory[J]. Jianghai academic journal， 2012 （3）： 90-96.]

[8]张世勇. 新生代农民工逆城市化流动： 转变的发生[J]. 南京农业大学学报（社会科学版）， 2014，14（1）： 9-19.[ZHANG Shiyong. Counter urbanization migration of new generation migrant workers： how transition occurs[J]. Journal of Nanjing Agricultural University（social sciences edition）， 2014，14（1）： 9-19.]endprint

[9]IRWIN E G， ISSERMAN A M， KILKENNY M， et al. A century of research on rural development and regional issues[J]. American journal of agricultural economics， 2010，92 （2）： 522-553.

[10]STARK O， TAYLOR J E. Migration incentives， migration types： the role of relative deprivation[J]. The economic journal， 1989， 101（408）： 1163-1178.

[11]SEN A. Inequality reexamined[M]. Oxford：Clarendon Press，1992.

[12]SEN A. Development as freedom[M]. Oxford：Oxford University Press， 1999.

[13]MARTINETTI E C. A multidimensional assessment of wellbeing based on Sens functioning approach[J]. Rivista internazionale di scienze sociali， 2000，108（2）： 207-239.

[14]BALESTRINO A， SCICLONE N. Should we use functionings instead of income to measure wellbeing？ theory， and some evidence from Italy[J]. Rivista internazionale di scienze sociali， 2001，109（1）： 3-22.

[15]QIZILBASH M， CLARK D A. The capability approach and fuzzy poverty measures： an application to the South African context[J]. Social indicators research， 2005， 74（1）： 103-139.

[16]ROCHE J M. Monitoring inequality among social groups： a methodology combining fuzzy set theory and principal component analysis[J]. Journal of human development， 2008， 9（3）： 427-452.

[17]LI H， ZHOU L A. Political turnover and economic performance： the incentive role of personnel control in China[J].Journal of public economics，2005，89（9）：1743-1762.endprint