徐曉紅,王藝茹

(1.安徽大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,安徽 合肥 230039;2.安徽大學(xué) 大數(shù)據(jù)與統(tǒng)計學(xué)院,安徽 合肥230039)

改革開放以來,大量農(nóng)村剩余勞動力遷移到城鎮(zhèn),推動了我國城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展。根據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù),2021年末,我國常住人口城鎮(zhèn)化率為64.72%,比2012年末提高11.62個百分點。然而,由于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的限制,戶籍人口城鎮(zhèn)化率只有46.7%,二者相差18.02%。數(shù)以億計的農(nóng)民工沒有實現(xiàn)市民化,在勞動就業(yè)、子女教育、社會保障等方面不能享受與市民同等的待遇,不利于農(nóng)村剩余勞動力持久穩(wěn)定轉(zhuǎn)移,帶來農(nóng)村留守婦女、老人、兒童和空巢家庭等一系列社會經(jīng)濟問題?，F(xiàn)有研究探討了影響農(nóng)民工定居意愿的諸多因素,如個人人力資本、社會關(guān)系、戶籍制度等。事實上,農(nóng)民工流動已經(jīng)不滿足于在城市獲得經(jīng)濟利益,更想要獲得認(rèn)同感和歸屬感,早日實現(xiàn)定居是促進農(nóng)民工全面融入社會的關(guān)鍵因素[1]。近年來,有學(xué)者關(guān)注到城市代際流動性的影響,認(rèn)為農(nóng)民工選擇背井離鄉(xiāng)遷移到城市,是為了追尋更多向上流動的機會。代際流動性是指子輩的收入和地位在多大程度上受父母的收入和地位影響,也是一個社會機會公平的體現(xiàn)。城市代際流動性影響農(nóng)民工定居意愿的內(nèi)在邏輯在于,當(dāng)一個城市的代際流動性較高時,說明該城市內(nèi)部具有較大活力,子輩有更多的機會擺脫父輩的影響,實現(xiàn)向上躍升。

當(dāng)前,我國城鎮(zhèn)化已進入發(fā)展的中后期,是全面提高發(fā)展質(zhì)量的重要時期?！耙匀藶楸尽钡男滦统擎?zhèn)化有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距,提高勞動生產(chǎn)率、促進共同富裕[2]。國家“十四五”規(guī)劃明確提出,到2025年,戶籍人口城鎮(zhèn)化率與常住人口城鎮(zhèn)化率差距明顯縮小,農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化質(zhì)量顯著提升。因此,研究城市代際流動性對農(nóng)民工定居意愿的影響,對于深入推進以人為核心的新型城鎮(zhèn)化,實現(xiàn)共同富裕都具有重要意義。

一、文獻綜述

農(nóng)民工的流動一直備受關(guān)注。國外早期的經(jīng)濟學(xué)理論認(rèn)為,只要預(yù)期收入高于遷移成本和在農(nóng)村的勞動收入,農(nóng)村勞動力就會產(chǎn)生向外遷移的意愿[3-4]。在人口遷移的理論影響下,學(xué)者們對流動人口尤其是農(nóng)民工的定居意愿影響因素進行了研究,主要可以分為以下3個方面:其一,個人特征對定居意愿的影響。流動人口定居意愿受到個人的人力資本及家庭社會關(guān)系的影響,如性別、年齡、受教育程度、居住質(zhì)量、對社會滿意度及本地朋友數(shù)量等[5-6]。其二,制度因素對農(nóng)民工定居意愿的影響。早期的戶籍制度改革對促進農(nóng)民工流動的作用有限,目前農(nóng)民工與本地居民所享受的基本公共服務(wù)和機會依舊嚴(yán)重不均,社會中存在的戶籍歧視不僅會減少農(nóng)民工的收入和職業(yè)選擇機會,也是制約農(nóng)民工定居的壁壘[7-9]。其三,機會公平對遷移行為的影響。已有研究一般將勞動力遷移行為歸結(jié)為貧困,認(rèn)為勞動力遷移的根本原因是缺乏資源和機會不公平[10]。目前我國已有研究表明代際收入彈性高的城市不易被流動人口選為流入地,代際流動性低的地區(qū)會對人產(chǎn)生擠出效應(yīng),這種效應(yīng)大多在家庭社會地位較低但具有躍升能力的高技能子輩身上體現(xiàn)[11-13],但針對農(nóng)民工的相關(guān)研究仍較為匱乏。

