洪維維， 盧海陽

(福建農林大學 公管學院，福建 福州 350002)

一、引言

2018年是我國改革開放40周年，伴隨著改革的成果，全國經濟水平穩(wěn)步上升，新型鎮(zhèn)化吸引著數以萬計的農村人進城務工。據國家統(tǒng)計局的農民工監(jiān)測報告顯示，2017年全國農民工數量達到了2.87億人，同比2012年增長2 391萬人，平均每年以480萬人次增長。因此未來幾十年，城鎮(zhèn)化必將是推動經濟發(fā)展的首要目標，而農民工將是加速城鎮(zhèn)化的首要動力。但是由于受限于自身條件及政策影響，進城務工的農民工往往處于城市邊緣、產業(yè)邊緣以及體制邊緣，極少部分農民工成功定居城市，大部分還是以“候鳥式”來回城鄉(xiāng)遷移[1]。根據蔡禾的研究，20世紀80年代的農民工面臨的是能否進入城市打工的權力；而90年代面臨的是在城市的社會保障；而今農民工又面臨公民權利問題[2]。因此解決農民工在城務工的問題將是推動城鎮(zhèn)化的首要任務。而這一問題也得到了黨中央的高度重視，習近平總書記及李克強總理均多次強調指出新型城鎮(zhèn)化建設必須以人為核心，以人為核心才是城鎮(zhèn)經濟發(fā)展的本質。農民工城市定居意愿將是直接推進新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的主要因素[3-4]，因此分析影響農民工城市定居意愿的因素對直接推進新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略具有重要意義。

通過文獻梳理發(fā)現，農民工的社會資本將直接影響其城市定居意愿。農民工進城務工往往依附于以老鄉(xiāng)為主的社會網絡關系圈，這個關系圈是他們的主要信息來源，但與此同時，這個關系圈卻也限制了他們與城市的融入和思維邏輯[2]。研究表明，農民工的社會資本與其在城市定居的意愿有著非常高的關聯(lián)性，只有改善其匱乏的社會資本，構建社會資本的積累和形成機制，這樣才能增加其城市定居意愿，進而推動新型城鎮(zhèn)化，促進經濟發(fā)展[4]。但是，已有的研究大多數單方面從農民工城市社會資本或農村社會資本進行分析其城市定居意愿，缺乏系統(tǒng)性地對比城市與農村社會資本兩者的累積量對農民工城市定居意愿的影響。因此本研究主要貢獻是分析農民工進城前后積累的城市與農村社會資本對其城市定居意愿的影響。

二、分析框架與研究假設

因為當前關于社會資本的定義尚未統(tǒng)一，所以本文與大部分研究一致，采用普特南對社會資本的定義：“社會資本由一系列的信任、網絡和規(guī)范構成”[5]。如劉傳江等對社會資本的研究延續(xù)了普特南的定義，即社會資本表現為個體從社會網絡和社會制度中所能獲得的資源[6]。對于社會資本的三個維度，社會網絡決定了關系的對象范圍，而信任和(互惠)規(guī)范決定了關系的強弱程度[7]。

社會資本對農民工在城市的定居意愿影響頗深。胡榮等學者認為，擴大農民工的社會網絡和信任度可以縮短與城市市民的距離，進而提高城市定居意愿[8]。相反鄭永蘭等認為社會資本的難以延續(xù)、政策的不完善、社會支持網絡的不足以及自身綜合競爭力的欠缺阻礙了農民工在中小城市的定居[9]。農民工在進城務工后，由于較長的工作時間以及城市生活的魅力，往往會面臨是否要留城定居的選擇，而其社會資本的累積量將直接影響決策的選擇。盡管上述研究為探求社會資本與農民工城市定居意愿的關系提供了思想來源，但由于社會資本對農民工城市定居意愿既有正面影響又有負面影響，因而不能直接指導農民工城市定居意愿的理論構建。

