社会融入视角下新生代农民工返乡意愿 统计检验

郑永兰 迟旭

[摘 要]基于江苏省新生代农民工返乡意愿抽样调查问卷数据，采用二元Logistic模型对新生代农民工返乡意愿影响因素进行分析。结果表明，约半数新生代农民工具有被动型返乡意愿。社会融入视角下，制度因素是显著促使新生代农民工产生返乡意愿的先决条件，而个体因素对于产生返乡意愿的影响则更为强烈与直观，宏观制度因素与微观个体因素是互相作用，不可分割的。在乡村振兴的政策背景下，应变“推”为“拉”，使返乡与否成为新生代农民工的主动选择。

[关键词]新生代农民工；返乡意愿；社会融入；乡村振兴；推-拉理论

[中图分类号]F318 [文献标识码]A [文章编号]1671-8372（2018）01-0065-06

一、引言

新生代农民工这一概念最早是由王春光于2001年提出的。相关学者对新生代农民工的界定虽持有不同看法，但总体而言以年龄作为界定标准的居多。新生代农民工出生于20世纪80年代后，拥有农村户籍，并以务工工资作为主要经济来源，其数量占外出农民工的七成以上，已接替第一代农民工，成为如今农业转移人口的“主力军”[1]。新生代农民工在具备农民工劳务性质的同时，在人力资本、成长过程、社会认同、所处时代、心理状态等方面表现出与第一代农民工的较大差异。他们的受教育程度和职业技能培训水平相对于传统农民工有所提高，并且没有经历过从农村到城市的变化过程，因此其拥有趋于城市同龄人的成长经历，渴望融入城市生活，更加注重精神生活和人生体验的满足，观念的开放性和思维的活跃性远胜于其父辈。在社会地位方面，受城乡二元结构及自身经济、文化等诸多因素的制约，他们虽然生活在城市，卻面临着以城市生活空间隔离、社会排斥等为代表的“双重边缘化”难题[2]，因此在新时代背景下研究新生代农民工的返乡问题，对于乡村的振兴具有重要现实意义。

习近平总书记于十九大提出“要实施乡村振兴战略”，即注重加快推进农业与农村的现代化。振兴的本质是赋予乡村可持续发展的生命力，而乡村的可持续发展归根结底还是人的可持续发展。农村户籍人员是乡村振兴的主体，也是受益者，因此战略的实行需要吸引大量以新生代农民工为主的青年劳动力返乡，以解决农村空心化问题。除此之外，新生代农民工的返乡还有助于加快农村非农产业发展，为精准扶贫政策的落实打下坚实基础。

新生代农民工返乡作为影响我国经济发展和社会进步的重大战略问题，深受各方的关注。早在2008年，媒体便用“返乡潮”这一词语来形容目前新生代农民工的返乡状况，但这一“返乡潮”总体上被认为是由于金融危机引发的被迫回流。新生代农民工返乡正在从以“推”为主的被动阶段向以“拉”为主的主动阶段转型[3]，其打破了长久以来农村劳动力向城市及发达地区单向转移的陈旧格局，顺应了劳动密集型产业的区域转移，满足了内地经济发展的需要， 也促进了新生代农民工自身的发展。新生代农民工主动返乡在新时代背景下具有积极意义，既反映了城市现代化发展取得了显著成效，又有利于乡村振兴战略的实施，激发“三农”新活力。

二、研究数据

（一）数据来源与分析方法

江苏省是我国经济水平高速发展的省份之一，也是包括农民工在内的外来人口重要集中地，据江苏省公布的全省农民工监测调查资料显示，2015年省内农民工的数量即突破1800万，占全国农民工数量的6.5%，众多有关农民工问题的调研选取江苏省作为典型地区。本次调研以配额抽样为主，偶遇抽样与“滚雪球”抽样为辅，于2017年7月在江苏省南京市、苏州市、无锡市、常州市同时进行调研。共发放调查问卷400份，剔除数据缺失或有误的问卷后，得到有效问卷397份。本研究运用SPSS22.0软件对数据进行预处理，并采用Binary Logistic模型对新生代农民工返乡意愿的影响因素进行分析。

