内容提要:促进农民工在城市“落地生根”是中国新型城镇化建设的核心命题。本文基于可 持续生计理论构建了社会保护理论分析框架，然后利用流动人口社会融合专项调查数据检验了 农民工所拥有的社会保护对其在城市中市民化水平的影响。在克服了异方差、多重共线性和内 生性等问题的基础上，研究结果显示，和其他因素相比，社会保护是影响农民工市民化的关键因 素;城市社会保护对农民工市民化有着显著的正向影响，农村社会保护对农民工市民化有着显著 的负向影响;社会保护对弱势群体的市民化作用更为明显; 在农民工群体内部，文化程度或者职 业地位越低，社会保护对其市民化的作用越明显。农民工市民化进展缓慢的重要症结应该是农 民工在城市社会保护的缺失，而农村社会保护因素的稳定性和不可替代性又进一步增强了他们 的回流意愿，或者在城乡之间进行往复式流动便成为部分农民工的理性选择。
关键词:农民工;社会保护;市民化;可持续生计;落地生根
【来源】石智雷,朱明宝.农民工社会保护与市民化研究[J].农业经济问题,2017,38(11):77-89+111-112.
一、研究背景与问题的提出
如何在户籍制度改革的同时建立起相应的社 会保护体系，防止城市病，防止出现新移民的贫困 和边缘化现象，是中央政府和输入地政府更加关心 的( 蔡昉， 2009) 。目前学术界热议的城乡户籍制 度的取消，不可能从根本上解决农民工市民化问题 ( 彭希哲等， 2009) 。全面的户籍制度改革的着力 点，应该是对与户籍相联系的福利体系、公共服务 的全面改革( 都阳等， 2014) 。但是由于市民化成 本的巨大压力，户籍制度改革不可能满足农民工市 民化的所有需求( 张国胜等， 2013) 。户籍制度改 革的全面、有序推进，亟需明晰农民工对社会保护 的核心需求是什么? 目前政府、企业或家庭为农民 工提供了哪些应对生计风险的保障因素? 在多大 程度上为农民工提供了社会保护? 哪些保障因素 有助于农民工在城市“落地生根”、实现真正的市 民化?
国外的市民化研究重点关注跨国迁移人口的 社会融合，主要影响因素包括种族和家庭规模 ( Dustmann， 1996) 、与当地居民通婚( Meng 等， 2005) 、与当地居民的社会空间整合( Vang， 2012) 、 当地和新移民劳动力市场的整合( Husted 等， 2009; Bisin 等， 2011) 。由于跨国迁移制度环境、迁 移者自身素质较国内迁移有较大的差别，并且劳动 力迁移制度在特定的国家具有各自独特的特点，因 此不能完全照搬国外的移民社会融合结论来解释 中国农民工市民化问题。国内已有文献多关注人 力资本、社会资本和户籍制度等因素对农民工市民 化的影响( 刘传江等， 2004; 王春光， 2006; 谢桂华， 2012;周密等， 2012) ，但是农民工文化程度和专业 技能的缺乏短时期内难以改善( 蔡昉等， 2005) ; 从 部分地区制度改革试点来看，即使城乡户籍制度改 革后给予农民工市民身份，大部分农民工也很难在城市生存下来( 刘小年， 2011) 。对于到城市谋生 的农民工来说，他们不仅要面对自身人力资本和社 会资本等内生性变量的约束，还有制度性的歧视政 策等外生变量的限制( 章元等， 2011) ，尤其是经济 转型中劳动力市场的不完善性( 王美艳， 2005) ，这 些都会增强农民工的生计风险，进而降低市民化意 愿。农民工难以走出“年轻时外出务工，年老时回 流农村”的怪圈( 程名望， 2012) ，表面上看是由于 户籍制度的限制，而实质上在于随着年龄的增长， 农民工在城市的生计风险逐渐堆积和增加，而城市 中的社会保护因素又缺乏，使得他们不得不返回 农村。
本文对现有研究有两点贡献:首先，本文构建了基于可持续生计的农民工社会保护分析框架，划分 农民工社会保护的内在维度，揭示社会保护影响农 民工市民化进程的内在机理。从现有研究来看，已 有学者发现社会保护因素对农民工市民化的重要影 响，只是没有对社会保护进行系统的分析( 叶静怡 等， 2011;石智雷等， 2012) 。其次是本文在克服了异 方差、多重共线性和内生性等问题的基础上，揭示了 社会保护在农民工市民化进程中的作用。已有研究 主要从农村土地和城市社会保障指标对社会保护进 行度量，这些指标难免会产生内生性问题* 。本文利 用受访农民工流入地同一社区内的其他农民工对社 会保护各变量的平均拥有比重作为工具变量以克服 农民工社会保护的内生性问题。
