常偉，馬詩雨

(1.安徽大學(xué) 創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略研究院，安徽 合肥 230039；2.安徽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601)

一、問題的提出與相關(guān)研究回顧

十九大報告提出了實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，2018年中央一號文件《中共中央國務(wù)院關(guān)于實施鄉(xiāng)村戰(zhàn)略的意見》充分反映出黨中央實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的決心。2019年一號文件《中共中央 國務(wù)院關(guān)于堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展做好“三農(nóng)”工作的若干意見》強(qiáng)調(diào)“發(fā)展壯大鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)，扎實推進(jìn)鄉(xiāng)村建設(shè)”。2020年中央一號文件《中共中央國務(wù)院關(guān)于抓好“三農(nóng)”領(lǐng)域重點工作確保如期實現(xiàn)全面小康的意見》提出“對標(biāo)全面建成小康社會加快補(bǔ)上農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)短板”。

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施和全面小康的實現(xiàn)均離不開農(nóng)民工的參與，根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的《2018年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》，2018年農(nóng)民工總量為28 836萬人，其中1980年及以后出生的新生代農(nóng)民工占全國農(nóng)民工總量的51.5%，在新生代農(nóng)民工中，“80后”占50.4%；“90后”占43.2%；“00后”占6.4%。隨著農(nóng)民工的大量外出，“誰來務(wù)農(nóng)”日益成為一個引起廣泛關(guān)注的問題，農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿受哪些因素影響，如何引導(dǎo)農(nóng)民工有序分流等成為我國在大力實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中需要解決的問題。

國內(nèi)有很多學(xué)者研究農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿這一問題。就農(nóng)民工群體特征而言，有學(xué)者指出農(nóng)民工是雙重邊緣人，他們既難以融入城市，也難以回歸鄉(xiāng)土[1]，隨著時間的不斷推移，農(nóng)民工這一大群體的內(nèi)部已經(jīng)發(fā)生了嚴(yán)重的代際分化，應(yīng)從第一代農(nóng)民工和新生代農(nóng)民工兩個方面對影響因素進(jìn)行分析探究[1-2]。與老一代農(nóng)民工相比，新生代農(nóng)民工文化水平普遍較高，更可能成為技能型勞動力，也擁有更加強(qiáng)烈的融入城市生活的意愿[3]。但由于他們只經(jīng)歷過讀書和打工的新生代農(nóng)民工，對農(nóng)業(yè)并不熟悉，缺乏感情，不愿意返鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)[1]，務(wù)農(nóng)意愿較低[4-5]，但受收入水平、文化程度以及制度等因素的制約也難以真正融入城市生活[1]。與之相對照，1980年以后出生的農(nóng)村勞動力務(wù)農(nóng)意愿較低，農(nóng)村務(wù)農(nóng)勞動力有著較為明顯的老齡化、女性化、低素質(zhì)化及兼業(yè)化趨勢[4]。就影響因素而言，年齡大、文化程度低[5]、家鄉(xiāng)消費觀念[6]對新生代農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿有正向影響，家鄉(xiāng)社會風(fēng)氣[6]、不懂農(nóng)業(yè)技術(shù)、農(nóng)業(yè)收入低、從事農(nóng)業(yè)沒面子[5]、家鄉(xiāng)政府農(nóng)業(yè)支持力度[6]對新生代農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿有負(fù)向影響。務(wù)農(nóng)機(jī)會成本、務(wù)農(nóng)動力、規(guī)模經(jīng)營障礙及文化歧視性壓力對新生代農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿也有著顯著影響[7]。農(nóng)民工的配偶是否在家務(wù)農(nóng)，農(nóng)業(yè)是否為主要收入來源以及定居地選擇等也對農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)選擇有顯著影響[6]。個人因素在是否務(wù)農(nóng)決策中的作用大于家庭因素[8]。農(nóng)民工隨遷子女的入學(xué)門檻、升學(xué)限制等教育問題對農(nóng)民工的流動性有著重要影響，隨著教育均衡政策的不斷完善，農(nóng)民工父母更愿意在務(wù)工地獲得穩(wěn)定工作，在務(wù)工地生活[9]。