在中國城鎮(zhèn)化不斷加速的進程中，李寶值等認為農民工社會資本城鄉(xiāng)分化的演變趨勢日益明顯，以社會資本投資對象的所在地為劃分依據，將基于身處城鎮(zhèn)的稱之為城鎮(zhèn)社會資本，將基于身處鄉(xiāng)村的稱之為鄉(xiāng)村社會資本[7]。本文采用上述學者的觀點，將社會資本劃分為城市社會資本和農村社會資本。據以往研究發(fā)現，農村社會資本對農民工在城市定居的意愿有重要影響。黃乾認為在農村擁有土地面積較大的農民工，其進城定居意愿比較薄弱[10]。鄭永蘭、翟鴻健認為，在農村老家定居，有利于社會網絡關系的延續(xù)，與鄉(xiāng)里鄉(xiāng)親持續(xù)保持聯(lián)系，進而會削弱其在城市定居的意愿[9]。此外，大部分新生代農民工不具備務農能力，且由于常年跟隨父輩在城市生活，對于在農村的社會資本累積較少，往往會更加傾向于在城市發(fā)展，并選擇留城定居[11]。據吳麗麗研究認為，新生代農民工的私人社會關系主要依賴于在農村所建立的關系圈，這使得他們在城市融入上得到了阻礙，進而影響到其定居意愿[12]。綜上所述，農村社會資本累積大的農民工將傾向于回農村發(fā)展。據此，提出下列假設：

假設1:農民工的農村社會資本對其在城市定居意愿有顯著的反向影響。

隨著日益增多的農民工進城務工，他們在城市的社會資本一直是各界學者及政府所關注的問題。農民工城市社會資本是一種開放和松散的社會資本，建立在業(yè)緣血緣親緣關系上的法律制度，契約觀念和市場信用關系，將農民工與他人聯(lián)系起來[13]。侯志陽發(fā)現農民工在城市擁有越高的社會互動，社會信任和社會參與，其滿意度越高，選擇在城市定居的意愿將更加強烈[14]。雷陽陽認為跨越型社會資本指的是具有城市社會資本的農民工，其城市社會資本越多則與城市的互動更頻繁，城市歸屬感更強，城市定居意愿越大[15]。李圓圓指出從城市社會關系中農民工網絡密度的角度看，農民工城市社會網絡稀缺，社會交往有限，休閑生活相對較差，并且以往在農村所形成的農村社會資本在城市中作用較少，導致了農民工的城市社會資本欠缺[16]。黃乾認為，由于身份和制度等多種原因，農民工與城市居民接觸較少，參與城市社會活動較少，遇到困難和問題時政府機構幫助較少，使農民工和城鎮(zhèn)居民聯(lián)系更加困難，他們的定居意愿將更加薄弱[10]。綜上所述，農民工城市社會資本的欠缺導致其城市定居意愿薄弱；而社會資本累積量大的農民工城市定居意愿強烈。據此，提出以下假設:

假設2:農民工的城市社會資本對其在城市定居意愿有顯著的正向影響。

三、數據來源、研究方法與變量設置

(一)數據來源

本文進行實證研究的數據來自于“基于社會融入視角的農民工健康及其促進機制研究”的問卷調查獲得。根據農民工的數量情況，選取泉州市和廈門市兩個地級市，每個地級市選取3個區(qū)或縣級市。課題組在2017年12月至2018年1月在泉州市和廈門市兩地進行實地調研，為確保問卷調查結果的真實性，此次問卷調查全部采取當面一對一的訪談形式，然后當場由調研員填寫問卷的方式進行。本次調查的對象是農民工，因此對農民工的界定為16周歲至65周歲在城市從事非農工作的、非城鎮(zhèn)居民戶口的人員。調查采取隨機抽樣的方法，由調查員隨機分成兩組分別前往泉州市和廈門市對各行各業(yè)的農民工進行隨機訪問。共獲得問卷770份，其中合格問卷766份，99.48%。根據研究需要，剔除了有缺失值的10份問卷，使得樣本容量為761份。

