新生代農民工返鄉意愿與返鄉性質影響因素比較分析

遲旭

(南京農業大學 公共管理學院，江蘇 南京 210095)

隨著黨的十九大報告中鄉村振興戰略的提出，農村迎來歷史性的發展機遇，如何引導農民工返鄉成為新時代“三農”問題的重點之一。已有學者研究了農民工的返鄉性質，重點研究了農民工主動返鄉[1]，主要集中在農民工返鄉創業。主動返鄉的農民工有著更強的適應性，被動返鄉的農民工的適應過程呈現出階段性和反復性[2]。返鄉意愿是農民工返鄉的原因和驅動力。以“推拉理論”分析人口流動，當流入地的“推力”大于流出地的“拉力”時，決策主體便會做出遷回流出地的被動決策，反之同理。據此可將返鄉意愿劃分為被動型與主動型。本文以就業、社會、經濟、家庭、個體5個維度分析新生代農民工返鄉意愿與返鄉性質，不僅可以進一步豐富農民工問題的相關研究，還可以為相關部門制定政策提供基礎性資料。

1 實證分析

1.1 理論模型及假說

已有研究多以“推拉理論”來探討新生代農民工返鄉意愿的決策機制，認為導致農民工遷移的主要因素有以下4項：基于農村的“拉力”、基于城市的“推力”、中間阻礙、個人因素(圖1)。在此基礎上，研究引入了新家庭遷移理論與生命周期理論，為農民工返鄉決策的影響因素增加了解釋力。

圖1 推拉理論作用機制

1.2 數據來源

本研究所使用的數據來自2017年7月筆者對江蘇省南京市、常州市、蘇州市、無錫市4地的調研數據。

江蘇省農民工監測調查資料顯示，2015年江蘇省農民工務工人數為1 807.3萬人，占同期全國農民工務工總數的6.5%，其中超過40%的外出務工農民工為新生代農民工。本次調研主要采取配額抽樣形式，共回收有效問卷397份。

1.3 研究方法

本研究通過SPSS22.0軟件構建Binary Logistic模型回歸分析，采用比較分析法，將相同解釋變量對于不同被解釋變量的模型回歸系數進行比較，以分析農民工不同性質返鄉決策做出的原因。

1.4 樣本基本信息

397份有效問卷中，有228份樣本具有返鄉意愿，占到總體的58.9%。由于本文著重研究具有返鄉意愿農民工的返鄉意愿性質，因此篩選出這228份樣本采用Spearman秩相關系數進行深入統計與分析。

基本變量定義。性別女性記0，男性記1?；橐鰻顩r未婚記0，已婚記1，其他(離異、喪偶)記2。受教育程度未上學記0，小學記1，初中記2，高中/技校/中專記3，大專記4，本科及以上記5。健康狀況健康記0，一般記1，體弱記2。意愿性質主動型記0，被動型記1。

具有返鄉意愿樣本的交叉分析見表1。研究發現，產生主動返鄉意愿的男性占樣本的62.1%，遠高于女性。原因在于男性農民工在勞動能力、經濟條件方面普遍高于女性?；橐鰻顩r與返鄉意愿類型的相關性略低于性別因素。未婚、已婚農民工具有主動返鄉意愿的比例分別為56.5%、51.7%，而離異或喪偶農民工具有被動返鄉意愿的比例高達70%。新生代農民工外出務工的首要目的是獲取經濟報酬，因此輕微健康問題并不會嚴重阻礙其城市化意愿，但對于身體狀態極度虛弱的農民工，健康狀況可能會成為其產生被動返鄉意愿的原因。

表1 基本變量的交叉分析

2 計量模型回歸比較與分析

2.1 模型構建

本研究采用二元離散選擇模型來分析個體行為決策。

模型1中，Pi表示新生代農民工返鄉意愿的概率。當Pi=1時，表示樣本具有返鄉意愿；當Pi=0時，表示樣本不具有返鄉意愿。模型2中，Pi表示新生代農民工返鄉意愿性質。當Pi=1時，表示新生代農民工返鄉意愿為被動型；當Pi=0時，表示新生代農民工返鄉意愿為主動型。n為自由度，βi表示模型各項回歸系數，β0表示回歸截距，xi表示第i個解釋變量。

