農民工長期居留意愿的年齡-時期-隊列效應分析

楊舒雯 詹韻秋

（1. 西南財經大學社會發展研究院 四川成都 611130；2. 成都工業學院馬克思主義學院 四川成都 611730）

一、引言

我國農民工總量由2002 年的1.05 億人增長至2022 年的2.96 億人，農民工在總人口中的占比也由8.15%攀升至20.94%①。作為伴隨改革開放出現的一個大規模勞動力群體，農民工是推進中國工業化、城鎮化的動力源泉，是農村發展和城市建設過程中不可或缺的重要力量。在為社會經濟發展作出巨大貢獻的同時，這一群體卻長期面臨“流而不遷、流而難遷”之困境，存在市民化進程滯后的問題。農民工在城市的長期居留意愿有力地反映了其在流入地的社會融合程度，直接影響其在城市的居住和遷移行為，在一定程度上體現城鎮化質量。深入探討農民工在城市居留的期望和選擇，關注這一主觀意愿的變動趨勢，對實施以人為核心的新型城鎮化戰略有重要影響，對推動農民工市民化、促進人口高質量發展有較強的現實意義。

不同時代背景下出生和成長的農民工具有鮮明的個人特質，其身處的家庭環境、社會環境各異，利益需求和人生經歷的差異都會影響個體的主觀傾向。農民工在流入地工作、生活一段時間后，其社會資本有所積累，經濟狀況得到改善，必然會面臨是否在城市繼續長期居留的意愿選擇。而各年齡段的農民工文化、行為和觀念迥異，往往會有不同的城市居留態度，也就是說，農民工長期居留意愿是動態的，會隨著農民工個體生命歷程的演進而發生變化。對于某一特定出生時代的農民工而言，社會歷史環境的變遷與個人生命周期的演進將作為外部力量和內部力量交織產生作用，進而影響其城市居留的意愿和決策?，F有大多數文獻聚焦的同一時間截點觀測到的農民工長期居留意愿是由不同出生隊列的農民工在相同的宏觀環境下所呈現出的整體水平，但不同隊列的農民工在流動動機、個人特質、城市適應性以及與家鄉的聯系等方面都存在較大差異，且這種差異會隨著年齡的推移和時代的變遷相應發生變化，對農民工的流動和居留決策產生影響，因此，本文在關注農民工長期居留意愿的水平和變動趨勢時考量到了年齡、時期、隊列這三個關鍵的時間維度，并且基于生命歷程中的重要事件對具有不同特征的群體之間長期居留意愿變化是否存在差異進行了分析，以期能夠更全面、精準地了解農民工城市居留意愿的特征規律，為提升農民工的城市融合水平、制定有針對性的推動農民工市民化的政策措施提供參考。

二、文獻述評

居留意愿是指流動人口結合自身條件和流入地的社會經濟發展情況對自身的居住方式所作出的理性判斷，這種主觀態度直接決定了其做出居留、返鄉或是循環流動等行為選擇[1-2]。學界普遍將流動人口選擇在流入地持續居住5 年以上認定為具備長期居留意愿，將之視作農民工市民化的先決條件。作為一種主觀傾向，農民工居留意愿往往同時受到個體條件和外部環境等多種因素影響。從個人因素看，擁有穩定的婚姻、接受良好的教育培訓、具備較強的抗風險能力以及擁有可觀的收入都將提升農民工在流入地城市居留意愿[3-5]。當前，家庭式流動已逐漸取代個人流動，成為主要的遷移模式。家屬隨遷通常會增強農民工的長期居留意愿，特別是與子女共同遷移是農民工選擇在城市長時間居留的主要動力[6-7]。就外部條件而言，戶籍制度在較長一段時間內都被視作影響中國城鄉流動的最為突出的障礙[8-9]，極大地阻礙了農民工市民化[10-11]。但也有一些學者認為，在戶籍制度合法的壓力下，為追求城市美好生活、享有平等權利待遇，農民工反而更有動力去實現長期永久的遷移[12]；同時，隨著戶籍制度改革和城鄉一體化融合發展，城市勞動力市場對農業戶籍的歧視程度在不斷削弱[13]，城市落戶的門檻也在降低；因此，戶籍制度并不是流動人口在城市居留、落戶的最大阻力[14]，城市環境、規模和發展潛力等方面對此的影響反而更為突出。大城市有著完備開放的醫療保險、失業保險和住房保障等公共服務和社會福利，有著更高的勞動力需求，能為農民工提供獲取高收入工作的機會[15-16]，較中小城市而言，大城市更能促進農民工長期居留意愿的增加[17]。但城市發展過速，生活成本上漲的壓力難以通過就業機會的增加和收入水平的提高來平衡[18]，高昂的房價下農民工較為欠缺的住房支付能力等都會阻礙這一群體居留和落戶[19]，因此，部分規模中等的城市在積極有力的政策支持、高速發展的交通基建等一系列利好條件之下，反而比一些大型城市、城市群的中心城市對農民工更具吸引力[20]。