相關(guān)研究為筆者提供了必要基礎(chǔ)，但大多數(shù)研究僅僅關(guān)注新生代農(nóng)民工，而忽視了在農(nóng)民工總數(shù)中占比依然很高的第一代農(nóng)民工，或者將新生代農(nóng)民工與第一代農(nóng)民工分開進(jìn)行單獨研究，這使得相關(guān)研究具有一定片面性。不僅如此，對于代際差異何以影響農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的相關(guān)機(jī)制仍缺乏進(jìn)一步研究。對此，本研究將是否為新生代農(nóng)民工作為解釋變量引入模型，并引入個人特征、家庭特征、務(wù)工因素、定居地選擇以及農(nóng)業(yè)認(rèn)知5個方面的變量作為控制變量，探究農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿是否存在代際差異，進(jìn)一步探究代際差異影響農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的作用機(jī)制。與已有研究相比，本研究不僅考察了兩代農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿差異，而且考察了代際差異是如何影響農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿的。

本研究結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分為問題的提出與相關(guān)研究回顧，主要交代了研究背景，并回顧了與之有關(guān)的相關(guān)研究；第二部分為數(shù)據(jù)來源與變量定義，主要交代了數(shù)據(jù)來源，并對于相關(guān)變量予以定義；第三部分為農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的代際差異研究，運用Logit模型考察了代際差異對農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的影響；第四部分為了代際差異影響農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的作用機(jī)制，運用含交互項的Logit交互回歸模型研究了代際差異影響農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的作用機(jī)制，在此基礎(chǔ)上，最后一部分給出研究結(jié)論與政策啟示。

二、數(shù)據(jù)來源與變量定義

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究所采用的數(shù)據(jù)來自于課題組2013—2015年春節(jié)期間組織的關(guān)于新生代農(nóng)民工的調(diào)研項目，調(diào)研主要由安徽大學(xué)在校同學(xué)在自己所在的村落采取隨機(jī)抽樣展開，由于不存在信任問題問題，數(shù)據(jù)較為真實可靠。調(diào)研活動涉及安徽、山東、湖北、浙江、上海、重慶、江蘇、山西等多個省份，調(diào)查包括農(nóng)民工的個人基本情況、家庭經(jīng)濟(jì)情況、在外打工工作情況、在外打工生活情況、對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的看法以及對農(nóng)村政策和公共管理的看法等六個部分內(nèi)容。在調(diào)研中，課題組一共向農(nóng)民工發(fā)放問卷2290份，回收有效問卷2058份，有效率達(dá)89.7%，其中涉及本研究內(nèi)容的共有1505份有效問卷。就調(diào)查結(jié)果而言，具有樣本分布較廣，不存在信息不對稱，可以較好地反應(yīng)農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿、生活水平等真實狀況。

(二)樣本基本特征

在被調(diào)查的1505位農(nóng)民工中，有257位表示有務(wù)農(nóng)意愿。已婚農(nóng)民工占被調(diào)查農(nóng)民工的大多數(shù)，而且與未婚農(nóng)民工相比務(wù)農(nóng)意愿更強(qiáng)，新生代農(nóng)民工人數(shù)遠(yuǎn)多于第一代農(nóng)民工，占總?cè)藬?shù)的71.63%，但新生代農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿較弱，僅有約11.8%的人愿意務(wù)農(nóng)，就受教育程度來看，70.3%的農(nóng)民工只接受過初中、高中或中專教育，但務(wù)農(nóng)意愿與受教育程度呈反比，受教育程度較高的農(nóng)民工，務(wù)農(nóng)意愿反而比較弱，僅接受過小學(xué)及以下水平教育的農(nóng)民工中愿意務(wù)農(nóng)人數(shù)最多，占比約26.9%，就務(wù)工地點而言，67.6%的農(nóng)民工選擇去外地打工，而且與本地務(wù)工的農(nóng)民工相比，他們務(wù)農(nóng)意愿更弱，僅有15.91%的人愿意務(wù)農(nóng)，就務(wù)工月收入而言，大多數(shù)農(nóng)民工的收入在2000～4000元，但務(wù)農(nóng)意愿與收入呈反方向變動，收入越低，愿意務(wù)農(nóng)的人數(shù)越多，收入越高，愿意務(wù)農(nóng)的人數(shù)越少。

(三)變量定義

影響農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的因素較多，根據(jù)相關(guān)研究成果以及具體調(diào)研情況，本研究將是否為新生代農(nóng)民工作為主要解釋變量，并從以下幾個方面探究農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的影響因素：1)個人特征，包括婚姻狀況和受教育程度；2)家庭特征，包括家庭人口、相對收入狀況與收入來源；3)務(wù)工因素，包括務(wù)工地點、從事制造業(yè)以及務(wù)工月收入； 4)定居地選擇，包括已經(jīng)或計劃在哪買房；5)農(nóng)業(yè)認(rèn)知，包括不懂農(nóng)業(yè)技術(shù)、農(nóng)業(yè)不賺錢以及農(nóng)業(yè)太苦太累。各變量的類型、定義、取值范圍等具體內(nèi)容如表1所示。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計

