举家迁移与农民工城镇落户意愿

聂 伟

深圳大学，广东 深圳 518060

引言

伴随着新型城镇化建设的深入推进，农民工的流动方式日渐从个体向家庭转变。国家统计局农民工监测调查报告显示，举家外出农民工数量从2010年的3 071万增长到2014年的3 578万；2019年新生代农民工举家迁徙的比例已经高达60%，举家迁移成为进城农民工的新趋势。这一趋势极大地促进了常住人口城镇化率的快速提升，2020年全国常住人口城镇化率达63.89%；但户籍人口城镇化率仅为45.4%，表明仍然有2亿多农民工虽实现了职业非农化和居住空间的城镇化，却未实现在城镇落户。面对上述“半城镇化”趋势，2016年国务院《推动1亿非户籍人口在城市落户方案》中提出要全面放开举家迁移的农业转移人口等重点人群落户限制；国家发改委发布的《2021年新型城镇化和城乡融合发展重点任务》更是明确提出推动举家迁徙的农业转移人口等重点人群便捷落户，促进有能力在城镇稳定就业生活的农业转移人口举家进城落户。

农业转移人口从单人外出向举家迁移转变意味着农民工进入城市生活的程度加深，其工作生活和行为习惯与个体迁移者可能呈现较大差异；城镇落户选择不再是自身职业发展的结果，更是基于整个家庭现实状况和需求的考量，家庭完整性是影响农民工制度性迁移决策的重要因素。那么，在家庭化流动趋势下，举家迁移究竟会对农民工城镇落户意愿产生什么样的影响？对举家迁移农民工这一重点群体落户意愿的关注，有助于更有针对性地促进农业转移人口市民化，加快户籍人口城镇化进程。

一、文献综述

农民工进城落户是落户条件（能力）与自身意愿相匹配的过程，也是户籍制度选择与自我选择的双向选择结果；伴随户籍制度的逐步放开，近年来越来越多的研究关注农民工城镇落户意愿问题。相关研究主要从个体人口特征、城市发展能力、社会融入等角度展开。在个体人口特征方面，性别、年龄、婚姻状况等对农民工的城镇落户意愿具有显著影响[1-2]。城市发展能力与落户意愿显著相关，如人力资本、就业状况、社会资本（社会交往能力）、社会保障（抵御风险能力）等对农民工城镇落户意愿有显著影响[3-5]。社会融入如城市社会认同、城市归属感等显著提升农民工的城镇落户意愿[6-7]。

以上研究主要关注点是个体而非家庭，也有部分学者开始注意到家庭层面相关因素对农民工定居或落户决策的影响，但研究结论不尽一致。一是家庭完整性对流动人口定居或落户决策的影响。一方面，有研究发现，更多家庭成员到城市打工，主要是为了提高家庭经济收入，而不是为永久迁移到城市[8]。另一方面，相关研究却得到相反结论，发现与个体流动、半家庭式流动相比，举家外出的农民工期望努力改善家庭生活条件，为下一代子女提供良好的教育环境，城镇定居意愿显著较强[9]。家庭迁移还有助于降低迁移者的心理适应成本，从而更愿意在城市居留[10]。定居可以为以家庭为单位的流动人口提供相较于长期居留更多的优势，如获得本地社会福利、享有城市公共服务设施等，进而使家庭流动型人口更倾向于长期定居城市[11]。与配偶同城分居、异城务工、家乡留守的拆分型家庭相比，与配偶同住的完整型家庭城镇落户意愿显著较高，与子女同住的农民工城镇落户意愿显著高于留守组[12-13]。此外，还有研究认为夫妻随迁对城镇落户意愿影响不显著[14]、已婚有子女在身边对老生代农民工的落户意愿影响不显著[15]。

二是与家庭完整性相关因素对定居或落户意愿的影响。首先是居住因素，居住因素是家庭完整性的重要指标，居住空间是家庭完整性的基础，与农民工定居或落户意愿密切相关，与居住在工厂宿舍等办公场所的农民工相比，租房和自购房者的城镇落户意愿显著较高[16]。当住房租赁价格在农民工可承受范围之内时，农民工愿意在城市立足，但超出承受范围外，会造成农民工离开[17]。其次是子女教育，良好的教育环境是影响举家迁移的重要考量，进而影响农民工市民化意愿。子女在本地就学越容易，教育质量越高，进城定居或落户意愿更高[16,18]。最后，家庭社会经济地位也会影响农民工定居意愿，家庭成员受教育水平、收入水平越高的农民工，在城市定居意愿更强[19]。

