蔣和超

(南京大學(xué) 社會(huì)學(xué)院，江蘇 南京 210023)

城鎮(zhèn)化過程中農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困消減

蔣和超

(南京大學(xué) 社會(huì)學(xué)院，江蘇 南京 210023)

基于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)和成都貧困調(diào)查的實(shí)地訪談資料，對(duì)城鎮(zhèn)化的貧困消減作用進(jìn)行研究。通過比較城市原住居民與農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率，研究發(fā)現(xiàn)：與城市原住居民相比，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率顯著更高，且農(nóng)轉(zhuǎn)非居民內(nèi)部的貧困發(fā)生率存在群體差異，被動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率顯著高于主動(dòng)市民化者。造成這一結(jié)果的原因是戶籍變更的貧困消減作用存在制度滯后效應(yīng)，且被動(dòng)市民化者居住地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)更差，市民化的收益相對(duì)較小。這意味著新型城鎮(zhèn)化建設(shè)應(yīng)該讓有市民化意愿的農(nóng)村居民先進(jìn)入城市，再在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)上，將城郊變?yōu)槌鞘校瑢⑥r(nóng)村居民變?yōu)槌鞘芯用瘛?/p>

城鎮(zhèn)化； 農(nóng)民市民化； 貧困發(fā)生率； 原住居民； 農(nóng)轉(zhuǎn)非居民

一、引言

在新型城鎮(zhèn)化建設(shè)背景下，反思過去30多年城鎮(zhèn)化建設(shè)的經(jīng)驗(yàn)與問題是當(dāng)前政府和學(xué)界共同關(guān)注的話題。特別是《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014—2020年)》實(shí)施以來，如何有效地“全面提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量，加快轉(zhuǎn)變城鎮(zhèn)化發(fā)展方式，以人的城鎮(zhèn)化為核心，有序推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化”成為一種迫切需要。城鎮(zhèn)化的本質(zhì)是人的城市化，以往城鎮(zhèn)化存在典型的“建設(shè)性破壞”[1]，是以土地為核心的“物的城鎮(zhèn)化”，人口城鎮(zhèn)化滯后于土地城鎮(zhèn)化[2-3]，這使得以人的城鎮(zhèn)化為核心的新型城鎮(zhèn)化成為現(xiàn)階段中國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展的新方向。

“人的城鎮(zhèn)化”是一個(gè)綜合性的概念，它既包括農(nóng)村居民的戶籍變更，還包括生產(chǎn)生活方式全方位地向城市居民轉(zhuǎn)變。在城鎮(zhèn)化的研究領(lǐng)域，學(xué)者們對(duì)農(nóng)民市民化的考察主要集中在城市融合和身份認(rèn)同等議題[4-6]，而對(duì)農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的生活方式較少提及。當(dāng)前，有學(xué)者注意到了這個(gè)問題，比如文軍[7]和李強(qiáng)[8]等就曾指出，如果農(nóng)轉(zhuǎn)非居民沒有實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)生活方式的全方位轉(zhuǎn)變，那么其市民化只不過是被動(dòng)城鎮(zhèn)化?？梢?，生活方式是衡量農(nóng)民市民化程度更重要的一個(gè)維度。根據(jù)城鄉(xiāng)遷移理論，城鄉(xiāng)流動(dòng)具有消減貧困的作用，如果農(nóng)村居民遷往城市居住，那么其生活水平將會(huì)有所提高[9-12]。這意味著對(duì)農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的生活水平的考察也可以從貧困發(fā)生率著手，對(duì)比分析農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與農(nóng)村居民、城市居民的差異。就城鎮(zhèn)化建設(shè)而言，如果農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市居民的貧困發(fā)生率沒有顯著差異，則表明農(nóng)轉(zhuǎn)非居民較好地融入了城市社會(huì)，實(shí)現(xiàn)了市民化，反之則說明其市民化程度還相對(duì)較低。因此，本文試圖以貧困發(fā)生率為測(cè)量指標(biāo)，結(jié)合中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)和城市貧困調(diào)查的實(shí)地訪談資料，評(píng)估農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的生活水平及其貧困的影響因素，探尋新型城鎮(zhèn)化背景下農(nóng)民市民化的有效途徑。

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)

在貧困研究中，學(xué)者們尤其重視人口特征對(duì)貧困發(fā)生率的影響。如果農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民的貧困發(fā)生率存在差異，那么這種差異首先是一種人口特征差異，即城里人和農(nóng)村人的差異，其實(shí)質(zhì)反映的是城鄉(xiāng)不平等和居住不平等。所以如果農(nóng)轉(zhuǎn)非居民發(fā)生戶籍變更和居住空間轉(zhuǎn)換，那么其生活水平就有可能得到相應(yīng)的改善。

(一)戶籍變更對(duì)貧困發(fā)生率的影響

戶籍制度塑造了當(dāng)前中國(guó)城鄉(xiāng)居民的收入機(jī)會(huì)和結(jié)構(gòu)。與城市原住居民不同，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民是通過戶籍變更獲得城市戶籍的，經(jīng)歷了戶籍變更的農(nóng)轉(zhuǎn)非居民將會(huì)受到戶籍制度更為復(fù)雜的影響。這表現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是戶籍轉(zhuǎn)換有助于消減農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的貧困，戶籍變更不僅讓農(nóng)轉(zhuǎn)非居民進(jìn)入了收入相對(duì)較高的城市地區(qū)，還使其擺脫了戶籍制度塑造的不平等的社會(huì)結(jié)構(gòu)的影響。以往研究表明，戶籍制度會(huì)顯著影響農(nóng)村居民的就業(yè)機(jī)會(huì)和結(jié)構(gòu)[13-14]，擁有農(nóng)村戶籍的勞動(dòng)者還很難進(jìn)入體制內(nèi)或高工資行業(yè)和崗位[15-16]，面臨職業(yè)隔離和戶籍歧視[13-14]。這意味著戶籍變更能改善農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的現(xiàn)實(shí)處境，農(nóng)業(yè)人口向城鎮(zhèn)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移也被證明是消減貧困的重要途徑[9-12]。二是農(nóng)轉(zhuǎn)非居民可能受到戶籍分割的持續(xù)影響，戶籍變更的貧困消減作用可能存在制度滯后效應(yīng)。這是因?yàn)閼艏兏m然從制度層面保障了農(nóng)轉(zhuǎn)非居民享有與城市原住居民同等的生活和發(fā)展機(jī)會(huì)，但是農(nóng)轉(zhuǎn)非居民可能在城市地區(qū)生活的時(shí)間還不夠長(zhǎng)久，因戶籍變更而擁有的制度保障對(duì)農(nóng)轉(zhuǎn)非居民生活狀況的改善效果還尚未顯現(xiàn)，致使農(nóng)轉(zhuǎn)非居民仍然保持著相對(duì)較高的貧困發(fā)生率。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：戶籍變更的貧困消減作用存在制度滯后效應(yīng)，即農(nóng)轉(zhuǎn)非居民在城市生活的時(shí)間越長(zhǎng)，其貧困發(fā)生率越低。