作為一種主觀態度，農民工在城市的長期居留意愿是動態變化的，不同年齡階段、不同社會時期以及不同出生隊列的農業轉移人口的長期居留意愿呈現出有差異的態度變動特征。

個體在不同生命階段會展示不同的社會屬性和生物屬性，成長過程中其思想觀念和行為模式也會逐漸發生變化。這種差異是由年齡這一生理性因素引起的，反映了整個生命歷程的發展變化，也就是年齡效應（Age effects）?，F有研究大多認為伴隨著年齡的增長，農民工遷移的動力和能力減弱，在城市的長期居留意愿會逐漸降低[21-22]。青年農民工由于經常在城市工作，對農村較為陌生，對城市更有歸屬感，加之比年長的農民工有著更長的可工作年限和更大的就業技能提升空間，因此對城市生活更加期待，居留意愿相對更強[23]。而伴隨著年齡的增長，這一群體的身體機能逐漸減弱、市場競爭力衰減，逐漸與城市勞動力市場用工需求不相匹配，就業機會的減少使得農民工回流概率增大，繼續在城市居留的意愿減弱[24]。

社會變遷對所有世代的共同影響被定義為時期效應（Period effects），具體表現為包含一系列歷史事件和環境因素在內的同一時間外部作用力對全年齡組的影響[25]。近年來，大量農民工選擇在戶籍所在地縣市城區就近打工而非長距離流動，早出晚歸成為一種趨勢，農民工在城市長期居留的意愿不進反退[26]。對此，部分學者認為，在城鄉融合和鄉村振興政策激勵下，農村土地穩步增值，農村公共服務持續優化，再加上惠農補貼和土地收益增長，農村戶籍蘊含的價值逐漸增加[27]，對農民工返鄉形成一種持續的拉力。與此同時，在城市的交通擁堵、空氣污染和住房緊張等問題影響之下，農民工的遷移、居留意愿逐漸降低。近年來很多農民工選擇重返農村，“逆城市化”現象逐漸變得普遍[28-29]。也就是說，在城市“推力”和農村“拉力”共同作用之下，從時期層面來看，農民工在城市的長期居留意愿整體是有所下降的。

同一時間出生的群體會共同受到特定社會事件的影響，這種影響在成長歷程中起著潛移默化的作用。而不同世代的群體將在不同的年齡段經歷同樣的社會事件，其受到的影響在不同隊列之間是有差異的，且這種差異隨著個體生命歷程的推進而逐漸產生分化，也就是形成隊列效應（Cohort effects）[30]。學界普遍將20 世紀80 年代出生，并于90 年代中后期進入城市打工的農村戶籍人口視作新生代農民工，與之對應的則是老一代農民工[31]，對不同出生隊列的農民工長期居留意愿的研究也主要集中于這兩個群體。由于出生環境、成長背景、接受教育等方面的差異，兩代農民工有著不同的價值觀念、生活期待和社會認同度，繼而產生有差別的認知和行為意愿[32]。老一代農民工的定位大多是城市的匆匆過客，返鄉養老意愿較強。伴隨著農村傳統“離土不離鄉”觀念的瓦解以及土地資源束縛力的松弛，經濟利益和生活質量兼重的新生代農民工則更愿意在城市生活[33]。但也有學者指出，隨著農民工通婚圈的擴張，跨區域婚姻占比提高可能會影響到婚姻的穩定性[34]，從而削弱新生代農民工在城市的長期居留意愿[35]。

