城市歸屬感與農民工城市定價意愿的關系研究

城市歸屬感與農民工城市定價意愿的關系研究

1農民工在城市采用“半城市化”狀態(tài)隨著中國城市化進程的加快，流動人口已成為城市人口的主要特征。到2010年,城市中的非戶籍人口已達到2.21億,占全國總人口的16.5%(《2010年第六次全國人口普查主要數據公報》,2011)。隨著農民工群體在數量規(guī)模上逐年擴大,其內部也發(fā)生了劇烈分化,形成“私營企業(yè)主”、“自雇傭的個體農民工”、“務工人員”、“無業(yè)或失業(yè)農民工”等4大群體(宋國愷,2012)。然而,農民工在城市中長期被邊緣化并受到城市主流社會的制度性歧視使得很多人質疑中國城市化的長期可持續(xù)性。一方面,大規(guī)模的鄉(xiāng)-城流動,被認為是中國經濟奇跡的根本力量,并可預期未來20年城市化進程加快;另一方面,從農村來到城市的農民工構成了中國城市新“貧困”階層的主體(Wang,2004;Wu,2004),他們因為沒有當地城市戶籍而在城市勞動力市場和住房市場中處于劣勢和邊緣化的狀態(tài)(Fan,2001;Wu,2002)。基于戶口的身份歧視使得農民工群體長期被排除在包括保障性住房、醫(yī)療保險、社會保障、教育等城市公共福利體系之外(Xuetal,2011;Tao&Xu,2007)。農民工多數居住在單位宿舍、工地工棚、生產場所以及“城中村”等城鄉(xiāng)結合部,在生活方式、行為等方面并未實質性融入城市而實際處于“半城市化”狀態(tài)(王春光,2006)。近年來,農民工的城市社會融入等問題已引起政府、公眾及學者的高度關注。國家“十二五”規(guī)劃中提出,“要把符合落戶條件的農業(yè)轉移人口逐步轉為城鎮(zhèn)居民作為推進城鎮(zhèn)化的重要任務”。但要使農民工真正實現市民化、城鎮(zhèn)化,不僅需要政府相關政策的支持和引導,最終還要通過農民工的“去留”選擇體現出來。國家統(tǒng)計局2006年8月在全國進行的城市農民工生活質量狀況專項調查數據顯示,一半以上(55.14%)的農民工設想未來在城市發(fā)展、定居(國家統(tǒng)計局課題組,2007)。而一項關于福建流動人口的調查顯示,57.5%的農民工希望永遠留在城里,其中35.8%愿意定居當前城市而21.7%計劃去其他城市定居(Zhu&Chen,2010)。盡管針對農民工的城市融入和定居意愿的研究很多(熊波、石人炳,2007;Zhu,2007;Zhu&Chen,2010;Fan,2011),但以往研究多以描述性分析或Logistic回歸方程對影響農民工城市定居意愿的社會經濟人口變量、社會網絡、城市經歷等因素進行研究,而忽略這些因素對定居意愿產生影響的微觀機制或過程。本文認為農民工在城市中的經歷(包括住房體驗、社會網絡與社會交往、流入地方言交往能力、是否遭受本地人的歧視等)、流動類型、社會經濟人口等變量不僅直接影響農民工的定居意愿,而且他們的城市體驗無疑也形塑了他們對城市的主觀感受和歸屬感,進而通過城市歸屬感這一中介變量間接影響定居意愿。本研究利用2009年對12個城市流動人口的問卷調查數據,使用結構方程模型從農民工社會經濟人口變量、流動類型、社會網絡與交往、城市經歷、城市歸屬感等因素考察他們對農民工定居城市意愿的直接影響以及這些因素如何通過城市歸屬感這一中介變量對定居意愿產生間接影響的微觀機制,從而為更全面理解農民工定居意愿的影響因素和形成機制以及相關政策制定提供實證參考。2流動人口的生活開支與實驗研究很多研究發(fā)現農民工因為戶籍制度的限制在城市中作為“二等公民”長期受到歧視并被邊緣化。這些不愉快的經歷影響了他們對城市的主觀感受和對城市的歸屬感(Nielsonetal.,2009;Zhangetal.,2009),也在他們做出是否定居城市的決策時產生影響。雖然近年來農民工的城市定居意愿似乎逐年增長(Zhu&Chen,2010),但很多個體因素、社會因素和制度性因素仍然阻礙他們做出定居城市的決定。