二、农民工的社会保护及对其市民化的影响:概念与机制
( 一) 农民工的社会保护 需要说明的是，和学术界以及政府使用的社会 保障概念不同，本文基于可持续生计理论( SL) ，从 家庭、企业和政府三个维度来研究农民工的社会保 护＊＊。生计是谋生的方式，该谋生方式建立在能 力、资产以及活动基础之上( Chambers 等， 1992) 。 可行能力理论隐含结构主义和福利主义话语，认为 社会结构不平等与制度排斥性是贫困生产的动因， 强调公民权利建设以及国家福利制度的完善( Sen， 1992) 。农民工的社会保护分析框架延续可行能力 分析理念，以农民工生计策略选择及其影响因素为 基本骨架，强调结构性因素和制度性因素在生计策 略选择中的重要作用，致力于阐释社会保护与农民 工市民化之间的内在关联。本文所述的社会保护 是在石智雷( 2013) 长期保障概念上的扩展，指居 民在个人能力之外拥有的、用以维持生计可持续性 的资源或者权利，具体而言就是在具备劳动能力时 有一份稳定的收入来源，在退休或者失去劳动能力 后有维持基本生活水平的策略或保障。社会保护 着眼于未来生计的可持续，是以未来的保障来实现 对当前生计策略的支持和激励。
在当前快速城市化的背景下，农民工作为一个 跨越城乡的特殊群体，他们受教育水平普遍较低， 社会资本缺乏，就业流动性高。基于可持续性生计 理论，可以把农民工看作是在一个脆弱性的背景中 生存或谋生的对象，这种环境也影响着农民工的生 计策略以及资本配置与使用的方式。脆弱性是系 统质量重建发生的状况，包括结构变化、行为变化 以及自身发展的变化( Cutter， 2010) 。就农民工群 体来说，由于从农村迁入城市，缺乏对城市生产、生 活方式的适应，导致农民工家庭人均收入偏低、生 计资本积累能力较差，缺乏应对各种风险的能力和 基础，形成了累积性( 结构性) 的生计脆弱。在 SL 理论中，生计的选择适应取决于许多因素，特别是 人们的资产状况以及政策、体制和过程所设置的制 约或提供的机会( 纳列什·辛格等， 2000) 。在制 度和政策等因素造就的脆弱性环境中，在资本与政 策和制度相互影响下，作为生计核心的资本的性质 和状况决定了采用生计策略的类型( Scoones， 1998) 。拥有较多生计资本的人们往往拥有更多的选择权并有能力运用一些政策措施确保其生计安 全( Ashley 等， 1999) 。农民工的生计资本一般集中 在农村家庭，但是由于外出务工，农村生计资本的 分离以及城市中生计资本的匮乏，农民工在城市中 仅仅通过已有生计资本的转换不足以应对生计风 险;或者生计资本转换行动受到结构性制度条件的 制约，无法实现农民工在农村中的生计资本向城市 生计资本的转换，不能对城市中的生计策略( 比如 市民化策略) 发挥有效的支撑作用( Sen， 1993) 。 由于制度在经济发展和生计资本转换中的重要作 用，国家制度输入常常作为发展干预的重要手段， 促进社会融合或制造社会排斥; 而利用制度手段， 在家庭、企业或社会三个维度构建的社会保护体 系，可直接影响农民工的市民化进程。
( 二) 社会保护对农民工市民化的影响路径
社会保护对农民工市民化的作用可以划分为 农村保障效应和城市保障效应。农村保障效应主 要体现为对农民工回流的拉力。第一，家庭自然资 本可以为农民工回流农村后提供基本的生计保障 和生活来源，如土地不仅具有生产功能，还具有失 业保障、养老保障功能( 石智雷等， 2015) 。外出务 工的农民工对其预期收入是不稳定的，他们可能找 不到工作，也可能工作不稳定，在丧失非农就业机 会的情况下，土地可以作为一种失业保险( Giles， 1998;姚洋， 2000) 。第二，家庭人力资本和社会资 本可以为回流劳动力提供人力支持和生活照料。 第三，新农保则可以弥补家庭、土地、储蓄等传统养 老方式的不足，是政府提供的一种稳定性较强的制 度性养老保障( 聂建亮等， 2014) 。新农合也可以 帮助他们应对疾病风险，降低参合者医疗的自付比 例，提高参合者的健康水平( 程令国等， 2013) 。中 国农民工是收入和消费与社会保护或者养老保障 相分离的特殊群体，他们在城市里务工赚取工资并 在城市消费，但还是需要农村家庭为其提供保障支 持系统，这种支持系统往往还是建立在迁移者与农 村家庭保持不断联系的基础之上，包括迁移者往家 乡汇款、节假日或者亲人庆典时返回等等( 石智 雷， 2013) 。
