唐勇智

(1.中國社會科學院農村發(fā)展研究所,北京100732;2.西南民族大學經濟學院,四川成都610041)

丹江口庫區(qū)農村待遷移民搬遷意愿分析3

唐勇智1,2

(1.中國社會科學院農村發(fā)展研究所,北京100732;2.西南民族大學經濟學院,四川成都610041)

丹江口大壩加高工程將動遷33萬移民。為了實現(xiàn)和諧搬遷,有必要了解待遷移民對搬遷的態(tài)度及其影響因素。采用丹江口庫區(qū)農村待遷移民194例入戶問卷調查資料,進行二項邏輯回歸分析,得到結論:目前農業(yè)收入比重、偏遠村、較遠村、成員平均年齡、戶主年齡、家庭規(guī)模、農忙是否換工、戶主受教育年限每變化一個單位,相應的愿意搬遷的發(fā)生比分別是26.6,8.7,3.1,0.9,0.7,0.5,0.2和0.1;其中,后5個變量是負向影響。由此可知,目前較高的非農收入比重,較好的地理位置、人力資源和政治資源,會顯著降低搬遷意愿。因此,選擇經濟水平較高的安置地是提高搬遷意愿的重要因素;同時應針對各群體的不同預期,采用分步搬遷和靈活多樣的安置、補償方式。

丹江口;農村;待遷移民;意愿;預期收益

南水北調中線工程水源地——丹江口水庫初期工程于20世紀70年代建成,當時搬遷41.3萬移民。由于“重工程、輕移民”,忽視移民的感受和需要等各種原因,導致大量移民返遷和陷入長期的貧困,雖經政府和移民幾十年的努力,仍然存在諸多遺留問題。2005年,丹江口大壩加高工程開工建設,又將動遷移民約33萬人(以農村移民為主),是三峽移民以來中國第二次大規(guī)模的水庫移民。其中23萬人需要出縣外遷至50多個縣市,計劃到2013年底完成。時間緊迫而移民規(guī)模龐大,加之初期工程遺留問題較多,如何盡量避免移民返遷和貧困,做到“以人為本,和諧搬遷”?根據(jù)各國移民的經驗,如果移民認同搬遷從而自愿搬遷,則移民成功的幾率大,反之失敗的可能性就大。因此,有必要研究水庫移民對搬遷的態(tài)度及其影響因素,從而正確引導移民的愿望,合理設計移民補償及安置方式,努力實現(xiàn)國家宏觀目標與移民微觀目標的一致性。研究認為,目前擁有優(yōu)越的地理位置、政治資源、非農就業(yè)機會、人口和社會資源,會對搬遷意愿產生負作用,同時,家長制的傳統(tǒng)權威在農村仍然起著決定作用,勢必影響遷移意愿的形成。因此,選擇經濟水平較高的安置地是提高搬遷意愿的重要因素;同時應針對各群體的不同預期,采用分步搬遷和靈活多樣的安置、補償方式。

1 文獻綜述

水庫移民屬于非自愿移民。國外有關非自愿移民的研究,首先關注他們的補償及安置方式。世行制定了指導各國非自愿移民的詳細手冊,并通過資金援助對受援國的非自愿移民工作產生了積極影響。第二,許多學者關注移民的風險及權利[1]。世行的移民專家塞尼把移民的風險歸納為喪失土地、社會解體等八個方面,并創(chuàng)建了具有預測和診斷風險、解決問題及研究功能的IRR模型(the Risks and Reconstruction Model)[2]。該模型隨后被多國學者加以檢驗、拓展和討論[3-4],并在各國移民實踐中發(fā)揮了重要作用。第三,Prasad等人探討了移民的社會成本及其對不同移民群體的影響[5-6],發(fā)現(xiàn)擁有特殊技能或政治權力的上等階層從移民中受益,而完全以農牧業(yè)為生者和女性移民卻受損嚴重[7-8]。此外,不少學者探討了移民安置模式與環(huán)境容量的關系[9]以及反大壩運動的原因[10]。

