新生代農民工市民化的微觀影響因素及其結構

王孝瑩　王目文

摘 要：針對新生代農民工市民化進程中微觀影響因素及結構的五個假設，利用山東省956位農民工樣本數據，運用結構方程模型，對新生代農民工市民化進程的微觀影響因素進行了實證分析，梳理它們之間的結構關系以及這些影響因素的作用路徑。研究表明，人力資本、個人因素、家庭因素對新生代農民工市民化進程具有正向顯著影響。對新生代農民工市民化進程產生直接影響的是人力資本因素，個人因素和家庭因素通過人力資本中介變量的作用，間接影響新生代農民工市民化進程。因此，提高新生代農民工的人力資本水平是推進新生代農民工市民化進程的關鍵。

關鍵詞：新生代農民工;市民化;結構方程模型;中介效應

中圖分類號：F241 文獻標識碼：A 文章編號：1000-4149（2020）01-0113-14

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2020.00.030

收稿日期：2018-11-29;修訂日期：2019-05-31

基金項目：國家社會科學基金項目“新生代農民就業質量的空間差異及其效應研”（17BJY108）;國家社會科學基金項目“我國區域農產品公用品牌建設績效研究”（17BJY104）;山東省社科基金項目“新生代農民工市民化的空間差異研究”（19CGLJ24）。

作者簡介：王孝瑩，管理學博士，應用經濟學博士后，山東女子學院工商管理學院教授;王目文，山東女子學院工商管理學院講師。

The Micro-Influencing Factor and Structure of Citinization Progress?of the New Generation Migrant Workers：Based on the Analysis of the Mediating Effects on Human Capital Factors

WANG Xiaoying， WANG Muwen

（School of Business Administration， Shandong Womens University，Jinan 250300， China）

Abstract：Based on? 5 hypothesis of micro influencing factors and structure in?the itizenization progress of the new generation of migrant workers， the articleused a structural equation model to run an empirical analysis on the micro-effect of the citizenization progress of the new generation of migrant workers using?the data of 956 migrant workers in Shandong province. Meanwhile， it?teased the structure relationship within and acting path between the influence factors.The results show that human capital， individual factors and family factors have significant positive influence on the citizenization progress of the new generation of migrant worker. Individual factor and family factor take action through the intervening variable of human capital and therefore indirectly affects the citizenization progress of the new generation of migrant worker. Thus， improving the level of human capital is the key point of promoting citizenization progress of the new generation of migrant workers.

Keywords：the new generation of migrant workers; citizenization;? structural equation model; mediating effects

一、引言

黨的十九大報告提出，以城市群為主體構建大中小城市和小城鎮協調發展的城鎮格局，加快農業轉移人口市民化。在中共中央國務院印發《鄉村振興戰略規劃（2018—2022年）》“第三十一章，加快農業轉移人口市民化”中明確提出，“促進有能力在城鎮穩定就業和生活的農業轉移人口有序實現市民化”。

農業轉移人口中，擁有一定學歷、能力、素質的新生代農民工，是游離于城鎮和農村的主要群體，也是農業轉移人口市民化的主要研究對象。而鑒于新生代農民工市民化過程影響因素的多維性，同時盡量避免傳統統計分析方法系統誤差問題，因此，可以處理潛在變量和自變量關系的結構方程模型為研究新生代農民工市民化影響因素的作用機理提供了新的思路和方法。

山東省是農業人口大省，但存在地區之間經濟社會發展水平不均衡的現象。在這種背景下，新生代農民工市民化與微觀因素之間的結構關系怎樣？微觀影響因素之間的作用路徑是什么？由于樣本一定程度代表我國新生代農民工市民化的現實情況，因此本文擬從市民化基礎信息出發，進一步探索新生代農民工市民化的微觀影響因素之間的關系和作用路徑，這有助于解決新生代農民工市民化過程中存在的困難，進而為國家的城鎮化發展提供相應的理論支持。中國二元經濟體制的國情決定了農民工城市化問題的復雜性和長期性，因此，必須對其進行深入而且細致的研究。社會調查統計數據的來源是我們通過各種方式對符合要求的特定的人群（年齡40歲以下的農民工，包含40歲）進行的采集。但是在這一過程中，往往會出現不可避免的主觀因素和客觀因素，從而出現無法避免的隨機誤差和系統誤差。為了降低誤差帶來的影響，本文采用三種方式：①進行較大規模的農民工市民化抽樣調查，獲得大量實證數據，形成大樣本。②采用多維度的定量分析模型。③對模型進行信度、效度檢驗。

