陕西农民工市民化意愿的影响因素实证分析

 

摘要

“十三五”规划纲要明确指出要加快农业转移人口市民化,但受限于自身学历、技能、社会关系等方面,进城农民工的市民化意愿较低。本文从人力资本、城市融入、土地成本的角度出发,利用2019年陕西农民工市民化进程动态监测调查数据,采用结构方程模型对影响陕西农民工市民化意愿的因素进行实证分析。结果表明,人力资本和城市融入显著正向影响农民工市民化意愿,而土地成本有着显著的负向影响。应增加农民工人力资本积累、提高农民工城市融入、重视土地成本相对较低的新生代农民工市民化工作,从而解决农民工愿意定居、不愿落户困境。

 

关键词:农民工市民化  人力资本  城市融入  土地成本  市民化意愿  结构方程模型

前言

国家“十三五”规划纲要中明确指出,要加快农业转移人口市民化,在“十三五”末期,常住人口城镇化率以及户籍人口的城镇化率要分别达到60%45%。近年来,陕西省不断深化进户籍制度改革,尤其是西安人才户籍新政的实施、移民搬迁政策的推进等,使全省的城镇化水平稳步提高,农民进城落户人数不断增加。2016年、2017年、2018年,陕西城镇化率分别为55.34%56.79%58.13%。然而,受限于自身学历、技能、社会关系等方面,进城农民工的市民化意愿较低,阻碍了城镇化水平的提高。鉴于此,本文从人力资本、城市融入、土地成本的角度出发,研究相关因素对于陕西农民工市民化意愿影响的路径效应,提出相关研究假设,依据2019年陕西农民工市民化进程动态监测调查数据,构建结构方程模型进行实证分析,并提出相应对策建议。

一、文献综述

近年来社会各界对于农民工市民化意愿的影响因素已展开大量的实证分析研究。苏群和李潇(2019)基于中国劳动力动态调查2014年数据,使用二元Logistic模型探析农民工市民化能力对其定居意愿的影响及群体差异,结果表明农民工市民化能力水平较低,生存能力和发展能力对农民工城镇定居意愿产生显著正向影响;从群体差异角度讲,生存能力与发展能力对新一代农民工和异地农民工定居意愿影响更甚,对老一代农民工与本地农民工影响较小[1]。温馨(2018)利用国家统计局历年(2009-2016年)《农民工监测调查报告》、国家卫生和计划生育委员会2013年流动人口动态监测调查、《中国统计年鉴》、《中国发展报告》、人力资源和社会保障部历年《人力资源和社会保障事业发展统计公报》数据,运用Logistic回归模型对农民工市民化的影响因素进行实证分析,研究结果发现:受教育年限、城市务工年限、月收入、就业途径、城市归属感、身份认同、住房性质和参加社会保障数量是影响农民工市民化意愿的因素,但不同代际、不同就业方式和不同区域农民工子群体在市民化意愿的影响因素上呈现出相似性和差异性[2]。王桂新和胡健(2015)利用2011年全国流动人口抽样调查数据,通过二元Logistic模型定量分析我国城市农民工社会保障对其市民化意愿的影响,发现就业保障、社会保险、住房保障及教育保障等社会保障状况对市民化意愿具有显著正向影响[3]。李练军(2015)基于江西省1056位新生代农民工实地调查数据,运用Logistic回归模型,对影响中小城镇新生代农民工市民化意愿的因素进行分析,认为新生代农民工市民化意愿受到个体、家庭、工作、经济、制度、社会和心理等多种因素的综合影响,其中,土地处置方式、参加社保数量和月消费水平对市民化意愿影响最为显著[4]。陈昭玖和胡雯(2016)运用江西省460位农民工的调查数据,采用结构方程模型对影响农民工市民化意愿的因素进行实证分析发现:人力资本、地缘特征显著影响农民工的市民化意愿,呈正向相关关系。增加人力资本积累越多、提升地缘特征的推拉力越具优势,农民工的市民化意愿越强。建议应提升农民工、政府承担个人成本、社会成本的能力,从而建立合理分配农业转移人口市民化的成本分摊机制[5]。陈典和马红梅(2019)以四川、贵州、云南三省共507个调查数据为样本,建立了农民工市民化意愿的结构方程模型,研究认为人力资本、社会资本、心理资本是市民化意愿的影响因素,且影响程度依次降低。人力资本中的学历、社会资本中的新型社会资本、心理资本中的幸福感是最主要的影响因素[6]