根据刘传江等( 2008) 构建的市民化衡量方 法，农民工市民化程度是农民工的市民化意愿和市 民化能力的函数。城市社会保护通过以下几种机制影响农民工市民化意愿和市民化能力:
首先，城市社会保护通过帮助农民工抵御在城 市中的生计风险，增强农民工的城市认同感和归宿 感，进而影响其市民化意愿。农民工享有的部分社 会保护能够帮助他们应对可能发生的风险冲击，增 强他们的心理安全感。比如，城镇职工医疗保险可 以帮助他们应对疾病风险，一方面减轻在罹患疾病 时的医疗负担，二方面可在一定程度上促进参保人 的健康水平( 潘杰等， 2013) ，这无形之中可以提高 农民工在务工城市的生活质量，提高其留城意愿。
其次，城市社会保护通过提高农民工在城市就 业、生活的稳定性，进而影响其市民化意愿。农民 工在城市频繁更换工作，会导致他们缺少就业稳定 感;而劳动合同的签订可以提高农民工的就业稳定 性，稳定就业有助于减少其漂泊感，增强对务工城 市的归属感( 石智雷等， 2014) 。与此同时，在城市 拥有保障性住房也能帮助农民工增强稳定感。当 农民工以租住房或工棚来解决城市居住问题时，其 住房往往会受到出租者或工作地变动的影响，居住 状态不稳定;而居住的边缘化，容易产生颠簸流离 感，导致城市融入程度低( 郑思齐等， 2011) 。
第三，社会保护通过激励农民工在城市进行长 期投资，提高就业能力与挣得能力，进而影响农民 工的市民化能力。如果没有获得社会保护，会使农 民工预期自己很难在城市中永久居住，待到年老或 失去劳动能力时还是要返回农村养老，所以，农民 工在城市中进行长期投资的预期回报就无法获得， 从而削弱了农民工进行长期投资的积极性。相反， 获得了社会保护的农民工，则有动力增加对自身的 投资，提高就业能力和挣得能力。比如参加职业培 训，不仅可以获得新的人力资本投资，而且还是对 原有人力资本的补充和转化( 赵延东等， 2002) ，从 而提高劳动力的就业能力( Kettunen， 1997) 。在发 达国家，就业稳定性的改善能提升城市劳动力市场 中弱势群体的挣得能力( Lee， 2009) ;针对中国的经 验研究也发现，稳定就业有助于提高农民工的就业 能力和工资水平( 寇恩惠等， 2013) 。
第四，社会保护通过影响农民工的政府信任和 社会信任，促进农民工与当地居民的互动，进而影 响其市民化水平。农民工参与政府提供的基本公 共服务会加强其与城市当地居民之间的互动，无形之中会促进对当地居民的了解，提高对当地居民信 任水平，而这种社会信任程度越高，则越容易融入 到当地社会( 任远等， 2012) 。在对美国移民的社会信任研究也发现，与社会信任水平较低的移民相 比，拥有更高社会信任水平的移民往往能够更加顺 利地适应和融入美国社区( Ugur Sen， 2001) 。
三、农民工的社会保护状况:研究设计与描述性分析
( 一) 农民工社会保护的测度方法
首先，从社会保护的空间分布上，农民工的社 会保护划分为农村社会保护和城市社会保护。其 次，从社会保护的供给主体上，农民工的社会保护 包括家庭保障、企业保障和社会保障。再者，从社 会保护的作用形式上，农民工的社会保护划分为基 础型社会保护和发展型社会保护。基础型社会保 护是指满足农民工基本生活需要的保障资源，如新 农合、新农保、贫困救济、养老保险、失业保险等;发 展型社会保护是指具有投资价值和投资可能、可以 促进农民工发展的资源，如农村的土地、城市住房、 就业稳定性等。本研究从以上三个维度综合考虑 农民工社会保护的衡量指标。
