什么影響了農民工市民化：機理模型與實證檢驗

張務偉

（1.山東女子學院經濟管理學院，山東濟南250300；2.山東省女性人力資源開發與管理研究基地，山東濟南250300）

什么影響了農民工市民化：機理模型與實證檢驗

張務偉1，2

（1.山東女子學院經濟管理學院，山東濟南250300；2.山東省女性人力資源開發與管理研究基地，山東濟南250300）

農民工市民化是當前社會發展中的熱點問題。農民工市民化是家庭土地、人力資本、社會資本、就業、用人單位、社會歧視、經濟發展水平等影響因素綜合作用的結果。家庭土地因素對農民工市民化沒有直接影響，但是通過就業、用人單位、社會歧視和經濟發展水平對農民工市民化產生間接影響。人力資本因素和社會資本因素除直接影響農民工市民化外，還通過就業、用人單位、社會歧視、經濟發展水平對農民工市民化產生間接影響。就業、用人單位、社會歧視、經濟發展水平對農民工市民化具有直接影響。農民工市民化的路徑系數由大到小的次序為：社會歧視因素、人力資本因素、社會資本因素、經濟發展水平、用人單位因素、就業因素和家庭土地因素。

農民工；市民化；影響因素；作用機理；結構方程模型

改革開放以來，中國開始了大規模的城市化，大量的農業富余勞動力來到城市，成為城市居民。農民工作為城市勞動力市場的重要組成部分，為經濟增長、社會發展做出了巨大貢獻。但是，由于城鄉二元經濟體制的影響，加上農民工自身的原因，從事農業生產一直以來起著“蓄水池”的作用，相當多的農民工沒有真正融入城市。經濟新常態下一方面由于我國新增人口減少，勞動力出現短缺，致使勞動力成本上升；另一方面我國勞動力結構不能適應當前社會經濟發展的需要，造成勞動生產力提高緩慢甚至停滯。因此，農民工市民化成為我國勞動力市場供給側改革的重中之重。

一、文獻回顧

對于農民工市民化的研究開始于21世紀初，伴隨著中國城鎮化進程和民工荒的出現，農民工問題越來越成為制約中國進一步發展的現實問題。通過文獻梳理發現，專家學者對農民工市民化影響因素的研究，主要集中在人力資本因素、社會資本因素、就業因素、用人單位因素等。

1.人力資本因素：舒爾茨（1962）認為，遷移者在勞動力市場中的表現在很大程度上是由他們的人力資本狀況決定，在遷入地擁有較高人力資本的外來勞動力，能夠獲得更好的就業機會和更高的收入水平[1]。趙亮、張世偉（2011）研究結果發現，對農民工的收入產生明顯促進作用的因素是教育、培訓、技術等級和工作經驗[2]。王竹林、范維（2015）認為增加農民工的人力資本投資將促進農民工人力資本的增強，進而對其市民化所需各種能力的形成產生積極的影響[3]。

2.社會資本因素：社會資本缺失是農民工市民化進程受阻的主要原因[4]。武巖、胡必亮（2014）研究結果發現，新型社會資本中的工具性社會資本對農民工的收入和收入差距都有一定的影響[5]。程誠、邊燕杰（2014）研究結果表明，由于農民工社會資本存量的欠缺，造成其與城市職工相比難以進入高收入的行業[6]。

3.就業因素：農民工進入城市必須有一份工作，獲得一定的收入，才能維持生計，這是農民工市民化的保障。錢芳、陳東有（2014）研究結果顯示，大多數農民工實現就業都是通過強關系，而且就業的滿意度更高。吳祖泉等（2015）研究表明，農民工就業變遷影響了他們在城市的經濟收入、居住條件、家庭狀況等，進而對他們的市民化水平有較大的促進作用[7]。

4.用人單位因素：農民工市民化不僅僅是政府和社會的責任，作為農民工重要吸納場所的用人單位，應該擔負不可推卸的社會責任。劉洪銀（2013）認為農民工市民化應該走漸進式發展道路，城市企業應該暢通農民工職業生涯通道[8]。

相當一部分學者認為，農民工市民化不僅僅受單一因素的影響，它是包括自身、人力資本、社會資本、制度等多種因素綜合影響的結果（張娟，2008；王桂新，等，2010）。農民工市民化進程存在著認識上的、素質上的、制度上的諸多障礙（金喜在、張增磊，2012）。農民工難以融入城市的重要原因是由于他們在經濟利益、政治權利和社會地位這三個方面都與城市居民存在較大的差距（張斐男，2012）。

