资源禀赋、认知、制度环境与市民化意愿研究——以西藏为例

宋连久，刘天平，孙自保

（西藏农牧学院植物科学学院，西藏 林芝 860000）

党的十九大和2018年中央一号文件都强调，“三农”问题依然是今后工作的重心，在实际工作中需要坚持农民主体地位，促进农民持续增收[1]。现阶段，农牧民工阶层的人口比例约占总人口比例的20.61%[2]，为实现农民持续增收，不可忽视农牧民工阶层。因此，在全面推进我国经济社会发展过程中，加快农牧民工市民化进程是国家“十三五”规划的重大战略部署，也是当前政府面临的重要任务。同时，随着相关政策制度的有序推进，以人的城镇化为核心，加快农牧民工市民化已经成为政府以及社会的共识。在实施乡村振兴战略背景下，有效促进农牧民工市民化进程，不仅有利于农牧民工增收，而且对推进美丽乡村建设，乃至促进农村经济发展和保障农村社会和谐稳定都具有极其重要的现实意义。

当前，新生代农牧民工（即在1980年后出生的农牧民工）在整个农牧民工阶层中超过50%，已成为进城务工的主力[3-4]。现阶段，新生代农牧民工市民化意愿主要从理论层面研究和影响因素分析两方面展开。市民化意愿是基于“推—拉”模型[5]，以乡村振兴内涵发展探索为抓手[6]进行的研究，这是理论层面研究重要拓展。影响因素分析研究主要集中在外生因素和内生因素两个方面。外生影响因素研究主要从制度供给[7-8]、资源禀赋[9-10]和实践认知[11-12]等三个视角展开。市民化与制度供给需求存在层进演化的理论关系[7]。市民化的最终实现是制度供给者（政府）和制度需求者（新生代农牧民工）达成交易成本最低协议的过程[8]。市民化意愿与家庭资源禀赋高度相关，提升市民化意愿需要重点关注资源禀赋的提升途径[9]。作为资源禀赋的重要构成内容——受教育程度和年龄，对市民化意愿具有显著影响[13]。深入分析实践认知研究发现，政策认知[14]、法律认知[15]、权益认知[16]、过程视角认知和市民化成本认知[17-18]是市民化改革关注的重要着眼点。上述研究表明，不同因素对市民化意愿产生的作用不同，具体影响的成效也有差异。内生影响因素研究主要包括生活意愿、定居意愿、户籍意愿和身份意愿等方面[13]。有研究表明，公平感对新生代农牧民工市民化意愿存在正向影响。通过对新生代农牧民工定居意愿分析发现，教育程度、域内流动、较好就业身份、流动时间、学龄子女随迁、城镇职工医疗保险等对定居意愿具有显著的影响[19-20]。

通过对新生代农牧民工市民化意愿的文献总结发现，新生代农牧民工生活的地域取舍逐渐偏向城市，这一现象引发了诸多问题，主要包括：1）新生代农牧民工微观个体素质和市民化要求可能存在矛盾；2）相关决策部门颁布并实行的以劳动力转移的政策及推进与户籍身份发生转变（这种转变为由农村户口变为城镇户口）之间可能存在衔接与契合问题，能否找到合适的替代政策工具，用制度变量改变新生代农牧民工的“后顾之忧”是摆在决策者面前的一道难题；3）与城镇居民相比，新生代农牧民工微观个体在城市生活境遇可能需要一定程度提高。与我国其他省份相比，西藏新生代农牧民工市民化意愿分析存在着较大的差异，主要由于西藏新生代农牧民工居住地分布较为分散，务工地较为集中，新生代农牧民工文化程度较低，搜集有效信息的难度相对较大，与其他相对成熟的领域相比，决策者和研究者对西藏地区新生代农牧民工市民化意愿的关注度相对滞后。因此，为了有效促进新生代农牧民工市民化内涵发展及规范相关政策制度，本文以西藏为研究区域，选择新生代农牧民工市民化意愿为目标变量，从资源禀赋、认知和制度环境三个方面，构建结构方程模型进行实证分析，客观、深入探索新生代农牧民工市民化意愿的影响机理，以期为提升西藏新生代农牧民工市民化意愿提供理论借鉴与现实参考。

