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关键词： 新生代农民工；参政行为；影响因素
摘要： 从发现新生代农民工参政行为的影响因素入手，分析得出新生代农民工参政行为影响因素的三层级清单，运用对数线性模型logit过程分析这些因素如何影响新生代农民工的参政行为，在此基础上对结果进行阐释，提出促进新生代农民工参政行为的对策建议。
中图分类号： C912.68文献标志码： A文章编号： 10012435（2013）06069107
改革开放使得社会利益分化，促使新的利益群体形成。在所有这些群体中，农民工群体是政府和学界关注的焦点之一，它们融入城市较为艰难，进行政治参与困难重重。新生代农民工生活的时代背景、社会阅历、教育状况、生活期望、行为方式、思想状况、价值观念等更深层次方面的差别，决定了其政治参与价值取向与上一辈农民工有很大的不同。对这一特定群体进行研究很具时代意义。目前相关研究涉及农民工参政行为影响因素的很少且未深入到新生代农民工。本文以江苏省为例，运用定性与定量相结合的方法研究新生代农民工政治参与影响因素。
一、 新生代农民工的界定
关于新生代农民工的概念，大都以出生年代为判定标准。王春光把年龄在25岁以下、于20世纪90年代及以后外出务工经商的农村流动人口算作“新生代农民工”。[1]全国总工会课题组认为，新生代农民工是指出生于20世纪80年代以后，年龄在16岁以上，在异地以非农就业为主的农业户籍人口。[2]与第一代农民工相比，新生代农民工受教育水平已有较大提高；几乎没有从事农业生产的经历；外出动因更多的是为了改变生活方式和寻求更好的发展机会；在职业选择上有更大的可塑性；有更强的平等意识和维权意识；大多数更希望长期在城市工作甚至是在城市定居。[3]本文认为：新生代农民工是指20世纪80年以后出生，成长环境在乡村，受教育程度较低，身份、户籍特征是农民，20世纪90年代开始离开农村，流入城镇，全职或兼职从事非农产业，并不具备城镇居民的身份、户籍，以务工工资为主要经济来源的人员。
二、新生代农民工参政行为影响因素
本文采用文献分析法和德尔菲法确定新生代农民工参政行为影响因素，分为经济因素、制度因素、社会因素三大类（表1）。
三、新生代农民工参政行为影响因素实证分析
（一）数据的获取及分析方法
本研究按照新生代农民工人口在苏南、苏中、苏北的大致比例，分别发放相当比例的调查问卷，运用SPSS 18.0软件对数据进行预处理，并采用对数线性模型logit过程进行分析，另外，有些第三层级影响因素较为简单，通过问卷收集得来的数据进行描述性统计分析更为直观，易于理解，针对这些影响因素，本文采用描述性统计进行分析。
（二）新生代农民工参政行为影响因素变量界定
本研究主要对新生代农民工参政行为影响因素第三层级的具体影响因素进行分析。分析之前，对纳入模型的自变量定义如（表2）：
由于新生代农民工职业类别种类较多，工作职务在不同单位种类和级别也并不统一，因此并未将其纳入模型进行分析，针对这两种影响因素将用描述性统计的方式进行分析。
（三）影响因素分析
1.经济因素
经济因素分为两类，分别是经济收入和物质保障，具体的影响因素分别为月工资收入、月纯收入、社会保障以及单位物质福利。新生代农民工的月工资基本上用于租房、日常生活消费等方面，除去这些支出后，剩余则为新生代农民工每月的纯收入，相比月工资收入，月纯收入对于新生代农民工经济收入的影响更为直接。月纯收入对新生代农民工参政行为的影响趋势在一定程度上也是月工资收入的影响趋势。对于经济因素，将月纯收入、社会保障、单位福利三项纳入对数线性模型的logit过程进行分析。在模型和数据的拟合程度检验过程中，将显著性水平定为5%，似然比卡方统计量和Pearson卡方检验统计量分别为7.459和7.506，其显著性Sig值，即概率P值，分别为0.383和0.378，均大于0.05，这说明模型的拟合度良好，可以有效推断总体情况（表3）。
