1、邻居类型对农民工县镇定居决策的影响研究 基于辽宁省五县镇农民工调查杨肖丽（沈阳农业大学经济管理学院 辽宁 沈阳 110866）摘要：县镇作为中国城镇化推进的重要单元越来越受到重视，在县镇打工的农民工的稳定定居对于推进中国城镇化进程至关重要。本文构建理论分析框架，认为农民工县镇居住的邻居类型可能通过影响其人力资本提升这一中介变量来影响县镇定居决策，同时，邻居类型可能对县镇定居决策存在直接影响。本文将邻居类型分为市民、同乡、非同乡三类，通过对辽宁省五县镇 465 份农民工调研数据的计量分析，得出如下结论：当农民工在县镇务工的邻居类型为非同乡时，其人力资本提升最大，其次为同乡，再次为市民；人力资本提
2、升作为中介变量对县镇定居决策有显著影响，人力资本提升越大，农民工选择县镇永久定居的概率越高；同时，邻居类型对县镇定居决策存在直接影响，直接影响的表现为，与邻居是同乡相比，当邻居为市民时，县镇定居的概率最高，其次为非同乡。关键词：农民工 邻居类型 人力资本提升 县镇定居Do Migrant workers neighbor types affect their Settlement Decisions in County towns?Abstract: This paper builds theoretical framework that migrant workers neighbor ty
3、pes in county towns may affect the decision-making of their settlement in county towns or not through the influence of the mediator named human capital promotion. Meanwhile, the neighbor types may make a direct impact on migrant workers settlement decisions. First, neighbor type is divided into thre
4、e categories: citizens, countrymen、not countrymen. Using STATA 11.0 software, the paper analyzes 465 migrant workers survey data from five county towns in Liaoning province. The result shows that the order which neighbor types promote human capital level from high to low is non countrymen、countrymen
5、、citizens. As a mediator, migrant workers human capital promotion has a significant effect on their settlement decisions, when the promotion of human capital is higher, the probability of migrant workers settlement in county towns is higher.In 本文得到国家自科基金面上项目“代际差异视角下农民工城市居住选择与社会融合（71273177） ”、中国博士后科学
6、基金（2012M520647） 、教育部人文社科项目“城市化进程中农民工的城市居住选择：分割抑或融合基于东北地区的实证研究” （11YJC790070） 、辽宁省社会科学规划基金项目“经济转型期辽宁城市外来流动人口居住状况与社区管理模式创新研究” （L12AJY010） ，以及辽宁省高等学校优秀人才支持计划项目（WJQ2011013）的资助，特此感谢。作者简介：杨肖丽，女，博士后，副教授，硕士生导师。王秋兵，教授，博导，为本文通讯作者。addition, the neighbor types direct impact on settlement decisions is that compa