1 研究框架与理论假设

1.1 研究框架

从已有的研究可以看出，新生代农牧民工市民化意愿与资源禀赋、认知和制度环境之间有着一定的关联。新生代农牧民工市民化意愿分析是基于一定的区域资源禀赋、特定政策环境和社会环境开展的，也必然受决策主体的政策思维、新生代农牧民工信念的影响。决策主体影响新生代农牧民工市民化意愿通过所出台的制度来体现，而认知是信念的外在表征体现。本文建立了新生代农牧民工市民化意愿分析的关系理论模型（图1），认为资源禀赋、制度环境、认知对新生代农牧民工市民化意愿存在直接影响。制度环境的改善、新生代农牧民工获得更多的资源支持和认知水平的提高可以明显增强新生代农牧民工市民化意愿。

图1 市民化意愿理论模型Fig. 1 Theoretical framework of citizens' willingness

1.2 理论假设

社会经济持续发展、城镇化水平的提高，使得新生代农牧民工不断涌入城市。在城市的生产和生活中，部分新生代农牧民工产生了成为其一员的愿望。促进新生代农牧民工市民化要尊重其意愿。市民化意愿是新生代农牧民工在进城务工过程中通过沟通或信息交换所产生的定居城镇或取得城市户籍的愿望。市民化意愿的实证分析是探索乡村振兴内涵发展，促进新生代农牧民工提升生活质量以及重塑城乡关系无法回避的着眼点[21-22]，因此，也持续受到社会各界的高度关注。就新生代农牧民工市民化意愿研究来讲，研究视角包括以反映市民化意愿影响机制的内部探索和用以反映资源禀赋、认知和制度之间分析关系的外部探究。基于此，可从资源禀赋、制度环境和农牧民工的认知三个方面考察新生代农牧民工市民化意愿。

资源禀赋实际上就是新生代农牧民工所拥有或所获得的以后天为主、以先天为辅的所有资源和能力。资源禀赋是新生代农牧民工市民化研究的根源性因素之一[23]。资源禀赋主要通过影响资源处置方式间接对新生代农牧民工市民化的决策产生影响[24]，资源所属产权安全性还会直接影响新生代农牧民工市民化的决策；新生代农牧民工市民化进程中更倾向于以资源转移方式处置所属资源[25]。不同类型的资源对新生代农牧民工市民化进程影响程度不一，但人力资源、经济资源和社会关系资源对新生代农牧民工市民化意愿产生明显的正向影响。新生代农牧民工拥有的资源禀赋多寡明显影响其市民化意愿的强弱。一般认为，当新生代农牧民工拥有较多的资源情况下，其市民化意愿会越强烈。因此，资源禀赋对新生代农牧民工市民化意愿有正向的影响。

认知是新生代农牧民工应用知识或信息加工处理的过程，是判别信息的心理活动。虽然非农产业发展为新生代农牧民工创造了大量的就业机会，但基于其追求利益最大化的固有特性，运用知识或所获得的信息进行判别与权衡所做决策的利益得失成为关键所在。新生代农牧民工的认知不仅对其市民化的决策产生间接影响，也是影响其市民化意愿的最重要因素。认知水平的提高可以显著促进新生代农牧民工市民化[26]。通过新生代农牧民工与务工所在地市民的交流增强了新生代农牧民工对定居城市的心理认同感[27]，让新生代农牧民工体会到与务工所在地市民一样的工作福利待遇。定居城市意愿也是新生代农牧民工市民化的一个重要前提，必然会受到心理活动的影响。认知与新生代农牧民工之间的互惠效应可以增强农牧民工定居城市意愿。新生代农牧民工的认知水平明显影响其市民化意愿。一般认为，新生代农牧民工的认知水平越高，其市民化意愿会越高。因此，认知对新生代农牧民工市民化具有正向影响。