根据logit过程的分析结果，当新生代农民工有单位物质福利、社会保障时，对参政行为出现的参数估计值为正值，分别为0.906和0.377，产生正向影响，且显著性Sig值均小于0.05，说明影响重要，当没有单位物质福利以及社会保障时，参政行为出现的参数估计值肯定为负值。这个结果说明当新生代农民工有单位物质福利和社会保障时，会更趋向于参与政治生活。与此同时，当月纯收入由低到高取不同值时，对参政行为的产生的参数估计值分别为0.765、0.461、1.226，且1.266绝对值大于0.765，表示月纯收入为2500元以上的Sig值也显著，这个结果说明当月纯收入在1500元以下，新生代农民工不愿表现出参政行为参与政治生活，且抑制作用较强，当月纯收入在1500元-2500元时，同样不愿表现参政行为，但这种抑制作用相对变得弱了很多，而当新生代农民工的月纯收入大于2500元时，他们则更愿意参与政治生活，且这种促进作用较强。
从显著性上看，月纯收入高低、有无单位物质福利和社会保障对新生代农民工参政行为均有显著影响，月纯收入和单位物质福利的影响显著性更强。物质福利是一种变相的经济收入，它直接关系到新生代农民工的基本经济收入状况，月纯收入越高、单位物质福利越好，则新生代农民工的相对收入越高，经济状况越好。而社会保障是一种保障，并不能在实际的经济收入上有明显体现，因此，显著性弱一些。通过对影响新生代农民工参政行为的经济因素分析，我们得出，经济收入高、物质保障好，则新生代农民工更愿意参与政治生活表现参政行为。新生代农民工外出务工的最直接目的就是获得更高的收入，保证温饱和基本的生活质量，在这样的前提下他们才会有更高的追求。
2.制度因素 （1）制度环境分析。在进行模型和数据的拟合程度检验过程中，显著性水平为5%的条件下，似然比卡方统计量和Pearson卡方检验统计量分别为1.650和1.665，两个统计量的显著性Sig值，即概率P值，分别为0.977和0.976，均大于0.05，这说明模型的拟合度良好，可以有效推断总体情况。表4为制度环境的logit过程分析结果，从这个结果中我们可以看出，当与新生代农民工政治参与相关的制度安排完善、利益诉求渠道畅通时，对参政行为发生的参数估计值为正值，分别为1.031和0.695，产生正向影响，同时显著性Sig值均小于0.05，说明影响重要，同时根据logit模型的性质，我们同样可以得知当制度安排不完善、利益诉求渠道不畅通时，参政行为出现的参数估计值一定为负值。这个结果明确说明当与新生代农民工政治参与有关的制度安排完善，或者新生代农民工利益诉求渠道畅通时，他们会更趋向于表现出参政行为来参与政治生活，也就是说制度安排完善、利益诉求渠道畅通会促进新生代农民工通过一定的参政行为参与政治生活，而制度安排不完善，或者利益诉求渠道不畅通则会对新生代农民工参政行为的出现产生逆向的抑制作用。另外，日常生活中政治氛围的影响也较为显著，当日常生活中政治氛围按照“不经常谈论”“一般”“经常谈论”取不同定义时，对参政行为的产生的参数估计值分别为0.819，0.545，1.364，且1.364绝对值大于0.819，表示“经常谈论”的Sig值也显著，这个结果说明当新生代农民工在日常生活中的政治氛围一般或者不热烈，则他们不愿通过一定的参政行为来参与政治生活，而当新生代农民工在日常生活中经常谈论时事政治话题时，他们则更愿意参与政治生活，且这种促进作用较强。