既有研究多集中于分析影響農業轉移人口城市居留意愿的因素，聚焦某一時間點或特定區域，并分別從不同年齡、時期、隊列視角出發對農民工的城市居留意愿進行討論。但單一維度無法對農民工長期居留意愿進行全面、精準的刻畫，不同代際的農民工在個人發展和社會變遷進程中居留意愿的變化容易被忽略。在已有研究成果的基礎上，本文關注了農民工長期居留意愿在年齡、時期、隊列三個時間維度上可能存在的效應。為理解身體機能、社會角色以及社會經濟環境變更等內外力交互對農民工城市長期居留意愿的影響，本文試圖從生命歷程視角出發對其具體水平和變動趨勢進行觀察，并分析這一主觀意愿在不同群體間的特征趨向存在怎樣的差異。

三、數據和方法

（一） 數據來源

本文使用2012 年、2014 年、2015 年、2016 年、2017 年、2018 年共六期中國流動人口動態監測調查（China Migrants Dynamic Survey, CMDS）數據進行研究。本文所界定的“農民工”為戶籍在農村、在流入地城市居住一個月及以上、處于就業狀態的16～60 周歲的流動人口。經統計，六個調查時點的樣本數分別為50263、51414、64087、17108、26928、30164，共計239964 個有效樣本。

（二） 變量設定

因變量是農民工在城市的長期居留意愿。通過整理CMDS 問卷中相關題項②，剔除缺失值，以5 年為界構造一個二分類變量，本文將預計在本地居留5 年及以上（5～9 年、10 年以上、定居）的視作具備長期居留意愿的農民工；將不打算繼續留在本地和預計在本地居留5 年以下（0～4 年）的視作不具有長期居留意愿的農民工。

年齡、時期、隊列是本文重點關注的三個時間層面的維度。年齡和年齡的平方項作為連續變量設置在第一層自變量中。樣本年齡分布區間為16～60 周歲，均值為32.75 歲，其中77.86%的農民工小于40 周歲，為青壯年勞動力。時期和隊列共同設置在第二層自變量中。時期按實際調查時點分為2012、2014、2015、2016、2017、2018 年六個觀測時期。隊列則根據農民工的出生年份1952—2001 年，以三年為一個組別，共劃分為17 個隊列。

其它控制變量的選擇則依據既有研究成果，選取性別、受教育水平、婚姻狀態以及隨遷情況反映個人特征，流動范圍和流入區域反映流動特征，收入水平、就業身份、是否購買城鎮職工醫療保險反映社會經濟特征。具體的變量選擇說明見表1。

表 1 變量描述統計表

（三） 分析方法

考慮到個體在測量時點的長期居留意愿會同時受年齡、時期、隊列三個因素的共同影響，本文使用可以對三個時間維度的單獨效應進行識別和分離的年齡、時期、隊列（APC）分析方法，但在實際操作過程中存在時期、年齡和隊列的關系，三個因素之間的完全共線性使得APC 分析無法對效應進行有效分解。參考Yang and Land 提出的分層APC 交叉分類隨機效應模型（Hierarchical APC-Cross-Classified Random Effects Models），本文設置固定效應（年齡）和隨機效應（時期和隊列）模型，讓模型內部產生嵌套關系，使三個因素不在同一層面上，就可以較好地解決共線性問題[36]。該模型也是目前學界使用較頻繁、認可度較高的方法，能同時有效地估計三種效應，具體公式如下：