制度环境是通过对新生代农牧民工转移过程考察的重要切入点。造成新生代农牧民工市民化问题的主要障碍就是城乡二元制度。因此，市民化意愿分析需要从理清制度的演进历程、探讨新生代农牧民工市民化进程中的可能冲突与协调以及制度内部的制度关联等方面进行深入研究。行动是落实制度的重要落脚点，因而促进市民化进程的制度贯彻需要新生代农牧民工的切实行动。在制度分析框架下，新生代农牧民工的行动选择与生存状态主要从城乡行动情境层面开展研究[28]。基于当前西藏农村经济社会发展过程中的主要矛盾，新生代农牧民工市民化意愿分析需要坚持平等、开放的制度支撑体系。促进新生代农牧民工市民化进程，不仅需要处理好户籍制度，还需要深化耕地草场产权制度改革和规范农地流转制度。针对西藏新生代农牧民工市民化进程中所存在的体制先天不足，还需要做必要的制度保障分析。一般认为，制度环境越优良，新生代农牧民工市民化意愿会越强烈。因此，制度环境对新生代农牧民工市民化意愿具有正向影响。

2 研究方法

2.1 模型构建

结构方程模型适合探讨多个潜变量之间以及潜变量与其测量变量之间的关系。本文基于前述假设，采用结构方程模型来研究新生代农牧民工市民化意愿。结构方程模型由3个矩阵方程式表示：

式中：η为内生潜变量，Y表示内生测量变量，X表示外生测量变量，Γ表示外生潜变量对内生潜变量的影响，ξ为外生潜变量，Λx为外生测量变量在外生潜变量上的因素负荷矩阵，Λy为内生测量变量在内生潜变量上的因素负荷矩阵，δ为外生测量变量的残差项；ε为内生测量变量的残差项，ζ为结构方程的误差项。本文将资源禀赋、认知、制度环境设置为外生潜变量，将市民化意愿设置内生潜变量。

2.2 变量选取

通过对国内外新生代农牧民工市民化研究文献的梳理，以新生代农牧民工市民化意愿结构模型为基础，本研究共构建了市民化意愿、制度环境、资源禀赋和认知4个潜变量16个测量变量。所有变量均采用李克特5级量表的形式，根据被调查者的同意程度统计（表1）。通过所选取的变量进行结构方程模型测算，验证新生代农牧民工市民化意愿分析的理论假设。

表1 变量的定义与符号Table 1 Definitions and symbols of variables

2.3 模型变量的检验

1）问卷的信度和效度检验。为保证研究结论的可信度，采用Cronbach's a系数对研究所用问卷进行信度检验。调查问卷中潜变量和测量变量的设计是基于文献梳理、理论研究、专家意见、预调查分析等综合考虑形成的，问卷本身具有一定的内容效度。为进一步保证研究结论的有效性，采用KMO测度与Barltlett球形检验验证效度，通常要求KMO值大于0.6，同时Barltlett球形检验统计值显著异于0。运用SPSS19.0进行CITC值、Cronbach's a系数、删除该测量变量后的Cronbach's a系数、KMO值、Bartlett球形检验统计值和AVE值运算。

2）模型适配检验。根据上述的相关分析，新生代农牧民工市民化意愿模型（图2）涉及资源禀赋、认知和制度环境三个维度共计16个观测指标。本文利用SPSS19.0软件对原始数据进行处理，运用AMOS22.0软件对模型进行参数估计。

2.4 数据来源

本次调查采用实地访谈与问卷调查两种方式，于2018年7月对西藏7个地市进行深入调查，共发放问卷1 300份，回收1 125份，剔除数据有缺失的无效问卷，实际获得有效问卷1 045份。调查样本根据新生代农牧民工务工的实际情况和西藏7地市人口分布的密集程度进行选择，首先采取整群抽样的方式确定7地市的整体调查样本数，然后在每个地市内采取随机抽样的方法选取符合调查样本条件的被调查者。本文选取的样本在不同地市及不同人员构成上比例较为均匀，样本结构基本合理。就样本看，受访者性别比、年龄比较为均衡；已婚受访者居于主体，占55.98%；受访者以小学文化程度为主，占43.73%；在调查样本中，来源于日喀则市的受访者居多，占47.56%（表2）。