目前對于代際流動性的測算主要有2種路徑,早期國外一些經(jīng)濟學(xué)家通過線性回歸方程得到代際彈性[14-15],我國許多學(xué)者采用該方法測量了中國代際流動性水平得到的代際彈性為0.3～0.7之間[16-19]。但上述方法得到的測量結(jié)果無法解決生命周期偏誤的問題[20],繼而有學(xué)者提出通過將父輩和子輩的收入分布排序,衡量二者之間的相關(guān)性,能夠減小代際彈性出現(xiàn)的計量偏差。Chetty[21]通過代際位序法構(gòu)建了絕對水平的代際流動性,測出了美國不同區(qū)域的代際流動性。國內(nèi)學(xué)者也相繼采用新思路測算得到不同結(jié)果[13,22],徐曉紅和曹萍萍[23]通過2種方法的測算結(jié)果對比,研究低收入群體的代際流動趨勢,驗證了代際位序法受暫時性偏誤的影響小于代際彈性。

本文可能的創(chuàng)新點和貢獻在于,一是豐富了已有文獻對我國代際流動性的測度結(jié)果,目前已有結(jié)果大多為全國層面或省級層面,無法反映出各地區(qū)之間的具體差異,本研究測量出了我國各地級市水平的代際流動性,為后續(xù)研究做出參考。二是不同于以往文獻對流動人口定居意愿的研究,本文以機會公平為出發(fā)點,研究城市代際流動性對于農(nóng)民工選擇定居地的影響程度,探討了城市代際流動性和農(nóng)民工選擇定居地之間的內(nèi)在邏輯。

二、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)

(一)代際流動性的測算方法

本文構(gòu)建絕對代際流動指標(biāo)的步驟為:首先,利用代際位序法估計出父輩和子輩各自的社會地位之間的相關(guān)性;進一步,仿照王偉同[11]利用代際位序相關(guān)性高度擬合的性質(zhì),選用斜率和截距構(gòu)造絕對水平的代際地位流動性。最終,得到不同城市的絕對代際流動性指標(biāo)。

計算代際次序相關(guān)性的模型由式(1)所示。其中P1ic表示第i個子輩在城市c的社會地位所在位序,P0ic表示第i個父輩在城市c的社會地位所在位序,αc代表模型中的截距項,εic為誤差項。

P1ic=αc+βcP0ic+εic

(1)

代際位序相關(guān)性只能反應(yīng)流動性大小,并不能反映流動方向,即子輩社會地位是向上躍升還是向下流動。因此本文通過式(2)來計算絕對流動性的變動趨勢。其中Rp,c表示城市c的位于p百分位的子輩的期望社會地位所在位序,該值越大說明子輩擺脫父輩影響向上躍升的機會越大,代表該城市的社會流動性較高。

Rp,c=αc+βcp

(2)

本文在測算各地級市代際流動性時,選用中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS),該數(shù)據(jù)庫每年調(diào)查全國29個省份樣本數(shù)量2萬余,采用了多階段概率抽樣和多層次隨機抽樣。在測算時,采取了以下措施:第一,為擴大樣本容量選用2014年和2016年合并數(shù)據(jù),剔除2016年的追蹤樣本和數(shù)據(jù)量小于80的城市樣本;第二,為了更好地測量各地級市本地的代際流動性,剔除發(fā)生過遷移的樣本,只選擇本地居民樣本進行測量;第三,為了減小生命周期引起的偏誤,在模型中加入了年齡、年齡的平方和性別變量。

(二)實證模型

上述絕對代際流動指標(biāo)的測算為實證部分提供了基礎(chǔ),被解釋變量為二分類變量,本文采用Logit模型,建立如下方程模型:

Migrateic=β0+β1Mobilityc+β2Xi+β3Zc+εij

(3)

其中,Migrateic為被解釋變量,表示第i個流動樣本在城市c的定居意愿,核心解釋變量Mobilityc表示城市c的代際流動性。Xi表示個體特征變量,Zc表示城市層面變量,εij為隨機擾動項。為了使模型估計的系數(shù)更加精確,模型采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

