楊哲　王茂福

摘 要：基于對安徽省602份新生代農(nóng)民工問卷調(diào)查，應(yīng)用 Logistic 回歸分析法，考察新生代農(nóng)民工群體信息能力因素對于其城市融入影響。研究發(fā)現(xiàn)：信息能力三個核心指標中，信息建設(shè)能力、信息獲取能力以及信息運用能力顯著影響新生代農(nóng)民工的城市融入；基準模型中，性別變量和政治資本變量對其城市融入影響并不顯著，而是否是獨生子女對其城市融入存在顯著影響。研究顯示：合適的信息能力支持政策既有利于新生代農(nóng)民工的城市融入，也有利于促進城市化健康穩(wěn)定的發(fā)展。

關(guān)鍵詞：新生代農(nóng)民工；信息能力；城市融入

中圖分類號：C912 文獻標識碼：A

文章編號：1674-4144（2014）-08-29（5）

1 問題的提出

依據(jù)國家統(tǒng)計局2010年在10個省進行的新生代農(nóng)民工專項調(diào)查，發(fā)現(xiàn)在所有外出農(nóng)民工中，新生代農(nóng)民工即80年之后出生的外出農(nóng)民工比例超過一半，占58.4%。按照2009年外出從業(yè)6個月及以上的外出農(nóng)民工14533萬人的總量來推算，新生代農(nóng)民工已達到8487萬人，占全部外出農(nóng)民工總數(shù)的58.4%，已成為外出農(nóng)民工的主體。新生代農(nóng)民工是為城市經(jīng)濟社會發(fā)展向前推進的重要力量之一，但新生代農(nóng)民工同時面臨難以融入城市的生活的問題。那么，究竟是哪些因素影響著新生代農(nóng)民工城市融入？學(xué)者從下列多個角度進行了研究：第一，從自身素養(yǎng)視角研究。新生代農(nóng)民工的人力資本、收入水平以及就業(yè)能力是決定其城市融入程度的主要因素（江立華，2003；李培林、李煒，2007；何軍，2011；羅恩立，2012）。第二，從社會資本視角研究。諸多學(xué)者（Granovetter，1985；Nan Lin，1995；劉傳江、周玲，2004；張春泥、劉林平，2008；邊燕杰，2012）研究發(fā)現(xiàn)，社會資本或者說社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與社會融入具有密切聯(lián)系，較強的人際關(guān)系紐帶有助于社會融入。第三、從新制度主義范式研究。在新制度主義范式下，我國特有城鄉(xiāng)二元社會體制所形成的制度安排，如戶籍制度、就業(yè)制度、教育制度、住房制度、土地制度以及社會保障制度等，是影響農(nóng)民工城市融入的重要因素（朱力，2002；陸學(xué)藝，2003；李友梅，2007；孫立平，2011；王春光，2012）。然而在以往研究中，學(xué)者們還幾乎沒有從信息能力的視角來闡述新生代農(nóng)民工城市融入問題。實際上，信息能力變量會直接影響新生代農(nóng)民工城市就業(yè)與生存發(fā)展的狀態(tài)，從而影響該群體是否能夠融入城市生活。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

如上所述，已有研究從理論與經(jīng)驗實證兩方面檢驗了新生代農(nóng)民工城市融入的影響因素，但在現(xiàn)有研究中，從微觀信息能力視角考察新生代農(nóng)民工城市融入的較少。文章基于已有的研究框架，依托信息經(jīng)濟學(xué)理論，提出新生代農(nóng)民工的信息能力概念。通常情況下信息能力是指信息技能，包括確定信息需求的時機，選擇信息源高效獲取信息、處理評估信息、有效利用信息的能力。1989年美國圖書館協(xié)會在信息能力總統(tǒng)委員會的報告中將其定義為：“認識到何時需要信息及準確定位、評價并有效利用所需信息的能力。”而文章中新生代農(nóng)民工信息能力是指新生代農(nóng)民工信息建設(shè)能力、新生代農(nóng)民工信息獲取能力，以及新生代農(nóng)民工信息運用能力。

