楊哲　王茂福

摘 要：基于對安徽省602份新生代農民工問卷調查，應用 Logistic 回歸分析法，考察新生代農民工群體信息能力因素對于其城市融入影響。研究發(fā)現：信息能力三個核心指標中，信息建設能力、信息獲取能力以及信息運用能力顯著影響新生代農民工的城市融入；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。

關鍵詞：新生代農民工；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

依據國家統(tǒng)計局2010年在10個省進行的新生代農民工專項調查，發(fā)現在所有外出農民工中，新生代農民工即80年之后出生的外出農民工比例超過一半，占58.4%。按照2009年外出從業(yè)6個月及以上的外出農民工14533萬人的總量來推算，新生代農民工已達到8487萬人，占全部外出農民工總數的58.4%，已成為外出農民工的主體。新生代農民工是為城市經濟社會發(fā)展向前推進的重要力量之一，但新生代農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民工城市融入？學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，社會資本或者說社會關系網絡與社會融入具有密切聯系，較強的人際關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，是影響農民工城市融入的重要因素（朱力，2002；陸學藝，2003；李友梅，2007；孫立平，2011；王春光，2012）。然而在以往研究中，學者們還幾乎沒有從信息能力的視角來闡述新生代農民工城市融入問題。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 理論基礎與研究假設

如上所述，已有研究從理論與經驗實證兩方面檢驗了新生代農民工城市融入的影響因素，但在現有研究中，從微觀信息能力視角考察新生代農民工城市融入的較少。文章基于已有的研究框架，依托信息經濟學理論，提出新生代農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?！倍恼轮行律r民工信息能力是指新生代農民工信息建設能力、新生代農民工信息獲取能力，以及新生代農民工信息運用能力。

文章基于新生代農民工自身素養(yǎng)以及信息能力定義，提出以下假設：

H1：傳統(tǒng)變量對新生代農民工城市融入也產生顯著影響。

H1a：男性新生代農民工比女性新生代農民工更加適應城市生活；

H1b：黨員新生代農民工群體比非黨員的群體更加適應城市生活。

H1c：獨生子女新生代農民工群體比非獨生子女群體更加適應城市生活；

H2：新生代農民工信息建設能力對其城市融入有顯著影響。

H2a：新生代農民工受教育水平越高越有利于城市融入；

H2b：新生代農民工城市工作強度越大越不利于城市融入；

H2c：新生代農民工收入越高越有利于城市融入。

H3：新生代農民工信息獲取能力對其城市融入有顯著影響。

H3a：新生代農民工能通過現代技術獲取就業(yè)信息就有利于其城市融入；

H3b：新生代農民工能通過現代技術獲取維權信息就有利于其城市融入；

H3c：新生代農民工通過現代技術獲取社會資本信息就有利于其城市融入。

H4：新生代農民工信息運用能力對其城市融入有顯著影響。

H4a：新生代農民工能夠充分利用網絡信息就有利于其城市融入；

H4b：新生代農民工能夠充分利用政策信息就利于其城市融入。

3 研究設計

3.1 樣本來源于統(tǒng)計描述

文章調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查點，2012年7—10月課題組成員在選定農村地區(qū)對18-35周歲農村青年進行調研，在各個調研區(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，剔除數據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村地區(qū)追蹤調查，共發(fā)放300份問卷，每個地區(qū)60份，從五個市農村地區(qū)分別收回58份、56份、58份、58份和58份，共收回288份，剔除數據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。故兩次調研共收到有效問卷602份，有效率為86%。調研中問及被調查者在城市生活中重要信息如何獲得，其結果如表1所示：