(三)數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)選取

文中的實證分析部分所使用的個體層面數(shù)據(jù)來源于2017年中國流動人口動態(tài)檢測調(diào)查數(shù)據(jù)(CMDS),該數(shù)據(jù)庫每年所調(diào)查的樣本數(shù)近20萬,其內(nèi)容涉及了多個方面,包括與本研究密切的農(nóng)民工基本信息、流動范圍和流動原因等。實證中所使用的城市數(shù)據(jù)來源于2017年的中國城市統(tǒng)計年鑒,為了消除雙向因果引起的內(nèi)生性問題,本文選擇將城市特征的數(shù)據(jù)滯后1年。同時剔除了CMDS中戶口性質(zhì)為非農(nóng)業(yè)戶口的個體,只考察農(nóng)民工,通過將CMDS數(shù)據(jù)庫與城市相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)相匹配進行研究,最終得到43 032個樣本數(shù)據(jù)。

文中所采用的核心被解釋變量為“定居意愿”,為二分類變量,選取問卷中的“如果您符合本地落戶條件,您是否愿意將戶口遷入本地?”樣本中回答“愿意”選項的設(shè)置為“1”,“不愿意”和“沒想好”設(shè)置為“0”,表示暫不考慮定居在本地。

本文的核心解釋變量為城市代際流動性,其他解釋變量分為2類,一類是個體層面因素,包括被調(diào)查者的年齡、性別、婚姻狀況、子女隨遷情況、學(xué)歷和個人收入,以及流動范圍、流動時間等被調(diào)查者的社會適應(yīng)情況;另一類為城市層面因素,包括流入地的平均工資水平、人口規(guī)模、城市級別、房價,同時采用人均公共財政支出來衡量城市基本公共服務(wù)水平。變量的描述性統(tǒng)計如表1所示,本研究樣本中具有定居意愿的統(tǒng)計結(jié)果占比42.3%,城市代際流動性的均值水平為4.305,具體測算結(jié)果見第四部分。

表1 描述性統(tǒng)計

三、城市代際流動性測算結(jié)果

根據(jù)CLDS的2014年和2016年數(shù)據(jù),將父輩與子輩社會地位按照1—10排序,繪制其核密度圖如圖1所示。根據(jù)圖1,父輩社會地位更多聚集在等級4以下,而自評等級在4—8之間時子輩密度遠超于父輩,說明子輩相對于父輩社會地位有上升的趨勢。

圖1 子輩和父輩社會地位核密度圖

根據(jù)代際位序法,按照式(2)計算百分之二十五分位的絕對代際流動指標(biāo),模型中的核心變量指標(biāo)是被訪問者的主觀自評,社會地位由低到高取值為1—10。在構(gòu)建絕對流動性指標(biāo)時,考慮到農(nóng)民工大多為中低社會地位的群體,故p取2.5,代表位于百分之二十五分位的家庭社會地位。我國“十四五”規(guī)劃中提出以19個大城市群推動城鎮(zhèn)化格局的完善,因此結(jié)合數(shù)據(jù)的完整性,最終測算得到全國105個城市的代際流動性,其中覆蓋了我國20個省份、3個自治區(qū)以及4個直轄市,包括19個城市群中的部分代表性城市,同時測算了城市群以外的一些少數(shù)民族地區(qū)和欠發(fā)達城市,盡可能全面地反映我國東中西部各區(qū)域之間的差異性。結(jié)果按照由低到高順序排列,如表2所示。根據(jù)結(jié)果顯示重慶市社會地位位于百分之二十五分位的父輩,其子輩的社會位序期望值僅為1.708,說明子輩社會地位存在下降至更低階層的可能;遼陽市代際流動性最高,其子輩的期望社會地位所在位序為6.878,說明其有能力的子輩存在躍升至中高社會階層的可能,社會流動性較高。

表2 105個城市的代際流動性

四、實證分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

根據(jù)Logit模型,通過式(3)得到基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3所示。其中列(1)結(jié)果為除核心解釋變量外只控制個人特征的影響因素的回歸結(jié)果,列(2)為同時控制個人特征和城市特征的影響因素的回歸結(jié)果,為了使結(jié)果更加直觀,匯報均采用幾率比(odds ratio)的形式,幾率比為非負(fù)數(shù),當(dāng)幾率比大于1表明自變量對因變量有積極作用,當(dāng)幾率比小于1說明自變量對因變量存在消極作用。