文章基于新生代農(nóng)民工自身素養(yǎng)以及信息能力定義，提出以下假設(shè)：

H1：傳統(tǒng)變量對新生代農(nóng)民工城市融入也產(chǎn)生顯著影響。

H1a：男性新生代農(nóng)民工比女性新生代農(nóng)民工更加適應(yīng)城市生活；

H1b：黨員新生代農(nóng)民工群體比非黨員的群體更加適應(yīng)城市生活。

H1c：獨生子女新生代農(nóng)民工群體比非獨生子女群體更加適應(yīng)城市生活；

H2：新生代農(nóng)民工信息建設(shè)能力對其城市融入有顯著影響。

H2a：新生代農(nóng)民工受教育水平越高越有利于城市融入；

H2b：新生代農(nóng)民工城市工作強度越大越不利于城市融入；

H2c：新生代農(nóng)民工收入越高越有利于城市融入。

H3：新生代農(nóng)民工信息獲取能力對其城市融入有顯著影響。

H3a：新生代農(nóng)民工能通過現(xiàn)代技術(shù)獲取就業(yè)信息就有利于其城市融入；

H3b：新生代農(nóng)民工能通過現(xiàn)代技術(shù)獲取維權(quán)信息就有利于其城市融入；

H3c：新生代農(nóng)民工通過現(xiàn)代技術(shù)獲取社會資本信息就有利于其城市融入。

H4：新生代農(nóng)民工信息運用能力對其城市融入有顯著影響。

H4a：新生代農(nóng)民工能夠充分利用網(wǎng)絡(luò)信息就有利于其城市融入；

H4b：新生代農(nóng)民工能夠充分利用政策信息就利于其城市融入。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本來源于統(tǒng)計描述

文章調(diào)查方法采用判斷抽樣，選擇安徽省馬鞍山花山區(qū)、蕪湖鏡湖區(qū)、合肥廬江縣、阜陽潁上縣以及淮北濉溪縣為調(diào)查點，2012年7—10月課題組成員在選定農(nóng)村地區(qū)對18-35周歲農(nóng)村青年進行調(diào)研，在各個調(diào)研區(qū)，課題組成員采用隨機抽樣的方法，共發(fā)放問卷400份，每個地區(qū)80份，從五個市農(nóng)村地區(qū)分別收回78份、77份、79份、79份和78份，共收回391，剔除數(shù)據(jù)缺失與填寫有誤等原因的失效問卷39份，實際有效問卷為352份。在2013年1—3月，課題組成員在選定農(nóng)村地區(qū)追蹤調(diào)查，共發(fā)放300份問卷，每個地區(qū)60份，從五個市農(nóng)村地區(qū)分別收回58份、56份、58份、58份和58份，共收回288份，剔除數(shù)據(jù)缺失與填寫有誤等原因的失效問卷38份，實際有效問卷為250份。故兩次調(diào)研共收到有效問卷602份，有效率為86%。調(diào)研中問及被調(diào)查者在城市生活中重要信息如何獲得，其結(jié)果如表1所示：

從表1中可以看出，新生代農(nóng)民工城市生活，信息最重要的來源是同事，占總數(shù)的44.5%，而信息來源于手機和網(wǎng)絡(luò)的，分別占總數(shù)的23.8%和17.6%，這兩項的和為41.4%，說明新生代農(nóng)民工信息主要來自傳統(tǒng)的渠道，通過現(xiàn)代技術(shù)獲取信息未成為主流。endprint