(二)研究方法

如上文所述，本研究重點關注的問題是社會資本對農民工城市定居意愿的影響，因此采用OLS法估計社會資本對農民工城市定居意愿的影響。回歸模型以Mincer方程為基礎[17]，模型如下：lnei=α+βyi+γxi+εi。其中l(wèi)nei為農民工i的城市定居意愿加1的對數；α為常數項；yi為核心解釋變量——社會資本，β為其系數；xi為可能影響農民工城市定居意愿的控制向量，包括年齡、性別、婚姻狀況、受教育水平、配偶是否同住狀況；γ為各控制向量的相應系數向量；εi為隨機誤差項。

(三)變量設置

在因變量方面主要包括兩個指標：(1)“未來定居定地點”變量。分為以下兩種賦值：第一，0代表農村老家，1代表老家縣城、中小城市、大城市；第二，剔除了323個回答在農村老家定居的樣本，剩下的438個樣本中0代表老家縣城、中小城市，1代表大城市。(2)“定居意愿”變量。1代表很不愿意，2代表不太愿意，3代表說不清 從，4代表比較愿意 ，5代表非常愿意。

本文的核心自變量是社會資本。根據社會資本維度的劃分設置為社會網絡、信任和互惠規(guī)范。在社交網絡中，使用“是否參與社區(qū)居民活動”(1=從不參加，2=偶爾參加，3=經常參加)測量城市社會網絡。在社會信任方面，使用“是否同意大多數人是可以信任的”(1=非常不同意，2=比較不同意，3=一般，4=比較統(tǒng)一，5=非常同意)測量社會信任。在互惠規(guī)范方面，使用“和本地市民相處如何”(1=很不好，2=不太好，3=一般，4=比較好，5=非常好)測量城市型互惠規(guī)范。在農村社會資本方面，使用“是否屬于村里第一大姓”(1=是，0=否)、“是否有族譜”(1=是，0=否)和有無承包地狀況(是=1，否=0)測量農村社會資本。

控制變量包括：年齡、性別(男=1，女=0)、教育年限(沒受過任何教育=1，小學=2，初中=3，高中、中專=4，大專及以上=5)、婚姻狀況(已婚=1，未婚=0)、配偶同住情況(是=1，否=0)。

表1 變量定義與統(tǒng)計

注：觀測值761。

四、實證分析

(一)農民工城市定居意愿的描述性統(tǒng)計分析

表2統(tǒng)計顯示，有36.03%的農民工不愿意在當前務工城市定居，37.34%的農民工愿意在當前務工城市定居。同時，還有26.63%的農民工呈現出不確定的態(tài)度。這表明農民工在當前務工城市的定居意愿是中等偏上。表3將農民工在務工城市和其他城市的定居意愿合并發(fā)現，絕大多數農民工表示未來愿意留在城市定居，比率達到57.56%，42.44%打算回農村老家定居。整體而言，當前農民工在城市的定居的意愿雖然沒有很高，但也有一半以上的人表示愿意留在城市定居。

表2 當前務工城市定居意愿情況描述統(tǒng)計

注：觀測值為761。

表3 農民工定居地點情況描述統(tǒng)計

注：觀測值為761。

(二)社會資本對農民工當前務工城市定居意愿的影響

從表4中可以看到，農民工的各種社會資本對在當前務工城市的定居意愿的影響是顯著的。首先，就控制變量來看，性別、教育、婚姻和配偶同住對當前務工城市的定居意愿均有顯著的影響，標準化回歸系數分別為-0.173 3、0.202 0、-0.348 9和0.531 7，表明農民工的男性群體比女性群體的定居意愿更高；受教育程度越高、已婚且與配偶居住在一起的，對當前務工城市的定居意愿就越高。王玉君也認為受教育時間越長、配偶或戀人在同城的農民工更愿意在城市定居[18]。

