天性VS理性：家属迁移对农民工居留意愿的影响研究

苗海民 朱俊峰

(中国农业大学 经济管理学院，北京 100083)

一、问题的提出

家属迁移已经成为当前农民工流动的主要趋势。刘守英等(2018)指出随着经济和社会的不断发展，农二代引发的代际革命加快了农民工从进城务工到城市融合的转变。近年来，政府也在积极推动农业转移人口市民化，这无疑加速了农民工市民化的进程。随着居留城市门槛的降低，家属迁移已逐渐成为当前农业转移人口的重要组成部分。研究表明，农民工及其配偶外出会对子女教育带来不良影响(Meng et al.，2017)，使得子女随迁引起了大量关注(宋锦 等，2014；宋月萍 等，2017；魏东霞 等，2018)，而子女随迁状况与家庭配偶、老年父母的工作和生活状况息息相关(梁宏 等，2010；孙鹃娟 等，2017；李勇辉 等，2018，杜凤莲 等，2018)。因此，农民工家属迁移具有一定的内在逻辑。

农民工家属迁移显著促进了农民工市民化意愿的提高。农民工的个体特征、家庭特征、城市和农村特征等多方面因素共同影响其城市的长期居留意愿(Massey，1987；杨雪 等，2017；张文武 等，2020)。农民工已经逐步从一元经济理性转变为以社会理性为突出特征的多元理性，家庭化迁移即家属迁移对农民工长期居留具有重要的作用(熊景维 等，2016)。相对第一代农民工，新生代农民工更愿意长期居留在城市(卓玛草 等，2016)。实际上，农民工外出务工和居留城市均是为了追求更好的生活条件，实现家庭成员福利最大化。随着新生代农民工成为农民工的主要群体，家属迁移将在农业转移人口市民化中扮演重要的作用。

关于农民工家庭化迁移的文献相对比较丰富，但多侧重于留守儿童、留守老人等问题。部分研究也涉及了家属迁移之间的关联，如家属迁移与家庭照料之间的关系问题。目前，农民工家庭迁移状态存在多种模式，如配偶迁移、子女迁移、父母迁移，抑或配偶子女一起迁移、配偶父母一起迁移、父母子女一起迁移、配偶子女父母都迁移等。从已有研究来看，部分学者认为家属迁移会促进农民工居留意愿的提升，其中举家迁移的农民工居留意愿最强烈。但在农民工家庭化迁移条件下，进一步探索农民工家庭内部迁移逻辑的文献较为缺乏。本文研究贡献主要体现在以下两方面：第一，与已有研究不同，本文重点关注农民工子女迁移、配偶迁移和父母迁移之间的逻辑关系。第二，本文基于2015年中国流动人口动态监测东部地区调查数据，利用倾向得分匹配法对农民工家属迁移逻辑进行分析，并采用安慰剂检验法考察了不可观察因素的影响。

二、文献综述

目前学者们对农民工家属迁移的研究主要是从农民工家属迁移的影响因素、家属迁移状态和家属迁移模式等开展分析。就农民工家属迁移的影响因素而言，农民工的家庭化迁移是迁移推力(包括农村经济状况和迁移成本等)以及迁移拉力(包括进城后就业机会、非农收入以及享受到的城市公共服务等)因素综合权衡的结果(Stark et al.，1985；李强，2014)。农民工在迁入地的拉力主要与工作时间、家庭成员与城市关系、落户门槛、迁入地福利待遇及公共服务经济等密切相关，同时与家庭化迁移户主的个人特征也联系紧密(盛亦男，2013；洪小良，2007)。农民工的家庭迁移状态是逐级演进的，一般是农民工先在城市站稳脚跟，随后其他家庭成员开始追随先行者进行分批迁居，然后逐步从半迁移户(初次离乡)跨越未定居状态(举家迁移)转变为定居户(定居城市)(盛亦男，2013)。