表2是有關(guān)本文自變量定義和描述性統(tǒng)計，從表2中可以看出，新生代農(nóng)民工男女性別比例為61%，男性新生代農(nóng)民工的比例要高于女性，這與我國農(nóng)村人口流動特點基本相符，男性流動次數(shù)要高于女性。受訪者是黨員的均值為0.10，表明大部分新生代農(nóng)民工政治面貌是非黨員，從而進一步說明該群體政治資本相對薄弱。新生代農(nóng)民工是否是獨生子女的均值為0.27，說明部分農(nóng)村家庭也響應(yīng)國家計劃生育政策，執(zhí)行一孩半政策。文章受教育指標設(shè)計，考慮義務(wù)制教育影響，所以設(shè)計9年及以下都是屬于義務(wù)教育階段，9年以上都是屬于非義務(wù)教育階段。從表2中可以看出，平均受教育均值為0.57，說明新生代農(nóng)民工文化水平有了進一步提高，人均受教育水平與初中畢業(yè)水平相當(dāng)。工作時間的均值為0.33，說明多數(shù)新生代農(nóng)民工工作強度較大，超過正常工作時間，但新生代農(nóng)民工月收入均值為1.97，與工作時間并非是正相關(guān)關(guān)系，月收入大約為2500元左右。調(diào)研中，現(xiàn)代技術(shù)是指網(wǎng)絡(luò)、手機、微信、微博以及QQ等，非現(xiàn)代技術(shù)也稱傳統(tǒng)技術(shù)，是指傳統(tǒng)的報紙、熟人告知以及電視等。通過表2可以看出，新生代農(nóng)民工就業(yè)信息獲得變量均值為0.64，說明新生代農(nóng)民工多數(shù)通過現(xiàn)代技術(shù)獲得信息，而維權(quán)信息與社會資本信息獲得，多數(shù)還是非現(xiàn)代技術(shù)即傳統(tǒng)方式獲得。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，多數(shù)新生代農(nóng)民工對政府與所在企業(yè)出臺政策信息，能夠充分消化并吸收，如表2所示，政策信息利用變量的均值為0.70，說明多數(shù)新生代農(nóng)民工能夠充分利用政策信息為自己所用，而對于網(wǎng)絡(luò)信息應(yīng)用變量的均值為0.10，說明少數(shù)新生代農(nóng)民工能夠充分利用網(wǎng)絡(luò)信息。

3.2 研究方法

對于因變量城市融入，本文采用Y=1表示新生代農(nóng)民工能夠融入城市社會生活，Y=0表示新生代農(nóng)民工不能夠融入城市社會生活，調(diào)查發(fā)現(xiàn)，23%新生代農(nóng)民工適應(yīng)城市社會生活，而絕大部分新生代農(nóng)民工群體不能適應(yīng)城市社會生活。由于因變量是二分類變量，文章采用模型進行估計：

logit（yi）=log（yi/1-yi）=b0+b1x1+b2x2+...+bexe+e

logit模型采用的是最大似然法進行估計，其中yi是第i新生代農(nóng)民工城市融入情況，xi是自變量，bi是自變量的回歸系數(shù)。

4 研究成果

依據(jù)前文設(shè)計，文章的數(shù)據(jù)對假設(shè)H1、假設(shè)H2、假設(shè)H3以及假設(shè)H4進行檢驗，表3顯示了影響新生代農(nóng)民工城市融入的因素logit估計值，包括基準模型與擴展模型（模型1、模型2、模型3），分別檢驗假設(shè)H1-4。

從基準模型來看，除了是否是獨生子女變量顯著外，其它變量均不顯著。說明性別與政治資本變量對新生代農(nóng)民工城市融入不產(chǎn)生顯著影響，這與假設(shè)H1a和H1b不一致，所以假設(shè)H1a和H1b得不到驗證。從表3中可以看出，獨生子女新生代農(nóng)民工城市融入能力是非獨生子女的1.54倍，在控制模型其他變量不變的條件下，是否是獨生子女對其城市融入存在顯著影響。這表明，新生代獨生子女農(nóng)民工，其家庭負擔(dān)相對非獨生子女家庭來說不是很重，可以為該群體在城市生活提供強有力的支持，假設(shè)H1c得到驗證。

