唐文浩

內容提要：隨著時間推移和社會發(fā)展，出生且生長在城市的二代流動人口已成為流動人口的重要組成部分，其城市社會融入度直接關系到城鎮(zhèn)化的高質量建設。依托社會嵌入理論，從制度嵌入、文化嵌入、認知嵌入和網絡嵌入四個維度來解析二代流動人口城市融入的內在邏輯。在此基礎上，利用2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數據進行實證檢驗。研究表明：以戶籍為代理的制度嵌入和以文化風俗為代理的文化嵌入顯著阻礙二代流動人口的城市融入，而以受教育水平為代理的認知嵌入和以社會網絡為代理的網絡嵌入則產生顯著的促進作用，這一結論在一系列穩(wěn)健性檢驗中均成立。進一步考察社會嵌入影響的異質性發(fā)現，制度嵌入的阻礙效應發(fā)生在遷入省會城市和1.5代流動人口樣本中，而文化嵌入的阻礙效應發(fā)生在遷入非省會城市和2代流動人口樣本中，認知嵌入和網絡嵌入的促進作用發(fā)生在遷入省會城市和1.5代流動人口樣本中；機制分析表明，改善社區(qū)環(huán)境和增強城市感知能夠緩解制度嵌入和文化嵌入的阻礙效應，并強化認知嵌入和網絡嵌入的促進作用。

一、 問題的提出

人口遷移與流動歷來是城市化過程的重要來源之一。國家統(tǒng)計局發(fā)布的《2020年國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，常住人口城鎮(zhèn)化率(63.9%)與戶籍人口城鎮(zhèn)化率(45.4%)之間相差18.5個百分點，二者之間的差異反映了社會現實與政策目標的背離，這也表明流動人口對于中國城市化水平的提高作出了重要貢獻(周皓，2021)。隨著人口流動的普遍化和常態(tài)化，流動人口群體內部逐漸分化出一群“生于或長于城市”的流動人口，并日益增多，成為一個不可忽視的群體。第七次中國人口普查公報數據顯示，全國流動人口總量達到3.75億人，而2020年農民工監(jiān)測調查報告顯示，新生代農民工比重達到50.6%，隨著年份的推移，最后所有流動人口都會被包含進來。因此，需要考慮城鄉(xiāng)生活經歷在流動人口社會分層中的作用，以反映年輕流動人口的本質屬性(段成榮和靳永愛，2017)。城市生活與文化直接或間接地影響著二代流動人口的思想意識和價值觀念，進而導致其社會融入呈現出新的特征，如果二代流動人口無法順利實現市民化，可能導致其與農村和城市社會的雙重斷裂，這將引發(fā)一系列社會問題，嚴重影響著中國的現代化和城市化建設進程(張慶武等，2015；路錦非，2018；林李月等，2021)。在此背景下，本文依托社會嵌入理論，致力于解析社會嵌入與二代流動人口城市融入的邏輯關系，以期為城鎮(zhèn)化中后期推動流動人口市民化和促進城鎮(zhèn)化質量提升決策提供支撐。

國外關于二代移民問題的研究較早，主要從生活環(huán)境、家庭社會經濟地位、宏觀社會結構等方面展開討論。二代移民是受到父母遷移或流動影響的下一代。Portes和Zhou(1993)認為居住隔離在二代移民的社會融合過程中仍然是最重要的障礙，嚴重阻礙了二代移民與本地居民之間的良性互動與融合。而父母的受教育水平、職業(yè)類型和家庭收入等家庭社會經濟地位的重要方面決定了二代移民能夠選擇的社區(qū)環(huán)境、學校條件以及可提供的教育資源，甚至是職業(yè)選擇(Gans，1992)。傳統(tǒng)的制造業(yè)經濟為移民提供底層工作的同時，也帶來了豐厚報酬，但隨著經濟社會發(fā)展的轉型，屬于二代移民的勞動力密集型就業(yè)崗位逐漸減少，匹配二代移民的就業(yè)空間也隨之縮小，就業(yè)競爭更加激烈，而缺乏途徑獲得高質量教育的二代移民則失去了向上流動的途徑(Zhou，1997)。國內研究主要集中于流動人口整體或新生代流動人口的市民化及城市融入，但隨著流動人口規(guī)模急劇增長，流動人口內部出現分化，部分學者開始認識到城鄉(xiāng)生活經歷在流動人口分層中的作用。侯力和解檸羽(2010)將隨父母進城并在城市中接受教育，畢業(yè)后留在城市就業(yè)與生活的原農村勞動者子女劃定為城市農民工二代移民，發(fā)現其在城市就業(yè)、生活以及社會融入方面具有一定的獨特性。段成榮和馬學陽(2011)根據“出生年代”將農民工劃分為新生代、中生代和老一代，其中1980年以后出生的界定為新生代農民工，1965-1979年出生的界定為中生代農民工，1965年之前出生的界定為老一代農民工。梁宏(2011)依據父母外出務工經歷特征，將青少年成長時期，父母一代曾有過打工經歷的新生代農民工定義為第二代農民工，并根據少年兒童時期經歷將第二代農民工區(qū)分為流動一代和留守一代。張慶武等(2015)發(fā)現隨著流動人口長期扎根城市，在城市出生、上學、成長甚至工作的流動人口越來越多，于是將16周歲以前來京且在京居住5年以上的外地農村戶或城鎮(zhèn)戶定義為流動人口二代。段成榮和靳永愛(2017)根據首次流動時的年齡和父母流動經歷，將0-6歲的流動人口劃定為2代流動人口，7-15歲的流動人口劃定為1.5代流動人口。李巧和梁在(2019)以流動人口子女是否出生于流入地判斷其是否為二代流動人口，而林李月等(2021)基于2016年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測數據對二代流動人口的市民化水平與影響因素展開研究。