无论是农民工配偶迁移决策，还是子女或父母迁移决策，都是在来自农村和城市的推拉力综合作用下形成的。但配偶、子女和父母由于其家庭角色不同，在迁移决策中存在其自身的特殊性。在家属迁移中，农民工配偶与子女共同迁移模式和配偶迁移模式占据迁移模式的主导地位(陈卫 等，2012；盛亦男，2017)。在农民工家庭化迁移过程中，女性能在城市参与工作而成为城市劳动供给的重要来源(李强，2014)，从而使得流动人口的家庭化是以携带配偶为主(马瑞 等，2011)。但“双重迁移”会改变女性进城务工的就业选择，家庭化迁移特别是家庭有随迁子女和随迁父母需要照顾时，会减少女性居家就业和外出就业概率，降低女性就业水平，出现迁而不工的现象(李强，2012；李勇辉 等，2018)。因此，家中子女越多，对配偶流动的约束越大，越不利于配偶迁移(马瑞 等，2011；李强，2014)。

就农民工子女迁移而言，农民工子女的迁移与否是经济理性和感情需求共同作用的结果。目前来说，一方面，农民工是否携带子女进城与子女和农民工自身特征及其家庭特征相关联(梁宏 等，2010；杨舸 等，2011)。另一方面，农民工子女是否迁移也与迁入地的流动儿童的受教育政策、医疗卫生保健等政策有关。如果迁入地流动儿童就学受到较多的政策限制，且能享受到的各种公共权利较少，将增加随迁儿童在迁入地的受教育成本及生活成本(杨舸 等，2011)。当前，农民工流入地教育资源的紧缺和教育成本的提高，导致随迁儿童面临的城市推力较大(李文利 等，2019)。实际上，家庭对子女的情感需求可能超越经济理性(Moskal et al.，2016)，推动家属迁移。因此，子女迁移有着强大的内生动力，与经济约束不完全正相关。

就农民工父母迁移而言，农民工父母迁移除受家庭经济状况及农村、城市一些政策的影响外，还存在其自身的特殊性。一方面，由于农民工父母长期生活在农村，导致其可能对故土的感情较深，而不愿离开原居住地(盛亦男，2013)。另一方面，由于丧偶、需要子女赡养的老人可能会带来较高的生活成本和医疗成本(李强，2014)，导致老人被留守在农村不能随迁。对于已婚农民工而言，其配偶可以在城市一起务工，从而减少在城市的生活成本。因此，农民工家属迁居的倾向首先是配偶迁居或者夫妻双方携带子女，然后是父母、公婆、岳父母等其他家属迁居，这部分一般只占据很少的比例(盛亦男，2013)。

已有研究对农民工个人在城镇居留意愿的认识，前期主要聚焦在户籍制度，认为户籍制度是导致农民工未能在流入地定居的最重要因素(Chan et al.，1999；蔡昉，2001)。随后相关研究开始关注农民工流入地劳动力市场状况、人力资本及家庭生计条件等因素对农民工在城市居留意愿的影响(夏怡然，2010；Tang et al.，2018)。随着农民工从“单身外出”到“举家迁徙”的转变(李强，2014)，学者们开始从研究农民工个人扩展到农民工家庭，认为农民工个人及家庭的收入、就业和职业特征、社会保险等与其居留意愿密切相关(Zhu et al.，2010)。实际上，有无家庭成员随迁和家庭团聚也是影响农民工在城市长期居留的重要因素(盛亦男，2017)。因此，关注农民工家属迁移逻辑，对理解农民工及其家属在内的农业转移人口市民化具有重要的理论与现实意义。

三、数据来源、描述性统计与模型设定

(一)数据来源

本文数据来源于中国流动人口动态监测调查数据(China Migrants Dynamic Survey，简称CMDS)，是国家卫生健康委自2009年起一年一度大规模全国性流动人口抽样调查数据，覆盖31个省(区、市)和新疆生产建设兵团中流动人口较为集中的流入地，每年样本量近20万户，内容涉及流动人口及家庭成员人口基本信息、流动范围和趋向、就业和社会保障、收支和居住、子女流动和教育等。

2015年东部地区抽样调查样本量为91000个，包含北京市、福建省、广东省、海南省、河北省、江苏省、山东省、上海市、天津市和浙江省10个省份。一方面，2015年数据包含了更多关于老人和子女的相关信息，其他年份则相对缺乏家庭中60岁以上老人或子女相关信息，故2015年数据比其他年份更适合分析家属迁移问题。另一方面，由于目前只能获取2015年东部地区样本，故采用2015年东部地区样本。实际上，东部地区样本占全国样本总比重较大，具有一定的代表性。在保留农业户口后，最终得到有效样本量为76112个。

