史 貞

（山西財經大學 經濟學院，太原 030006）

0 引言

在推行城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的同時，如何協(xié)調城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，這成為了城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略和區(qū)域政策制定亟待解決的問題。對于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展而言，會影響城鄉(xiāng)發(fā)展差距并進而影響到區(qū)域間的勞動力流動，即勞動力進城的意愿。因此，考察城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展戰(zhàn)略對以勞動力流動來衡量的城鎮(zhèn)化的影響，極具理論和現(xiàn)實意義。

本文以珠三角城市外來工動態(tài)調查數(shù)據(jù)為研究樣本，通過城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平對外來工在城市的適應性之間的關系，試圖揭示城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與協(xié)調發(fā)展的城鎮(zhèn)化推動效應，為外來工融入城市社會和實現(xiàn)市民化，推動城鄉(xiāng)經濟社會統(tǒng)籌發(fā)展，提供重要的理論支撐和現(xiàn)實依據(jù)。

1 調研數(shù)據(jù)與研究方法

1.1 城市外來工城市適應性

1.1.1 珠三角城市外來工動態(tài)調查數(shù)據(jù)

珠三角城市外來工動態(tài)調查數(shù)據(jù)是中山大學社會調查中心，調查對象限定在“大專學歷及以下的農村戶口持有者跨縣（區(qū)）域流動到城市務工”的農民工，分正式就業(yè)農民工和非正式就業(yè)農民工。正式就業(yè)農民工問卷中的調查內容主要是：A、個人基本情況，B、外出經歷，C、目前的工作情況，D、目前的生活狀況，E、企業(yè)（單位）管理與福利制度，F(xiàn)、人際關系、感受與社會參與，G、未來打算及其它。非正式就業(yè)農民工問卷中的調查內容主要是：A、個人基本情況，B、外出經歷，D、目前的生活狀況，F(xiàn)、人際關系、感受與社會參與，G、未來打算及其它，H、非正式就業(yè)部分。該數(shù)據(jù)庫是一個非追蹤面板數(shù)據(jù)，從2006年開始時進行調查。為了了解珠三角外來工融入城市及其市化進程中遇到的阻礙，我們利用該數(shù)據(jù)庫2012年的數(shù)據(jù)，篩選后得到有效樣本2214份。

1.1.2 外來工城市適應性

以調查問卷為基礎，我們從以下三個方面考察了珠三角城市外來工在城市的適應性，并通過指標“繼續(xù)留在城市的意愿”這一指標來綜合總體衡量該城市城鎮(zhèn)化的潛力。

（1）經濟適應性

調查數(shù)據(jù)顯示，非正式就業(yè)外來工就業(yè)比例達到了35.6%，并且加班現(xiàn)象稱為常態(tài)。調研數(shù)據(jù)統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，外來工每月平均休息時間低于5天；45.3%的外來工平均工作時間為8～10小時，35.6%的外來工工作時間為10～12小時，其他外來工工作時間達到12小時以上。并且加班工資并不能得到保障，按國家標準領取加班工資的比例不到24.2%，導致這些外來工大部分對現(xiàn)有工作不滿意。而從居民條件來看，半數(shù)外來工居住在單位宿舍或者工棚內。此外，農民工參與社保的比例并不高，工作中的自我保護意識薄弱，這些問題都比較顯著。

（2）社會適應性

社會適應性主要是指外來工在生活習性與方式以及社會交往活動等方面在城市中的適應程度。調查數(shù)據(jù)顯示，絕大部分外來工都還保留了原來農村的生活習性與方式。而對于社會交往活動，盡管已經不局限于原來的地緣、親緣關系，與周圍城市居民有一定的交集，但這種交集的范圍是非常小的，僅僅出于起步階段?？傮w來看，外來工的交往圈子仍然為外來工。此外，外來工的子女在城市的教育方面面臨較多的制約與限制，這進而會影響外來工的下一代在城市的適應性。

（3）心理與文化適應性

根據(jù)調查數(shù)據(jù)，外來工在城市中的歸屬性并不強，大部分外來工都將自己歸結于打工者，而非城里人，這一比例高達74.6%。僅有少部分外來工認為自己是城里人，比例為5.32%，只不過戶口暫時仍然為農業(yè)戶口。調查顯示，外來工的學歷越高，在這種心理的適應性越強。此外，外來工的價值觀有一定的變化，部分外來工認為自身和仍在農村的同齡人之間的共同語言較少，比例為35.7%。

1.2 城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平

1.2.1 測度方法

本文將采用綜合評價法來測度城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平，表示為如下：

其中，Si表示第i年的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平總得分；Wj是表示指標j的權重；Xij表示第i年指標j的取值構成的矩陣，即標準化的矩陣。其中，權重矩陣Wj的確定非常關鍵，直接影響到總得分的最終評價值。本文將采用常見熵值法來確定權重。

