新生代农民工信息能力与城市融入研究

杨哲　王茂福

摘 要：基于对安徽省602份新生代农民工问卷调查，应用 Logistic 回归分析法，考察新生代农民工群体信息能力因素对于其城市融入影响。研究发现：信息能力三个核心指标中，信息建设能力、信息获取能力以及信息运用能力显著影响新生代农民工的城市融入；基准模型中，性别变量和政治资本变量对其城市融入影响并不显著，而是否是独生子女对其城市融入存在显著影响。研究显示：合适的信息能力支持政策既有利于新生代农民工的城市融入，也有利于促进城市化健康稳定的发展。

关键词：新生代农民工；信息能力；城市融入

中图分类号：C912 文献标识码：A

文章编号：1674-4144（2014）-08-29（5）

1 问题的提出

依据国家统计局2010年在10个省进行的新生代农民工专项调查，发现在所有外出农民工中，新生代农民工即80年之后出生的外出农民工比例超过一半，占58.4%。按照2009年外出从业6个月及以上的外出农民工14533万人的总量来推算，新生代农民工已达到8487万人，占全部外出农民工总数的58.4%，已成为外出农民工的主体。新生代农民工是为城市经济社会发展向前推进的重要力量之一，但新生代农民工同时面临难以融入城市的生活的问题。那么，究竟是哪些因素影响着新生代农民工城市融入？学者从下列多个角度进行了研究：第一，从自身素养视角研究。新生代农民工的人力资本、收入水平以及就业能力是决定其城市融入程度的主要因素（江立华，2003；李培林、李炜，2007；何军，2011；罗恩立，2012）。第二，从社会资本视角研究。诸多学者（Granovetter，1985；Nan Lin，1995；刘传江、周玲，2004；张春泥、刘林平，2008；边燕杰，2012）研究发现，社会资本或者说社会关系网络与社会融入具有密切联系，较强的人际关系纽带有助于社会融入。第三、从新制度主义范式研究。在新制度主义范式下，我国特有城乡二元社会体制所形成的制度安排，如户籍制度、就业制度、教育制度、住房制度、土地制度以及社会保障制度等，是影响农民工城市融入的重要因素（朱力，2002；陆学艺，2003；李友梅，2007；孙立平，2011；王春光，2012）。然而在以往研究中，学者们还几乎没有从信息能力的视角来阐述新生代农民工城市融入问题。实际上，信息能力变量会直接影响新生代农民工城市就业与生存发展的状态，从而影响该群体是否能够融入城市生活。

2 理论基础与研究假设

如上所述，已有研究从理论与经验实证两方面检验了新生代农民工城市融入的影响因素，但在现有研究中，从微观信息能力视角考察新生代农民工城市融入的较少。文章基于已有的研究框架，依托信息经济学理论，提出新生代农民工的信息能力概念。通常情况下信息能力是指信息技能，包括确定信息需求的时机，选择信息源高效获取信息、处理评估信息、有效利用信息的能力。1989年美国图书馆协会在信息能力总统委员会的报告中将其定义为：“认识到何时需要信息及准确定位、评价并有效利用所需信息的能力。”而文章中新生代农民工信息能力是指新生代农民工信息建设能力、新生代农民工信息获取能力，以及新生代农民工信息运用能力。