(二)变量设定及描述性统计

1.变量设定

被解释变量。本文的被解释变量为农民工在城市的长期居留意愿。通常而言，农民工在城市长期居留意愿是对更高收入和更美好生活的一种向往，也是增进家庭整体福利的象征。本文的被解释变量为农民工在城市的长期居住意愿，根据问卷中“您今后是否打算在本地长期居住(5年以上)？”一题，将“不打算”“没想好”赋值为0，“打算”赋值为1。

核心解释变量。本文主要研究家属迁移对农民工长期居留意愿的影响，所以将家属迁移作为核心解释变量。一般而言，人口流动首先是青壮年独立流出，然后是配偶流出，接着是子女的迁移，再往后则是整个家庭迁移的普遍逻辑。考虑到家属迁移的异质性问题，本文将配偶迁移、父母(60岁以上长辈)迁移和子女(16岁及以下)迁移三种类型纳入模型中，分别进行考察和对比。本文中家属迁移是指配偶子女等随家庭成员流动但在流动过程中并未参加工作的迁移，包括子女迁移、配偶迁移、父母迁移。另外，考虑到配偶在迁移过程中随丈夫一起流动并参加工作是大多数农民工家庭的选择，本文也将配偶工作也纳入家属迁移分析框架中。

2.变量描述性统计分析

由表1可以看出，在打算长期留城农民工样本中，配偶迁移比例为23.73%，配偶工作比例为59.21%，占据家属迁移的最大比例。子女迁移比例较大(51.17%)，父母迁移比例最小(2.47%)。在多重家属迁移模式中，仅配偶工作与子女迁移组合比例最高(32.16%)，仅配偶工作和父母迁移比例最小(0.20%)。

表1 不同家属随迁类型占比情况

本文重点关注家属迁移与农民工长期留城意愿之间的关系。表2的列3、4分别为不打算和没想好长期留城组的样本均值和标准差，列5、6分别为打算在本地长期居住组的样本量均值和标准差，列7为两组之间的均值差异。

表2 变量描述性统计

(续表2)

实证结果表明打算在城市长期居留的农民工家属迁移概率显著高于不打算和没想好的农民工，其中子女迁移差异最大，均值差异为0.23；其次为配偶工作迁移，均值差异为0.16；再次为配偶迁移，均值差异为0.06，最后为父母迁移，均值差异为0.04。由此可见，配偶迁移(配偶迁移和配偶工作)和父母迁移是农民工家庭迁移的基础动力，子女迁移是农民工长期居留意愿的主要动力。

(三)模型设定

如表2中的均值t检验结果所示，打算在城市长期居留的农民工与其他类型的农民工在各个方面存在显著差异。这意味着，家属迁移可能是农民工“自我选择”的结果，直接进行估计极有可能存在选择性偏误。借鉴相关研究，本文采用Rosenbaum et al.(1983)提出的倾向得分匹配法构造反事实框架来纠正可能的选择性偏误。

第一步，估计倾向得分值，即根据可观测变量，运用Probit/Logit模型预测农民工家属迁移的概率，即农民工家属迁移的倾向得分值。设定如下农民工不同家属迁移决策方程：

(1)

其中：JSQY包括农民工子女迁移、配偶迁移、配偶工作和父母迁移；zi为其他一系列影响农民工家属迁移和居留意愿的变量，主要为个人特征和家庭特征相关变量；η为地区固定效应，用于控制地区层面因素对农民工居留意愿的影响；ε为随机误差项。

第二步，在得到农民工家属迁移倾向得分值后，根据倾向得分值进行匹配，以消除样本的选择性偏误。然后，根据匹配后的样本，得到家属迁移和未迁移家庭之间居留意愿的无偏估计的差异，即平均处理效应(average treatment effect on treated，ATT)，表示如下：

ATT=E(JZYY1|

JSQY=1)-E(JZYY0|

JSQY=1)

四是2005年10月正式实施的《预包装食品标签通则》，这是一项食品标签的国家强制性标准。它对预包装食品必须标示的内容及基本要求做出了明确规定，并规定转基因食品的标识属于强制标识的内容，并且应当符合国务院行政管理部门的规定。

(2)