三、農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的代際差異研究

(一)模型選擇

本研究擬基于代際差異視角下探究農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿。其中，作為被解釋變量的務(wù)農(nóng)意愿是二元離散變量，用0和1表示，因此，考慮使用二元選擇模型，結(jié)合研究目的以及變量的具體特征，選擇使用Logit模型進(jìn)行分析研究。其模型形式是：

(1)

將上式進(jìn)行整理可得：

(2)

將上式兩邊取對數(shù)，得到Logit模型的線性表達(dá)式：

將Logit模型的線性表達(dá)式調(diào)整后，得到以下模型：

觀察時間為4周，①有效：4周內(nèi)尿床次數(shù)減少≥90%。②部分有效：4周內(nèi)尿床次數(shù)減少50%～89%。③無效：4周內(nèi)尿床次數(shù)減少＜50%。④復(fù)發(fā)：4周內(nèi)夜間尿床較治療前增加。

Y=α+β0X+ε

(3)

Y=α+β0X+β1Z+ε

(4)

其中，Y為因變量農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿，X為主要解釋變量是否新生代農(nóng)民工，Z為控制變量，α為常數(shù)，β0、β1表示主要解釋變量和控制變量的系數(shù)，可以利用最大似然估計法算出，ε為隨機(jī)干擾項?？紤]到同一地方同一時期或同一地方不同時期的農(nóng)民工之間，在行為決策上往往會彼此間相互影響，使擾動項可能存在自相關(guān)，這里通過使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤解決此問題。

(二)農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿是否存在顯著代際差異

利用stata12軟件分別對方程(3)和方程(4)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表2所示。其中，模型(3)中只包括主要解釋變量是否為新生代農(nóng)民工，模型(4)中加入控制變量，包括個人特征、家庭特征、務(wù)工因素、定居地選擇以及農(nóng)業(yè)認(rèn)知5個方面。

綜合模型1、2的回歸結(jié)果可以看出，農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿確實存在著顯著的代際差異。是否新生代農(nóng)民工均在1%的水平上顯著，且系數(shù)均為負(fù)，說明與第一代農(nóng)民工相比，新生代農(nóng)民工更不愿意務(wù)農(nóng)，一方面，可能是因為第一代農(nóng)民工雖在城市打拼多年，但年齡問題以及受教育程度較低等問題卻使他們大都只能從事一些工資較低的體力勞動，較難真正融入城市生活，也就更有務(wù)農(nóng)意愿，這在一定程度上反映出很多農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)選擇其實是被動選擇的結(jié)果。另一方面，很多新生代農(nóng)民工并沒有真正務(wù)過農(nóng)，他們對農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)地并沒有父輩那樣強(qiáng)烈的感情，他們更渴望城鎮(zhèn)便利的生活，務(wù)農(nóng)意愿更弱。

表2 農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的代際差異回歸結(jié)果(不含交互項)

注：“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著

(三)兩代農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿影響因素的差異

在上述分析的基礎(chǔ)上，分別運用Logit模型對于兩代農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿進(jìn)行考察，回歸結(jié)果如表3所示。其中模型3為第一代農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿影響因素，模型4為新生代農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿影響因素。

表3 兩代農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿影響因素差異的回歸結(jié)果

注：“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著

由表3統(tǒng)計檢驗結(jié)果可知，模型整體擬合較好，不同因素對兩代農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的影響也有所不同，具體如下：

在個人特征中，婚姻狀況對新生代農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿有顯著影響，但對第一代農(nóng)民工的影響并不顯著，系數(shù)為正，說明已婚新生代農(nóng)民工比未婚新生代農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿更強(qiáng)，可能是因為很多已婚新生代農(nóng)民工的父母、配偶、子女依然在農(nóng)村，農(nóng)村對于他們更有家的意義，他們更愿意今后返鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)。受教育程度對新生代農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿有顯著影響，但對第一代農(nóng)民工的影響并不顯著，系數(shù)均為負(fù)，說明與受教育程度較高的農(nóng)民工相比，受教育程度低的農(nóng)民工更愿意務(wù)農(nóng)，其原因在于教育程度較低使他們大都只能從事一些工資較低的體力勞動，往往較難真正融入到城市生活中，因而務(wù)農(nóng)意愿更強(qiáng)烈。