第一層模型（個體層面模型）：

第二層模型（時期和隊列層面模型）：

整體公式（第一層模型+第二層模型）：

其中，i=1, 2, ··· ,njk，代表處于隊列j和時期k的個體i；j=1, 2, ··· , 17，代表有17 個出生隊列；k=1, 2, ···, 6，代表6 個時期，也就是調查年份。Yijk的含義為個體i在時期j和隊列k中所測得的長期居留意愿。Yijk的變化可由第一層模型中自變量以及第二層模型中由時期和隊列所產生的截距效應進行解釋。在第一層模型中，β0jk為截距，Xijk為控制變量，β表示固定效應的回歸系數。在第二層模型中，β0表示截距，μ0j表示第j個時期的效應，θ0k表示第k個隊列的效應。

此外，本文關注了在第二層模型中時期和隊列是否會對截距項以外的其他變量的斜率產生隨機效應，加入了式（4）。即對不同特征的農民工群體，譬如不同性別、不同受教育程度等，在時期或隊列上的變動趨勢所存在的差異進行了進一步觀察。其中，β3仍表示變量Xijk的固定系數，μ3j表示時期層面變量的隨機效應，θ3k表示隊列層面變量的隨機效應。式（4）如下：

四、實證結果分析

如表2 所示，模型1 作為基準模型，僅考慮了年齡、時期和隊列因素的影響，估計結果顯示農民工的長期居留意愿在三個時間維度上均具有顯著差異。模型2 在此基礎上加入了人口學特征控制變量，模型3 又加入了流動特征控制變量，模型4 進一步加入了社會經濟特征控制變量。納入了所有控制變量的模型4 的估計結果顯示，具有女性、接受了高等教育、有家屬隨遷、短距離流動、高收入水平、自雇的就業身份、購買城鎮職工醫療保險等特征的農民工具有更強的長期居留意愿。同時也發現，在不加入社會經濟層面變量的模型2 和模型3 中，男性農民工的居留意愿高于女性，說明收入水平、就業身份和保險的購買情況促進了女性長期居留意愿的提升。

表 2 HAPC-CCREM 對農民工長期居留意愿的主要估計結果

（一） 年齡效應

根據HAPC-CCREM 結果，農民工的年齡與長期居留意愿之間并非單調的線性關系。模型1—4 中，作為固定效應的年齡變量的系數始終為正、年齡平方項的系數始終為負，且均在1%水平上顯著，說明農民工年齡對其長期居留意愿存在影響且二者間關系呈倒“U”形分布。增長曲線在40 歲左右達到峰值，即青年時期的農民工具有更為樂觀的城市居留意愿，且隨年齡增長居留意愿增強，而40 歲之后的中年農民工的長期居留意愿則隨年齡增長而逐漸減弱。

（二） 時期和隊列效應

1. 時期效應

在模型1—4 中，隨機效應的方差估計結果顯示時期的截距項始終在1%水平上顯著，說明在控制了年齡和隊列后，時期會顯著影響到農民工在城市的長期居留意愿。且在個體層面依次加入流動特征、社會經濟特征等控制變量后，這一顯著的時期效應依然存在。如圖1 所示，隨著時期的推移，農民工的城市長期居留意愿在2012—2018 年間呈波動下降的特征趨勢。其中2012 年的時期效應值為0.09；2017 年時期效應值為-0.13，農民工城市長期居留意愿跌至谷底，較2012 年下降19.65%；2018 年農民工長期居留意愿是2017 年的1.04 倍，有窄幅回升，但整體仍處于較低的水平。

圖 1 HAPC-CCREM 估計下農民工長期居留意愿的時期效應變動趨勢

2. 隊列效應

模型1—4 顯示，農民工長期居留意愿存在顯著的隊列效應，且相比時期趨勢，農民工在城市的長期居留意愿在隊列層面上的變化更為明顯。如圖2 所示，在加入個體層面的所有控制變量后，HAPC-CCREM 估計下長期居留意愿的隊列效應變動趨勢整體呈現出“兩高兩低”特征?！皟筛摺狈謩e出現在1954—1959 年、1978—1989 年出生隊列，其間出現一個凹陷，最低值出現在1969—1971 年，此后開始回升。自1989 年起，農民工的長期居留意愿持續下降，直至1996—1998 隊列形成第二個低谷，而后小幅上升。