上述研究豐富了對二代流動人口問題的認識，但多局限于理論上的定性討論和描述性的定量分析，針對二代流動人口城市融入的研究和探討相對缺乏。鑒于此，本文將在已有研究的基礎上，基于社會嵌入理論，構建二代流動人口城市融入的理論框架，從制度嵌入、文化嵌入、認知嵌入和網絡嵌入四個角度深度探析二代流動人口城市融入的內在邏輯，并采用2017年中國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調查，利用計量模型實證檢驗其背后的機制，以期為政府選擇和制定相關適當的二代流動人口城市融入政策提供理論基礎。

二、 分析框架與研究假說

新型城鎮(zhèn)化的核心是人的城鎮(zhèn)化，二代流動人口的城市融入不是一蹴而就的，需要逐漸實現各個層面的融入，是一層層攀爬的過程。具體來看，二代流動人口的城市融入不僅是從農村轉移到城市的空間轉移過程，也是農民向市民的戶籍身份轉換過程，還涉及生活方式乃至心理狀態(tài)的多重轉變過程(祝仲坤和冷晨昕，2020)。同時，個人的經濟行為及后果均嵌入特定的社會結構、社會文化、社會關系網絡之中(Granovetter，1985)，二代流動人口城市融入亦是如此。二代流動人口要么完完全全出生在城市，成長于城市，要么雖然出生在農村但自小隨父母進城，在城市里長大。二代流動人口的長期居留意愿、戶籍轉換意愿和本地身份認同均嵌入于由戶籍制度及其衍生制度構建的體制環(huán)境、社會網絡、文化規(guī)范，并受到二代流動人口自身的知識積累、技能與其他主觀認知方面的約束。因此，需要將二代流動人口的城市融入置于特定的社會情景中加以分析(如圖1所示)。

圖1 社會嵌入視角的二代流動人口城市融入的分析框架

從制度嵌入來看，二代流動人口的城市融入受到戶籍制度以及其衍生的就業(yè)制度、土地制度、教育制度、社會保障制度、住房制度等的影響。雖然現在戶籍的身份屬性在下降，但是與戶籍關聯的公共服務屬性依舊很強，使二代流動人口和本地城市居民享有不同的公共服務、社會福利待遇，甚至使絕大部分二代流動人口無法在城市落戶。二代流動人口就業(yè)范圍往往局限于城里人不愿意干的又臟又累以及充滿危險甚至是對身體有傷害的工種，本應受到更大力度的保障，但由二元的戶籍制度決定的二元的社會保障制度卻把他們排斥在外?；诖?，本文提出如下假說：

假說1：戶籍制度及其衍生制度(制度嵌入)阻礙了二代流動人口的城市融入。

從文化嵌入來看，由于中國長期處于城鄉(xiāng)隔離狀態(tài)，城鄉(xiāng)之間已經越來越具有兩個時代或兩個文明的含義。二代流動人口的城市融入關系到從傳統(tǒng)人到現代人的發(fā)展轉型問題，文化與行為方式的不同、經濟生活差距以及部分城鎮(zhèn)居民的偏見等，造成二代流動人口對城市生活的適應性與歸屬感缺乏，導致二代流動人口與城市原居民兩大群體間存在隔閡、疏離，甚至是摩擦和沖突，形成了二代流動人口城市融入的文化障礙。基于此，本文提出如下假說：

