就业可持续性对农民工市民化的影响
——基于福建省农民工的调查数据

赵清军,石蓉蓉,周毕芬

(1.南京农业大学经济管理学院，江苏 南京 210095; 2.福建农林大学公共管理学院，福建 福州 350002)

中国的新型城镇化是以农民工市民化为核心的城镇化，农民工的市民化程度能反映城市的生活质量，而城市生活质量的提高是健康城市化的重要内容[1]。根据《2019年国民经济和社会发展统计公报》的相关数据统计，截至2019年底，中国农民工总量达到2.91亿人，约占全国总人口的20.77%，较2018年增长0.84%。虽然增速有所放缓，但总量依然庞大。农民工广泛分布于国民经济的各行各业，是工业化发展的中坚力量和城市建设的主力军。当前中国常住人口的城镇化率远高于户籍人口的城镇化率，二者的差值主要由农民工构成。中国的城乡二元社会经济结构使得农民工未能有效融入城市，在大量农民工进城务工的同时，返乡就业创业的农民工数量也在逐渐增多，导致多数农民工难以获得城市户籍而处于城市的边缘，仅少数农民工能真正在城市落地生根[2]。实现农民工市民化成为中国面临的一个重大而现实的问题，它关乎着城市的健康发展和全面小康社会的建成。而在城市实现稳定就业是农民工在城市立足和发展的物质基础，且城市就业的可持续性是农民工实现市民化的重要保障。因此，探究就业可持续性对农民工市民化的影响及其内在机理，对健康有序地推进农民工市民化、全面实现小康社会的奋斗目标具有重要的现实意义。

一、文献综述与研究假设

(一)文献综述

学界关于就业与农民工市民化的研究较多，侧重于分析就业能力、就业质量和就业稳定性等对农民工市民化的影响。在就业能力方面，罗恩立研究发现就业能力的5个核心指标中，教育程度、就业服务享有、社会网络和职业类型对农民工的城市居留意愿影响显著[3]；张原分析指出就业能力能够提升农民工的就业质量，进而增强其市民化的意愿[4]；叶俊焘研究发现生存和发展的可行能力与农民工留城意愿呈正相关关系[5]。在就业质量方面，徐永新分析指出农民工就业状况随着城市就业制度障碍的弱化得以改善，但总体就业质量不高、收入水平偏低，这严重阻碍了农民工市民化的进程[6]；赵智等分析指出高层次的非农就业有益于提升农业转移人口市民化的倾向[7]；聂伟等研究发现就业质量越高，则农民工市民化的意愿越强[8]。在就业稳定性方面，皮国梅分析指出农村人口城市就业的稳定性和持续性是评价其市民化的重要指标[9]；陆万军等分析指出就业的非正规性和职工社会保险的缺乏严重阻碍农民工融入城市[10]；石智雷等分析指出就业区域稳定性有助于增强农民工对自身“城市人”身份的认同感和提高农民工在务工城市定居的意愿[11]。

综上所述，既有文献基本认同就业问题的解决有助于农民工的市民化，但仅有极少数文献关注和研究农民工就业的可持续性，且对就业可持续性与农民工市民化的关系尚未有研究予以验证。随着中国户籍制度和社会保障制度的改革，城市就业承载能力不足问题更加凸显，该问题的解决很大程度上依赖于农民工就业的可持续性。只有在城市实现可持续就业，农民工才有在城市立足和发展的机会。鉴于此，本研究在借鉴相关研究成果与厘清农民工就业可持续性和农民工市民化关系的基础上，基于福建省农民工的调查数据，从就业能力、就业收入、就业环境、就业稳定性和就业权益保障等5个维度测量农民工的就业可持续性，并进一步探究农民工就业可持续性对其市民化的影响，以为农民工就业可持续性和市民化研究提供一定的借鉴。

(二)研究假设

就业的可持续性注重对人的尊重和人本身价值的实现，其实质是追求人的生存和发展能力的可持续性。农民工的就业能力、就业收入、就业环境、就业稳定性和就业权益保障是其就业可持续性的关键影响因素。同时，农民工市民化不是简单地将农村户口转变为城市户口，而是在户籍、地域和职业转变的同时，进一步提高农民工的素质，促使其从生活方式、行为方式等方面逐渐融入城市社会的过程[12]。只有不断提升农民工的就业能力，注重其就业收益分配的公平性，才能促进农民工就业的可持续发展，从而为其城市生活提供坚实的物质基础，最终实现农民工市民化。本研究基于既有的相关研究，构建就业可持续性与农民工市民化关系的分析框架，从就业能力、就业收入、就业环境、就业稳定性和就业权益保障等5个维度测量农民工就业的可持续性，并进一步分析农民工市民化的影响因素。

