乐业才能安居——就业质量对农民工城市定居意愿的影响

胡斌红，杨俊青

（1.山西财经大学 财政与公共经济学院，山西 太原 030006；2.山西财经大学 工商管理学院，山西 太原 030006）

伴随着农业劳动力的持续转移，中国的农民工数量不断增加，常住人口城镇化率快速提高。根据《2018年农民工监测调查报告》的数据，2018年中国农民工数量比2017年增加184万人，总量达到2.88亿人。然而，进入城市的大量农民工定居意愿较低，近年来出现了农民工返乡现象和“民工荒”的问题[1]，根据2017年全国流动人口动态监测数据，在所调研的农民工中，明确表示愿意在城市定居的农民工仅占26.30%，农民工城市定居意愿整体不强[2]，不能真正地融入城市，无法更好地分享经济社会发展的成果，严重影响了农民工对美好生活的追求和城镇化质量的提高。党的十九大报告提出要“加快农业转移人口市民化”。根据国家“十三五”规划，中国户籍人口城镇化率年均要提高一个百分点以上，到2020年，户籍人口城镇化率要达到45%。国家发改委2019年4月印发的《2019年新型城镇化建设重点任务》提出要突出抓好在城镇就业的农业转移人口落户工作。而要提高户籍人口城镇化率，农民工有城市定居意愿是基本前提[3]。

与农民工城市定居意愿较低并存的现象，是农民工的就业质量普遍不高，主要表现为薪酬水平较低、劳动强度较大、工作稳定性差、劳保福利缺失等[4]，导致劳资关系紧张、劳资冲突频发、劳动者积极性下降，严重降低了农民工的就业质量和就业幸福感[5]。就业质量不仅关系到农民工的消费水平、住房质量、工作安全等工作和实际生活，更会关系到农民工的城市融入意愿，进而影响其城市定居意愿，因此就业质量极有可能对农民工城市定居意愿产生影响。研究农民工城市定居意愿的影响因素，有效促进农民工群体在城市定居，对于实现“人的城镇化”，提升农民工的获得感和幸福感具有一定的现实意义。

本文运用2017年全国流动人口动态监测调查数据，试图探讨就业质量对农民工城市定居意愿的影响及相关机制，并分类探讨就业质量对不同性别、不同年龄、不同学历农民工城市定居意愿的差异化影响。

一、理论基础与文献述评

Lewis[6]的“二元经济结构理论”认为，城市仅需要提供较高的不变工资水平就会吸引农村剩余劳动力源源不断地离开农村来到城市，直到二元经济转化为一元经济。Todaro[7]的城市预期收入理论认为，农民工是否迁移到城市主要取决于农民工对城市的预期收益，包括农民工预期在城市找到工作的概率以及城市预期收入两个方面，如果城市预期收益高于农民工在农村的收益，就会发生迁移行为。但近年来中国的城镇登记失业率持续走低，农民工工资不断上涨，在就业机会及工资都明显增长的情况下仍然出现农民工城市定居意愿较弱，农民工返乡等行为，这是以往的经典理论所不能解释的。其实，农民工城市定居意愿不仅会受到经济因素的影响，非经济因素的影响也很大[8]。因此，虽然当前农民工的就业很充分，工资也不断上涨，但农民工就业质量总体较低，影响了农民工的城市定居意愿。Lee[9]将劳动力乡城迁移决策归纳为迁入地因素、迁出地因素、中间障碍因素和迁移者个人因素四个方面。劳动力是否迁移取决于这四个因素均衡的结果，而就业质量是迁入地因素中的一个重要因素。从其他方面来看，学术界还从个人及家庭因素、经济因素、制度因素、社会文化心理因素等方面，研究农民工城市定居意愿的主要影响因素。

个人及家庭因素方面，性别、受教育程度会对新生代农民工城市定居意愿产生显著影响[10]。受教育时间长、未婚、配偶或恋人在同城的农民工更愿意在城市定居[11]。年龄越小、教育程度越高的农业转移人口城市定居意愿越强烈[12]。家庭总收入、家庭非农收入比例、家庭相对收入地位等因素能对农民工城市定居意愿产生显著正向影响[13]，子女随迁模式下的农民工城市长期定居意愿显著高于个体迁移者，这是因为子女随迁显著提高了农民工的城市融入意愿[14]，家庭式迁移对流动人口城市定居意愿具有显著影响，因此需要以家庭为单位进行政策设计，提高流动人口城市定居意愿[15]。