(二)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)貧困發(fā)生率的影響

除了戶籍變更，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的居住空間大多也發(fā)生了轉(zhuǎn)換，不同的居住空間意味著不同的經(jīng)濟(jì)社會(huì)環(huán)境。研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與貧困發(fā)生率存在著因果聯(lián)系。比如攸頻和田菁通過時(shí)間序列分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)人均純收入能夠預(yù)測(cè)貧困發(fā)生率的變化[19]。這對(duì)解釋城鄉(xiāng)居民貧困發(fā)生率差異具有重要的意義：根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)“城市偏向”理論，城市化具有優(yōu)先城市發(fā)展的政策偏好，并在資源配置上存在“大都市偏向”，這種資源配置方式一方面犧牲了農(nóng)民的利益，導(dǎo)致他們長(zhǎng)期處于貧困狀態(tài)[20]；另一方面犧牲了小城鎮(zhèn)公平發(fā)展的機(jī)會(huì)，優(yōu)先滿足較大城鎮(zhèn)的發(fā)展，并導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)相對(duì)欠發(fā)達(dá)的城郊和小城鎮(zhèn)的總體貧困發(fā)生率高于較大的城鎮(zhèn)[21]。因此，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民的生活水平、貧困發(fā)生率就可能是經(jīng)濟(jì)發(fā)展在空間位置上的具體展現(xiàn)。一旦農(nóng)村居民通過戶籍變更成為城市居民，他們也就擺脫了城鄉(xiāng)分割造成的邊緣地位，成為“城市偏向”政策的受益者，但是農(nóng)轉(zhuǎn)非居民遷入地的城市區(qū)位是不一樣的，有的家庭遷入了大都市，有的家庭遷入了城市中心，而有的家庭遷入了城郊或者小城鎮(zhèn)，不一樣的城市區(qū)位決定了他們分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果的多寡。一般地，遷入地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，其所能享受的經(jīng)濟(jì)社會(huì)福利就越多，生活水平就會(huì)越好。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r影響農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的生活水平，即農(nóng)轉(zhuǎn)非居民居住地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高，其貧困發(fā)生率越低。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文通過分析中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2012年的調(diào)查數(shù)據(jù)來驗(yàn)證上述研究假設(shè)。鑒于貧困發(fā)生率的分析單位是戶，且比較的是農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民的貧困發(fā)生率的差異，在分析時(shí)，筆者排除了調(diào)查樣本中戶口登記類型是集體戶的樣本，排除了戶籍性質(zhì)是農(nóng)村戶籍的樣本。經(jīng)過篩選，共計(jì)獲得有效樣本5210個(gè)。

(二)變量設(shè)置

文章的核心變量包括貧困發(fā)生率、市民類型、獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r等變量。在2012年的調(diào)查問卷中詳細(xì)詢問了被訪者的家庭收入、家庭人口數(shù)、戶口登記狀況、獲得非農(nóng)戶口的時(shí)間和獲得非農(nóng)戶口的主要原因，從中可以獲得每個(gè)家庭的人均收入、獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度，市民類型等變量。

貧困發(fā)生率是本研究的因變量，根據(jù)2011年的國(guó)家貧困線標(biāo)準(zhǔn)，將家庭人均純收入低于2300元/年的家庭戶記為貧困戶，將家庭人均純收入低于3450元/年(即家庭人均純收入低于國(guó)家貧困線1.5倍)的家庭戶記為貧困邊緣戶，其他家庭為非貧困家庭，然后將非貧困戶賦值為1，貧困邊緣戶賦值為2，貧困戶賦值為3，構(gòu)建出一個(gè)貧困發(fā)生率的定序變量，數(shù)值越大即表示該家庭的貧困可能性越大。

獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度是指農(nóng)村居民獲得非農(nóng)戶口以來的時(shí)間長(zhǎng)度，根據(jù)數(shù)據(jù)采集年份(2012年)減去農(nóng)村居民獲得非農(nóng)戶口的年份計(jì)算而得，城市原住居民獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度用其年齡替代。

市民類型包括農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民兩大類，根據(jù)農(nóng)轉(zhuǎn)非居民獲得非農(nóng)戶籍的主觀意愿，筆者進(jìn)一步將農(nóng)轉(zhuǎn)非居民劃分為主動(dòng)市民化者和被動(dòng)市民化者。因升學(xué)、參軍、工作(包括招工)、轉(zhuǎn)干、家屬隨轉(zhuǎn)、購(gòu)房而獲得非農(nóng)戶籍的居民記為主動(dòng)市民化者，將因征地(包括村改居)、戶口改革，當(dāng)?shù)夭辉儆修r(nóng)業(yè)戶口和其他原因而獲得非農(nóng)戶籍的居民記為被動(dòng)市民化者。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展，文章中經(jīng)濟(jì)發(fā)展的數(shù)據(jù)來自《中國(guó)區(qū)域統(tǒng)計(jì)年鑒2012》，《中國(guó)區(qū)域統(tǒng)計(jì)年鑒2012》提供了各個(gè)區(qū)縣詳細(xì)的區(qū)域統(tǒng)計(jì)資料，包括人均GDP、失業(yè)率、社會(huì)保障支出和財(cái)政預(yù)算等數(shù)據(jù)，借鑒以往學(xué)者的經(jīng)驗(yàn)[22]，本研究使用人均GDP作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)。考慮到經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間異質(zhì)性，在分析時(shí)還控制了農(nóng)轉(zhuǎn)非居民居住地的城市區(qū)位。