通過文獻梳理發現，學者們對農民工市民化影響因素的研究得出了許多有價值的結論，但也至少存在如下兩點不足：一是對于農民工市民化影響因素的研究，大都沒有分析各影響因素之間的關系，特別是沒有研究農民工市民化影響因素的作用機理；二是已有針對農民工市民化路徑的研究多是定性的，而且沒有分析是直接路徑還是間接路徑及路徑系數的大小。因此，本文擬通過農民工入戶調查的數據資料，運用結構方程模型對上述問題作回答。

二、理論基礎和研究假設

為了更加全面和細致地考察家庭土地因素、人力資本因素、社會資本因素、就業因素、用人單位因素、社會歧視因素和經濟發展水平因素對農民工市民化的影響及其作用機理，本研究提出多個假說進行研究。

家庭概念比較寬泛，20世紀60年代，由于貝克爾和明塞爾開創性的研究，奠定了主流經濟學家研究家庭福利最大化問題的基礎，他們將家庭視為不可分割的效用最大化單位。傳統經濟學認為生產活動只是企業行為，而貝克爾的新家庭經濟學認為家庭起著生產者和消費者的雙重作用。此后，明塞爾將人力資本理論與分析方法應用于勞動市場行為與家庭決策[11]。土地是農民最重要的生產資料，它對其家庭成員的勞動就業等具有重要的影響。基于以上的分析，筆者提出如下假設：

假設H1a：家庭土地對就業具有負向影響

假設H1b：家庭土地對用人單位具有正向影響

假設H1c：家庭土地對社會歧視具有負向影響

假設H1d：家庭土地對經濟發展水平具有正向影響

舒爾茨（1962）認為，人力資本狀況在很大程度上決定了遷移者在勞動力市場中的表現，擁有較高人力資本的外來勞動力，往往能夠在遷入地的勞動力市場上獲得更好的就業機會和更高的收入。農村勞動力文化程度越高，越傾向非農就業，獲得的非農收入也就越高[10]。基于以上的分析，筆者提出如下假設：

假設H2a：人力資本對就業具有正向影響

假設H2b：人力資本對用人單位具有正向影響

假設H2c：人力資本對社會歧視具有負向影響

假設H2d：人力資本對經濟發展水平具有正向影響

社會資本最早由法國社會學家布爾迪厄提出并運用于社會學研究。社會資本有利于促進農民工市民化，充足的社會資本有利于農民工進入城市務工和發展（劉林平，2001）[11]。筆者提出如下假設：

假設H3a：社會資本對就業具有正向影響

假設H3b：社會資本對用人單位具有正向影響

假設H3c：社會資本對社會歧視具有負向影響

假設H3d：社會資本對經濟發展水平具有負向影響

農民工進入城市必須有一份獲得一定數目收入的工作，才能維持生計，這是農民工市民化的基本保障。常進雄（2003）認為非正規就業是實現農民市民化的主要途徑。高君（2008）指出農民工市民化進程包括農民工的農村退出、城市進入及城市融合三個環節，而最重要的環節是就業。筆者提出如下假設：

假設H4：就業對農民工市民化具有正向影響

農民工市民化不僅僅是政府和社會的責任，作為農民工重要吸納場所的用人單位，應該擔負不可推卸的社會責任。劉洪銀（2013）指出應該讓新生代農民工成為城鎮發展的動力。高拓（2013）認為農民工、企業和社會是促進農民工市民化成本的三方分擔主體。可以看出，用人單位在農民工市民化中具有相當重要的地位，因而提出如下假設：

假設H5：用人單位對農民工市民化具有正向影響

假設H6：用人單位對農民工就業具有正向影響

城市政府和居民對農民工市民化存在一定程度上的歧視。就業機會、就業待遇和就業保障是農民工遭受社會歧視的三個主要方面（袁國敏、曹信邦，2007）。由于農民工面臨諸多歧視性政策，侵害了平等的勞動權利（王陽，2013），加之勞動力市場不完善、社會歧視的增加，造成用人單位在工資、社會保險等方面對農民工比較苛刻。基于以上分析，筆者提出如下假設：