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

表2是有關本文自變量定義和描述性統(tǒng)計，從表2中可以看出，新生代農民工男女性別比例為61%，男性新生代農民工的比例要高于女性，這與我國農村人口流動特點基本相符，男性流動次數要高于女性。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。新生代農民工是否是獨生子女的均值為0.27，說明部分農村家庭也響應國家計劃生育政策，執(zhí)行一孩半政策。文章受教育指標設計，考慮義務制教育影響，所以設計9年及以下都是屬于義務教育階段，9年以上都是屬于非義務教育階段。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。工作時間的均值為0.33，說明多數新生代農民工工作強度較大，超過正常工作時間，但新生代農民工月收入均值為1.97，與工作時間并非是正相關關系，月收入大約為2500元左右。調研中，現代技術是指網絡、手機、微信、微博以及QQ等，非現代技術也稱傳統(tǒng)技術，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，新生代農民工就業(yè)信息獲得變量均值為0.64，說明新生代農民工多數通過現代技術獲得信息，而維權信息與社會資本信息獲得，多數還是非現代技術即傳統(tǒng)方式獲得。調研中發(fā)現，多數新生代農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，說明多數新生代農民工能夠充分利用政策信息為自己所用，而對于網絡信息應用變量的均值為0.10，說明少數新生代農民工能夠充分利用網絡信息。

3.2 研究方法

對于因變量城市融入，本文采用Y=1表示新生代農民工能夠融入城市社會生活，Y=0表示新生代農民工不能夠融入城市社會生活，調查發(fā)現，23%新生代農民工適應城市社會生活，而絕大部分新生代農民工群體不能適應城市社會生活。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新生代農民工城市融入情況，xi是自變量，bi是自變量的回歸系數。

4 研究成果

依據前文設計，文章的數據對假設H1、假設H2、假設H3以及假設H4進行檢驗，表3顯示了影響新生代農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民工城市融入不產生顯著影響，這與假設H1a和H1b不一致，所以假設H1a和H1b得不到驗證。從表3中可以看出，獨生子女新生代農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，新生代獨生子女農民工，其家庭負擔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，輸入新生代農民工信息建設能力變量，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變?yōu)轱@著。在模型1中，是黨員的新生代農民工城市適應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年制義務教育而言，當新生代農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H2a得到驗證。調研中發(fā)現，多數新生代農民工每天工作時間超過8小時，如果新生代農民工每天正常工作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民工相比，在法定工作時間內的新生代農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元以上的新生代農民工城市融入能力增加了0.90倍，所以假設H2c得到驗證。總之，如果新生代農民工信息建設能力較強，那么就越有利于該群體的城市融入，所以假設H2得到驗證。

在模型2中，納入新生代農民工信息獲取變量，即就業(yè)信息獲取、維權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民工城市融入存在顯著性影響。第二，在信息建設能力變量中，新生代農民工收入在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)技術獲得就業(yè)信息相比，通過現代技術獲得就業(yè)信息的新生代農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H3a得到驗證。但總體來說，新生代農民工通過現代技術獲取就業(yè)信息能力還不夠，需要進一步提升。新生代農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象，因此，利用現代技術來維權能夠促進該群體適應城市生活。在模型2中可以看出，與通過傳統(tǒng)技術獲得維權信息相比，通過現代技術獲得維權信息的新生代農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，維權信息獲得變量對其城市融入存在顯著影響，假設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，如果用現代技術（如上文所說的微信、微博、網絡以及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）對其城市融入產生不利影響。在模型2中，與通過傳統(tǒng)技術獲得社會資本信息相比，通過現代技術獲得社會資本信息的新生代農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H3c得到驗證?？傊绻律r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H3得到驗證。endprint

在模型3中，納入新生代農民工信息運用變量，即網絡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民工收入在1500-2500元變量不顯著外，其他變量都存在顯著關系。從信息運用變量中可以看出，新生代農民工對網絡信息能否充分利用對其城市融入產生很大影響。網絡信息屬于公共資源，對全社會是開放的，如果新生代農民工在這開放環(huán)境中，能夠將網絡信息為自己所用，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絡信息相比，能夠充分利用網絡信息的新生代農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，網絡信息運用變量對其城市融入存在顯著影響，假設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H4b得到驗證。