此外，個(gè)體、家庭和地區(qū)因素都會(huì)在不同程度上影響城市原住居民和農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率，在進(jìn)行回歸分析時(shí)，文章還控制了戶主特征*CGSS2012調(diào)查數(shù)據(jù)沒有直接詢問受訪者是否是戶主，但戶主特征會(huì)在很大程度上影響家庭的經(jīng)濟(jì)狀況，因而控制戶主特征非常的必要。本文在進(jìn)行數(shù)據(jù)處理時(shí)，依據(jù)被調(diào)查者的家庭結(jié)構(gòu)，將單親家庭或單人家庭的成年人作為戶主，而其他在家庭結(jié)構(gòu)中，依據(jù)中國(guó)人的習(xí)慣將男性或年長(zhǎng)男性作為戶主。(年齡、教育程度、工作類型)、家庭人口結(jié)構(gòu)(人口構(gòu)成比例、撫養(yǎng)人口的數(shù)量、單親母親、單親父親)和地區(qū)因素(地區(qū)、失業(yè)率、社保指數(shù)*社保指數(shù)是指當(dāng)?shù)厣鐣?huì)保障支出占財(cái)政預(yù)算的比例。)等變量。

(三)模型

根據(jù)變量設(shè)置，調(diào)查樣本中的每個(gè)家庭只可能屬于非貧困家庭、貧困邊緣家庭或者貧困家庭中的一種，所以因變量各個(gè)家庭的貧困發(fā)生率是一個(gè)序次變量，適合采用序次logit模型進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

四、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

(一)不同類型城市居民的貧困發(fā)生率差異

通過分析CGSS2012年的調(diào)查數(shù)據(jù)，筆者發(fā)現(xiàn)不同類型的城市居民的貧困發(fā)生率存在較大差異。表1顯示：當(dāng)以國(guó)家貧困線為測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，城市原住居民的貧困發(fā)生率為2.03%，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民為4%，進(jìn)一步將農(nóng)轉(zhuǎn)非居民區(qū)分為主動(dòng)市民化者與被動(dòng)市民化者時(shí)，主動(dòng)市民化者和被動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率分別是2.69%、8.88%；當(dāng)以貧困邊緣線為測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，城市原住居民的貧困發(fā)生率為4.53%，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民為8.85%，主動(dòng)市民化者和被動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率分別是6.99%、15.75%。由此可見，第一，無論是以國(guó)家貧困線為測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)還是以貧困邊緣線為測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)，與城市原住居民相比，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率均相對(duì)更高，T檢驗(yàn)結(jié)果顯示城市原住居民與農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率存在顯著差異(p<0.001)；第二，雖然主動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率比被動(dòng)市民化者相對(duì)更低，但主動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率卻是城市原住居民的1至2倍；被動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率相對(duì)最高，是主動(dòng)市民化者的2至3倍，是城市原住居民的3至4倍。方差分析結(jié)果顯示，除了在以國(guó)家貧困線為測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，主動(dòng)市民化者與城市原住居民的貧困發(fā)生率沒有顯著差異外，其他類別的貧困發(fā)生率的比較均存在顯著差異(p<0.001)。但值得注意的是這并不意味著戶籍變更對(duì)農(nóng)轉(zhuǎn)非居民沒有起到貧困消減的作用，要得出這一結(jié)論還需要控制其他因素的影響。

表1 不同類型城市居民的貧困發(fā)生率

(二)農(nóng)轉(zhuǎn)非居民貧困發(fā)生率的影響因素

在表2中，筆者建立了城市居民貧困發(fā)生率的序次logit模型，在進(jìn)一步控制了戶主特征(年齡、教育程度、工作類型)、家庭人口結(jié)構(gòu)(人口構(gòu)成比例、撫養(yǎng)人口的數(shù)量、單親母親、單親父親)和地區(qū)因素(地區(qū)、失業(yè)率、社保指數(shù))等變量的條件下，探討戶籍變更、獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)轉(zhuǎn)非居民貧困發(fā)生率的影響。

首先，市民類型與貧困發(fā)生率的關(guān)系。在模型1中，主動(dòng)市民化的負(fù)向回歸系數(shù)意味著主動(dòng)市民化會(huì)比城市原住居民具有相對(duì)更低的貧困發(fā)生率，但并不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，這說明主動(dòng)市民化者與城市原住居民的貧困發(fā)生率沒有顯著差異；被動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率比城市原住居民顯著更高，回歸結(jié)果顯示被動(dòng)市民者的貧困發(fā)生率比城市原住居民高71.4%*該百分比的計(jì)算方法是e0.539-1，下同。；這也表明，被動(dòng)市民化的貧困發(fā)生率會(huì)比主動(dòng)市民化者相對(duì)更高。但值得注意的是這種效應(yīng)是持續(xù)的嗎？即主動(dòng)市民化者相對(duì)更低的貧困發(fā)生率是由于其獲得非農(nóng)戶口時(shí)的貧困發(fā)生率本身相對(duì)更低呢？還是由于主動(dòng)市民化者具有更為快速的脫貧能力所致呢？因?yàn)檗r(nóng)轉(zhuǎn)非居民從獲得非農(nóng)戶口開始到調(diào)查時(shí)點(diǎn)(2012年)止的貧困狀態(tài)實(shí)際上是一個(gè)變動(dòng)的過程。這就需要進(jìn)一步考察戶籍變更對(duì)農(nóng)轉(zhuǎn)非居民貧困發(fā)生率的調(diào)節(jié)作用。