在模型1中，控制上述基本特征變量后，輸入新生代農(nóng)民工信息建設(shè)能力變量，即受教育水平、工作時間和收入，整個模型的解釋力提高了3.84%。盡管性別變量對于新生代農(nóng)民工城市融入沒有顯著影響，但其余變量影響卻十分顯著。政治資本變量有原來不顯著轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著。在模型1中，是黨員的新生代農(nóng)民工城市適應(yīng)能力比非黨員增加了1.29倍，在控制模型其他變量不變的條件下，新生代農(nóng)民工政治資本變量對其城市融入存在顯著影響。相對與9年制義務(wù)教育而言，當(dāng)新生代農(nóng)民工受教育年限超過9年，其城市融入能力增加了0.54倍，在控制模型其他變量不變的條件下，受教育水平變量對其城市融入存在顯著影響，假設(shè)H2a得到驗證。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，多數(shù)新生代農(nóng)民工每天工作時間超過8小時，如果新生代農(nóng)民工每天正常工作8小時，那么就有更多閑暇時間去獲取自己需要的信息，所以說與平常都加班新生代農(nóng)民工相比，在法定工作時間內(nèi)的新生代農(nóng)民工城市融入能力增加了0.68倍，在控制模型其他變量不變的條件下，工作時間變量對其城市融入存在顯著影響，假設(shè)H2b得到驗證。在模型1中，我們可以看出，收入變量對其城市融入存在顯著影響，收入提高，新生代農(nóng)民工城市融入能力就增強，在控制模型其他變量不變的條件下，與收入水平在1500元以下相比，收入在1500-2500元之間的新生代農(nóng)民工城市融入能力增加了0.60倍，收入在2500元以上的新生代農(nóng)民工城市融入能力增加了0.90倍，所以假設(shè)H2c得到驗證。總之，如果新生代農(nóng)民工信息建設(shè)能力較強，那么就越有利于該群體的城市融入，所以假設(shè)H2得到驗證。

在模型2中，納入新生代農(nóng)民工信息獲取變量，即就業(yè)信息獲取、維權(quán)信息獲取以及社會資本信息獲取。從模型2中可看到，加入新生代農(nóng)民工信息獲取變量，整個模型的解釋力提高了4.45%。從具體解釋變量來看，第一，從基準模型中，性別變量仍然不顯著，但政治資本變量對于新生代農(nóng)民工城市融入存在顯著性影響。第二，在信息建設(shè)能力變量中，新生代農(nóng)民工收入在1500-2500之間，對其城市融入存在顯著性影響消失，其他變量仍存在顯著影響，顯著性消失的原因在于新生代農(nóng)民工在信息獲得中需要支付更多費用。第三，在信息獲取變量中，與通過傳統(tǒng)技術(shù)獲得就業(yè)信息相比，通過現(xiàn)代技術(shù)獲得就業(yè)信息的新生代農(nóng)民工城市融入能力增加了0.05倍，在控制模型其他變量不變的條件下，就業(yè)信息獲得變量對其城市融入存在顯著影響，假設(shè)H3a得到驗證。但總體來說，新生代農(nóng)民工通過現(xiàn)代技術(shù)獲取就業(yè)信息能力還不夠，需要進一步提升。新生代農(nóng)民工在城市生活中會遇到拖欠工資、同工不同酬以及被歧視等現(xiàn)象，因此，利用現(xiàn)代技術(shù)來維權(quán)能夠促進該群體適應(yīng)城市生活。在模型2中可以看出，與通過傳統(tǒng)技術(shù)獲得維權(quán)信息相比，通過現(xiàn)代技術(shù)獲得維權(quán)信息的新生代農(nóng)民工城市融入能力增加了1.41倍，在控制模型其他變量不變的條件下，維權(quán)信息獲得變量對其城市融入存在顯著影響，假設(shè)H3b得到驗證。對于模型2中，社會資本信息獲得，在實際操作中利用交友方式來替代，如果用現(xiàn)代技術(shù)（如上文所說的微信、微博、網(wǎng)絡(luò)以及QQ等）交友將促進該群體城市融入，而用傳統(tǒng)方式（如老鄉(xiāng)介紹、親人介紹以及工友介紹等）對其城市融入產(chǎn)生不利影響。在模型2中，與通過傳統(tǒng)技術(shù)獲得社會資本信息相比，通過現(xiàn)代技術(shù)獲得社會資本信息的新生代農(nóng)民工城市融入能力增加了1.61倍，在控制模型其他變量不變的條件下，社會資本信息獲得變量對其城市融入存在顯著影響，假設(shè)H3c得到驗證?？傊绻律r(nóng)民工信息獲取能力越強，就越有利于該群體的城市融入，所以假設(shè)H3得到驗證。endprint