文章基于新生代农民工自身素养以及信息能力定义，提出以下假设：

H1：传统变量对新生代农民工城市融入也产生显著影响。

H1a：男性新生代农民工比女性新生代农民工更加适应城市生活；

H1b：党员新生代农民工群体比非党员的群体更加适应城市生活。

H1c：独生子女新生代农民工群体比非独生子女群体更加适应城市生活；

H2：新生代农民工信息建设能力对其城市融入有显著影响。

H2a：新生代农民工受教育水平越高越有利于城市融入；

H2b：新生代农民工城市工作强度越大越不利于城市融入；

H2c：新生代农民工收入越高越有利于城市融入。

H3：新生代农民工信息获取能力对其城市融入有显著影响。

H3a：新生代农民工能通过现代技术获取就业信息就有利于其城市融入；

H3b：新生代农民工能通过现代技术获取维权信息就有利于其城市融入；

H3c：新生代农民工通过现代技术获取社会资本信息就有利于其城市融入。

H4：新生代农民工信息运用能力对其城市融入有显著影响。

H4a：新生代农民工能够充分利用网络信息就有利于其城市融入；

H4b：新生代农民工能够充分利用政策信息就利于其城市融入。

3 研究设计

3.1 样本来源于统计描述

文章调查方法采用判断抽样，选择安徽省马鞍山花山区、芜湖镜湖区、合肥庐江县、阜阳颍上县以及淮北濉溪县为调查点，2012年7—10月课题组成员在选定农村地区对18-35周岁农村青年进行调研，在各个调研区，课题组成员采用随机抽样的方法，共发放问卷400份，每个地区80份，从五个市农村地区分别收回78份、77份、79份、79份和78份，共收回391，剔除数据缺失与填写有误等原因的失效问卷39份，实际有效问卷为352份。在2013年1—3月，课题组成员在选定农村地区追踪调查，共发放300份问卷，每个地区60份，从五个市农村地区分别收回58份、56份、58份、58份和58份，共收回288份，剔除数据缺失与填写有误等原因的失效问卷38份，实际有效问卷为250份。故两次调研共收到有效问卷602份，有效率为86%。调研中问及被调查者在城市生活中重要信息如何获得，其结果如表1所示：

从表1中可以看出，新生代农民工城市生活，信息最重要的来源是同事，占总数的44.5%，而信息来源于手机和网络的，分别占总数的23.8%和17.6%，这两项的和为41.4%，说明新生代农民工信息主要来自传统的渠道，通过现代技术获取信息未成为主流。endprint

表2是有关本文自变量定义和描述性统计，从表2中可以看出，新生代农民工男女性别比例为61%，男性新生代农民工的比例要高于女性，这与我国农村人口流动特点基本相符，男性流动次数要高于女性。受访者是党员的均值为0.10，表明大部分新生代农民工政治面貌是非党员，从而进一步说明该群体政治资本相对薄弱。新生代农民工是否是独生子女的均值为0.27，说明部分农村家庭也响应国家计划生育政策，执行一孩半政策。文章受教育指标设计，考虑义务制教育影响，所以设计9年及以下都是属于义务教育阶段，9年以上都是属于非义务教育阶段。从表2中可以看出，平均受教育均值为0.57，说明新生代农民工文化水平有了进一步提高，人均受教育水平与初中毕业水平相当。工作时间的均值为0.33，说明多数新生代农民工工作强度较大，超过正常工作时间，但新生代农民工月收入均值为1.97，与工作时间并非是正相关关系，月收入大约为2500元左右。调研中，现代技术是指网络、手机、微信、微博以及QQ等，非现代技术也称传统技术，是指传统的报纸、熟人告知以及电视等。通过表2可以看出，新生代农民工就业信息获得变量均值为0.64，说明新生代农民工多数通过现代技术获得信息，而维权信息与社会资本信息获得，多数还是非现代技术即传统方式获得。调研中发现，多数新生代农民工对政府与所在企业出台政策信息，能够充分消化并吸收，如表2所示，政策信息利用变量的均值为0.70，说明多数新生代农民工能够充分利用政策信息为自己所用，而对于网络信息应用变量的均值为0.10，说明少数新生代农民工能够充分利用网络信息。

3.2 研究方法

对于因变量城市融入，本文采用Y=1表示新生代农民工能够融入城市社会生活，Y=0表示新生代农民工不能够融入城市社会生活，调查发现，23%新生代农民工适应城市社会生活，而绝大部分新生代农民工群体不能适应城市社会生活。由于因变量是二分类变量，文章采用模型进行估计：