总体来说,农民工市民化意愿影响因素的实证研究由于数据来源不同而结论各异。本文采用陕西农民工市民化进程动态监测调查2019年数据进行实证分析,研究更贴近陕西省情。

二、理论分析与研究假设

(一)理论分析

人力资本是由人们通过自身的投资形成的有用的能力所组成,体现为人自身的知识、能力和健康的总和。农民工人力资本由自身的教育水平、职业技能、工作经验等构成,决定了农民工的就业信息能力、决策能力、非农适应能力等。较高的人力资本有利于农民工在城市生存和生活,提高农民工市民化意愿。

农民工通过人力资本在城市获得了生存和生活的物质条件,但能否融入城市生活也直接影响到市民化意愿。农民工从农村地区转移到了城镇,其生活方式、居住环境、社交范围等都发生了巨大的变化,能否适应和满意城市生活、与城市居民的互动、自我身份的认同及国家长期执行的城乡二元结构相关政策的弱化都直接影响到城市融入程度。较高的城市融入能提高农民工市民化意愿。

人力资本与城市融入之间也存在相互作用:较高的人力资本使农民工在城市获得更满意的生活、居住环境,更容易融入城市生活;较高的城市融入帮助农民工在城市获取更高的人力资本。

在当前的户籍和土地制度下,当农民工由农村人口向城市转移时,可能会失去已有的集体福利(如村集体收益分配权)和对土地等集体财产的所有权(如承包地和宅基地),因此较高的土地成本会降低农民工市民化意愿。

进城居住和户口转移是农民工市民化转化两个关键内容,进城定居是农民工转化为市民的前提条件,户口迁移是农民工成为市民的重要标志。因此,市民化意愿应包含农民工进城定居意愿和农转非两个方面。

(二)研究假设

基于以上分析,本文构建了农民工市民化意愿的假设模型(见图1)。模型包含人力资本、城市融入、土地成本、市民化意愿四个潜在变量。其中,人力资本包含文化程度、职业证书、从业时间、月收入共4个观测变量;城市融入包含居住满意度、生活适应度、自我认同共3个观测变量;土地成本包含承包地、宅基地、村集体收益分配权共3个观测变量;市民化意愿包含定居意愿、农转非意愿共2个观测变量。本文提出如下研究假设:

H1:人力资本显著影响市民化意愿,呈正相关关系;

H2:城市融入显著影响农民工意愿,呈正相关关系;

H3:土地成本显著影响农民工意愿,呈负相关关系。

H4:人力资本与城市融入间存在显著正相关关系。


1农民工市民化意愿的影响因素假设模型

三、数据来源与样本特征

(一)数据说明

本文采用的数据来源于2019年陕西农民工市民化进程动态监测调查实地调研数据,共有外来农民工样本1345个,分布在西安市、铜川市、宝鸡市、咸阳市、渭南市、延安市、汉中市、榆林市、安康市等9个城市的市辖区以及蒲城县、富平县、子长县、神木县、定边县等5个人口规模较大县的城镇区域(具体分布见表1)。

1  调查样本分布情况(单位:个)

地区名称

样本数量

地区名称

样本数量

西安

445

榆林

145

铜川

55

安康

55

宝鸡

100

蒲城

45

咸阳

100

富平

50

渭南

55

子长

55

延安

100

神木

50

汉中

45

定边

45

(二)样本特征

如表2所示,样本中的外来农民工平均年龄为39.9岁,以已婚为主,占82.2%。他们的受教育程度普遍偏低,学历在初中及以下的占60.1%。绝大多数人没有取得任何职业资格证书或技术等级证书,占86%。他们以工资性就业为主,占61.9%。在过去12个月中平均从业时间为9.35个月,月收入以“2001-3000元”为最多,占21.3%,平均月收入为3925.6元。

2  调查样本特征描述(单位:个,%

因素

特征

频数

频率

因素

特征

频数

频率

婚姻状况

无配偶

240

17.8

居住满意度

非常不满意

15

1.1

有配偶

1105

82.2

不太满意

148

11.0

文化程度

未上过学

47

3.5

一般

561

41.7

小学

179

13.3

比较满意

547

40.7

初中

583

43.3

非常满意

74

5.5

普通高中

242

18.0

生活适应度

非常不适应

0

0.0

中等职业教育

57

4.2

不太适应

9

0.7

高等职业教育

34

2.5

一般

220

16.4

大学专科

117

8.7

比较适应

824

61.3

大学本科

81

6.0

非常适应

292

21.7

研究生

5

0.4

自我认同

 