农村的社会保护。首先从供给主体上来看，由 于农民工走出农村到城市务工，在农村能够获得的 只有家庭保障和社会保障。家庭保障本文用“农 民工在户籍地拥有土地亩数的对数”作为替代变 量。土地一直以来都被认为是农民的最后一道保 障线。农民工在现实上或是心理上也对土地有着 很强的依赖，视其为规避城市各种风险的避难所 ( 肖云等， 2005) 。随着农业技术进步和农村市场 化程度的发展，农村土地生产效率有了大幅度提 高，农村的土地经营也有了更多的选择。所以，农 村土地不仅仅是保障手段，还存在很大的增值空 间，可视其为发展型保障。另外，随着农村改革和 发展的不断深入，尤其新农合和新农保政策推出 后，农民拥有了更为正式的社会保护。新农合可以 提高医疗服务的利用率，改善参合者的健康状况， 增强其抵抗大病风险的能力( 程令国等， 2012) ; 新 农保则可以弥补家庭、土地、储蓄等传统养老方式 的不足，是政府提供的一种稳定性较强的制度性保 障( 聂建亮等， 2014) 。所以，本文用“农民工是否 拥有新农合和新农保”来衡量农村政府提供的社 会保障。
城市的社会保护。农民工虽然跨越城乡，但是 一般来说完整的家庭很难分割为两个。如果农民 工在农村拥有家庭保障，那么在城市中家庭保障的 作用就会明显减弱。目前在城市中农民工拥有的 保障主要是企业和政府提供的保障。由企业的性 质所决定，企业能够提供的保障是为有劳动能力的 农民工提供一份稳定的就业岗位，这对于农民工市 民化具有特殊重要的作用( 石智雷等， 2015) 。在 本文中用“是否与单位签订劳动合同”作为农民工 就业稳定性的替代变量。在城市中，政府是农民工 社会保护的供给主体，其中提供的最为重要的就是 社会保障。社会保障又是很广的概念，包括社会保 险、社会救济、社会福利、优抚安置等( 郑功成， 2003) 。但是从农民工市民化的视角出发，优抚安 置和社会救济的作用相对不明显。可以判断，如果 农民工在城市中需要领取社会救济，绝大多数宁愿 选择返回农村。社会保险的类型较多，考虑到农民 工对将来养老的担忧，本文选取“城镇养老保险” 变量;考虑到部分农民工工作的高风险性特征，本 文另外选取“城镇工伤保险”，以这两个变量作为 城镇社会保险的替代变量。在城市中“落地生 根”，不得不考虑住房问题。根据大多数农民工的 就业能力和收入水平，在城市购买商品房的比重相 对较低( 杨俊玲等， 2012) ，所以政府为农民工提供 保障性住房就具有非常重要的意义。本文选取 “农民工是否在城市中拥有商品房或保障性住房” 作为城市社会福利的替代变量。
( 二) 农民工市民化程度的测度方法
本文在刘传江等( 2008) 对市民化程度的衡量 方法的基础上，结合张斐( 2011) 提出的身份认同 和社会融洽理念，选择长居意愿、语言使用、社会融 洽和身份认同四个维度测量市民化程度。( 1) 长 居意愿:指农民工在务工城市长期居住的意愿。本 文中用“您是否打算在本地长期居住”来衡量。回 答为“是”赋值为 1，回答为“否”赋值为 0。( 2) 语 言使用:农民工对务工地语言的熟悉程度及使用情 况可以反映出其与当地人互动的难度与频度，较好 地掌握务工地方言的农民工市民化程度一般也较深。本文中用“您对本地话的掌握程度如何?”来 衡量。回答为“听得懂且会讲或者听得懂，也会讲 一些”赋值为1，回答为“听得懂一些但不会讲或者 不懂本地话”赋值为0。( 3) 社会融洽:指农民工与 当地人相处的融洽程度。本文中用“您觉得自己 或家人与本地人相处的好不好”来衡量。回答为 “很融洽或比较融洽”赋值为1，回答为“一般、不融 洽或来往很少”赋值为0。( 4) 身份认同:农民工认 同自己属于“本地人”的社会身份是其融入居住地 的重要标志。对于该指标，本文中用“您认为您现 在是哪里人”来衡量。根据被访者的回答，将回答 为“本地人或新本地人”赋值为 1，回答为“不清楚 或老家人”赋值为0。
然后，本文将反映各个维度的( 0， 1) 变量等权 相加，赋予各个子系统相同的权重，可以避免在设 置权数值时过于主观化，现有很多学者也都采取了 类似的等权重法( 张裴， 2011) 。这样就得到一个 由( 0， 1， 2， 3， 4) 组成的连续变量来测量市民化程 度。该变量如果取值越大，意味着农民工市民化程 度越深;反之，越浅。
( 三) 样本和数据介绍