其中，JZYY1为家属迁移时农民工的居留意愿，JZYY0为家属未迁移时农民工的居留意愿。

倾向得分匹配方法的优势是不需要提前假定函数形式及误差项分布，对解释变量的外生性也不具有很强要求，但该方法的缺陷在于是基于可观测变量来确定平均处理效应，因而可观测变量选择不正确将会导致倾向得分匹配估计的偏误(Heckman et al.，2004)。因此，检验不可观测变量对估计偏误的影响就非常有必要。在此基础上，本文借鉴已有研究(Bai et al.，2016；周茂 等，2018)通过安慰剂稳健性检验来考察不可观测因素对估计偏误的影响。

四、实证结果分析

(一)农民工家属迁移影响因素分析

倾向得分匹配法首先采用Probit或Logit模型对家属是否迁移进行估计，从而得到家属迁移的倾向得分值。表3中，模型(1)至模型(4)分别为子女迁移、配偶迁移、配偶工作和父母迁移的Probit模型估计结果。考虑到不同家属之间的迁移存在一定的相关性，本文也同时在模型(1)至模型(4)中控制了其他家属是否迁移。表3实证结果表明，不同家属迁移之间存在密切的联系。

(续表3)

农民工个人特征对居留意愿的影响。农民工年龄越大越不利于子女迁移和配偶迁移，但有利于配偶工作和父母迁移。男性更利于配偶迁移，不利于子女迁移、配偶工作和父母迁移。这可能是因为男性家庭生活压力较大，易从事短期高薪劳动力工作，从而降低了子女迁移概率。相比未上过学和小学水平而言，总体上农民工受教育程度越高，农民工家属迁移可能越大。相比于其他非正规就业的农民工而言，正规职业、经商人员和商业服务人员有利于子女迁移，生产人员不利于子女迁移；正规职业、商业服务人员、生产人员均不利于配偶迁移；正规职业、商业服务人员有利于父母迁移。相比其他企业性质而言，外资合资企业不利于子女迁移，个体工商户有利于子女迁移。相比其他行业而言，制造业、批发零售业、建筑业、居家服务业、住宿餐饮业均不利于子女迁移、配偶迁移，但配偶工作的概率较高；建筑业不利于父母迁移，住宿餐饮业有利于父母迁移。城乡和城市医疗保险均有利于子女迁移和配偶工作但不利于配偶迁移和父母迁移。农民工本次流动时间越长，家属迁移可能性越大。相对跨省流动的农民工而言，省内流动的农民工子女迁移和配偶迁移可能性更大，配偶工作概率较低。建立居民健康档案有利于子女迁移和配偶工作，不利于配偶迁移。农民工个人收入越高，配偶工作的可能性越大，家庭其他成员迁移概率越低。

农民工家庭特征对居留意愿的影响。家庭人口规模越大越有利于家属迁移。家庭抚养压力越大，越不利于配偶迁移，但有利于子女迁移、父母迁移、配偶工作。城市的平均住房月支出水平越高，家属迁移的可能性越大。因此，农民工子女迁移、配偶迁移和父母迁移的影响因素显著不同，其迁移逻辑存在一定的区别和联系。

(二)农民工家属迁移对居留意愿的影响分析

倾向得分匹配法的有效性依赖于两个前提条件，一是共同支撑假设，要求处理组和对照组的倾向得分有较大的共同支撑域。如果支撑域太小，会导致偏差。二是平衡性假设，要求匹配完成后处理组与对照组在各匹配变量上不存在系统性差异。Caliendo et al.(2008)指出，与匹配前相比较，匹配后样本估算的倾向得分Logit/Probit模型的Pseudo R2越低，解释变量的联合显著性检验越差，匹配质量越好。Rosenbaum et al. (1985)认为，若匹配之后控制变量在两组样本之间的标准化偏差大于20%，意味着该匹配失败。

由表4检验结果可知，就平衡观测协变量在两组样本之间的分布而言，本文的匹配质量是可以接受的。表4分别汇报了子女迁移、配偶迁移(包括配偶迁移和配偶工作)和父母迁移的倾向得分匹配法1∶1近邻匹配、1∶4近邻匹配、核匹配(宽带为0.05)、核匹配(宽带为0.10)和样条匹配五种方法的回归结果，显著性检验均为采用自助抽样法(bootstrapping)迭代500次的结果。同时，表4也汇报了Probit回归结果，作为基准对比。