不是本地人

337

25.1

职业证书

1157

86.0

说不清

197

14.6

初级(五级)

71

5.3

是本地人

811

60.3

中级(四级)

67

5.0

承包地

没有

334

24.8

高级(五级)

29

2.2

1011

75.2

技师(二级)

13

1.0

宅基地

没有

181

13.5

高级(一级)

8

0.6

1164

86.5

就业状况

未从业

156

11.6

村集体收益分配

没有

728

54.1

工资性就业

832

61.9

617

45.9

自我经营

350

26.0

定居意愿

没有

311

23.1

雇主

7

0.5

不确定

248

18.4

月收入

1000元及以下

171

12.7

560

41.6

1001-2000

137

10.2

已经定居

226

16.8

2001-3000

286

21.3

农转非意愿

不愿意,

765

56.9

3001-4000

234

17.4

不确定

358

26.6

4001-5000

221

16.4

愿意

172

12.8

5001-6000

124

9.2

已迁至城市

50

3.7

6001及以上

172

12.8

 

 

 

 

四、结构方程模型分析

(一)变量的选取和描述性分析

基于前文构建的外来农民工市民化意愿理论模型,本文选取农民工的市民化意愿作为潜在因变量,选取农民工的人力资本、城市融入、土地成本作为(潜在)自变量,并选取相应指标作为观测变量,具体情况见表3

3  变量的定义及统计性描述

 

变量名称

符号

定义

均值

标准差

人力

资本

文化程度

edu

1=未上过学,2=小学,3=初中,4=普通高中,5=中等职业教育,6=高等职业教育,7=大学专科,8=大学本科,9=研究生

3.81

1.797

职业证书

pro

1=无,2=初级(五级),3=中级(四级),4=高级(五级),5=技师(二级),6=高级技师(一级)

1.29

0.818

从业时间

wot

过去12个月内工作了几个月(月,保留一位小数)

9.35

3.815

月收入

inc

1=1000元及以下,2=1001-2000元,3=2001-3000元,4=3001-4000元,5=4001-5000元,6=5001-6000元,7=6001及以上

3.93

1.857

城市

融入

居住满意度

liv

1=非常不满意,2=不太满意,3=一般,4=比较满意,5非常满意

3.38

0.796

生活适应度

sui

1=非常不适应,2=不太适应,3=一般,4=比较适应,5=非常适应

4.04

0.637

自我认同

ide

1=不是本地人,2=说不清,3=是本地人

2.35

0.854

土地

成本

承包地

lan

0=没有,1=

0.75

0.432

宅基地

ruh

0=没有,1=

0.87

0.341

村集体收益分配权

vin

0=没有,1=

0.46

0.498

市民

意愿

定居意愿

set

1=没有,2=不确定,3=有,4=已经定居

2.52

1.024

农转非意愿

rtn

1=不愿意,2=不确定,3=愿意,4=已迁至城市

1.63

0.844

从表3中的统计性描述可知:在人力资本方面,接受调查的农民工文化程度较低,多数为初中及以下,取得的职业证书水平偏低;在城市融入方面,居住满意度、生活适应度、自我认同的得分分别是3.384.042.35分,意味着接受调查的多数农民工认为目前的居住条件一般,对于本地的城市生活比较适应,但说不清自己是不是本地人;在土地成本方面,接受调查的多数农民工在老家有承包地和宅基地,但没有村集体收益分配权;在市民化意愿方面,定居意愿的平均得分是2.52分,农转非意愿的平均得分是1.63分,意味着接受调查的多数农民工不确定自己是否愿意在城市定居,并且不愿意将户口迁到城市。

(二)模型设定

人力资本、城市融入、土地成本、市民化意愿都是无法用单一指标来衡量的潜在变量,传统的统计分析方法难以精确分析这些潜在变量间的关系,而结构方程模型(SEM)能够很好的进行潜在变量的估计和复杂自变量/因变量预测模型的参数估计。为此,本文采用结构方程模型来分析潜在变量间及各潜在变量与观测变量间的关系。结构方程模型可分为测量模型和结构模型:(1)测量模型:反映潜在变量与观测变量间的相互关系。观测变量是指可以通过量表或问卷等测量工具得到的具体数据,潜在变量是指观测变量间所形成的特质或抽象概念。潜在变量的强度无法直接测量,要通过观测变量的数据来反映。(2)结构模型:反映潜变量之间的关系。当潜在变量作为外生变量时,称为外生潜变量;当潜在变量作为内生变量时,称为内生潜变量。