假說2：對老家傳統(tǒng)文化和風俗習慣的保有度(文化嵌入)越低，二代流動人口的城市融入程度越高。

從認知嵌入來看，雖然二代流動人口的文化程度和參加職業(yè)培訓的比例都高于第一代，但仍然不能滿足城市勞動力市場對勞動力素質的需求，由此限制了他們所能從事的職業(yè)和工種，工資收入較低，難以負擔較高的城鎮(zhèn)定居、生活和發(fā)展成本，也很難滿足部分城市積分入戶的條件。此外，受傳統(tǒng)思維觀念和生活方式的影響，大多數二代流動人口對自身文化素質和職業(yè)技能的提高缺乏再投資的經濟意愿和能力，導致其就業(yè)競爭能力不足，無法在城市長期立足和發(fā)展(何軍，2020)?；诖?，本文提出如下假說：

假說3：受教育水平和技能水平(認知嵌入)越高，二代流動人口的城市融入程度越高。

從網絡嵌入來看，以親緣、地緣為紐帶形成的交際圈，對傳統(tǒng)鄉(xiāng)土網絡的依賴性高，會大大降低二代流動人口的城市認同感和歸屬感。而本地交往網絡擴大了二代流動人口的社會交往半徑，在這一社會網絡的塑造、強化過程中，二代流動人口與城市居民的交往得到加強，二代流動人口對城市社會組織和社會活動的了解也得到加強，從而增進了二代流動人口與城市居民之間的了解與認同，培養(yǎng)共同體意識與城市認同感?；诖耍疚奶岢鋈缦录僬f：

假說4：社會網絡異質性程度(網絡嵌入)越高，二代流動人口的城市融入程度越高。

三、 數據、變量與模型

1. 數據來源與說明

本文使用的數據是國家衛(wèi)生健康委員會組織實施的2017年中國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調查的A模塊，即“流動人口問卷調查”，該調查采用分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS 抽樣方法，調查范圍涵蓋全國31個省(區(qū)、市)和新疆生產建設兵團，調查對象為在流入地居住一個月及以上、非本區(qū)(縣、市)戶口的15周歲及以上的男性和女性流動人口，調查內容涉及流動人口的就業(yè)情況、流動及居留意愿、健康與公共服務、社會融合等信息。該調查覆蓋范圍廣、樣本量大，具有較強的代表性，能夠全方位地刻畫二代流動人口的城市融入狀況。根據本文的研究目的，本文抽取其中首次流動年齡為0-15周歲(即0-15周歲之間流入到或出生于當前流入地城市)的受訪者作為研究對象(即二代流動人口)，剔除關鍵變量缺失的樣本，最終獲得18488個有效樣本。

2. 變量選擇與描述

(1) 被解釋變量為二代流動人口的城市融入狀況，本文在借鑒王春超和張呈磊(2017)研究的基礎上，通過長期居留意愿、戶籍轉換意愿和本地身份認同三個有一定遞進關系的指標來衡量二代流動人口的城市融入。① 長期居留意愿，通過“今后一段時間，您是否打算繼續(xù)留在本地?”和“如果您打算留在本地，您預計自己將在本地留多久?”兩個問題的回答來測度，本文將打算在本地居住5年以上的賦值為1，否則為0，樣本范圍內打算在本地長期居住的二代流動人口8299人，占比為44.89%。② 戶籍轉換意愿，通過“如果您符合本地落戶條件，您是否愿意把戶口遷入本地？”問題的回答來衡量，本文將“不愿意”和處在不確定狀態(tài)的“沒想好”合并，賦值為0，將“愿意”賦值為1，樣本范圍內7140位受訪者有戶籍轉換意愿，比重為38.62%。③ 本地身份認同，通過流動人口回答“我覺得我已經是本地人了”問題來測度，本文將“完全不同意”和“不同意”賦值為0，“基本同意”和“完全同意”賦值為1，樣本范圍內認同本地身份的二代流動人口13522人，比例為73.14%。

(2) 解釋變量為社會嵌入，本文從制度嵌入、文化嵌入、認知嵌入和網絡嵌入四個維度切入，選取戶籍狀況表征制度嵌入，選取文化風俗表征文化嵌入，選取受教育程度表征認知嵌入，選取社會網絡表征網絡嵌入。各變量具體情況如下所示：① 戶籍狀況，通過“戶口性質”問題的回答來測度，將“農業(yè)”和“農業(yè)轉居民”合并為農業(yè)戶口，賦值為1，其他視為非農業(yè)戶口，賦值為0，樣本范圍內農業(yè)戶口的二代流動人口16272人，占比為88.01%；② 文化風俗，通過流動人口回答“按照老家的風俗習慣辦事對我比較重要”問題來測度，本文將“完全不同意”和“不同意”賦值為0，“基本同意”和“完全同意”賦值為1，樣本范圍內贊同的二代流動人口9879人，比例為53.43%；③ 受教育程度，本文將“高中及以上”賦值為1，“高中以下”賦值為0，樣本范圍內高中及以上的二代流動人口6785人，比重為36.70%；④ 社會網絡，通過“您業(yè)余時間在本地和誰來往最多(不包括顧客及其他親屬)？”問題的回答來衡量，本文將“本地人”賦值為1，其他人賦值為0，樣本范圍內6364位受訪者主要和本地人交往，比例為34.42%。