5 結語

文章利用安徽省調查數據研究發(fā)現，新生代農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。模型回歸結果表明：第一，傳統(tǒng)變量中，性別與政治資本對新生代農民工城市融入并不產生顯著影響，與非獨生子女相比，是獨生子女的新生代農民工群體易于融入城市生活。第二，信息能力建設變量對新生代農民工城市融入有顯著影響，新生代農民工城市融入程度與受教育程度和收入水平正相關，而與工作時間反相關。第三，新生代農民工信心獲取能力會顯著影響群體的城市融入，新生代農民工利用現代技術獲取就業(yè)信息、維權信息以及社會資本信息，會促進該群體的城市融入。第四，如果新生代農民工能夠充分利用網絡信息和政策信息，那么就業(yè)越有利于該群體融入城市生活。

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[15] 鄭松泰.“信息主導”背景下農民工的生存狀態(tài)和身份認同[J].社會學研究，2010，（2）：106-117.

責任編輯：蔣亞林endprint

在模型3中，納入新生代農民工信息運用變量，即網絡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民工收入在1500-2500元變量不顯著外，其他變量都存在顯著關系。從信息運用變量中可以看出，新生代農民工對網絡信息能否充分利用對其城市融入產生很大影響。網絡信息屬于公共資源，對全社會是開放的，如果新生代農民工在這開放環(huán)境中，能夠將網絡信息為自己所用，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絡信息相比，能夠充分利用網絡信息的新生代農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，網絡信息運用變量對其城市融入存在顯著影響，假設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H4b得到驗證。

5 結語

文章利用安徽省調查數據研究發(fā)現，新生代農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。模型回歸結果表明：第一，傳統(tǒng)變量中，性別與政治資本對新生代農民工城市融入并不產生顯著影響，與非獨生子女相比，是獨生子女的新生代農民工群體易于融入城市生活。第二，信息能力建設變量對新生代農民工城市融入有顯著影響，新生代農民工城市融入程度與受教育程度和收入水平正相關，而與工作時間反相關。第三，新生代農民工信心獲取能力會顯著影響群體的城市融入，新生代農民工利用現代技術獲取就業(yè)信息、維權信息以及社會資本信息，會促進該群體的城市融入。第四，如果新生代農民工能夠充分利用網絡信息和政策信息，那么就業(yè)越有利于該群體融入城市生活。

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[15] 鄭松泰.“信息主導”背景下農民工的生存狀態(tài)和身份認同[J].社會學研究，2010，（2）：106-117.

責任編輯：蔣亞林endprint

在模型3中，納入新生代農民工信息運用變量，即網絡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民工收入在1500-2500元變量不顯著外，其他變量都存在顯著關系。從信息運用變量中可以看出，新生代農民工對網絡信息能否充分利用對其城市融入產生很大影響。網絡信息屬于公共資源，對全社會是開放的，如果新生代農民工在這開放環(huán)境中，能夠將網絡信息為自己所用，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絡信息相比，能夠充分利用網絡信息的新生代農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，網絡信息運用變量對其城市融入存在顯著影響，假設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H4b得到驗證。

5 結語

文章利用安徽省調查數據研究發(fā)現，新生代農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。模型回歸結果表明：第一，傳統(tǒng)變量中，性別與政治資本對新生代農民工城市融入并不產生顯著影響，與非獨生子女相比，是獨生子女的新生代農民工群體易于融入城市生活。第二，信息能力建設變量對新生代農民工城市融入有顯著影響，新生代農民工城市融入程度與受教育程度和收入水平正相關，而與工作時間反相關。第三，新生代農民工信心獲取能力會顯著影響群體的城市融入，新生代農民工利用現代技術獲取就業(yè)信息、維權信息以及社會資本信息，會促進該群體的城市融入。第四，如果新生代農民工能夠充分利用網絡信息和政策信息，那么就業(yè)越有利于該群體融入城市生活。

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