許莉莎 況 丹

（宜春職業(yè)技術(shù)學(xué)院，江西 宜春 336000）

0 引言

黨的十九大報告提出實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，促進農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，支持和鼓勵農(nóng)民就業(yè)創(chuàng)業(yè)，拓寬增收渠道。2022年中央一號文件提出促進農(nóng)民就地就近就業(yè)創(chuàng)業(yè)。隨著新型城鎮(zhèn)化建設(shè)、鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略及眾多扶持政策的出臺，農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)就業(yè)的意愿愈發(fā)強烈。新生代農(nóng)民工外出務(wù)工期間積累了大量的知識和技能，增長了見識，提高了信息化水平，比較容易接受和學(xué)習(xí)新事物。這些優(yōu)勢使其回到家鄉(xiāng)后能結(jié)合特有資源推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，形成以創(chuàng)業(yè)帶動當?shù)鼐蜆I(yè)、以就業(yè)促進創(chuàng)業(yè)的良性循環(huán)，推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)興旺。為了解江西省宜春市新生代農(nóng)民工的返鄉(xiāng)意愿及其返鄉(xiāng)意愿的影響因素，筆者利用宜春市流動人口數(shù)據(jù)進行分析，以期為政府和有關(guān)部門擬定支持返鄉(xiāng)農(nóng)民工就地就近就業(yè)創(chuàng)業(yè)政策提供理論參考。

1 返鄉(xiāng)意愿影響因素統(tǒng)計分析

學(xué)者最初將新生代農(nóng)民工定義為20世紀80年代后出生在農(nóng)村，從學(xué)校畢業(yè)后直接進入城鎮(zhèn)務(wù)工的青年勞動力群體。此后，學(xué)者又從經(jīng)濟職業(yè)、素質(zhì)水平、家庭出身等方面豐富了新生代農(nóng)民工的定義。結(jié)合已有研究，該文研究的新生代農(nóng)民工指的是16～45周歲、具有農(nóng)村戶籍的外出勞動力人口。根據(jù)研究內(nèi)容選用2017年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，包括基本信息、流動信息、就業(yè)信息、社會融合及社會保障等，通過對原始數(shù)據(jù)進行篩選，保留了宜春市16～45歲農(nóng)村戶籍的樣本。通過對數(shù)據(jù)進行進一步整理，最終納入模型分析的樣本規(guī)模有582個［1］。

1.1 個人特征與新生代農(nóng)民工返鄉(xiāng)意愿

如表1所示，男性新生代農(nóng)民工中有返鄉(xiāng)意愿的比例為32.03%，比女性新生代農(nóng)民工中有返鄉(xiāng)意愿的比例低2.01個百分點。其原因可能是相較于男性，女性更依賴家庭關(guān)系，大多是隨家庭流動［2］。未婚新生代農(nóng)民工中有返鄉(xiāng)意愿的比例達52.22%，比已婚新生代農(nóng)民工中有返鄉(xiāng)意愿的比例高23.45個百分點。這可能是因為已婚人群的流動多以家庭流動為主，穩(wěn)定性較高。新生代農(nóng)民工的平均年齡約為31歲，35歲以下新生代農(nóng)民工中具有返鄉(xiāng)意愿的比例為35.88%，高于35歲及以上新生代農(nóng)民工的返鄉(xiāng)意愿。這說明農(nóng)村政策向好，且年輕人技術(shù)水平更高、學(xué)習(xí)能力更強，有利于青年農(nóng)民返鄉(xiāng)。少數(shù)民族的新生代農(nóng)民工返鄉(xiāng)意愿遠遠高于漢族新生代農(nóng)民工。新生代農(nóng)民工的受教育程度普遍較低，小學(xué)及以下學(xué)歷中具有返鄉(xiāng)意愿的新生代農(nóng)民工占比36.84%，初中學(xué)歷占比33.21%，高中及以上學(xué)歷占比31.82%。這可能是因為受教育程度高的農(nóng)民工在流入地工作相對更穩(wěn)定，返鄉(xiāng)意愿更低。具有返鄉(xiāng)意愿的跨省流動新生代農(nóng)民工占比36.57%，高于省內(nèi)跨市、市內(nèi)跨縣的人群［3］。