其次，獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)貧困發(fā)生率的影響。在模型2中，加入了考察農(nóng)轉(zhuǎn)非居民貧困狀態(tài)變遷的變量——獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度，它是指農(nóng)村居民獲得非農(nóng)戶口以來的時(shí)間，用來考察戶籍變更帶來的機(jī)會(huì)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)農(nóng)轉(zhuǎn)非居民貧困發(fā)生率的影響。如果農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率隨著獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度的增長(zhǎng)而逐步降低，則說明戶籍變更給農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的生活際遇帶來了改善，并且說明戶籍變更帶來的生活機(jī)會(huì)改善存在制度滯后效應(yīng)。模型2中獲得非農(nóng)戶籍時(shí)間長(zhǎng)度的回歸系數(shù)表明：農(nóng)轉(zhuǎn)非居民在城市生活的時(shí)間越久，其貧困發(fā)生率就越低，在城市地區(qū)的生活時(shí)間每增長(zhǎng)1年，其貧困發(fā)生率就會(huì)減少1.9%，這一結(jié)果表明戶籍變更改善了農(nóng)轉(zhuǎn)非

表2 城市居民貧困發(fā)生率的序次logit回歸模型

備注：(1)括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤；(2)*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著。

居民的生活狀態(tài)，假設(shè)1得到數(shù)據(jù)支持，但值得注意的是，這一效應(yīng)是否存在群體差異？即戶籍變更的貧困消減作用對(duì)主動(dòng)市民化者與被動(dòng)市民化者是否一樣呢？在模型3中，加入市民類型與獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度的交互項(xiàng)來考察，結(jié)果顯示，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民一旦獲得城市戶口以后，其在城市中的生活機(jī)會(huì)不存在顯著差異。

再次，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與貧困發(fā)生率的關(guān)系。在模型4中，進(jìn)一步加入人均GDP變量考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)貧困發(fā)生率的影響，回歸結(jié)果顯示：在控制其他變量的條件下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有降低貧困發(fā)生率的作用，城市居民所在地經(jīng)濟(jì)狀況越發(fā)達(dá)，其陷入貧困的概率就越低。根據(jù)回歸系數(shù)，城市居民所在區(qū)縣的人均GDP每提高1萬元，其陷入貧困的概率就會(huì)降低13.3%。這表明農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率與其所在地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展密切相關(guān)，假設(shè)2都得到了數(shù)據(jù)支持。但同樣值得注意的是，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民的作用程度是否一致呢？在模型5中，進(jìn)一步加入市民類型、人均GDP的交互項(xiàng)來考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)貧困發(fā)生率的影響。模型5的交互項(xiàng)系數(shù)顯示：在同等經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的地區(qū)，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率會(huì)比城市原住居民顯著更高。與城市原住居民相比，主動(dòng)市民化者的貧困率比前者高16.9%，被動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率比前者高19.7%。這表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城市居民的作用程度是不一致的。

(三)戶籍變更與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貧困消減效應(yīng)

既然農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率會(huì)受到戶籍變更和經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的顯著影響，那么，戶籍變更和經(jīng)濟(jì)發(fā)展能在多大程度上消減貧困呢？依據(jù)模型5的回歸結(jié)果，在控制其他變量的條件下，預(yù)測(cè)并繪制了不同市民類型的貧困發(fā)生率隨獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的變化趨勢(shì)圖(見圖1和圖2)。

第一，圖1顯示的是戶籍變更的貧困消減效應(yīng)。從圖1中可以看出，無論主動(dòng)市民化者還是被動(dòng)市民化者，其貧困發(fā)生率都會(huì)隨著在城市社會(huì)生活時(shí)間的延長(zhǎng)而逐步降低，尤其是在農(nóng)轉(zhuǎn)非居民獲得城市戶口的第一個(gè)十年里，貧困發(fā)生率下降的最為迅速，主動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率從獲得非農(nóng)戶口時(shí)的6.3%下降到了2.8%，被動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率則從獲得非農(nóng)戶口時(shí)的10.9%下降到了5.6%。然而，隨著居民在城市生活時(shí)間的延長(zhǎng)，其年齡也逐漸增高，所以老年貧困在圖1中亦有所呈現(xiàn)。同時(shí)，圖1還顯示：與城市原住居民相比，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率一開始就要相對(duì)更高，這也是導(dǎo)致城市原住居民與主動(dòng)市民化、被動(dòng)市民化的貧困發(fā)生率差異的部分原因。

第二，圖2顯示的是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貧困消減效應(yīng)。由圖2可知，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率呈現(xiàn)出隨著人均GDP的增長(zhǎng)而逐步下降的變化趨勢(shì)。然而，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)被動(dòng)市民化者的貧困消減效應(yīng)起初并不明顯，當(dāng)被動(dòng)市民化者居住地區(qū)的人均GDP從1萬元提高到3萬元時(shí)，其貧困發(fā)生率只從10.1%下降到了9.5%，當(dāng)被動(dòng)市民化者居住地區(qū)的人均GDP提高到5萬元時(shí)，其貧困發(fā)生率可以下降到7.4%，而當(dāng)被動(dòng)市民化者居住地區(qū)的人均GDP進(jìn)一步提高到7萬元時(shí)，其貧困發(fā)生率可以下降到4.3%。就主動(dòng)市民化而言，雖然主動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率比被動(dòng)市民化者相對(duì)較低，但與城市原住居民相比，其貧困發(fā)生率只在人均GDP為1萬元至3萬元的地區(qū)會(huì)低于城市原住居民，而當(dāng)人均GDP超過3萬元的地區(qū)時(shí)，主動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率就會(huì)高于城市原住居民，但兩者的差異相對(duì)較小。此外，就城市原住居民而言，雖然其貧困發(fā)生率一開始就相對(duì)較低，但隨著當(dāng)?shù)厝司鵊DP的增長(zhǎng)，城市原住居民的貧困發(fā)生率同樣會(huì)隨之下降。從圖2變化趨勢(shì)來看，城市原住居民的貧困發(fā)生率還與被動(dòng)市民化的貧困發(fā)生率幾乎呈現(xiàn)出了同步下降的趨勢(shì)?？梢姡?jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于城市原住居民和農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困消減都是重要的途徑，但對(duì)于居住在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的被動(dòng)市民化者而言，這也意味著長(zhǎng)期低速發(fā)展的經(jīng)濟(jì)將使其更加難以擺脫貧困狀況。