7、red with the neighbor is countryman, when the neighbor is citizen, the probability of migrant workers settlement in county town is the highest ,followed by non countrymen .Keywords: Migrant Workers; Neighbor Type; Human Capital Promotion; Settlement in County Towns一、引言“郡县治、天下安” ，县镇经济的发展给中国的城市化进程提供了推
8、力、要素基础、市场和空间支撑，加快推动县镇经济发展势在必行。十八大报告指出，“要增强中小城市和小城镇产业发展、公共服务、吸纳就业、人口集聚功能。 ”中小城市和小城镇的发展将迎来重大机遇（叶伟春，2013） 。而县镇发展离不开人口的壮大，随着国家产业结构的调整和政策倾斜，县镇级的产业发展日益壮大，以往不少劳动力输出大省的农民工纷纷返回家乡所在县镇就地就近务工，促使他们在县镇稳定定居是县镇人口壮大的唯一有效途径。以往研究中关于农民工县镇定居的文献相对较少，大多研究集中于农民工在大中型城市的居住状况以及城市融入的影响因素，比如：居住和就业的稳定性、迁移家庭特征、收入、婚姻等对住房质量及选择有显著影响
9、（郭新宇，薛建良，2011；陈云凡，2012） ，农民工定居地选择受年龄、受教育程度、收入水平、婚姻状况、社会融入程度、来源地与定居地距离等因素影响（夏怡然，2010；郭新宇，薛建良， 2011；） ，社会经济地位、居住空间等会影响农民工与城市居民的社会距离（史斌，2010） 。也有研究表明相对于人力资本，家庭因素、社会支持因素对农民工城市定居意愿的影响更明显（叶鹏飞，2011） ，但也有研究认为人力资本是影响农民工融入城市的重要因素（金崇芳，2011） 。农民工选择定居地，必然涉及到与农民工生活密切相关的因素，即居住环境。居住环境的差异影响农民工未来定居地的选择。居住环境（包括物质环境和社会
10、环境）对于人力资本的积累、社会资本的质量以及信息的可获得性会有显著的影响(郑思齐、曹洋，2009)。农民工县镇打工居住环境，可以分为物质环境和社会环境两方面。物质环境主要是指居住设施的室内外环境及相应的配套服务设施 1；社会环境主要是指发生社会互动的对象的状况，其中，邻居类型是反映社会环境的重要因素。本文着重研究社会环境中的邻居类型因素对县镇定居产生的影响。与物质环境不同，邻居的状况会通过“同群效应”直接影响劳动力的技能、信息和社会机会(郑思齐、曹洋，2009)，进而对县镇定居产生影响。因此，本文沿以下研究思路展开：首先理论分析农民工在县镇居住的邻居类型如何通过对其人力资本提升的作用而对其定居
11、意愿产生影响，并提出研究假说；在此基础上，采用中介变量法回归分析邻居类型、人力资本提升及其县镇定居的关系，考察不同邻居类型是否会影响其县镇定居意愿的不同。1 关于农民工居住的物质环境对定居意愿的影响已另外撰文阐述。二、理论分析与研究假说所谓“近朱者赤近墨者黑” ，是指人会受周边人的影响，群体状态对一个人的影响是巨大的，这种影响可能体现在多个方面。有时候即使与周边的人不沟通，但周围人的行事方式、言谈举止也会潜移默化的影响到他人。因此，邻居类型与人力资本变化可能存在相关关系。但这种影响是如何发生作用的呢？从经验理论出发，农民工县镇打工选择居住地时，意味着选择了与谁为邻，这一过程中，原有人力资本起到
12、一定作用。有文献表明，受教育程度越高的农民工，越倾向选择市民作邻居(杨肖丽，2012)，因此农民工当前的人力资本会影响邻居类型。实地调研发现，不同邻居类型促使人力资本提升的程度也不同，好的邻居促使人力资本提升程度高，邻居类型对人力资本有一定影响。这种促进是如何发生的呢？经验表明，可能存在两种途径：一是差距促进，农民工选择同市民为邻时，由于生活质量、行事方式等各方面与市民有差距，会促使其努力提高自身水平，对人力资本有一定的促进作用；如果与非同乡聚居，彼此间差距缩小，促进程度减弱；同乡聚居时，双方条件非常相似，可能没有促进作用。二是交流促进：农民工与同乡作为邻居，交流无障碍，话题很多，从交流中可以