(3) 控制變量，依據2017年中國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調查流動人口問卷，并借鑒已有文獻的做法，本文控制了可能影響二代流動人口城市融入的變量，包括受訪者的個體特征(性別、年齡、婚姻狀況、健康狀況)、流動特征(本地留居時間、流動范圍)和家庭特征(家庭月均收入)等。各變量的含義及其描述性統(tǒng)計結果見表1。

表1 變量的含義及描述性統(tǒng)計結果

3. 模型設定

由于被解釋變量二代流動人口城市融入(長期居留意愿、戶籍轉換意愿和本地身份認同)為二值變量，因而本文采用Logit模型進行估計，其模型表達式為：

(1)

四、 實證結果分析

本文的核心目標在于考察社會嵌入對二代流動人口城市融入的影響。首先，將戶籍狀況、文化風俗、受教育程度和社會網絡作為核心解釋變量，并運用Logit模型進行估計。其次，考慮到實證分析中可能出現的內生性問題，通過變量調整和數據調整進一步檢驗實證結果的可信度。最后，從遷入城市和遷徙個體兩個視角，分析了社會嵌入對二代流動人口城市融入影響的異質性。

1. 基準分析

表2匯報了基于Logit模型的社會嵌入對二代流動人口長期居留意愿影響的基準回歸結果。第(1)列的核心解釋變量為戶籍狀況，第(2)列的核心解釋變量為文化風俗，第(3)列的核心解釋變量為受教育程度，第(4)列的核心解釋變量為社會網絡，第(5)列將上述四個核心解釋變量均納入回歸模型。整體來看，模型運行良好，各列的Wald卡方值均在1%的統(tǒng)計水平上通過了顯著性檢驗，核心解釋變量和控制變量的影響方向與顯著性水平在各列之間也沒有顯著變化，反映出模型估計結果較強的穩(wěn)健性。從第(5)列結果來看，戶籍狀況、文化風俗、受教育程度和社會網絡四個社會嵌入相關變量與二代流動人口長期居留意愿均在1%的統(tǒng)計水平上顯著。

表2 社會嵌入對二代流動人口長期居留意愿的影響

(續(xù)表)

從制度嵌入來看，相比于非農業(yè)戶口，農業(yè)戶口明顯抑制了二代流動人口在城市的長期居留意愿。從文化嵌入來看，對老家傳統(tǒng)文化風俗的保有度也顯著阻礙了二代流動人口在城市的長期居留意愿。從認知嵌入來看，相比于高中以下文化程度的二代流動人口，高中及以上文化程度的二代流動人口的長期居留意愿明顯更高。從網絡嵌入來看，相比于業(yè)余時間與其他人交往為主的二代流動人口，業(yè)余時間與本地人交往為主的異質性社交網絡能夠顯著提升二代流動人口長期居留意愿。

在控制變量方面，男性二代流動人口的長期居留意愿要明顯低于女性，年齡對二代流動人口長期居留意愿的影響呈現典型的倒“U”形分布態(tài)勢，而在婚二代流動人口的長期居留意愿要明顯高于不在婚二代流動人口。二代流動人口在本地留居時間越久，流動范圍和流動半徑越小，家庭收入水平越高，長期居留意愿越強。

表3匯報了社會嵌入對二代流動人口戶籍轉換意愿和本地身份認同的基準分析結果。從第(1)和(2)列結果來看，戶籍狀況、文化風俗、受教育程度和社會網絡四個社會嵌入相關變量對二代流動人口的戶籍轉換意愿和本地身份認同的影響均在10%的統(tǒng)計水平上顯著。