1.就业能力。就业能力是农民工利用其能力或潜能在劳动力市场实现持续就业的一种能力，是农民工就业可持续性的关键影响因素。张文宏等分析指出农民工受教育程度越高，找到稳定工作的可能性越大，社会融合程度也越高[13]；石人炳等分析指出掌握过硬的非农技能和参加职业技能培训能够帮助农民工更好地掌握生产技能和提高自身综合素质，获得稳定的收入和较好的职业发展前景，进一步提升其城市融入水平[14]。鉴于此，提出假设H1：就业能力对农民工市民化具有显著的促进作用。

2.就业收入。就业收入是农民工实现生存和发展的物质基础，是农民工就业可持续性的核心指标。王桂新等分析指出城乡收入差距是农民工进城务工的最终原动力，良好的收入保障是增强农民工市民化意愿的重要经济因素，城乡收入差距越大，则农民工的市民化意愿越强[15]；张斐分析指出农民工收入越高，越容易实现由农民向城市居民的转变[16]。鉴于此，提出假设H2：就业收入对农民工市民化具有显著的促进作用。

3.就业环境。就业环境是在时间和空间上以直接或间接的方式对农民工就业行为产生影响的主客观因素的总和，是农民工就业可持续性的重要保障。赵蒙成分析指出健康和安全的工作环境是农民工高质量就业的一个重要表现[17]；陈纪等分析指出就业环境不理想是导致流动人口难以融入城市生活的一个重要原因[18]；安凡所也分析指出工作环境危害和人身权利侵害显著降低了流动劳动力的城市融入水平[19]。鉴于此，提出假设H3：就业环境对农民工市民化具有显著的促进作用。

4.就业稳定性。就业稳定性指农民工在其职业生涯周期内所经历的职业、行业、区域等的转换。黄乾分析指出稳定的工作能带来稳定的收入和居所，是影响农民工城市定居意愿的重要经济因素[20]；谢勇分析指出就业城市更换频率的降低和现职就业持续时间的延长能显著促进农民工的城市融合[21]。鉴于此，提出假设H4：就业稳定性对农民工市民化具有显著的促进作用。

5.就业权益保障。就业权益保障指农民工在履行对用工单位的劳动义务的同时所应享有的劳动权益保障，是农民工最重要、最根本的权益，也是农民工提高生存质量和生活水平的重要基础。夏静雷等分析指出农民工基本权益保障的缺失严重阻碍农民工融入城市和转为市民[22]；聂伟等分析指出签订劳动合同有利于保障农民工的福利待遇和确定未来的发展预期，从而促进其融入城市[8]；秦立建等分析指出在打工所在地拥有养老保险和医疗保险，能明显增强农民工市民化的意愿[23]。鉴于此，提出假设H5：就业权益保障对农民工市民化具有显著的促进作用。

二、数据来源、变量选择与模型设定

(一)数据来源

本研究的数据来源于课题组在2017年对福建省GDP总量排名前四的泉州、福州、厦门和漳州等4个城市农民工的问卷调查。调查对象为16～65岁在城市从事非农工作的农业户口人员。采取偶遇抽样的方法和面对面访谈的方式采集数据。调查内容涉及农民工的个人基本情况、就业状况和城市融入状况等方面，共发放问卷1 600份，剔除不符合身份要求、回答内容前后矛盾、漏答较多的问卷，获得有效问卷1 537份，有效回收率为96.06%。

由表1可知：性别方面，女性农民工和男性农民工的占比分别为49.51%和50.49%，表明被调查者中男女比例基本持平；年龄方面，35岁及以下的农民工占比为68.25%，表明被调查者中新生代农民工较多；婚姻状况方面，未婚的农民工占比为40.08%，已婚的农民工占比为59.92%，表明农民工多数为已婚；户籍地方面，外地农民工占比为60.70%，本地农民工占比为39.30%，表明多数农民工倾向于外出就业；行业方面，服务业占比最高(34.81%)，其次是批发零售业(32.92%)，表明农民工主要在技术要求不高、就业门槛较低的劳动密集型行业就业。

表1 样本的基本情况Table 1 Basic situation of the sample

(二)变量选择

根据研究目的将变量分为因变量、自变量和控制变量。各变量的赋值和描述性统计详见表2。

表2 各变量的赋值和描述性统计Table 2 Assignment and descriptive statistics of variables

1.因变量。本研究在借鉴石智雷和张斐等相关研究的基础上[11,16]，从定居意愿、身份认同、社会融洽和语言使用等4个维度测量农民工市民化。为了避免权重设置过于主观化，本研究参考王桂新等的做法[24]，采用等权重法将反映各个维度的虚拟变量等权相加，赋予各个维度的变量相等的权重，得到一个综合变量来反映农民工市民化。农民工市民化的均值为1.46，表明农民工市民化程度总体不高，处于较低和一般之间。