圖1 戶籍變更的貧困消減效應(yīng)* 城市原住居民的獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度是其在調(diào)查時(shí)點(diǎn)(2012年)的年齡，在被調(diào)查者中，城市原住居民的最小年齡是18歲，所以這里的城市原住居民獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度起始點(diǎn)是18歲；此外，戶籍制度從1958年開始正式實(shí)施，到2012年共計(jì)54年，所以這里獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度最長(zhǎng)為54年。

圖2 經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貧困消減效應(yīng)

五、城鎮(zhèn)化的貧困消減效應(yīng)：基于訪談資料的分析

根據(jù)上述統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，我們可以獲知，雖然農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率比城市原住居民顯著更高，但這并非城鎮(zhèn)化的意外后果，而是由于農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的初始貧困發(fā)生率本身相對(duì)較高，事實(shí)上農(nóng)村居民轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘芯用褚院螅芨嗟胤窒斫?jīng)濟(jì)發(fā)展的成果，并隨著在城市生活時(shí)間的增長(zhǎng)而擁有更高的生活水平，更低的貧困發(fā)生率，所以城鎮(zhèn)化是消減貧困的一個(gè)重要因素。但是數(shù)據(jù)分析結(jié)果只是從總體層面概括了城鎮(zhèn)化與貧困消減之間的聯(lián)系，卻并未清晰直觀的揭示城鎮(zhèn)化消減貧困的作用機(jī)制，為進(jìn)一步探討這一機(jī)制，本文將利用筆者2013年在成都市參與的貧困調(diào)查訪談資料進(jìn)行案例分析。2007年6月，國(guó)家發(fā)展改革委批準(zhǔn)成都市設(shè)立全國(guó)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)以來，成都市的城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程不斷加快，到筆者參與貧困調(diào)查時(shí)，成都市郊區(qū)出現(xiàn)了許多典型的農(nóng)轉(zhuǎn)非社區(qū)。在這類社區(qū)中居住的居民主要由本地人和征地拆遷而來的農(nóng)轉(zhuǎn)非居民所構(gòu)成，本地人既包括擁有城市戶籍的城鎮(zhèn)原住居民，還包括“村改居”而來的農(nóng)轉(zhuǎn)非居民。農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民的差別在外觀上已經(jīng)不明顯, 生活水平和生活質(zhì)量也與城市社區(qū)基本一致[23]。因此，筆者認(rèn)為成都市農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的市民化經(jīng)驗(yàn)?zāi)茌^好的反映城鎮(zhèn)化在消減貧困中所發(fā)揮的作用，歸納起來有這樣三大機(jī)制：

第一，發(fā)揮城市區(qū)位優(yōu)勢(shì)，在經(jīng)濟(jì)條件較好的地區(qū)推進(jìn)城鎮(zhèn)化。成都市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與其交通網(wǎng)絡(luò)極為相似，從市中心、一環(huán)、二環(huán)到三環(huán)呈現(xiàn)環(huán)形擴(kuò)散的分布結(jié)構(gòu)。這樣的經(jīng)濟(jì)格局很好地展示了成都市城市化的一般過程，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展一方面帶動(dòng)周邊農(nóng)村勞動(dòng)力實(shí)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)、然后定居，另一方面推動(dòng)城市區(qū)域不斷地向外擴(kuò)張。所以在成都市的三環(huán)周邊存在許多正在由農(nóng)村社區(qū)向農(nóng)轉(zhuǎn)非社區(qū)、農(nóng)轉(zhuǎn)非社區(qū)向城市社區(qū)過渡的街區(qū)景象。

2013年我們?cè)贘J區(qū)調(diào)查的HJ社區(qū)就是這樣一個(gè)農(nóng)轉(zhuǎn)非社區(qū)，根據(jù)社區(qū)主任的介紹：“雖然我們社區(qū)位于三環(huán)邊上，但是由于我們屬于成都市主城區(qū)，經(jīng)濟(jì)狀況較好，就業(yè)吸納能力高，所以在我們社區(qū)安置了許多的農(nóng)轉(zhuǎn)非居民，現(xiàn)在社區(qū)有70%的居民都是從GX區(qū)SWY村搬遷過來的，這些居民有的在附近工廠或商場(chǎng)上班，有的在做生意、還有的在開門市，反正成都這幾年發(fā)展很快，大家日子也都過得還不錯(cuò)?！?遵從學(xué)術(shù)規(guī)范，本文的地名、人名均已做匿名化處理。(2013年4月15日訪談筆記)

從HJ社區(qū)的發(fā)展歷程來看，它正是處在城市與農(nóng)村交接的地段，由于較好的城市區(qū)位和經(jīng)濟(jì)條件，它在吸納了大量農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的情況下仍然保持相當(dāng)?shù)幕盍?，并正在朝著城市社區(qū)迅速轉(zhuǎn)變，這意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展是城鎮(zhèn)化的動(dòng)力。相反地，如果HJ社區(qū)沒有較好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，它就很難保證農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的充分就業(yè)，進(jìn)而影響到農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的生活水平，并最終妨礙其市民化。

第二，共享市民福利，推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化。在以往城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程中，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民大多都享受到了城市居民的基本福利保障，比如購(gòu)買了城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和基本醫(yī)療保險(xiǎn)。但是在基本公共服務(wù)均等化的背景下，成都市作為全國(guó)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)，較早的將農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的福利保障從養(yǎng)老和醫(yī)療擴(kuò)展到了公共基礎(chǔ)設(shè)施、基礎(chǔ)教育、就業(yè)、社會(huì)保障、醫(yī)療和文娛等領(lǐng)域，為農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的城市融合創(chuàng)造了良好的條件，較好地防止了農(nóng)轉(zhuǎn)非居民跌入貧困陷阱。