圖 2 HAPC-CCREM 估計下農民工長期居留意愿的隊列效應變動趨勢

（1）“兩高”：1954—1959 年、1978—1989 年出生隊列。

出生于1954—1959 年的農民工，隨著農村經濟體制改革的啟動和突破進入了青年時期，戶籍制度的逐漸松動使農民獲得生產經營自主權，有了更多的自主選擇和自由流動機會。在觀察期內，此隊列出生的高齡農民工多與配偶、子女共同流動，其居留意愿及行為選擇也更需要兼顧家庭成員的態度。家庭化遷移的流動人口城市長期居留意愿更高已得到驗證，這一現象在初代農民工中尤為明顯[37]。

1978—1989 年出生的農民工的城市長期居留意愿處于較高水平，其中隊列效應的最高峰出現在1981—1983 隊列。這個群體出生、成長于改革開放時期，城市經濟建設快速發展，農村勞動力獲得了大量城市就業機會；1999 年高校擴招政策也為這一出生隊列的人提供了更多的接受高等教育的機會，助力其積累了豐富的人力資本；爾后城鎮職工養老保險制度改革為正值壯年的農民工提供了基本生活保障，使其能度過經濟上相對無憂的晚年。整體來講，這一代人的物質生活和精神思想相較于上一代人更為富足。因此，在人力資本、經濟資本較充裕的前提下，農民工在城市居留的能力增強，提升了這一時期出生的農民工在城市長期居留的意愿。

（2）“兩低”：1966—1974、1990—1998 出生隊列。

1966—1974 隊列的農民工進入勞動年齡后，我國的戶籍制度有所放寬，但二元戶籍制度仍然對農村勞動力自由向城市遷移有所制約。20 世紀80 年代中期，為縮小中小城市和大城市之間的差距，我國開始積極發展鄉鎮企業，提出農民“離土不離鄉、進廠不進城”的勞動力就地轉移方式。加之80 年代初期農村土地政策變革的實施和農民對農村宅基地的永久使用權使得這個群體即便是回流，在農村的生活依然能夠得到保障。CMDS 數據顯示，這一出生隊列的農民中過半數都在戶籍地農村老家有承包地或宅基地。綜上，這一出生隊列的農民工整體而言與農村的聯系較為緊密，在城市的長期居留意愿較弱。

二十世紀九十年代，中國正實行著嚴格的計劃生育政策，1990—1998 年出生的普遍為獨生子女，贍養老人的經濟壓力較大。在觀測期內，這一出生隊列的農民工大多屬于初入勞動力市場，在城市面臨積累較少、房價較高的雙重困境，制約了他們的城市長期居留意愿。此外，這一出生隊列的農民工多為獨立流動，缺乏家庭的關懷陪伴，加之日益激烈的就業競爭給其帶來一定的壓力，相應地削弱了其在城市居留的意愿。

（三） 性別、受教育程度、就業身份的隊列趨勢差異

出生、入學、擇業、婚姻是個體生命歷程中的重大事件。本文關注了這四個事件下不同特征群體的時期和隊列趨勢差異。在婚農民工長期居留意愿在各時期、隊列都高于未婚農民工，這說明穩定的婚姻狀態對長期居留意愿有促進作用，這與既往研究結論相符。不同性別、受教育程度和就業身份的農民工在時期層面并不存在顯著差異或差異較小，故本節僅對群體間的隊列效應差異進行討論。

1. 長期居留意愿的性別隊列效應

本文在模型4 的隨機效應層面上加入性別變量，得到模型5 這一性別隨機斜率模型（見表2）。模型在p＜0.05 的水平上通過顯著性檢驗，表明男性農民工和女性農民工的長期居留意愿在隊列上存在顯著差異。