纵观以上研究，在个体流动时代，关于农民工定居或落户意愿研究，更多关注个体而非家庭，这些关于个体特征、生存能力、心理特质等因素的研究，呈现出高度碎片化和多元化局面，未能进行有效整合。在家庭化迁移时代来临之时，相关研究开始关注家庭对定居或落户意愿的影响，但仍存在以下不足：虽然有研究从家庭完整性进行分析，但只是将夫妻是否随迁、子女是否随迁等作为指标，未能从家庭整体视角分析考虑举家迁移的影响，导致研究结果呈现迥然差异；现有研究更多关注行为迁移层面上的定居意愿，而对制度迁移意义上的落户意愿较少聚焦。此外，在家庭完整性相关因素中，只是从住房、子女教育、经济能力等某一因素进行分析，未能对整体家庭发展能力进行全面系统分析。基于此，本文将利用全国大规模调查数据，在控制家庭发展能力基础上，考查举家迁移对农民工城镇落户意愿的影响机制。

二、研究假说

在个体迁移时代，既往研究探究农民工的行为或制度性迁移意愿时，主要强调个体决策是基于传统推拉理论视角下的成本与收益核算[20]，在拆分型的家庭背景下，农民工定期在城乡往返，背后需要付出较大交通经济成本和往返奔波的时间成本，并且要承受亲子分离或夫妻分离等情感心理代价，在一定程度上降低农民工个体的城镇落户意愿。在家庭迁移时代到来时，人们逐渐将家庭作为迁移主体和决策单元。新经济学劳动力迁移理论强调家庭迁移不仅基于家庭经济收入最大化的考量，还会对家庭风险进行全面估算[21]，为了使家庭迁移风险最小化，农民工的家庭迁移模式往往是城市生存发展能力较好的成员先从乡村转移到城市，当核心成员在城市有稳定就业和生活基础之后，再将家庭其他成员带到本地；也即意味着举家迁移农民工在城市抗击风险的能力显著高于分离型家庭，这种抗风险能力有助于农民工在城市持续稳定地生存，进而提升城镇落户意愿。

从家庭的成本与收益角度来说，相对于分离型家庭而言，举家迁移家庭虽然因为成员增多而加大了城市生活成本，但随着家庭劳动力数量增加，收入不断提升，在一定程度上能够覆盖生活成本；此外家庭团聚还会给农民工提供情感支持，减少迁移带来的孤独、抑郁、焦虑等心理适应压力[22]；而且户籍制度上的迁移行为将会进一步增强子女接受义务教育、保障住房、医疗保障等本地公共服务资源的机会，这些收益远远大于迁移成本，故举家迁移者更可能到城镇落户。基于此，提出如下假说：

H1：相对于其他家庭来说，举家迁移者更愿意到城镇落户。

农民工是充满异质性的个体，就举家迁移而言，这种异质性表现在城市等级和家庭发展能力上，并由此导致举家迁移这一行为本身对于不同农民工落户意愿的影响迥然有别。城市等级越高意味着城市户籍含金量越高，转换户籍所得收益越多，而举家迁移家庭对教育、医疗等与户籍相关的福利待遇需求更强烈。因此，相比于其他类型城市的农民工，举家迁移对一线城市农民工落户意愿的提升作用更为明显。家庭经济能力是家庭整体发展能力的重要维度，而在务工地购买住房则是家庭经济实力的直观反映。在中国城市房价普遍高企的背景下，有能力在城市购房供家庭成员共同居住表明家庭经济实力较强，即使没有城市户籍，农民工及其家庭也能保持相对较好的生活水平，因此购房对其城镇落户意愿具有较大的负面影响[23]；而对于在务工地没有自有住房的农民工而言，举家迁移带来的直接挑战就是住房问题，这可能直接催生出农民工对城市户籍及与之相伴随的住房等服务的紧迫需求。举家迁移不仅是生活空间、经济行为等物质层面的变化，还是社会交往、社会关系的转移。举家迁移的农民工，其最重要的社会关系都从家乡转移到了城市，能够从乡村社会得到的情感支持随之变少。如果家庭成员具有较强的交往能力，积极参与流入地各类社会活动，在城市中发展出新的关系网络，那么农民工更容易产生彻底转变为城市居民的愿望。城市生活对农民工而言充满风险和不确定性，特别是举家迁移的农民工家庭，其收入几乎全部来自于城市，缺少由农村家庭成员提供的支持和退路，因此对家庭抵御社会风险的能力提出了较高要求。以失业保险、公积金等为代表的城市社会保障体系作为“防护网”，能够增强农民工家庭的抗风险能力，进而提升其户籍转换意愿。基于此，提出如下假说：