在成都市JJ區(qū)的HJ社區(qū)，轄區(qū)內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施完善，有公園綠化帶，商鋪和作坊林立，交通便捷，有直達(dá)市中心的公交車，當(dāng)問到當(dāng)?shù)鼐用駥?duì)社區(qū)的感受時(shí)，他們大多會(huì)笑著回答：“當(dāng)然好的很嘍，原來我們哪里住過這么好的房子，哪里住過這么好的小區(qū)”、“這周圍吃的多，玩的多，有時(shí)候還看得到社區(qū)搞的文藝活動(dòng)”、“學(xué)校也在這周邊，我們接娃娃放學(xué)也方便”、“還有社區(qū)喊人來做過身體檢查……喊我們自己到社區(qū)醫(yī)院去做的檢查，自愿的”。(2013年4月15日訪談筆記)

除了社會(huì)保障，在城市居民的生活中，吃、住、行是他們幾乎每天都能感受到的現(xiàn)實(shí)需要，所以當(dāng)HJ社區(qū)較好的提供了這些基本公共服務(wù)時(shí)，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民就提高了其對(duì)新社區(qū)的心理認(rèn)同。雖然基本公共服務(wù)看似無足輕重，但是劉易斯的“貧困文化”理論揭示，如果貧困者長(zhǎng)期生活在貧困的社區(qū)環(huán)境中，那么這些居民就會(huì)形成一種獨(dú)特的貧困亞文化，脫離主流文化，并代代相傳，使貧困家庭更加難以走出貧困[24]。所以，推行惠及農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的基本公共服務(wù)是預(yù)防貧困的一個(gè)重要舉措。

第三，針對(duì)弱勢(shì)群體，提供基本生活救助。在城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程中，弱勢(shì)群體貧困始終是一個(gè)值得重視的問題。在HJ社區(qū)也存在這樣的弱勢(shì)群體，他們“老、弱、病、殘”特征明顯，不少困難家庭的致貧原因復(fù)雜，經(jīng)濟(jì)、醫(yī)療負(fù)擔(dān)沉重，健康狀況差、病患照料等現(xiàn)實(shí)問題疊加，惡化了生活狀況，也正是這樣的原因，這些家庭陷入貧困的時(shí)間大多較早。與其他地區(qū)的城鎮(zhèn)化一樣，這些貧困家庭在遷入HJ社區(qū)時(shí)，都申領(lǐng)了城市居民最低生活保障。

“我在02年就吃低保了，那個(gè)時(shí)候還在SWY，當(dāng)時(shí)我們兩個(gè)人是500多(元)，搬遷來這邊就300多(元)一個(gè)人，每年都漲了一點(diǎn)”、“社區(qū)喊我們申請(qǐng)的，社區(qū)那個(gè)老宋，他說你這個(gè)該吃，你是個(gè)殘疾，你老妞是殘疾，你娃娃也是殘疾，我姨妹也有點(diǎn)精神病，你們這個(gè)家都該吃。”、“我們來JJ區(qū)就吃低保了，我們現(xiàn)在都80多歲了，還是殘疾，兒子工資很低，錢都不認(rèn)識(shí)，我孫女在讀書還沒畢業(yè)，媳婦也沒上班。社區(qū)不幫助我們幾百塊錢，錢怎么夠用呢？”(2013年4月15日訪談筆記)

根據(jù)HJ社區(qū)主任介紹，HJ社區(qū)的低保家庭共有110多戶(該社區(qū)總共1萬余戶家庭)，通過城市居民最低生活保障制度基本解決了貧困家庭的日常生活問題。但值得注意的是，如訪談資料所示，這些家庭往往處于貧困交織的境況，老殘照料、疾病康復(fù)、子女教育等問題疊加加重了他們脫貧的難度。因而，使得城市居民最低生活保障制度在幫助農(nóng)轉(zhuǎn)非貧困家庭脫貧時(shí)的效果并不十分顯著，這與前文的數(shù)據(jù)分析結(jié)果——社會(huì)保障對(duì)消減貧困沒有顯著影響得到了很好的印證。但盡管如此，城市居民最低生活保障制度在緩解貧困家庭城鎮(zhèn)化后生活質(zhì)量進(jìn)一步惡化的功能卻是有目共睹的。

六、結(jié)論與討論

綜上，本文結(jié)合2012年的中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)和成都貧困調(diào)查的實(shí)地訪談資料，對(duì)城鎮(zhèn)化的貧困消減作用進(jìn)行了研究。通過分析CGSS2012年的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)轉(zhuǎn)非居民和城市原住居民的貧困發(fā)生率存在顯著差異，無論是以國(guó)家貧困線為測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)還是以貧困邊緣線為測(cè)量標(biāo)準(zhǔn)，與城市原住居民相比，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率均顯著更高；同時(shí)，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率存在著較大群體差異，與主動(dòng)市民化者相比，被動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率顯著更高。但是同為城市市民，為什么農(nóng)轉(zhuǎn)非居民和城市原住居民的貧困發(fā)生率會(huì)存在如此大的差異？同為農(nóng)轉(zhuǎn)非居民，為什么主動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率會(huì)比被動(dòng)市民化者顯著更低？文章圍繞這樣兩個(gè)問題，從群體和結(jié)構(gòu)性因素兩個(gè)維度進(jìn)行了探討，隨后利用2013年在成都市參與的貧困調(diào)查訪談資料對(duì)城鎮(zhèn)化貧困消減的作用機(jī)制進(jìn)行案例分析。

第一，就群體因素而言，模型1的回歸結(jié)果表明，在控制其他變量的條件下，與城市原住居民相比，主動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率與城市原住居民沒有顯著差異，而被動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率與城市原住居民的貧困發(fā)生率存在顯著差異，被動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率高于城市原住居民和主動(dòng)市民化者。這就是說造成城市市民貧困發(fā)生率差異的原因可以部分歸結(jié)為群體差異，這表現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是主動(dòng)市民化、被動(dòng)市民化與城市原住居民的貧困發(fā)生率一開始就存在較大的差異，主動(dòng)市民化者的初始貧困發(fā)生率是6.3%，被動(dòng)市民化者的初始貧困發(fā)生率是10.9%，而城市原住居民的初始貧困發(fā)生率才3.9%，被動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率一開始就要高于主動(dòng)市民化者與城市原住居民；二是主動(dòng)市民化、被動(dòng)市民化與城市原住居民的人力資本差異明顯，主動(dòng)市民化者是因升學(xué)、參軍、工作(包括招工)、轉(zhuǎn)干等因素而農(nóng)轉(zhuǎn)非成為城市市民，其人力資本比被動(dòng)市民化者相對(duì)更為豐厚。