本文使用的是全国 6 省流动人口社会融合专 题调查数据( 以下简称社会融合调查数据) ，它是 国家卫计委于2013 年 5 月通过在全国 6 个省份 8 个城市对流入地居住一个月以上、非本区( 县、市) 户口15 ～59 周岁流动人口的调查而得到的，调查 根据分层、多阶段、与规模成比例的 PPS 方法进行 抽样。为了实现和当地居民进行对比分析，在每个 抽样点选取相当规模的城市当地户籍人口* ，总样 本共 22600 份。专项调查问卷中涉及流动人口基 本特征、就业与收入支出、公共服务与社会保障、社 会融合等信息。该调查所选择的城市，在地理位置 上分布较为平均，覆盖了中国东中西三大经济带， 并囊括了不同规模的城市;并且这些城市的经济发 展程度各不相同，人均收入相对较高的城市是上海 市和苏州市，人均收入相对较低的城市是西安市和 咸阳市。另外，各城市在人口规模、社会结构及基本公共服务水平等方面也存在较大差异，这为研究 农民工的社会保护状况和市民化提供了一个比较 好的样本。
本文在农民工数据选取上采用如下标准:扣除 城镇户籍流动人口，只保留农村户籍的流动人口样 本;扣除文化程度为大专及以上的样本，以便将研 究对象集中于“农民工”这一群体; 扣除流动原因 为非务工经商的样本，保持与同类研究的一致; 样 本中与本研究直接相关的重要信息如社会保护因 素、市民化因素等变量存在数据缺失的将不予保 留。整理得到有效样本12711 个。其中，男性占 54. 8%，女性占 45. 2%; 已婚占 80. 3%，未婚或丧 偶占 19. 8%; 15 ～ 25 岁占 21. 2%， 25 ～ 35 岁占 36. 1%， 35 ～45 岁占 32. 3%， 45 ～ 60 岁占 10. 5%; 小学及以下文化程度占13. 4%，初中占 61. 0%，高 中或中专占 25. 6 %; 市内跨县流动占8. 7%，省内 跨市占33. 5%，跨省流动占 57. 8%;户籍地来自东 部占 20. 9%，来自中部占 54. 0%，来自西部 占25. 1%＊＊。
农民工的社会保护具有以下特征: ( 1) 农民工 在城市的社会保护大约相当城城流动人口的1/2、 城市当地居民的 1/4，农民工在城市的社会保护和 城市当地居民之间有较大的差距。如果从城市保 障性住房、劳动合同、城市养老保险、城市工伤险、 城市失业险、城市职工医疗保险六个方面测算城市 社会保护并根据拥有比重的倒数对这六个指标分 别赋权，计算发现，农民工在城市的社会保护值为 0. 21，城城流动人口为 0. 44，城市当地居民为 0. 77。从各类社会保护享有率对比来看，农民工和 城城流动人口、城市当地居民差距较大的有城市住 房、城镇养老保险、城镇职工医疗保险，这三种保障 的享有率分别低于城城流动人口20. 8、 24. 7、 23. 7 个百分点，低于城市居民 78. 7、 52. 4、 37. 4 个百分 点。( 2) 农民工农村基础型社会保护相对健全，而 城市基础型保障相对欠缺。农民工在农村拥有土 地资源的比重为 90. 9%，新农合与新农保参加的比重分别为 73. 6% 和 27. 1%。在城市，农民工享 有城市职工医疗保险和城镇养老保险的比重分别 为20. 5%和19. 4%;工伤保险、失业保险的比重分 别为 23. 0% 和 15. 0%。这可以反映出，农民工在 农村的基础型保障享有率较高、相对健全，而在城 市中的基础型保障享有率较低、相对欠缺。( 3) 农 民工农村发展型社会保护不足，而城市发展型社会
保护相对较好。农民工在农村的发展型保障比较 匮乏，对农地的投资遇到增长瓶颈，也缺乏职业培 训这类发展型资源; 而在城市发展型社会保护上， 有23. 6%的农民工居住在由政府或企业提供的保 障性住房，有 12. 5% 的农民工参加过政府组织的 免费职业培训，就业身份为雇员的农民工中与雇方 签订劳动合同的比例为67. 1%。
四、社会保护对农民工市民化的影响:计量分析
( 一) 对异方差、多重共线性的处理和稳健性检验