H2：举家迁移会通过增强农民工的城市融入（文化融入、城市归属感、本地身份认同）间接提升农民工的城镇落户意愿。

家庭完整性还会影响稳定城市化，农民工在家庭完整的基础上，增强城市融入，促进生活方式现代化，提升城市归属感和本地身份认同。相对于分离型家庭来说，举家迁移者能够安心在城市持续稳定工作和生活，更愿意融入当地城市，习得城市价值理念和生活习惯，缩小与城市生活方式的差别。举家迁移能够为农民工在城市生活提供情感支持和物质、人力支持，帮助个体和家庭快速适应城市[24]；而且举家迁移者更可能选择在本地社区租住，而不是住在工厂宿舍，这有助于促进农民工与本地人的社会交往，融入本地社区，加快城市融合[25]。举家迁移让农民工在城市有家的感觉，弱化“漂”在城市的疏离感，更有益于增加归属感并形成本地人身份认同[26-27]。而在现代生活行为观念上更趋近城市、越认可自己是本地人身份、具有较强城市归属感和融入感的农民工，更愿意在城镇定居或落户[5,7,28]。基于此，提出如下假说：

H3：举家迁移对农民工城镇落户意愿的影响具有异质性，其中，一线城市、在务工地没有自购房、拥有失业保险和住房公积金、积极参与本地社会活动的农民工，其城镇落户意愿受举家迁移的正向影响更为显著。

三、数据、变量与模型

（一）数据来源

本文所使用的数据来源于2014年全国流动人口动态监测“流动人口心理健康与社会融合”专项调查数据，该调查采用多阶段PPS抽样在北京、深圳、郑州、厦门、青岛、成都、嘉兴、中山8个城市展开，共计获取有效样本15 999个，根据研究主题，本文选取农业户口、大专以下、样本地点类型为居委会、在城市务工经商且处于就业状态的流动人口作为分析样本，最终农民工有效样本8 679个。

（二）变量测量

1.因变量。因变量为城镇落户意愿，利用问卷中“按当地政策，您是否愿意把户口迁入本地？”进行测量，将“是”赋值为1，“否”赋值为0，为了测量城镇落户意愿，本文只选取样本点类型为居委会的样本。

2.自变量。自变量为举家迁移，根据陈蓉[29]关于流动人口家庭模式问题的研究成果，举家迁移可以界定为“未婚者与父母一起流动、已婚未育者与配偶一起流动、已婚已育者和配偶、子女一起流动”三种类型[30]。在具体测量中，根据问卷中“在未来1～3年内，您是否打算把家庭成员（配偶、未婚子女、未婚者父母）带到本地”进行测量，“已都在本地”表示已经实现了举家迁移；赋值为1；将“是，全部都带来”“是，带一部分来”“否”“视情况而定”等选项合并为非举家迁移，赋值为0。

3.中介变量。中介变量为城市融入，主要从生活现代化（文化融入）、城市归属感、身份认同三个维度进行测量。生活现代化（文化融入）通过量表“遵守家乡的风俗对我来说比较重要”“按照家乡的习惯办事对我来说比较重要”“我的孩子应该学会家乡话”“保持家乡的生活方式对我来说比较重要”“我的卫生习惯与本地市民存在较大差别”“我的衣着打扮与本地市民存在较大差别”“我的教育理念或养老观念与本地市民存在较大不同”“我对一些社会问题的看法与本地市民存在较大差别”进行测量，被访者从非常同意-非常不同意（赋值1～5分）进行回答，累加得到生活现代化程度，得分越高，表示生活方式现代化程度越高。城市归属感通过量表“我感觉自己是属于这个城市的”“我觉得我是这个城市的成员”“我把自己看作是这个城市的一部分”“我愿意融入社区/单位，成为其中一员”，被访者从完全不同意-完全同意（赋值1～4分）进行回答，累加得到城市归属感变量，得分越高，表示城市归属感越高。身份认同，利用问卷中“您认为自己是不是本地人”进行测量，将“是”赋值为1，“不是”赋值为0。