本文的结构方程模型的数学表达式为:

1

2

3

1)、(2)式均为测量方程,(3)式为结构方程。x表示外生观测变量组成的向量,本文模型中包含文化程度、职业证书、从业时间、月收入、居住满意度、生活适应度、自我认同、承包地、宅基地、村集体收益分配权共10个外生观测变量。y表示内生观测变量组成的向量,本文模型中包含定居意愿、农转非意愿共2个内生观测变量。表示外生观测变量与外生潜变量之间的关系,是外生观测变量在外生潜变量上的因子载荷矩阵,本文模型中即为10个外生观测变量和其对应的人力资本、城市融入、土地成本3个外生潜变量间的因子载荷矩阵。表示内生测量指标和内生潜变量之间的关系,是内生观测变量在内生潜变量上的因子载荷矩阵,本文模型中即为2个内生观测变量和市民化意愿之间的因子载荷矩阵。表示内生潜变量,本文模型中即为市民化意愿。表示外生潜变量,本文模型中即为人力资本、城市融入、土地成本。表示外生潜变量对内生潜变量的影响,是外生潜变量对于内生潜变量的路径系数矩阵,本文模型中即为人力资本、城市融入、土地成本对于市民化意愿的影响路径系数矩阵。分别表示外生观测变量与内生观测变量被潜在变量解释不完全的测量残差,表示结构方程的残差项,是内生潜变量无法被完全解释的估计误差。

(三)信度与效度分析

本文采用SPSS24.0软件对潜在变量及观测变量进行信度和效度分析。由表4可知,12个观测变量的整体Cronbach’s α值为0.554,潜在变量人力资本、城市融入、土地成本、市民化意愿的Cronbach’s α值分别为0.6010.5300.5520.421,说明各项指标存在一致性。在此基础上,本文进行了效度分析:首先,对样本数据进行KMO样本测度及Bartlett球形度检验,结果显示KMO值为0.613,接近于1Bartlett球形度检验中的近似卡方值为1871.573,说明观测变量间存在相关关系,适合进行因子分析;其次,本文对观测变量采用主成分因子分析,并对变量实施方差最大正交旋转,提取出四个主因子的方差累积贡献率达54.057%,所有观测变量在各自归属的因子上的载荷较高,说明潜在变量的结构效度良好。

4变量的信度、效度及因子分析情况表

 

变量名称

符号

标准因子载荷

Cronbach’s Alpha

贡献率

%

累积贡献率

%

人力

资本

文化程度

edu

0.581

0.601

15.448

15.448

职业证书

pro

0.537

从业时间

wot

0.734

月收入

inc

0.785

城市

融入

居住满意度

liv

0.696

0.530

13.851

29.299

生活适应度

sui

0.789

自我认同

ide

0.624

土地

成本

承包地

lan

0.785

0.552

13.384

42.683

宅基地

ruh

0.786

村集体收益分配权

vin

0.542

市民

意愿

定居意愿

set

0.779

0.421

11.374

54.057

农转非意愿

rtn

0.700

(四)模型配适度估计

本文采用AMOS24.0软件对结构方程模型进行参数估计,得到模型的绝对拟合指标显示(见表5):AGFI值为0.993,达到理想值;RMSEA值为0.063,接近理想值。相对拟合指数CFI值为0.743,在可接受范围内。节约调整指标:PGFI值为0.638PCFI值为0.563PNFI值为0.540,均达到理想值。总体看来,模型拟合效果较好,可以进一步考察模型的标准化路径系数。

5  结构方程模型整体配适度评价标准及拟合效果

统计检验量

含义

模型指标

标准

拟合结果

AGFI

调整后的拟合优度指数

0.993

>0.90

理想

RMSEA

近似误差均方根

0.063

<0.06

接近

CFI

比较拟合指数

0.743

>0.90

尚可

PGFI

简约配适度指数

0.638

>0.50

理想

PCFI

调整后的比较指数

0.563

>0.50

理想

PNFI

调整后的规准指数

0.540

>0.50

理想

CN

临街样本数

327

>200

理想

(五)模型路径分析与结果分析

采用AMOS24.0软件对本文建立的结构方程模型进行拟合,以验证在人力资本、城市融入、土地成本三者因素影响下,陕西农民工市民化意愿路径的合理性。

6路径及载荷系数估计结果表

潜在变量/可观测变量

路径

潜在变量

预计影响方向

未标准化路径系数

S.E.