國內有關水庫移民的研究。一是移民遷安模式及補償研究。楊文健總結了國內農村移民的四種傳統(tǒng)安置模式,提出城鄉(xiāng)聯(lián)動的安置模式[11];陶傳進從“成本-收益因素”與“非成本-收益因素”兩個維度構建了工程移民的搬遷動力分析框架,把移民的搬遷動力模式分為從“受吸引且積極合作”到“不吸引也不合作”等四種類型[12]。二是外遷移民的適應性研究。翁定軍探討了移民在向上與迎合的力量下如何適應安置地社會[13],張鵬等人則關注北遷移民的文化沖突及其適應[14],周小春發(fā)現(xiàn)移民在安置地建立的新社會資本對其經濟與社會適應有重要影響[15]。風笑天等學者發(fā)現(xiàn),移民的社會適應在不同人群間呈現(xiàn)較大差異,文化程度低、老人、務農的移民適應性差,而中年人、文化程度高、收入高的移民適應性強[16]。三是移民的心態(tài)研究。朱農將移民分為“服從型”等三類,他們都存在程度不一的期待、依附、戀土和疑慮心理[17]。王小璐和風笑天根據(jù)三峽待遷移民調查資料,對影響移民搬遷態(tài)度的因素進行了多元線性回歸分析,發(fā)現(xiàn)經濟利益是最重要的影響因素,政策宣傳和社會資本評價有一定正影響,而戶口性質則產生較大負作用[18]。最后,王茂福等人從自然環(huán)境、社會關系、社會適應等方面探討了移民返遷的原因[19]。

總體說來,目前國內外對非自愿移民的研究,主要由社會學家從社會學和人類學的角度、運用社會學分析的方法進行,經濟學的研究明顯滯后。因此,塞尼呼吁經濟學與社會學“聯(lián)盟”,指出在非自愿移民的風險分析、成本內化等7個領域,迫切需要運用經濟學的概念和方法深入研究[20]。此外,迄今為止,非自愿移民的研究主要關注移民中及移民后的問題,較少關注遷移前的心態(tài),僅有的少量關于移民心態(tài)的研究也主要是定性分析和極少的線性回歸分析,缺乏深入細致的剖析。因此,本文擬從移民的角度,探討影響移民搬遷態(tài)度的深層次原因。

2 研究的對象、資料與方法

2.1 理論假設

人對事物發(fā)展及行為結果的預測性認知,在很大程度上影響其態(tài)度形成和改變。待遷移民是否樂意搬遷,取決于他們對搬遷給其家庭帶來的預期收益與目前收益的比較。因此,本文假設:移民家庭預期搬遷后收益與當前收益的差距,是影響其搬遷意愿的關鍵因素;預期收益超出當前收益越多,越愿意搬遷,反之,搬遷的態(tài)度越消極。決定和影響家庭收益的因素,包括家庭土地資源、人力資本(家庭規(guī)模、年齡、文化程度、性別、政治面貌等)、地理位置和社會資本等。此外,由于丹江口庫區(qū)待遷移民中有大量上個世紀的移民,有些人經歷了多次反復的搬遷,其既往的移民經歷必然對現(xiàn)在的搬遷意愿產生影響;同時作者認為,搬遷后遭遇不滿時的態(tài)度與搬遷意愿也有關系,因此把是否二次移民和預期返遷意愿也作為考察的變量。

2.2 研究的對象、樣本與資料

本文的研究對象是南水北調中線工程丹江口庫區(qū)的農村待遷移民,指土地或(和)房屋位于172 m淹沒線以下、確定要搬遷但尚未搬遷的家庭。

本研究的資料來自生態(tài)補償課題組2009年4-5月在丹江口庫區(qū)進行的移民入戶問卷調查。結合調查目的和實際情況,抽取河南省淅川縣,湖北省丹江口市、鄖縣和鄖西縣共4個縣市、10個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、13個村的194戶待遷移民作為調查樣本。由于淅川縣待遷人口和二次移民最多,因此在該縣抽取的樣本最多。調查使用同一份結構式問卷,均采取派調查員入戶訪問的方式。答卷人主要是戶主,極少數(shù)其他家庭成員。調查樣本的基本情況見表1和表2。

根據(jù)假設,從問卷中抽取相關變量,包括受訪戶的搬遷意愿及其陳述原因、基本人口和經濟信息、地域特征、親友資源和其他人際關系、安置后遭遇不滿的預期態(tài)度等大約34個變量,組成本研究的數(shù)據(jù)資料。

2.3 研究方法

在理論假設的基礎上,采用spss13.0軟件逐一分析各可能的影響因素與搬遷意愿的關系,篩選出有相關關系的自變量,與搬遷意愿一起采用logistic二元回歸模型進行分析。