4.控制变量。城镇落户意愿不仅受家庭完整性影响，还受家庭发展能力的制约，故本研究控制家庭发展能力相关变量，主要包含家庭人口地域特征、家庭经济能力、家庭社会交往能力、家庭风险应对能力。家庭人口地域特征包含性别、年龄、婚姻、流动时间、流动范围、城市等级。家庭经济能力主要指家庭住房月租金（含房贷分期贷款）占月总支出的比例、家庭是否在本地自购房、家庭在本地的月收入对数。家庭社会交往能力包含家庭与本地人相处的融洽度、本地社会活动参与度；其中家庭与本地人相处的融洽度，利用调查问卷中“您觉得自己或家人与本地人相处得好不好？”进行测量，将来往很少-很融洽赋值1～5分。本地社会活动参与度，利用问卷中“您在本地参加过以下哪些活动？社区文体活动、社会公益活动、选举活动、评优活动、业主委员会活动、居委会管理活动、其他”，将“参加过”赋值为1，“没参加过”赋值为0，累加得到本地社会活动参与度。家庭风险应对能力主要指家庭成员是否参加失业保险、城镇职工养老或居民养老保险、住房公积金、城镇职工或居民医疗保险、工伤保险，将“是”赋值为1，“否”赋值为0。

（三）模型

因变量城镇落户意愿为二分类变量，故采用Binary Logit回归模型估计，具体模型如下：

其中P为农民工愿意在城镇落户的概率，P/(1-P)为农民工愿意在城镇落户与不愿意落户的概率之比，即比值比（几率），α为常数项，Xij为是否举家迁移，β为回归系数，Zij为影响农民工城镇落户意愿的家庭发展能力因素。

四、结果与分析

（一）举家迁移者和非举家迁移者的异质性描述分析

1.举家迁移与落户意愿的描述分析。表1展示了描述性分析结果。统计结果显示，在全部农民工群体中，举家迁移的比例为31.1%，比全国同期农民工监测调查数据（21.2%）高出约10个百分点。农民工总体城镇落户意愿约为46%，举家迁移者城镇落户意愿约为54%，非举家迁移者城镇落户意愿约为42%，两者相差12个百分点，且具有显著统计差异，这表明举家迁移者的城镇落户意愿显著高于非举家迁移者，初步验证H1。

表1 举家迁移者和非举家迁移者异质性的描述统计（n=8679）

2.举家迁移者和非举家迁者的差异比较。举家迁移的调查对象中男性居多，占比60%；平均年龄为35.4岁，比非举家迁移者高出约4.1岁；举家迁移者已婚比例为93%，比非举家迁移者高出约33个百分点。举家迁移者受教育年限为9.73年，非举家迁移者为10.2年，两者受教育程度均以初中为主。举家迁移者本次流动时间为5.81年，比非举家迁移者多出1.6年。举家迁移者中主要以省内跨市流动为主，占比为55.72%；非举家迁移者中跨省流动占比达47.72%，比举家迁移高出8.29%；说明流动距离越长，举家迁移难度越大，相应比例越低。举家迁移者主要集中在新一线城市和二线城市，两者占比之和超过4/5；一线、新一线、二线城市的举家迁移比例分别为18.1%、46.9%、35.0%；非举家迁移者中一线城市占比接近1/4。

举家迁移家庭经济能力显著高于非举家迁移者，举家迁移者的住房承受能力较强，住房支出占总支出的比例为25%，比非举家迁移者高出3个百分点。举家迁移者家庭月收入均值为7 702.09元，比非举家迁移者高出约2 337.6元。举家迁移者自购房比例为17%，比非举家迁移者高出12个百分点。举家迁移者社会交往能力显著高于非举家迁移者，举家迁移者与本地居民社会交往融洽度平均得分为4.11分，处于比较融洽和非常融洽之间，比非举家迁移者高出0.3分。举家迁移者和非举家迁移者参与当地社会活动的平均值均为0.8左右。举家迁移者家庭风险抵御能力显著高于非举家迁移者，约38%和36%的举家迁移者分别享有城镇养老保险、医疗保险，均比非举家迁移者高出5个百分点。举家迁移者享有失业保险的比例比非举家迁移者高出1个百分点，两者在工伤保险、住房公积金上没有显著差异。