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

logit模型采用的是最大似然法进行估计，其中yi是第i新生代农民工城市融入情况，xi是自变量，bi是自变量的回归系数。

4 研究成果

依据前文设计，文章的数据对假设H1、假设H2、假设H3以及假设H4进行检验，表3显示了影响新生代农民工城市融入的因素logit估计值，包括基准模型与扩展模型（模型1、模型2、模型3），分别检验假设H1-4。

从基准模型来看，除了是否是独生子女变量显著外，其它变量均不显著。说明性别与政治资本变量对新生代农民工城市融入不产生显著影响，这与假设H1a和H1b不一致，所以假设H1a和H1b得不到验证。从表3中可以看出，独生子女新生代农民工城市融入能力是非独生子女的1.54倍，在控制模型其他变量不变的条件下，是否是独生子女对其城市融入存在显著影响。这表明，新生代独生子女农民工，其家庭负担相对非独生子女家庭来说不是很重，可以为该群体在城市生活提供强有力的支持，假设H1c得到验证。

在模型1中，控制上述基本特征变量后，输入新生代农民工信息建设能力变量，即受教育水平、工作时间和收入，整个模型的解释力提高了3.84%。尽管性别变量对于新生代农民工城市融入没有显著影响，但其余变量影响却十分显著。政治资本变量有原来不显著转变为显著。在模型1中，是党员的新生代农民工城市适应能力比非党员增加了1.29倍，在控制模型其他变量不变的条件下，新生代农民工政治资本变量对其城市融入存在显著影响。相对与9年制义务教育而言，当新生代农民工受教育年限超过9年，其城市融入能力增加了0.54倍，在控制模型其他变量不变的条件下，受教育水平变量对其城市融入存在显著影响，假设H2a得到验证。调研中发现，多数新生代农民工每天工作时间超过8小时，如果新生代农民工每天正常工作8小时，那么就有更多闲暇时间去获取自己需要的信息，所以说与平常都加班新生代农民工相比，在法定工作时间内的新生代农民工城市融入能力增加了0.68倍，在控制模型其他变量不变的条件下，工作时间变量对其城市融入存在显著影响，假设H2b得到验证。在模型1中，我们可以看出，收入变量对其城市融入存在显著影响，收入提高，新生代农民工城市融入能力就增强，在控制模型其他变量不变的条件下，与收入水平在1500元以下相比，收入在1500-2500元之间的新生代农民工城市融入能力增加了0.60倍，收入在2500元以上的新生代农民工城市融入能力增加了0.90倍，所以假设H2c得到验证。总之，如果新生代农民工信息建设能力较强，那么就越有利于该群体的城市融入，所以假设H2得到验证。

在模型2中，纳入新生代农民工信息获取变量，即就业信息获取、维权信息获取以及社会资本信息获取。从模型2中可看到，加入新生代农民工信息获取变量，整个模型的解释力提高了4.45%。从具体解释变量来看，第一，从基准模型中，性别变量仍然不显著，但政治资本变量对于新生代农民工城市融入存在显著性影响。第二，在信息建设能力变量中，新生代农民工收入在1500-2500之间，对其城市融入存在显著性影响消失，其他变量仍存在显著影响，显著性消失的原因在于新生代农民工在信息获得中需要支付更多费用。第三，在信息获取变量中，与通过传统技术获得就业信息相比，通过现代技术获得就业信息的新生代农民工城市融入能力增加了0.05倍，在控制模型其他变量不变的条件下，就业信息获得变量对其城市融入存在显著影响，假设H3a得到验证。但总体来说，新生代农民工通过现代技术获取就业信息能力还不够，需要进一步提升。新生代农民工在城市生活中会遇到拖欠工资、同工不同酬以及被歧视等现象，因此，利用现代技术来维权能够促进该群体适应城市生活。在模型2中可以看出，与通过传统技术获得维权信息相比，通过现代技术获得维权信息的新生代农民工城市融入能力增加了1.41倍，在控制模型其他变量不变的条件下，维权信息获得变量对其城市融入存在显著影响，假设H3b得到验证。对于模型2中，社会资本信息获得，在实际操作中利用交友方式来替代，如果用现代技术（如上文所说的微信、微博、网络以及QQ等）交友将促进该群体城市融入，而用传统方式（如老乡介绍、亲人介绍以及工友介绍等）对其城市融入产生不利影响。在模型2中，与通过传统技术获得社会资本信息相比，通过现代技术获得社会资本信息的新生代农民工城市融入能力增加了1.61倍，在控制模型其他变量不变的条件下，社会资本信息获得变量对其城市融入存在显著影响，假设H3c得到验证。总之，如果新生代农民工信息获取能力越强，就越有利于该群体的城市融入，所以假设H3得到验证。endprint