假設H7：社會歧視對農民工市民化具有負向影響

假設H8a：社會歧視對就業具有負向影響

假設H8b：社會歧視對用人單位具有負向影響

農民工市民化的實現，取決于城市化發展水平（王竹林，2010），城市發展的規模經濟效應可以提高勞動者的就業概率（陸銘，等，2012）。經濟發展水平高的城市，勞動力市場就會比較完善，用人單位制度也比較規范，社會歧視也會相應地減少。基于以上的分析，筆者提出如下假設：

假設H9：經濟發展水平對農民工市民化具有正向影響

假設H10a：經濟發展水平對就業具有正向影響

假設H10b：經濟發展水平對用人單位具有正向影響

假設H10c：經濟發展水平對社會歧視具有正向影響

性別、年齡、婚姻狀況對農民工市民化具有一定的影響，因此筆者選取農民工的年齡、性別、婚姻狀況作為控制變量。綜合以上分析，筆者提出農民工市民化影響因素的作用機理模型，如圖1所示。

圖1　農民工市民化影響因素的作用機理模型假設

三、研究設計與方法

（一）量表開發與修正

1.農民工市民化量表

根據劉傳江、程建林（2008）等人的農民工市民化測度量表，筆者進行了修正，保留了21個題項。采用5點量表進行測量，1代表與城市居民相差非常大，5代表與城市居民相差沒有差別。運用探索性因素分析，發現這些題項分別屬于“國民待遇”“經濟生活”“心理文化”“政治參與”“城市適應”五個維度。信度分別為0.89、0.87、0.85、0.86、0.83，因素解釋總變差達到72.53%，這表明量表具有良好的信度和效度。

2.農民工社會資本量表

參照Scott E.Seibert etc.（2001），Collins&Clark（2003）、周密等（2012）的社會資本測量量表，結合我國國情，筆者修正了農民工社會資本量表。農民工市民化一般通過兩種社會資本：第一種是家庭、親友、鄰里、同事和非正式組織等自組織形成的人際關系網絡，它是一種非正式的組織資本。第二種是通過政府、企業、社會正式組織等形成的組織關系網絡——正式的組織網絡。這兩種社會資本都采用5點量表進行測定，1代表沒有，5非常多。經過探索性因素分析，這些題項分別屬于“正式的組織資本”“血緣（親緣族緣）”“業緣地緣”三個維度。信度分別為0.81、0.75、0.70，因素解釋總變差達64.76%，這表明量表具有良好的信度和效度。

3.社會歧視量表

對農民工的社會歧視，主要是城市政府，用人單位、城市居民及制度歧視等組成。筆者采用就業地政府歧視、用人單位歧視、就業地居民歧視、戶籍制度歧視4個題項進行測量。采用5點量表，1代表沒有歧視，5代表歧視非常大。經過探索性因素分析，得到一個因子。信度為0.83，因素解釋總變差達到67.43%，這表明具有良好的信度和效度。

（二）研究過程

1.研究對象

2015年10月，課題組受托組織此次數據采樣調查。其中，樣本共涉及15~64歲、就業時間明確、從事非農就業時間大于等于1個月且到縣級及以上城市從事非農就業的農民工2523人。再刪除有缺失值的樣本之后，最后共得到2307個農民工有效樣本。利用T檢驗表明這些刪除的樣本和保留的樣本在性別、年齡、婚姻狀況方面沒有明顯的差別。

2.工具變量

（1）農民工市民化：采用預測試建立的21個項目的量表來測量農民工市民化程度，由農民工進行評價。該量表的測量信度系數為0.92，表明具有良好的測量信度；同時，通過驗證性因素分析，利用總體模型的卡方、擬合指數、TLI和RMSEA去評價農民工市民化，指標量表具有良好的結構效度（χ2（184）= 2207.95，p≤0.01；CFI=0.93；TLI=0.92；RMSEA= 0.07）。信度分別為0.90、0.86、0.88、0.87、0.84，因素解釋總變差達到70.87%，這表明量表具有良好的信度和效度。

（2）家庭土地因素：即農民工所在家庭擁有土地（耕地）的多少。在本文中，家庭土地因素由家庭土地畝數、家庭耕地畝數、家庭人均耕地畝數3個指標衡量。信度系數為0.77。指標含義如表1所示。