13、学到一些工作经验，甚至工作技能，进而促进人力资本提升；选择非同乡作为邻居，交流程度会减弱，学到的东西减少，人力资本提高程度减弱；与市民混居，可能由于身份、职业类型等差异较大而抑制交流，难以提升人力资本。因此，这两种原因共同发挥作用促进人力资本的提升。邻居类型和人力资本相互促进，可以简单概括为：农民工当前的人力资本水平决定选择某种类型的人作为邻居，通过与邻居交流或比较使其人力资本得到提升，人力资本得到提升后的农民工可能会选择比当前邻居更好的邻居，更好的邻居促使人力资本得到更大的提升，依次向高递进，以螺旋上升的方式相互促进。即图1中的路线图示。此外，从实地调查和经验分析可知，人们居住范围内邻居的状
14、况也可能会直接影响其定居决策，所谓“择邻而居”即是此意。农民工可能也会通过对城市邻居类型和家乡邻居的比较，而决定是定居于现有打工城市还是返回农村。如果居住地的邻居普遍较为友好，相处融洽，很可能促使农民工定居于城市，反之，如果居住地的邻居是冷漠的，则可能返回农村。此为图 1 中的路线图示。图 1 反映了上述分析的全过程。农民工初始人力资本水平差距促进交流促进人力资本提升 定居地的选择：县镇或农村城市邻居选择图 1 理论分析框架图在上述分析基础上，本文提出如下研究假说：假说1-农民工邻居类型对其人力资本提升的影响通过两种途径实现。假说1.1-差距促进论：与市民混居，人力资本提升最高；非同乡次之；同
15、乡最弱。假说1.2-交流促进论：与同乡聚居，人力资本提升最高，非同乡次之；与市民混居最弱。假说 2-农民工人力资本提升影响其未来县镇定居决策。与人力资本无提升的农民工相比，有提升的农民工未来更有可能定居县镇。假说 3-农民工的邻居类型通过影响农民工人力资本提升影响其未来定居地选择。同时，农民工的邻居类型也对其未来定居地选择有直接影响。三、数据来源、基本统计与概念界定（一）数据来源与基本统计本文数据来自沈阳农业大学农民工迁移行为课题组实地调研数据，课题组成员于 2012 年 1-5 月分别在庄河、建昌、盘山三个县级市根据行业配额抽样获得 343 个样本，于 2012 年 8 月分别在北镇、台安两
16、个县级市根据行业配额抽样124 个样本，共回收问卷 467 份，有效问卷 465 份，有效率为 99.57%。表 1 对465 个农民工样本的基本特征进行了简单统计。表 1 农民工基本特征统计人数 百分比% 人数 百分比%男 300 65.08 农村没有发展 90 19.87性别女 161 34.92 出外挣钱 291 64.24已婚 325 70.50 向往城市 39 8.61婚姻单身 136 29.50离开农村原因亲朋影响 33 7.28庄河 126 27.21 力工/零工 98 21.08建昌 138 29.81 工商服务 122 26.24盘山 75 16.20 低技能工 100 21
17、.51北镇 64 13.82 高技能工 122 26.24地区台安 60 12.96职业类型业主管理 23 4.95均值 标准差年龄/周岁 35.28 12.25受教育年限/年 8.46 2.29表 1 可知，辽宁五个县城出外务工的男性农民工数量居多，比例近 2/3；婚姻状况一栏，单身包括了未婚、离异、丧偶三种情况，结合实地调研状况，丧偶、离异农民工数量非常少，单身中大部分是未婚状态，不到三成农民工是单身；被访者年龄多集中在 23 岁至 47 岁之间，这个年龄段体力充沛，工作能力较强，反映了五个县城农民工整体处于务工黄金阶段；被访者受教育年限集中于 6.17 年至 10.75 年之间，大部分被
18、访者上过初中及高中，但整体受教育水平重新选择较低，这反映了五个县镇农民工初始人力资本普遍处于较低水平。职业类型一栏，类型的划分根据原始问卷得到，问卷中将工作类型分为力工、零工、服务员、小摊贩、销售员、办事人员、固定店铺的小业主、低技能工人、高技能工人、包工头、公司管理人员、私营工业加工企业主、教师公务员等事业单位人员、务农、无工作和其他共计 16 种。根据相关文献（杨肖丽，张广胜，2012） ，本文将这 16 种类型合并为 5 种（见表 1） ，其中工商服务类型指的是服务员、小摊贩和销售员，业主管理类型指的是小业主、办事人员、管理人员、加工企业主和事业单位人员。地区一栏，按照经济发展水平，表
19、1 中五个县城具有较强的典型性和可比性：从经济发展水平来看，庄河属位于辽宁省县域排名前列，是国家县域经济百强县；盘山县属于辽宁省中游水平县城；建昌作为国家级贫困县，同时也是国家劳务输出工作示范县，在辽宁县域经济排名后列；后期补充调研的台安、北镇两县，经济状况分别介于庄河、盘山之间和盘山、建昌之间。经济水平由高到低依次排序为：庄河、台安、盘山、北镇、建昌，分别代表了辽宁省各层次县城的状况。本研究对典型县城重点调研，获得样本数相对较多，庄河 126个、建昌 138 个，经济位于中等左右水平的台安、盘山、北镇平均获取 65 个。样本数量可以反映各县城不同状况。（二）概念界定1邻居类型本文将邻居类型分