2.2 自變量定義

自變量定義。城市朋友個數較多記0，一般記1，較少記2。與城市居民互動頻率較高記0，一般記1，較低記2。已工作時間(年)。就業性質個體戶記0，受雇于人記1，暫時失業記2。對城市就業機會評價較多記0，一般記1，較低記2。對城市就業穩定評價較穩定記0，一般記1，較不穩定記2。月儲蓄2 500元以下記0，2 500～3 500元記1，3 500～4 500元記2，4 500～6 000元記3，6 000元以上記4。月收入2 500元以下記0，2 500～3 500元記1，3 500～4 500元記2，4 500～6 000元記3，6 000元以上記4。老家有無土地是記0，否記1。外出務工是否有人陪同是記0，否記1。家中老人數(個)。子女上學地區城里公立學校記0，城里農民工子弟學校記1，老家上學記2，輟學記3，其他記4。年齡(歲)。是否具有職業技能是記0，否記1。未來生活預期地區老家村里記0，老家鄉鎮記1，老家縣城/城市記2，打工城市記3，其他城市記4。

2.3 自變量的描述性分析

采用SPSS 22.0軟件，利用評價抑制效應較好的向后法，將不顯著并對模型擾動較大的變量逐步剔除后，篩選出16個變量。對具有不同性質返鄉意愿的樣本進行特征描述與對比分析見表2。其中，119人具有主動型返鄉意愿，占總樣本52.1%；109人具有被動返鄉意愿，占總樣本47.9%。

2.4 計量檢驗

為進一步對比考察新生代農民工返鄉意愿性質影響因素與返鄉意愿影響因素的不同，將16個變量分別以“是否做出返鄉意愿”與“返鄉意愿性質”為被解釋變量輸入Binary Logistic模型，經檢驗，2個模型均具有較好的擬合程度與預測能力。

2.5 對比分析

對新生代農民工返鄉意愿的概率與返鄉意愿性質進行對比分析，結果見表3。

表2 自變量的描述性分析

表3 模型回歸相關系數對比

注：**、*分別代表在0.01、0.05水平上顯著相關。

2.5.1 家庭維度

“外出務工是否有人陪同”對于返鄉意愿的做出與意愿性質的影響顯著，對于返鄉意愿的做出有顯著負向影響，但對所做出返鄉意愿性質具有顯著正向影響。外出務工無人陪同的樣本較容易留在城市，但一旦產生返鄉意愿，產生主動型返鄉意愿的概率較大。分析原因，由于無人陪同的新生代農民工具有更加自由的選擇權，因此也表現出較強的流動性。但這種流動性由于主觀因素較強，處于一種不穩定的態勢。

“家中老人數”對于返鄉意愿的做出與意愿性質的影響均不顯著。一方面，根據人口遷移理論，實現家庭團聚這一目的更多在未成年人、老年人口的遷移中起顯著作用。另一方面，新生代農民工對于發展前景具有更為長遠的規劃，因此以照顧老人為由返鄉往往不會成為農民工的主動選擇?！白优蠈W地區”對返鄉意愿的做出影響顯著?！白优蠈W地區”與“家中老人數”的對比回歸結果，既解釋了返鄉性質的差異性，又反映出農村留守群體問題。以生命周期理論來解釋，個體的童年時期是其成長與發育的重要階段，父母角色的缺席會導致子女無法在激烈的教育競爭中生存，進而無法獲得更好的未來發展。同時，留守老人面臨著經濟收入低、居住環境差、生活質量低等困境，若長期無人陪同，則會降低鄉村居民“幸福感”，從心理層面上阻礙了新農村的建設。

2.5.2 就業維度

對“城市就業機會評價”與“城市就業穩定性評價”進行對比分析。研究發現，新生代農民工對城市就業機會評價越高，其返鄉意愿反而偏向被動。自身能力缺失嚴重的個體，由于無法達到用人單位要求，不能抓住城市大量的就業機會，從而使意愿與預期產生巨大的心理落差。在“就業穩定性”方面，目前城市中的新生代農民工就業穩定率已有顯著增長，但最終實現市民化的比例卻不及穩定就業的比例。城市就業穩定性高低與工作的經濟收入多少并沒有固定的關聯，因此不能確保其城市方面的社會、物質資本積累。

“就業性質”對返鄉意愿性質具有顯著的負向影響。就業性質對于新生代農民工返鄉與否無顯著影響，無論是就業還是創業，新生代農民工都有獲得較高經濟收入、形成優良精神狀態的可能，其內在機制在于以社交能力、業務能力為代表的人力資本，而不是工作性質本身。就業性質與返鄉主被動性顯著相關，并且創業狀態的農民工一旦做出決策，更傾向于主動回到農村。由于新生代農民工職業流動地位變化微弱，多從事勞動強度高、技術含量低的工作，工作權益缺失、就業舒適度低等情況增加了農民工被迫返鄉的可能。目前國家大力扶持農民工返鄉創業，在城市進行創業的農民工具有較為豐富的經驗， 因此更可能主動返回農村。

“已工作時間”對返鄉意愿性質具有顯著的正向影響。分析原因，工作時間較長的新生代農民工，其年齡也普遍較高，年齡對于返鄉意愿的做出有顯著正向作用。若新生代農民工常年從事穩定工作，在城市中便有了維持生存的可能。而最年長的新生代農民工群體已經38歲,其自身可塑性與環境適應性已經不及青年農民工，通過工作獲得晉升將變得愈發艱難。