经济因素方面，农民工城市定居意愿较低的主要原因是经济条件的限制，而不是政策方面的阻碍[16]，较高的家庭收入是促进流动人口城市定居意愿的重要因素[17]。但另一些学者却认为收入水平对农民工城市定居的选择影响不显著[18]，流动人口除了关注收入外，还会关注城市生活成本，流动人口的收支比会对城市定居意愿产生显著影响[19]。较长的劳动合同也是促进流动人口城市定居意愿的重要因素[17]。

制度因素方面，就业制度环境、住房政策以及社会公平环境对青年农民工城市定居意愿有显著影响[20]。户籍制度会对新生代农民工城市定居意愿产生显著影响[21]。但另一些研究表明，户籍制度对流动人口的城市定居意愿没有产生显著影响[22]，农民工在城市定居的户籍制度障碍正在逐步减弱[23]。住房政策也是农民工在城市定居的重要影响因素[24]，更优的居住条件可以提升农民工的城市定居意愿[25]。

在社会文化、心理因素方面，与本地人的互动、掌握方言的熟练程度会对农民工城市定居意愿产生显著正向影响。农民工所在城市的社会网络、农民工的不平等感知等因素会对城市定居意愿产生显著影响[26]。社会融合对农民工城市定居意愿具有显著的正向影响[27]，子女教育期望会对农民工城市定居意愿产生显著的正向影响[28]。

以上研究探讨了影响农民工城市定居意愿的各种因素，但鲜有文献研究就业质量对农民工城市定居意愿的影响。仅有相关研究多集中在就业收入、就业身份[29]、非正规就业[30]、工作单位性质、工作单位所处不同产业[31]等因素对城市定居意愿的影响，且一些研究结论仍不统一，关于就业质量对农民工城市定居意愿影响的异质性分析及中介机制的研究更是鲜见。

本文力图在以下几个方面有所贡献：第一，基于就业质量的视角研究其对农民工城市定居意愿的影响。现有文献从各种角度研究了农民工城市定居意愿的影响因素，但鲜有从就业质量视角入手的研究。第二，本文提出并验证了就业质量影响农民工城市定居意愿的中介机制，即农民工城市融入意愿和住房质量，揭示了就业质量影响农民工城市定居意愿的内在机理。第三，提出并验证了农民工所获得公共服务对农民工就业质量与城市定居意愿的调节作用，发现农民工所获得的公共服务正向调节就业质量对农民工城市定居意愿的影响。本文研究模型如图1所示。

二、数据来源及研究设计

（一）数据来源

本研究数据来源于2017年全国流动人口动态监测调查数据，调查注重调查样本的层次性和阶段性，并考虑到调查样本的规模要求，采用PPS（Probability Proportion to Size）抽样法。本文研究中所选取的农民工群体，均为户籍在农村且在城市中实现就业，年龄介于16～65岁之间，同时只保留文化程度为高中/中专及以下的样本，以更聚焦于“农民工”群体[32]。经过以上处理，最终得到67 804个农民工样本。

在最终得到的农民工样本中，男性农民工39 456人，占比为58.2%，女性农民工28 348人，占比为41.8%。高学历农民工（受教育程度为高中/中专）17 154人，占比为25.3%，低学历农民工（受教育程度为初中及以下）50 650人，占比为74.7%。新生代农民工37 496人，占比为55.3%，老一代农民工30 308人，占比为44.7%。

（二）研究设计

1.计量模型构建

本文主要检验就业质量对农民工城市定居意愿的影响，其基本方程为

其中，IE表示农民工个体的城市定居意愿；EQ表示农民工个体的就业质量；IC表示一系列反映农民工个体人口特征的控制变量；FC表示一系列农民工流动特征的控制变量；ε为随机扰动项。

2.因变量及其测量

本文主要研究农民工城市定居意愿情况，所以采用2017年全国流动人口卫生计生动态监测调查流动人口问卷（A）中的Q315“如果您打算留在本地，您预计自己将在本地留多久？”，将选择“定居”的赋值为1，将其他选项赋值为0。