本文第一步设定的估计模型为: Cilevel = α + βSecurity + γZ + ε，其中，农民工市民化程度 Cilevel 是被解释变量; Security 刻画了三种社会保护中的 7 个变量，包括 lnland( 土地) 、 nmedins( 新农合) 、 nenins( 新农保) 、 housing( 住房) 、 lacontr( 劳动合 同) 、 urinins( 城市职工养老险) 、 urenins( 城市职工 工伤险) ; Z 代表了一系列可能影响市民化程度的 控制变量， ε 代表随机误差项。参照相关文献，模 型引入的控制变量包括三类:( 1) 受访者的人口学基本特征变量。包括性别、年龄、年龄平方* 、民 族、婚姻等因素。( 2) 受访者的人力资本和社会资 本。以往研究显示人力资本和社会资本是影响农 民工市民化的重要因素，在模型中利用农民工的受 教育年限和健康状况来衡量人力资本状况，利用农 民工就业时利用社会网络找工作来体现农民工在 城市的社会资本状况。( 3) 受访者就业特征变量。 市场化水平不同的区域可能直接影响着农民工的 收入与生活负担，进而影响其留城意愿，因此本文 把就业区域纳入控制变量。社会保护可能与一些 未观察因素有关，为了减少可能存在的遗漏偏误，控制就业单位性质。 上面这个标准线性回归模型假设所研究的总 体样本的方差是恒定的，但是在本文中，社会保护 水平较好的农民工生计资本状况更为丰富，处在这 个水平的农民工有更多的选择空间;而社会保护水 平较差的农民工，策略选择空间较小，即变异度低，在这种情况下可能存在异方差问题。利用怀特检 验和 BP 检验结果显示，两者的 P 值都等于 0. 0000，表明模型异方差的确存在。为了解决这一 问题，使用加权最小二乘法( WLS) 进行估计，回归 结果见表2。
另外，由于模型中引入的解释变量较多，有必 要进行多重共线性检验。解释变量间的相关系数矩阵显示，核心自变量之间的 Pearson 相关性系数 均小于0. 2* ，可见多重共线性问题不会影响模型 的估计结果。
为了详细检验社会保护对农民工市民化的影 响并验证其稳健性，在方程( 1) 中去掉了本文所 关心的社会保护变量，并把它作为基准方程，然 后逐步引入农村社会保护变量和城市社会保护 变量。
从表2 发现，总体而言农村社会保护对农民工 市民化产生阻碍作用，城市社会保护对农民工市民 化产生促进作用。通过比较方程( 2) 、 ( 3) 、 ( 4) 和 ( 6) 可知，大多数变量的系数符号和显著性并没有 发生实质性的变化。只是在有序离散回归模型中 社会保护各因素系数值有所下降，这说明衡量市民 化的数值之间并非等距变化的。为了进一步检验 研究结论的可靠性，本文通过调整农民工市民化程 度的测量方式＊＊，自变量保持不变，并结合 Ordered Probit 模型进行多重验证。按照前文市民化程度 相同的处理方法得到另外一个市民化测量指标 cilevel2，用该变量作为前文市民化程度的替代变量， 重新估计社会保护对市民化的影响。回归结果显 示，绝大部分变量的符号、显著性水平与表 2 基本 相同，这充分验证了上文的回归结果是稳健的＊＊＊。
( 二) 内生性检验和处理
本文模型可能存在内生性，它来源于两个方 面:一是城市住房、新农合、新农保等社会保护变 量与市民化可能互为因果关系。比如，那些市民 化程度较高的农民工更倾向于努力在城市购买住 房，同时其就业能力也可能更高，而这直接影响着劳动合同的签约，进而影响城市职工养老保险 和工伤险的享有＊＊＊＊。二是遗漏了一些变量，如不 可观察到的农民工能力。因为农民工的社会保护 状况和其自身能力相关，那些能力更差的农民工 社会保护一般也会较差。因此，表 2 中城市社会 保护对农民工市民化的正向作用很可能是低估 的，而农村社会保护对市民化的负向作用很可能 是高估的。
为了控制内生性偏误，本文用农民工流入所 在社区除本人以外其他农民工的相应社会保护的 平均拥有率作为农民工相应社会保护的工具变 量。比如，用农民工流入社区除本人以外其他农 民工平均参合率( IVnmedins) 作为受访农民工是 否参加新农合的工具变量*＊ ＊ ＊ ＊。工具变量选择的 合理性在于农民工的参合行为可能存在同群效应 ( Peer Effect) ，也就是说，与农民工生活在一起的 其他农民工的参合行为可能影响到农民工自身， 而其他农民工参合率不会直接影响到农民工自身 的市民化程度。因此，在理论上可以使用这样的 工具变量。