（二）样本统计描述

1.样本基本信息

表1描述了调查样本的社会人口特征。从性别看，男性占55%，女性占45%，以男性为主，和农民工外出的总体性别比例相近。从年龄看，1980—1989年出生的新生代农民工占多数，比例为72.6%，1990年及以后出生的占比为27.4%。大部分新生代农民工已婚，平均受教育程度介于初中与高中之间。绝大多数调查对象身体健康，能够胜任城市务工的体力工作。外出务工有人陪同的新生代农民工平均值为0.34。每一位新生代农民工家中平均有2～3位老人需要赡养，然而这一群体的平均月储蓄却只有3500元左右，不能满足农民工家庭额外开支需求。据2012年《中国城市状况报告》显示，新生代农民工中92.3%的人不愿意再回到农村，但本文所调查的新生代农民工中58.94%的人具有返乡意愿，且51%的人进城的目的是被动型的，即赚取足够的收入。由此可见，新生代农民工在城市中的待遇、对城市的融入程度总体还是处于较低层次，城乡人口格局不能与早些年同日而语，而是呈现一种崭新的流动态式。

2.返乡意愿中主动型与被动型所占比例

图1显示，在具有返乡意愿的58.94%的新生代农民工中，有28.21%的返乡意愿是被迫做出的。仍有接近半数的新生代农民工无法克服来自城市的制度性与现实性排斥推力，不得不选择返乡。究其原因，主要是目前我国大城市发展达到瓶颈期，新生代农民工的城市生活存在“意愿与预期不匹配”的问题。具体表现为：第一，在大城市的物质型和机会型资源均有限的前提下，随着外来人口的不断流入，人均占有资源的数量和质量均逐年下降，最终制约新生代农民工生活满意度提升。而城市生活满意度是影响农民工市民化决策的重要因素之一，资源不充足造成了农民工选择返乡的“推力”。第二，大城市房屋价格逐年升高，部分城市居民尚且无法负担房价，新生代农民工收入处于在社会较低水平，更加难以支付高昂的定居成本，从而影响这一群体的返乡决策。第三，城市在政策、社会等多方面存在歧视现象。新生代农民工所出身的乡土文化与城市居民的生活方式格格不入，多数大城市居民对自身的城市文化具有优越感，因而造成社会歧视。除此之外，尚未完全破除的以户籍制度为代表的城乡二元政策也造成了新生代农民工在城市中的不平等地位，制度性推力使得新生代农民工在大城市就业准入、从事行业、工作环境、职业发展等方面均受到限制，融入城市获得经济利益的机会被剥夺。

58%的新生代农民工没有感觉到城市居民的歧视现象，随着时代发展，户籍制度的放松，江苏省这一重要外来人口集中地的城市居民与农民工之间的距离正在逐渐缩短，城市居民对农民工总体持包容态度，而新生代农民工也认为社会各界对自身的关注度一般偏高。样本中未参与过社会组织或选举的比例高达78%，这一群体在务工地的政治参与权利仍未得到较好保障。新生代农民工大多数有城市户籍朋友，并且均与城市居民有着一定的互动频率，在城市中已经逐渐建立与城镇居民稳固的弱作用社会关系网。同时，新生代农民工使用社交软件的频率也大大提高，拓宽了这一群体在城市中进行社会互动与表达利益诉求的渠道，为新生代农民工的积极城镇化提供了支持。但超过半数的新生代农民工的理想或是现实结婚对象是同样具有农村户籍的人，这也一定程度上与上述结论“大部分新生代农民工存在返乡意愿”相对应。新生代农民工主观感受到的社会整体关注度均值为0.87，标准差较其余变量相比较低，说明通过人际关系、社会群体、社会现象等方面的社会认知处于中等偏高的层级。然而在主观融入程度方面，“我无法融入城市，只是一个过客”成为大部分被调查对象的首选，相对较低的社会地位与权利缺失会导致其强烈的悲观情绪，加之新生代农民工“乡土情结”均值为0.62，标准差为0.581，普遍怀念故土，无法割舍故乡的乡土文化以完全融入城市，因此新生代农民工只是城市生活的向往者，其相对传统的生活方式具有“半城市化”特征，如果没有足够的多方面资本支撑其融入城市，最终就只能被城市社会“推”回乡村，在乡村社会完成再社会化。