制度安排是否完善、利益诉求渠道是否畅通和日常生活中的政治氛围对新生代农民工参政行为均有显著影响。日常生活中的政治氛围对新生代农民工政治参与起到了一定的引导作用，若平时新生代农民工生活中的政治氛围良好，彼此间经常谈论与时事政治有关的话题，则他们会对自身权益以及与自身政治权利相关的问题更加关注与了解，在此情况下，当他们需要维护自身权益，实现自身政治权利时，他们则更趋向于通过一定的参政行为参与到政治生活中来。而相关的制度安排以及利益诉求渠道则是从原则上保证新生代农民工正常的政治参与。当相关的制度安排完善时，新生代农民工参与政治生活有着制度上的保障，这样一来，对他们参政行为的产生便有着正向的促进作用。与此同时，新生代农民工利益诉求渠道的畅通更是在有着制度保证的前提下，在操作层面上为新生代农民工通过一定的参政行为参与政治生活提供了便利的条件。而如果制度安排不完善、利益诉求渠道不畅通，则新生代农民工便失去了制度上的保障以及参与条件上的便利，这样一来便对新生代农民工通过一定的参政行为参与政治生活产生消极影响。
（2）管理环境分析。在进行模型和数据的拟合程度检验过程中，显著性水平为5%的条件下，似然比卡方统计量和Pearson卡方检验统计量分别为4.971和5.004，两个统计量的显著性Sig值，即概率P值，分别为0.663和0.659，均大于0.05，这说明模型的拟合度良好，可以有效推断总体情况。
表5表明，当新生代农民工接受村干部管理权威，或者接受城市政府的管理权威时，相应的参数估计值为1.082和0.742，Sig值均小于0.05，这说明产生正向影响且影响重要，当新生代农民工对村干部或者城市政府的管理权威不接受或者不信服时，相应的参数估计值一定为负值。这个结果说明当新生代农民工接受村干部或城市政府的管理权威时，他们会更趋向于表现出参政行为来参与政治生活，而如果不接受或不信服管理权威，则会对新生代农民工参政行为的出现产生逆向的抑制作用。与此同时，参政程序的复杂程度对新生代农民工参政行为有无的影响也较为显著，关于参政程序复杂程度对参政行为的产生的参数估计值分别为0.571、0.498、1.069，且1.069绝对值大于0.571，表示“程序简单”的Sig值也显著，这个结果说明当政治参与的程序复杂或者不是非常简单时则新生代农民工不愿通过一定的参政行为来参与政治生活，而当新生代农民工觉得参政程序简单、并不复杂时，他们则更愿意参与政治生活，且这种促进作用较强。
新生代农民工对村干部以及外出务工城市政府的管理权威信服或者接受时，这种管理权威便有了合法性的基础，在此情况下，无论是在家乡还是在城市，新生代农民工相信政府的权威和能力，正是因为这种接受与信服，使得当他们需要表达自身利益诉求、维护自身权益时，更愿意参与到政治生活中来，通过一定的行为，维护自身权益，实现自身利益诉求。而如果他们不接受或不信服这种权威，则很有可能不会参与到政治生活中来，因为他们认为不管参与与否，这种权威都不能维护他们的利益诉求。参政程序的简单畅通，则为新生代农民工参与政治生活提供了又一道保障。程序的简单，意味着新生代农民工参政成本的降低，在新生代农民工参政率本来就较低的情况下，如果参与程序复杂，他们很可能会放弃。
3.社会因素
（1）社会地位分析。新生代农民工从事的行业种类繁多，职业类别种类较多。另外，由于工作职务在不同单位种类和级别也并不统一，难以进行变量定义，纳入模型分析并不妥当，因此在分析新生代农民工参政行为影响因素时，未将社会地位纳入模型进行分析，针对社会地位中的职业类别和工作职务这两种影响因素将用描述性统计的方式进行分析（表6）。