表4 當前務工城市定居意愿的OLS回歸

注：①表格內為標準化回歸系數；②*P<0.1，**P<0.05，***P<0.01。③觀測值為761。

其次，就農村社會資本來看，有無承包地和“是否村里第一大姓”對農民工在當前務工城市的定居意愿有顯著的直接影響，標準化回歸系數分別為負0.258 8和0.194 6。這意味著在農村老家擁有越多承包地的農民工對在留在當前務工城市定居的意愿就比較低，姓氏是村里的第一大姓反而更愿意留在當前務工城市定居。利用“是否村里第一大姓”來衡量農民工的社會網絡，該網絡主要包括血緣關系和地理關系。這種以親屬和地理為基礎的社會網絡是剛剛進入城市的農民工的主要支持，是親屬和同伴提供情感支持的強大關系。

最后，就城市社會資本來看，本地人際關系和社會信任度越好越高，對農民工在當前務工城市的定居意愿的直接影響就越高，標準化回歸系數為0.288 3和0.165 9。這說明與當地市民友好相處，形成良好的人際關系，并有意識地建立屬于自己的關系網絡，以獲取信息、機會、資源和擴展社交網絡，以便農民工可以在城市中進一步發(fā)展[19]。正如金梟梟認為的，信任可以用來提升人際關系。而農民工會把特殊信任當成原點，在他們融入城市環(huán)境的時候，會以這種信任逐漸向周邊蔓延開來，形成自己的人際關系圈，然后農民工用信任產生的社會關系在城市里居住下來[20]。

(三)社會資本對農民工定居地點的影響

第一種賦值的回歸從結果(表5)上看，控制變量、農村社會資本和城市社會資本都在不同程度上影響農民工對未來定居地點的選擇。首先，在控制變量中，年齡、教育、婚姻和配偶同住對農民工在定居地點的選擇上有著非常顯著的影響，標準化回歸系數分別為-0.010 5、0.114 9、-0.119 6和0.148 4。這表明，越年長、受教育程度越低且未婚的農民工，未來定居地點的選擇會更傾向于農村老家和老家縣城；受教育程度越高且已婚的年輕一代的農民工、對于已婚且和配偶居住在一起的農民工，對未來定居點的選擇會更傾向于大城市和中小城市。

其次，在農村社會資本中，承包地、族譜對農民工在定居地點的選擇上有著顯著的負向影響，標準化回歸系數分別為-0.120 9和-0.059 7。這說明農民工在農村老家有族譜的且承包地越多的，在定居地點的選擇上會優(yōu)先考慮農村家和老家縣城，然后才是中小城市和大城市。而姓氏對農民工在定居地點的選擇上是顯著的正向影響，標準化回歸系數為0.066 7。這表明農民工的姓氏如果是村里的第一大姓，農民工在城市里基于親緣、地緣的關系網就更加寬廣，因此農民工會更傾向于在城市定居。

最后，在城市社會資本中，活動的參與、人際關系和社會信任對農民工在定居地點的選擇上有著非常顯著的正向影響，標準化回歸系數分別為0.096 0、0.045 6和0.074 3。由此可知，農民工經常參與城市中的各種社區(qū)活動，擴大自己的社會網絡，增強自己的社會參與度，在城市中擁有較好的人際關系，隨之也會增加自己的社會資本，未來在城市定居的可能性就越大。社會信任度越高，農民工未來的定居地點是大城市和中小城市的可能性就越大。與王剛等學者的研究結論相一致，社會信任對農民工的城市融入有顯著的影響，當社會信任度越高，農民工留城意愿就越強[21]。