20、为三种：市民（指县镇原住人口） 、非同乡农民工、同乡农民工（是否同乡要视其外出区域而定，如果是省内流动，则同乡是指来自于同一县镇下辖的农村,非同一县镇则视为非同乡；跨省流动则同乡一般指同省份）。统计可知，农民工在县镇居住的邻居是市民的占比为 18.75%，是非同乡农民工的占比为 47.45%，为同乡农民工的为 33.80%。2.人力资本提升人力资本的产生主要源自教育、培训以及工作的变动和人口迁移（李海峥，2012） ，此外，身体健康程度、年龄也对人力资本水平产生影响。农民工县镇居住环境好坏不会增加其受教育年限，也不会提供培训，更不会改变年龄。一般认为，居住环境影响健康，但在辽宁各县镇的调研数据
21、中，由于年龄相对集中于中青年，回收的健康状况数据较为一致，以后的研究都剔除健康程度指标。邻居类型对农民工的人力资本的影响表现在农民工通过与邻居交流学习获得工作经验信息，甚至是技术，从而使得人力资本有一定程度的提升。测度人力资本的提升 2，结合调研问卷，本文利用两个指标：是否通过邻2人力资本的估算方法有多种，国际上估算人力资本最通用的方法是收入法。在中国市场经济不健全的情况下，工资收入并不完全反映边际劳动生产率，尽管如此，工资仍然代表这一特定条件下的人力资本的收益，因而仍是当前人力资本的一种度量（李海峥，2012） 。根据目前文献的估计，工资一般低于边际劳动居交流学到工作经验，是否通过邻居交流学
22、到工作技术。凡是两个问题中有回答“是”的，则表明人力资本有所提升，两个问题都回答为“否”的，则没有人力资本的提升。统计可知，通过与邻居交流使得人力资本提升的比例为52.1%，没有提升占比为 47.9%。3.县镇定居本文研究的县镇定居是指农民工未来长期永久定居在县镇。调查结果可知，被访者中选择未来永久定居县镇 3的比例为 51.91%（231 人） ，返回农村的比例为 48.09%(214 人)，留城定居的比例略高。这里需要强调的是，农民工的县镇定居意愿有别于大城市的定居意愿，实地调研发现，农民工表述希望在大城市定居的意愿更像是一种“意愿” ，即他们虽然向往在大城市定居，但实际情况很难达到期望，
23、房价是最重要的制约因素；而在县镇，尤其在农民工家乡所在县镇则不同，问到他们未来是否希望在该县镇定居时，他们说的希望和肯定包含了极大的可能性，一方面是房价较低，另一方面离老家较近，生活方式和语言习俗很习惯，县镇的适应性要远高于大城市。四、邻居类型、人力资本提升与县镇定居实证分析（一）描述性统计1邻居类型与县镇定居的关系表 2 列出了农民工邻居类型与其县镇定居意愿的统计值，卡方检验显著，表明两者存在相关关系。表 2 可以看出，与市民混居者中，71.60%的农民工未来选择在县镇定居，而与非同乡聚居和同乡聚居者中，选择回农村定居的比例高于定居县镇比例。这表明与市民混居更可能促使农民工未来定居县镇。原因
24、可能是假说 1-1 差距促进论造成的。表 2 农民工的邻居类型与县镇定居统计农村 县镇 合计市民混居 23 58 81行% 28.40 71.60 100.00非同乡聚居 105 100 205行% 51.22 48.78 100.00同乡聚居 80 66 146力生产率（Flesisher,Li 和 Zhao,2010） ，因此，可以说工资收入是对人力资本的保守估计（李海峥，2012） 。但本文未采用该指标度量人力资本水平及提升，是因为在县镇打工的农民工多数曾经在县镇以外的城市打过工，甚至很多有在北上广、东莞等农民工聚集地的务工经历，在外打工经历使他们积累了工作经验和技能，再回到县镇创业或就
25、业，因此，其工资水平可能反映的是之前的务工经历带来的人力资本积累，而与在县镇打工后的人力资本提升无关。3本文的农民工调查是在县镇进行的，未来定居地选择选项只有县镇和农村，未设大城市选项，是因为在县镇打工的农民工有两种，一是曾经在县镇以外大城市打过工，积累了技能经验后回县镇务工者，二是从没在县镇以外打过工者。基于中国目前大城市的高房价和高物价，可以认为外出过的农民工在大城市难以永久定居才会返回县镇务工，那么他们就不会选择大城市作为永久定居地，而从没出过县镇的农民工，更难以选择大城市为其永久定居地。因此，本文研究的未来定居地仅有县镇和农村两个选项。行% 54.79 45.21 100.00Tota