表4 家属迁移对农民工居留意愿的影响：基于倾向得分匹配方法的检验

Probit回归结果表明家属迁移均显著地促进了农民工长期居留意愿的增加。在倾向得分匹配结果中，子女迁移对农民工长期居留意愿影响最大，其次为配偶工作和父母迁移，最后为配偶迁移。从家庭角色上讲，子女一般为家庭被照料的中心，配偶和父母则成了家庭照料和生活的基础。因此，子女迁移是农民工长期居留意愿的主要动力，而配偶迁移和父母迁移是农民工长期居留意愿的基础动力。

农民工家属迁移主要通过流动成本和居留收益两个方面影响农民工居留意愿。在流动成本方面，随着家属迁移，农民工再次流动成本较高。同时，再次流动后农民工也面临着较大的失业风险。在居留收益方面，随着农民工家属的迁移，农民工家属能享受到较多的城市公共服务。从而，家属迁移通过提高再次流动的成本和增加继续居留的收益影响农民工的居留意愿。

不同家属迁移对农民工居留意愿具有不同影响，这可能是经济和感情因素共同作用所导致。首先，子女迁移至城市享受城市教育资源是家庭人力资本的一种投资，具有较高的潜在收益。同时，子女迁移也受到父母与子女团聚的情感影响。在较高的潜在经济收益和家庭团聚情感需求两个方面作用下，子女迁移对农民工居留意愿具有较大的影响。其次，配偶和父母迁移主要是为家庭照料服务或在城市劳动力市场提供劳动，父母迁移则大多是隔代照料，家庭感情因素相对较弱。因此，在不同经济约束强度和情感需求因素作用下，不同家属迁移对农民工居留意愿造成不同的影响，并深刻影响不同家属之间的迁移。

(三)安慰剂稳健性检验

尽管本文尽可能纳入了问卷中相关变量，但仍存在遗漏变量的可能，如农民工个人性格、经历及对城市公共服务向往程度等。而遗漏掉重要的控制变量会导致倾向得分匹配估计存在偏误，为考察不可观察因素对结论的影响，本文采用安慰剂检验的方法进行分析。

(3)

表5 基于安慰剂与部分抽样的稳健性检验

注：根据最小近邻匹配(1∶4)重复500次估计得到。

五、农民工家属迁移模式比较分析

(一)基于不同家属迁移模式的分析

为进一步分析农民工家属迁移的内在逻辑，本文采取了基于子样本的估计方法。表6中模型(13)～(15)分别表示在农民工家庭有子女迁移子样本基础上的配偶迁移、配偶工作和父母迁移对农民工长期居留意愿的影响，模型(16)和模型(17)分别表示在农民工家庭配偶已迁移子样本基础上的子女迁移和父母迁移对农民工长期居留意愿的影响，模型(18)和模型(19)分别表示在配偶工作基础上的子女迁移和父母迁移对农民工长期居留意愿的影响。

表6 农民工家属迁移逻辑分析：基于不同家属迁移分组样本的检验

在子女已迁移样本中，配偶迁移显著抑制了农民工居留意愿，配偶工作和父母迁移对农民工居留意愿具有一定的正向影响，但作用相对较小。其可能原因是农民工在外打工挣钱的目的之一就是为子女创造好的生活条件、教育条件和成长环境，从而为子女未来发展提供好的条件(Bushin，2009)。在子女迁移的情况下，配偶迁移虽然能满足家庭感情需要和家庭子女照料需求，但会加大家庭经济压力，不利于农民工居留意愿的增强。配偶工作虽然能一定程度上缓解家庭的经济约束，但并不能同时满足家庭照料需求，从而使得配偶工作对农民工居留意愿影响不显著。父母迁移虽然有利于隔代照料，减轻农民工生活压力，但其带来的经济压力降低了这种影响。

在配偶已迁移的样本中，子女迁移显著地促进了农民工居留意愿的增加，父母迁移则对居留意愿不具有显著影响。这表明，配偶能够在子女迁移后更好地照顾子女，满足了农民工家庭情感需求，从而提升了农民工居留意愿。同样，父母迁移则对农民工居留意愿影响依然不显著。在配偶已工作的样本中，子女迁移和父母迁移均显著促进了农民工居留意愿。这意味着，配偶工作能缓解家庭经济压力，但不能满足子女照料。而此时父母迁移能满足家庭照料需求，从而使得父母迁移对农民工居留意愿产生了积极的正向作用。