2.自变量。就业可持续性注重对劳动者的尊重、劳动权益的保护以及自我价值的实现，实质是追求人的生存和发展能力的可持续性。农民工的就业可持续性是反映其就业状况的多维度概念，本研究在借鉴李华红研究的基础上[25]，从就业能力、就业收入、就业环境、就业稳定性和就业权益保障等5个维度对农民工的就业可持续性进行测量。(1)就业能力。多数学者采用受教育程度和技能水平来衡量就业能力，本研究选取受教育程度、掌握非农技能和参加职业技能培训作为就业能力的代理变量。其中，受教育程度的均值为2.76，表明农民工的受教育程度普遍不高，以高中或中专以下为主；掌握非农技能的均值为0.39，表明农民工掌握的非农技能较少，仅39%的农民工掌握了非农技能；参加职业技能培训的均值为0.54，表明农民工较少参加职业技能培训，仅54%的农民工参加过职业技能培训。(2)就业收入。本研究主要从月均收入比的角度来考察农民工的就业收入，其均值为1.27，表明农民工整体的月均收入超过城市居民的月均收入。(3)就业环境。本研究选取强迫加班现象和工作环境满意度作为就业环境的代理变量。其中，强迫加班现象的均值为0.33，表明33%的农民工所在单位存在强迫加班现象；工作环境满意度的均值为2.77，表明农民工对工作环境的满意度评价一般。(4)就业稳定性。本研究选取就业城市更换频率和现职就业持续时间作为就业稳定性的代理变量。其中，就业城市更换频率的均值为0.63次，表明农民工的就业稳定性较差，平均每年更换就业城市0.63次；现职就业持续时间的均值为4.38年，表明农民工在目前单位平均工作年限为4.38年。(5)就业权益保障。本研究选取签订劳动合同、参加医疗保险和参加养老保险作为就业权益保障的代理变量。其中，签订劳动合同的均值为0.43，表明农民工的劳动合同签订率有待提升，仅43%的农民工签订了劳动合同；参加医疗保险的均值为0.61，表明农民工医疗保险的参保意识较强，61%的农民工参加了医疗保险；参加养老保险的均值为0.47，表明农民工养老保险的参保意识较为薄弱，仅47%的农民工参加了养老保险。

3.控制变量。控制变量包括性别、年龄、婚姻状况、健康状况、户籍地、行业、就业渠道和房产状况等。其中，性别的均值为0.50，表明农民工男女比例持平；年龄的均值为32.53岁，标准差为10.60，表明被调查农民工的年龄普遍较小，且年龄差异较大；婚姻状况的均值为0.60，表明多数农民工为已婚；健康状况的均值为0.72，表明多数农民工的健康状况良好；户籍地的均值为0.39，表明本地农民工的数量远少于外地农民工；行业的均值为3.50，表明农民工的行业选择以服务业和批发零售业为主；就业渠道的均值为0.35，表明35%的农民工通过社会网络获取就业信息和实现就业；房产状况的均值为0.15，表明仅15%的农民工在城市购房。

(三)模型设定

1.基本回归设计。农民工市民化为有序变量，为了考察就业可持续性对农民工市民化的影响，本研究使用有序Probit模型进行计量分析。该模型的基本表达式为：

(1)

其中,P表示农民工市民化的概率;X表示农民工的就业可持续性;Z表示控制变量;α表示常数项;β和γ表示回归系数;ε表示误差项;i表示样本的第i个观测值(i=1,2,…,n)。

2.稳健性检验设计。为检验模型估计结果的稳健性，本研究选择OLS模型对就业可持续性与农民工市民化的关系进行稳健性检验。该模型的基本表达式为：

Y=α+βX+γZ+ε

(2)

其中,Y表示农民工市民化。

三、就业可持续性与农民工市民化的交叉分析

为详尽分析就业能力、就业收入、就业环境、就业稳定性和就业权益保障对农民工市民化的影响及影响程度，本研究首先运用交叉分析对各变量与农民工市民化之间的关系进行分析。

(一)就业能力与农民工市民化

由表3可知，受教育程度、掌握非农技能和参加职业技能培训对农民工市民化的影响存在显著差异。具体体现在：(1)受教育程度方面。总体来看，农民工受教育程度越高，则其市民化程度越高。其中，受教育程度为大专及以上的农民工，其市民化程度为较高和非常高的占比为22.67%，而受教育程度为高中或中专、初中、小学及以下的农民工该占比分别为14.57%、14.79%、11.05%。(2)掌握非农技能方面。掌握非农技能的农民工的市民化程度明显高于未掌握非农技能的农民工。其中，掌握非农技能的农民工，其市民化程度为较高和非常高的占比为32.83%，而未掌握非农技能的农民工该占比仅为6.36%。(3)参加职业技能培训方面。参加职业技能培训的农民工的市民化程度明显高于未参加职业技能培训的农民工。其中，参加职业技能培训的农民工，其市民化程度为较高和非常高的占比为20.43%，而未参加职业技能培训的农民工该占比为12.17%。

表3 就业能力与农民工市民化的交叉分析Table 3 Cross-analysis of employability and the citizenization of rural migrant workers