早期對農民工城市定居意愿的研究往往側重于戶籍對農民工城市居留和城市融入形成的制度障礙,似乎取消戶籍制度,流動人口問題就會自然而然得到解決。誠然,戶籍制度改革對促進農民工流動就業(yè)和融入城市具有十分重要的意義,但朱宇(2004;2007)對福建省沿海地區(qū)流動人口的調查研究發(fā)現,盡管戶籍制度改革會為外來流動人口在流入地定居掃除很多制度上的不合理障礙,但即使沒有戶籍制度的障礙,許多流動人口仍會根據其家庭相關能力和利益對其有限的家庭資源在流入地和流出地之間做出理性配置,采取全家分兩地就業(yè)和居住的家庭策略,使得他們在就業(yè)不穩(wěn)定、工資水平低的情況下,既能充分利用在家鄉(xiāng)可支配的資源(即土地和房屋),又可避免全家一起遷入流入地所產生的遷移成本(包括流入地較高的生活開支),從而使全家在遷移流動中的收益最大化。而極低的社會保障水平和對遷移流動的風險預期也是許多流動人口仍選擇“雙向流動”策略或循環(huán)流動(circulation)的重要原因(朱宇,2004;Zhu,2007;Fan,2011)。國外關于遷移的研究大多關注國際移民永久定居和暫時性停留或循環(huán)流動模式的不同(Massey&Akresh,2006),對定居意愿影響因素的研究,學界仍存在不同觀點。但通常被廣泛接受的因素包括流動經歷、在流入地的社會網絡和社會互動強度以及一系列社會經濟人口變量。比如在流入地居住的時間長短,通常被認為對定居意愿產生積極的影響(Khraif,1992)。而流動者在流入地如果與當地人有頻繁的社會互動或更廣泛的社會網絡會對他們選擇永久定居產生正面的影響(Reyes,2001;Korineketal.,2005)。另外,對流入地語言的掌握能力會影響其經濟收入(ChiswickandMiller,2007)和社會融入水平,從而影響定居決策。而其他社會人口變量,比如性別、年齡、教育程度、收入等也都會影響定居決策(Massey,1987)。對中國流動人口的研究也發(fā)現了上述因素在農民工定居意愿形成中的作用。研究者發(fā)現更年輕、教育程度更高的農民工對進城打工的收入預期要高于其他農民工,因而更愿意放棄土地在城市定居(Fan,2011;侯紅婭、楊晶、李子奈,2004)。雖然以往經驗研究中關于婚姻狀態(tài)的作用結果不一致,但Fan(2011)的進一步研究發(fā)現,家庭的流動設置安排不同(如單身家庭、夫妻雙方一起流動、無孩家庭流動、家庭流動等)會對農民工的長期居留意愿產生影響。而朱宇(2004;2010)發(fā)現穩(wěn)定的工作和家庭收入對農民工長期居留也產生積極影響。另外,在流入地工作時間長、在流入地購買和自建住房、家庭式流動的農民工也更愿意在流入地定居(任遠、鄔民樂,2006)。秦廣強和陳志光(2012)也探討了語言能力與流動人口的城市融入關系。而黃乾(2008)基于上海、天津、廣州、沈陽和昆明5個城市1076個農民工調查數據,使用Logistic回歸模型發(fā)現農民工的年齡、就業(yè)狀態(tài)、月收入、農村土地、住房情況、養(yǎng)老保障狀況及社會融合對其定居意愿有顯著影響,但性別、婚姻、受教育程度、職業(yè)和社會資本對定居意愿影響不顯著。而對與農民工城市定居意愿息息相關的農民工城市歸屬感的研究也多見于文獻。正如才國偉和張學志(2011)所總結的,對農民工城市歸屬感的影響因素,國內學者的研究主要圍繞農民工個體因素、制度因素和網絡因素三個方面展開:在個體因素方面,著重考察人力資本特別是教育程度對農民工社會融合的影響(王芮、梁曉,2003),從年齡、受教育程度來研究新生代和老一代農民工認同上的差異(王春光,2001),另外還關注經濟地位和職業(yè)因素(李春玲,2004;李培林、張翼,2008)。在制度因素方面,關注戶籍制度產生的社會排斥帶來的身份、職業(yè)等方面社會融合的困難(李強,2002),以及農民工子女教育的制度歧視對其城市認同的影響(張國勝,2007)。