社會融入視角下新生代農民工返鄉意愿 統計檢驗

鄭永蘭 遲旭

[摘 要]基于江蘇省新生代農民工返鄉意愿抽樣調查問卷數據，采用二元Logistic模型對新生代農民工返鄉意愿影響因素進行分析。結果表明，約半數新生代農民工具有被動型返鄉意愿。社會融入視角下，制度因素是顯著促使新生代農民工產生返鄉意愿的先決條件，而個體因素對于產生返鄉意愿的影響則更為強烈與直觀，宏觀制度因素與微觀個體因素是互相作用，不可分割的。在鄉村振興的政策背景下，應變“推”為“拉”，使返鄉與否成為新生代農民工的主動選擇。

[關鍵詞]新生代農民工；返鄉意愿；社會融入；鄉村振興；推-拉理論

[中圖分類號]F318 [文獻標識碼]A [文章編號]1671-8372（2018）01-0065-06

一、引言

新生代農民工這一概念最早是由王春光于2001年提出的。相關學者對新生代農民工的界定雖持有不同看法，但總體而言以年齡作為界定標準的居多。新生代農民工出生于20世紀80年代后，擁有農村戶籍，并以務工工資作為主要經濟來源，其數量占外出農民工的七成以上，已接替第一代農民工，成為如今農業轉移人口的“主力軍”[1]。新生代農民工在具備農民工勞務性質的同時，在人力資本、成長過程、社會認同、所處時代、心理狀態等方面表現出與第一代農民工的較大差異。他們的受教育程度和職業技能培訓水平相對于傳統農民工有所提高，并且沒有經歷過從農村到城市的變化過程，因此其擁有趨于城市同齡人的成長經歷，渴望融入城市生活，更加注重精神生活和人生體驗的滿足，觀念的開放性和思維的活躍性遠勝于其父輩。在社會地位方面，受城鄉二元結構及自身經濟、文化等諸多因素的制約，他們雖然生活在城市，卻面臨著以城市生活空間隔離、社會排斥等為代表的“雙重邊緣化”難題[2]，因此在新時代背景下研究新生代農民工的返鄉問題，對于鄉村的振興具有重要現實意義。

習近平總書記于十九大提出“要實施鄉村振興戰略”，即注重加快推進農業與農村的現代化。振興的本質是賦予鄉村可持續發展的生命力，而鄉村的可持續發展歸根結底還是人的可持續發展。農村戶籍人員是鄉村振興的主體，也是受益者，因此戰略的實行需要吸引大量以新生代農民工為主的青年勞動力返鄉，以解決農村空心化問題。除此之外，新生代農民工的返鄉還有助于加快農村非農產業發展，為精準扶貧政策的落實打下堅實基礎。

新生代農民工返鄉作為影響我國經濟發展和社會進步的重大戰略問題，深受各方的關注。早在2008年，媒體便用“返鄉潮”這一詞語來形容目前新生代農民工的返鄉狀況，但這一“返鄉潮”總體上被認為是由于金融危機引發的被迫回流。新生代農民工返鄉正在從以“推”為主的被動階段向以“拉”為主的主動階段轉型[3]，其打破了長久以來農村勞動力向城市及發達地區單向轉移的陳舊格局，順應了勞動密集型產業的區域轉移，滿足了內地經濟發展的需要， 也促進了新生代農民工自身的發展。新生代農民工主動返鄉在新時代背景下具有積極意義，既反映了城市現代化發展取得了顯著成效，又有利于鄉村振興戰略的實施，激發“三農”新活力。

二、研究數據

（一）數據來源與分析方法

江蘇省是我國經濟水平高速發展的省份之一，也是包括農民工在內的外來人口重要集中地，據江蘇省公布的全省農民工監測調查資料顯示，2015年省內農民工的數量即突破1800萬，占全國農民工數量的6.5%，眾多有關農民工問題的調研選取江蘇省作為典型地區。本次調研以配額抽樣為主，偶遇抽樣與“滾雪球”抽樣為輔，于2017年7月在江蘇省南京市、蘇州市、無錫市、常州市同時進行調研。共發放調查問卷400份，剔除數據缺失或有誤的問卷后，得到有效問卷397份。本研究運用SPSS22.0軟件對數據進行預處理，并采用Binary Logistic模型對新生代農民工返鄉意愿的影響因素進行分析。