3 搬遷意愿影響因素的描述性分析

3.1 搬遷意愿統(tǒng)計結果

由于搬遷安置和補償主要以家庭為單位實施,因此搬遷意愿的描述以戶為單位。為了全面了解待遷移民的態(tài)度,我們調查了受訪戶所有成員的搬遷意愿。我們認為,若所有家庭成員都愿意搬遷,說明該戶認同且自愿搬遷,故在本文中作為“愿意搬遷戶”;而家庭所有成員或任一成員不愿搬遷的都作為“不愿意搬遷戶”。在178份有效答卷中(194例中,16戶未回答搬遷意愿),“愿意搬遷戶”只占18.5%,而“不愿意搬遷戶”高達81.5%。

3.2 搬遷意愿影響因素的描述性分析

影響搬遷意愿的因素很多,根據(jù)假設,家庭所在地理位置、人口的年齡結構、文化程度、政治面貌、現(xiàn)有收入水平及結構等等,都會有不同程度的影響。為了更好的構建模型,對各可能的影響因素,首先經過一對一的相關和對比分析,剔除了性別結構、參軍和干部經歷、對搬遷后生活信心、對風俗習慣的態(tài)度、口糧商品化程度、對搬遷的各種擔心、對安置區(qū)的關注焦點、是否了解已移民的生活狀況、對移民干部是否滿意、省份、縣份等12個變量;對剩下的22個變量與搬遷意愿的關系,以下逐一進行描述性分析。

3.2.1 不同地域的搬遷意愿

在調查和錄入數(shù)據(jù)的過程中,能直觀感受到搬遷意愿的地域差異,尤其村級的區(qū)別比較明顯。鄖縣柳陂鎮(zhèn)劉家橋村和楊溪鋪鎮(zhèn)財神廟村的受訪戶沒有一戶愿意搬遷,而淅川縣金河鎮(zhèn)石井村、馬蹬鎮(zhèn)石橋村及鄖縣青曲鎮(zhèn)鄭家河村的受訪戶愿意搬遷的比例相對較高。板橋村和楊家溝村由于樣本量太少,沒有足夠的代表性(見表1)。

3.2.2 不同意愿戶的戶主年齡

愿意搬遷戶的戶主平均48歲,30-60歲占81.8%;而不愿搬遷戶戶主平均51.7歲,30-60歲占75.8%,30-45歲的比例比愿意搬遷戶低18.5個百分點,60歲以上的比例則高8.9個百分點(見表3)。

表1 待遷移民樣本地域、新老移民構成及其搬遷意愿Tab.1 The region,relocation experience of sample and their attitudes

表2 答卷人特征(N=194)Tab.2 The character of responders(N=194)

表3 戶主年齡與搬遷意愿Tab.3 Age of the head of household of differentwill

3.2.3 不同意愿戶的戶主在本地居住時間

愿意和不愿意搬遷戶的戶主,2008年在本地居住時間分別為10.53月和10.64月,沒有明顯區(qū)別。

3.2.4 不同意愿戶的家庭規(guī)模

愿意搬遷戶的家庭規(guī)模多為4-5人,中位數(shù)是4人;而不愿意搬遷戶則為4-6人、中位數(shù)是5人(見圖1)。

3.2.5 搬遷意愿與文化程度

與不愿意搬遷戶相比,愿意搬遷戶的文化程度較低,其戶均小學人數(shù)比前者多0.52人,而戶均初中人數(shù)少0.42人,戶均高中人數(shù)僅為前者的52%,戶均大專及以上人數(shù)則沒有明顯區(qū)別(見表3)。

3.2.6 不同意愿戶的收入特征

不愿意搬遷戶的年收入和人均收入均值約為愿意搬遷戶的2倍,本地工資收入(1 400元)僅為愿意搬遷戶的39%(3 590元),但工資總收入高于后者。不愿意搬遷戶的“工資占收入比”、“本地工資占收入比”和“農業(yè)收入比”分別為37%、3%和42%,愿意搬遷戶則為33%、10%和48%(見表3)。

3.2.7 成員年齡結構、黨員數(shù)、打工經歷數(shù)與搬遷意愿

不愿意搬遷戶的60歲以上人數(shù)、黨員數(shù)均值明顯高于愿意搬遷戶,而戶均打工經歷人數(shù)差別小(見表4)?！?0歲以上人數(shù)”分別為0、1、2的受訪戶,其搬遷意愿分別是23%、14.9%和10.0%。