二、文獻綜述

研究中國農民市民化的文獻較多，大多是對市民化進程中微觀因素或對其某一方面進行研究，關注個人因素、家庭因素、人力資本因素之間結構和作用途徑，特別是中介效應的文獻較少。綜合相關的研究文獻，主要認知如下。

2005年以來，學者們多將20世紀80年代和90年代出生的農民工稱之為新生代農民工或第二代農民工[1]。“新生代農民工”雖出身農村，長在農村，但相比早期農民工，對家鄉的認同及土地依戀程度淡化，對城市的渴望強烈，加之受制于城鄉二元經濟影響，缺乏社會認同感并期待對認同感的重構[2]，是更需要市民化也是更容易市民化的群體。該群體在市民化的過程中，為了更好地獲取社會的認同感，爭取未來的價值實現，必須接受在勞動就業、公共服務、社會保障、城市融入等多個領域的制度改革[3]，滿足“空間再生產”及生活實踐的物質空間、社會空間、精神空間統一，最終實現從傳統鄉村文明向現代城市文明的整體轉變[4]。市民化的過程也并非一帆風順，新生代農民工在此過程中還面臨物質與居住空間、精神與文化空間及社會與權益保障空間等因素的制約[5]。

對市民化概念的界定，學術界暫未形成統一的說法。“市民”的內涵決定市民化的內涵，為了成為“市民”，農民工首先割斷與鄉村土地和農業生活勞動的關系[6]，在城市或城鎮中固定居住、固定工作，獲得非農職業、取得城鎮戶籍、轉變社會角色并享有與城鎮居民同等的各類社會保障權利[7]，在城市社會環境中逐步向城市居民轉變。“化”既是過程，也是結果[8]，體現為包括農民工在內的轉移人口如何轉變為具有現代價值取向與行為模式并享受市民待遇的過程[9]，即實現非農勞動為主、居住城市并享有與城鎮居民同等的各類社會保障權利而逐步融入城市、真正成為城市居民。

農民工市民化的實現必然歷經較為復雜的過程，該過程即為農民工市民化的進程，而對于該過程的分析，鑒于農民工分布的復雜性、城市環境的差異性及農民工全體的特殊性等因素，研究者多以調查問卷的形式從某一或幾個方面獲取數據，以此推斷我國農民工市民化的進程。農民工市民化的進程，從空間轉換角度，可以總結為生存空間轉換、社會身份轉換、生活意義轉換及生存境界轉換四個躍進層次[10];從時間演進的視角分析，農民工市民化的進程可以劃分為農村剩余勞動力顯性化階段、農村剩余勞動力就地轉移階段、農民工群體形成階段、“民工荒”與農民工回流階段、農民工全面市民化五個階段[11];從職業能力演進的角度對農民工市民化進程進行分析，認為新生代農民工的市民化進程中，面臨“生存”和“發展”兩個職業階段，“生存”階段，就業問題是新生代農民工面臨的最重要的問題，“發展”階段，職業成長則成為新生代農民工在市民化進程中新的目標[12]。對于農民工市民化過程中各種復雜關系及內外因作用的視角，學者們也運用相關機理模型理清了市民化進程中農民工群體異質性、非異質性特征，以及被動邊緣化、主動邊緣化與雙重邊緣化等障礙[13]，對于政策視角的研究，學者們也從戶籍制度、土地經營權流轉、財政體制異化效應等方面對農民工市民化的進程進行了相關的研究[14-16]。