表3 社會嵌入對二代流動人口戶籍轉換意愿和本地身份認同的影響

以戶籍為代理的制度嵌入對二代流動人口的戶籍轉換意愿和本地身份認同均有顯著的阻礙作用，相比于非農業(yè)戶口，農業(yè)戶口明顯抑制了二代流動人口的戶籍轉換意愿和本地身份認同。同時，以文化風俗為表征的文化嵌入也顯著阻礙了二代流動人口的戶籍轉換意愿和本地身份認同，對老家傳統(tǒng)文化風俗的保有度明顯抑制了二代流動人口的戶籍轉換意愿和本地身份認同。然而，以受教育程度為表征的認知嵌入和以社會網絡為表征的網絡嵌入則能夠顯著增強二代流動人口的戶籍轉換意愿和本地身份認同，相比于高中以下文化程度的二代流動人口，高中及以上文化程度的二代流動人口的戶籍轉換意愿和本地身份認同明顯更高，相比于業(yè)余時間與其他人交往為主的二代流動人口，業(yè)余時間與本地人交往為主能夠顯著提升二代流動人口的戶籍轉換意愿和本地身份認同。

上述分析結果表明，在其他條件相同的情況下，制度嵌入和文化嵌入顯著阻礙了二代流動人口城市融入，這可能是因為雖然現在戶籍的身份屬性在下降，但是與戶籍關聯的公共服務屬性依舊很強，并且即使二代流動人口對流入地的文化適應程度很高，但老家傳統(tǒng)文化和風俗習慣的影響依舊深刻，因而在一定程度上抑制了其融入城市，故研究假說1和2成立。此外，在其他條件相同的情況下，認知嵌入和網絡嵌入能夠促進二代流動人口城市融入，這可能是緣于二代流動人口生于或長于城市，其童年和少年期的大部分時間是在城市里度過的，對城市的認知程度較高，社會關系網絡也以本地人為主，因而更容易融入城市生活，故研究假說3和4成立。

2. 穩(wěn)健性檢驗

考慮到實證分析中可能出現的內生性問題，本文通過盡可能控制更多解釋變量，避免因遺漏變量導致估計有偏。為了進一步驗證分析結果的穩(wěn)健性，本文運用變量調整和數據調整兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗。結果見表4。

(1) 調整被解釋變量。本文先對三個被解釋變量的賦值進行調整，再運用與被解釋變量高度相關的變量進行穩(wěn)健性檢驗。其中，長期居留意愿方面，將“不愿意”和“沒想好”賦值為1，“1-2年”賦值為2，“3～5年”賦值為3，“6～10年”賦值為4，“10年以上”和“定居”賦值為5；戶籍轉換意愿方面，將“不打算、沒想好、打算”三個選項分別賦值為“1、2、3”；本地身份認同方面，將“完全不同意、不同意、基本同意、完全同意”四個選項分別賦值為“1、2、3、4”。此外，還采用城市融入意愿來衡量二代流動人口城市融入狀況，通過“我很愿意融入本地人當中，成為其中一員”問題的回答來測度，將“完全不同意、不同意、基本同意、完全同意”四個選項分別賦值為“1、2、3、4”。由于四個變量是典型的排序變量，因此，本文使用Ordered Logit模型進行回歸。如表4第(1)至(4)列所示，調整被解釋變量后，估計結果與前文也保持一致，充分表明回歸結果是穩(wěn)健的。

表4 調整變量和數據的穩(wěn)健性檢驗

(2) 調整數據。本文使用國家衛(wèi)生健康委員會組織實施的2017年中國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調查的C模塊，即“八城市流動人口問卷調查”，進行重新回歸。該調查選取江蘇省蘇州市、山東省青島市、河南省鄭州市、湖南省長沙市、廣東省廣州市、重慶市九龍坡區(qū)、云南省西雙版納州、新疆自治區(qū)烏魯木齊市8個城市(區(qū))，開展流動人口健康重點領域專題調查，該問卷中本文關注的核心變量的衡量方式相同，故采取同樣的數據處理方式進行分析，共獲得1601個有效樣本。如表4第(5)至(7)列所示，使用2017年八城市(區(qū))流動人口問卷調查的估計結果與前文分析基本一致，除受教育程度對二代流動人口戶籍轉換意愿的影響不顯著外，絕大多數核心解釋變量的影響方向與顯著性未發(fā)生明顯變化，反映出回歸結果具有很強的穩(wěn)健性。

3. 異質性分析

上述分析已經證實社會嵌入會顯著影響二代流動人口的城市融入。不過，上述結果只是平均意義上的估計結果，并未考慮二代流動人口群體的內部差異。接下來將分析社會嵌入對不同遷入地區(qū)、不同遷徙個體二代流動人口城市融入的異質性。其中，按照遷入地區(qū)分類將二代流動人口分為遷入省會城市或非省會城市兩類。樣本范圍內，遷入省會城市的二代流動人口7598人，占比為41.10%；遷入非省會城市的二代流動人口10890人，占比為58.90%。從國際經驗看，二代移民主要包括1.5代移民和2代移民。因此，本文借鑒段成榮和靳永愛(2017)的做法，根據首次外出流動年齡，將0～6周歲的流動人口劃定為2代流動人口，7～15周歲的流動人口劃定為1.5代流動人口。樣本范圍內，1.5代流動人口16007人，占比為86.58%；2代流動人口2481人，占比為13.42%。