举家迁移者城市融入水平显著高于非举家迁移者，其生活现代化程度得分为24.15分，比非举家迁移者高出0.5分，举家迁移者生活行为观念更趋近于城市，认同城市的风俗习惯、办事风格，在生活方式、卫生习惯、衣着打扮、养老教育理念、社会问题认知等方面与城市居民保持较高一致性。举家迁移者城市归属感显著高于非举家迁移者，平均得分为16.74分，比非举家迁移者高出约0.6分；举家迁移者更认可自己是本地人，37%的举家迁移者认为自己是本地人，比非举家迁移者高出7个百分点；举家迁移让农民工在城市有家的感觉，促进其更好地融入本地生活，产生较强的归属感和本地身份认同。

（二）举家迁移对农民工城镇落户意愿的影响

1.举家迁移对农民工城镇落户意愿的直接影响。本文在控制家庭发展能力变量的基础上，首先纳入举家迁移变量，建立不含交互项的二元logistic回归模型，检验举家迁移对农民工城镇落户意愿的净效应。然后分别加入举家迁移与各控制变量的交互项，以检验举家迁移效应在不同家庭发展能力下是否发生显著变化，具体结果见表2。总体而言，7个模型的卡方检验结果均显著，模型2到模型7的虚拟决定系数均比模型1有所提高，表明新加入的变量增强了模型解释力。

表2 农民工城镇落户意愿的二元logistic回归模型（n=8659）

在基准模型1的基础上加入举家迁移变量，得到模型2，举家迁移通过统计显著性检验，表明举家迁移对农民工城镇落户意愿具有显著的直接影响。在控制其他变量后，与非举家迁移者相比，举家迁移者城镇落户意愿几率高出38.4%（e0.325-1≈0.384），数据结果支持H1。此外，家庭发展能力对农民工城镇落户意愿具有显著影响，模型2结果显示，农民工在本地有住房和住房承受能力越强，家庭月收入水平越高，城镇落户意愿更强。家庭社会交往能力越强，与本地交往越融洽、本地活动参与度越高，城镇户籍转换动机越强。享有本地城镇医疗保险的农民工城镇落户意愿显著较高，而工伤保险和住房公积金对农民工城镇落户意愿具有负向影响，可能原因在于拥有工伤保险者主要是有固定雇主的雇员，在城市生存发展能力相对低于雇主，城镇落户意愿更弱，而公积金缴存使得农民工直接得到的工资降低，在一定程度上抑制农民工的城镇落户意愿。

在较长一段时期内，我国都是通过差别化的落户政策，把有能力、有意愿并且长期在城市务工经商的农民工及其家属转为城镇居民，即城镇化过程是农民工能力与意愿相匹配的户籍获得过程[16]。上文描述分析结果表明，与非举家迁移者相比，举家迁移者家庭经济能力、社会交往能力、风险抵御能力均显著更高，这些较高能力有助于提升举家迁移者的城镇落户意愿。举家迁移者在城市的住房承受能力、家庭月收入和拥有自有住房比例均显著高于非举家迁移者，这有助于农民工较好地安居和维持城市生存发展可持续生计，进而提升城镇落户意愿。举家迁移者社会交往能力显著高于非举家迁移者，举家迁移者与本地居民建立融洽的社会联系，了解本地城镇居民的生活休闲方式，拓展新的社会网络关系，有助于更好地融入城市，强化城镇落户动机。举家迁移者家庭抵御风险能力显著高于非举家迁移者，尤其在医疗保障方面，若农民工家庭成员拥有城镇医疗保险，一旦在本地出现疾病或者事故，可以通过医疗保险支付一定的医疗费用，提升疾病风险抵御能力，增加生活稳定性，故而更倾向于留在城市。

2.举家迁移对城镇落户意愿影响的异质性分析。模型3估计了举家迁移与城市等级的交互效应，反映举家迁移在不同城市等级中的效应差异。模型3的举家迁移主效应系数为0.256，且通过显著性检验，即在控制其他变量的情况下，对于二线城市的农民工来说，举家迁移者的城镇落户意愿几率提升29.1%（e0.256-1≈0.291）。举家迁移与一线城市的交互效应系数为0.245，且统计显著，表明在控制其他变量之后，对于一线城市农民工来说，举家迁移者的城镇落户意愿提升63%（e0.256+0.245-1≈0.630）。举家迁移与新一线城市的交互项系数不显著，表明举家迁移效应在二线城市和新一线城市之间没有显著差异。与新一线城市和二线城市相比，一线城市户籍所附着的公共服务和社会福利更多，户籍含金量更高，因此举家迁移者更愿意落户，以获取优质均等的公共服务。