3 结果与分析

3.1 描述性统计分析

在当前城市是引领经济社会发展的主流趋势背景下，受访的新生代农牧民工具有进城务工意愿的占82.32%，且进城务工意愿强烈。但不同地区受访者的进城务工意愿不尽相同，林芝市、昌都市和阿里地区受访者的进城务工意愿在87.50%以上，而拉萨市受访者的进城务工意愿最低，仅为62.99%。受访者所从事的行业以服务业为主，占54.64%（表3）。深入探究发现，新生代农牧民工进城务工意愿主要受地理区位和农村经济发展条件的影响，即交通条件不便、经济发展较为滞后的地区，新生代农牧民工有强烈的进城务工意愿；而交通条件较为便利、经济发展较好的地区，由于相关政策的倾斜，新生代农牧民工进城务工的意愿稍弱。另外，新生代农牧民工进城务工行业选择与受教育程度有较大关系，即文化程度高的农牧民工主要选择待遇较好、收益较高、从事工作技术含量较高的行业，反之亦然。

图2 新生代农牧民工市民化意愿分析的结构方程模型Fig. 2 Structural framework for the analysis of the citizenization willingness of the new generation of agricultural and animal husbandry migrant workers

表2 调查样本自身特征Table 2 Characteristics of the survey

表3 进城务工意愿、从事行业变量描述性统计分析Table 3 Descriptive statistics of the willingness to work in cities and different service sectors

3.2 模型检验分析

运用SPSS19.0运算得出Cronbach's a为0.897，说明问卷整体具有较强的可信度。测量变量总体相关系数（CITC）均大于0.5，各潜变量的平均抽取方差（AVE）都高于0.5，说明收敛效度良好。市民化意愿、资源禀赋、制度环境和认知的Cronbach's a系数分别为0.636、0.815、0.805和0.700（表4），均大于0.6，表明各量表均具有良好的信度，且删除该测量变量后的Cronbach's a系数均没有显著提升，说明各测量变量均设置良好。各潜变量对应量表的KMO值介于0.600～0.800之间，均大于0.6，Barltlett球形检验统计值均显著异于0，AVE值均大于0.5，说明各潜变量具有良好的收敛效度。

表4 调研问卷的信度与效度检验Table 4 Test on the reliability and validity of the survey questionnaire

各潜变量之间区别效度的检验结果见表5。各潜变量的AVE平方根均大于其他潜变量的标准化系数。因此，各潜变量之间的区别效度良好。综上所述，本文研究所用量表具有良好的信度和效度，为后续的模型估计奠定了基础。

表5 潜变量之间区别效度检验结果Table 5 Test results of the discriminant validity

模型适配度评估指标中，卡方自由度比值为2.918，小于3；绝对值拟合优度指数（GFI）为 0.914，规范拟合指数（NFI）为0.892，增量拟合指数（IFI）为0.916，非规范拟合指数（TLI）为0.903，相对拟合指数（CFI）为0.910（表6），上述各指标值均处于较理想和可接受水平范围内。残差均方和平方根（RMR）为0.074，近似误差均方根（RMSEA）为0.078，均处于理想状态。以上检验结果说明，新生代农牧民工市民化意愿模型与样本数据适配较好，具备结构方程模型的分析特征。

3.3 资源禀赋、认知与制度环境对市民化意愿影响

通过统计检验后，可对模型进行路径分析。本文借助AMOS22.0软件中系统默认的极大似然估计法估计模型，得到如表7所示的各路径系数估计值、标准化路径系数估计值、临界比和结论。

表6 模型拟合指数检验结果Table 6 Test results of the model fitness

资源禀赋和市民化意愿之间的标准化路径系数是0.721，在0.01的水平上通过显著性检验（表7），表示市民化意愿在资源禀赋这一潜变量上因素负荷量很高，说明资源禀赋在相当程度上影响着新生代农牧民工市民化意愿。在新生代农牧民工个人和社会拥有资源有效增加的引领下，西藏市民化进程取得了一定的进展，资源结构不断完善，具体表现为社区经济发展水平和家庭经济状况均有较大程度的改善。然而，近些年来由于西藏新生代农牧民工受教育程度有了明显提高，市民化进程越来越依赖于劳动力转移的本土化形式以及进城务工能够有效提高生活水平和改善生活质量上。随着进城务工门槛的逐年提高，新生代农牧民工文化程度越来越受重视，没有一技之长的新生代农牧民工生存空间越来越小，务工的职业也越来越集中，该现象在上述样本说明内容里得到了很好的验证。