（二）樣本統計描述

1.樣本基本信息

表1描述了調查樣本的社會人口特征。從性別看，男性占55%，女性占45%，以男性為主，和農民工外出的總體性別比例相近。從年齡看，1980—1989年出生的新生代農民工占多數，比例為72.6%，1990年及以后出生的占比為27.4%。大部分新生代農民工已婚，平均受教育程度介于初中與高中之間。絕大多數調查對象身體健康，能夠勝任城市務工的體力工作。外出務工有人陪同的新生代農民工平均值為0.34。每一位新生代農民工家中平均有2～3位老人需要贍養，然而這一群體的平均月儲蓄卻只有3500元左右，不能滿足農民工家庭額外開支需求。據2012年《中國城市狀況報告》顯示，新生代農民工中92.3%的人不愿意再回到農村，但本文所調查的新生代農民工中58.94%的人具有返鄉意愿，且51%的人進城的目的是被動型的，即賺取足夠的收入。由此可見，新生代農民工在城市中的待遇、對城市的融入程度總體還是處于較低層次，城鄉人口格局不能與早些年同日而語，而是呈現一種嶄新的流動態式。

2.返鄉意愿中主動型與被動型所占比例

圖1顯示，在具有返鄉意愿的58.94%的新生代農民工中，有28.21%的返鄉意愿是被迫做出的。仍有接近半數的新生代農民工無法克服來自城市的制度性與現實性排斥推力，不得不選擇返鄉。究其原因，主要是目前我國大城市發展達到瓶頸期，新生代農民工的城市生活存在“意愿與預期不匹配”的問題。具體表現為：第一，在大城市的物質型和機會型資源均有限的前提下，隨著外來人口的不斷流入，人均占有資源的數量和質量均逐年下降，最終制約新生代農民工生活滿意度提升。而城市生活滿意度是影響農民工市民化決策的重要因素之一，資源不充足造成了農民工選擇返鄉的“推力”。第二，大城市房屋價格逐年升高，部分城市居民尚且無法負擔房價，新生代農民工收入處于在社會較低水平，更加難以支付高昂的定居成本，從而影響這一群體的返鄉決策。第三，城市在政策、社會等多方面存在歧視現象。新生代農民工所出身的鄉土文化與城市居民的生活方式格格不入，多數大城市居民對自身的城市文化具有優越感，因而造成社會歧視。除此之外，尚未完全破除的以戶籍制度為代表的城鄉二元政策也造成了新生代農民工在城市中的不平等地位，制度性推力使得新生代農民工在大城市就業準入、從事行業、工作環境、職業發展等方面均受到限制，融入城市獲得經濟利益的機會被剝奪。

58%的新生代農民工沒有感覺到城市居民的歧視現象，隨著時代發展，戶籍制度的放松，江蘇省這一重要外來人口集中地的城市居民與農民工之間的距離正在逐漸縮短，城市居民對農民工總體持包容態度，而新生代農民工也認為社會各界對自身的關注度一般偏高。樣本中未參與過社會組織或選舉的比例高達78%，這一群體在務工地的政治參與權利仍未得到較好保障。新生代農民工大多數有城市戶籍朋友，并且均與城市居民有著一定的互動頻率，在城市中已經逐漸建立與城鎮居民穩固的弱作用社會關系網。同時，新生代農民工使用社交軟件的頻率也大大提高，拓寬了這一群體在城市中進行社會互動與表達利益訴求的渠道，為新生代農民工的積極城鎮化提供了支持。但超過半數的新生代農民工的理想或是現實結婚對象是同樣具有農村戶籍的人，這也一定程度上與上述結論“大部分新生代農民工存在返鄉意愿”相對應。新生代農民工主觀感受到的社會整體關注度均值為0.87，標準差較其余變量相比較低，說明通過人際關系、社會群體、社會現象等方面的社會認知處于中等偏高的層級。然而在主觀融入程度方面，“我無法融入城市，只是一個過客”成為大部分被調查對象的首選，相對較低的社會地位與權利缺失會導致其強烈的悲觀情緒，加之新生代農民工“鄉土情結”均值為0.62，標準差為0.581，普遍懷念故土，無法割舍故鄉的鄉土文化以完全融入城市，因此新生代農民工只是城市生活的向往者，其相對傳統的生活方式具有“半城市化”特征，如果沒有足夠的多方面資本支撐其融入城市，最終就只能被城市社會“推”回鄉村，在鄉村社會完成再社會化。