表1 新生代農(nóng)民工個體特征與返鄉(xiāng)意愿

1.2 家庭特征與新生代農(nóng)民工返鄉(xiāng)意愿

如表2所示，具有返鄉(xiāng)意愿的獨住新生代農(nóng)民工占比48.61%，具有返鄉(xiāng)意愿的非獨住新生代農(nóng)民工占比30.20%。這說明有家庭成員一起流動的家庭，在流入地的穩(wěn)定性更高。家鄉(xiāng)有承包地的具有返鄉(xiāng)意愿的新生代農(nóng)民工占比27.40%，家鄉(xiāng)無承包地的具有返鄉(xiāng)意愿的新生代農(nóng)民工占比37.60%；家鄉(xiāng)有宅基地的具有返鄉(xiāng)意愿的新生代農(nóng)民工占比34.47%，家鄉(xiāng)無宅基地的具有返鄉(xiāng)意愿的新生代農(nóng)民工占比28.70%；流入地住房性質(zhì)為租房的具有返鄉(xiāng)意愿的新生代農(nóng)民工占比32.46%，單位提供住房的具有返鄉(xiāng)意愿的新生代農(nóng)民工占比51.00%，自購房的具有返鄉(xiāng)意愿的新生代流動農(nóng)民工占比6.56%［4］。

表2 新生代農(nóng)民工家庭特征與返鄉(xiāng)意愿

1.3 工作特征與新生代農(nóng)民工返鄉(xiāng)意愿

如表3所示，從事第一產(chǎn)業(yè)工作的新生代農(nóng)民工中有返鄉(xiāng)意愿的占比50.00%，從事第二產(chǎn)業(yè)工作的新生代流動農(nóng)民工中有返鄉(xiāng)意愿的占比37.21%，從事第三產(chǎn)業(yè)工作的新生代農(nóng)民工中有返鄉(xiāng)意愿的占比32.52%。就業(yè)單位為國有單位的新生代農(nóng)民工中有返鄉(xiāng)意愿的占比17.65%，遠遠低于就業(yè)單位為私營、個體單位的比重。由此可見，工作不穩(wěn)定或缺乏工作自主權(quán)成為新生代農(nóng)民工返鄉(xiāng)的重要因素［5］。

表3 新生代農(nóng)民工工作特征與返鄉(xiāng)意愿

1.4 社會保障與新生代農(nóng)民工返鄉(xiāng)意愿

如表4所示，在流入地有社會保險的新生代農(nóng)民工具有返鄉(xiāng)意愿的比例為33.69%，戶籍地有社會保險的具有返鄉(xiāng)意愿的新生代農(nóng)民工占比29.03%。從社會融合得分來看，25分以下的新生代農(nóng)民工有返鄉(xiāng)意愿的比例為39.46%，25分及以上的新生代農(nóng)民工具有返鄉(xiāng)意愿的比例為21.56%［6］。

表4 新生代農(nóng)民工社會保障特征與返鄉(xiāng)意愿

2 返鄉(xiāng)意愿影響因素實證分析

2.1 變量選擇與模型設(shè)定

2.1.1 被解釋變量。將新生代農(nóng)民工的返鄉(xiāng)意愿作為被解釋變量。筆者設(shè)置“今后一段時間，您是否打算繼續(xù)留在本地？”“如果您不打算留在本地，您是選擇返鄉(xiāng)還是去其他地方？”“您打算什么時候返鄉(xiāng)？”3個問題進行問卷調(diào)查統(tǒng)計，將明確不打算留在本地或只在2 a內(nèi)留居本地的樣本設(shè)置為有返鄉(xiāng)意愿的樣本，并剔除沒有明確返鄉(xiāng)或居留意愿及選擇流動到其他地方的數(shù)據(jù)，1表示返鄉(xiāng)意愿，0表示留居意愿。

2.1.2 解釋變量。將個體特征、家庭特征、工作特征和社會保障4個維度作為解釋變量。個體特征包括性別、婚姻狀況、年齡、民族、受教育程度和流動范圍，家庭特征包括家庭同住人數(shù)、收入和支出情況、承包地、宅基地及住房情況、流入地住房性質(zhì)等，工作特征包括從事行業(yè)和單位性質(zhì)，社會保障包括社會融合、社會保險情況等。其中，社會融合包括正負指標，正指標包括“我喜歡我現(xiàn)在居住的城市/地方”“我關(guān)注我現(xiàn)在居住城市/地方的變化”“我覺得我已經(jīng)是本地人了”“我很愿意融入本地人當中，成為其中一員”和“我覺得本地人愿意接受我成為其中一員”，每個指標根據(jù)同意程度進行賦值，即完全不同意為1分、不同意為2分、基本同意為3分、完全同意為4分；負指標包括“我感覺本地人看不起外地人”“按照老家的風(fēng)俗習(xí)慣辦事對我比較重要”和“我的衛(wèi)生習(xí)慣與本地市民存在較大差別”，每個指標根據(jù)同意程度進行賦值，即完全不同意為4分、不同意為3分、基本同意為2分、完全同意為1分。將社會融合正負指標的得分相加，用以說明新生代農(nóng)民工在流入地的生活適應(yīng)性，分數(shù)越高，說明生活適應(yīng)性越好。選取變量的解釋說明如表5所示。