（3）人力資本因素：人力資本是指凝聚在勞動力身上的知識和技能。采用Wayne等（1999）的人力資本量表進行測量，包括教育水平、培訓情況、工作年限和就職經歷（就業工作）四個項目。前兩者屬于知識技能型人力資本，后兩者屬于經驗型人力資本。一般說來，受教育年限越少，教育水平會越低，其工作年限和求職經歷可能會越多。農民工的受教育年限普遍較低，經驗型人力資本更能代表農民工的實際情況。農民工在城市工作時間越長，工作經驗越豐富，越容易市民化。因此，我們取非農工作經驗、就職經歷、城市工作時間作為反映農民工經驗型人力資本的指標，信度系數為0.96。指標含義見表1。

表1　測量指標的含義

（4）社會資本因素：采用預測試發展起來的10個項目的量表來測量農民工的社會資本，由農民工進行評價。通過驗證性因素分析，利用總體模型的卡方、擬合指數、TLI和RMSEA去評價農民工社會資本指標，指標量表具有良好的結構效度（χ2（32）= 441.25,p≤0.01；CFI=0.95；TLI=0.94；RMSEA= 0.06）。上述三個因子的信度系數分別為0.80、0.74和0.70，社會資本因素解釋總變差達到64.67%。

（5）就業因素：本文中的就業是指農民工的勞動報酬或經營收入，用年工資（經營）總收入、月工資（經營）總收入、月基本工資（經營）收入三個指標進行測量，信度系數為0.84。指標含義如表1所示。

（6）用人單位因素：用人單位作為農民工用工的主體，在市民化中負有不可推卸的社會責任。本文選擇單位交納五險一金、單位交納三險一金、用人單位類型作為用人單位的衡量指標，信度系數為0.76。指標含義見表1。

（7）社會歧視因素：社會歧視采用預測試發展起來的四個題項的量表進行測量，信度系數0.82。

（8）經濟發展水平因素：城市經濟發展水平對農民工市民化具有重要影響。如果一個城市經濟發展比較快，就會吸引更多的人來此就業、生活、居住，必然會導致房價上漲；如果一個城市的行政級別越高，則表明其經濟發展水平越高。因此，我們用就業地城市的新房平均價格、二手房平均價格和城市行政級別來反映一個城市的經濟發展水平，信度系數為0.73。指標含義見表1。

（9）控制變量。我們把性別、年齡和婚姻狀況作為控制變量。其中性別是“0”代表女，“1”代表男；年齡以實際年齡表示；婚姻狀況中，“0”代表未婚，“1”代表已婚。

（三）驗證性因子分析

為了檢驗關鍵變量“家庭土地因素”“人力資本因素”“社會資本因素”“就業因素”“用人單位因素”“社會歧視因素”“經濟發展水平因素”與“農民工市民化”之間的區分效度以及各個測量量表的相應測量參數，本研究對關鍵變量進行驗證性因素分析，從八因子模型到零因子模型之間進行對比。結果顯示，八因子模型吻合得比較好（χ2(296)=2630.41,p< 0.01；CFI=0.94，TLI=0.92，RMSEA=0.06），而且這一模型要顯著地優于其他因子模型的擬合優度（詳見表2），表明測量模型具有較好的區分效度。

續表1

表2　驗證性因素分析結果

（四）描述性統計分析

表3總結了變量的平均值、標準差以及相關系數。可以看出，除假設H1b、假設H1d、假設H2b、假設H2d、假設H8a、假設H10b、假設H10c外，其他的假設都得到支持。

（五）結構方程建模及假設檢驗

為了估計研究內容在多大程度上存在共同方法偏差問題，用方差極大法正交旋轉對變量中的項目進行分析。通過分析，可以得出8個明確的預設因子：家庭土地因素、人力資本因素、社會資本因素、就業因素、用人單位因素、社會歧視因素、經濟發展水平因素、市民化。平均的因子載荷為0.70，所有的潛在交叉載荷項中，僅有一個項目的載荷在0.3和0.4之間，這表明沒有交叉載荷項，由此可見，本研究中不存在共同方法偏差問題。

結構方程模型可以用來檢驗研究中具有控制變量路徑和路徑假設的模型。它的優點就是能夠用來對假設模型中的整個系統變量同時進行測試，能夠評價模型和數據在多大程度上相一致。根據經驗做法，假定測量模型中單一指標控制變量的殘差為零，路徑系數等于1。結構方程模型結果表明，假設模型與數據擬合的比較好：χ2（368）=3401.03，p≤0.01；CFI=0.92；TLI=0.91；RMSEA=0.06。