3.自变量及其测量

参考国内外学者对农民工城市定居意愿的相关研究成果，本文的自变量及其测量设计如下。

1）就业质量

本文主要关注的自变量为就业质量。就业质量是一个多维度的综合性概念，是劳动者就业状况的综合反映。就业质量的演变和发展经历了以下几个阶段：美国职业培训和开发委员会提出的工作生活质量、国际劳工组织提出的体面劳动、欧盟理事会提出的工作质量以及欧洲基金会提出的就业质量。本文着重参考Leschke和Watt[33]建构的多维就业质量指数，从农民工工资水平（用各城市最低工资标准平减后的农民工实际工资水平衡量[34]）、社会保障（即农民工是否参加城镇职工医疗保险，参加为1，未参加为0）、工作时间（用周工作时间来衡量，是一项反向指标）、工作稳定性（用农民工是否签订固定劳动合同来衡量，签定固定劳动合同为1，其他形式为0）四个方面的指标进行标准化处理，来构建就业质量综合指标[35]。

2）个体人口特征控制变量

农民工个体人口特征控制变量包括五项指标，即农民工的性别、年龄、民族、学历和婚姻[36]。性别变量中，将男性赋值为1，女性赋值为0；年龄变量的取值是对农民工实际年龄取对数，为考察年龄与农民工城市定居意愿的非线性关系，加入年龄变量的平方项；民族变量中，将汉族赋值为1，其他民族赋值为0；教育程度为定序变量，未上过学、小学、初中、高中/中专分别赋值为1、2、3、4；婚姻状况变量中，未婚赋值为0，其他婚姻状况赋值为1。

3）流动特征控制变量

农民工流动特征控制变量包括三项指标，即农民工本次流动范围、本次流动时间和总共流动次数[37]。本次流动时间以调查时的年份减去进入流入地时间；本次流动范围变量中，跨省流动赋值为1，未跨省流动赋值为0。是否多次流动变量中，一次流动赋值为1，一次以上流动赋值为2。

4.描述性统计

因变量、自变量等各项指标的描述性统计如表1所示。

表1 就业质量与农民工城市定居意愿计量模型各变量的描述性统计

三、实证分析

（一）基本回归结果

本文运用二分类Logit回归模型，逐层纳入农民工人口特征控制变量和农民工流动特征控制变量，研究就业质量是否会对农民工城市定居意愿产生影响，具体结果如表2所示。

表2中模型1是仅包含就业质量自变量的回归结果，回归系数为0.254，且通过了1%显著性检验，表明就业质量越高则农民工城市定居意愿也越强[38]。模型2是在模型1的基础上加入农民工人口特征控制变量的回归结果，模型3是在模型2的基础上加入流动特征控制变量的回归结果。模型2和模型3的回归结果均显示就业质量对农民工城市定居意愿的回归系数为正，且通过1%显著性检验，说明本文中就业质量对农民工城市定居意愿的估计结果具有较好的稳定性。

从表2模型2与模型3中农民工个体特征控制变量的回归结果看，农民工性别对城市定居意愿的回归系数为负，且通过了1%显著性检验，表明男性农民工的城市定居意愿要弱于女性农民工。农民工年龄对城市定居意愿的一次项系数为正，二次项系数为负，且均通过了1%显著性检验，农民工年龄对城市定居意愿的影响呈“倒U形”关系，表明随着年龄的增长，农民工城市定居意愿呈先上升后下降的趋势。民族变量对城市定居意愿的回归系数为负，且通过了1%显著性检验，表明汉族农民工的城市定居意愿弱于其他民族农民工。农民工受教育程度对城市定居意愿的回归系数为正，且通过了1%显著性检验，农民工受教育程度越高则城市定居意愿越强烈。从婚姻状况回归结果来看，回归系数为正，且通过了1%显著性检验，表明未婚农民工的城市定居意愿弱于其他婚姻状况的农民工。以上农民工个体特征控制变量回归结果均与已有经验文献一致[39]。