在社會網絡因素方面,關注以初級群體為基礎的社會網絡帶來交往的限制,從而阻礙農民工對城市的認同與歸屬,以及新型社會資本在農民工的社會地位提高和城市融入中的作用(趙延東、王奮宇,2002)。另外,研究農民工的社會融合問題時,學者也都將身份認同納入其社會融合維度的模型中,如楊菊華(2009)的“經濟整合、文化接納、行為適應、身份認同四維度融入說”。才國偉和張學志(2011)基于2008年珠三角九個城市的農民工調查數據的實證研究發(fā)現,農民工的城市歸屬感與工資收入、家庭教育、居住條件等顯著正相關,與打工時間、年齡、收入缺口、是否存在勞動者權益侵犯等顯著負相關,并且農民工的城市歸屬感是其定居決策的關鍵影響因素。之前研究多關注社會經濟人口變量、社會網絡與互動和流動經歷對農民工城市定居意愿產生的影響,并且多用描述性分析或Logistic回歸模型分析影響因素,但少有人關心這些變量特別是城市體驗(包括住房、社會交往、語言交往能力、流入地的社會網絡)在形塑農民工定居意愿時是如何通過城市歸屬感這一中介變量對農民工的定居決策產生影響這一微觀機制。如黃乾(2008)的Logistic回歸分析沒有發(fā)現性別、婚姻、受教育程度、社會資本等對農民工定居意愿的顯著影響。而基于以往文獻對城市歸屬感和城市定居意愿的理論和實證研究,我們認為城市體驗影響農民工對流入地的歸屬感,從而通過城市歸屬感間接對城市定居意愿產生影響。以往的研究方法(簡單的描述和Logistic回歸)無法區(qū)分出城市歸屬感這一中介變量,如才國偉和張學志的研究(2011),雖然他們發(fā)現城市歸屬感是農民工定居決策的關鍵影響因素,也發(fā)現城市歸屬感與其他社會經濟人口變量、城市住房條件、工作保障等因素顯著相關,但他們只是使用了OLS回歸模型和OrderedLogistic回歸模型分別對影響城市歸屬感和城市定居決策的因素進行了闡釋,而沒有區(qū)分出城市歸屬感這一中介變量以及諸多因素是如何直接影響城市定居決策或通過城市歸屬感間接影響城市定居決策的。所以,不同于以往的研究,我們引入了“城市歸屬感”這一中介變量,使用結構方程模型來檢驗各種因素直接或通過城市歸屬感間接影響城市定居意愿的這一微觀影響機制。3研究設計3.1城市化地區(qū)的勞動力市場調查本文研究的數據來自陶然等學者2009年進行的中國四個主要城市化地區(qū)12個城市流動人口問卷調查。流動人口包括在調查城市工作、但沒有當地城市戶口的進城務工人員(包括戶口不在調查城市,或者是調查城市的農村戶口)。這四大城市化地區(qū)包括長三角地區(qū)、珠三角地區(qū)、成渝地區(qū)以及環(huán)渤海地區(qū),它們既是中國經濟活動最為活躍的地區(qū),也是農村向城市流動的主要目的地,可以在一定程度內代表農民工的狀況。該調查采取了多階段分層抽樣。在每個城市化地區(qū)根據國家統(tǒng)計局的定義分成特大、大中城市、中小城鎮(zhèn)三層,在每層內隨機抽取一個城市(鎮(zhèn))。在每個調查城市中,根據區(qū)位和流動人口分布狀況選擇5個街道進行調查。在每個街道選擇40位進城務工人員進行訪談式問卷調查(1)。問卷調查詢問了流動人口的家庭和個人情況、在城市中的經歷(就業(yè)情況、城市居住情況、子女教育情況等)以及在家鄉(xiāng)的情況等多個方面。整個調查最終獲得有效樣本2398個,但因為問卷中城市居留意愿問題只針對農村戶口的流動人口,因而本文只研究農民工,共1953個有效樣本。3.2農民工城市歸屬感的影響因素本研究將農民工的定居意愿和城市歸屬感作為因變量。問卷中對具有農村戶口的流動人口詢問“長遠來看,你本人希望最后在城鎮(zhèn)定居還是回到老家村里”,答案為“想回到村里”編碼為0(即,沒有城市定居意愿),而答案為“如果有機會就在城鎮(zhèn)定居”以及“都可以”(2)編碼為1(即,有城市定居意愿)。