本文針對社會融入視角因素導致的預期推力做出如下假設，見表3。

（二）二元Logistic模型回歸分析

本文將進一步以是否返鄉作為因變量，并選取表2中10個變量作為自變量，通過Stata15.0統計分析軟件構建Binary Logistic回歸模型，對新生代農民工返鄉意愿的影響因素展開分析。

根據Binary Logistic方法建立考慮多個自變量的二元回歸模型，綜合考慮對返鄉意愿存在顯著影響的自變量，區分這些自變量取值所代表的對新生代農民工返鄉意愿的影響差異，通過二元回歸模型的構建，對整體情況進行分析評價。Binary Logistic回歸分析因變量取值為1和0，符合所要分析的情況。模型如下：

其中，表示新生代農民工返鄉意愿的概率，y是因變量，當=1時表示新生代農民工具有返鄉意愿，當=0時，表示新生代農民工不具有返鄉意愿。表示模型回歸系數，n表示影響這一概率系數的自變量的數量。表示第i種影響因素，表示回歸截距。在Logistic回歸中，將具有三個選項的分類變量替換為兩個啞變量，排列在最后的選項作為參照變量，與前兩個選項分別進行對比分析。

將處理后變量輸入模型。其中Numbers of obs=397。LR chi（2）為Likehood統計量，LR Chi（z）=89.15，Prob>chi2小于P值的概率為0，拒絕原假設：所有變量前參數為零。因此，所有系數的聯合中至少有一個不為零，模型總體顯著，Pseudo R2=0.1670，解釋效果良好。

1.影響新生代農民工社會融入的宏觀因素

從表4可知，模型變量選取較好，變量P值與選項之間P值均通過了顯著性檢驗。

其中，“是否受到城市居民歧視”的P值為0.004，在0.01水平上顯著相關，未感受到歧視現象的群體，其返鄉意愿是感受到社會歧視的0.480倍。城市市民對于新生代農民工存在著社區鄰避效應，即城市居民對于新生代農民工的主觀社會接納程度要低于新生代農民工對于城市居民的主觀社會接納程度，城市原住民仍存在著對新生代農民工的主觀排斥與歧視現象，這一現象成為制約新生代農民工融入城市的障礙。

“是否參與社會組織或選舉”的P值為0.004，在0.01水平上顯著相關，在城市中未參與過社會組織或選舉的新生代農民工的返鄉意愿是參與過社會組織或選舉的0.396倍，與原有假設不符。參與社會組織與或選舉會大大增強新生代農民工社會事務的參與感，滿足自我價值實現需求，其視野逐漸開闊，民主觀念、平等觀念、法律意識等均得到初步培養，這是一個不可逆的過程。然而，城市一側對于引導新生代農民工政治參與存在諸多政策阻礙，相比之下，其政治參與權利在農村更能得到較好實現。因此，深受現代文明熏陶的新生代農民工渴望返回鄉村投身民主政治建設，引導鄉村振興。

“主觀感知到的社會關注度一般”的樣本的返鄉意愿，是“主觀感知到的社會關注度較高”的0.577倍，P=0.074，在0.1水平上顯著相關。而“主觀感知到的社會關注度”較少的樣本的返鄉意愿，是“主觀感知到的社會關注度較高”的0.345倍，P值為0.012，在0.05水平上顯著相關，與“低社會關注度推動農民工返鄉”假設存在偏差。事實上，隨著近代新媒體的興起，農村鄉土文化、生活方式逐漸被城市居民了解。然而新生代農民工的媒介話語權存在被剝奪、主體表達缺失現象，部分自媒體助長“妖魔化”農民工之風，新生代農民工所感受到的社會關注度也多因此變為負面影響。除此之外，新生代農民工出身鄉村，對城市有關農民工政策不甚了解，過高的社會關注度僅是強調了農民工群體與城市居民的差異性，導致其焦慮情緒滋生，實質上是在助長不平等。“主觀感知到的社會關注度”“是否參與社會組織或選舉”優勢比較“是否受到城市居民歧視”更偏離1，但“是否受到城市居民歧視”的P值最為顯著。可以看出，城市居民的歧視態度是新生代農民工更能夠直接感受到的，但城市居民的態度是社會關注度直接表現形式之一，可以視為農民工在平時生活中所感受到的城市社會對于自身的宏觀態度并成為“推力”的分力之一。