除了制造业以及建筑业的新生代农民工以外，其他职业类别的新生代农民工有参政行为的比例都不高。这实际上是因为在制造或建筑行业中，经常发生一些类似拖欠工资、工伤，或者其他一些侵害新生代农民工权益或者说阻碍新生代农民工表达利益诉求的事情。因此，一旦发生这些事情，新生代农民工往往会通过相应的参政行为，向相关部门及机构寻求帮助，以维护自身利益。而其他行业的风险性则相对较低，并不会经常发生一些需要新生代农民工进行利益维护的事情，因此有参政行为的比例则相对少了很多（表7）。 当新生代农民工在工作中担任一定的领导职务，他们的思想观念也会因为社会角色的改变而变得开阔，他们在外务工时会越加得到他人对自己市民身份的认同，他们也会更加关注自身以及自身这个群体的利益诉求，与此同时，他们在家乡便是乡亲们眼中的“能人”，乡亲们也希望他能参与到家乡的政治生活中来，因此，在参与政治生活时他们会因为角色的不同而采用不同的思维方式和行为方式，同时他们对参与政治生活也会有着更深刻的认识，这样一来，他们便会通过参政行为来维护自身群体的利益，巩固自己的社会地位，有参政行为的比例也就相应较高。
（2）社会融入分析。在显著性水平为5%的条件下，通过对数线性模型的拟合程度检验可以得出，似然比以及Pearson卡方检验两个统计量分别为2.509和2.438，两个统计量的显著性Sig值，即概率P值，分别为0.926和0.932，均大于0.05，这说明模型的拟合度良好，可以有效推断总体情况。针对logit过程的分析结果，我们首先来看生活环境适应程度对参政行为的影响，如表8所示，在这份结果中，虽然可以得出生活适应程度为“不适应”“一般”“适应”时对参政行为有无的作用方向，可参数估计结果并不显著。这主要是因为，在此次调查中，很多新生代农民工外出务工已有一段时间，已经对所处环境有了一定程度的适应，生活环境适应程度对参政行为的影响并不像他们刚刚外出务工时那样强烈，因此参数估计的结果并不显著。如果新生代农民工对所处的生活环境并不适应，这种情况下，他们首要的任务便是适应这一环境，而不是关注如何参与政治生活。
当新生代农民工获得社会认同，或者新生代农民工对自我认同时，对产生参政行为的参数估计值为1.259和0.355，Sig值均小于0.05，这说明获得社会认同以及新生代农民工的自我认同对参政行为的发生产生正向影响，且影响显著。当新生代农民工对自我不认同或者得不到社会认同时，相应的发生参政行为的参数估计值一定为负值。这个结果说明当新生代农民工获得社会认同或者有着自我认同时，会更趋向于通过一定的参政行为参与政治生活，而如果得不到社会的认同，或者对自我并不认同时，则会对参政行为的出现产生逆向的抑制作用。当新生代农民工获得了一定程度的社会认同时，或者他们自身对自己在这个社会中的角色认同时，便会很自然地认为自己是这个社会中的一份子，和其他人一样，可以行使自己的政治权利，维护自身权益，便会参与到政治生活中来，表达自身在社会中的利益。
四、结语
促进新生代农民工的参政行为，可从以下几个方面入手：
首先，加强制度建设，为新生代农民工参政行为提供保障。进一步对新生代农民工政治参与进行专项立法，简化参政程序，积极探索、拓宽新生代农民工参政议政渠道，与此同时，加快户籍制度改革，完善社会保障，扫除新生代农民工参政障碍并健全新生代农民工利益代表组织。
第二，改善新生代农民工政治参与的社会氛围。不断提升政府为新生代农民工服务的能力，树立政府合法性权威。
第三，各级政府和新闻媒体还应树立新生代农民工的新形象，增强新生代农民工的社会认同及自我认同，维护新生代农民工群体的合法权益。
第四，提高新生代农民工自身素质。注重新生代农民工的文化教育以及工作技能的培训，提高新生代农民工的政治参与素养，强化新生代农民工的法律意识和维权意识。
参考文献：
[1]刘传江，程建林，董延芳. 中国第二代农民工研究[M].济南：山东人民出版社，2009：49.
[2]全国总工会新生代农民工问题课题组.关于新生代农民工问题的研究报告[J].江苏纺织，2010，（8）：8.
[3]杨亚非.新生代农民工政治社会化问题研究[J].山西农业大学学报：社会科学版，2010，9（5）：537.