1.模型比較

利用卡方檢驗值的變化，我們用假設模型和巢模式模型相比較，檢驗假設模型是否最優。如表4所示。第一步，假設模型比控制變量模型（Δχ2=-1048.44，d=31，p≤0.001）擬合的要好。第二步，假設模型和部分中介模型1相比較，部分中介模型1就是在假設模型的基礎上，家庭土地因素和市民化建立直接路徑。卡方檢驗值的變化表明，中介模型1優于假設模型（Δχ2=17.28，Δd=1，p≤0.001）。部分中介模型1作為最適合的模型保留，再與部分中介模型2相比較。第三步，部分中介模型2在部分中介模型1的基礎上，人力資本和市民化建立直接路徑。卡方檢驗值的變化表明，中介模型2優于部分中介模型1（Δχ2= 128.85，Δd=1，p≤0.001）。部分中介模型2作為最適合的模型保留，再與部分中介模型3相比較。第四步，部分中介模型3和部分中介模型2相比較，部分中介模型3就是在假設模型的基礎上，社會資本和市民化建立直接路徑。卡方檢驗值的變化表明，部分中介模型3優于部分中介模型2（Δχ2=26.28，Δd=1，p≤0.001）。部分中介模型3作為最適合的模型保留。

表3　各主要變量的均值、標準差和相關關系a

綜上，進行零中介模型的比較。首先，把就業、用人單位、社會歧視、經濟發展水平與農民工市民化的路徑系數設為“0”，其他變量的路徑系數不作限制。零中介模型與部分中介模型3相比較，零中介模型的擬合指標變差（Δχ2=-326.18（4），Δd=4，p≤0.001）。

巢模式檢驗表明，部分中介模型3是擬合最好的模型。因而，這個模型作為最適合的模型用來檢驗假設。

表4　結構模型比較a

2.假設檢驗

在控制變量下，標準參數估計檢驗表明，在22個假設中，有15個顯著（包括3個弱顯著），（見圖2和表5）。

（1）家庭土地對就業具有負向影響（b=-0.01，p﹥0.1），在相關分析中兩者關系顯著，但是在模型中，可能是受控制變量和其他變量的影響，影響不顯著，假設H1a不成立。可能原因是：一是農民工由于要耕種土地，會影響到非農就業收入；二是近年農民工工資水平的大幅度提高，非農就業的收入遠遠大于土地收入，導致家庭土地對農民工就業收入的影響不明顯。家庭土地與用人單位呈顯著正向影響（b= 0.06，p<0.05），假設H1b成立。也就是說，相對而言，家庭土地越多的農民工，由于可以在務農和務工之間具有更大的選擇余地，以致對用人單位要求也相對較高。家庭土地對社會歧視具有正向影響，且非常顯著（b=0.06，p<0.01），假設H1c不成立。這是因為，家庭土地越多，農民工對工作崗位和用人單位等越挑剔，同時因為農民工要兼顧土地，不能夠全身心地投入非農就業工作。家庭土地因素和經濟發展水平具有負向影響，且極顯著（b=-0.06，p<0.001），假設H1d不成立。這是因為，家庭土地越多，由于要兼顧土地，通常選擇離家比較近的地方務工，而離家比較近的地方，一般來說經濟發展水平相比大城市相對較低。家庭土地因素對農民工市民化總的路徑系數為-0.03。

圖2　農民工市民化影響因素作用機理的結構方程模型結果

（2）人力資本對就業具有正向影響，且極顯著（b=0.09，p<0.001），假設H2a成立。這是因為，經驗型人才資本越高，為企業創造的利潤越多，相應獲得的報酬會越高。人力資本對用人單位具有負向影響，且非常顯著（b=-0.07，p<0.01），假設H2b不成立。這是因為，待遇好的用人單位，要求員工的學歷比較高，本研究中的人力資本是經驗型人力資本，其文化程度相對較低，達不到用人單位的學歷要求。人力資本對社會歧視具有負向影響，且非常顯著（b=-0.07，p<0.01），假設H2c成立。這是因為，經驗型人力資本高的農民工，其學歷相對較低，也缺少技術特長，容易受到歧視。人力資本對經濟發展水平沒有影響（b=-0.03，p﹥0.1），假設H2d不成立。可能的原因是，由于現在的信息和交通比較發達，農民工流動比較容易，造成經濟發展水平高的地區和低的地區對于經驗型農民工的需求沒有太大的差別。人力資本因素對農民工市民化總的路徑系數為0.33（0.327）。