2.影響新生代農民工社會融入的微觀因素

外出務工無人員陪同的樣本返鄉意愿是有人員陪同的0.659倍，P=0.088，在0.1水平上顯著相關，但統計學意義較其他因素低。在新生代農民工初入城市社會遇到困難時，往往習慣向陪同外出務工的同伴尋求幫助。農民工的城市社會融入過程實際上也伴隨著社會關系網不斷擴展與加固，在此基礎上，原本向陪同務工人員的傾訴會沿社會網絡被分解至多個對象，但長時間后還選擇陪同務工人員作為唯一或主要的傾訴對象，間接折射出其社會融入程度較低，在城市務工生活中需要克服更多的障礙才能真正扎根。由于陪同務工人員的市民化程度參差不齊，其對于新生代農民工社會融入方面的影響也不能一概而論。

社交軟件使用頻率一般的樣本，返鄉意愿是經常使用的0.524倍，P=0.028，在0.05水平上顯著。而不常使用社交軟件的樣本，返鄉意愿是經常使用的0.222倍，P=0.027，小于0.05，有統計學意義，這一結果異于普遍認知。有學者曾對網絡虛擬空間交往對新生代農民工抑郁狀態的影響進行研究，結果表明，一方面媒介交往行為削弱了新生代農民工產生實體交往的可能性，而實體交往有助于不良情緒的緩解；另一方面，如今的消遣型媒介交往行為占媒介交往行為比例頗高，可能使農民工壓力感增強，生活滿意度下降[4]。因此社交軟件使用頻率提高不利于新生代農民工務工生活負面情緒的宣泄，可能進一步推動其做出返鄉決策。

“城市朋友個數一般”樣本的返鄉意愿是“較多”的2.831倍，P=0.005，在0.01水平上顯著，而“城市朋友個數較少”樣本的返鄉意愿是“較多”的4.596倍，P=0.003，在0.01水平上顯著相關。農民工群體與城市居民之間的關系大都是通過工作建立起來的，存在不穩定性和脆弱性，屬于“自致弱關系”，通過深交，將城市居民轉化為朋友的過程，實質等同于農民工花費大量時間與耐心，完成了“自致弱關系”的再建構與再經營。城市朋友轉化數一定程度上可以反映出農民工所構社會支持網的深度與廣度，為農民工的城市社會融入打下重要基礎。

“主觀上認為已經開始融入城市”的樣本，返鄉意愿是“想法完全融入”的0.854倍，P=0.616，在0.1水平上顯著，相比之下較無統計學意義。而“主觀上認為無法融入城市，終究只是過客”的樣本，返鄉意愿是“想法完全融入”的2.854倍，P=0.003，在0.01水平上顯著相關。新生代農民工在務工生活過程中已經形成了一套有關自身融入程度的主觀判斷，此判斷直接影響其返鄉決策，但這套主觀判斷機制尚未成熟。樣本中“認為已經開始融入城市”數量占比最高，為41.4%，在此機制中，若未明顯感覺到自身的社會融入存在明顯障礙，便會自動判定為“正在融入”。此標準存在偏頗之處，農民工與城市居民存在的文化差異是導致其難以融入城市的重要原因之一，但城市生活中大部分由于文化資本缺乏而引發的文化沖突對新生代農民工的影響，在短期內尚不比經濟及人力資本缺乏導致的后果強烈。因此，文化沖突更屬于一種軟性沖突，短時間內不會對新生代農民工返鄉決策有明顯影響。但若新生代農民工明顯感受到自身融入社會進程陷入困境時，便會產生“無法融入城市”的結論，進而顯著影響返鄉意愿。