责任编辑：陆广品
摘要： 从发现新生代农民工参政行为的影响因素入手，分析得出新生代农民工参政行为影响因素的三层级清单，运用对数线性模型logit过程分析这些因素如何影响新生代农民工的参政行为，在此基础上对结果进行阐释，提出促进新生代农民工参政行为的对策建议。
中图分类号： C912.68文献标志码： A文章编号： 10012435（2013）06069107
改革开放使得社会利益分化，促使新的利益群体形成。在所有这些群体中，农民工群体是政府和学界关注的焦点之一，它们融入城市较为艰难，进行政治参与困难重重。新生代农民工生活的时代背景、社会阅历、教育状况、生活期望、行为方式、思想状况、价值观念等更深层次方面的差别，决定了其政治参与价值取向与上一辈农民工有很大的不同。对这一特定群体进行研究很具时代意义。目前相关研究涉及农民工参政行为影响因素的很少且未深入到新生代农民工。本文以江苏省为例，运用定性与定量相结合的方法研究新生代农民工政治参与影响因素。
一、 新生代农民工的界定
关于新生代农民工的概念，大都以出生年代为判定标准。王春光把年龄在25岁以下、于20世纪90年代及以后外出务工经商的农村流动人口算作“新生代农民工”。[1]全国总工会课题组认为，新生代农民工是指出生于20世纪80年代以后，年龄在16岁以上，在异地以非农就业为主的农业户籍人口。[2]与第一代农民工相比，新生代农民工受教育水平已有较大提高；几乎没有从事农业生产的经历；外出动因更多的是为了改变生活方式和寻求更好的发展机会；在职业选择上有更大的可塑性；有更强的平等意识和维权意识；大多数更希望长期在城市工作甚至是在城市定居。[3]本文认为：新生代农民工是指20世纪80年以后出生，成长环境在乡村，受教育程度较低，身份、户籍特征是农民，20世纪90年代开始离开农村，流入城镇，全职或兼职从事非农产业，并不具备城镇居民的身份、户籍，以务工工资为主要经济来源的人员。
二、新生代农民工参政行为影响因素
本文采用文献分析法和德尔菲法确定新生代农民工参政行为影响因素，分为经济因素、制度因素、社会因素三大类（表1）。
三、新生代农民工参政行为影响因素实证分析
（一）数据的获取及分析方法
本研究按照新生代农民工人口在苏南、苏中、苏北的大致比例，分别发放相当比例的调查问卷，运用SPSS 18.0软件对数据进行预处理，并采用对数线性模型logit过程进行分析，另外，有些第三层级影响因素较为简单，通过问卷收集得来的数据进行描述性统计分析更为直观，易于理解，针对这些影响因素，本文采用描述性统计进行分析。
（二）新生代农民工参政行为影响因素变量界定
本研究主要对新生代农民工参政行为影响因素第三层级的具体影响因素进行分析。分析之前，对纳入模型的自变量定义如（表2）：
由于新生代农民工职业类别种类较多，工作职务在不同单位种类和级别也并不统一，因此并未将其纳入模型进行分析，针对这两种影响因素将用描述性统计的方式进行分析。
（三）影响因素分析
1.经济因素
经济因素分为两类，分别是经济收入和物质保障，具体的影响因素分别为月工资收入、月纯收入、社会保障以及单位物质福利。新生代农民工的月工资基本上用于租房、日常生活消费等方面，除去这些支出后，剩余则为新生代农民工每月的纯收入，相比月工资收入，月纯收入对于新生代农民工经济收入的影响更为直接。月纯收入对新生代农民工参政行为的影响趋势在一定程度上也是月工资收入的影响趋势。对于经济因素，将月纯收入、社会保障、单位福利三项纳入对数线性模型的logit过程进行分析。在模型和数据的拟合程度检验过程中，将显著性水平定为5%，似然比卡方统计量和Pearson卡方检验统计量分别为7.459和7.506，其显著性Sig值，即概率P值，分别为0.383和0.378，均大于0.05，这说明模型的拟合度良好，可以有效推断总体情况（表3）。