而關于城市歸屬感,當問及“你在現在居住的城市感到歸屬感嗎?”,回答“是的,感覺很好”被編碼為1(即有城市歸屬感),而“沒什么感覺,只是過來掙錢”以及“感覺不是自己的地方”被編碼為0(即沒有城市歸屬感),將近55%的農民工愿意最后在城鎮(zhèn)定居而不是回到老家村里,61.8%的農民工對城市有歸屬感(見表1)。而自變量包括上文討論的可能會對城市定居意愿、城市歸屬感產生影響的社會經濟人口因素、社會網絡和互動因素、城市體驗與流動經歷(包括住房、語言交流、歧視經歷、在流入地的居住時間、配偶或戀人是否在同城)等因素。社會網絡在農民工的城市生活中發(fā)揮著重要的作用(Palmeretal,2011)。本文中社會網絡規(guī)模測量在流入地該農民工有多少親戚和朋友等,在帶入模型時取其自然對數。而與本地人交往頻率的測量為李克特量表,從1“基本沒有”到5“經常”,我們認為交往頻率對農民工的城市歸屬感和定居意愿會產生正向影響。農民工的城市經歷和流動類型包括住房、語言交流、歧視經歷、在流入地的居住時間、配偶或戀人是否在同城等因素。住房來源包括正式住房安排來源與非正式住房來源。對農民工來說,正式住房機會包括租住或購買商品房,而非正式住房包括單位提供的宿舍、租住城中村或其他非正式安排如借住親友住房。從表1中可以看到僅有12.7%的農民工住房來源為正式住房市場(租住、購買商品房)。一般認為,農民工在一個城市待得越久,就越容易適應城市生活從而更容易對城市產生歸屬感,并對定居意愿產生正面影響。表1顯示農民工在流入地的平均居住時間為5.7年。流動類型比如配偶或戀人都在同城可以給農民工提供更好的心理慰藉,從而更容易適應城市生活,更容易對城市產生歸屬感,也更愿意留在城里。同樣,對當地方言的熟練掌握能力也能更好的促使農民工與當地人的交流,從而提高城市歸屬感和定居意愿。調查數據顯示有44%的農民工不僅可以聽懂當地方言還可以和當地人以方言進行交流。與之相對,數據顯示農民工中有20%的人經歷過本地居民的歧視,而這將減弱其城市歸屬感和定居意愿。最后,我們還加入了影響定居意愿和城市歸屬感的社會經濟人口變量,如婚姻狀態(tài)、年齡群組、職業(yè)是否為技能型、教育年數、人均家庭非農收入。具體變量的界定和描述參見表1。3.3結構方程模型首先對城市歸屬感進行Logistic回歸分析,以便分辨出對城市歸屬感產生影響的因素。然后對城市定居意愿相應進行Logistic回歸分析時,除了其他一系列變量,我們加入了城市歸屬感,看其是否對定居意愿有顯著影響。如果城市歸屬感確實對城市定居意愿產生顯著影響,我們使用結構方程模型,將城市定居意愿和歸屬感都作為因變量,同時歸屬感又作為中介變量對定居意愿產生影響;在歸屬感作為因變量時,將之前Logistic回歸中通過顯著性檢驗的影響城市歸屬感的因素放入該聯立方程中;同時在城市定居意愿方程中,所有變量都作為其影響因素放入該聯立方程。此時結構方程模型更合適,因其可同時對多個因變量建模,檢驗模型的整體擬合度以及直接、間接和總效應(Wang&Wang,2012)。通過該結構方程,我們可以檢驗各變量直接或通過城市歸屬感這一中介變量間接影響城市定居意愿,并檢驗模型的整體擬合度以及各種直接、間接和總效應。本文中Logistic回歸使用Stata12.0,結構方程模型將使用Mplus7.0對數據進行建模。4結果與分析4.1城市邊界和城市定位的邏輯模型的結果表2展示了農民工城市歸屬感和定居意愿Logistic回歸模型的參數估計。4.1.1城市宜居意愿是城市運用的一種意愿正如所預測的,城市歸屬感會顯著提高農民工的城市定居意愿?？刂破渌兞?相對于沒有城市歸屬感,有城市歸屬感的農民工,其城市定居意愿的發(fā)生比(odds)提高42.0%。4.1.2農民工社會網絡規(guī)模越大,其城市歸屬意愿的發(fā)生比越小在流入地的社會網絡規(guī)模也會提升農民工對流入地的歸屬感。在其他變量不變的條件下,農民工認識更多的人,就更有可能產生城市歸屬感(p=0.054)。但在城市定居意愿的Logistic回歸模型中,農民工的社會網絡規(guī)模(取其自然對數)的回歸系數為-0.073(p<0.05),表明社會網絡規(guī)模越大,其城市定居意愿的發(fā)生比越小。