本文针对社会融入视角因素导致的预期推力做出如下假设，见表3。

（二）二元Logistic模型回归分析

本文将进一步以是否返乡作为因变量，并选取表2中10个变量作为自变量，通过Stata15.0统计分析软件构建Binary Logistic回归模型，对新生代农民工返乡意愿的影响因素展开分析。

根据Binary Logistic方法建立考虑多个自变量的二元回归模型，综合考虑对返乡意愿存在显著影响的自变量，区分这些自变量取值所代表的对新生代农民工返乡意愿的影响差异，通过二元回归模型的构建，对整体情况进行分析评价。Binary Logistic回归分析因变量取值为1和0，符合所要分析的情况。模型如下：

其中，表示新生代农民工返乡意愿的概率，y是因变量，当=1时表示新生代农民工具有返乡意愿，当=0时，表示新生代农民工不具有返乡意愿。表示模型回归系数，n表示影响这一概率系数的自变量的数量。表示第i种影响因素，表示回归截距。在Logistic回归中，将具有三个选项的分类变量替换为两个哑变量，排列在最后的选项作为参照变量，与前两个选项分别进行对比分析。

将处理后变量输入模型。其中Numbers of obs=397。LR chi（2）为Likehood统计量，LR Chi（z）=89.15，Prob>chi2小于P值的概率为0，拒绝原假设：所有变量前参数为零。因此，所有系数的联合中至少有一个不为零，模型总体显著，Pseudo R2=0.1670，解释效果良好。

1.影响新生代农民工社会融入的宏观因素

从表4可知，模型变量选取较好，变量P值与选项之间P值均通过了显著性检验。

其中，“是否受到城市居民歧视”的P值为0.004，在0.01水平上显著相关，未感受到歧视现象的群体，其返乡意愿是感受到社会歧视的0.480倍。城市市民对于新生代农民工存在着社区邻避效应，即城市居民对于新生代农民工的主观社会接纳程度要低于新生代农民工对于城市居民的主观社会接纳程度，城市原住民仍存在着对新生代农民工的主观排斥与歧视现象，这一现象成为制约新生代农民工融入城市的障碍。

“是否参与社会组织或选举”的P值为0.004，在0.01水平上显著相关，在城市中未参与过社会组织或选举的新生代农民工的返乡意愿是参与过社会组织或选举的0.396倍，与原有假设不符。參与社会组织与或选举会大大增强新生代农民工社会事务的参与感，满足自我价值实现需求，其视野逐渐开阔，民主观念、平等观念、法律意识等均得到初步培养，这是一个不可逆的过程。然而，城市一侧对于引导新生代农民工政治参与存在诸多政策阻碍，相比之下，其政治参与权利在农村更能得到较好实现。因此，深受现代文明熏陶的新生代农民工渴望返回乡村投身民主政治建设，引导乡村振兴。

“主观感知到的社会关注度一般”的样本的返乡意愿，是“主观感知到的社会关注度较高”的0.577倍，P=0.074，在0.1水平上显著相关。而“主观感知到的社会关注度”较少的样本的返乡意愿，是“主观感知到的社会关注度较高”的0.345倍，P值为0.012，在0.05水平上显著相关，与“低社会关注度推动农民工返乡”假设存在偏差。事实上，随着近代新媒体的兴起，农村乡土文化、生活方式逐渐被城市居民了解。然而新生代农民工的媒介话语权存在被剥夺、主体表达缺失现象，部分自媒体助长“妖魔化”农民工之风，新生代农民工所感受到的社会关注度也多因此变为负面影响。除此之外，新生代农民工出身乡村，对城市有关农民工政策不甚了解，过高的社会关注度仅是强调了农民工群体与城市居民的差异性，导致其焦虑情绪滋生，实质上是在助长不平等。“主观感知到的社会关注度”“是否参与社会组织或选举”优势比较“是否受到城市居民歧视”更偏离1，但“是否受到城市居民歧视”的P值最为显著。可以看出，城市居民的歧视态度是新生代农民工更能够直接感受到的，但城市居民的态度是社会关注度直接表现形式之一，可以视为农民工在平时生活中所感受到的城市社会对于自身的宏观态度并成为“推力”的分力之一。