26、l 208 224 432行% 48.15 51.85 100.00Pearson chi2(2) = 16.0173 Pr = 0.0002邻居类型与人力资本提升的关系表 3 列出了农民工邻居类型与其人力资本提升的统计值，卡方统计量显著。表 3 可以看出，在报告人力资本有提升的所有农民工中，与市民做邻居的占比仅为 15.63%，而非同乡聚居的占比一半以上，同乡聚居者占比为 30.80%，即与非同乡做邻居，人力资本有提升的比例最大，同乡次之，市民再次之。虽然在报告人力资本无提升的农民工中，三种邻居类型的占比排序同样是非同乡、同乡、市民，但比例差异变小。从列百分比来看，非同乡聚居的农民工人力资本
27、有提升的比例高过无提升比例，而其他两种邻居类型下，无提升的比例更高。这种状况出现的原因很可能是假说 1-2 交流促进论所产生的结果，即由于市民作邻居抑制交流，同乡同质性太强，通过交流人力资本提升程度相对不大，非同乡即满足充分交流的条件，又由于双方存在的差异促使人力资本提升程度较大。表 3 邻居类型与人力资本提升统计市民混居 非同乡聚居 同乡聚居 合计人力资本有提升（人） 35 120 69 224行% 15.63 53.57 30.80 100.00列% 43.75 58.54 47.59 52.09人力资本无提升（人） 45 85 76 206行% 21.84 41.26 36.89 100
28、.00列% 56.25 41.46 52.41 47.91合计 80 205 145 430行% 18.60 47.67 33.72 100.00列% 100.00 100.00 100.00 100.00Pearson chi2(2) = 6.8220 Pr = 0.0333.人力资本提升与县镇定居的关系调研可知，如果农民工通过县镇邻居的影响，其人力资本有所提升，则对居住的满意程度将会增加，就会增加其未来定居县镇的可能性。表 4 对两者的关系做了统计，人力资本有提升的农民工中，未来定居县镇的比例比返回农村定居的比例高，而没有提升的农民工则返回农村定居的比例更大，但卡方统计量不显著。表 4 人
29、力资本提升与县镇定居的关系统计表 人数（行百分比）人力资本是否提升 县镇定居 农村定居 总计无提升 100（48.54%） 106（51.46%） 206（100.00%）有提升 115（53.24%） 101（46.76%） 216（100.00%）合计 215（50.95%） 207（49.05 %） 422（100.00%）Pearson chi2(1) = 0.9308 Pr = 0.335从上述描述性统计结果来看，基本与研究假说相符。即农民工邻居类型本身对其未来县镇定居与否有影响，同时还可能通过人力资本提升影响未来定居地选择。（二）研究方法从前述分析可知，人力资本提升构成了邻居类型与
30、农民工未来定居地选择的中介变量，用公式表示为：方程一： M=aX+e1 方程二： Y=cX+bM+e2 方程三： =cX+e3 其中，Y 为县镇定居，X 为邻居类型，M 为人力资本提升与否，方程一表达了邻居类型对人力资本提升的影响，方程二则反映了邻居类型通过人力资本提升对县镇定居的影响，方程三展示了邻居类型对县镇定居的总影响。其中，c 是 X 对 Y 的总效应， ab 是经过中介变量 M 的中介效应，c是直接效应，因为只有一个中介变量，效应之间的关系可以表示为：c = c + ab。其作用原理如图 2 所示（温忠麟等，2012） 。图 2 中介变量示意图对于方程一，上文可知，邻居类型和人力资本
31、提升相互交替影响，如果用简单的回归模型估计邻居类型对人力资本提升的影响，会出现严重的内生性问题。因为没有面板数据，本文采用联立方程组模型（SEM） ，严谨估计邻居类型对人力资本提升的影响。对于方程二，县镇定居为二值变量，因此，仍然采用 logistic 方程进行回归。对于方程三，因为县镇定居为二值变量，因此，方程的回归模型采用logistic 方程。三个方程的回归均采用 STATA11.0 对数据进行模拟。（三）模型构建及回归结果解释1.方程一：邻居类型对人力资本提升的影响（1）联立方程组模型构建本部分的联立方程组模型（SEM）由两个方程构成。方程（1）是人力资本提升对邻居类型的影响。ccba