按照發展經濟學理論的解釋，一個國家或地區的城鎮化是勞動力從傳統低技能、土地密集的農業轉向人力資本密集的城市非農就業的過程[17]。人力資本是人們通過自身投資所形成的各種有用能力，主要體現為知識、能力和健康狀況的總和[18]。人力資本不是一成不變的，研究表明新生代農民工市民化過程

中需要培植人力資本動能（人力資本運用過程中所形成的勞動生產力），進入市場前，人力資本處于勢能狀態，進入市場后，人力資本勢能轉化為動能。本文在此理論基礎上，基于新生代農民工市民化前后人力資本動能狀態的不同，將固有人力資本動能與受到激發后人力資本勢能的轉化劃分為個人因素和人力資本因素[19]。人力資本主要受教育、培訓、職業和工作經驗的影響，進而影響農民工市民化的經濟基礎。一般而言，新生代農民工是否接受教育或培訓[20]、人力資本中有否接受培訓、培訓次數、技能數以及技術等級[21]、保障性因素[22]等與市民化正相關，新生代農民工就業技能提升是促進其市民化的基礎和內在動力[23]。

學術界常在心理學、管理學、經濟學等領域利用中介效應來研究變量與變量之間的作用機理。新生代農民工市民化進程中受到諸多因素的影響，影響因素之間存在錯綜復雜的關系，通過中介變量的橋梁作用，可以更好地厘清影響新生代農民工生活、工作及社會認同、心理接受等因素對農民工市民化的影響。以工作滿意度為中介，可以更好地研究新生代農民工離職意向、留職意向[24-25]、技能、工作自主性、反饋與工作投入等之間[26]的關系。以身份認同為中介變量，在社交媒體對人際交往的影響方面進行研究[27]，基于資源獲取和創業學習的中介效應[28]，可以更好地研究新生代農民工在當前信息技術時代的具體現狀。

筆者在知網上對“市民化”并含“中介”進行主題搜索，共發現相關文獻6篇（剔除重復及政策集錦），文獻分別從：社會支持在主動發展傾向視角對城市生活適應影響中具有部分中介作用[29];自我認同在農民工群體身份認同與群體偏好間起完全中介作用[30];發展型文化消費是解決新生代農民工市民化意愿與職業聲望間矛盾的重要途徑，發展型文化消費有中介作用[31];城市市民對新生代農民工的部分評價，在社會經濟地位對社區鄰避效應的影響中發揮了中介作用[32];職業能力獲取在新生代農民工職業自我效能和市民化意愿的關系中存在中介效應[33]等方面進行相關研究。

上述文獻均未分析人力資本的中介效應。傳統意義上的農民工市民化影響因素研究偏重于通過不同因素與農民工市民化的相關性來判別因素影響程度的大小，但并不給出各個因素之間關系的判斷。這些因素的交互作用影響到農民工市民化進程，本文試圖找出各影響因素之間的結構和作用途徑。為了更科學分析新生代農民工市民化進程中微觀因素間的結構，本文運用結構方程模型對個人固有影響因素、家庭影響因素、人力資本影響因素實證分析。本文利用中介變量勾畫潛變量與潛變量之間的關系，以及探討它們對市民化的作用途徑，希望對完善制度設計與政策安排解決新生代農民工市民化有所幫助。

三、數據來源與樣本說明

本文主要采用結構方程模型進行分析。結構方程模型是一種比較全面地檢驗潛變量間關系的方法，整合了因子分析、路徑分析和多重線性回歸分析等方法，估計的過程中充分考慮了潛變量間的復雜關系。

1.數據來源

本研究所使用的數據來源于2017年國家社會科學基金項目“新生代農民就業質量的空間差異及其效應研究”課題組進行的調查數據。數據包括實地問卷調查、網絡問卷調查（通過目前應用最廣泛的問卷調查網站“問卷星”進行調研）。該項調查以山東省16個市為抽樣框。山東省是人口大省，也被認為是“民工大省”，2420萬農民工更占到全國農民工總量的8.6%。因此，以山東省農民工作為研究主體，具有代表性。但山東卻不是農民工輸出大省，近三年以來，農民工外省就業率沒有超過10%，省內市民化是山東省農民工市民化的一個特征，因此，本文將市民化的調研地點放在山東省各個城市。這樣，研究山東省農民工市民化進程就有一定的普遍性、可行性和合理性。