根据logit过程的分析结果，当新生代农民工有单位物质福利、社会保障时，对参政行为出现的参数估计值为正值，分别为0.906和0.377，产生正向影响，且显著性Sig值均小于0.05，说明影响重要，当没有单位物质福利以及社会保障时，参政行为出现的参数估计值肯定为负值。这个结果说明当新生代农民工有单位物质福利和社会保障时，会更趋向于参与政治生活。与此同时，当月纯收入由低到高取不同值时，对参政行为的产生的参数估计值分别为0.765、0.461、1.226，且1.266绝对值大于0.765，表示月纯收入为2500元以上的Sig值也显著，这个结果说明当月纯收入在1500元以下，新生代农民工不愿表现出参政行为参与政治生活，且抑制作用较强，当月纯收入在1500元-2500元时，同样不愿表现参政行为，但这种抑制作用相对变得弱了很多，而当新生代农民工的月纯收入大于2500元时，他们则更愿意参与政治生活，且这种促进作用较强。
从显著性上看，月纯收入高低、有无单位物质福利和社会保障对新生代农民工参政行为均有显著影响，月纯收入和单位物质福利的影响显著性更强。物质福利是一种变相的经济收入，它直接关系到新生代农民工的基本经济收入状况，月纯收入越高、单位物质福利越好，则新生代农民工的相对收入越高，经济状况越好。而社会保障是一种保障，并不能在实际的经济收入上有明显体现，因此，显著性弱一些。通过对影响新生代农民工参政行为的经济因素分析，我们得出，经济收入高、物质保障好，则新生代农民工更愿意参与政治生活表现参政行为。新生代农民工外出务工的最直接目的就是获得更高的收入，保证温饱和基本的生活质量，在这样的前提下他们才会有更高的追求。
2.制度因素 （1）制度环境分析。在进行模型和数据的拟合程度检验过程中，显著性水平为5%的条件下，似然比卡方统计量和Pearson卡方检验统计量分别为1.650和1.665，两个统计量的显著性Sig值，即概率P值，分别为0.977和0.976，均大于0.05，这说明模型的拟合度良好，可以有效推断总体情况。表4为制度环境的logit过程分析结果，从这个结果中我们可以看出，当与新生代农民工政治参与相关的制度安排完善、利益诉求渠道畅通时，对参政行为发生的参数估计值为正值，分别为1.031和0.695，产生正向影响，同时显著性Sig值均小于0.05，说明影响重要，同时根据logit模型的性质，我们同样可以得知当制度安排不完善、利益诉求渠道不畅通时，参政行为出现的参数估计值一定为负值。这个结果明确说明当与新生代农民工政治参与有关的制度安排完善，或者新生代农民工利益诉求渠道畅通时，他们会更趋向于表现出参政行为来参与政治生活，也就是说制度安排完善、利益诉求渠道畅通会促进新生代农民工通过一定的参政行为参与政治生活，而制度安排不完善，或者利益诉求渠道不畅通则会对新生代农民工参政行为的出现产生逆向的抑制作用。另外，日常生活中政治氛围的影响也较为显著，当日常生活中政治氛围按照“不经常谈论”“一般”“经常谈论”取不同定义时，对参政行为的产生的参数估计值分别为0.819，0.545，1.364，且1.364绝对值大于0.819，表示“经常谈论”的Sig值也显著，这个结果说明当新生代农民工在日常生活中的政治氛围一般或者不热烈，则他们不愿通过一定的参政行为来参与政治生活，而当新生代农民工在日常生活中经常谈论时事政治话题时，他们则更愿意参与政治生活，且这种促进作用较强。