如圖3 所示，男性和女性在隊列上的變動趨勢較為一致，但女性的長期居留意愿水平波動較男性更大。尤其是在1978—1989 年的出生隊列中，女性比男性呈現出更強的長期居留意愿?？赡艿慕忉尀椋哼@個群體出生、成長于改革開放時期，生活水平和生活環境較過往有了很大改善。80 年代出生的女性趕上教育改革的紅利期，這一出生年代的農民工中女性接受高等教育的比例高于男性③、整體學歷水平遠高于上一代人。當這一批人口進入勞動力市場后，男女平等基本國策得到了立法確認，女性在就業方面擁有了更多的機會，80 年代出生的女性農民工規模逐漸擴大。從流動方式來看，這一部分女性不是家庭中男性流動人口的附帶，而是更為獨立，在生活方式的選擇上有更大的自主權。社會環境的變遷、對個體價值的重視、人力資本的積累都使得女性有著更為強烈的長期居留意愿。

圖 3 農民工長期居留意愿的性別隊列效應趨勢

2. 長期居留意愿的受教育程度隊列效應

教育是影響流動人口居留、定居的重要因素，接受良好教育的流動人口群體大多擁有更強烈的長期居留意愿。針對受教育程度的斜率在隊列上的隨機效應，本文在模型4 的隨機效應層面上加入受教育程度變量，得到模型6 這一隨機斜率模型（見表2）。模型在p＜0.01 的水平上通過顯著性檢驗，表明接受過高等教育（大專及以上）和高中及以下文化程度的農民工的長期居留意愿在隊列上存在顯著差異。

如圖4 所示，未接受過高等教育的農民工的長期居留意愿處于較低水平，在隊列上波動較小。除去個別出生隊列，整體而言，接受過高等教育的農民工具有更強的長期居留意愿，尤其是1975—1992 年出生的隊列表現為接受過高等教育的群體的長期居留意愿顯著高于學歷為中學及以下的群體的意愿。1992 年后出生的接受過高等教育的農民工在城市的長期居留意愿驟然下跌，可能的解釋為當這一批人口進入勞動力市場時正是“民工荒”和“就業難”并存之際，相應也削弱了此類農民工的長期居留意愿。

圖 4 農民工長期居留意愿的受教育程度隊列效應趨勢

3. 長期居留意愿的就業身份隊列效應

針對就業身份的斜率在隊列上的隨機效應，本文在模型5 的隨機效應層面上加入就業身份變量，得到模型7 這一隨機斜率模型（見表2）。模型在p＜0.01 的水平上通過顯著性檢驗，表明自雇和受雇農民工的長期居留意愿在隊列上存在顯著差異。

如圖5 所示，自雇和受雇農民工整體變動趨勢較為一致。1966—1968 隊列為自雇群體長期居留意愿的拐點，爾后開始增長；而受雇者的居留意愿持續下降，至1972—1974 隊列達到最低，在1996—1998 隊列呈第二個小低谷，受雇者的隊列變動趨勢與農民工群體的總體變動趨勢更為吻合。這說明農民工長期居留意愿在1966—1968 隊列后的持續下滑和1975—1977 隊列上的快速增長主要歸因于自雇群體。

圖 5 農民工長期居留意愿的就業身份隊列效應趨勢

除了出生于1981—1998 年的受雇農民工較自雇農民工而言表現出更為樂觀的居留意愿外，自雇農民工的居留意愿大多高于受雇者?？赡艿慕忉尀?，相比于受雇者，自雇者在城市居留的考量上更為注重自己的經濟實力，受雇者則更受婚姻的影響[38]。而在80 代和90 代出生的農民工中，擁有中等及以上收入的自雇群體的比例遠不如受雇群體，也較70 代出生的農民工有所下降，因此這一時期出生的自雇群體并未展示出較為樂觀的城市居留意愿。而從婚姻狀況來看，在調查時期內，出生于80 年代的受雇群體已婚比例整體較自雇群體更高，這一隊列的受雇農民工也就更傾向于在城市長期居留。