32、MYYXXM=aX+e1Y=cX+bM+e2 =cX+e3 结合经验及实地调研状况，邻居类型的选择主要是由农民工的个人基本特征决定。农民工选择居住地，进而同时也选择了邻居，物业状况是影响居住的一种社会资源，所以农民工邻居的选择受到物业状况的间接影响。从农民工外出务工的角度分析，来到城市打工的原因很可能影响选择邻居的行为，例如：向往城市生活的农民工，倾向于选择市民做邻居，而外出只为挣钱，居住状况相对忽视，邻居类型更显无关紧要。另外，不同的县镇经济发展程度、人口构成不同，对农民工选择邻居存在宏观意义上的影响。据以上分析，列出 SEM 的方程（1）：114 13120uregion leavcoun
33、protymaryhacptneigbor（1） 式（1）中，neighbor 为邻居类型，humancapit 代表人力资本提升与否，marry 为婚姻状况，property 代表物业，leavecoun 代表离开农村老家的原因，region 代表不同县镇。自变量中个人特征只加入 marry，是由于性别、年龄、工作类型等变量在数据处理中对邻居类型的影响不显著，因此没有进入方程。方程（2）是邻居类型对人力资本提升的影响。对人力资本的产生与提升有影响的变量有受教育程度、是否参加过培训和外出打工年限，年龄变量在数据处理中对人力资本的影响并不显著，不进入方程。因此 SEM 的第二个方程是：（2232
34、2102 uworklifetraineducationeighborhumacpit ）式（2）中，train 代表培训状况， worklife 代表打工年限。将（1）式和（2）式联立起来得到联立方程组，如下： 22322102114 11 uworklifetraineducationeighborhumacpit lvcnpetymryuacpitneigbor 其中， （2）式是 SEM 需要无偏估计的方程。联立方程需要判断意义是否存在。两个变量同时决定并不意味着一个联立方程模型是恰当的，为了使 SEM 有意义，SEM 中的每个方程都应该独自具有其他条件不变的解释。通过上文中两个方程成
35、立的描述可以知道：（1）式和（2）式分别具有其他条件不变的因果性解释。因此，上述联立方程成立并有一定经济意义。（2）联立方程的识别本部分主要估计 SEM 中（ 2）式，理论上讲， （2）式可以被识别，是因为有可观测变量 marry、proterty、leavecoun 、region ，这些变量可以移动（1）式同时不影响（2）式。即 marry、property 、leavecoun、region 四个变量中至少有一个是（2）式排除的外生变量。可以利用 neighbor 的约简型估计四个变量的系数，如果存在至少一个不为零，就可以利用两阶段最小二乘法（2SLS）对（2）式进行估计。首先，对 ne
36、ighbor 的约简型进行估计，约简型方程如下：（3）1171615 4320 regionleavcuproty marywklftriducinneighbr 因为 neighbor 是三分类变量，本文采用多元 Logit 进行估计，各变量含义及估计结果如表 5。表 5 邻居类型的约简型 mlogit 估计结果neighbor（非同乡为基础组）市民混居 同乡聚居marry 有配偶=1 无配偶 =0 0.78* 0.36property 有物业=1 无物业 =0 1.32* -0.40region 地区实力 1-5 排序 0.27* 0.12农村没有发展 -0.21 1.27*出外挣钱 -0
37、.73 0.48leavecoun（亲朋影响外出为基础组） 向往城市生活 -0.94 0.00education 受教育程度（年） 0.02 0.02train 有培训=1 无培训 =0 0.66* 0.19worklife 工作年限 -0.01 -0.01截距项 -2.28* -1.66*LR chi（ 18）=69.76* N=431注：*,*,*,*分别表示通过 10%，5% ，1%，0.1% 的显著性检验水平。表 5 可见，marry、region、leavecoun 三个变量都通过了 5%的显著性检验水平，property 通过了 0.1%的显著性检验水平，模型整体的卡方检验通过了