為了排除主觀因素的影響，熵值法被用于計算各項指標值的變化差異程度上，為準確計算最終評估值提供了非常好的數(shù)理技術支持。此外，熵值法與指標本身的大小有很大的關聯(lián)，可以用于分析一個地區(qū)的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌變化程度，可以排除實際絕對評估存在的主觀性和盲目性。

具體來講，在大量的觀測數(shù)據(jù)基礎上，可以得到如下評價矩陣X：

其中，k為常數(shù)。此時，可以得到各個指標的權重：

表1 珠三角城市城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展指標體系與各個指標對應的權重

1.2.2 指標體系

以珠三角9個城市為例，我們選取了經濟統(tǒng)籌發(fā)展的15個指標作為評價指標體系，并利用熵值法來確定指標的相應權重。此時，各個指標體系及其權重如表1所示：

根據(jù)熵值法，我們可以計算得出2012年珠三角地區(qū)9市各自的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平，以及地區(qū)總的統(tǒng)籌發(fā)展水平，如表2所示。

表2 2012年珠三角9市城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平

可以看出，2012年珠三角地區(qū)9個城市城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的五個指標體現(xiàn)出了較大的差異性與規(guī)律性：以經濟統(tǒng)籌指數(shù)為例，最高的惠州達到了0.165，而最低的廣州則為0.078，前者是后者的2倍以上；對于空間統(tǒng)籌指數(shù)，地區(qū)之間的差異性也較為明顯，中山和江門地區(qū)的指數(shù)值為0.105，而廣州地區(qū)僅為0.047，前兩者同樣是后者的2倍多。對于政策統(tǒng)籌指數(shù)和社會統(tǒng)籌指數(shù)，地區(qū)之間的差別則不大。

表3 本文變量選取

2 變量、計量模型和實證結果

2.1 變量選取

根據(jù)上文對珠三角9市外來工現(xiàn)狀和特征的分析，本文用“外來工是否打算長期留在城市”（WISH）這一變量作為本文的因變量，來考察城市的城鎮(zhèn)化潛力。其中，變量WISH是一個潛變量，取值情況為：不留=1，可能留或不清楚=2，留=3。此外，我們選取了外來工性別、年齡、教育程度、婚姻狀況、子女是否跟隨、與城市人口的交往活動、社保情況、現(xiàn)有職位的崗位安全性、當?shù)卣Z言適應情況、仍居住在老家的人口個數(shù)、家庭土地承包情況等變量。這些變量反映了外來工個體的基本情況，是一類個體特征變量。第二類自變量是上文所述的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展變量，反映了地區(qū)發(fā)展差距和區(qū)別。各個變量的基本情況如表3所示。

此時，樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計如表4所示。

表4 樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結果

從表2的描述性統(tǒng)計結果可以看出，數(shù)據(jù)整體質量較好，缺失遺漏值與異樣值沒有出現(xiàn)。各個變量的均值、最大值和最小值基本符合調研情況。

2.2 模型設定

2.3 實證結果及分析

利用排序選擇模型進行實證檢驗，我們將模型的估計結果見表5所示：

表5 模型估計結果

從表5可以看出，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的城鎮(zhèn)化效應非常顯著。變量EID、PID、LID、SID和TID的參數(shù)估計值都顯著為負。實證結果證實了本文的研究假設。以城鄉(xiāng)經濟統(tǒng)籌發(fā)展EID為例，參數(shù)估計值為2.091，說明城鄉(xiāng)經濟統(tǒng)籌發(fā)展水平每增加1個單位，珠三角地區(qū)外來工選擇繼續(xù)留在城市的意愿則增加了2.091個單位，這一結果在0.01的顯著性水平上顯著。除了城鄉(xiāng)經濟統(tǒng)籌發(fā)展水平以外，政策統(tǒng)籌發(fā)展指數(shù)、空間統(tǒng)籌發(fā)展指數(shù)、社會統(tǒng)籌發(fā)展指數(shù)的估計值分別為1.267、1.887和3.456，體現(xiàn)出較大的差異性。需要注意的是，珠三角地區(qū)政策統(tǒng)籌發(fā)展與空間統(tǒng)籌發(fā)展對以外來工留在城市的意愿來衡量的城鎮(zhèn)化的推動作用并不明顯，沒有通過顯著性水平。而社會統(tǒng)籌發(fā)展水平對城鎮(zhèn)化的推動作用則在0.01的顯著性水平上顯著。此外，以總體統(tǒng)籌發(fā)展水平進行實證得到的參數(shù)估計值為2.380，且在0.05的顯著性水平上顯著。