(二)就业收入与农民工市民化

由表4可知，月均收入比对农民工市民化的影响存在显著差异。总体来看，农民工月均收入比越高，则其市民化程度越高。其中，月均收入比在2.01及以上的农民工，其市民化程度为较高和非常高的占比为31.08%，而月均收入比在1.51～2.00、1.01～1.50、0.51～1.00、0.50及以下的农民工该占比分别为19.25%、15.02%、13.68%、15.00%。

表4 就业收入与农民工市民化的交叉分析Table 4 Cross-analysis of employment income and the citizenization of rural migrant workers

(三)就业环境与农民工市民化

由表5可知，强迫加班现象和工作环境满意度对农民工市民化的影响存在显著差异。具体体现在：(1)强迫加班现象方面。有强迫加班现象的农民工，其市民化程度明显高于没有强迫加班现象的农民工。其中，有强迫加班现象的农民工，其市民化程度为较高和非常高的占比为34.31%，而没有强迫加班现象的农民工该占比仅为7.79%。(2)工作环境满意度方面。农民工工作环境满意度越高，则其市民化程度越高。其中，工作环境满意度为非常满意的农民工，其市民化程度为较高和非常高的占比为61.00%，而工作环境满意度为比较满意、一般满意、不太满意和很不满意的农民工该占比分别为34.90%、17.28%、3.39%、3.23%。

表5 就业环境与农民工市民化的交叉分析Table 5 Cross-analysis of employment environment and the citizenization of rural migrant workers

(四)就业稳定性与农民工市民化

由表6可知，就业城市更换频率和现职就业持续时间对农民工市民化的影响存在显著差异。具体体现在：(1)就业城市更换频率方面。总体来看，农民工就业城市更换频率越高，则其市民化程度越低。其中，就业城市更换频率在1.01及以上的农民工，其市民化程度为较高和非常高的占比为8.87%，而就业城市更换频率在0.51～1.00、0.31～0.50、0.10～0.30、0.09及以下的农民工该占比分别为14.33%、18.34%、16.97%、25.17%。(2)现职就业持续时间方面。总体来看，农民工现职就业持续时间越长，则其市民化程度越高。其中，现职就业持续时间在10年及以上的农民工，其市民化程度为较高和非常高的占比为20.51%，而现职就业持续时间在6～9年、4～5年、2～3年、1年及以下的农民工该占比分别为18.23%、17.33%、14.66%、15.77%。

表6 就业稳定性与农民工市民化的交叉分析Table 6 Cross-analysis of employment stability and the citizenization of rural migrant workers

(五)就业权益保障与农民工市民化

由表7可知，签订劳动合同、参加医疗保险和参加养老保险对农民工市民化的影响存在显著差异。具体体现在：(1)签订劳动合同方面。签订劳动合同的农民工，其市民化程度明显高于未签订劳动合同的农民工。其中，签订劳动合同的农民工，其市民化程度为较高和非常高的占比为26.49%，而未签订劳动合同的农民工该占比仅为9.21%。(2)参加医疗保险方面。参加医疗保险的农民工，其市民化程度明显高于未参加医疗保险的农民工。其中，参加医疗保险的农民工，其市民化程度为较高和非常高的占比为18.24%，而未参加医疗保险的农民工该占比为14.05%。(3)参加养老保险方面。参加养老保险的农民工，其市民化程度明显高于未参加养老保险的农民工。其中，参加养老保险的农民工，其市民化程度为较高和非常高的占比为22.84%，而未参加养老保险的农民工该占比为11.11%。

表7 就业权益保障与农民工市民化的交叉分析Table 7 Cross-analysis of employment rights protection and the citizenization of rural migrant workers

四、就业可持续性对农民工市民化影响的回归分析

在交叉分析的基础上，本研究进一步运用回归模型分析就业可持续性对农民工市民化的影响。同时，由于农民工资源禀赋的差异在一定程度上会导致其市民化出现分层，而现有研究多从代际差异视角进行论证，更加细化的群体分类研究仍显不足。因此，在对总体样本进行回归分析的同时，本研究分别对新生代农民工和老一代农民工，以及本地农民工和外地农民工进行回归分析。

(一)总体样本的估计结果与分析

由表8可知，无论使用有序Probit模型还是OLS模型进行估计，就业可持续性的相关变量和控制变量对农民工市民化影响的方向和显著性基本一致，表明估计结果具有较高的稳健性。

表8 就业可持续性对农民工市民化影响的估计结果Table 8 Estimated results of the impact of employment sustainability on the citizenization of rural migrant workers