模型4估计了举家迁移与自有住房的交互效应，反映举家迁移在是否有本地住房群体中的效应差异。模型4的举家迁移主效应系数为0.379，且统计显著，即在控制其他变量的情况下，对于在本地没有住房者来说，举家迁移使得农民工城镇落户意愿几率提升46.1%（e0.379-1≈0.461）。举家迁移与自有住房的交互效应系数为-0.489，且统计显著，表明在控制其他因素情况下，在本地拥有住房的农民工群体中，举家迁移者城镇落户意愿几率下降10.4%（1-e0.379-0.489≈0.104）。对于本地有房的举家迁移者来说，他们已经实现了安居团聚，对一些与城市户籍紧密挂钩的服务需求并不急切，相应地落户意愿不强烈，反而愿意保留农村户籍，保持与农村的情感和制度联系，维续享有农村制度福利。而对于本地有房的非举家迁移者来说，本地有房意味着已经拥有本地家庭团聚的空间基础，但又没有实现举家迁移，可能其家庭成员有一些公共服务只能在户籍所在地才能享受到，比如子女教育、老人医疗保障等，所以该类群体更希望在工作地落户以享受这些公共服务。

模型5估计了举家迁移与本地活动参与度的交互效应。模型5中的本地活动参与度主效应显著，在控制其他变量情况下，家庭本地活动参与度每提升1个标准差单位，非举家迁移者的城镇落户意愿几率提升6.8%（e0.066-1≈0.068）。举家迁移与本地活动参与度的交互效应系数为0.149，且通过显著性检验，本地活动参与度每提升1个标准差单位，举家迁移者的城镇落户意愿几率增加24.0%（e0.066+0.149-1≈0.240）；即举家迁移者城镇落户意愿效应受本地活动参与度的影响，在本地活动参与度越高的家庭，举家迁移的城镇落户意愿效应越突出。举家迁移为农民工在城市的生存发展提供内部的情感和社会支持，而本地参与活动则有助于迁移者获得更多外部社会支持，增强城市粘合性社会资本，内部和外部的双重社会支持降低农民工因户籍迁移带来的心理适应压力，进而强化其入户意愿。

模型6和模型7估计了举家迁移与失业保险、住房公积金的交互效应，模型中的举家迁移主效应系数均显著，在控制其他变量的情况下，对于没有失业保险、住房公积金的农民工来说，举家迁移者的城镇落户几率分别提升32.1%（e0.278-1≈0.321）、32.7%（e0.283-1≈0.327）。举家迁移与失业保险、住房公积金的交互效应系数均显著，在控制其他因素情况下，对于有失业保险者、住房公积金的农民工来说，举家迁移者的城镇落户意愿几率分别增加61.4%（e0.278+0.201-1≈0.614）、117.3%（e0.283+0.493-1≈1.173）。对于举家迁移者来说，拥有失业保险能够帮助家庭抵御失业带来的生存风险，降低城镇生活不确定性，提高城镇落户意愿；缴存住房公积金虽然在一定程度降低了农民工的实际所得工资，但对于整个家庭来说，可以提取公积金用来租住城市住房，从而提升农民工的住房负担承受能力，改善家庭住房环境，进而更愿意落户城镇。上述总体结果支持H2。

3.城市融入对举家迁移与城镇落户意愿的中介作用分析。举家迁移不仅会直接影响农民工城镇落户意愿，还可能通过城市融入对城镇落户意愿产生间接影响，因此需要中介检验。根据温忠麟等[31]提出的新的中介检验流程，分别建立举家迁移对城镇落户意愿影响（表2模型2）、举家迁移对城市融入影响（表3模型8到模型10）、举家迁移、城市融入对城镇落户意愿影响（表4模型11到模型13）的回归模型，依次检验回归系数，并结合Bootstrap检验程序进行中介检验（表5）。

表3 举家迁移对城市融入的影响（n=8659）

表4 举家迁移、城市融入对城镇落户意愿影响的Logit回归模型（n=8659）

表5 城市融入中介效应的Bootstrap法检验（n=8659）

首先来看生活现代化的中介效应。模型8显示，举家迁移对农民工的城市生活现代化具有显著的正向影响；模型11显示，加入生活现代化中介变量后，生活现代化对农民工城镇落户意愿具有显著提升作用，而且举家迁移系数相对于模型2有所下降，初步判定举家迁移与农民工的城镇落户意愿存在部分中介效应。表5的Bootstrap检验结果显示，在95%的置信区间下生活现代化的中介检验结果不包含0，中介效应显著。即举家迁移显著提升农民工的城市生活现代化程度，缩小农民工与本地居民的生活行为观念差异，激发农民工的城镇落户意愿。