以上结果表明，农民工子女迁移影响配偶迁移和父母迁移，使得家庭成员迁移表现出一定的替代关系，其主要原因多为家庭经济压力所致。而随着配偶工作减轻了家庭经济压力后，父母迁移对农民工居留意愿开始产生积极正向作用。农民工对子女迁移表现出一种为人父母的天性关爱，对配偶和其父母的关心则表现出一定理性上的人性关爱。农民工愿意在城市长期居留给子女创造更好的成长环境，表现出一种天性的父(母)爱的非完全经济理性逻辑。而对待配偶迁移和父母迁移，农民工则表现出较强的经济理性逻辑。因此，农民工家属迁移表现出“爱子女是一种天性，爱父母(配偶)是一种理性”的内在逻辑。

(二)稳健性检验

尽管上述倾向得分匹配方法已将其他家属作为控制变量进行控制，抑或通过不同家属迁移模式调整样本量，但忽略了不同家属迁移模式之间的联系。考虑到家属迁移不同模式之间并不相互独立，使用二分法的PSM方法进行分析结果可能有偏，因而本文采用基于多分类的倾向得分匹配法对农民工家属迁移作用进行稳健性检验。首先，将家属迁移分为四类完备迁移模式：其他家属迁移模式(21003个样本)，配偶迁移(包括配偶迁移和配偶工作，25547个样本),配偶迁移和子女迁移(28797个样本)，配偶迁移基础上的子女迁移和父母迁移(765个样本)。然后，利用多分类广义倾向得分匹配法对家属迁移模式进行估计(Cattaneo,2010；李庆海等，2014)。在家属迁移方程中控制了农民工本人本次流动时间、是否跨省流动、个人收入、家庭人口规模、家庭抚养压力和城市平均月住房支出等影响家属迁移的的因素；在居留意愿方程中控制了农民工全部个人特征，包括年龄、性别、受教育程度、职业、社会保障、个人收入等影响农民工居留意愿的因素。

按照配偶迁移、子女迁移和父母迁移的迁移次序的逻辑进行分析。由表7模型(20)可知，在考虑农民工家属不同迁移模式内在联系后，与其他家属迁移模式的居留意愿相比，配偶迁移的居留意愿上升0.054，配偶迁移+子女迁移的居留意愿上升了0.161，配偶迁移+子女迁移+父母迁移的居留意愿上升了0.224。因此，随着农民工家属迁移规模的增加，总体上促进了农民工居留意愿的增加。从模型(21)可知，相比子女迁移的居留意愿，配偶迁移+子女迁移的居留意愿没有显著差别，配偶迁移+子女迁移+父母迁移的居留意愿也没有显著差别。这表明，子女迁移后，其他家属迁移并不能有效促进农民工居留意愿的增加，子女迁移一定程度上挤压了其他家属迁移。从模型(22)可知，相比配偶迁移的居留意愿，子女迁移+配偶迁移的居留意愿上升了0.115，子女迁移+配偶迁移+父母迁移的居留意愿上升了0.211。这表明，配偶迁移后，子女迁移和父母迁移能有效增加农民工居留意愿。从模型(23)可知，相比配偶工作的居留意愿，子女迁移+配偶工作的居留意愿上升了0.140，子女迁移+配偶工作+父母迁移的居留意愿上升了0.165。这表明，配偶工作后，子女迁移能有效增加农民工居留意愿。

表7 农民工家属迁移逻辑分析：基于多分类倾向得分匹配方法和不同家属迁移模式的检验

综上可知，在考虑到不同家属迁移模式之间的联系后，总体上农民工的居留意愿随着农民工家属迁移规模的增加而增强。但是，子女迁移一定程度上挤压了配偶迁移和父母迁移的作用。

(三)基于不同收入分组家庭的分析

为进一步检验农民工家属迁移逻辑的经济影响机制，本文分低收入组(收入在总体25%及以下)、中低收入组(收入在总体25%至50%之间)、中高收入组(收入在总体50%至75%之间)和高收入组(收入在总体75%以上)考察家庭收入对农民工家属迁移的影响，结果见表8。可以看出，随着家庭收入由低到高，子女迁移均显著促进了农民工居留意愿的提高，且作用有所增加。配偶迁移在各个收入组中均不显著。配偶工作在低收入组、中低收入组和中高收入组均显著，但对农民工居留意愿的影响逐渐下降。父母迁移在中高收入组对农民工居留意愿显著，在其他收入组均不显著。