进一步对变量的内生性使用异方差稳健的 DWH 检验， P 值为 0. 000，因此可认为上述社会保 护除土地外的城市保障性住房、新农合、新农保等 的确属于内生解释变量。弱工具变量检验结果显 示最小特征值统计量( Minimum Eigenvalue Statistic) 为420. 621，城市保障性住房、劳动合同、新农 合、新农保、城市养老保险、城市工伤保险的偏 R2 虽然都在0. 370 以下，但各个 F 统计量值也都大于 10，且 P 值均为 0. 000＊＊＊＊＊＊，并且各个变量的第一阶段回归结果也显示工具变量对内生变量具有显 著影响，即具备较好的解释力* 。此外，为了验证 工具变量估计的稳健性，本文还使用了不同的方法
进行估计。GMM 和 LIML 回归结果均表明社会保 护的回归系数和显著性并没有发生明显变化，说明 工具变量的回归结果较为稳健。
( 三) 社会保护的影响效应
回归方程( 2) 和( 3) 在基准方程( 1) 的基础上 加入了农村部门提供的社会保护和城市部门提供 的社会保护。从拟合优度来看，增加农村社会保护 对市民化的作用力要强于城市社会保护，体现了农 村社会保护对农民工影响力的稳定性和难以替 代性。
1. 农村社会保护。从回归结果可以发现，农 村社会保护对农民工市民化有着显著的负向影响， 也就是说农村社会保护越好的农民工其市民化状 况越差。首先，农村社会保护因素中“农村土地数 量( lnland) ”变量对农民工市民化的影响在各个模 型中都非常显著，且其值为负，说明在农村中拥有 土地数量越多，农民工的市民化程度越低。不过， 在表 2 的方程( 4) 中， lnland 的回归系数为 － 0. 066，在处理异方差后的 WLS 模型中的回归系数 为 － 0. 057。也就是说，土地作为发展型社会保护对农民工回流农村的拉力有所增强。可能的解释 是，近些年的新农村建设和惠农政策的实施，导致 农村土地投资回报的增长，对农民工的生产和保障 价值有所提高。其次，“是否拥有新型农村合作医 疗”对农民工市民化在各模型中也有着显著的负 向影响，且回归结果非常稳健，无论是一般回归模 型、有序 probit 模型还是处理异方差后的加权最小 二乘，回归系数都在 － 0. 130 左右，只是在工具变 量估计时增大为 －0. 288。也就是说农村新农合对 农民工的市民化动力有着明显的反向作用。第三， 在一般回归模型中，“是否拥有新型农村养老保 险”对农民工市民化的影响不显著，进行有序 probit 回归以及处理异方差进行 WLS 回归，影响系数 依然不显著，在表3 进行工具变量回归时影响系数 变为负向显著。可见，拥有新农保的农民工市民化 动力确实要差一些，但是由于变量内生性的存在， 有些市民化程度较好的农民工倾向于主动放弃新农保，一般的估计模型无法进行有效识别。
2. 城市社会保护。整体来看，城市社会保护 各因素对农民工市民化都有着非常显著的影响，除 了城镇工伤保险回归系数为负向显著之外，城镇住 房、签订劳动合同和城镇职工养老保险的回归系数 都是正向显著。首先，在城市中购买住房或者获得 政府提供的保障性住房对农民工市民化有着显著 的正向影响，且回归结果非常稳健，无论是控制住 农村社会保护，还是处理变量异方差和内生性，该 变量的回归系数和显著性都没有明显变化。可见， 能够在城市中拥有住房对农民工市民化有着非常 积极的促进作用。但是有能力购买商品房的农民 工比重很低，政府或企业提供的保障性住房在农民 工市民化进程中发挥着非常关键的作用* 。其次， 在企业就业稳定性方面，与就业单位签订劳动合同 对农民工市民化有着显著的正向影响，在引入农村 社会保护因素、控制变量内生性后该变量的系数和 显著性都没有明显变化，只是在改变市民化程度衡 量方法后该变量变得不再显著。这可能是在 cilevel2 中新选入的衡量指标倾向于测度农民工市民化 意愿和城市融入程度，缺乏对农民工市民化能力的 衡量。可见，企业就业稳定性的增强更多的在于提 升农民工的市民化能力。再则，对应农村提供的制 度性保障，在城市政府提供的制度性保障方面，城 镇职工养老保险和城镇工伤保险对农民工市民化 都有着显著的影响，但是影响系数前者为正、后者 为负。城镇职工养老保险对农民工市民化的影响 非常稳健，只是在处理内生性后，影响系数从方程 ( 4) 中的 0. 123 上升为 0. 174，可见一般的最小二 乘模型显然低估了城镇养老保险的市民化效应。