38、0.1%的显著性水平。表明四个变量都是（2）式排除的外生变量且系数不等于零，上述SEM 中（2）式可以被识别，下一步采用 2sls 对它进行估计，工具变量由marry、region、leavecoun 、property 这四个外生变量构成。（3）联立方程的估计及结果解释本部分检验假说 1 成立与否。联立方程具体回归过程如下：第一步：拟合 neighbor的值由上文知， （2）式可以被识别，单一估计（2）式由于人力资本提升反过来对邻居类型造成影响，存在内生性问题，会导致系数估计有偏。因此需要剔除掉人力资本提升对邻居类型的影响，拟合出新的 neighbor 值，即 neighbor。拟合出的 n
39、eighbor完全不受人力资本提升影响，替代 neighbor 进入回归，准确估计邻居类型对人力资本提升的影响。neighbor的拟合由邻居类型的约简型决定。上文可知，约简型回归模拟程度较好。表 4 中的系数进入（3）式可以预测出 neighbor，即不受人力资本提升的影响，仅对人力资本提升产生影响的邻居类型。第二步：（2）式的无偏估计考虑到人力资本提升是 0-1 变量，估计（2）式采用 Logit 模型，neighbor替代 neighbor 进入回归，结果如下：表 6 邻居类型对人力资本提升的无偏估计人力资本提升（无提升作基础组）市民 -4.12*邻居类型（以非同乡作基础组）同乡 -3.9
40、1*受教育程度（年） 0.07培训状况（参加过培训=1 未参加 =0） 0.96*工作流动次数 -0.02截距项 1.35*LR chi2（5）=25.45* N=419注：*,*,*,*分别表示通过 10%，5% ，1%，0.1% 的显著性检验水平。表 6 可知，邻居类型对人力资本提升的影响通过了 1%的显著水平，验证了研究假说 1。市民对比非同乡、培训状况通过了 0.1%的显著性检验水平。模型卡方值通过了 1%的显著性检验水平。单考虑邻居类型对人力资本提升的影响，得到结论：邻居为市民，相对于非同乡，人力资本提升程度较小；邻居为同乡，相对于非同乡，人力资本提升程度也较小。借助系数对比，市民一
41、栏系数值更低，由此得到邻居类型对人力资本提升影响有高到低的排序为：非同乡、同乡、市民。邻居类型对人力资本提升无偏估计得到的结论既不符合假说 1.1 又不符合假说 1.2。仔细对比发现， 得到的结论是假说 1.1 和假说 1.2 的综合体：邻居的交流和彼此的差距都对人力资本提升存在某种程度影响，当交流与差距共存时，对人力资本提升影响最大，如邻居是非同乡；交流相对于差距，对人力资本提升影响要高一些，因此同乡作为邻居比市民做邻居人力资本提升程度更大。这种状况可以概括为，邻居之间交流程度与差距程度达成某种合理比例时，对农民工人力资本提升最佳。2.方程二：邻居类型、人力资本提升对县镇永久定居的影响（1）
42、变量选取及模型设定根据已有研究，农民工永久定居地选择受年龄、受教育程度、收入水平、婚姻状况、社会融入程度、来源地与定居地距离等因素影响（夏怡然，2010） 。农民工县镇定居很可能也由上述因素影响，本部分主要研究邻居类型通过影响人力资本提升，从而对县镇定居的影响，在变量的选取上，邻居类型、人力资本提升作为解释变量，其余变量为控制变量。控制变量的取舍。本文试图放入性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、收入、社会融入程度以及来源地与定居地距离作为控制变量。由于在调研数据中无法取得社会融入程度这一变量，另外，因为调查者基本来自辽宁农村，来源地与打工城市距离的数据情况较差，舍去这两个控制变量。同时，年龄平方
43、项与年龄的密切相关使得系数估计有偏，因此排除这一变量。本文利用的数据是辽宁省五个县镇地方数据，加入地区控制变量。另外，辽宁省农民工从家乡外出打工的原因经过统计分析对未来定居地选择相关。职业类型虽然在多数文献里与收入有关，但对于县镇打工的农民工来说，两者的相关度并不高，因此，同时放入职业类型和收入变量。另外，外出务工年限越长，农民工经验积累越多，对城市越熟悉，可能越倾向于在县镇定居。最终进入模型的控制变量为：性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、职业类型、外出年限、收入、外出务工原因和地区变量。具体模型形式如下：Settlement=0+0humancapit+1neighbor+2gender+3