第二，戶籍變更的貧困消減效應(yīng)。戶籍變更的貧困消減效應(yīng)實(shí)際反映的是戶籍變更帶來的機(jī)會(huì)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)農(nóng)轉(zhuǎn)非居民貧困發(fā)生率的影響。農(nóng)轉(zhuǎn)非居民在轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘惺忻褚院笠簿瞳@得了與城市原住居民同等的發(fā)展機(jī)會(huì)和福利保障，那么，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民在城市社會(huì)生活的時(shí)間越久，其貧困發(fā)生率就會(huì)越來越趨近于城市原住居民。表2的回歸結(jié)果顯示，獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度對(duì)農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率確實(shí)具有消減效應(yīng)，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民在城市生活的時(shí)間越長(zhǎng)，其貧困發(fā)生率也就越低，并且越來越接近城市原住居民。這表明農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民的貧困發(fā)生率差異不僅源于群體本身的差異，還受結(jié)構(gòu)性因素的影響。這是因?yàn)槿绻鲃?dòng)市民化、被動(dòng)市民化與城市原住居民的貧困發(fā)生率的差異僅僅來自群體自身的差異，那么，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率差異就不會(huì)隨著獲得非農(nóng)戶籍的時(shí)間長(zhǎng)度而發(fā)生變化，更不會(huì)向城市原住居民趨近。相反，正是因?yàn)橹鲃?dòng)市民化、被動(dòng)市民化與城市原住居民的貧困發(fā)生率的差異受到結(jié)構(gòu)性因素的影響，所以農(nóng)轉(zhuǎn)非居民在獲得非農(nóng)戶口以后，其在城市社會(huì)的生活機(jī)會(huì)才會(huì)與城市原住居民沒有顯著差異。

第三，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)民市民化的路徑選擇。表2的回歸結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是影響貧困發(fā)生率的一個(gè)重要因素，當(dāng)其他因素不變，人均GDP越高，當(dāng)?shù)鼐用竦呢毨Оl(fā)生率也就越低。但這只反映了不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的區(qū)縣之間的貧困發(fā)生率的差異，而現(xiàn)實(shí)的情況是即使是同一區(qū)縣、同一城市區(qū)位的不同城市居民的貧困發(fā)生率也會(huì)存在較大的差別。模型5市民類型與人均GDP的交互項(xiàng)系數(shù)表明，當(dāng)其他因素保持不變，主動(dòng)市民化、被動(dòng)市民化與城市原住居民的貧困發(fā)生率存在顯著差異；與城市原住居民相比，主動(dòng)市民化與被動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率均顯著更高，并且被動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率高于主動(dòng)市民化者。這一結(jié)果對(duì)農(nóng)民市民化的路徑選擇具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，城市化在地理區(qū)位上是一個(gè)逐步從城市中心向外擴(kuò)張的過程，在這個(gè)過程中，農(nóng)村變?yōu)槌鞘?，農(nóng)村居民變?yōu)槌鞘芯用袷浅鞘谢淖匀唤Y(jié)果，但值得注意的是這一過程是由經(jīng)濟(jì)發(fā)展所推動(dòng)的，當(dāng)城市化動(dòng)力不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí)，尤其是當(dāng)農(nóng)民市民化是“造城運(yùn)動(dòng)”的結(jié)果時(shí)，被動(dòng)市民化現(xiàn)象將會(huì)不可避免，因城鎮(zhèn)化而貧困也將是不可避免的現(xiàn)象。

第四，成都市貧困調(diào)查的實(shí)地訪談資料也表明，城鎮(zhèn)化建設(shè)不能急功近利，合理的城市化是一個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口聚集的自然過程。如同HJ社區(qū)，它之所以能夠很快的由農(nóng)村社區(qū)轉(zhuǎn)變?yōu)檗r(nóng)轉(zhuǎn)非社區(qū)，并朝著城市社區(qū)轉(zhuǎn)型，其中一個(gè)重要的原因就是它較好的實(shí)現(xiàn)了農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的非農(nóng)就業(yè)、較好的提供了基本公共服務(wù)，并針對(duì)弱勢(shì)群體，提供了基本的生活救助。所以，HJ社區(qū)能夠幫助農(nóng)轉(zhuǎn)非居民較好的實(shí)現(xiàn)市民化，正是如此，城鎮(zhèn)化的消減貧困作用是有條件的：首先，要發(fā)揮城市區(qū)位優(yōu)勢(shì)，在經(jīng)濟(jì)條件較好的地區(qū)推進(jìn)城鎮(zhèn)化；其次，要能讓農(nóng)轉(zhuǎn)非居民共享市民福利，做到基本公共服務(wù)均等化；最后，要能為貧困家庭提供基本的生活救助。

因此，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)應(yīng)該尊重農(nóng)民市民化的主觀意愿、尊重城市擴(kuò)張的一般規(guī)律，這是新型城鎮(zhèn)化區(qū)別于舊式城鎮(zhèn)化模式的重要特征。本文的研究表明，影響農(nóng)轉(zhuǎn)非居民貧困發(fā)生率的因素可以區(qū)分為群體和結(jié)構(gòu)性因素，就群體因素而言，主動(dòng)市民化者由于擁有較低的初始貧困發(fā)生率和較高的人力資本，其貧困發(fā)生率會(huì)比被動(dòng)市民化者顯著更低；就結(jié)構(gòu)性因素而言，當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的貧困發(fā)生率也就越低；而在同等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的地區(qū)，被動(dòng)市民化者的貧困發(fā)生率會(huì)比主動(dòng)市民化者顯著更高。同時(shí)，研究還表明，戶籍變更能顯著地改善農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的生活機(jī)會(huì)，但是戶籍變更帶來的生活機(jī)遇的改善存在制度滯后效應(yīng)，并不會(huì)立即顯現(xiàn)，尤其是被動(dòng)市民化者，對(duì)于被動(dòng)市民化者而言，即使在城市的生活時(shí)間長(zhǎng)達(dá)二三十年，其貧困發(fā)生率仍然會(huì)明顯高于城市原住居民。因此，對(duì)于當(dāng)前中國(guó)的新型城鎮(zhèn)化建設(shè)而言，農(nóng)民市民化的現(xiàn)實(shí)路徑是讓有市民化意愿的農(nóng)村居民先進(jìn)入城市，然后再在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)上，將城郊轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘校尦墙嫁r(nóng)民轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘芯用瘛?/p>

[1] 張鴻雁.中國(guó)城市化理論的反思與重構(gòu)[J].城市問題,2010(12):2-8.