根據(jù)表3的估計結(jié)果,核心解釋變量城市代際流動性對農(nóng)民工定居意愿的影響,無論是否添加城市特征均在1%的水平上顯著大于1,說明城市的社會地位流動性越高,農(nóng)民工定居在此地的意愿越強烈。在只考慮個人特征因素的情況下,結(jié)果匯報的幾率比為1.162,說明當(dāng)城市的代際流動性上升100個百分點,農(nóng)民工定居在這個城市的意愿也會隨之增加為原來的1.162倍,在考慮了其他的城市特征因素后,代際流動性對農(nóng)民工定居意愿的影響程度有所下降,說明城市的其他條件可能會降低人們對城市代際流動性的要求。

再看其他控制變量的結(jié)果,個人特征因素中,受教育水平高、已婚、子女跟隨父母遷移以及個人收入水平較高的群體更容易產(chǎn)生定居意愿,原因在于這類群體的生活更加穩(wěn)定,更容易產(chǎn)生扎根于城市的意愿。同時隨著流動時間更加長久,獲得的社會認(rèn)同感增加,農(nóng)民工的定居意愿也會更強烈。根據(jù)列(2)估計結(jié)果,在考慮城市特征因素之后,跨市不跨省的農(nóng)民工更容易產(chǎn)生定居意愿,由于此類群體流動范圍較小,與農(nóng)民工的原戶籍所在地相近且生活習(xí)慣相符,定居成本相對更小。在其他城市特征因素中,城市的基本公共服務(wù)水平提高會對農(nóng)民工定居意愿產(chǎn)生積極影響,政府提供高水平的基本公共服務(wù)能讓農(nóng)民工享受到更多醫(yī)療、教育等方面的基礎(chǔ)生活保障,減少流動農(nóng)民工的“后顧之憂”。盡管農(nóng)民工對于人口過于密集的城市具有回避傾向,但直轄市、省會城市對其定居意愿仍存在顯著的吸引力,一方面這些大城市政府資源更加豐富,所能享受到的基本服務(wù)水平會更高,另一方面這些城市的經(jīng)濟發(fā)展速度更快,機會多,薪資高,根據(jù)列(2)結(jié)果顯示城市平均工資上升100個百分點,農(nóng)民工的定居意愿會變?yōu)樵瓉淼?倍,說明高收入對農(nóng)民工的吸引力是直觀且敏感的。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)增加遺漏變量:戶籍門檻

雖然在上述的實證分析中,已經(jīng)在模型中添加了個人特征的影響因素和城市特征的影響因素,但仍然可能存在一些其他方面的因素對農(nóng)民工的定居意愿產(chǎn)生影響,比如地區(qū)性的制度限制。戶籍制度一直是影響農(nóng)民工定居意愿的一項重要指標(biāo),李智[1]指出城鎮(zhèn)中設(shè)置的不同落戶條件成為農(nóng)民工定居的隱形門檻,是農(nóng)民工享受城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)的最大瓶頸。為了消除遺漏變量引起的內(nèi)生性,本文通過借鑒張吉鵬和盧沖[24]測算的2014—2016年戶籍門檻指數(shù),將城市落戶門檻指數(shù)與上述實證部分CMDS數(shù)據(jù)相匹配,驗證加入戶籍門檻變量之后代際流動性對農(nóng)民工的定居意愿的影響是否和原結(jié)果保持一致。

如表4所示,列(3)為不添加戶籍門檻指數(shù)的基準(zhǔn)回歸作為對照,列(4)中添加戶籍門檻指數(shù)進行Logit回歸,列(5)中添加戶籍門檻指數(shù)與城市代際流動性的交互項。根據(jù)結(jié)果,本文可以得到以下結(jié)論:一方面,代際流動性對農(nóng)民工定居意愿的影響仍然顯著大于1,而戶籍門檻指數(shù)對農(nóng)民工定居意愿的影響在1%的水平上顯著小于1,說明農(nóng)民工在選擇定居地時對于高戶籍門檻的城市具有回避傾向,高戶籍門檻是造成戶籍城鎮(zhèn)化率遠遠低于常住人口城鎮(zhèn)化率的重要原因之一。另一方面,代際流動性和戶籍門檻指數(shù)的交互項在1%的水平上顯著小于1,說明戶籍門檻指數(shù)的擠出效應(yīng)會減弱代際流動性對農(nóng)民工定居意愿產(chǎn)生的吸引力,但代際流動對農(nóng)民工的定居意愿依然具有積極影響,且略有提高。以北京和上海為例,兩市均屬于高戶籍門檻的城市,但北京的戶籍門檻指數(shù)高于上海,相應(yīng)的,上海的絕對代際流動性也高于北京,對兩個城市定居意愿統(tǒng)計的結(jié)果顯示,北京的農(nóng)民工定居意愿為24.77%,上海則達到了33.01%,與本文的實證結(jié)果相符,即在戶籍制度背景下,城市的高代際流動性依然對農(nóng)民工定居意愿產(chǎn)生積極作用。