表5 變量的描述性統(tǒng)計

2.1.3 模型設(shè)定。該文中新生代農(nóng)民工返鄉(xiāng)意愿為二分類變量，選用二分類Logistic回歸模型進行驗證，分析影響新生代農(nóng)民返鄉(xiāng)意愿的因素。模型設(shè)置為

式（1）中：y為新生代農(nóng)民返鄉(xiāng)意愿，X1為新生代農(nóng)民工的個體特征，X2為新生代農(nóng)民工的家庭特征，X3為新生代農(nóng)民工的工作特征，X4為新生代農(nóng)民工的社會保障因素，β0、β1、β2、β3、β4分別為解釋變量的回歸系數(shù)，εi為隨機誤差項。

2.2 回歸結(jié)果分析

如表6所示，在個人特征方面，年齡、婚姻狀況和流動范圍對宜春市新生代農(nóng)民工的返鄉(xiāng)意愿呈現(xiàn)顯著影響。新生代農(nóng)民工的家鄉(xiāng)越靠近流出地，其返鄉(xiāng)意愿越低。這可能是因為離流出地越近，新生代農(nóng)民工的流動情況相對更穩(wěn)定，其定居意愿會更強；流動距離越遠，穩(wěn)定性越差。年齡越大，新生代農(nóng)民工在流入地定居的意愿越強。這可能是目前農(nóng)村電商、旅游等產(chǎn)業(yè)的興起使得農(nóng)民在農(nóng)村的收入和外出打工收入差異越來越小，且可以避免背井離鄉(xiāng)，因此，會吸引越來越多的年輕人回鄉(xiāng)就業(yè)或創(chuàng)業(yè)［7］。

表6 回歸分析結(jié)果

在家庭特征方面，家鄉(xiāng)有宅基地及承包地對新生代農(nóng)民工的返鄉(xiāng)意愿影響顯著。但從影響方向來看，家鄉(xiāng)有承包地對其返鄉(xiāng)意愿存在負向影響，即家鄉(xiāng)有承包地的新生代農(nóng)民工的返鄉(xiāng)意愿更低；而家鄉(xiāng)有宅基地對其返鄉(xiāng)意愿存在正向影響，有宅基地的新生代農(nóng)民工的返鄉(xiāng)意愿更高［8］。這可能是因為宜春市家庭承包地數(shù)量較少、地塊較分散且多為丘陵地形，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入比外出務(wù)工少，承包地對流動農(nóng)民幾乎無吸引力。

在工作特征方面，從事行業(yè)對新生代農(nóng)民工返鄉(xiāng)有顯著的負向影響，從事第三產(chǎn)業(yè)的新生代農(nóng)民工返鄉(xiāng)意愿更低。在社會融合方面，新生代農(nóng)民工在流入地融合得越好，身份認同感越強，其返鄉(xiāng)意愿就越低。

3 結(jié)論及政策建議

利用宜春市人口流動數(shù)據(jù)，采用二分類Logistic回歸分析等方法，對新生代農(nóng)民工的返鄉(xiāng)意愿進行研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，超過1/3的新生代農(nóng)民工具有返鄉(xiāng)意愿，個人、家庭、工作和社會特征均對新生代農(nóng)民工的返鄉(xiāng)意愿有一定的影響；流動范圍越遠，新生代農(nóng)民工返鄉(xiāng)意愿越強；年齡越小，越傾向于返鄉(xiāng)；在融入地的身份認同感越強，返鄉(xiāng)意愿越低。

農(nóng)村人口回流已成趨勢，尤其是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施促進了具有鄉(xiāng)村情懷的農(nóng)村能人的回流。為此，政府應(yīng)在縮小城鄉(xiāng)差距的基礎(chǔ)上，保障舉家遷移的農(nóng)民工在遷入地的權(quán)益，增強城市的包容性，促進這部分低返鄉(xiāng)意愿群體市民化。同時，做好政策宣傳工作，適當發(fā)揮政策的傾斜作用，為有意愿返鄉(xiāng)的新生代農(nóng)民工創(chuàng)造就業(yè)或創(chuàng)業(yè)條件。尤其針對低齡的新生代農(nóng)民工群體，應(yīng)建立適應(yīng)農(nóng)村人才的職業(yè)技能培訓(xùn)體系，加強鄉(xiāng)村人力資本培育，提高新生代農(nóng)民工的技能水平和信息化水平，幫助新生代農(nóng)民工轉(zhuǎn)型發(fā)展。