44、age+4marry+5education+6typlejob+7worklife+8logincome+9leavecount+10region+e2 其中，Settlement 为县镇定居与否， humancapit 为人力资本提升与否，neighbor 为邻居类型，gender 为性别，age 为年龄，education 为受教育程度，marry 为婚姻状况，typlejob 为工作类型，worklife 代表打工年限，logincome 为月收入对数，leavecount 代表离开农村老家的原因， region 代表不同县镇。各变量含义见表 7 所示。（2）回归分析被解释变量县镇永久定
45、居是 0-1 变量，因此采用 Logistic 模型进行模拟，回归结果见表 7。表 7 人力资本提升对县镇定居的回归结果方程二 方程三变量含义 Odds Ratio Std. Err.z Odds Ratio Std. Err.zY 县镇定居 县镇=1 农村=0市民混居=1 1.788* 0.845 2.03 2.092* 0.776 1.99X 邻居类型 a非同乡聚居=1 1.415* 0.493 1.57 1.559* 0.453 1.53M 人力资本提升 有提升=1，无提升=0 1.663* 0.461 1.83 性别 男性=1，女性=0 0.222* 0.075 -4.45 0.238
46、* 0.077 -4.44年龄 周岁 0.966* 0.018 -1.86 0.967* 0.017 -1.91婚姻 已婚=1，未婚=0 0.779 0.301 -0.65 0.710 0.262 -0.93受教育程度 年 1.098 0.071 1.45 1.116* 0.068 1.79力工/零工 0.405 0.283 -1.29 0.416 0.280 -1.30工商服务人员 0.542 0.380 -0.87 0.600 0.406 -0.75低技能工 0.495 0.338 -1.03 0.559 0.367 -0.89职业类型 b专业技术工人 0.776 0.521 -0.38
47、0.771 0.499 -0.40外出年限 年 0.979 0.020 -1.05 0.978 0.019 -1.16月收入对数 0.886 0.112 -0.96 0.912 0.115 -0.73农村没有发展 0.924 0.552 -0.13 0.966 0.573 -0.06出来赚钱 0.325* 0.173 -2.11 0.383* 0.203 -1.81离开家乡原因 c向往城市生活 0.817 0.569 -0.29 0.876 0.607 -0.19庄河 0.643 0.343 -0.83 0.855 0.422 -0.32建昌 0.394* 0.205 -1.79 0.540*
48、 0.265 -1.26盘山 0.644 0.357 -0.79 0.801 0.425 -0.42控制变量地区 d北镇 0.939 0.518 -0.11 1.086 0.583 0.15N 397 416 Pseudo R2 0.3127 0.2938注：1 基础组：a 邻居类型为同乡；b 业主管理职业；c 受亲戚朋友影响等其他原因；d 台安。 2 * 为 10%显著，* 为 5%显著，* 为 1%显著，* 为 0.1%显著。表 7 可见，方程二卡方检验显著通过了 0.1%的检验，模型拟合较好，Pseudo R2 等于 0.313，大致可以解释方差变异的 31.3%。表 7 系数输出的是相
49、对风险比，邻居类型变量显著，其中，与市民混居在 1%水平下显著，表明与同乡聚居的农民工相比，与市民混居的农民工未来定居县镇的概率上升 78.8%，与非同乡聚居的农民工未来定居县镇的概率在 10%显著水平下也比同乡聚居者高 41.5%；中介变量“人力资本提升”在 5%水平下显著，表明人力资本有提升的农民工与没有提升的农民工相比，县镇定居的概率提高 66.3%。这验证了研究假说 2。控制变量中，性别通过了 0.1%显著水平的检验，表明相对女性来说，男性定居县镇的概率下降 77.8%；年龄通过了 5%的显著性水平检验，表明随着年龄增加，农民工定居县镇的概率下降，但下降幅度非常小；农村外出原因以及地区差异中的两个变量分别通过显著性检验，表明那些为了赚钱为外出务工的农民工与受亲朋影响外出者，返回农村的概率更高，地区变量中，建昌是五个县中经济发展水平最低的，在建昌