1.就业可持续性对农民工市民化的影响。有序Probit模型估计结果显示，就业可持续性5个维度的相关变量均显著影响农民工市民化。具体体现在：(1)就业能力方面。受教育程度、掌握非农技能和参加职业技能培训分别在10%、1%和1%的水平上显著正向影响农民工市民化，表明农民工受教育程度越高、以及掌握非农技能和参加职业技能培训越多，则其市民化程度越高。这主要是缘于农民工受教育程度越高、以及掌握非农技能和参加职业技能培训越多，越有助于提升其人力资本水平，促使其在城市从事技术含量较高的职业，提升其收入水平，进而促进其市民化。可见，就业能力能够促进农民工市民化，假设H1成立。(2)就业收入方面。月均收入比在1%的水平上显著正向影响农民工市民化，表明农民工的月均收入比越高，则其市民化程度越高。这主要是缘于收入水平的提升有助于增强农民工融入城市的经济实力，进而促进其市民化。可见，就业收入能够促进农民工市民化，假设H2成立。(3)就业环境方面。强迫加班现象和工作环境满意度均在1%的水平上显著正向影响农民工市民化，表明农民工的强迫加班现象越多、工作环境满意度越高，则其市民化程度越高。这主要是缘于有强迫加班现象的农民工的月均收入明显高于没有强迫加班现象的农民工，且工作环境满意度有助于改善农民工的身心健康，从而提高其城市生活质量，进而促进其市民化。可见，受经济因素影响，就业环境对农民工市民化的促进作用是有限的，假设H3部分成立。(4)就业稳定性方面。就业城市更换频率在10%的水平上显著负向影响农民工市民化，而现职就业持续时间在5%的水平上显著正向影响农民工市民化。这表明农民工的就业城市更换频率越低、现职就业持续时间越长，则其市民化程度越高。这主要是缘于就业城市更换频率越低、现职就业持续时间越长，越有利于农民工积累城市社会资本，城市生活的经济来源越稳定，其定居城市的可能性就越大，进而促进其市民化。可见，就业稳定性能够促进农民工市民化，假设H4成立。(5)就业权益保障方面。签订劳动合同、参加医疗保险和参加养老保险均在1%的水平上显著正向影响农民工市民化，表明农民工签订劳动合同、参加医疗保险和养老保险的意识越强，则其市民化程度越高。这主要是缘于劳动合同是农民工享受就业权益的基本保障，有助于维护其合法权益；医疗保险是农民工面临疾病风险时的重要保障，有助于缓解其就医压力；养老保险是农民工退休后的主要经济来源，有助于保障其老年的基本生活。因此，这3个因素均有助于提高农民工的城市定居意愿，进而促进其市民化。可见，就业权益保障能够促进农民工市民化，假设H5成立。

2.控制变量对农民工市民化的影响。有序Probit模型估计结果显示，性别、年龄、年龄的平方、健康状况、户籍地、制造业和房产状况均显著影响农民工市民化。其中，性别在1%的水平上显著负向影响农民工市民化，表明女性农民工的市民化程度明显高于男性农民工，这主要是缘于女性对团聚和陪伴的需求更为强烈，社会融合的意愿更强，进而促进其市民化；年龄在1%的水平上显著负向影响农民工市民化，而年龄的平方在5%的水平上显著正向影响农民工市民化，表明年龄与农民工市民化呈U型关系，即中年以前，农民工的市民化程度随着年龄的增大而降低，中年以后则相反，这主要是缘于农民工中年以前的经济能力较弱，而中年以后随着经济能力的增强，其市民化程度明显提高；健康状况在10%的水平上显著正向影响农民工市民化，表明健康状况越好的农民工的市民化程度越高，这主要是缘于良好的健康状况有利于提高农民工的收入，进而促进其市民化；户籍地在1%的水平上显著正向影响农民工市民化，表明本地农民工的市民化程度明显高于外地农民工，这主要是缘于本地农民工在文化和地域上的差异相对较小，更容易实现城市融入；制造业在1%的水平上显著负向影响农民工市民化，表明从事制造业的农民工的市民化程度明显低于其他行业的农民工，这主要是缘于从事制造业的农民工的收入较低、工作稳定性较差，这在一定程度上阻碍了其市民化；房产状况在1%的水平上显著正向影响农民工市民化，表明已购房的农民工的市民化程度明显高于未购房的农民工，这主要是缘于拥有房产有助于增强农民工的城市定居意愿，进而促进其市民化。此外，婚姻状况、建筑业、服务业、批发零售业和就业渠道对农民工市民化的影响均未通过显著性检验，不具有统计学上的意义。

(二)不同代际样本的估计结果与分析

新老两代农民工存在显著的群体差异，且新生代农民工已成为农民工的主体，是新型城镇化建设的主要力量。因此，有必要进一步剖析就业可持续性对新老两代农民工市民化影响的差异性。由表9可知，无论使用有序Probit模型还是OLS模型进行估计，就业可持续性的相关变量和控制变量对新老两代农民工市民化影响的方向和显著性基本一致，表明估计结果具有较高的稳健性。

表9 就业可持续性对农民工市民化影响的代际差异Table 9 The intergenerational difference of the impact of employment sustainability on the citizenization of rural migrant workers