表4 增加遺漏變量的回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文通過2次更換樣本進行穩(wěn)健性檢驗。在上述基準(zhǔn)回歸結(jié)果中,核心被解釋變量為農(nóng)民工的定居意愿,由于回答“沒想好”的人可能隨著流動時間的增加也會產(chǎn)生定居意愿,所以在進行穩(wěn)健性分析時,本文暫時將這一部分樣本刪除,得到回歸結(jié)果如表5中列(6)所示。另一方面,為了更好地分析農(nóng)民工中務(wù)工人員的定居意愿,本文將流動原因中隨遷、婚嫁等樣本刪除,只考慮由于經(jīng)商務(wù)工而產(chǎn)生流動的樣本,再次進行穩(wěn)健性檢驗,由此得到回歸結(jié)果如列(7)所示。通過上述2種方法進行的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均與上文回歸結(jié)果一致,都表明了城市的代際流動性越高,越會對農(nóng)民工的定居意愿產(chǎn)生積極影響。

表5 穩(wěn)健性檢驗

(四)消除自選擇偏誤:傾向得分匹配法

由于文中所使用數(shù)據(jù)為觀察數(shù)據(jù)而非隨機試驗數(shù)據(jù),因此模型中會存在自選擇偏誤,為解決自選擇問題引起的內(nèi)生性,接下來選用傾向得分匹配法(PSM)來進行檢驗。

傾向得分匹配法主要用于處理觀察研究中選擇偏差問題,其理論框架是基于“反事實推斷模型”,使用觀測數(shù)據(jù)或非實驗數(shù)據(jù)進行處理分析。

假定每一個在處理中的樣本i,i=(1,2,3……N),都存在2種結(jié)果(Yi(0),Yi(1)),其對應(yīng)著未被處理和被處理2種狀態(tài)的潛在結(jié)果。Yi表示所測量的結(jié)果變量,其中接受處理表示為Di=1,未接受處理表示為Di=0,則反事實框架可以用以下模型表示:

(4)

通過傾向得分匹配法將樣本分為處理組和控制組,利用ATT的值計算個體的平均處理效應(yīng),表示個體i在處理后的觀測結(jié)果與其反事實的差,其計算公式為:

ATT={Yi(1)-Yi(0)|D=1}=

E{Yi(1)|D=1}-E{Yi(0)|D=0}

(5)

本文的核心解釋變量絕對代際流動性為連續(xù)變量,因此采用分位數(shù)生成一個新的虛擬變量,將城市代際流動性按照從小到大排列,最大的1/3作為較高的組,設(shè)置為1,剩余2/3作為較小的組,設(shè)置為0,進行Logit回歸,計算傾向得分。采用卡尺內(nèi)近鄰匹配和核匹配,估計結(jié)果如表6所示,其中T值均大于1.96,說明ATT的值均在1%顯著水平上為正,與上述估計結(jié)果方向一致,驗證了估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 傾向得分匹配

五、異質(zhì)性分析

(一)個體異質(zhì)性

由于個人的家庭背景和潛在能力不同,代際流動對其定居意愿的影響也可能存在差距。根據(jù)本文的內(nèi)在邏輯認(rèn)為,家庭社會地位較低但具有能力的高技能子輩,會更具有向外遷移定居的意愿。因此將學(xué)歷在高中及高中以下水平的個體劃分為低技能人群,將高中以上學(xué)歷的個體劃分為高技能人群,分析群體之間是否存在異質(zhì)性,得到的回歸結(jié)果如表7所示。