從遷入地區(qū)來看(見表5)，總體上，制度嵌入和文化嵌入對二代流動人口城市融入的阻礙效應依然存在，并且文化嵌入和網絡嵌入的促進作用較為明顯，這與基準分析的實證結果基本一致。進一步，檢驗組間系數差異的Suest值分別在1% 、1%、10%的統(tǒng)計水平上顯著，說明按遷入地區(qū)劃分的兩組樣本的確存在顯著差異。具體而言，以戶籍為代理的制度嵌入對遷入省會城市的二代流動人口城市融入的阻礙效應更明顯，說明遷入省會城市的二代流動人口對制度嵌入更為“敏感”；以文化風俗為表征的文化嵌入對遷入非省會城市的二代流動人口城市融入的阻礙效應更明顯，說明省會城市的包容性更強；以受教育程度為表征的認知嵌入與以社會網絡為表征的網絡嵌入均對遷入省會城市的二代流動人口城市融入的促進作用更明顯，說明相比于非省會城市，省會城市能夠集聚高層次人才和延展社交網絡。

表5 遷入地區(qū)的異質性分析

從遷徙個體來看(見表6)，總體上，社會嵌入對1.5 代流動人口和2代流動人口城市融入的影響存在鮮明差異，檢驗組間系數差異的Suest值分別在1% 、1%、5%的統(tǒng)計水平上顯著，這進一步證實了兩組樣本的確存在顯著差異。具體而言，以戶籍為代理的制度嵌入對1.5代流動人口城市融入的阻礙效應更明顯，說明相比于2代流動人口，1.5代流動人口受戶籍及其衍生制度的影響更大；以文化風俗為表征的文化嵌入對2代流動人口城市融入的阻礙效應更明顯，說明2代流動人口受老家傳統(tǒng)文化和風俗習慣的影響更大；以受教育程度為表征的認知嵌入對1.5代流動人口城市融入的促進作用更為明顯，這可能是因為相比于1.5代流動人口，2代流動人口在城市生活的時間更長，對城市的認知程度較高，故認知嵌入的作用不明顯；以社會網絡為表征的網絡嵌入對2代流動人口的長期居留意愿和本地身份認同的促進作用更為明顯，而對1.5代流動人口戶籍轉換意愿的促進作用更為明顯。

表6 遷徙個體的異質性分析

五、 進一步討論

上述分析表明，制度嵌入和文化嵌入顯著阻礙了二代流動人口的城市融入，而認知嵌入和網絡嵌入有助于促進二代流動人口的城市融入。不論是長期居留意愿、戶籍轉換意愿還是本地身份認同，社會嵌入都發(fā)揮著重要的作用。但社會嵌入是如何影響二代流動人口的城市融入的？其中的影響機制是什么? 下面本文結合數據情況，從社區(qū)環(huán)境和城市感知兩方面探尋合理的解釋。一方面，社區(qū)是城市社會的基本單元，也是流動人口融入城市社會的組織載體與空間場域，完善的社會基礎環(huán)境增進流動人口與本地居民之間的交流互動機會，拉近兩者的社會距離(祝仲坤等，2019；陸萬軍等，2020)。另一方面，社會嵌入能夠顯著影響流動人口對其與城市的互動關系和其生活質量的主觀感知，進而加速其融入于城市社會(褚榮偉等，2012)，段學芬和王瑞娟(2012)也認為農民工對城市區(qū)位的感知印象、對相關的城市制度、管理體系的感知印象，以及其在城市的生活感受顯著影響著農民工的市民化。