1.就业可持续性对新老两代农民工市民化的影响。有序Probit模型估计结果显示，就业可持续性5个维度的相关变量对新老两代农民工市民化的影响存在显著差异。具体体现在：(1)就业能力方面。受教育程度仅在10%的水平上显著正向影响新生代农民工市民化，对老一代农民工市民化影响不显著；掌握非农技能均在1%的水平上显著正向影响新老两代农民工市民化；参加职业技能培训分别在1%和5%的水平上显著正向影响新生代农民工市民化和老一代农民工市民化。这表明受教育程度对农民工市民化的影响存在显著的代际差异，掌握非农技能和参加职业技能培训对农民工市民化的影响不存在显著的代际差异。这主要是缘于新生代农民工的受教育程度普遍高于老一代农民工，从事的职业层次和薪酬待遇均更高，进而对其市民化影响更为显著；而无论是新生代农民工还是老一代农民工，掌握非农技能和参加职业技能培训越多，找到技术含量和薪酬待遇较高的工作的可能性就越大，进而均有助于促进其市民化。(2)就业收入方面。月均收入比仅在1%的水平上显著正向影响新生代农民工市民化，对老一代农民工市民化影响不显著，表明月均收入比对农民工市民化的影响存在显著的代际差异。这主要是缘于新生代农民工的月均收入普遍高于老一代农民工，融入城市的经济实力更强，进而对其市民化影响更为显著。(3)就业环境方面。强迫加班现象和工作环境满意度均在1%的水平上显著正向影响新老两代农民工市民化，表明强迫加班现象和工作环境满意度对农民工市民化的影响不存在显著的代际差异。这主要是缘于无论是新生代农民工还是老一代农民工，有强迫加班现象的农民工的月均收入明显更高，且工作环境满意度有助于改善其身心健康和提高其城市生活质量，进而均有助于促进其市民化。(4)就业稳定性方面。就业城市更换频率和现职就业持续时间对新老两代农民工市民化的影响均不显著，故不存在显著的代际差异。这主要是缘于新生代农民工的就业城市更换频率较高且现职就业持续时间较短，不利于其融入城市；而老一代农民工虽然工作和生活在同一城市的时间较长，但对城市的心理归属感较弱，也不利于其融入城市。因此，这2个因素对新老两代农民工市民化的影响均不显著。(5)就业权益保障方面。签订劳动合同均在1%的水平上显著正向影响新老两代农民工市民化；参加医疗保险仅在10%的水平上显著正向影响老一代农民工市民化，对新生代农民工市民化影响不显著；参加养老保险仅在10%的水平上显著正向影响新生代农民工市民化，对老一代农民工市民化影响不显著。这表明签订劳动合同对农民工市民化的影响不存在显著的代际差异，而参加医疗保险和参加养老保险对农民工市民化的影响存在显著的代际差异。这主要是缘于无论是新生代农民工还是老一代农民工，签订劳动合同均有助于维护其合法权益和推动其融入城市，进而有助于促进其市民化；老一代农民工的健康状况明显差于新生代农民工，参加医疗保险能够缓解其看病就医的经济压力，进而对其市民化的影响更为显著;新生代农民工对城市的认同感和归属感明显高于老一代农民工，参加养老保险能够保障其老年的基本生活，有助于加快推进新生代农民工融入城市的进程，进而对其市民化的影响更为显著。

2.控制变量对新老两代农民工市民化的影响。有序Probit模型估计结果显示，健康状况、制造业和批发零售业对农民工市民化的影响存在显著的代际差异。其中，健康状况仅在5%的水平上显著正向影响新生代农民工市民化，对老一代农民工市民化影响不显著；制造业仅在5%的水平上显著负向影响老一代农民工市民化，对新生代农民工市民化影响不显著；批发零售业仅在10%的水平上显著负向影响新生代农民工市民化，对老一代农民工市民化影响不显著。这主要是缘于新生代农民工的健康状况明显好于老一代农民工，且新生代农民工从事批发零售业的人数也明显多于老一代农民工，进而对其市民化的影响更为显著；而老一代农民工从事制造业的人数明显多于新生代农民工，进而对其市民化的影响更为显著。此外，性别在1%的水平上显著负向影响新生代农民工市民化，在5%的水平上显著负向影响老一代农民工市民化；户籍地均在1%的水平上显著正向影响新老两代农民工市民化；房产状况在1%的水平上显著正向影响新生代农民工市民化，在10%的水平上显著正向影响老一代农民工市民化。这表明性别、户籍地、房产状况对农民工市民化的影响不存在显著的代际差异。这主要是缘于无论是新生代农民工还是老一代农民工，女性对团聚和陪伴的需求更为强烈，本地农民工由于文化差异和地域差异相对较小而更容易实现城市融入，拥有房产有助于增强农民工的城市定居意愿。因此，这3个因素均显著影响农民工市民化。婚姻状况、建筑业、服务业和就业渠道对新老两代农民工市民化的影响均未通过显著性检验，不具有统计学上的意义。