3.2.8 新老移民的搬遷意愿

96戶老移民愿意搬遷的比例是17.7%;81戶新移民愿意搬遷的比例為19.8%,高于老移民戶(見表1)。

3.2.9 換工與搬遷意愿

111例農忙時換工的受訪戶中32戶愿意搬遷,占22.4%;而農忙時不換工的33例中只有1戶愿意搬遷,僅占2.9%。

3.2.10 不同意愿戶對搬遷后遭遇不滿的預期態(tài)度

愿意搬遷戶搬遷后若對生活不滿意,其意愿返遷率(9.7%)低于不愿意搬遷戶(13.5%),多選擇堅持和找政府,沒有一戶選擇投親靠友或者其他辦法(見圖2)。

4 搬遷意愿影響因素的logistic模型

4.1 變量選擇

圖1 不同意愿戶的家庭規(guī)模Fig.1 Family size of different relocationwill

表4 不同搬遷意愿的文化、收入、年齡、政治面貌、打工經歷特征Tab.4 Education level,income,age,political background and working experience of different family unit:person,thousand yuan,percent

圖2 對搬遷后遭遇不滿時的預期態(tài)度Fig.2 Desired attitudes to dissatisfaction in the future

因變量為“是否愿意搬遷”(愿意搬遷=1,不愿搬遷=0),繪制散點圖發(fā)現(xiàn)它與各因素非線性關系,不適合采用線性回歸法。該因變量只有兩個值:“是”和“否”,可采用二元邏輯回歸法。根據(jù)描述性分析,最終選擇了12個自變量、兩對交互作用的自變量進入回歸分析:村地理位置,戶主年齡,戶主受教育年限,戶人均收入,戶人口數(shù),戶60歲及以上人數(shù),戶黨員數(shù),農忙是否換工,戶主年齡3戶主受教育年限,戶農業(yè)收入比,戶農業(yè)收入比3戶人均收入,戶本地工資占收入比,戶均受教育年限,戶均年齡。其中,村地理位置和農忙是否換工是啞變量。二者的賦值分別為:“村地理位置”中,近郊村=0(參照類),較遠村=村地理位置(1),偏遠村=村地理位置(2);“農忙是否換工”中,是=0(參照類),否=農忙是否換工(1)。利用spss.13.0軟件,選擇二項logistic回歸法建立回歸模型;194例樣本中,有效樣本數(shù)為172例。

4.2 模型及其檢驗

采用“Backward Stepwise(Likelihood Ratio)”作為自變量篩選方法,經過4次迭代后,得到如下結果:

4.2.1 回歸模型顯著性檢驗

模型的卡方顯著水平為0.000,即所有自變量回歸系數(shù)同時為零的概率是零,說明模型整體檢驗十分顯著。

4.2.2 模型擬合優(yōu)度檢驗

本模型中,Cox&snell Square和Nagelkerke R Square分別為0.300和0.486,說明擬合效果比較不錯。

Hosmer-lemeshow檢驗得到卡方的顯著水平為0.482,遠大于0.05,表明由預測概率獲得的期望頻數(shù)與觀察頻數(shù)之間的差異無統(tǒng)計學意義,即模型擬合效果較好。

模型的分類結果表明,觀測時不愿搬遷的案例中,預測正確的占95.0%;觀測時愿意搬遷的案例中,預測正確的占43.8%;總體的預測正確率為85.5%。

4.2.3 ROC曲線分析

以預測概率為檢驗變量,因變量“是否愿意搬遷”為標準,進行ROC曲線分析,得到ROC曲線下面積為0.894,遠超過0.5,顯著水平為0.000,可見模型擬合效果很好。

4.2.4 模型參數(shù)估計及其顯著性檢驗

表5顯示,在5%的顯著水平上,村地理位置、戶主年齡、戶主受教育年限、戶主年齡3戶主受教育年限、戶農業(yè)收入比、戶農業(yè)收入比3戶人均收入、戶人口數(shù)、戶均年齡、戶黨員數(shù)這9個變量,順利通過了Wald檢驗。農忙是否換工沒有通過顯著性檢驗,但是如果刪除它,會對模型產生影響,影響的顯著水平為0.056,因此予以保留。

由表4可以建立待遷移民搬遷意愿的預測概率模型:

表5 進入方程的變量Tab.5 Variables in the equation

則有

4.3 主要結論

4.3.1 家庭擁有的資源現(xiàn)狀對搬遷意愿有顯著影響

從表5和模型,我們可以推出以下結論:

(1)非農就業(yè)機會少,則搬遷意愿強?！稗r業(yè)收入比”的發(fā)生比為26.623,在所有因素中對搬遷意愿的影響最大。該指標越大,說明外出務工機會越少,對土地的依賴性越強,在丹江口庫區(qū)優(yōu)質土地淹沒殆盡的情況下,意味著生活狀況較差,因此,相對于有更多非農就業(yè)機會的農戶而言,更加樂意搬遷。

(2)村地理位置的影響居第二位。偏遠村的待遷移民,愿意搬遷的發(fā)生比是近郊村的8.729倍。這與描述性分析一致。鄖縣柳陂鎮(zhèn)距縣城僅5 km,距十堰市15 km,土地肥沃,交通方便,是農業(yè)部確認的首批無公害蔬菜生產基地之一,其中受訪的劉家橋村大部分農民是蔬菜專業(yè)種植戶,沒有一戶愿意搬遷。同理,楊溪鋪鎮(zhèn)財神廟村也距縣城較近,同樣沒有一戶愿意搬遷。而淅川縣金河鎮(zhèn)石井村與鄖縣青曲鎮(zhèn)鄭家河村的受訪戶老移民較多,多居住在山上,土地少且薄,飲水困難,房屋破舊,尤其鄭家河村地理位置非常偏遠,故搬遷愿望比較強烈。

(3)收入水平與搬遷意愿負相關?！皯艮r業(yè)收入比3戶人均收入”的偏回歸系數(shù)為負(sig.<0.05),已知農業(yè)收入比是正向影響,人均收入與農業(yè)收入比的Pearson相關系數(shù)為-0.211(sig.=0.003),可推知人均收入越高,越不愿意搬遷。從描述性分析也可得知,不愿意搬遷戶的人均收入約為愿意搬遷戶的兩倍。一般而言,目前收入越高,意味著搬遷的代價越大,從而搬遷的態(tài)度愈謹慎。

(4)故土的社會資源越多,搬遷意愿越低。首先,家庭規(guī)模越大,遷移意愿越低:戶人口數(shù)每增加一人,愿意搬遷的發(fā)生比降低約0.5倍。家庭人口越多,在當?shù)負碛械纳鐣Y源越多,搬遷的機會成本越高,因而搬遷意愿下降。第二,戶均年齡對搬遷意愿有顯著負影響:戶均年齡每增加一歲,搬遷意愿發(fā)生比降低約0.9倍,即越年輕的家庭越樂意搬遷。我們調查了不愿搬遷的原因,60歲以上老人提及最多的是“故土難離”、“年齡大了”,這與描述性分析也一致。老年人在故土投入更多、擁有更多情感和熟人資源,而搬遷后的機會卻微乎其微,因而不愿搬遷。

(5)農忙是否換工對搬遷意愿的影響不具有統(tǒng)計學意義。但結合描述性分析可知,農忙不換工的家庭搬遷意愿明顯低于換工家庭。不換工的家庭主要是老人戶、多勞力戶、半工半農戶、機械化戶和工商業(yè)戶,均屬于上述資源多或者成本高的情形。

4.3.2 戶主特征對家庭的搬遷意愿有顯著影響,傳統(tǒng)權威仍有顯著作用

在家長制中,戶主是家中的絕對權威。雖然解放后我國家庭中的成員角色發(fā)生了很大變化,但是農村家庭仍保持著家長制傳統(tǒng),因而戶主必然在家庭搬遷意愿形成起重要作用。上述模型中,戶主年齡與戶主受教育年限的影響為負,即:戶主年齡越大,越不愿意搬遷;戶主受教育年限越長,越不愿意搬遷。戶主年齡每增加一歲,其愿意搬遷概率的發(fā)生比降低0.7倍;戶主受教育年限每增加一年,其愿意搬遷概率的發(fā)生比降低約0.1倍。戶主是小學文化程度的家庭,愿意搬遷的比例達到37.1%,遠遠超過17%的整體平均搬遷意愿。