表5　農民工市民化各影響因素的影響值

（3）社會資本對就業（b=0.25，p<0.001）和用人單位（b=0.51，p<0.001）都具有正向影響，且影響極顯著，假設H3a、H3b成立。這是因為，農民工的社會資本越多，可以找到較好的用人單位，收入也會越高。社會資本與社會歧視具有負向影響，但弱顯著（b=-0.07，p<0.1），假設H3c成立。可能的原因是，農民工社會資本越多，在一定程度上可以減少社會歧視。當前，由于勞動力市場不完善，加上農民工自身的原因，社會資本對社會歧視的影響較弱。社會資本與經濟發展水平呈負相關，且極顯著（b=-0.33，p< 0.001），假設H3d成立。可能的原因是，如果農民工在家鄉能夠找到比較好的就業單位，一般不會到離家太遠的地方務工。農民工的社會資本，多是家鄉的親緣和血緣關系，而家鄉的經濟發展水平相比大城市一般都比較低。社會資本因素對農民工市民化總的路徑系數為0.27。

（4）就業對農民工市民化具有正向影響，但呈弱顯著（b=0.04，p<0.1），假設H4成立。農民工在城市具有一定的就業收入，才能在城里立足，才有可能完成市民化。由于農民工市民化包括國民待遇、經濟生活、心理文化、政治參與、城市適應等多個維度，此處的就業是狹義的就業，僅指就業收入，主要反映農民工經濟層面的市民化。再者，農民工收入與城市居民相比差距較大，面對高昂的市民化成本，這些收入還不能夠滿足當前市民化的需要，導致就業對農民工市民化的影響呈弱顯著。就業因素對農民工市民化總的路徑系數為0.04。

（5）用人單位對農民工市民化具有正向影響，且非常顯著（b=0.13，p<0.001），假設H5成立。用人單位自身經營狀況好，不僅工資、福利待遇較好，而且具有較好的企業文化，能夠擔負起農民工市民化的社會責任。用人單位對農民工就業沒有影響（b= 0.02，p>0.1），假充H6不成立。本研究中的就業僅指就業收入，其實用人單位好，并不一定收入高，農民工更看中的是在用人單位的上升空間、工作是否穩定、工資發放是否及時、是否具有較好的企業文化等。用人單位因素對農民工市民化總的路徑系數為0.13。

（6）社會歧視對農民工市民化具有負向影響，且極顯著（b=-0.33，p<0.001），假設H7成立。由于農民工在就業、社會保障、子女教育等方面的備受社會歧視，提高了農民工市民化的門檻，導致農民工市民化困難重重。社會歧視對農民工就業沒有影響（b= 0.04，p>0.1），假設H8a不成立。可能的原因是農民工多從事臟累差的工作，這種工作城市居民一般不愿意從事。再者民工荒、用工荒的出現，農民工的工資不斷上漲，在一定程度上削弱了社會歧視對農民工就業的影響。社會歧視對用人單位具有負向影響（b=-0.04，p<0.1），但呈弱顯著，假設H8b成立。社會歧視減少，可以使農民工找到條件較好的用人單位。又由于社會歧視中不僅包括用人單位的歧視，還包括戶籍、居民、政策的歧視，致使影響呈弱顯著。社會歧視因素對農民工市民化總的路徑系數為-0.33（-0.332）。

（7）經濟發展水平對農民工市民化具有正向影響，且極顯著（b=0.22，p<0.001），假設H9成立。發展水平高的城市，不僅經濟發達、勞動力市場完善、提供的就業崗位較多，而且其就業、生活環境等相對較好，對農民工市民化的影響更大。從路徑系數的大小可以看出，在所有的路徑系數當中，經濟發展水平對農民工市民化的影響僅次于社會歧視。經濟發展水平對農民工就業具有正向影響，且極顯著（b= 0.16，p<0.001），假設H10a成立。經濟發展水平較高的城市，總體收入水平比較高，相應地農民工的工資水平也比較高。經濟發展水平對用人單位具有正向影響，且極顯著（b=0.20，p<0.001），假設H10b成立。可能的原因就是經濟發展水平較高的地區，勞動力市場較完善和規范，企業用工制度比較規范。經濟發展水平對社會歧視具有正向影響，但不顯著（b= 0.03，p>0.1）。可能的原因是，由于城鄉二元制度的存在，經濟發展水平較高的地區和較低的地區，都普遍存在社會歧視，且這種岐視并沒有因為經濟發展水平的提高而減少。經濟發展水平因素對農民工市民化總的路徑系數為0.25。