為何城鄉(xiāng)經濟統(tǒng)籌發(fā)展指數(shù)和社會統(tǒng)籌發(fā)展指數(shù)的參數(shù)估計值顯著，而正常統(tǒng)籌發(fā)展指數(shù)與空間統(tǒng)籌發(fā)展指數(shù)不顯著。究其原因來講，這與本文城鎮(zhèn)化水平的衡量有關。本文采取珠三角地區(qū)外來工繼續(xù)留在城市的意愿類衡量城鎮(zhèn)化潛力。對于外來工而言，更多的關注經濟收入以及自身舒適性等因素，對工資收入、房租、居住環(huán)境、自我認可度等因素的關注更高。而對于本文的區(qū)域協(xié)調政策與空間統(tǒng)籌方面，在外來工區(qū)位決策中并不太重要。因此，這導致這些變量的參數(shù)估計值并不顯著。

對于外來工繼續(xù)留在城市的意愿，年齡起到了重要作用。本文引入年齡的二次項來捕捉這一影響?？梢钥闯?，AGE和AGE^2都在10%的水平上顯著，AGE的參數(shù)顯著為正，AGE^2的參數(shù)估計值顯著為負，說明外來工繼續(xù)留在城市的意愿與外來工的年齡之間呈倒U型關系?？赡艿脑蚴?，剛進入城市工作的外來工由于工作與生活環(huán)境的變化體現(xiàn)出了一定的不適應性；隨著在城市的工作與生活時間的增加，外來工越來越適應了城市的工作與生活環(huán)境，收入，與城市內其他人的交往也會越來越多，能逐漸融入到城市生活中。因此，外來工留在城市的意愿會逐漸增加。而隨著年齡的推進，受到中國傳統(tǒng)“落葉歸根”思想的影響，外來工返回到原居住地與老家的意愿會越來越強烈，定居城市的意愿則越來越弱。這正好解釋了年齡與外來工繼續(xù)留在城市之間呈倒U型這一現(xiàn)象。

家庭也是影響外來工繼續(xù)留在城市的一個非常關鍵的因素。本文中，子女是否跟隨在同一城市與留城意愿顯著相關：子女跟隨在同一城市的外來工，選擇繼續(xù)留在城市的意愿更強。而仍居住在老家的人數(shù)則與外來工繼續(xù)留在城市的意愿顯著負相關，參數(shù)估計值在-0.2左右，都通過了10%的顯著性水平，這說明仍居住在老家的家庭成員較少的外來工更愿意繼續(xù)留在城市。

此外，城鄉(xiāng)二元結構也是影響外來工是否繼續(xù)留在城市的關鍵因素。本文引入了是否有社保這一變量SIS，可以發(fā)現(xiàn)，模型（1）到模型（5）中SIS的參數(shù)估計值都在0.05的顯著性水平上顯著。而是否有社保則與外來工的戶籍有關：非城鎮(zhèn)戶籍居民身份導致外來工難以真正融入到城市生活中，影響了外來工繼續(xù)留在城市的意愿。在與城市居民的交往活動這一變量上，參數(shù)估計值顯著為負，說明和城市居民的交往程度越深，留下來的意愿就越強。這些從常理上都容易理解：能更好的融入周圍社區(qū)，交往密切，對城市的總體感覺會變好，因此原因留在城市的意愿會更強。另外，現(xiàn)有崗位的安全性也是外來工區(qū)位決策的一個重要因素。

3 結論與政策建議

以2012年珠三角地區(qū)9個城市的外來工動態(tài)調查數(shù)據(jù)為研究樣本，利用排序選擇模型考察了城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平對外來工在城市的適應性的影響，試圖揭示城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與協(xié)調發(fā)展的城鎮(zhèn)化推動效應。結論發(fā)現(xiàn)，珠三角地區(qū)城鄉(xiāng)經濟統(tǒng)籌發(fā)展與社會統(tǒng)籌發(fā)展顯著提高了外來工繼續(xù)留在城市的意愿，即推動了城鎮(zhèn)化水平的提高。此外，本文發(fā)現(xiàn)外來工年齡和留在城市的意愿之間呈現(xiàn)倒U型關系；家庭成員現(xiàn)居地、社保、與城市居民的交往活動、現(xiàn)有崗位安全性等因素都顯著影響著外來工留在城市的意愿。

因此，為外來工融入城市社會和實現(xiàn)市民化，推動城鄉(xiāng)經濟社會統(tǒng)籌發(fā)展，本文認為：（1）應大力推行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展戰(zhàn)略與城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略。在推行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展戰(zhàn)略時候，應特別注意城鄉(xiāng)經濟統(tǒng)籌發(fā)展和社會統(tǒng)籌發(fā)展。此外，也應注意區(qū)域的差異性。（2）實施農民“社會身份屬地化、經濟身份永久化”改革，消除農民工市民化過程中制度障礙的基礎。（3）極強外來工的社保和以及子女的教育與就業(yè)等方面政策傾斜力度。

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