這也不難理解。農民工的社會網絡一般多呈現出同質性特征,以親緣、地緣關系為主建構其在城市中的社會網絡關系(曹子瑋,2003)。如果農民工社會網絡中親戚、老鄉(xiāng)越多,本地人越少,與本地人的交往機會就會越少。另一方面,與本地人的互動頻率表明農民工參與城市社會的強度。該互動頻率越高,農民工越有可能對流入地產生歸屬感,也越愿意定居在城市(見表2)。在其他變量不變的條件下,與本地人的互動頻率每提升一個等級(從基本沒有,不太經常,一般,比較經常,到經常),其城市歸屬感的發(fā)生比提高21.4%,城市定居意愿的發(fā)生比提高10.1%。即,“經?！迸c本地人互動的農民工,其城市歸屬感發(fā)生比是“基本沒有”互動的2.17倍,而城市定居意愿發(fā)生比為1.47倍。4.1.3流入地對城市歸屬感的影響住房來源為正式住房市場的農民工其城市歸屬感及城市定居意愿的發(fā)生比也顯著提高?？刂破渌兞?參與正式住房安排(租住、購買商品房)比住在單位宿舍、工地工棚、生產場所及“城中村”或借住親戚住房等非正式住房,農民工城市歸屬感的發(fā)生比提高46.1%(p<0.05),城市定居意愿發(fā)生比提高89.1%(p<0.001)。不出意外,在控制其他變量的條件下,遭遇過本地人歧視經歷的農民工其城市歸屬感發(fā)生比顯著降低,比未遭遇歧視的農民工的城市歸屬感發(fā)生比減少46.7%(=1-0.533,p<0.001)。雖然在城市定居意愿模型中,其回歸系數統(tǒng)計上并不顯著,沒有直接效應,但考慮到城市歸屬感對城市定居意愿有很強的正向效應,我們認為在流入地是否受到本地人的歧視將間接通過城市歸屬感對城市定居意愿產生影響,這一假設將通過結構方程進行檢驗。而掌握本地方言程度對提升城市歸屬感和定居意愿也有統(tǒng)計上顯著的積極影響。在其他變量不變的條件下,會說本地方言(相對于聽不懂本地方言),其城市歸屬感的發(fā)生比提高90%(=exp(0.214*3)-1),其城市定居意愿的發(fā)生比提高113%(=exp(0.252*3)-1)。雖然以往有些研究發(fā)現,在流入地居住時間越長,就越熟悉該地從而提升對城市的歸屬感和定居意愿。但在本研究中,在流入地的居住時間并沒有統(tǒng)計上顯著的效應。相對于配偶或戀人不在本市,與配偶或戀人一起流動(在同城)未對城市歸屬感產生統(tǒng)計上顯著的影響,但城市定居意愿的發(fā)生比會提高46.1%(p=0.007,控制其他變量不變)。4.1.4農民工城市居意愿發(fā)生的危險因素在城市歸屬感的Logistic回歸模型中,只有性別變量有統(tǒng)計上顯著的效應。相對于男性,女性更容易對流入地產生歸屬感,這可能與性別角色有關。相對于男性,女性更可能參加社區(qū)活動,也更容易對所在地產生歸屬感。在城市定居意愿的Logistic回歸模型中,教育程度越高、未婚、工作需要技能的農民工更有可能有城市定居意愿(統(tǒng)計上顯著)。其他變量保持不變,受教育年限每增加一年,愿意定居在城市的發(fā)生比增加7%;已婚農民工城市定居意愿的發(fā)生比僅為未婚農民工定居意愿發(fā)生比的58.3%;技能型職業(yè)的農民工,其城市定居意愿發(fā)生比為低技能型農民工城市定居意愿發(fā)生比的1.462倍。而年齡群組并沒有顯著效應:1980年后出生的農民工(及所謂的新生代或第二代農民工)相對于1980年前出生的農民工(第一代),其城市定居意愿更高,但這一結果并不顯著。家庭人均非農收入也沒有顯著效應。最后,雖然性別在預測城市定居意愿中統(tǒng)計結果并不顯著,但因為城市歸屬感對城市定居意愿有積極影響,本文預計性別將通過城市歸屬感間接對城市定居意愿產生影響,這也將在以下的結構方程模型中得到檢驗。