調查對象為1978年以后出生、16歲以上、在打工地居住6個月以上的新生代農民工，此次調研回收有效樣本量為956個，有效率為63.7%。

（1）考慮到受訪者填寫問卷的便利程度，分為線上、線下兩種方式（新生代農民工手機、計算機操作較普遍、熟練，因此采用了部分線上調研）。調研招聘本科生（戶籍為農村）為調研員，通過線上、線下兩種方式發放（線下1000份，線上500份）、回收問卷，調研員發放問卷的對象是本村（鄉、鎮）在外務工的農民工。

（2）山東省行政區域的實地調研問卷由本科生協助發放、回收。問卷回收率較低的原因主要如下：①部分問卷出現超齡現象（年齡大于40）、在打工城市居住不足6個月情況，共計188份。②有填寫不完整情況，主要是線上調研問卷部分農民工出現空題、漏答現象，共計225份。③嚴重雷同及與實際情況不符的問卷，共計131份。具體樣本的區域分布如表1所示。

由于調查區域覆蓋了山東省所有的行政區域， 并且篩選的有效調研問卷的標準較為嚴格，有效問卷的受訪者對調查問卷內容具有較好的理解和把握， 因此調查數據具有較高的代表性和可信度。

2.樣本說明

在確定調研對象的范圍時，考慮到新生代農民工市民化進程中有意愿、有能力、有動機的農民工是推進、加快市民化的主力軍和中堅力量，因此，此次調研以在城市居住6個月及以上的新生代農民工作為研究主體，這類主體在城市居住6個月以上，在一定程度上體現了有能力、意愿或有需求融入城市生活。

在對數據的處理上，本研究將年齡、勞動收入和居住時間這三個定距型數據處理成定類型數據，分別劃分為5個年齡集合（16—20歲，21—25歲，26—30歲，31—35歲，36—40歲），5個勞動收入集合（1500元以下，1501—3000元，3001—4000元，4001—5000元，5001元以上）和4個居住時間集合（6個月—1年，1—2年，2年以上）。之所以將定距型數據處理成定類型數據，是考慮到年齡與市民化進程不是簡單的線性關系，此外考慮到新生代農民工的定義內涵，我們將年齡范圍定義為18—40歲。同樣勞動收入與市民化進程也不是簡單的線性關系，被調查者勞動收入增加1元，對市民化進程變化影響微乎其微，勞動收入與市民化進程是量變引起質變的過程;居住時間不僅與市民化進程不是單純的線性關系，而且，時間集合是個無限集合，做定類型數據處理，大大簡化了研究過程，不影響研究結果的準確性。

本研究使用的數據變量一級指標有三個，第一個是個人因素（固有）指標，與被調查者自身已具備特征相關，如性別、已有學歷狀況、職業、收入等;第二個是家庭狀況指標，是被調查者原生家庭、新生家庭的特性表象，包括7個操作性指標，包括父母特性、配偶特性、子女特性;第三個是人力資本（發展）狀況指標，根據人力資本定義內涵[34]，包括了教育、培訓、健康、醫療等4個操作性指標。

四、變量與結構方程模型的提出

1.市民化進程

農民工市民化就是指“農村人口轉移到城鎮，取得永久城鎮合法居住身份，享受各項與城鎮平等的社會福利和政治權利的過程”[35]，“在公共服務、社會保障、勞動就業，尤其是政治權利等方面享受與城鎮居民相同待遇，是農民工市民化過程中農民工的深層次要求”[36]。因此，市民化是一個漫長的進程，在這個進程中存在很多因素影響進展的速度與程度，本文選擇教育及技能、勞動收入、居住條件、居住環境、教育資源的享用等作為分析影響農民工市民化進程的微觀測量指標。