2.5.3 社會維度

“城市朋友個數”對于返鄉意愿的做出與意愿性質的影響顯著?！俺鞘信笥褌€數”對返鄉意愿的做出具有顯著負向影響，但對所做出返鄉意愿性質具有顯著正向影響。新生代農民工在城市中交友的前提是雙方能在一定程度上理解彼此的價值觀，存在共同的話題，具有互動的機會。如今，鄉村發展已與外部城市資源嵌入緊密相連，只有在鄉村外部積累了足夠的城市人脈，才能更好地調動各項社會資源，為鄉村社會的建設與振興添磚加瓦。

“與城市居民互動頻率”對返鄉意愿性質具有顯著的正向影響。新生代農民工與城市居民的互動頻率反映出新生代農民工與城市居民接觸的機會，由于部分農民工生活于“城中村”地區，容易產生“被歧視”與“被邊緣化”，因此其返鄉意愿更偏向于被動。

2.5.4 經濟維度

“月儲蓄”對于返鄉意愿的做出與意愿性質的影響顯著，其對返鄉意愿的性質具有負向影響。儲蓄是新生代農民工生活穩定性與適應力提高的前提。儲蓄水平達到一定時，新生代農民工具有較強的主動型返鄉意愿，該群體積累的多維資產已經足夠支撐返鄉后的生活，多數新生代農民工為尋求較低的居住成本、較輕的工作壓力、較舒適的生活狀態而返回農村。

“月收入”對于返鄉意愿的做出影響顯著。一方面，高收入給予了新生代農民工城市生活的充足資本，另一方面，高收入也滋長其自信心，從而對未來的市民化具有更好的預期。然而，由于城鄉二地以物價、房價為代表的生活成本存在巨大差異，因此農民工的收入并不能反映其儲蓄水平，也就無法確保其生活狀況處于逐步改善的狀態。

“老家土地有無”對于返鄉意愿的做出與意愿性質的影響顯著。老家缺失土地的新生代農民工如果產生返鄉意愿，較多為主動型。新生代農民工對于農業生產技能比較陌生，無法很好地適應田地勞作，如果家中無土地，便削弱了新生代農民工返鄉從事農業生產工作的想法。在這種情況下，若做出主動返鄉的決策，反而預示著新生代農民工在農村具有除勞作外的嶄新發展機遇，如近年來農村電子商務平臺、特色旅游的興起，使得更多農民工選擇返鄉走上“管理者”崗位，投身“雙創”時代。

2.5.5 個體維度

“年齡”對于返鄉意愿的做出與意愿性質的影響顯著。隨著年齡增長，新生代農民工更傾向于做出返鄉決策。被動型返鄉決策的概率隨年齡增大而提高，主要來源于年長新生代農民工教育與技能培訓的缺乏，使其喪失了求得高薪工作和在城市生活的競爭力。

“未來生活預期地區”變量對于返鄉意愿的做出有顯著負向影響，但對所做出返鄉意愿的性質具有顯著正向影響。新生代農民工進入城市初期，大多數都對融入城市生活具有較高期望。在務工2～3年后，對于城市融入的自身預期普遍降低，只有少數新生代農民工逐漸產生了自我身份認同感，而這一部分往往也是具有受教育程度較高、接受新思想能力較快、學習能力較強的佼佼者。

3 對策建議

3.1 擴大鄉村文化發展

以鄉愁為引力，以文化生產為載體，擴大主動返鄉新生代農民工占比。鄉土文化的發展可以起到促使社會穩定，維持人心凝聚方面的作用。好的鄉土文化品牌不僅可以使農民工獲得精神富足，更能緩解留守群體問題，從而為新農村建設注入“活水”。

3.2 扶持返鄉大眾創業

通過出臺新政策以填補農民工在資金、技術、服務等方面的缺口，構建以政府與社會資本合作為基礎，“互聯網+農村+電商”為代表的新農村創業生態。同時也應解決返鄉人才子女入學問題，以協助人才的引進機制順利運行。

3.3 加強城鄉職業培訓

對于受教育水平低、人力資本匱乏的新生代農民工應分門別類、有針對性地開展基礎職業培訓。給予新生代農民工通過培訓拓展提高自身素質的機會，達到促使被動返鄉群體再就業，提高幸福感，共同助力鄉村振興建設的最終目標。

3.4 完善城市租住福利

應全面推進“城中村”的因地制宜改建工作，改善農民工居住環境。完善有關農民工租住補貼的對應社會保障政策，降低其城市生活成本，削弱農民工群體被迫返鄉、逃離城市的消極意愿與決策。