在模型3中，纳入新生代农民工信息运用变量，即网络信息的运用与政策信息运用。从模型3中可看到，加入新生代农民工信息运用变量，整个模型的解释力提高了0.046%。除了性别变量与新生代农民工收入在1500-2500元变量不显著外，其他变量都存在显著关系。从信息运用变量中可以看出，新生代农民工对网络信息能否充分利用对其城市融入产生很大影响。网络信息属于公共资源，对全社会是开放的，如果新生代农民工在这开放环境中，能够将网络信息为自己所用，那么就容易融入城市生活，在模型3中可以看出，与不能够充分利用网络信息相比，能够充分利用网络信息的新生代农民工城市融入能力增加了0.39倍，在控制模型其他变量不变的条件下，网络信息运用变量对其城市融入存在显著影响，假设H4a得到验证。在模型3政策信息变量运用中可以看出，能够充分利用企业政策信息和政府政策信息的新生代农民工城市融入能力增加了0.52倍，在控制模型其他变量不变的条件下，政策信息运用变量对其城市融入存在显著影响，假设H4b得到验证。

5 结语

文章利用安徽省调查数据研究发现，新生代农民工融入城市意愿较高，但实际融入城市生活存在众多阻碍，其中信息能力是制约其城市融入的重要变量。模型回归结果表明：第一，传统变量中，性别与政治资本对新生代农民工城市融入并不产生显著影响，与非独生子女相比，是独生子女的新生代农民工群体易于融入城市生活。第二，信息能力建设变量对新生代农民工城市融入有显著影响，新生代农民工城市融入程度与受教育程度和收入水平正相关，而与工作时间反相关。第三，新生代农民工信心获取能力会显著影响群体的城市融入，新生代农民工利用现代技术获取就业信息、维权信息以及社会资本信息，会促进该群体的城市融入。第四，如果新生代农民工能够充分利用网络信息和政策信息，那么就业越有利于该群体融入城市生活。

参考文献：

[1] 江立华.城市性与农民工的城市适应[J].社会科学研究，2003，（5）：92-96.

[2] 李培林，李炜.农民工在中国转型中的经济地位和社会态度[J].社会学研究，2007，（3）：1-15.

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[6] 刘传江，周玲.社会资本与农民工的城市融合[J].人口研究，2004，（9）：12-18.

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[10] 陆学艺.农村要进行第二次改革 进一步破除计划经济体制对农民的束缚[J].中国农村经济，2003，（1）：13-19.

[11] 李友梅.重塑转型期的社会认同[J].社会学研究，2007，（2）：83-86.

[12] 孙立平.走向积极的社会管理[J].社会学研究，2011，（4）：22-32.

[13] 王春光.加快城乡社会管理和服务体制的一体化改革[J].国家行政学院学报，2012，（2）：90-94.

[14] 梁辉.信息社会进程中农民工的人际传播网络与城市融入[J].中国人口·资源与环境， 2013，（1）：111-118.

[15] 郑松泰.“信息主导”背景下农民工的生存状态和身份认同[J].社会学研究，2010，（2）：106-117.