(三)不同户籍地样本的估计结果与分析

户籍地能够反映农民工个体的身份特征、地域特征和空间距离，基于户籍地视角进行研究有助于深入剖析不同类型农民工的市民化程度。因此，有必要进一步探讨就业可持续性对外地农民工和本地农民工市民化影响的差异性。由表10可知，无论使用有序Probit模型还是OLS模型进行估计，就业可持续性的相关变量和控制变量对外地农民工和本地农民工市民化影响的方向和显著性基本一致，表明估计结果具有较高的稳健性。

表10 就业可持续性对农民工市民化影响的户籍地差异Table 10 The difference of household registration region of the impact of employment sustainability on the citizenization of rural migrant workers

1.就业可持续性对外地农民工和本地农民工市民化的影响。有序Probit模型估计结果显示，就业可持续性5个维度的相关变量对外地农民工和本地农民工市民化的影响存在显著差异。具体体现在：(1)就业能力方面。受教育程度仅在5%的水平上显著正向影响外地农民工市民化，对本地农民工市民化影响不显著；掌握非农技能均在1%的水平上显著正向影响外地农民工和本地农民工市民化；参加职业技能培训分别在1%和5%的水平上显著正向影响外地农民工和本地农民工市民化。这表明受教育程度对农民工市民化的影响存在显著的户籍地差异，而掌握非农技能和参加职业技能培训对农民工市民化的影响不存在显著的户籍地差异。这主要是缘于外地农民工通过迁移获得的教育回报明显高于本地农民工，因此受教育程度对外地农民工市民化的影响更为显著；而无论是外地农民工还是本地农民工，掌握非农技能和参加职业技能培训越多，找到技术含量和薪酬待遇较高的工作的可能性就越大，进而均有助于促进其市民化。(2)就业收入方面。月均收入比分别在1%和10%的水平上显著正向影响外地农民工和本地农民工市民化，表明月均收入比对农民工市民化的影响不存在显著的户籍地差异。这主要是缘于无论是外地农民工还是本地农民工，收入水平越高，融入城市的经济能力就越强，越有助于促进其市民化。(3)就业环境方面。强迫加班现象和工作环境满意度均在1%的水平上显著正向影响外地农民工和本地农民工市民化，表明强迫加班现象和工作环境满意度对农民工市民化的影响不存在显著的户籍地差异。这主要是缘于无论是外地农民工还是本地农民工，有强迫加班现象的农民工的月均收入明显更高，且工作环境满意度有助于改善其身心健康和提高其城市生活质量，进而均有助于促进其市民化。(4)就业稳定性方面。就业城市更换频率对外地农民工和本地农民工市民化的影响均不显著；现职就业持续时间仅在10%的水平上显著正向影响本地农民工市民化，对外地农民工市民化影响不显著。这表明就业城市更换频率对农民工市民化的影响不存在显著的户籍地差异，而现职就业持续时间对农民工市民化的影响存在显著的户籍地差异。这主要是缘于外地农民工的就业城市更换频率较高，而本地农民工虽然就业城市更换频率较低，但其月均收入偏低，因此均不利于其融入城市；本地农民工的现职就业持续时间长于外地农民工，且文化差异和地域差异相对较小，更容易实现城市融入，进而对其市民化的影响更为显著。(5)就业权益保障方面。签订劳动合同均在1%的水平上显著正向影响外地农民工和本地农民工市民化；参加医疗保险和参加养老保险均在1%的水平上显著正向影响外地农民工市民化，对本地农民工市民化影响均不显著。这表明签订劳动合同对农民工市民化的影响不存在显著的户籍地差异，而参加医疗保险和参加养老保险对农民工市民化的影响存在显著的户籍地差异。这主要是缘于无论是外地农民工还是本地农民工，签订劳动合同均有助于维护其合法权益和推动其融入城市，进而有助于促进其市民化；而外地农民工社会保障的待遇享受范围和程度都差于本地农民工，参加医疗保险能够缓解其看病就医的经济压力，参加养老保险能够保障其老年的基本生活，因此对其市民化的影响更为显著。

2.控制变量对外地农民工和本地农民工市民化的影响。有序Probit模型估计结果显示，婚姻状况在10%的水平上显著正向影响本地农民工市民化，对外地农民工市民化影响不显著，表明婚姻状况对农民工市民化的影响存在显著的户籍地差异。这主要是缘于本地农民工已婚者的迁移成本明显低于外地农民工已婚者，因此对其市民化的影响更为显著。此外，性别和年龄均在1%的水平上显著负向影响外地农民工和本地农民工市民化；年龄的平方均在5%的水平上显著正向影响外地农民工和本地农民工市民化；制造业分别在10%和1%的水平上显著负向影响外地农民工和本地农民工市民化；房产状况分别在5%和1%的水平上显著正向影响外地农民工和本地农民工市民化。这表明性别、年龄、年龄的平方、制造业、房产状况对农民工市民化的影响不存在显著的户籍地差异。这主要是缘于无论是外地农民工还是本地农民工，女性对团聚和陪伴的需求更为强烈；农民工虽然中年以前的经济能力较弱，但中年以后随着经济能力的增强，其市民化能力明显提高；从事制造业的农民工的劳动强度较大且劳动报酬偏低，严重阻碍其市民化；有房产有助于增强农民工的城市定居意愿。因此，这5个因素均显著影响农民工市民化。健康状况、建筑业、服务业、批发零售业和就业渠道对外地农民工和本地农民工市民化的影响均未通过显著性检验，不具有统计学上的意义。