2.影响新生代农民工社会融入的微观因素

外出务工无人员陪同的样本返乡意愿是有人员陪同的0.659倍，P=0.088，在0.1水平上显著相关，但统计学意义较其他因素低。在新生代农民工初入城市社会遇到困难时，往往习惯向陪同外出务工的同伴寻求帮助。农民工的城市社会融入过程实际上也伴随着社会关系网不断扩展与加固，在此基础上，原本向陪同务工人员的倾诉会沿社会网络被分解至多个对象，但长时间后还选择陪同务工人员作为唯一或主要的倾诉对象，间接折射出其社会融入程度较低，在城市务工生活中需要克服更多的障碍才能真正扎根。由于陪同务工人员的市民化程度参差不齐，其对于新生代农民工社会融入方面的影响也不能一概而论。

社交软件使用频率一般的样本，返乡意愿是经常使用的0.524倍，P=0.028，在0.05水平上显著。而不常使用社交软件的样本，返乡意愿是经常使用的0.222倍，P=0.027，小于0.05，有统计学意义，这一结果异于普遍认知。有学者曾对网络虚拟空间交往对新生代农民工抑郁状态的影响进行研究，结果表明，一方面媒介交往行为削弱了新生代农民工产生实体交往的可能性，而实体交往有助于不良情绪的缓解；另一方面，如今的消遣型媒介交往行为占媒介交往行为比例颇高，可能使农民工压力感增强，生活满意度下降[4]。因此社交软件使用频率提高不利于新生代农民工务工生活负面情绪的宣泄，可能进一步推动其做出返乡决策。

“城市朋友个数一般”样本的返乡意愿是“较多”的2.831倍，P=0.005，在0.01水平上显著，而“城市朋友个数较少”样本的返乡意愿是“较多”的4.596倍，P=0.003，在0.01水平上显著相关。农民工群体与城市居民之间的关系大都是通过工作建立起来的，存在不稳定性和脆弱性，属于“自致弱关系”，通过深交，将城市居民转化为朋友的过程，实质等同于农民工花费大量时间与耐心，完成了“自致弱关系”的再建构与再经营。城市朋友转化数一定程度上可以反映出农民工所构社会支持网的深度与广度，为农民工的城市社会融入打下重要基础。

“主观上认为已经开始融入城市”的样本，返乡意愿是“想法完全融入”的0.854倍，P=0.616，在0.1水平上显著，相比之下较无统计学意义。而“主观上认为无法融入城市，终究只是过客”的样本，返乡意愿是“想法完全融入”的2.854倍，P=0.003，在0.01水平上显著相关。新生代农民工在务工生活过程中已经形成了一套有关自身融入程度的主观判断，此判断直接影响其返乡决策，但这套主观判断机制尚未成熟。样本中“认为已经开始融入城市”数量占比最高，为41.4%，在此机制中，若未明显感觉到自身的社会融入存在明显障碍，便会自动判定为“正在融入”。此标准存在偏颇之处，农民工与城市居民存在的文化差异是导致其难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资本缺乏而引发的文化冲突对新生代农民工的影响，在短期内尚不比经济及人力资本缺乏导致的后果强烈。因此，文化冲突更属于一种软性冲突，短时间内不会对新生代农民工返乡决策有明显影响。但若新生代农民工明显感受到自身融入社会进程陷入困境时，便会产生“无法融入城市”的结论，进而显著影响返乡意愿。