制度安排是否完善、利益诉求渠道是否畅通和日常生活中的政治氛围对新生代农民工参政行为均有显著影响。日常生活中的政治氛围对新生代农民工政治参与起到了一定的引导作用，若平时新生代农民工生活中的政治氛围良好，彼此间经常谈论与时事政治有关的话题，则他们会对自身权益以及与自身政治权利相关的问题更加关注与了解，在此情况下，当他们需要维护自身权益，实现自身政治权利时，他们则更趋向于通过一定的参政行为参与到政治生活中来。而相关的制度安排以及利益诉求渠道则是从原则上保证新生代农民工正常的政治参与。当相关的制度安排完善时，新生代农民工参与政治生活有着制度上的保障，这样一来，对他们参政行为的产生便有着正向的促进作用。与此同时，新生代农民工利益诉求渠道的畅通更是在有着制度保证的前提下，在操作层面上为新生代农民工通过一定的参政行为参与政治生活提供了便利的条件。而如果制度安排不完善、利益诉求渠道不畅通，则新生代农民工便失去了制度上的保障以及参与条件上的便利，这样一来便对新生代农民工通过一定的参政行为参与政治生活产生消极影响。
（2）管理环境分析。在进行模型和数据的拟合程度检验过程中，显著性水平为5%的条件下，似然比卡方统计量和Pearson卡方检验统计量分别为4.971和5.004，两个统计量的显著性Sig值，即概率P值，分别为0.663和0.659，均大于0.05，这说明模型的拟合度良好，可以有效推断总体情况。
表5表明，当新生代农民工接受村干部管理权威，或者接受城市政府的管理权威时，相应的参数估计值为1.082和0.742，Sig值均小于0.05，这说明产生正向影响且影响重要，当新生代农民工对村干部或者城市政府的管理权威不接受或者不信服时，相应的参数估计值一定为负值。这个结果说明当新生代农民工接受村干部或城市政府的管理权威时，他们会更趋向于表现出参政行为来参与政治生活，而如果不接受或不信服管理权威，则会对新生代农民工参政行为的出现产生逆向的抑制作用。与此同时，参政程序的复杂程度对新生代农民工参政行为有无的影响也较为显著，关于参政程序复杂程度对参政行为的产生的参数估计值分别为0.571、0.498、1.069，且1.069绝对值大于0.571，表示“程序简单”的Sig值也显著，这个结果说明当政治参与的程序复杂或者不是非常简单时则新生代农民工不愿通过一定的参政行为来参与政治生活，而当新生代农民工觉得参政程序简单、并不复杂时，他们则更愿意参与政治生活，且这种促进作用较强。
新生代农民工对村干部以及外出务工城市政府的管理权威信服或者接受时，这种管理权威便有了合法性的基础，在此情况下，无论是在家乡还是在城市，新生代农民工相信政府的权威和能力，正是因为这种接受与信服，使得当他们需要表达自身利益诉求、维护自身权益时，更愿意参与到政治生活中来，通过一定的行为，维护自身权益，实现自身利益诉求。而如果他们不接受或不信服这种权威，则很有可能不会参与到政治生活中来，因为他们认为不管参与与否，这种权威都不能维护他们的利益诉求。参政程序的简单畅通，则为新生代农民工参与政治生活提供了又一道保障。程序的简单，意味着新生代农民工参政成本的降低，在新生代农民工参政率本来就较低的情况下，如果参与程序复杂，他们很可能会放弃。
3.社会因素
（1）社会地位分析。新生代农民工从事的行业种类繁多，职业类别种类较多。另外，由于工作职务在不同单位种类和级别也并不统一，难以进行变量定义，纳入模型分析并不妥当，因此在分析新生代农民工参政行为影响因素时，未将社会地位纳入模型进行分析，针对社会地位中的职业类别和工作职务这两种影响因素将用描述性统计的方式进行分析（表6）。