( 四) 社会保护的市民化效应是否对弱势群体更明显
接下来探讨社会保护对不同收入水平、不同文化程度、不同职业地位的农民工市民化的影响差 异。对于农民工收入水平的衡量，选择了农民工所 在家庭月人均收入水平＊＊和恩格尔系数。关于文 化程度，考虑到农民工普遍文化程度较低，把农民 工划分为初中及以下和高中及以上两组。关于职 业地位的测量，参照李春玲( 2005) 职业地位声望 得分，把农民工从事的职业划分为高职业地位和低 职业地位两组＊＊＊。同时考虑到内生性的存在，均使 用工具变量法进行估计。
回归结果显示，在低收入组，所引入的七个 社会保护因素除了劳动合同，其他变量都对农 民工市民化有着显著的影响，而在高收入组只 有城市住房和城市工伤保险有显著影响。尤其 是农村的土地、新农合、新农保对相对低收入家 庭的农民工市民化产生了显著负向影响，而对 相对高收入家庭的农民工则没有显著影响。第 3、 4 列选择“恩格尔系数”作为农民工收入水平 替代指标，估计结果同样发现，社会保护的各个 变量对低收入家庭的农民工市民化都产生了显 著影响，而对高收入家庭的农民工产生显著影 响的只有户籍地土地。在低职业地位组，反映 社会保护的各变量对农民工市民化影响系数都 是显著的，并且农村社会保护有着显著的负向 影响，城市社会保护有着显著的正向影响; 但是 在高职业地位组，所引入的社会保护因素对农 民工市民化的影响系数都变得不再显著。这些 回归结果一致表明，社会保护对处于相对弱势 地位的农民工市民化影响更大，即城市社会保 护对弱势地位的农民工市民化作用更为重要， 农村社会保护对其市民化的阻碍作用也更大。 而农民工在城市中整体处于弱势地位，这也是 在市民化进程中社会保护之所以这么重要的 原因。
五、结论与启示
本文基于中国 6 省 8 市的流动人口社会融合 专项调查数据检验了农民工所拥有的社会保护对 于他们在城市中的市民化水平的影响，计量结果发 现:( 1) 和其他因素相比，社会保护是影响农民工 市民化的关键因素。( 2) 城乡社会保护对农民工 市民化有着截然相反的作用力，更多的城市社会保 护能够直接提高农民工的市民化水平，而更多的农 村社会保护会降低农民工的市民化水平。( 3) 社 会保护对弱势群体的市民化作用更为明显。在农 民工群体内部，收入水平、文化程度或者职业地位 越低，社会保护对其市民化的作用越明显。
综合以上结论可以得到如下启示:新型城镇化 建设的本质是人的城镇化，其关键是农民工的市民 化。但是市民化不只是给予农民工市民身份，同时 要建立起相应的社会保护体系，让农民工真正在城 市“落地生根”，防止城市病，防止出现新移民的贫 困和边缘化现象。基于农民工落地生根的目标，我 们必须重新审视农民工城乡迁移和市民化过程中 面临的核心需求，以及外部政策如何调整来帮助农 民工。农民工在城市找到一份工作不难，随着时间 的推移，逐渐适应城市生产和生活方式也比较容易 达到。但是，对农民工来说，能够在城市站稳脚跟、 让自己不必为未来失去劳动能力或者退休后的生 活担忧则是非常困难的，或者对于部分人来说单凭 一己之力根本无法实现。农民工无法落地生根的 根本原因并不是当下生活艰难，而是在可预见的时 期内社会保护状况仍然很难发生改善。获得户籍 身份、加薪只是权宜之计，更为重要的是帮助农民 工扎根于城市、排除后顾之忧，让他们利用本不宽 裕的资源去和其他城市居民在平等的起点上去竞 争。这就需要政府在保障性制度层面推进农民工 城镇社会保障体系全覆盖，在家庭发展层面完善发 展型家庭政策，实现农民工家庭功能的再造。可以 发现，社会保护不是简单的对贫困者的救济和补 贴，它还强调未来保障对目前选择和生计努力的正 向激励。只有农民工能够预期未来可以在城市立足，他们才会在城市为自己描绘一个梦的图景，为 了实现这个“城市梦”更加努力地工作，增加在城市的长期投资，甚至是主动尝试拿农村的保障( 如 土地) 来换取城市的生计。
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