除此之外，人力資本因素對農民工市民化具有直接正向影響（b=0.32，p<0.001），社會資本因素對農民工市民化也具有直接正向影響（b=0.25，p< 0.001）。但是，家庭土地對農民工市民化的影響不顯著（b=-0.004，p>0.1）。可能原因是農民人均土地少，沒有規模效益，加上農業機械的大量應用，勞動強度大大降低，致使當前的土地數量不足以對農民工市民化產生直接影響。

綜上，從控制變量來看，與諸多學者以前研究的結果一致，性別對農民工市民化具有直接負向影響，且極顯著（b=-0.16，p<0.001）。也就是說，女性比男性更容易市民化。年齡對農民工市民化具有負向影響，且極顯著（b=-0.21，p<0.001）。也就是說，越是年輕的農民工，由于容易接受新事物，文化程度也較高，更易于完成市民化。婚姻狀況對農民工市民化沒有影響（b=-0.01，p>0.1）。這是因為，在外就業沒有結婚的農民工，結婚以后絕大多數仍然出來務工。

四、作用（傳導）機理與展望

（一）影響因素的作用機理分析

農民工市民化是家庭土地因素、人力資本因素、社會資本因素、就業因素、用人單位因素、社會歧視因素、經濟發展水平因素等綜合影響的結果。具體闡述如下：

1.家庭土地因素的作用機理。家庭土地因素對農民工市民化沒有直接影響，但可以通過就業、用人單位、社會歧視和經濟發展水平對農民工市民化產生間接影響。也就是說，家庭土地因素對農民工市民化只有間接路徑。具體來說有六條間接路徑：一是家庭土地因素通過用人單位對農民工市民化產生間接影響；二是家庭土地因素通過社會歧視對農民工市民化產生間接影響；三是家庭土地因素通過社會歧視、用人單位再對農民工市民化產生間接影響；四是家庭土地因素通過經濟發展水平對農民工市民化產生間接影響；五是家庭土地因素通過經濟發展水平、再通過就業對農民工市民化產生間接影響；六是家庭土地因素通過經濟發展水平再通過用人單位對農民工市民化產生間接影響。農民工可以通過市場化的土地處置方式，減少對土地的依賴，從而能夠找到合適的用人單位、減少社會歧視、選擇經濟發展水平高的城市就業，從而加快其市民化的進程。

2.人力資本因素的作用機理。人力資本因素對農民工市民化路徑包括直接路徑和間接路徑。直接路徑就是人力資本直接影響農民工市民化。經驗型人力資本的增加，有利于直接促進農民工市民化。這里間接路徑有四條：一是人力資本通過就業對市民化產生影響，增加經驗型人力資本有利于就業，進而促進農民工市民化；二是人力資本通過用人單位對市民化產生間接影響；三是人力資本通過社會歧視對市民化產生間接影響；四是人力資本通過社會歧視、用人單位再對市民化產生間接影響。由此可以看出，在減少經驗型人力資本的同時增加知識技能型人力資本，不僅可以找到更合適的用人單位，而且有利于減少社會歧視、提高就業水平，從而促進農民工市民化。

3.社會資本因素的作用機理。社會資本因素對農民工市民化路徑也包括直接路徑和間接路徑。直接路徑就是社會資本直接影響農民工市民化。社會資本的增加，有利于直接促進農民工市民化。間接路徑有七條：一是社會資本通過就業對市民化產生影響，提高社會資本有利于就業，進而促進農民工市民化；二是社會資本通過用人單位對市民化產生間接影響，通過增加社會資本，有利于找到條件更好的用人單位，從而促進農民工市民化；三是社會資本通過社會歧視對市民化產生間接影響；四是社會資本通過社會歧視、用人單位對市民化產生間接影響，也就是說，通過增加社會資本，可以減少社會歧視，找到條件較好的用人單位，進而可以提高農民工市民化程度；五是社會資本通過經濟發展水平對市民化產生間接影響；六是社會資本通過經濟發展水平、就業對市民化產生間接影響；七是社會資本通過經濟發展水平、用人單位對市民化產生間接影響。通過增加社會資本，農民工可以選擇經濟發展水平較高的城市，有利于就業和找到條件較好的用人單位，進而促進農民工市民化。