但是,戶主年齡與戶主受教育年限的交互作用卻對搬遷意愿產生正向影響。該變量的回歸系數(shù)為正,Exp(B)=1.045,說明戶主年齡每增加一歲同時受教育年限增長一年,愿意搬遷的發(fā)生比提高約一倍。

5 討論與建議

綜合以上分析,本文提出兩點建議:

(1)選擇經濟水平較高的安置地是提高搬遷預期和搬遷意愿的重要因素。按照本文的假設及結論,遷移態(tài)度主要基于對搬遷收益與當前收益的比較而形成。目前收益較高者,如預期將來收益可能不如現(xiàn)狀,就不愿意搬遷。因此,經濟水平較高的安置地仍然是理論和實踐都支持的選擇。

(2)區(qū)別各群體的不同資源和預期,匹配適合的搬遷安置和補償方式。首先,不應繼續(xù)堅持農村移民以農業(yè)和土地安置為主的方式。農村企業(yè)和作坊,可按其愿望遷入城鎮(zhèn)或工業(yè)區(qū);不愿意要土地、舉家長年打工的家庭,可自愿遷入城鎮(zhèn);60歲以上的老人戶,應主要采取后靠或投靠子女的方式,并以非土地安置為主。既可減輕土地壓力,又可避免老年群體遠遷導致的不適應。第二,分步搬遷。搬遷愿望強烈的偏遠地區(qū)移民可以先搬,既能減輕一次性搬遷的難度,又能形成示范作用和對后遷移群體的壓力。第三,補償方式應多樣靈活。不同群體偏好不同種類的資源,可在土地之外采取糧食、現(xiàn)金、保險、生產設備、子女教育等多種補償方式,既能使移民有選擇余地和長期保障,又能減輕一次性支付的資金壓力。最后,搬遷村不必僅限于淹沒村,可以是受淹沒影響的村或者淹沒村附近的村。這些村部分村民有強烈的遷移愿望,可以考慮納為移民,騰出土地安置不愿遠遷的淹沒村移民?？傊?搬遷、安置和補償?shù)姆绞綉撚卸喾N方案組合,把選擇的權利盡量交給移民自己,由他們在分析自身資源的基礎上權衡利弊、進行抉擇,有利于增強移民的理性判斷,減少對政府的依賴和盲目行為。

致謝:感謝譚秋成教授、周海林研究員、鄭鑫博士及課題組所有成員對本文提出建議,感謝付靜塵博士和陳秋紅博士為移民問卷修改提出建議。

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Analysis of the Attitudes to Resettlement of Farmers to Be Relocated in Danjiangkou Reservoir Area

TANG Yong2zhi1,2
(1.Rural Development Institute,Chinese Academy of Social Sciences,Beijing 100732,China;2.Economics School,Southwest University for Nationalities,Chengdu Sichuan 610041,China)

Danjiangkou Dam Heightening Project will make about 330,000 people be relocated.It is imperative to know these people’s attitudes to relocation and the factorswhich lead to such attitudes.We argue the determinant factorof attitudes iswhether the expected benefits exceed the current income.By logistic regressive analysis of the data from the survey of 194 households’questionnaires in Danjiangkou reservoir area,we draw some conclusions:the current agricultural income ratio,far away village,far village,average ageof familymembers,age of household’s head,family size,exchanging labor or not in busy farming season,education level of household’s head and party members’quantity change in one unit,the OR ofwilling to relocate are 26.6,8.7,3.1,0.9,0.7,0.5,0.2,0.1 and 0.1.Among them,the last six indicators are negative effects.It can be seen,higher non-agricultural income proportion,better location,human resources,political resources and social resourceswill influence attitudes negatively.So,at first,it is important to choose a better place than the origin one as the destination.Then,people should be removed step by step and the resettlement and compensation should be flexible.

Danjiangkou;farmers to be relocated;attitudes;expected return;logistic regressionmodel

TV212.58,F062.6

A

1002-2104(2010)05-0057-07

10.3969/j.issn.1002-2104.2010.05.010

2010-02-12

唐勇智,博士生,講師,主要研究方向為農村工業(yè)化與城鎮(zhèn)化。

3該文系“十一五”國家科技支撐計劃重點項目“提高區(qū)域協(xié)調度的多尺度計算機仿真技術研發(fā)”(NO.2006BAC18B00)“生態(tài)補償關鍵技術開發(fā)與示范應用”課題(NO.2006BAC18B04)的部分成果。

(編輯:李 琪)