认知和市民化意愿之间的标准化路径系数为0.123，在显著性水平为0.01的条件下通过了显著性统计检验（表7），说明新生代农牧民工的认知水平对市民化进程存在一定程度的影响，但影响程度较低。目前，新生代农牧民工对其户籍所在地农村的认知较为理性，与人口迁移的主流趋势（即农村流向城市）相一致。正因如此，绝大多数新生代农牧民工（占调查总体的79.62%）有较强烈的脱离农村向往城市生活的意愿。另外，新生代农牧民工对进城务工的认知也符合其自身生活的境遇，即在收入能够满足其正常需要情况下，30.90%的被调查者因为担心农村的一些补贴和福利被取消、城市生活成本高和子女教育难以解决等问题，把自己当作是城市（进城务工地）的一名“过客”，而选择其居住地生产与生活；在收入无法满足其正常需要情况下，62.63%的被调查者为了改善自身或家庭生活水平、寻求更多发展机会，选择进城务工。由此可知，新生代农牧民工进城务工的主要着眼点仅为改善生活境遇，对其自身融入城市生产、生活所需条件的必要储备准备不足。因此，认知不是新生代农牧民工市民化意愿的主要影响因素。

制度环境和市民化意愿之间的标准化路径系数为0.197，在显著性水平为0.01的条件下通过了显著性统计检验（表7），说明市民化意愿在一定程度上受制度环境的影响，但影响程度不高。结合调研样本的实际情况分析可知，现有与藏族新生代农牧民工市民化意愿相关的诸如城市落户、土地流转、土地确权等政策制度，确能在一定程度上免除其后顾之忧，但这些相关的政策制度外溢效应不够明显。因此，新生代农牧民工市民化进程并未显著影响市民化意愿。且现阶段新生代农牧民工权利保障程度等相关政策制度不够完善，对新生代农牧民工成为市民的一员带来一定的障碍。

表7 路径分析结果Table 7 Path analysis results

4 结论与建议

4.1 结论

研究表明，西藏新生代农牧民工市民化意愿强烈，且各地（市）市民化意愿强度分布不均。资源禀赋对西藏新生代农牧民工市民化意愿具有显著的促进作用，资源禀赋对新生代农牧民工市民化意愿具有正向影响，资源结构的不断完善优化，可以有效的推动新生代农牧民工市民化进程。促进人力资本结构优化：加速新生代农牧民工市民化进程，需要切实转变思想，引导新生代农牧民工努力提升自身文化程度。

制度环境和认知对西藏新生代农牧民工市民化意愿虽具有正向影响，但与资源禀赋相比，其影响强度不大。认知和制度环境是提升新生代农牧民工市民化意愿的“瓶颈”性因素，需要从实现新生代农牧民工市民化身份转变的内在促进、政策引导和强化认知水平来提升农牧民工市民化程度。

4.2 建议

1）解决新生代农牧民工市民化问题，当务之急是培育新生代新型职业农牧民工，强化其技术储备力度。由于受到西藏农业的先天弱质性和新生代农牧民工技术储备的缺乏、新生代农牧民工整体从业素质不高，难以有效推进新生代农牧民工市民化进程，要实现新生代农牧民工市民化更加困难重重。因此，必须以强化技术储备为着眼点，以提升整体从业素质为依托，培育新生代新型职业农牧民工。

2）切实转变劳动力转移模式，缩短新生代农牧民工进城务工的时空距离，促使其有效融入城市。新生代农牧民工进城务工，不仅要着眼于改善生活境遇，更要加强融入城市生活所需条件的必要储备。此外，农村劳动力转移过程中，应突出“县”这个主要的行政单元。在“离土不离乡”的农村劳动力转移的重要模式中，通过提升县域经济发展水平，来增强农村劳动力的吸纳能力，从而有效提升新生代农牧民工的市民化进程。

3）树立靶向思维，补齐政策短板，强化政策的外溢效应。需依托“内涵引领”原则，进一步强化靶向思维，找出市民化进程的政策制约重点和要点，补齐短板，在贯彻和制定相关政策的同时，又要广泛倾听新生代农牧民工的呼声，通过有效的全过程监督，强化政策的正向外溢效应，努力避免政策的负向外溢效应。