為了驗證上述兩方面邏輯，本文將從健康檔案和健康教育兩個方面考察二代流動人口所在社區(qū)的環(huán)境狀況，其中，通過“本地是否給您建立了居民健康檔案？”問題的回答來測度健康檔案狀況，將“是，已經建立”賦值為1，“沒建，沒聽說過”“沒建，但聽說過”以及“不清楚”賦值為0，樣本范圍內建立健康檔案的二代流動人口4677人，占比為25.30%；通過“您在現居住村/居是以何種方式接受上述健康教育的？”問題的回答來測度健康教育情況，活動包括健康知識講座、宣傳資料(紙質、影視)、宣傳欄/電子顯示屏、公眾健康咨詢活動、社區(qū)短信/微信/網站、個體化面對面咨詢等六項，將接受過其中一項及以上活動的賦值為1，均未接受過的賦值為0，樣本范圍內接受過健康教育的二代流動人口11944人，占比為64.60%。同時，從城市接受度和城市認知度來衡量二代流動人口對務工地的感知情況。其中，通過“我喜歡我現在居住的城市/地方”問題的回答來測度城市接受度，本文將“完全不同意”和“不同意”賦值為0，“基本同意”和“完全同意”賦值為1，樣本范圍內贊同的二代流動人口17918人，比例為96.92%；通過“我關注我現在居住城市/地方的變化”問題的回答來測度城市認知度，本文將“完全不同意”和“不同意”賦值為0，“基本同意”和“完全同意”賦值為1，樣本范圍內贊同的二代流動人口17497人，比例為94.64%。

此外，借鑒溫忠麟和葉寶娟(2014)的中介效應檢驗方法來探究社會嵌入是否通過社會環(huán)境和城市感知影響二代流動人口城市融入。設定中介效應方程組：

yi=α3+β3sl+γ3Xl+λi

(2)

zi=α4+β4si+γ4Xi+πi

(3)

yi=α5+β5si+δzi+γ5Xi+σi

(4)

其中，zi為中介變量，包括健康檔案、健康教育、城市接受度和城市認知度，λi、πi、σi分別為隨機擾動項，其余參數設定與基準模型保持一致。根據中介效應模型的原理可知，將核心解釋變量與中介變量均納入模型后，若核心解釋變量與中介變量都顯著，且核心解釋變量的影響系數下降，說明中介效應存在。

1. 社區(qū)環(huán)境機制

表7匯報了社會嵌入通過社會環(huán)境影響二代流動人口城市融入的檢驗結果。第(1)列和第(5)列檢驗的是社會嵌入各相關變量和控制變量對中介變量(健康檔案和健康教育)的影響，第(2)列至第(4)列、第(6)列至第(8)列檢驗的是中介變量(健康檔案和健康教育)、社會嵌入各相關變量和控制變量同時納入模型對二代流動人口城市融入的影響。第(1)列顯示戶籍狀況和文化風俗對健康檔案的回歸系數顯著為負，受教育程度和社會網絡對健康檔案的回歸系數顯著為正，第(2)列至第(4)列在同時控制健康檔案、戶籍狀況、文化風俗、受教育程度和社會網絡的情況下，健康檔案對二代流動人口城市融入(長期居留意愿、戶籍轉換意愿、本地身份認同)依然有顯著的正向影響，與此同時，戶籍狀況和文化風俗的回歸系數顯著為負且較基準回歸的系數更大，受教育程度和社會網絡的回歸系數顯著為正且較基準回歸的系數更小，說明健康檔案是社會嵌入影響二代流動人口城市融入的渠道之一。同理，第(5)列至第(8)列的結果顯示，健康教育也是文化風俗、受教育程度和社會網絡影響二代流動人口城市融入的渠道之一，而戶籍狀況對健康教育的影響不顯著，說明健康教育不是戶籍狀況影響二代流動人口城市融入的渠道。由此，基本驗證了以健康檔案和健康教育為表征的社區(qū)環(huán)境是社會嵌入影響二代流動人口城市融入的重要渠道。

表7 社區(qū)環(huán)境機制檢驗結果

2. 城市感知機制

表8匯報了社會嵌入通過城市感知影響二代流動人口城市融入的檢驗結果。第(1)列和第(5)列檢驗的是社會嵌入各相關變量和控制變量對中介變量(城市接受度和城市認知度)的影響，第(2)列至第(4)列、第(6)列至第(8)列檢驗的是中介變量(城市接受度和城市認知度)、社會嵌入各相關變量和控制變量同時納入模型對二代流動人口城市融入的影響。第(1)列顯示文化風俗對城市接受度的回歸系數顯著為負，社會網絡對城市接受度的回歸系數顯著為正，第(2)列至第(4)列在同時控制城市接受度、戶籍狀況、文化風俗、受教育程度和社會網絡的情況下，城市接受度對二代流動人口城市融入(長期居留意愿、戶籍轉換意愿、本地身份認同)依然有顯著的正向影響，與此同時，文化風俗的回歸系數顯著為負且較基準回歸的系數更大，社會網絡的回歸系數顯著為正且較基準回歸的系數更小，說明城市接受度是文化嵌入和網絡嵌入影響二代流動人口城市融入的渠道之一，而戶籍狀況和受教育程度對城市接受度的影響不顯著，說明城市接受度不是戶籍狀況和受教育程度影響二代流動人口城市融入的渠道。同理，第(5)列至第(8)列的結果顯示，城市認知度也是受教育程度和社會網絡影響二代流動人口城市融入的渠道之一，而戶籍狀況和文化風俗對城市認知度的影響不顯著，說明城市認知度不是戶籍狀況和文化風俗影響二代流動人口城市融入的渠道。由此，大體上驗證了以城市接受度和城市認知度為表征的城市感知是社會嵌入影響二代流動人口城市融入的重要渠道。