在模型3中，納入新生代農(nóng)民工信息運用變量，即網(wǎng)絡(luò)信息的運用與政策信息運用。從模型3中可看到，加入新生代農(nóng)民工信息運用變量，整個模型的解釋力提高了0.046%。除了性別變量與新生代農(nóng)民工收入在1500-2500元變量不顯著外，其他變量都存在顯著關(guān)系。從信息運用變量中可以看出，新生代農(nóng)民工對網(wǎng)絡(luò)信息能否充分利用對其城市融入產(chǎn)生很大影響。網(wǎng)絡(luò)信息屬于公共資源，對全社會是開放的，如果新生代農(nóng)民工在這開放環(huán)境中，能夠?qū)⒕W(wǎng)絡(luò)信息為自己所用，那么就容易融入城市生活，在模型3中可以看出，與不能夠充分利用網(wǎng)絡(luò)信息相比，能夠充分利用網(wǎng)絡(luò)信息的新生代農(nóng)民工城市融入能力增加了0.39倍，在控制模型其他變量不變的條件下，網(wǎng)絡(luò)信息運用變量對其城市融入存在顯著影響，假設(shè)H4a得到驗證。在模型3政策信息變量運用中可以看出，能夠充分利用企業(yè)政策信息和政府政策信息的新生代農(nóng)民工城市融入能力增加了0.52倍，在控制模型其他變量不變的條件下，政策信息運用變量對其城市融入存在顯著影響，假設(shè)H4b得到驗證。

5 結(jié)語

文章利用安徽省調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，新生代農(nóng)民工融入城市意愿較高，但實際融入城市生活存在眾多阻礙，其中信息能力是制約其城市融入的重要變量。模型回歸結(jié)果表明：第一，傳統(tǒng)變量中，性別與政治資本對新生代農(nóng)民工城市融入并不產(chǎn)生顯著影響，與非獨生子女相比，是獨生子女的新生代農(nóng)民工群體易于融入城市生活。第二，信息能力建設(shè)變量對新生代農(nóng)民工城市融入有顯著影響，新生代農(nóng)民工城市融入程度與受教育程度和收入水平正相關(guān)，而與工作時間反相關(guān)。第三，新生代農(nóng)民工信心獲取能力會顯著影響群體的城市融入，新生代農(nóng)民工利用現(xiàn)代技術(shù)獲取就業(yè)信息、維權(quán)信息以及社會資本信息，會促進該群體的城市融入。第四，如果新生代農(nóng)民工能夠充分利用網(wǎng)絡(luò)信息和政策信息，那么就業(yè)越有利于該群體融入城市生活。

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責(zé)任編輯：蔣亞林endprint

在模型3中，納入新生代農(nóng)民工信息運用變量，即網(wǎng)絡(luò)信息的運用與政策信息運用。從模型3中可看到，加入新生代農(nóng)民工信息運用變量，整個模型的解釋力提高了0.046%。除了性別變量與新生代農(nóng)民工收入在1500-2500元變量不顯著外，其他變量都存在顯著關(guān)系。從信息運用變量中可以看出，新生代農(nóng)民工對網(wǎng)絡(luò)信息能否充分利用對其城市融入產(chǎn)生很大影響。網(wǎng)絡(luò)信息屬于公共資源，對全社會是開放的，如果新生代農(nóng)民工在這開放環(huán)境中，能夠?qū)⒕W(wǎng)絡(luò)信息為自己所用，那么就容易融入城市生活，在模型3中可以看出，與不能夠充分利用網(wǎng)絡(luò)信息相比，能夠充分利用網(wǎng)絡(luò)信息的新生代農(nóng)民工城市融入能力增加了0.39倍，在控制模型其他變量不變的條件下，網(wǎng)絡(luò)信息運用變量對其城市融入存在顯著影響，假設(shè)H4a得到驗證。在模型3政策信息變量運用中可以看出，能夠充分利用企業(yè)政策信息和政府政策信息的新生代農(nóng)民工城市融入能力增加了0.52倍，在控制模型其他變量不變的條件下，政策信息運用變量對其城市融入存在顯著影響，假設(shè)H4b得到驗證。