除了制造业以及建筑业的新生代农民工以外，其他职业类别的新生代农民工有参政行为的比例都不高。这实际上是因为在制造或建筑行业中，经常发生一些类似拖欠工资、工伤，或者其他一些侵害新生代农民工权益或者说阻碍新生代农民工表达利益诉求的事情。因此，一旦发生这些事情，新生代农民工往往会通过相应的参政行为，向相关部门及机构寻求帮助，以维护自身利益。而其他行业的风险性则相对较低，并不会经常发生一些需要新生代农民工进行利益维护的事情，因此有参政行为的比例则相对少了很多（表7）。 当新生代农民工在工作中担任一定的领导职务，他们的思想观念也会因为社会角色的改变而变得开阔，他们在外务工时会越加得到他人对自己市民身份的认同，他们也会更加关注自身以及自身这个群体的利益诉求，与此同时，他们在家乡便是乡亲们眼中的“能人”，乡亲们也希望他能参与到家乡的政治生活中来，因此，在参与政治生活时他们会因为角色的不同而采用不同的思维方式和行为方式，同时他们对参与政治生活也会有着更深刻的认识，这样一来，他们便会通过参政行为来维护自身群体的利益，巩固自己的社会地位，有参政行为的比例也就相应较高。
（2）社会融入分析。在显著性水平为5%的条件下，通过对数线性模型的拟合程度检验可以得出，似然比以及Pearson卡方检验两个统计量分别为2.509和2.438，两个统计量的显著性Sig值，即概率P值，分别为0.926和0.932，均大于0.05，这说明模型的拟合度良好，可以有效推断总体情况。针对logit过程的分析结果，我们首先来看生活环境适应程度对参政行为的影响，如表8所示，在这份结果中，虽然可以得出生活适应程度为“不适应”“一般”“适应”时对参政行为有无的作用方向，可参数估计结果并不显著。这主要是因为，在此次调查中，很多新生代农民工外出务工已有一段时间，已经对所处环境有了一定程度的适应，生活环境适应程度对参政行为的影响并不像他们刚刚外出务工时那样强烈，因此参数估计的结果并不显著。如果新生代农民工对所处的生活环境并不适应，这种情况下，他们首要的任务便是适应这一环境，而不是关注如何参与政治生活。
当新生代农民工获得社会认同，或者新生代农民工对自我认同时，对产生参政行为的参数估计值为1.259和0.355，Sig值均小于0.05，这说明获得社会认同以及新生代农民工的自我认同对参政行为的发生产生正向影响，且影响显著。当新生代农民工对自我不认同或者得不到社会认同时，相应的发生参政行为的参数估计值一定为负值。这个结果说明当新生代农民工获得社会认同或者有着自我认同时，会更趋向于通过一定的参政行为参与政治生活，而如果得不到社会的认同，或者对自我并不认同时，则会对参政行为的出现产生逆向的抑制作用。当新生代农民工获得了一定程度的社会认同时，或者他们自身对自己在这个社会中的角色认同时，便会很自然地认为自己是这个社会中的一份子，和其他人一样，可以行使自己的政治权利，维护自身权益，便会参与到政治生活中来，表达自身在社会中的利益。
四、结语
促进新生代农民工的参政行为，可从以下几个方面入手：
首先，加强制度建设，为新生代农民工参政行为提供保障。进一步对新生代农民工政治参与进行专项立法，简化参政程序，积极探索、拓宽新生代农民工参政议政渠道，与此同时，加快户籍制度改革，完善社会保障，扫除新生代农民工参政障碍并健全新生代农民工利益代表组织。
第二，改善新生代农民工政治参与的社会氛围。不断提升政府为新生代农民工服务的能力，树立政府合法性权威。
第三，各级政府和新闻媒体还应树立新生代农民工的新形象，增强新生代农民工的社会认同及自我认同，维护新生代农民工群体的合法权益。
第四，提高新生代农民工自身素质。注重新生代农民工的文化教育以及工作技能的培训，提高新生代农民工的政治参与素养，强化新生代农民工的法律意识和维权意识。
参考文献：
[1]刘传江，程建林，董延芳. 中国第二代农民工研究[M].济南：山东人民出版社，2009：49.
[2]全国总工会新生代农民工问题课题组.关于新生代农民工问题的研究报告[J].江苏纺织，2010，（8）：8.
[3]杨亚非.新生代农民工政治社会化问题研究[J].山西农业大学学报：社会科学版，2010，9（5）：537.
责任编辑：陆广品