从表2模型3中农民工流动特征控制变量的回归结果看，农民工流动时间的回归系数为正，且通过了1%显著性检验，表明农民工流动时间越长则城市定居意愿越强烈。农民工流动范围的回归系数为负，且通过了1%显著性检验，表明相对于跨省流动的农民工，省内流动农民工的城市定居意愿更强。模型中农民工流动次数的回归系数为负，且通过了1%显著性检验，表明仅流动一次农民工的城市定居意愿要强于多次流动的农民工。以上农民工流动特征控制变量回归结果也与已有经验文献一致[40]，表明本文回归模型无重大疏漏。

表2 就业质量对农民工城市定居意愿影响的Logit回归结果

（二）稳健性检验

1.Probit模型的回归结果

由于本文的因变量城市定居意愿为二值变量，对此类问题通常采用Logit模型或Probit模型进行分析，参考文献[41]，本文进一步采用Probit模型进行稳健性检验，检验结果如表2模型4所示。可以看出，表2模型4的回归结果与模型3并无明显差异，就业质量对农民工城市定居意愿的回归系数为正，且通过了1%显著性检验，验证了本文估计结果的稳定性，就业质量对农民工城市定居意愿具有显著正向影响。

2.对就业质量极端值处理后的回归结果

自变量的极端值会对回归结果产生较大影响。为了进一步验证相关变量的显著性，排除就业质量极端值的影响，对就业质量在1%分位和99%分位上进行Winsorize处理[42]，回归结果如表2模型5所示。可以看出，表2模型5的回归结果与模型3基本一致，就业质量对农民工城市定居意愿的回归系数为正，且通过了1%显著性检验，进一步说明了本文估计结果具有较好的稳定性，就业质量显著正向影响农民工城市定居意愿。

（三）异质性分析

1.性别差异

不同性别农民工对于是否在城市定居所关注的因素往往是有差异的，为了检验就业质量对农民工城市定居意愿影响的性别差异，本文按农民工性别进行分样本回归。从表3的模型1和模型2可以看出，就业质量对男性农民工和女性农民工城市定居意愿的回归系数均为正。但从回归系数看，男性农民工回归系数为0.182，明显小于女性农民工回归系数0.605。从显著程度来看，女性农民工通过1%显著性检验，而男性农民工仅通过5%显著性检验。因此，就业质量对男性农民工城市定居意愿的影响要小于女性农民工，这可能是由于男性农民工承担的工作压力和生活压力更大，在同等就业质量下，男性农民工会考虑除就业质量之外的更多因素才会决定是否在城市定居。

2.学历差异

不同学历农民工在劳动技能、职业发展预期、城市融入能力等方面都有着显著的差异。为了检验不同学历农民工的就业质量对城市定居意愿的影响是否存在差异，本文将农民工分为受教育程度为初中及以下的低学历农民工样本和受教育程度为高中/中专的高学历农民工样本，并分样本进行回归。从表3的模型3和模型4可以看出，就业质量对低学历农民工和高学历农民工城市定居意愿的回归系数均为正，且通过了1%显著性检验，但对高学历农民工的回归系数要大于低学历农民工。这可能是由于在同等就业质量下，高学历农民工对于自己在城市的发展做出了较为乐观的判断，因此更愿意在城市定居。

3.代际差异

出生于不同时代的农民工，其家庭背景、学历、成长背景等都有很大不同，导致新生代农民工在职业发展、价值观念等方面与老一代农民工产生差异。这种代际方面的差异，是否会体现于就业质量对农民工城市定居意愿的影响中，本文也进行了分析。从表3模型5和模型6的回归结果可以看出，就业质量对新生代农民工和老一代农民工城市定居意愿的回归系数均为正，且均通过了1%显著性检验。但相对来说，新生代农民工的回归系数要大于老一代农民工，推测原因，应当是新生代农民工成长的时代背景不同，其适应能力较强，比较习惯甚至喜欢城市的生活方式，因此在同等就业质量下，其城市定居意愿更为强烈。

表3 就业质量对农民工城市定居意愿影响的异质性分析

（四）机制分析

1.城市融入意愿的中介效应分析

就业质量较高农民工所具有的较高收入、较多闲暇时间、固定合同的签订和完善的社会保障等因素，可以增加农民工融入所在城市的时间和机会，促进农民工安全和稳定就业，有利于构建和谐的劳资关系，提高农民工对工作生活的满意度，从而提高农民工的城市融入意愿[43]。同时，城市融入意愿越强，表明农民工越认同城市生活方式，并愿意被城市环境所同化，从而越偏好于在城市定居[44]。因此，本文认为就业质量通过影响城市融入意愿，进而影响农民工城市定居意愿。