表8 城市感知機制檢驗結果

(續(xù)表)

六、 結論與啟示

本文基于社會嵌入理論構建二代流動人口城市融入的分析框架，從制度嵌入、文化嵌入、認知嵌入和網絡嵌入四個角度理解社會嵌入影響二代流動人口城市融入的內在邏輯。隨后，利用2017年中國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調查中的流動人口問卷調查展開嚴謹的實證分析。研究結果表明：① 社會嵌入是影響二代流動人口城市融入的重要因素，制度嵌入和文化嵌入顯著阻礙了二代流動人口城市融入，而認知嵌入和網絡嵌入能夠促進二代流動人口城市融入，通過調整變量和調整數據等方法進行穩(wěn)健性檢驗，結論依然成立；② 社會嵌入對二代流動人口城市融入的影響在不同遷入地區(qū)、不同遷徙個體之間存在差異，制度嵌入的阻礙效應發(fā)生在遷入省會城市和1.5代流動人口樣本中，而文化嵌入的阻礙效應發(fā)生在遷入非省會城市和2代流動人口樣本中，認知嵌入和網絡嵌入的促進作用發(fā)生在遷入省會城市和1.5代流動人口樣本中；③ 社區(qū)環(huán)境和城市感知是社會嵌入影響二代流動人口城市融入的重要渠道，良好的社區(qū)環(huán)境與較強的城市感知能夠稀釋制度嵌入和文化嵌入的阻礙效應，強化認知嵌入和網絡嵌入的促進作用。通過上述研究結論，本文得出以下幾點政策啟示。

第一，加強制度融合，創(chuàng)新城市融入機制。雖然現在戶籍的身份屬性在下降，但是與戶籍關聯的公共服務屬性依舊很強。政府應該通過改革戶籍制度，打破公共服務上的不平等，為流動人口融入城市創(chuàng)造必要的條件；并進一步完善勞動就業(yè)制度和社會保障制度，為勞動力市場發(fā)育提供良好的制度環(huán)境，消除農村勞動力流動壁壘，從而提高勞動力資源配置的有效性；此外，還需不斷深化農村土地承包制度改革，促進農業(yè)剩余勞動力轉移，為農業(yè)轉移人口與城市的融合發(fā)展提供有力的制度保障和良好的制度環(huán)境。第二，增進文化交流，打通社會融合通道。雖然二代流動人口生長于城市，并對流入地的文化適應程度很高，但老家傳統(tǒng)文化和風俗習慣的影響依舊深刻。政府應該以開放和包容的姿態(tài)推進城市社區(qū)建設，并充分發(fā)揮社區(qū)的社會融合功能，組織動員社區(qū)各方面力量為二代流動人口提供幫助和服務，改善其生活環(huán)境和條件；此外，積極開展跨地區(qū)文化交流活動，并拓展交流渠道與形式，加強外來人口與本地市民之間在思想、理念、情感等方面的聯系與溝通，促進在文化意識、生活模式等方面的相互接納與認可。第三，提升人力資本，提高城市融入質量。雖然二代流動人口的文化程度和參加職業(yè)培訓的比例都高于第一代，但仍然不能滿足城市勞動力市場對勞動力素質的需求。政府要轉變思想，重視流動人口尤其是農業(yè)轉移人口的人力資本投資，努力創(chuàng)新，引入市場機制，開拓資金來源，以吸取充足的資金，并積極建立和完善農業(yè)轉移人口人力資本投資方面的法律、規(guī)章和制度等，同時嚴格監(jiān)督落實；此外，二代流動人口也要強化對自身人力資本的投資，提高城市融入度和適應性，主動克服心理障礙，從而提高自身城市融入質量。第四，拓展社會網絡，加快融入城市步伐。雖然二代流動人口生于或長于城市，但其實際支持網、情感支持網和交往支持網依然是以家人、親戚、老鄉(xiāng)和朋友構成的強關系為主。政府應該重視二代流動人口所在單位和社區(qū)的力量發(fā)揮，推動二代流動人口擴展社會交往半徑，鼓勵二代流動人口多與工作單位及所在社區(qū)的本地人交往，增強二代流動人口社會網絡的異質性水平，減少二代流動人口與本地市民的疏離感。