綜上所述,在Logistic回歸模型中,我們發(fā)現,有些變量(如遭遇本地人歧視的經歷、性別)雖然沒有對城市定居意愿產生統(tǒng)計上顯著的影響,但遭遇本地人歧視的經歷無疑使農民工對城市的觀感下降,阻礙農民工對城市的認同和歸屬感(歧視對城市歸屬感有顯著負效應);而城市歸屬感又會積極影響城市定居意愿,所以本文預計城市歸屬感在農民工城市定居意愿的形成過程中起到了中介變量的作用。就農民工遭遇本地人歧視的經歷而已,這一變量間接通過城市歸屬感對城市定居意愿產生影響,從而使農民工更難形成定居城市的決定。本研究將通過結構方程模型檢驗城市歸屬感的中介作用。4.2城市土地和城市歸屬感的結構模式4.2.1能力對城市歸屬的直接效應因為本文研究的結構方程模型中因變量和大多自變量都是二分變量,Mplus7.0建模時使用了均數方差調整加權最小二乘法(MeanandVariance-adjustedWLS,即WLSMV),其連接函數為Probit函數。表3展示了農民工城市定居意愿的結構方程模型結果。從表3可以看出,城市歸屬感、社會網絡與社會互動、城市體驗與流動類型以及社會經濟人口變量對城市定居意愿直接效應的結果與之前城市定居意愿的Logistic回歸模型結果基本一致。而性別、正式住房市場、流入地社會網絡規(guī)模、與本地人互動頻率、本地人歧視經歷,本地方言能力對城市歸屬感的直接效應也與之前的Logistic回歸模型基本一致。在這里就不一一贅述了。同時,結構方程模型結果也表明,除了上述婚姻狀態(tài)、受教育時間、技能型職業(yè)類型、配偶或戀人在同城以及城市歸屬感會對城市定居意愿產生直接影響,參與正式住房市場、與本地人互動頻率、在流入地的社會網絡規(guī)模、本地人歧視經歷、本地方言能力和性別也直接或通過城市歸屬感間接影響其城市定居意愿。表4給出了這些變量對城市定居意愿的直接、間接和總效應。正如前文所分析的,參與正式住房市場不僅會促進其城市定居意愿的產生,也通過積極影響城市歸屬感而間接提升其城市定居意愿(其直接、間接和總效應均顯著)。流入地社會網絡規(guī)模(自然對數形式)對城市定居意愿的總效應為負,表明雖然認識更多的人可能會為農民工提供在城市中工作和生活的社會支持,有利于強化農民工對城市的認同和歸屬感從而提升城市定居意愿(間接效應);但農民工的社會網絡一般以親緣、地緣關系為主,具有同質性(曹子瑋,2003),這樣如果農民工社會網絡中親戚、老鄉(xiāng)越多,本地人越少,與本地人的互動機會就越少,也越阻礙他們作出定居城市的決策(社會網絡對城市定居意愿的直接負效應)。與本地人的互動以及對本地方言的熟練掌握能力都會直接或通過城市歸屬感對城市定居意愿產生影響。也正如前文所預計的,雖然性別在預測城市定居意愿的Logistic回歸模型中并不顯著,但性別通過城市歸屬感間接對城市定居意愿產生影響,相對于女性,男性更難作出定居城市的決定(間接效應p=0.06)。最后,需要注意的是,雖然遭受本地人歧視的經歷未對城市定居意愿產生直接影響,但其通過城市歸屬感間接降低了其產生城市定居意愿的可能性(間接效應在p<0.05下顯著)。為了更清楚簡潔的表明各變量直接或通過城市歸屬感這一中介變量間接影響城市定居意愿的微觀機制,圖1展示了統(tǒng)計上顯著的影響路徑以及其效應的方向(正向或負向)。4.2.2擬合優(yōu)度檢驗從表5可以看出,該結構方程模型擬合結果非常好。模型卡方值(1)為5.048(自由度df=7),表明該模型與實際觀察到的樣本方差/協方差矩陣間的差異性非常小,而相應P值為0.654,遠大于0.05的標準,說明擬合優(yōu)度非常好。另外比較擬合指數CFI和TuckerLewis指數都大于0.9,加權殘差均方根(WRMR)為0.412(<1),近似誤差均方根(RMSEA)值為0.000,其90%的置信區(qū)間(0.000,0.027)。這些指標都表明本次研究的結構方程模型擬合精確。5農民工的城市歸屬感基于對中國鄉(xiāng)-城流動的文獻回顧,本文試圖證明城市歸屬感在農民工城市定居決策中的重要作用。本文利用2009年對十二個城市流動人口的問卷調查數據,使用結構方程模型從農民工社會經濟人口變量、社會