责任编辑：蒋亚林endprint

在模型3中，纳入新生代农民工信息运用变量，即网络信息的运用与政策信息运用。从模型3中可看到，加入新生代农民工信息运用变量，整个模型的解释力提高了0.046%。除了性别变量与新生代农民工收入在1500-2500元变量不显著外，其他变量都存在显著关系。从信息运用变量中可以看出，新生代农民工对网络信息能否充分利用对其城市融入产生很大影响。网络信息属于公共资源，对全社会是开放的，如果新生代农民工在这开放环境中，能够将网络信息为自己所用，那么就容易融入城市生活，在模型3中可以看出，与不能够充分利用网络信息相比，能够充分利用网络信息的新生代农民工城市融入能力增加了0.39倍，在控制模型其他变量不变的条件下，网络信息运用变量对其城市融入存在显著影响，假设H4a得到验证。在模型3政策信息变量运用中可以看出，能够充分利用企业政策信息和政府政策信息的新生代农民工城市融入能力增加了0.52倍，在控制模型其他变量不变的条件下，政策信息运用变量对其城市融入存在显著影响，假设H4b得到验证。

5 结语

文章利用安徽省调查数据研究发现，新生代农民工融入城市意愿较高，但实际融入城市生活存在众多阻碍，其中信息能力是制约其城市融入的重要变量。模型回归结果表明：第一，传统变量中，性别与政治资本对新生代农民工城市融入并不产生显著影响，与非独生子女相比，是独生子女的新生代农民工群体易于融入城市生活。第二，信息能力建设变量对新生代农民工城市融入有显著影响，新生代农民工城市融入程度与受教育程度和收入水平正相关，而与工作时间反相关。第三，新生代农民工信心获取能力会显著影响群体的城市融入，新生代农民工利用现代技术获取就业信息、维权信息以及社会资本信息，会促进该群体的城市融入。第四，如果新生代农民工能够充分利用网络信息和政策信息，那么就业越有利于该群体融入城市生活。

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[15] 郑松泰.“信息主导”背景下农民工的生存状态和身份认同[J].社会学研究，2010，（2）：106-117.

责任编辑：蒋亚林endprint

在模型3中，纳入新生代农民工信息运用变量，即网络信息的运用与政策信息运用。从模型3中可看到，加入新生代农民工信息运用变量，整个模型的解释力提高了0.046%。除了性别变量与新生代农民工收入在1500-2500元变量不显著外，其他变量都存在显著关系。从信息运用变量中可以看出，新生代农民工对网络信息能否充分利用对其城市融入产生很大影响。网络信息属于公共资源，对全社会是开放的，如果新生代农民工在这开放环境中，能够将网络信息为自己所用，那么就容易融入城市生活，在模型3中可以看出，与不能够充分利用网络信息相比，能够充分利用网络信息的新生代农民工城市融入能力增加了0.39倍，在控制模型其他变量不变的条件下，网络信息运用变量对其城市融入存在显著影响，假设H4a得到验证。在模型3政策信息变量运用中可以看出，能够充分利用企业政策信息和政府政策信息的新生代农民工城市融入能力增加了0.52倍，在控制模型其他变量不变的条件下，政策信息运用变量对其城市融入存在显著影响，假设H4b得到验证。

5 结语

文章利用安徽省调查数据研究发现，新生代农民工融入城市意愿较高，但实际融入城市生活存在众多阻碍，其中信息能力是制约其城市融入的重要变量。模型回归结果表明：第一，传统变量中，性别与政治资本对新生代农民工城市融入并不产生显著影响，与非独生子女相比，是独生子女的新生代农民工群体易于融入城市生活。第二，信息能力建设变量对新生代农民工城市融入有显著影响，新生代农民工城市融入程度与受教育程度和收入水平正相关，而与工作时间反相关。第三，新生代农民工信心获取能力会显著影响群体的城市融入，新生代农民工利用现代技术获取就业信息、维权信息以及社会资本信息，会促进该群体的城市融入。第四，如果新生代农民工能够充分利用网络信息和政策信息，那么就业越有利于该群体融入城市生活。

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