五、結論和討論

本文對16～60 周歲的農民工長期居留意愿在年齡、時期、隊列三個時間維度上的變動趨勢進行分析。研究發現，農民工長期居留意愿的年齡、時期、隊列效應顯著，其變動是在個人生命周期演變、社會變遷和世代更迭的共同作用下發生的。隨著個人年齡的增長，農民工的長期居留意愿體現出先上升后下降的倒“U”形變化特征。從時期角度看，社會經濟的發展、城鎮化率的逐年上升并未相應地提高農民工在城市長期居留的意愿，農民工的長期居留意愿在觀測時期內整體呈下降態勢。而相比時期趨勢，農民工在城市的長期居留意愿在隊列維度上的變化更為明顯。不同時代出生的農民工的長期居留意愿存在明顯差異，尤其是出生于1978—1989 年第一批享受改革開放成果的群體在觀測期間的長期居留意愿顯著高于其他出生隊列的農民工。進一步分析表明：長期居留意愿在農民工群體中表現出性別差異，女性長期居留意愿整體較高且隊列效應波動更大；受過高等教育的農民工的長期居留意愿高于未受過高等教育的農民工，在80 后這一群體之中表現尤為明顯；自雇群體的長期居留意愿整體更高，而個別隊列中收入水平更高的受雇者也表現出更為樂觀的城市長期居留意愿。

在未來相當長的一段時間內，我國將繼續深化工業化和城鎮化，仍有相當數量農村剩余勞動力需要轉移就業，農民工在城市的長期居留作為一個持續性的問題需要社會各界的高度關注。為提升農民工長期居留意愿，推動農民工融入城市社會，加快農業轉移人口市民化進程，結合前述分析，本文總結出如下三點啟示：第一，鼓勵農民工家庭式的遷移流動，城市公共服務的供給應考慮到農業轉移人口多方面的需求。家庭作為社會的細胞，家庭式流動使得很多分離的夫婦和子女再度在流入地團聚，可以使農業轉移人口在流入地更為穩定地居住，對改變家庭生活狀態、增強家庭生活幸福感、提升農民工長期居留意愿有著積極意義。第二，提升農民工的受教育水平，加強勞動者的職業技能培訓。高學歷的農民工整體而言能在城市勞動力市場中獲取更可觀的工資收入、更寬廣的就業渠道，也就有更為樂觀的城市居留意愿。擁有與崗位相匹配的職業技能則可為農民工積極適應流入地勞動力市場新形勢、融入城市新生活提供良好的契機。第三，保障農民工的就業質量，尤其要重視大齡農民工的就業需求。我國老齡化進程的深化同樣也體現在大齡農民工的占比逐漸攀升方面，應關注這一群體的就業意愿和就業需求。在身體健康、生產安全的前提下，降低大齡農民工的就業門檻，發揮他們技術熟練、經驗豐富的優勢，保障每種就業身份農民工的合法權益，幫助農民工變“候鳥式”打工為穩定就業，為他們在城市的長期居留提供牢固支撐。

注釋：

①數據來源：2002 年農民工總量數據來源于《改革》2009 年發表的文章《中國農民工現狀及其發展趨勢總報告》；2022 年農民工總量數據來源https://www.stats.gov.cn/sj/zxfb/202304/t20230427_1939124.html；2002 年、2022 年總人口數量數據分別來源https://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01&zb=A0305&sj=2002 和https://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01&zb=A0305&sj=2022。

②CMDS 問卷關于流動人口居留意愿的題項：2012 年、2014 年為“您是否打算在本地長期居?。? 年及以上）？”；2015 年、2016 年為“您今后是否打算在本地長期居?。? 年以上）？”；2017 年、2018 年為“今后一段時間，您是否打算繼續留在本地？”“如果您打算留在本地，您預計自己將在本地留多久？”。

③數據來源：根據CMDS 數據整理得出。