其次来看城市归属感的中介效应。模型9显示，举家迁移显著提升农民工的城市归属感；模型12显示，加入归属感变量后，城市归属感对农民工城镇落户意愿具有显著正向影响，且举家迁移系数相对于模型2有所下降，即举家迁移对农民工城镇落户意愿的影响可能部分是通过城市归属感的中介效应实现；Bootstrap法中介检验显示95%的置信区间不包含0，中介效应成立。举家迁移增强农民工的城市归属感，进而提升农民工的城镇落户意愿。

最后来看本地身份认同的中介效应，模型10显示，举家迁移有助于农民工形成本地身份认同；模型13显示，加入中介变量后，本地身份认同有助于提升农民工的城镇落户意愿，举家迁移系数也有所下降，初步判定举家迁移对城镇落户意愿的影响存在本地身份认同中介效应，但Bootstrap法中介检验显示95%的置信区间包含0，中介效应不成立。

综合结果表明，举家迁移会通过促进农民工的城市生活现代化、强化城市归属感，间接提升农民工的城镇落户意愿；不会通过促进本地身份认同而间接提升农民工的城镇落户意愿；研究结果部分支持H3。

（三）纠正选择性偏误与内生性检验

1.纠正选择性偏误——倾向得分匹配法。表1的描述性比较分析结果表明，举家迁移者（处理组）和非举家迁移者（控制组）在家庭发展能力方面存在显著差异，这意味着农民工是否举家迁移可能是“自选择”的结果，直接进行Logit回归分析可能会导致选择性偏误，需要采用倾向得分匹配选择性偏误。经过多种方法匹配后①匹配之前需要对处理组和控制组进行平衡性检验，多种匹配方法的Pseduo R2均显著下降，而且解释变量的LR test均被拒绝，匹配前后样本差异显著，匹配后各解释变量的系统性差异显著减弱，匹配过程成功，囿于篇幅，未呈现平衡性检验结果。，举家迁移和非举家迁移两组样本的平均处理效应（ATT）结果显示（表6），无论是采用邻近匹配、半径匹配，还是局部线性匹配、核匹配，ATT的结果均通过显著性检验，且均接近0.07，说明在消除样本的系统性差异后，举家迁移依然会显著提升农民工的城镇落户意愿。

表6 不同倾向得分匹配结果

2.内生性检验——CMP方法。表2模型2的结果表明举家迁移对农民工的城镇落户意愿具有显著正向影响，但并未考虑潜在内生性问题，部分不可观测的既影响农民工城镇落户意愿又与是否举家迁移相关的因素没有纳入到模型中来。因此需要通过工具变量的方法解决遗漏变量带来的内生性问题，即为内生变量举家迁移寻找工具变量。结合已有文献[26]，研究选取社区平均举家迁移率作为工具变量，社区平均举家迁移率和单个家庭的举家迁移与否相关，而又不和农民工的城镇落户意愿直接相关，具有较强的外生性。

内生解释变量举家迁移为二元离散变量，传统Ivprobit要求内生解释变量必须为连续型变量；而条件混合过程估计方法（Conditional Mixed Process，简称CMP）是可适用于不同模型、多阶段的混合过程估计；因此，选用CMP解决模型可能存在的内生性问题。表7是CMP估计结果，atanhrho_12值在1%的水平上具有显著统计性，表明模型可能存在内生性问题，因此有必要采取工具变量方法。第一阶段CMP估计结果显示，社区平均举家迁移率与农民工举家迁移高度显著相关，满足工具变量的相关要求。第二阶段CMP估计结果显示，在控制了潜在内生性偏误后，举家迁移对农民工的城镇落户意愿仍然具有显著提升作用，这再次证明了前文的研究结论，表明举家迁移对农民工城镇落户意愿的影响是真实可信的。