在家庭特征中，家庭人口對第一代農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿有顯著影響，但對新生代農(nóng)民工的影響并不顯著，家庭人口更多的第一代農(nóng)民工更不愿意務(wù)農(nóng)，原因可能是務(wù)農(nóng)風(fēng)險較大，收益較低，難以緩解人口較多帶來的經(jīng)濟(jì)壓力。相對收入狀況對兩代農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿均有影響，但影響程度有所差異，與第一代農(nóng)民工相比，相對收入狀況對新生代農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿影響更大，可能是與第一代農(nóng)民工相比，新生代農(nóng)民工更需要考慮父母和子女，家庭相對收入狀況比較差，說明其外出打工并沒有使生活水平變得更好，而且難以負(fù)擔(dān)子女在務(wù)工地高昂的學(xué)費，為了改變一家人兩地分居的局面，其更愿意選擇務(wù)農(nóng)。家庭收入來源中，種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)收入對兩代農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿均有影響，但影響程度有所差異，對第一代農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿影響更大，外出打工收入對第一代農(nóng)民工的務(wù)農(nóng)意愿有顯著影響，但對新生代農(nóng)民工的影響并不顯著，土地承包費收入對兩代農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的影響均在1%的水平上顯著，原因在于對于依靠工資收入、經(jīng)營收入，而與農(nóng)業(yè)、土地相脫離的新生代農(nóng)民工，他們不依靠務(wù)農(nóng)生活，而且與第一代農(nóng)民工相比，他們對務(wù)農(nóng)也沒有過多的經(jīng)驗與感情。

在定居地選擇中，定居意愿對兩代農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的影響均在1%的水平上顯著，且系數(shù)為正，說明定居地選擇在村里面的農(nóng)民工更愿意務(wù)農(nóng)，可能是因為已經(jīng)或計劃在農(nóng)村蓋了房子，其在外出打工之前或者外出打工的過程中就已規(guī)劃好了將來的農(nóng)村生活，出去打工只是想多掙一些錢，他們對城市生活并沒有過多的向往和憧憬，以后重新務(wù)農(nóng)的意愿更強(qiáng)烈。

在農(nóng)業(yè)認(rèn)知中，不懂農(nóng)業(yè)技術(shù)、農(nóng)業(yè)不賺錢均對兩代農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿有顯著影響，但農(nóng)業(yè)太苦太累對新生代農(nóng)民工的影響并不顯著，不懂農(nóng)業(yè)技術(shù)對新生代農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的影響程度也比第一代農(nóng)民工弱。這可能是因為新生代農(nóng)民工中真正長期從事過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的很少，對于農(nóng)業(yè)的辛苦沒有深刻體會所致。

四、代際差異影響農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的作用機(jī)制

(一)模型選擇

在考察了代際差異對農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的影響基礎(chǔ)上，為進(jìn)一步探究代際差異究竟是直接影響還是間接影響農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿，引入含交互項的Logit交互回歸模型，在模型(4)的基礎(chǔ)上加入是否新生代農(nóng)民工與控制變量的交互項。

Y=β0+β1iXi+β2iZi+β3XiZi+ε(5)

如果β0不為零，β3為零，說明代際差異主要是直接影響農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿，如果β0為零，β3不為零，說明代際差異主要是間接影響農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿，如果β0不為零，β3也不為零，說明代際差異對農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿既有直接影響，也有間接影響。

(二)回歸結(jié)果

模型(5)中同時加入控制變量以及是否新生代農(nóng)民工與控制變量的交互項，并對回歸結(jié)果在10%的顯著性水平下進(jìn)行化簡，化簡結(jié)果如表4所示。

(三)對于結(jié)果的進(jìn)一步討論

從表4的回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，模型整體擬合較好，是否新生代農(nóng)民工對被解釋變量農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的影響既有直接影響也有間接影響，是否新生代農(nóng)民工與其中一些控制變量一起對農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿有交互作用。具體分析如下：

表4 代際差異影響農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的作用機(jī)制回歸結(jié)果

注：“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著

家庭人口對農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿存在增強(qiáng)性交互關(guān)系。新生代農(nóng)民工往往既需要贍養(yǎng)父母，也需要養(yǎng)育子女，面臨著較大的經(jīng)濟(jì)壓力，而家庭人口較多也使其無力承擔(dān)起子女在務(wù)工地高昂的學(xué)費，不高的務(wù)工收入往往使其一家人分居兩地，很少團(tuán)聚，為了陪伴教育子女不得不回鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)。