表5 未來定居地點的OLS回歸

注：①表格內為標準化回歸系數；②*P<0.1，**P<0.05，***P<0.01。③觀測值為761。

第二種賦值的回歸從結果上看(表6)，控制變量、農村社會資本和城市社會資本都在不同程度上影響農民工對未來定居地點的選擇。首先，在控制變量中，只有性別、婚姻和配偶同住這三個個變量對農民工在定居地點的選擇上有著顯著的影響，標準化回歸系數分別為0.054 7、負0.142 5和負0.121 5。這表明，已婚的農民工和未與配偶一同居住在一起的農民工，未來定居地點的選擇會更傾向于老家縣城和中小城市；男性群體的農民工對未來定居地點的選擇傾向從大到小依次是大城市、中小城市、老家縣城；而女性群體的農民工，對未來定居點的選擇會更傾向于中小城市和老家縣城。其次，在農村社會資本中，只有姓氏這個變量對農民工在定居地點的選擇上有顯著的正向影響，標準化回歸系數為0.056 7。這表明農民工的姓氏如果是村里的第一大姓，農民工在城市里基于親緣、地緣的關系網就更加寬廣，因此農民工會更傾向于在大城市定居。最后，在城市社會資本中，人際關系對農民工定居地點的選擇產生了顯著的積極影響。標準化回歸系數為0.061 0。由此可以知道，農民工在城市中擁有較好的人際關系，會增加自己的社會資本，未來在大城市定居的可能性就越大。

總結上述的分析發(fā)現，第一，得出的男性群體更愿意在大城市定居的結論與其他研究者得出的結論不同。第二，與配偶一同居住的農民工更愿意留在大城市定居與其他學者研究的結論是一致的。第三，未婚和人際關系好的農民工的大城市居留意愿更強烈，與其他學者研究的結論是一致的。

表6 未來定居地點的OLS回歸

注：①表格內為標準化回歸系數；②*P<0.1，**P<0.05，***P<0.01;③觀測值為438。

五、結論與討論

第一，農民工在城市定居的意愿存在群體差異和代際差異。 男性和新生代的農民工都相對愿意在城市定居；已婚、與配偶一同居住在城市且受教育水平越高的農民工，城市定居意愿相對較高，且未婚和與配偶一同居住的農民工會更希望留在大城市定居。

第二，對數據的計量分析發(fā)現，農民工在農村老家有族譜且承包地越多的農民工在城市定居的意愿就越低。相反“姓氏”這種農村社會資本與農民工在城市的定居意愿呈現正相關關系。綜上，本文提出的假設1被證偽，即并非每項農村資本都與農民工城市定居意愿呈現負相關。

第三，通過研究發(fā)現，農民工在城市定居的意愿與城市社會資本是正相關關系。整個社會的信任度越高、人際關系越好、社會參與度越強，農民工在城市定居的意愿就越高，且定居的城市類型大部分是大城市。

基于上述結論，可得出以下啟示：要提高農民工的城市定居意愿，為城鎮(zhèn)化提供動力，在政策上可以提高農民工在城市的社會資本或者減少農民工在農村的部分社會資本，從而提高其城市定居意愿。

首先，需確保農民工的受教育水平，提升農村教育的扶持力度，完善農村教育的各項基礎設施建設，并且積極解決農民工的子女在城市讀書所面臨的問題，進而提升整體農民工的城市定居意愿。同時，在農村政策上應完善和鼓勵土地轉讓機制，促進農民工農村承包地買賣，減少其農村社會資本，增加城市定居意愿。

其次，社會應提高對女性農民工的寬容度，比如企業(yè)在招聘員工的時候，不應以傳統(tǒng)的觀念認為女性比男性更專注于家庭，而優(yōu)先錄用男性農民工。政府應加強“社會提高對女性的寬容度”這方面的文化宣傳，完善相應的政策措施來確保女性農民在城市工作的獲取與保障，使其擴大社交網絡和社會參與感的提升，才能相應的增加其在城市的社會資本，提高城市定居意愿。

最后，有效地提高農民工在城市的社會資本，主要表現為以下三點，第一，在社會信任度上，地方政府應積極關注各類社會負向信息，盡量消除不利于社會良性運行的負向情緒，滿足農民工的基本訴求，建立公正，和諧的社會環(huán)境，從而提高社會信任度，促進農民工定居意愿；第二，在人際關系上，建設城鄉(xiāng)共融的文化關系，加強公民文化意識，尊重農民工的身份地位，鼓勵市民與農民工交朋友，改善擴大農民工狹小的交際圈；第三，在社會參與度上，應鼓勵農民工參與社區(qū)活動，利用社區(qū)文化促進農民工與市民的交流和交往，努力推動農民工和新生代農民工融入社區(qū)、企業(yè)和學校，提升社會參與度，增加城市定居意愿。