五、结论与对策

(一)结论

基于2017年福建省4个城市的农民工调查数据，从就业能力、就业收入、就业环境、就业稳定性和就业权益保障等5个维度测量农民工的就业可持续性，在对就业可持续性与农民工市民化进行交叉分析的基础上，进一步采用有序Probit模型和OLS模型对就业可持续性对农民工市民化的影响及其群体差异进行计量实证分析和稳健性检验，得出以下结论：

1.就业可持续性对农民工市民化的影响显著。其中，受教育程度、掌握非农技能、参加职业技能培训、月均收入比、强迫加班现象、工作环境满意度、现职就业持续时间、签订劳动合同、参加医疗保险和参加养老保险对农民工市民化具有显著的正向影响，而就业城市更换频率对农民工市民化具有显著的负向影响。

2.就业可持续性对农民工市民化影响的群体差异显著。其中，受教育程度、月均收入比、参加医疗保险和参加养老保险对农民工市民化的影响存在显著的代际差异；同时，受教育程度、现职就业持续时间、参加医疗保险和参加养老保险对农民工市民化的影响存在显著的户籍地差异。

(二)对策

就业是最大的民生，就业可持续性有助于推进农民工市民化。因此，应进一步完善社会保障体系以提高农民工城市归属感、提升可持续就业能力以增加农民工市民化资本、强化企业社会责任以加快农民工城市融入进程，从而促进农民工真正融入城市、实现市民化。

1.完善社会保障体系，提高农民工城市归属感。为了改善户籍制度给农民工造成的身份认同危机，应进一步完善社会保障体系以提高农民工城市归属感。一方面，完善社会保障体系。完善农民工工伤保险、大病医疗保险、养老保险等制度，立足实际建立科学、规范、高效的工伤预防新模式和新机制，完善城乡医疗保险关系转移接续政策，降低养老保险费率，扩大养老保险制度覆盖范围，从而提高农民工的城市归属感，进而促进其市民化。另一方面，加大行政执法力度。通过加大对企业社会保障的监管力度，定期或不定期监督检查社会保险费的缴纳情况，以及社会保险待遇的领取情况；同时，要加大劳动保障监察执法力度，规范企业劳动用工行为，提高农民工社会保险参保率，切实维护农民工的合法权益，从而提高农民工市民化的意愿。

2.提升可持续就业能力，增加农民工市民化资本。为了解决农民工对自身融入城市资本不足的担忧，应提升可持续就业能力以增加农民工市民化资本。一方面，加大职业技能培训。结合农民工群体的多元化需求开展形式多样的职业技能培训，并将职业技能培训贯穿于农民工职业生涯的全过程，以持续增强其就业竞争能力；同时，不断提高农民工的科学文化素质，使其能够更好地适应社会经济的发展需求，从而推动其尽快融入城市。另一方面，优化整合培训资源。充分利用和优化配置现有教育培训资源，加大资金、物力、师资等培训资源整合力度，促进农民工培训协调发展和资源共享，提高培训资源利用效率；同时，加快推进人力资源市场信息网络及相关设施建设，建立培训资源数据库，提供统一高效、互联互通的农民工培训信息，提高农民工培训教学和管理的信息化水平，丰富农民工人力资本水平提升渠道，从而促进其市民化。

3.强化企业社会责任，加快农民工城市融入进程。提升企业履行社会责任的能力和水平，是中国构建和谐社会的重要内容，应进一步强化企业社会责任以加快农民工融入城市进程。一方面，鼓励企业推进企业文化建设。通过加强企业文化建设，拓展企业精神福利，提升农民工幸福感，使其能够从内心真正融入企业、融入城市；同时，开展企业文明新风建设评选活动，加强对获奖企业的表彰奖励和政策支持力度，以调动企业参与文化建设的积极性和创造性，从而为农民工创造良好的工作环境，进而加快推动其融入城市。另一方面，督促企业积极履行社会责任。通过规范劳动用工制度，督促用人单位与农民工依法签订并履行劳动合同，落实最低工资制度，督促企业建立农民工工资增长机制，以保障农民工的合法利益；同时，完善农民工欠薪、工伤、困难援助机制，建立晋升晋级制度，为农民工的成长和发展创造条件，帮助其尽快融入城市。