C.R

P

标准化路径系数

市民化意愿

<---

人力资本

+

0.342

0.056

6.085

***

0.269

市民化意愿

<---

土地成本

-

-0.298

0.122

-2.443

0.015

-0.104

市民化意愿

<---

城市融入

+

0.402

0.099

4.076

***

0.187

城市融入

<-->

人力资本

+

0.051

0.11

4.599

***

0.222

文化程度

<---

人力资本

+

1.000

0.388

职业证书

<---

人力资本

+

0.280

0.041

6.850

***

0.255

从业时间

<---

人力资本

+

3.572

0.353

10.122

***

0.599

月收入

<---

人力资本

+

2.355

0.248

9.492

***

0.803

承包地

<---

土地成本

+

1.000

0.661

宅基地

<---

土地成本

+

0.723

0.105

6.918

***

0.644

村集体收益分配权

<---

土地成本

+

0.517

0.068

7.594

***

0.289

居住满意度

<---

城市融入

+

1.000

0.472

生活适应度

<---

城市融入

+

1.300

0.145

8.957

***

0.753

自我认同

<---

城市融入

+

0.995

0.096

10.386

***

0.440

定居意愿

<---

市民化意愿

+

1.000

0.802

农转非意愿

<---

市民化意愿

+

0.295

0.087

3.408

***

0.302

注:***1%的显著水平。带“—”的一条路径表示其作为SEM进行参数估计的基准。

结构模型反映出的各潜在变量间的关系如表6所示:(1)人力资本和城市融入对市民化意愿均呈现正相关关系,路径系数分别是0.2690.187,并且都在1%的显著性水平上显著;(2)土地成本对市民化意愿呈现负相关关系,路径系数是0.104,在5%的显著性水平上显著;(3)人力资本和城市融入间存在显著地正向相关关系,标准化后的相关系数为0.222,在1%的显著性水平上显著。由此可见,人力资本对农民工市民化意愿的影响最大,其次是城市融入,再次是土地成本。人力资本与城市融入间相互促进。人力资本越大、城市融入越好、土地成本越小,农民工的市民化意愿就越强烈。

测量模型反映的测量变量和潜变量的关系如表6所示:(1)模型中各观测变量对于相应潜在变量均存在显著影响,显著性水平达到1%;(2)月收入、从业时间、文化程度、职业证书与人力资本之间的标准化路径系数依次减小,分别为0.8030.5990.3880.255,说明月收入越高、从业时间越长、文化程度越高、获得的职业技能证书等级越高,人力资本就越大,农民工市民化的意愿就越强;(3)生活适应度是对城市融入影响程度最大的因素,居住满意度和自我认同对城市融入的影响几乎相当,这三个因素的标准化路径系数依次减弱,分别为0.7530.4720.440,说明农民工对于城市生活越适应、居住环境越满意、对于本地身份越认同,越有利于融入城市,市民化意愿就越强;(4)是否拥有承包地与宅基地均是土地成本影响较大的因素,其标准化路径系数分别为0.6610.644,村集体收益分配权也在相当程度上影响着土地成本,其标准化路径系数为0.289,在老家拥有承包地越多、宅基地越多、村集体收益分配权越大的农民工,其土地成本越高,市民化意愿越弱;(5)定居意愿、农转非意愿都对农民工市民化意愿有着显著的正相关关系,其标准化路径系数分别为0.8020.302


2结构方程模型标准化路径系数图

2为本文拟合后的结构方程模型的标准化路径系数图,图中各路径上的数字为相应的潜在变量间、潜在变量和对应观测变量间的路径系数,图中为各测量变量估计残差,为内生潜在变量估计残差。