“鄉土情結一般”的樣本返鄉意愿是“鄉土情結比較重”的0.572倍，P=0.028，在0.05水平上顯著，而“鄉土情結比較輕”的返鄉意愿是“鄉土情比較重”的0.269倍，P=0.024，大于0.05，具有統計學意義。此變量的優勢比結果進一步印證了新生代農民工文化融入之于社會融入的重要性。表面看來，新生代農民工的城市融入進程與褪去鄉土性的進程等同，鄉土情結會隨著市民化程度提高而淡化，但在調查中，認為自身鄉土情結較輕的調查對象僅占樣本總數的5%，35.8%的樣本還留有較重的鄉土情結。僅僅是外在的空間轉換，并不能瞬間改變農民工群體“內心留守”的心理寄托與對鄉土難以割舍的情感，鄉土情結將始終是支持其在異鄉拼搏的精神支柱，并成為拉動新生代農民工返鄉的力量之一。

樣本中選擇“與城市居民互動頻率一般”與“與城市居民互動頻率較低”的調查對象返鄉意愿分別是選擇“與城市居民互動頻率較高”調查對象的0.867倍與0.475倍，但其P值分別為0.701與0.116，不具有統計學意義。可能是由于新生代農民工身在城市，與城市居民的社會互動存在必然性、頻繁性，只有良性的、深入的社會互動才會促使新生代農民工生活體驗提升，影響返鄉決策。但總體與城市居民社交互動頻率不會反映出優質人際關系的比例，自然無法從“推-拉理論”判斷其在人口流動中產生作用力的方向。反映“（理想的）結婚對象來源”不同選項間相互作用的P值分別為0.615與0.515，不具有統計學意義。其原因可能是盡管新生代農民工視與城市居民婚戀為改變命運的“跳板”，部分還存在著“若可以通過婚姻解決戶籍問題，寧愿犧牲愛情”的觀念，但能克服以消費觀、家庭觀為代表的生活方式沖突最終實現與本地人結婚，還是存在困難的。

四、結論與建議

本文利用江蘇省南京市、蘇州市、無錫市、常州市新生代農民工基本信息及返鄉意愿調查數據，從社會融入視角分析新生代農民工的返鄉意愿及影響因素。調查分析表明，58.94%的新生代農民工具有返鄉意愿。其中，有51%的返鄉意愿是由于城市并沒有給其想要的生活而被迫做出的。

從社會融入方面建模分析表明，宏觀層面，“是否受到城市居民歧視”“是否參與社會組織或選舉”“主觀感知到的社會關注度”三項均通過了顯著性檢驗；微觀層面，在“城市朋友個數”“社交軟件使用頻率”“主觀融入程度”“鄉土情結”四項通過了顯著性檢驗。宏觀層面影響因素總體在0.01、0.05水平上顯著，優勢比與1相比有較大偏離；微觀層面影響因素在0.01、0.05、0.1水平上顯著，顯著水平大部分低于宏觀因素，但優勢比偏離程度較宏觀因素更為明顯。這也進一步說明，宏觀制度因素與微觀個體因素是互相作用，不可分割的。制度因素是顯著促使新生代農民工產生返鄉意愿的先決條件，而個體因素對于意愿的影響則更為強烈與直觀。基于此，對變“推”為“拉”，合理吸引新生代農民工返鄉提出以下對策建議：

宏觀層面，應加快總體政策改革，破除城市社會歧視，促進城鄉平等關注，保障農民政治權利。政策改革應以“人”作為推進新生代農民工市民化進程的核心，進一步落實戶籍制度改革，總體上為新生代農民工的多方權益提供保障。同時，加大教育培訓的力度與廣度，提高新生代農民工人力資本與媒介素養，使其價值觀與行為方式得到潛移默化。政府既要給予新生代農民工一定的社會關注，又要注意社會關注度不宜過重，避免為新生代農民工所受不平等待遇加重提供契機。還應健全新生代農民工在農村的政治參與機制，拓寬其在城市政治參與渠道，使得政治參與成為新生代農民工產生返鄉意愿的積極影響因素，促進社會主義新農村振興建設。

微觀層面，應積極發揮以社交軟件為代表的新媒體的傳播作用，推進心理疏導、社會互助機構設立。應充分利用社交軟件等媒體渠道，積極傳播農民工的真實形象，減少社會歧視程度，提高城市居民對這一群體的接納度。并進一步完善針對新生代農民工的社會支持系統，通過這一系統來提供信息傳播、技能培訓、心理疏導等多方面服務，促使新生代農民工形成理性積極的生活態度。

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[責任編輯 王艷芳]