第四节 实证模型和估计结果分析

一 模型构建

对于前文提出的研究假说，本书分别构建两大类模型进行检验。其中，第一大类模型为农民工配偶随迁状况模型，其被解释变量为“配偶是否随迁”以及“配偶是否随迁并同住”。由于这两个被解释变量均为二值分类变量，故通过构建Logit模型进行实证分析。第二大类模型为农民工子女随迁状况模型，包括子女随迁子模型、随迁子女数子模型和在城市就学的随迁子女数子模型。其中，子女随迁子模型的被解释变量为“子女是否随迁”，为二值分类变量，同样通过构建Logit模型来分析其影响因素。对于Logit模型，本书建立以下函数式：

其中，。3-1式中，yi为被解释变量（响应变量），包括“配偶是否随迁”、“配偶是否随迁并同住”以及“子女是否随迁”, pi为第 i 个样本农民工配偶随迁、配偶随迁并同住或子女随迁的概率，α为截距项，βj为可能影响被解释变量的第 j 个解释变量 xj的回归系数，n 为解释变量个数。

随迁子女数子模型和在城市就学的随迁子女数子模型的被解释变量均为连续型变量，故采用OLS方法进行估计。

二 模型估计结果及分析

本书运用Stata 11.2软件对上述模型进行拟合，得到的估计结果见表3.3～3.5。因为2006年、2008年、2009年的合并调查数据中不含“家庭团聚是最大期盼”这个用以验证假说3.4的关键变量，因此，本书还单独使用2006年的调查数据估计了子女随迁子模型，得到的结果见表3.5中方程5。模型整体显著性检验统计量（Wald卡方值或F统计量）以及拟合优度统计量（Pseudo R2或调整的R2）都表明，各方程整体显著，且具有较好的拟合优度。

（一）满足“失依”的配偶和子女需求的社会理性因素在家庭化迁移中的作用分析

方程1的估计结果显示，在务工城市的异性朋友数变量在5%的统计水平上显著，且系数为0.057，这表明农民工在务工城市的异性朋友数对其配偶随迁有显著的正向影响，其相对风险比为1.059，即在务工城市的异性朋友数每增加1个，农民工配偶随迁的概率将是原来的1.059倍。该估计结果支持了假说3.1.2。农民工在务工城市的异性朋友数在一定程度上体现了其在夫妻需求上的“失依”状况，发展异性朋友是其对夫妻需求“失依”的“自我确认”和心理补偿。由异性朋友网络提供的情感关联体验强化了农民工对夫妻团聚的需求，促使他们努力实现配偶随迁和夫妻在务工城市团聚，以弥合“失依”的夫妻亲密需求。

方程3～5的估计结果显示，农民工配偶随迁对其子女随迁以及随迁子女数均有显著的正向影响，相对于配偶未随迁的农民工，

∗∗∗、∗∗和∗分别表示在001、005和01的统计水平上显著。配偶随迁的农民工，其子女随迁的概率要高9.6个百分点（方程3）或16.8个百分点（方程5），且随迁子女数平均多0.299个（方程4）。方程3和方程5中配偶随迁对子女随迁边际影响的差异主要源自样本特征的差异，在2006年的样本中，有子女随迁的受访农民工比例更高，比2006年、2008年和2009年合并样本中的这一比例高4.2个百分点。该模型估计结果支持了假说3.1.1，即农民工配偶随迁引发了子女随迁的“连带效应”：在满足家庭情感需求和维持亲情纽带关系的动力推动下，配偶随迁增加了其子女随迁的概率。配偶随迁对子女随迁的这种“连带效应”，揭示了亲子代际重聚以维系家庭天伦和亲情联系的逻辑意涵，凸显了家庭化迁移以家庭需求和亲情考量为价值诉求的社会理性。此外，方程3～5的估计结果还显示，子女个数对农民工子女随迁状况相关变量均有显著的正向影响，这表明子女个数对农民工子女随迁状况存在“数量效应”；农民工当年向家乡的汇款额对其子女随迁状况相关变量均有显著的负向影响，农民工对留守家庭成员经济支持的减少印证了其家庭化迁移的事实。

注：本表最后两行中，方程3和方程5的结果为W a l d卡方值和P s e u d o R 2，方程4和方程6的结果为F统计量和调整的R 2。

（二）构建城市社会关系网络支持的社会理性因素在家庭化迁移中的作用分析

方程1和方程2的估计结果均表明，农民工在务工城市的亲属规模对其配偶随迁有显著的负向影响：在务工城市的亲属数平均每减少1个，农民工配偶随迁的概率及配偶随迁并同住的概率分别增加9.0个百分点和3.5个百分点。在方程3和方程4中，在务工城市的亲属规模对农民工子女随迁以及随迁子女数均有显著的负向影响，且在务工城市的亲属数平均每减少1个，农民工子女随迁的概率增加17.8个百分点，随迁子女个数增加0.19个。在方程5和方程6中，在务工城市的亲属规模对农民工子女随迁及农民工在城市就学的随迁子女数均有显著的负向影响。其边际影响为：在务工城市的亲属数每减少1个，农民工子女随迁的概率增加22.4个百分点，在城市就学的随迁子女数增加0.142个。