通过结构方程模型分析结果表明:陕西农民工监测调查数据完全支持本课题研究假设。

五、研究结论和政策建议

(一)研究结论

本文以陕西1345个农民工市民化监测调查样本数据为基础,以人力资本、城市融入、土地成本为潜在变量构建结构方程模型。通过分析发现,实地调研数据支持本文的假设观点:农民工市民化意愿可以通过定居意愿、农转非意愿来衡量,人力资本、城市融入正向影响农民工市民化意愿,农民的土地成本负向影响市民化意愿。从结构方程模型的分析结果看,人力资本、城市融入每提高1个单位,农民土地成本每降低1个单位,市民化意愿分别提高0.2690.1870.104个单位,人力资本对市民化意愿的影响最大。从测量模型的分析结果看:收入越高、从业时间越长、文化程度越高、获得的职业技能证书等级越高,人力资本就越强;对城市生活越适应、对居住环境越满意、对于本地身份越认同,越有利于融入城市;在老家拥有的承包地、宅基地越少,拥有的村集体收益分配权越小的农民工,土地成本越小,其市民化意愿越高。

(二)政策建议

1.增加农民工人力资本积累

调查数据显示,目前陕西城市农民工的文化程度较低,超过三分之二的农民工集中在初中以下学历,占比达67.8%;超过95%的农民工没有职业技能;当年接受过非农职业技能培训的农民工仅占1.7%

如何提高农民工工资水平,使农民工的收入足以负担个人及其家庭在城市生活的成本;加大农村地区基础教育投资,提高农民工文化程度,加强农民工职业技能培训,提升农民工在劳动力市场上的竞争力;稳定进城农民工就业状态,增强在城市就业预期,是政府未来需要关注的一个重点。

2.提高农民工城市融入

帮助进城农民工适应从农村到城市生活方式的转变,改善农民工在城市的居住环境,增加农民工与城市居民的交往、互动的渠道和方式,增强其“本地人”的身份认同和城市归属感,使农民工可以享受与城市居民同等的医疗、养老、子女教育等社会公共福利,虽然现在这几方面有很大的改善,但距离城乡一体化的目标仍任重道远。

3.重视土地成本相对较低的新生代农民工市民化工作

分析结果表明,土地成本对农民工市民化意愿有着显著的负向影响。伴随着长期稳定的土地承包制度的延续,农民的土地权益受到法律的保护,同时随着新农村建设、脱贫攻坚、乡村振兴战略的稳步推进,农村的基础设施建设和社会事业发展步伐加快,农村集体土地(包括承包地和宅基地)价值越来越高,农民工市民化的土地成本越来越高,市民化对农民工的吸引力越来越小。要进一步提高农民工市民化进程,应重点关注新生代农民工群体,提高他们的市民化意愿。

4.解决农民工愿意定居、不愿落户困境

从分析结果看,农民工市民化意愿可以分解为定居意愿和落户意愿。调查数据显示,陕西进城农民工定居意愿的平均得分较落户意愿的平均分高0.89分,大部分农民工存在更愿意在城市定居,而不愿意在城市落户的矛盾心理。究其原因:一方面在城市定居可以让农民工获得城市大量的就业机会,取得相对丰硕的劳动报酬收入,享受城市发展带来的生活、医疗、教育等各方面的便利;另一方面户口农转非会让农民工失去在老家农村可能享受到的土地承包权益等。因此,应合理运用政策手段,着力解决农民工在城市愿意定居、不愿落户困境,推动农民工市民化进程。


 

参考文献:

[1].     苏群,李潇. 农民工市民化能力对定居意愿的影响及群体差异——基于中国劳动力动态调查数据的分析 [J].  湖南农业大学学报(社会科学版),20195):55-61.

[2].     温馨. 农民工市民化研究 [D]. 长春:吉林大学,2018:61-72

[3].     王桂新,胡健. 城市农民工社会保障与市民化意愿 [J]. 人口学刊,20156):45-55

[4].     李练军. 中小城镇新生代农民工市民化意愿影响因素研究——基于江西省1056位农民工的调查 [J]. 调研世界,20153):36-41

[5].     陈昭玖,胡雯. 人力资本、地缘特征与农民工市民化意愿——基于结构方程模型的实证分析 [J]. 农业技术经济,20161):37-47

[6].     陈典,马红梅. 人力资本、社会资本、心理资本与农民工市民化意愿——基于结构方程模型的实证分析 [J]. 农业经济,20198):69-71

 

 

课题组成员:艾宁 张新权 畅通 马飞 丰俊妍 吴飞


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