4.就業因素的作用機理。就業對農民工市民化產生直接影響。也就是說通過農民工就業，能夠提高農民工市民化程度，但是從路徑系數和顯著性上看，就業對農民工市民化的影響比較弱。因為，農民工市民化不僅僅是經濟層面的市民化，還有更深層次的內容，如國民待遇、心理文化等。

5.用人單位因素的作用機理。用人單位對農民工市民化具有直接影響。也就是說農民工通過用人單位，能夠提高其市民化程度。從路徑系數和顯著性上看，用人單位對農民工市民化的影響比較強。可以看出，用人單位在農民工市民化中責任重大，所以企業應該勇于擔當起農民工市民化的社會責任。

6.社會歧視因素的作用機理。社會歧視對農民工市民化具有直接影響。也就是說，通過減少對農民工的社會歧視，能夠提高其市民化程度。從路徑系數和顯著性上看，社會歧視對農民工市民化的影響最強。可以看出，通過取消二元戶籍制度及附加在其上的其他制度，建立城鄉統一的勞動力市場，取消對農民工的社會歧視，對農民工市民化意義重大。

7.經濟發展水平因素的作用機理。經濟發展水平對農民工市民化具有直接影響。通過提高經濟發展水平，可以加快農民工市民化進程。從路徑系數和顯著性上看，經濟發展水平對農民工市民化的影響僅次于社會資本。

（二）總結與研究展望

1.家庭土地因素通過間接路徑（用人單位、社會歧視、經濟發展水平為中介環節）對農民工市民化產生影響。通過市場化的土地處置方式，使農民工擺脫對土地的依賴，通過進入條件好的用人單位、減少社會歧視、選擇經濟發展水平高的城市就業，能夠有效實現市民化的目標。

2.人力資本因素通過直接和間接（就業、用人單位、社會歧視為中介環節）路徑對農民工市民化產生影響，且直接影響大于間接影響。可以看出，在減少經驗型人力資本的同時增加知識技能型人力資本，不僅使農民工可以找到條件更好的用人單位，而且有利于減少社會歧視、提高就業，從而促進農民工市民化。

3.社會資本因素通過直接路徑和間接路徑（就業、用人單位、社會歧視、經濟發展水平為中介環節）對農民工市民化產生影響，但直接影響大于間接影響。提高社會資本有利于農民工就業、找到條件更好的用人單位、減少社會歧視，從而促進農民工市民化。社會資本因素在促進農民工市民化中的作用僅次于人力資本因素。

4.就業因素對農民工市民化具有直接影響。農民工進入城市就業，是為了獲得比從事農業更高的收入，這是農民工在城市生活的前提，所以就業能夠直接提高農民工市民化的水平。

5.用人單位因素對農民工市民化具有直接影響。用人單位在農民工市民化中具有重要的擔當作用，其對農民工市民化的影響僅次于經濟發展水平。

6.社會歧視因素對農民工市民化具有直接影響。社會歧視及其背后的政策邏輯在農民工市民化中具有重要的作用，其對農民工市民化的影響最大。

7.經濟發展水平對農民工市民化具有直接影響。經濟發展水平高的地區，農民工收入較高，越有利于農民工市民化。

總體而言，對農民工市民化影響力由大到小的次序為：社會歧視因素、人力資本因素、社會資本因素、經濟發展水平、用人單位因素、就業因素和家庭土地因素。消除對農民工的社會歧視是實現農民工市民化的前提；提高農民工的人力資本水平和社會資本水平，是促進農民工市民化的關鍵。同時，提高家庭土地因素、人力資本因素和社會資本因素向就業、用人單位、社會歧視和經濟發展水平的轉換率，有助于提高農民工市民化的水平。提高經濟發展水平是促進農民工市民化的保障。用人單位在農民工市民化中責任重大，所以企業應該勇于擔當起農民工市民化的社會責任。農民工市民化是一項復雜的社會系統工程，不僅僅是經濟層面的市民化，還有更深層次的內容，如國民待遇、心理文化、政治參與、城市適應等，所以應多措并舉，加快經濟新常態下農民工市民化的進程。

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責任編輯 凌瀾

F22

A

1007-905X（2016）04－0059－10

2016-03-01

中國博士后科學基金項目（2013M541887）；山東省自然科學基金項目（ZR2014GL009）；山東省女性人力資源開發與管理研究課題重點項目（ZD05）

張務偉，男，山東費縣人，山東女子學院管理學院副院長，山東省女性人力資源開發與管理研究基地副主任，副教授，主要從事農業經濟理論與政策、人口與勞動經濟研究。