2.個人因素

個人因素包含新生代農民工自身的主觀特性和客觀特性。主觀特性是影響到農民工市民化的主觀意識特性，農民工主動融入城市的態度有利于其樹立長期生活在城市的自信心，有利于正面認識城市生活的意義，也有利于面對現實中的困難和不如意。這些主觀因素直接或間接作用于市民化行為，客觀因素就是新生代農民工自身具備的條件成為影響市民化進程的因素。自身的因素會受到來自個體特征的影響，而個體自身特征體現在受教育程度、工作狀態、收入情況，因此，個人因素對市民化進程有積極影響。基于此提出以下假設。

H1：個人因素對市民化進程有直接推動作用。

3.家庭因素

家庭因素是指原生家庭以及農民工自己的新生家庭，因經濟條件不同、家庭觀念不同、婚姻狀況不同、教育需求不同，對農民工市民化產生影響。本文選擇家庭人均收入、婚姻狀況、孩子的教育需求、有無能力購房等指標。

當家庭因素為農民工提供了融入城市生活的便利，農民工便會對自己在以后融入城市的能力具有信心，這有利于農民工市民化行為。家庭因素還會通過教育需求、方便快捷生活方式的需求對農民工產生促使其融入城市的影響。基于此提出以下假設。

H2：家庭因素對市民化進程有直接推動作用。

4.人力資本因素

本文認為人力資本因素，指因為花費在教育、培訓、健康等方面的投資所形成的因素，

其構成主要是學校教育、家庭教育、職業教育、衛生保健。所以，本文選擇學歷水平作為衡量學校教育的指標，選擇父母學歷水平作為衡量家庭教育的指標，選擇是否接受過職業培訓作為衡量職業教育的指標，選擇對醫療保障重視程度作為衡量衛生保健的指標。

人力資本因素通過學歷的體現、專業技能的提高，降低了農民工就業的難度，提高了農民工的勞動收入;父母的學歷水平影響到新生代農民工對融入城市生活的期望和估計，而且，影響到對教育資源的認識與需求;對醫療資源的重視及對保障的重視是新生代農民工積極融入城市，推進市民化進程的動機。由此可見，人力資本因素會對市民化進程產生積極的影響。

H3：人力資本因素對市民化進程有直接推動作用。

農民工個體特征的表象和家庭因素會改變人力資本因素，會提高或降低農民工就業的難度，會加強或減弱農民工融入城市的意愿和信心，會通過影響人力資本因素而作用于農民工市民化行為。因此人力資本因素在農民工市民化進程中具有中介作用。

H4：人力資本因素在個人因素與市民化進程之間起到中介作用。

綜上所述，H1-H5為本文提出的關于新生代農民工市民化進程中微觀影響因素及結構的五個假設。

5.結構方程模型的提出

基于上述所有假設，將個人因素、家庭因素、人力資本因素和農民工市民化進程4個潛變量之間的關系構造初始模型，如圖1所示。

五、市民化進程的結構方程模型檢驗

1.量表賦值

本文包含個人因素、家庭因素、人力資本因素和市民化進程4個潛變量，運用結構方程模型研究山東省新生代農民工市民化進程與個人因素、家庭因素、人力資本因素之間直接以及間接的復雜關系。采用LIKERT五分量表法對以上變量測量，賦值范圍從“非常不滿意”到“非常滿意”，分別對應數字“1”到“5”，具體賦值見表2。