家庭收入來源中的種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)收入、外出打工收入對農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿存在干擾性交互關(guān)系。家庭收入主要來源于種植業(yè)的新生代農(nóng)民工，他們對于糧食價格不斷下跌，務(wù)農(nóng)成本不斷提高這一現(xiàn)實有著深刻體會，因此務(wù)農(nóng)意愿較弱，家庭收入主要來源于養(yǎng)殖業(yè)和外出打工的新生代農(nóng)民工主要通過養(yǎng)殖業(yè)和打工收入保證其生活，他們沒有長期務(wù)農(nóng)積累的經(jīng)驗與感情，如果務(wù)農(nóng)不能提高其生活水平，他們將不愿務(wù)農(nóng)。

務(wù)工地點對農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿存在增強(qiáng)性交互關(guān)系。在本地務(wù)工的新生代農(nóng)民工之所以務(wù)農(nóng)意愿較強(qiáng)，這是基于過去生活經(jīng)歷使其產(chǎn)生了農(nóng)村生活的留戀，而本地務(wù)工也使得其距離家庭農(nóng)業(yè)勞動較接近，在本地工作閑暇之余可以到農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)勞動。

務(wù)工月收入對農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿存在增強(qiáng)性交互關(guān)系。務(wù)工月收入較高的新生代農(nóng)民工愿意務(wù)農(nóng)意愿更強(qiáng)，這在很大程度上是因為在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的大背景下，一些新聞媒體的過度宣傳使得收入較高的新生代農(nóng)民工對農(nóng)業(yè)產(chǎn)生了不切實際的期望，認(rèn)為回到農(nóng)村務(wù)農(nóng)從事現(xiàn)代農(nóng)業(yè)會掙到更多錢，獲得更多收益。

五、結(jié)論與政策啟示

基于代際差異視角，利用2013—2015年安徽、湖北、浙江、江蘇等多個省份的1505份農(nóng)民工調(diào)查資料，運用Logit模型，研究了農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的影響因素以及代際差異影響農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿的作用機(jī)制，得出如下結(jié)論：農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿代際差異顯著；與第一代農(nóng)民工相比，新生代農(nóng)民工更不愿意務(wù)農(nóng)；家庭人口、相對收入狀況、種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)收入、外出打工收入、土地承包費收入、務(wù)工地點、從事建筑業(yè)、務(wù)工月收入、定居意愿、不懂農(nóng)業(yè)技術(shù)、農(nóng)業(yè)不賺錢、農(nóng)業(yè)太苦太累對第一代農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿有顯著影響，婚姻狀況、受教育程度、相對收入狀況、種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)收入、土地承包費收入、務(wù)工地點、從事建筑業(yè)、定居意愿、不懂農(nóng)業(yè)技術(shù)、農(nóng)業(yè)不賺錢對新生代農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿有顯著影響。研究結(jié)果還表明代際差異對于農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿既具有直接影響，又具有間接影響，此外，家庭收入來源中的種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)收入、外出打工收入與代際差異因素對農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿存在干擾性交互關(guān)系，家庭人口、務(wù)工地點、務(wù)工月收入與代際差異因素對農(nóng)民工務(wù)農(nóng)意愿存在增強(qiáng)性交互關(guān)系。

基于以上研究結(jié)論，本研究的政策含義如下：

一方面，應(yīng)不斷完善我國的人口流動政策，促進(jìn)農(nóng)民工有序分流。對于那些不愿務(wù)農(nóng)的農(nóng)民工而言，尤其是那些新生代農(nóng)民工而言，應(yīng)幫助其真正融入到城鎮(zhèn)生活中去，在務(wù)工地實現(xiàn)就地市民化。對于那些愿意務(wù)農(nóng)的農(nóng)民工而言，有序推進(jìn)各項配套制度改革，不斷建設(shè)一批生活設(shè)施，進(jìn)一步改善農(nóng)村生活條件，改善農(nóng)村生產(chǎn)生活環(huán)境，使回鄉(xiāng)生活水平不斷上升，至少也應(yīng)不因從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而顯著下降，使務(wù)農(nóng)不再是一種被動選擇，這對于實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興尤為重要。

另一方面，在鄉(xiāng)村振興的大背景下，結(jié)合城鄉(xiāng)人口分布的動態(tài)變化，合理安排農(nóng)村公共產(chǎn)品供給，進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)供給方面存在的較大差異，實現(xiàn)城鄉(xiāng)發(fā)展一體化。綜合使用綠箱政策，通過向人力資本信息基礎(chǔ)設(shè)施投資，進(jìn)一步降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成本，讓那些愿意務(wù)農(nóng)的人們可以回到農(nóng)村安心務(wù)農(nóng)，不斷提高農(nóng)業(yè)的綜合效益，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化。