[2]李子聯(lián).人口城鎮(zhèn)化滯后于土地城鎮(zhèn)化之謎——來自中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的解釋[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2013,23(11):94-101.

[3]胡寶榮,李強(qiáng).城鄉(xiāng)結(jié)合部與就地城鎮(zhèn)化：推進(jìn)模式和治理機(jī)制——基于北京高碑店村的分析[J].人文雜志,2014(10):105-114.

[4]毛丹.賦權(quán)、互動(dòng)與認(rèn)同：角色視角中的城郊農(nóng)民市民化問題[J].社會(huì)學(xué)研究,2009(4):28-60.

[5]李永友,徐楠.個(gè)體特征、制度性因素與失地農(nóng)民市民化——基于浙江省富陽等地調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證考察[J].管理世界,2011(1):62-70.

[6]殷俊,李曉鶴.人力資本、社會(huì)資本與失地農(nóng)民的城市融入問題[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2014(12):80-84.

[7]文軍.“被市民化”及其問題——對(duì)城郊農(nóng)民市民化的再反思[J].華東師范大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版),2012(4):7-11,152.

[8]李強(qiáng).論農(nóng)民和農(nóng)民工的主動(dòng)市民化與被動(dòng)市民化[J].河北學(xué)刊,2013,33(4):86-93.

[9]MARTIN R, SHAOHUA CHEN, PREM S. New evidence on the urbanization of global poverty[J]. Population and Development Review, 2007, 33(4):667-701.

[10] 陳純槿,李實(shí).城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)結(jié)構(gòu)變遷與收入不平等：1989-2009[J].管理世界,2013(1):45-55,187.

[11]LUC C, JOACHIM D W, YASUYUKI T. Urbanization and poverty reduction: the role of rural diversification and secondary towns[J].Agricultural Economics, 2013,44:435-447.

[12]LUC C, YASUYUKI T. Poverty Reduction During the Rural-Urban Transformation——the Role of the Missing Middle[J].World Development, 2014, 63:43-58.

[13]田豐.城市工人與農(nóng)民工的收入差距研究[J].社會(huì)學(xué)研究,2010(2):87-105.

[14]陳維濤,彭小敏.戶籍制度、就業(yè)機(jī)會(huì)與中國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯,2012(2):100-104.

[15]楊天宇,劉青松,范靜泊.城鄉(xiāng)移民與居民收入不平等：基于變異系數(shù)的理論分析[J].云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2012(5):28-35.

[16]陳釗,陸銘,佐藤宏.誰進(jìn)入了高收入行業(yè)？——關(guān)系、戶籍與生產(chǎn)率的作用[J].經(jīng)濟(jì)研究,2009(10):121-132.

[17]吳曉剛,張卓妮.戶口、職業(yè)隔離與中國(guó)城鎮(zhèn)的收入不平等[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué),2014(6):118-140.

[18]章莉,李實(shí).中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上工資收入的戶籍歧視[J].管理世界,2014(11):35-46.

[19]攸頻,田菁.貧困減少與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入不平等的關(guān)系研究[J].管理科學(xué),2009(4):115-120.

[20]MICHAEL L. Why Poor People Stay Poor: Urban Bias and World Development[M]. London: Temple Smith,1977.

[21]CéLINE FERRé, FRANCISCO H.G. Ferreira, Peter Lanjouw. Is there a metropolitan bias? The relationship between poverty and city size in a selection of developing countries[J]. World Bank Economic Review, 2012, 26(3):351-382.

[22]李憲印.城市化、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鄉(xiāng)收入差距[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2011(8):50-57.

[23]郭虹.成都農(nóng)村社區(qū)建設(shè)解析[J].四川省情,2008(4):12-13.

[24]王兆萍.解讀貧困文化的本質(zhì)特征[J].中州學(xué)刊,2004(6):173-176.

Urbanization and Poverty Reduction of Rural to Urban Residents

JIANG He-chao

(DepartmentofSociology,Nanjinguniversity,Nanjing210023,China)

Based on the data set of CGSS2012 and the interviews of Chengdu poverty survey, this article assesses the relation between urbanization and poverty reduction. According to the comparative analysis of local citizens and rural to urban residents, we found that the rural to urban residents’ poverty rate is significantly higher than the local citizens, but the rural to urban residents’ poverty rate has a group difference, the passive urbanization has a higher poverty rate than the voluntary urbanization. This is because they will not benefit from a urban household immediately, and the passive urbanization usually lives in a poor area. These findings suggest that the reality path of new urbanization is let those who have willing to be urbanized enter cities first, if the suburban economy develop, then let suburbs conversion into urban, and let farmers become citizens.

urbanization; urbanization of farmers; incidence of poverty; local citizens; rural to urban residents

2016-10-27

10.7671/j.issn.1672-0202.2017.01.008

教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)重大課題攻關(guān)項(xiàng)目(13JZD018)

蔣和超(1987—)，男，四川達(dá)州人，南京大學(xué)社會(huì)學(xué)院博士研究生，主要研究方向?yàn)閯诠ぱ芯亢娃r(nóng)村社會(huì)學(xué)。E-mail: chianghechao@163.com

F323.6

A

1672-0202(2017)01-0075-11