表7中列(8)匯報了城市的代際流動性對低技能群體的定居意愿影響程度,列(9)匯報了代際流動性對高技能群體的定居意愿影響程度,發(fā)現(xiàn)城市的代際流動性對高技能群體的影響程度顯著高于對低技能群體的影響力,說明高技能的群體對社會代際流動性的感知力更強,對城市的機會公平和階層流動性要求更高。同時很多城市針對技術(shù)人才采取開放落戶綠色通道,加大財政補貼等措施,也對高技能農(nóng)民工的定居意愿產(chǎn)生了積極影響。雖然城市的代際流動性對低技能群體定居意愿的影響也顯著為正,但敏感度小于高技能群體,這可能是因為低技能群體本身在工作中的競爭力較小,待遇也不如高技能群體優(yōu)厚,因而向上躍升的機會也較小,導(dǎo)致兩者之間存在顯著差異。

表7 個體異質(zhì)性

(二)區(qū)域異質(zhì)性

目前我國東中西不同區(qū)域發(fā)展仍存在較大差異,我國的超大城市大多分布在東部地區(qū),同樣是省會城市,在不同區(qū)域之間也存在較大差異,因此本文將各個地級市按照東、中、西進行劃分,探討不同區(qū)域的城市代際流動性對農(nóng)民工定居意愿的影響是否存在差異。

根據(jù)表8結(jié)果顯示,城市代際流動性對向東部地區(qū)流動個體的定居意愿有顯著促進作用,而對中部地區(qū)顯示出了抑制作用,對西部地區(qū)的促進作用并不顯著,顯示出了不同區(qū)域間的異質(zhì)性。首先,東西部地區(qū)的積極作用與本文上述回歸結(jié)果相一致,說明東部地區(qū)的農(nóng)民工對定居城市的代際流動性有較高要求,更傾向于選擇到“機會公平”程度更高的城市定居。針對中部地區(qū)的結(jié)果,本文對中部地區(qū)的農(nóng)民工進行深入觀察,發(fā)現(xiàn)其樣本大多數(shù)為省內(nèi)流動,且大多為家中擁有承包地的低技能群體,顯然,低技能群體更難以在大城市找到穩(wěn)定的高收入工作,落戶定居的成本也更高。

表8 區(qū)域異質(zhì)性

六、結(jié)論及建議

通過CLDS數(shù)據(jù)測算出了我國105個城市的代際流動性,并與CMDS的微觀數(shù)據(jù)以及中國統(tǒng)計年鑒中的城市層面數(shù)據(jù)相匹配,探討了城市代際流動性對農(nóng)民工定居意愿的影響。主要研究結(jié)論如下:第一,流入地的代際流動性越高,農(nóng)民工選擇該地定居的意愿越強烈,當(dāng)把樣本限定在因經(jīng)商務(wù)工而發(fā)生流動的群體時,結(jié)果依然穩(wěn)健。第二,戶籍門檻的擠出效應(yīng)會減弱代際流動性的積極作用,農(nóng)民工傾向于回避在戶籍門檻較高的城市定居,但代際流動性對農(nóng)民工定居意愿的積極作用依然顯著。第三,代際流動對農(nóng)民工定居意愿的影響存在個體異質(zhì)性和區(qū)域異質(zhì)性。高技能群體對城市代際流動性的感知力更強,對城市的機會公平和階層流動力要求更高;城市代際流動對東部地區(qū)農(nóng)民工定居意愿的積極作用比中西部地區(qū)更加顯著。

農(nóng)民工的大規(guī)模流動對城市機會公平提出了更高要求。推進以人為核心的新型城鎮(zhèn)化,促進農(nóng)民工市民化,本文提出以下政策建議:第一,城市發(fā)展要注重競爭環(huán)境的機會公平,消除戶籍歧視。尤其是要對工作能力強、流入時間久的農(nóng)民工優(yōu)先幫扶,促進其實現(xiàn)市民化。第二,放寬落戶門檻,完善居住證制度,為農(nóng)民工在城市落戶掃清障礙。要注重提供對外來農(nóng)民工的基本公共服務(wù)供給,增加農(nóng)民工的社會融入感和幸福感。第三,提高城市對農(nóng)民工的吸納能力,對農(nóng)民工流入較多的城市發(fā)放補助建設(shè)資金,建設(shè)更多保障性住房,加快完善以公租房、保障性租賃住房和共有產(chǎn)權(quán)住房為主體的住房保障體系,支撐城鎮(zhèn)化進程健康發(fā)展。