上述模型估计结果支持了假说3.2，即农民工在务工城市亲属较少，也就是初级社会关系网络较小的状况，会增加其促成核心家庭成员随迁的概率。这体现了配偶和子女随迁对农民工扩大在务工城市的初级社会关系网络具有补充作用，核心家庭成员随迁为农民工提供了强化其城市社会支持的替代性选项。作为“社会人”的农民工是处在特定城市社会关系网络中的一个“节点”，他在融入新环境的过程中需要得到牢固、可靠的社会关系网络及其内附资源的支持。初级社会关系网络是农民工城市社会关系网络支持的重要基础，也是农民工发展城市次生社会关系的内部支点。当农民工在务工城市的初级社会关系网络相对缺乏时，促成配偶和子女随迁可以增强其自身的城市社会关系网络支持。农民工在务工城市的亲属规模对其配偶随迁和子女随迁的负向影响体现了农民工通过强化家庭核心成员支持来弥补城市社会关系网络支持不足的潜在动力，凸显了家庭化迁移以农民工整合家庭内部资源、构建城市社会关系网络支持为潜在激励的社会理性驱力。

（三）规避城乡二元体制排斥的社会理性因素在家庭化迁移中的作用分析

方程1、方程3和方程4的估计结果显示，留城意愿对农民工配偶随迁、子女随迁、随迁子女数都有显著的正向影响。相对于没有留城意愿的农民工，有留城意愿的农民工，其配偶随迁的概率要高4.0个百分点，其子女随迁的概率要高2.8个百分点，随迁子女数平均多0.077个。在方程5和方程6中，留城意愿对农民工子女随迁及在城市就学的随迁子女数均有显著的正向影响。相对于没有留城意愿的农民工，有留城意愿的农民工，其子女随迁的概率要高5.4个百分点，而其在城市就学的随迁子女数平均多0.072个。上述结果支持了假说3.3.1。这表明留城意愿越强烈、越渴望逃离农村的农民工，越有可能实现家庭化迁移。

方程3的估计结果显示，参加城镇养老保险对农民工子女随迁有显著的负向影响。相对于未参加城镇养老保险的农民工，参加城镇养老保险的农民工，其子女随迁的概率要低4.8个百分点。这一估计结果与假说3.3.2恰好相反，即参加城镇养老保险不但没有提高反而降低了农民工子女随迁的概率。这可能是因为参加包括养老保险在内的城镇社会保险是农民工在务工城市获得的重要制度支持条件，制度支持条件的增强可能会部分“替代”农民工对核心家庭成员亲缘关系支持的需求，从而降低了其对子女随迁的激励作用。

在方程6中，农民工配偶随迁对其在城市就学的随迁子女数存在显著的正向影响，配偶随迁使农民工在城市就学的随迁子女数平均增加0.116个。该估计结果支持了假说3.3.3，这表明农民工配偶随迁为随迁子女在城市就学提供了有利的日常监护和生活照料条件，从而使城市教育对其子女的可及性相对提高。子女随迁并在城市就学的概率随农民工配偶随迁而增大的事实，体现了农民工通过“用脚投票”迁移至城市从而规避城乡教育资源配置失衡不利影响的潜在激励。

城乡二元体制对农民工分享均等化公共服务和市民身份待遇形成了制度排斥。通过“用脚投票”的方式进入城市，农民工分享城市公共服务的机会将增加，受二元体制排斥的不利影响将相对减弱。家庭化迁移是农民工“用脚投票”进行“公共服务选择”的具体体现。农民工留城意愿对其家庭化迁移具有促进作用，配偶随迁使农民工子女对城市教育的可及性相对提高。这些结果反映了家庭化迁移作为农民工规避城乡二元体制排斥行为策略的社会理性驱力。

（四）缓解身份“合宜性”压力的社会理性因素在家庭化迁移中的作用分析

方程2的估计结果显示，“家庭团聚是最大期盼”对农民工配偶随迁并同住有显著的负向影响。相对于家庭团聚需求未满足程度低的农民工，家庭团聚需求未满足程度高的农民工，其配偶随迁的概率平均要低8.6个百分点。在方程5和方程6中，“家庭团聚是最大期盼”变量对农民工子女随迁和在城市就学的随迁子女数都有显著的负向影响：相对于家庭团聚需求未满足程度低的农民工，家庭团聚需求未满足程度高的农民工，其子女随迁的概率平均要低20.4个百分点，而在城市就学的随迁子女数平均少0.108个。

上述模型估计结果验证了假说3.4。在家庭伦理规范驱力的作用下，个体迁移者将产生促成其家庭成员在务工城市团聚的激励和需求，以解决因家庭成员分离而形成的伦理责任“危机”，消解家庭身份“合宜性”压力。对家庭团聚需求的未满足程度测量了农民工所面临的身份“合宜性”压力。农民工对家庭团聚需求的未满足程度较高，反映出其面临着较大的身份“合宜性”压力，从而也意味着其配偶或子女随迁的可能性较小；反之相反。这体现了农民工家庭化迁移受到其寻求缓解家庭身份“合宜性”压力之内在需求的激励，揭示了家庭伦理规范等非正式制度因素对农民工家庭化迁移的驱动作用。

表3.3和表3.4中的模型估计结果还表明，经济因素在家庭化迁移中的影响因基于不同年份数据来拟合模型而有较大变化。在基于2006年数据得到的估计结果中，农民工月平均工资对其配偶随迁、子女随迁、随迁子女数及在城市就学的随迁子女数均具有显著的正向影响；而基于2006年、2008年和2009年合并数据得到的估计结果中，农民工月平均工资对其配偶随迁、子女随迁均没有显著的影响。实际上，如果基于2008年和2009年的合并数据进行估计，农民工月平均工资对其配偶随迁有显著的负向影响，而对其子女随迁没有显著的影响。这说明，随着农民工整体收入水平的提升，在经济条件已不再成为农民工家庭在城市生活的普遍刚性制约因素时，经济因素对农民工家庭化迁移的影响呈弱化趋势，而在家庭亲情联系、伦理责任和寻求平等身份待遇等方面，社会因素的作用凸显。