表7 举家迁移对农民工城镇落户意愿影响的内生性检验：CMP估计

五、结论与启示

加快推进户籍制度改革的首要任务是推动农业转移人口落户，尤其是要解决好举家迁移的农民工及家属等重点群体的落户问题。本研究利用全国流动人口动态监测调查数据，系统考查了举家迁移对农民工城镇落户意愿的影响。研究结果表明，与非举家迁移农民工相比，举家迁移者城镇落户意愿显著提升。在使用倾向得分控制样本选择性偏误、利用CMP方法控制潜在内生性问题后，该结论依然成立且稳健。举家迁移在不同群体中呈现较大差异，举家迁移对一线城市农民工城镇落户意愿的效应显著大于其他城市；对于在本地拥有自有住房的农民工来说，举家迁移在一定程度上弱化其城镇落户动机，非举家迁移者反而更愿意落户城镇，这可能与未随迁成员本地公共服务需求未得到满足有关，因此更愿意落户城镇以获取均等化公共服务。随着本地活动参与程度逐步深入，举家迁移对农民工城镇落户意愿的影响逐步增强。对于拥有失业保险和住房公积金的农民工来说，举家迁移带来的城镇落户意愿效应更明显。此外，举家迁移还会通过促进农民工的城市融入，提升农民工的城市生活现代化、城市归属感，间接增强农民工的落户动机。基于此，本研究具有下列政策启示：

第一，排除家庭化迁移障碍，促进农民工举家迁移。鉴于农民工举家迁移到城镇生活工作显著增强其城镇落户意愿，政府应该鼓励举家迁移模式，助推这种城镇落户意愿向城镇落户行为转化，加快户籍城镇化进程。在政策制定过程中政府应努力排除妨碍农民工家庭化迁移的阻碍因素，在城乡社区层面完善家庭整体福利，比如继续优化随迁子女教育、完善农村养老保障和“老漂族”养老服务等；通过公共政策将家庭化迁移成本外生化，增强农民工家庭化迁移的经济效用和社会效用，降低家庭化迁移风险，助力举家迁移。

第二，完善农民工家庭政策体系，提升举家迁移农民工的家庭发展能力。举家迁移农民工的城镇落户意愿是基于其城市家庭发展能力的决策，因此，在促进农民工举家迁移之后，应进一步着力加强对举家迁移农民工家庭发展能力的培育和扶持。政府应基于举家迁移农民工的家庭需求和社会需求，如随迁子女的教育需求、随迁老人的养老和医疗需求，完善以家庭为单位的公共服务规划与供给，促进基本公共服务均等化，提升农民工家庭在城市的生存发展能力。强化针对农民工的职业技能培训和创业支持，提升农民工的城镇收入水平，增强其城镇住房支付能力。优化城市居住空间规划，减少农民工的居住隔离，促进农民工与本地居民的融洽交往；降低城镇居民对外来农民工的歧视[32]；为农民工参加本地活动提供多元机会，强化农民工的家庭社会交往能力。完善农民工家庭的社会保障，妥善处理好农民工及随迁人员的医疗、养老、失业、工伤、住房公积金等社会保障需求，提高农民工家庭的风险抵御能力。

第三，增强农民工家庭的黏合性社会资本，促进农民工的家庭城市融入。举家迁移农民工定居城镇之后是否愿意进一步在城镇落户，不仅取决于内部的家庭发展能力，还与外部城市环境是否开放包容休戚相关。本研究发现，举家迁移不仅直接影响农民工城镇落户意愿，还会通过促进城市生活现代化程度与城市归属感间接提升农民工的城镇落户意愿。而本地的社区活动参与、社会组织参与等与农民工的城市融入密切关联[33]。因此，直面举家迁移农民工家庭的现实需求，城镇社区建设过程中应增强社区包容，开展面向农民工家庭的多样化社区活动，吸引农民工家庭参与社区治理，习得本地城镇现代化生活观念和行为，缩小农民工和本地居民之间的文化距离和社会距离。强化社会组织服务农民工家庭的功能，为农民工家庭提供多元公共服务，提升农民工城市归属感。

立足于农民工流动方式从个体化迁移占绝对优势向家庭化迁移比重不断上升转变的客观态势，本研究探讨了举家迁移对农民工城镇落户意愿的影响机制及其异质性，所得结论对于扩展农民工落户意愿研究的分支成果、提出更符合时代发展趋势的农民工市民化政策具有较强的启发性。但是囿于篇幅及数据，本文只探讨了举家迁移对农民工落户意愿的影响，却未针对落户行为展开分析。城镇落户意愿虽然能够在一定程度上预测城镇落户行为，但二者不能相互替代，最终的户籍人口城镇化率还是取决于实际的落户行为。因此，后续研究应该继续推进，将那些已经实现户籍转换的农业转移人口纳入研究范围，探究家庭化迁移对其户籍转换行为的影响机制，并将研究结果与本文进行对比，以使得研究结论更为全面和可靠。