2.信度檢驗和效度檢驗

為了降低調研和計算誤差給研究結果帶來的不利影響，首先對獲取的數據進行信度和效度檢驗。

（1）信度檢驗。

信度（Reliability）即可靠性，信度是指根據測驗工具（量表）所得到的結果的一致性或穩定性，反映被測特征真實程度的指標。克隆巴赫（Cronbach）α信度系數是目前最常用的信度系數。其公式為：α=[k/（k-1）]*[1-（S2i/S2T）]。其中，K為量表中題項的總數，S2i為第i題得分的題內方差，S2T為全部題項總得分的方差。從公式中可以看出，α系數評價的是量表中各題項得分的一致性，屬于內在一致性系數。這種方法適用于問卷（量表）的信度分析。在SPSS中，專門用來進行測驗信度分析的模塊為Scale下的Reliability Analysis，通過對變量的信度（CR）的檢驗，對觀測變量與潛變量之間是否具有內部一致性進行檢驗。量表整體的克隆巴赫（Cronbach）α系數大于0.7，表明量表整體數據很可信，各變量的克隆巴赫（Cronbach）α系數大于0.7，表明各變量可信度較好，組合變量信度大于0.6，表明觀測變量與潛變量之間具有內部一致性，表明測量結果穩定、一致、可信，具體值見表3。

（2）效度檢驗。信度是效度的必要條件，非充分條件，信度低效度一定低。效度分析是指能夠準確測出所需測量事物的程度，效度越高說明測量結果與實際情況越吻合。本文利用因子分析功能，通過因子載荷，判斷量表中變量之間相關性強弱，絕對值越大表示這個變量越可以用來衡量該維度，量表的測量結果與實際值之間吻合度越高。本文通過Bartlett球檢驗和KMO檢驗驗證因子分析的適用性，經研究發現Bartlett球檢驗顯著，且KMO>0.8，說明因子分析的方法適用。然后，利用因子分析進行量表結構效度檢測，也就是結構與測值之間的對應程度。當平均提取方差值（AVE）均大于0.5，p值<0.05，才有結構效度，才能進行因子分析。在本文中，各變量因子載荷均滿足大于0.6（見表3），平均提取方差都大于0.5，KMO值為0.945，C>0.8，均滿足條件，說明聚合效度較好，量表效度通過檢驗。

3.結構方程模型檢驗

通過信度效度檢驗后，我們要采用SPSS、AMOS對模型進行路徑分析。本文認為，個人因素和家庭因素對農民工市民化進程會產生一定的影響，我們關心的問題是這種影響是直接作用還是間接作用？我們還需要了解人力資本對農民工市民化進程是否正相關？另外，人力資本因素和個人因素及家庭因素兩個潛變量之間的關系是什么？我們需要進一步了解人力資本因素在其中起著什么作用。

在結構方程模型框架下，用AMOS 5.0導入計算，采用似然比卡方檢驗結構方程的擬合優度，標準為被檢驗模型的各項檢驗值與飽和模型越接近，模型的擬合優度越好。觀察結果發現，模型與樣本的擬合效果較好，擬合度的指標見表4。

路徑擬合結果見表4，可以發現假設H1和H3未通過檢驗，假設H2、 H4和H5通過檢驗。結果表明，個人因素與家庭因素之間得到下列參數估計值，兩者間關系的共變量為1.856，且達到顯著水平，相關系數0.491，這表示個人因素與家庭因素兩者間確實有高度相關性。而且，個人因素和家庭因素不能對市民化進程直接產生正向推進作用，需要通過人力資本因素這一中間變量產生間接的促進作用。

4.中介效應檢驗

模型的假設檢驗見表5。中介效應檢驗程序是使用較多的檢驗程序[37-38]，該方法具體步驟如下。

自變量X1為個人因素，X2是家庭因素，因變量Y是農民工市民化進程，M是指人力資本因素。設Xi對Y產生影響是通過影響變量M，那么M被稱為中介變量。對變量進行標準化，下列回歸方程可用來描述各個變量之間關系。

Y=cX_i+e₁（1）

其中系數c表示自變量Xi針對因變量Y的總效應;

M=aX_i+e₂（2）

其中系數a表示自變量Xi針對中介變量M的效應;