本文使用温忠麟等[45]提出的中介效应检验程序，考察城市融入意愿是否在就业质量影响农民工城市定居意愿的过程中发挥中介作用。对于城市融入意愿的测量，借鉴杨江澜等[46]的做法，将农民工是否愿意融入“本地人”当中，成为其中一员作为其城市融入意愿的重要标志来进行检验，将完全不同意和不同意赋值为0，将基本同意赋值为1，将完全同意赋值为2。检验结果如表4模型1所示。中介效应检验的第一个和第二个条件中，就业质量对城市融入意愿及农民工城市定居意愿的影响均显著。第三个条件中，当就业质量与农民工城市融入意愿同时放入回归方程时，两个变量对农民工城市定居意愿的影响系数均为正，且都通过了1%显著性检验。说明城市融入意愿在就业质量影响农民工城市定居意愿的过程中具有部分中介效应，即就业质量通过城市融入意愿作用于农民工城市定居意愿。

2.住房质量的中介效应分析

就业质量较高的农民工具有较高的经济收入，提高了农民工的住房消费能力和消费意愿，社会保障制度的完善性有利于抵御未来风险的不确定性，稳定的工作会使农民工产生更长久的工作预期，这些因素都会对农民工高质量住房的选择产生积极的影响[47]。同时，高质量住房是“安居”的开始，住房质量会对农民工城市定居意愿产生正向影响，住房因素是影响农民工城市定居意愿的重要因素。因此，本文认为就业质量通过影响住房质量，进而影响农民工城市定居意愿。

住房质量中介效应的检验方法同上文。对于住房质量的测量，本文按住房质量由低到高，将农民工住房性质中的借住房、就业场所、其他非正规居所赋值为1，将单位/雇主房、租住私房、政府提供公租房赋值为2，将自购商品房、自购保障性住房、自购小产权住房、自建房赋值为3。检验结果如表4模型2所示。中介效应检验的第一个和第二个条件中，自变量就业质量对中介变量住房质量及因变量农民工城市定居意愿的影响均显著。第三个条件中，当就业质量与住房质量同时放入回归方程时，两个变量对农民工城市定居意愿的影响系数均为正，且都通过了1%显著性检验。说明住房质量在就业质量影响农民工城市定居意愿的过程中也具有部分中介效应，即就业质量通过住房质量作用于农民工城市定居意愿。就业质量较高的农民工有意愿及能力提高住房质量，从而提高了城市定居意愿。

3.农民工所获得公共服务的调节效应分析

就业质量是影响农民工是否定居的重要因素，然而，农民工的定居决策是一个复杂的过程，受多种因素的影响。除就业质量外，基础教育、社区服务、医疗保障等因素都会对农民工的定居决策产生影响[48]。已有文献主要从城市人均教育财政支出、人均社会保障支出、人均医疗卫生财政支出、义务教育生师比、城镇基本医疗保险参保率、每万人床位数等指标来衡量一个城市的公共服务水平。但由于种种因素的限制，城市中的农民工无法获得与本地居民相同的公共服务[49]，因而用城市人均公共服务水平来测量农民工获得的公共服务是不准确的。

参考相关文献并根据数据可得性，本文选择基础教育、医疗保障、劳动保障以及社区服务四个维度来反映农民工所获得的公共服务[50]。基础教育维度根据Q311“目前在本地，您家主要有哪些困难？”，选择“子女上学问题”的赋值为0，未选择的赋值为1；医疗保障维度根据Q504“您目前参加下列何种社会医疗保险？”对于已经参保其中一项且在本地参保的赋值为1，其他形式赋值为0；劳动保障维度根据Q505“您是否办理过个人社会保障卡？”，“已经办理”的赋值为1，其他选项赋值为0；社区服务维度根据Q407“过去一年，您是否接受过本地社区卫生服务中心的健康体检等服务？”，“接受过”赋值为1，“没有接受过”赋值为0。利用主成分分析法得到包含上述四个维度信息的农民工所获得公共服务指标，并用二分法得到农民工所获得公共服务的虚拟变量，1=获得高公共服务，0=获得低公共服务。一般而言，农民工所获得的公共服务越高，农民工在城市居住的满意度越高，就业质量对农民工城市定居意愿的正向作用就越强。因此本文认为，农民工所获得的公共服务水平可以调节就业质量对农民工城市定居意愿的影响。