“乡土情结一般”的样本返乡意愿是“乡土情结比较重”的0.572倍，P=0.028，在0.05水平上显著，而“乡土情结比较轻”的返乡意愿是“乡土情比较重”的0.269倍，P=0.024，大于0.05，具有统计学意义。此变量的优势比结果进一步印证了新生代农民工文化融入之于社会融入的重要性。表面看来，新生代农民工的城市融入进程与褪去乡土性的进程等同，乡土情结会随着市民化程度提高而淡化，但在调查中，认为自身乡土情结较轻的调查对象仅占样本总数的5%，35.8%的样本还留有较重的乡土情结。仅仅是外在的空间转换，并不能瞬间改变农民工群体“内心留守”的心理寄托与对乡土难以割舍的情感，乡土情结将始终是支持其在异乡拼搏的精神支柱，并成为拉动新生代农民工返乡的力量之一。

样本中选择“与城市居民互动频率一般”与“与城市居民互动频率较低”的调查对象返乡意愿分别是选择“与城市居民互动频率较高”调查对象的0.867倍与0.475倍，但其P值分别为0.701与0.116，不具有统计学意义。可能是由于新生代农民工身在城市，与城市居民的社会互动存在必然性、频繁性，只有良性的、深入的社会互动才会促使新生代农民工生活体验提升，影响返乡决策。但总体与城市居民社交互动频率不会反映出优质人际关系的比例，自然无法从“推-拉理论”判断其在人口流动中产生作用力的方向。反映“（理想的）结婚对象来源”不同选项间相互作用的P值分别为0.615与0.515，不具有统计学意义。其原因可能是尽管新生代农民工视与城市居民婚恋为改变命运的“跳板”，部分还存在着“若可以通过婚姻解决户籍问题，宁愿牺牲爱情”的观念，但能克服以消费观、家庭观为代表的生活方式冲突最终实现与本地人结婚，还是存在困难的。

四、结论与建议

本文利用江苏省南京市、苏州市、无锡市、常州市新生代农民工基本信息及返乡意愿调查数据，从社会融入视角分析新生代农民工的返乡意愿及影响因素。调查分析表明，58.94%的新生代农民工具有返乡意愿。其中，有51%的返乡意愿是由于城市并沒有给其想要的生活而被迫做出的。

从社会融入方面建模分析表明，宏观层面，“是否受到城市居民歧视”“是否参与社会组织或选举”“主观感知到的社会关注度”三项均通过了显著性检验；微观层面，在“城市朋友个数”“社交软件使用频率”“主观融入程度”“乡土情结”四项通过了显著性检验。宏观层面影响因素总体在0.01、0.05水平上显著，优势比与1相比有较大偏离；微观层面影响因素在0.01、0.05、0.1水平上显著，显著水平大部分低于宏观因素，但优势比偏离程度较宏观因素更为明显。这也进一步说明，宏观制度因素与微观个体因素是互相作用，不可分割的。制度因素是显著促使新生代农民工产生返乡意愿的先决条件，而个体因素对于意愿的影响则更为强烈与直观。基于此，对变“推”为“拉”，合理吸引新生代农民工返乡提出以下对策建议：

宏观层面，应加快总体政策改革，破除城市社会歧视，促进城乡平等关注，保障农民政治权利。政策改革应以“人”作为推进新生代农民工市民化进程的核心，进一步落实户籍制度改革，总体上为新生代农民工的多方权益提供保障。同时，加大教育培训的力度与广度，提高新生代农民工人力资本与媒介素养，使其价值观与行为方式得到潜移默化。政府既要给予新生代农民工一定的社会关注，又要注意社会关注度不宜过重，避免为新生代农民工所受不平等待遇加重提供契机。还应健全新生代农民工在农村的政治参与机制，拓宽其在城市政治参与渠道，使得政治参与成为新生代农民工产生返乡意愿的积极影响因素，促进社会主义新农村振兴建设。

微观层面，应积极发挥以社交软件为代表的新媒体的传播作用，推进心理疏导、社会互助机构设立。应充分利用社交软件等媒体渠道，积极传播农民工的真实形象，减少社会歧视程度，提高城市居民对这一群体的接纳度。并进一步完善针对新生代农民工的社会支持系统，通过这一系统来提供信息传播、技能培训、心理疏导等多方面服务，促使新生代农民工形成理性积极的生活态度。

[参考文献]

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[责任编辑 王艳芳]