Y=c′X_i+bM+e₃（3）

系數b表示在控制了自變量Xi的影響后，中介變量M針對因變量Y的效應;系數c′是在控制了中介變量M的影響后，自變量Xi對因變量Y的直接效應。

e1、e2、e3表示回歸殘差。中介效應為系數乘積ab，它與總效應和直接效應的關系為： c=c′+ab。檢驗步驟逐層深入[39-40]，首先，檢驗總效應c是否顯著;再檢驗中介變量效應a是否顯著;再檢驗b是否顯著;再檢驗c′是否顯著，比較ab和c′符號，如果是同號屬于部分中介效應，報告中介效應占總效應比例為ab/c。

回歸結果（見表6）表明關于個人因素的中介效應模型中，自變量X1對因變量Y的總效應c>0.5，顯著，按中介效應立論，依次檢驗兩個模型中回歸系數a，b，中介效應顯著;檢驗回歸系數c′，c′是自變量X1對因變量Y的直接效應，c′<0.5，不顯著，中介效應成立，中介效應占總效應的比重為70.6%，個人因素通過人力資本因素對農民工城市化有著推動作用。

在關于家庭因素的中介效應模型中，自變量X2對因變量Y的總效應c>0.5，顯著，按中介效應立論。依次檢驗兩個模型中回歸系數a、b，中介效應顯著;檢驗回歸系數c′，c′是自變量X2對因變量Y的直接效應，c<0.5不顯著，中介效應成立，也就是家庭因素通過人力資本因素對農民工城市化有著推動作用，中介效應占總效應的比重為72.9%。

六、結論與結構模型的修正

1. 主要研究結論

實證研究結果表明，假設H1、H3沒有得到證實，假設H2、H4、H5得到了驗證。由此得出以下結論。

（1）個人因素不能直接對農民工市民化進程產生影響，個人因素需要通過人力資本因素間接作用于市民化進程，人力資本因素的中介效應成立。本文認為，個人因素能夠推動農民工市民化進程，當個人因素分值較高時，新生代農民工會對自己有較為適當的評價，會對城市生活與鄉村生活有客觀的認識，會對城市生活的便利、醫療資源、醫療保障、教育資源、職業培訓等產生需求，即會愿意為人力資本投入更多的時間、金錢，從而有助于農民工市民化進程的推動。

（2）家庭因素不能直接對農民工市民化進程產生影響，家庭因素需要通過人力資本因素間接作用于農民工市民化進程，根據回歸檢驗結果人力資本因素起到了中介作用。家庭中孩子成長對教育資源產生需求，孩子數量越多需求越大;家庭成員對醫療資源產生需求;家庭中父母和配偶的學歷、收入會影響研究主體對職業培訓的態度，父母的工作地點、配偶的工作地點，這些需求通過人力資本因素作用于農民工市民化進程。

（3）人力資本因素在模型中具有中介效應。模型中，個人因素屬于個體特征、家庭因素屬于個人家庭環境因素，二者不能直接對農民工市民化進程產生影響，而是通過人力資本因素間接產生影響。新生代農民工是一個較為特殊的群體，學歷平均水平不高，經濟收入普遍不高，是否愿意融入城市生活，在遠離家鄉的城市安居樂業，取決于他們對城市資源的需求，具體來說，取決于他們對城市教育資源的需求、對醫療資源的需求、對醫療保障的需求、對生活方便快捷的需求，而對這些需求的熱切程度也決定了他們愿意為此投入而形成的人力資本因素，人力資本因素再作用于市民化進程，因此。人力資本因素具有中介效應，在模型中中介效應占總效應的比重較大，是一個關鍵變量。

2.結構模型的修正

基于上述結論可知，個人因素、家庭因素通過人力資本因素間接對農民工市民化進程發揮作用（如圖2所示）。

農民工市民化進程受農民工自身因素和外在條件等多種因素影響，是一個動態、復雜的過程。在復雜的背景下，我們按照人力資本的定義從4個維度描述人力資本因素，分別為健康狀況、職業培訓、醫療資源的需求、教育資源的需求，這些維度的變化直接影響到農民工市民化進程。本文將影響農民工市民化進程的微觀因素結構以及相互關系梳理后，提出了更為合理的結構模型。

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[責任編輯 劉愛華]