表8 农民工家属迁移逻辑分析：基于不同收入分组的检验

受传统文化的影响，中国家庭历来重视下一代的发展，家庭的资源配置也是以下一代的抚养为导向。因此，子女迁移到城市之后，为了子女能够在城市接受更好的教育和未来能有更好的发展，就算因此面临较高的家庭成本，农民工也愿意在城市居留。子女迁移随收入的增长作用逐渐增强，这与Moskal et al.(2016)结论较为一致，即农民工对子女情感需求可能超越经济理性，表现出一种天性的父(母)爱。

配偶迁移和配偶工作随着家庭收入的变化存在显著波动，配偶迁移对农民工居留意愿不具有显著影响，配偶工作对农民工的居留意愿作用随收入增长逐步下降。这表明配偶迁移虽然是当前农民工家庭化迁移的第一步，但仍受到经济压力的约束。而对于父母迁移而言，随着家庭收入的变化，除中高收入组外其他收入组均不显著。这表明当前大多数农民工家庭配偶迁移和子女迁移面临较多困难，父母迁移更是被搁置在最后，甚至尚未进入农民工考虑范围之内。这意味着，大部分农民工在收入压力下优先进行子女迁移，然后进行配偶迁移和父母迁移。因此，农民工对配偶和父母表现出一种经济理性的爱。

综上可知，在农民工家属迁移化背景下，农民工子女迁移已成为提升居留意愿的主要动力，配偶迁移和父母迁移则成为提升农民工居留意愿的基础动力。在家庭经济压力下，不同家属迁移之间形成了一定的替代关系，从而使得农民工家属迁移呈现出半家庭化迁移现象，举家迁移仍比较困难。在这种半家庭迁移条件下，农民工家属迁移表现出“爱子女是一种天性，爱父母(配偶)是一种理性”的内在逻辑。

六、结论与政策性建议

本文利用2015年全国流动人口动态监测中东部地区调查数据，基于人口迁移理论的推拉理论视角，描述了家属迁移与农民工长期居留城市意愿的相关性，重点分析了家属迁移逻辑即不同迁移模式对农民工长期居留的影响。结果发现：

首先，家属迁移会增强农民工的长期居留意愿，且在控制了潜在内生性问题后，结论依然稳健。不同家属迁移对居留意愿的增强作用存在差异，子女迁移对农民工长期居留意愿的影响最大。这说明子女迁移是提升农民工长期居留意愿的主要动力，配偶和父母迁移则成为提升农民工长期居留意愿的基础动力。

其次，农民工对家属迁移表现出“爱子女是一种天性，爱父母(配偶)是一种理性”的内在逻辑。其中，子女迁移对配偶迁移造成了显著负向影响，降低了农民工居留意愿；同时，子女迁移也使得配偶工作和父母迁移作用下降。配偶迁移仅促进了子女迁移，对父母迁移的影响不显著。而配偶工作则对子女迁移和父母迁移表现出正向的作用，促进了农民工居留意愿的增强。在考虑到不同家属迁移模式之间的联系后，子女迁移对其他家属的迁移依然具有一定的挤压作用。因此，在经济理性分析框架下，农民工对子女迁移表现出一种天性的父(母)爱的非完全经济理性逻辑，挤压了配偶和父母迁移的空间，使得农民工对配偶和父母迁移表现出一种理性的经济理性迁移逻辑。

因此，当前中国农民工的流动不再是以个体迁移为主，也不再是单纯以追求经济利益为目的，而是从家庭整体发展的视角来考量其迁移或者流动决策。家属迁移逐渐成为一种普遍趋势，实现家庭团聚更是农民工个人及其家庭成员经济和情感的必然要求。出于现实考虑，农民工家庭不能实现家庭完整迁移，从而使得家属迁移出现一定的轻重缓急特征，这种特征对农民工长期居留意愿和农业转移人口市民化具有显著的不同影响。因此，为了推进中国城市化进程，使农民工更愿意在城市长期居留，在吸引农民工稳定迁入城市的同时，应该注重其家属迁移外部条件的改善。如在为农民工子女提供公平的教育条件的同时，也要注重改善农民工配偶和父母的工作条件、医疗条件和养老条件等。