为检验农民工所获得公共服务的调节效应，本文在式（1）的自变量中引入农民工所获得公共服务、农民工所获得公共服务与就业质量的交乘项。为避免自变量间的共线性问题，对交乘项进行了标准化处理。实证估计结果如表4中的模型3所示。我们主要关注交乘项的估计结果，表4中的模型3显示，农民工所获得公共服务与就业质量的交乘项系数为正，且通过了5%显著性检验。这表明农民工所获得公共服务能够正向调节就业质量与城市定居意愿二者的关系，农民工所获得公共服务越多，就业质量对城市定居意愿的促进作用越大。

四、研究结论与政策启示

本研究得出的主要结论有：（1）运用Logit模型研究发现，就业质量对农民工城市定居意愿具有显著正向影响，运用Probit模型和就业质量极端值处理后的数据进行稳健性检验，仍然得出相似结论。（2）就业质量对农民工城市定居意愿的影响具有异质性。将农民工按照不同性别、不同学历、不同年龄进行分类检验，发现就业质量对女性农民工城市定居意愿的影响大于男性农民工，对高学历农民工城市定居意愿的影响大于低学历农民工，对新生代农民工城市定居意愿的影响大于老一代农民工。（3）考察就业质量对农民工城市定居意愿的影响机制，发现就业质量通过提高农民工城市融入意愿和农民工住房质量，进而提高农民工城市定居意愿。农民工所获得的公共服务水平正向调节就业质量对农民工城市定居意愿的影响。

根据上述结论，提出如下政策建议：（1）提高农民工就业质量。政府要充分发挥监督者和管理者的作用，要求企业必须在社会保障和薪酬等方面对农民工一视同仁，提升农民工的获得感和幸福感。对于企业的农民工薪酬管理、合同签订、劳动强度和实践、就业环境安全性等，政府必须进行严格检查，确保农民工劳动权益免受侵害，这样才能提高农民工就业质量，增强农民工城市定居意愿。建立健全农民工的利益保护和利益表达机制，进一步加大工会组织在私营企业中的建设力度及作用的发挥，引导农民工积极加入工会并加强与工会组织的联系与沟通，使得他们在劳动权益受到侵害时能够及时得到帮助，提高农民工同企业进行平等协商的能力。企业自身也应该积极履行社会责任，响应农民工需求，实行人性化管理方式，提高农民工薪酬水平，改善农民工就业环境，让农民工体面劳动，提高农民工就业质量，真正让农民工留在城市。（2）帮助农民工融入城市。从社会融入层面来看，本地人要以接纳和包容的精神吸纳农民工参加社区活动，积极帮助农民工融入当地社会。农民工自身也要打破熟人圈的界限，在就业质量提高的基础上，增加与本地人的互动和交流，积极融入所在城市，提高城市定居意愿。（3）提高农民工住房质量。政府部门要想方设法提高农民工住房质量，使之成为吸引、激励农民工定居城市的重要手段。政府部门可以加大农民工廉租房、经济适用房建设，通过提供住房补贴，以低于市场价的租金向农民工提供高质量住房，降低首付比例，使那些住房支付能力较弱的农民工也能买得起房，通过提高住房质量来增强农民工城市定居意愿。（4）促进公共服务均等化。当前农民工作为特殊群体，仍未与城市居民同等享受公共服务，而提高就业质量、增强农民工城市定居意愿的关键，就是要统筹城市居民和农民工的公共服务均等化建设，使农民工在教育、医疗、养老、社会保障等方面能够同等享受到公共服务，共同分享经济发展成果，提高农民工城市定居意愿。

总之，当前需要从政府、社会、企业和农民工自身等多个方面共同努力，提高农民工就业质量，增强农民工城市定居意愿，通过“乐业”来促进“安居”。