5 結(jié)語

文章利用安徽省調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，新生代農(nóng)民工融入城市意愿較高，但實際融入城市生活存在眾多阻礙，其中信息能力是制約其城市融入的重要變量。模型回歸結(jié)果表明：第一，傳統(tǒng)變量中，性別與政治資本對新生代農(nóng)民工城市融入并不產(chǎn)生顯著影響，與非獨生子女相比，是獨生子女的新生代農(nóng)民工群體易于融入城市生活。第二，信息能力建設(shè)變量對新生代農(nóng)民工城市融入有顯著影響，新生代農(nóng)民工城市融入程度與受教育程度和收入水平正相關(guān)，而與工作時間反相關(guān)。第三，新生代農(nóng)民工信心獲取能力會顯著影響群體的城市融入，新生代農(nóng)民工利用現(xiàn)代技術(shù)獲取就業(yè)信息、維權(quán)信息以及社會資本信息，會促進該群體的城市融入。第四，如果新生代農(nóng)民工能夠充分利用網(wǎng)絡(luò)信息和政策信息，那么就業(yè)越有利于該群體融入城市生活。

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責(zé)任編輯：蔣亞林endprint

在模型3中，納入新生代農(nóng)民工信息運用變量，即網(wǎng)絡(luò)信息的運用與政策信息運用。從模型3中可看到，加入新生代農(nóng)民工信息運用變量，整個模型的解釋力提高了0.046%。除了性別變量與新生代農(nóng)民工收入在1500-2500元變量不顯著外，其他變量都存在顯著關(guān)系。從信息運用變量中可以看出，新生代農(nóng)民工對網(wǎng)絡(luò)信息能否充分利用對其城市融入產(chǎn)生很大影響。網(wǎng)絡(luò)信息屬于公共資源，對全社會是開放的，如果新生代農(nóng)民工在這開放環(huán)境中，能夠?qū)⒕W(wǎng)絡(luò)信息為自己所用，那么就容易融入城市生活，在模型3中可以看出，與不能夠充分利用網(wǎng)絡(luò)信息相比，能夠充分利用網(wǎng)絡(luò)信息的新生代農(nóng)民工城市融入能力增加了0.39倍，在控制模型其他變量不變的條件下，網(wǎng)絡(luò)信息運用變量對其城市融入存在顯著影響，假設(shè)H4a得到驗證。在模型3政策信息變量運用中可以看出，能夠充分利用企業(yè)政策信息和政府政策信息的新生代農(nóng)民工城市融入能力增加了0.52倍，在控制模型其他變量不變的條件下，政策信息運用變量對其城市融入存在顯著影響，假設(shè)H4b得到驗證。

5 結(jié)語

文章利用安徽省調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，新生代農(nóng)民工融入城市意愿較高，但實際融入城市生活存在眾多阻礙，其中信息能力是制約其城市融入的重要變量。模型回歸結(jié)果表明：第一，傳統(tǒng)變量中，性別與政治資本對新生代農(nóng)民工城市融入并不產(chǎn)生顯著影響，與非獨生子女相比，是獨生子女的新生代農(nóng)民工群體易于融入城市生活。第二，信息能力建設(shè)變量對新生代農(nóng)民工城市融入有顯著影響，新生代農(nóng)民工城市融入程度與受教育程度和收入水平正相關(guān)，而與工作時間反相關(guān)。第三，新生代農(nóng)民工信心獲取能力會顯著影響群體的城市融入，新生代農(nóng)民工利用現(xiàn)代技術(shù)獲取就業(yè)信息、維權(quán)信息以及社會資本信息，會促進該群體的城市融入。第四，如果新生代農(nóng)民工能夠充分利用網(wǎng)絡(luò)信息和政策信息，那么就業(yè)越有利于該群體融入城市生活。

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責(zé)任編輯：蔣亞林endprint