家庭化流动背景下老年流动人口的城市融入研究

彭大松

（南京邮电大学人口研究院，江苏 南京210042）

一、引 言

受家庭化流动和人口老龄化双重影响，近年来中国老年流动人口数量和比例呈显著增长态势。根据《中国流动人口发展报告2018》公布的数据，老年流动人口数量及其占总流动人口的比重分别为1778.4 万和8.01%， 而2005 年这两项指标仅为276.6 万和1.92%， 在此期间老年流动人口数量和比重分别增长了6.43 倍和4.17 倍[1]。虽然最近3 年我国流动人口总量在下降，但老年流动人口和流动儿童的比例仍在不断上升。已有的老年流动人口研究主要集中在生活状况、流动特征、健康、社会支持等方面，而对其城市融入研究相对偏少[2]。这可能与以前流动老人比例相对较低有关，也与过去流动人口在老年阶段大量回流、久居或定居城市的愿望较低有关。近年来，随着新型城镇化政策的渐次落地，城市基本公共服务逐渐向流动人口覆盖，家庭化流动模式渐渐成为新趋势。流动老人或因帮子女带孩子， 或因投亲养老而留在城市生活的情况越来越多。 在此背景下，深入探讨流动老人的城市融入问题，具有十分重要的理论意义和实践价值[3][4][5]。

二、 文献综述与研究框架

（一）退休迁移与中国老年流动人口

由于中西制度差别和文化差异，西方社会很难找到与中国流动老人完全一致的比照对象。但从老年迁移行为看，西方老年人退休迁移现象与我国老年人口流动颇为相似。 在欧美发达国家，一些老年人在退出劳务市场后选择向其它城市迁移，即退休迁移[6][7]。退休迁移在一定程度上反映了老年人口退休后的生活方式和生活期待的转变[8]。 具体表现在三个方面：一是老年人生活方式和消费模式发生转变。随着老年人退出劳务市场，收入急剧下降，消费模式和生活方式也相应地发生转变。 退休后，他们通常选择从消费较高的大都市迁移至消费水平相对较低的中小城市生活[6]；二是退休迁移与当地政府的税收政策以及老年人生活照料体系有关。研究发现，州政府通过减免老年人个人所得税、房地产税和完善养老服务体系，可有效减少老年人口跨区域迁移[9]；三是退休迁移与气候环境有关。多数老年人退休后选择向气候宜人、温暖湿润、生活节奏较慢且适宜老年人居住的城市迁移。 由此可见，无论是哪种原因引发的退休迁移，都是老年人理性思考与自我选择的结果[10][11]。

与西方老年人退休迁移相比，中国老年人流动则具有不同的特征。 第一，中国流动老人多属于被动流动人口。伴随户籍制度松绑和城市基本公共服务政策的实施，流动人口的子女也能同等地享有上学、就医等城市基本公共服务，极大地推动着人口流动从单体流动模式向家庭化流动模式转变。 但是，流动家庭要想安稳地生活于城市，不仅需要流动者本人有稳定工作和收入作为支撑，还需要得到其他家庭成员的支持，以分担照料孩子和接送孩子上下学等家庭事务。 在中国，隔代照料工作通常由家里的老年人承担，这不仅因为中国有隔代抚育的文化传统，也有老年人出于晚年为家庭发展做贡献的考虑。 从这个意义上来说，中国老年人多是被动地“卷入”到家庭化流动进程之中，属于被动的流动人口；第二，流动老人城市融入与一般流动人口的城市融入也有显著差异。具体表现在三方面：（1）流动老人的城市融入是以家庭融入为基础。以劳务输出为目的的流动人口， 在离开家乡熟人网络之后，可能很快以业缘关系重新建立社交网络，而随家庭流动的老年人口，多数无法以业缘关系建立社交网络， 相反家庭才是他们落脚和扎根城市的起点，这就使得流动老人对家庭和子女的情感依赖度比原先更高。 换言之，流动老人要融入城市必须先融入家庭， 只有在家庭中获得好的情感体验和归属，才能为城市融入奠定基础。 （2）流动老人的城市生活是以社区为载体。社区是除家庭之外的第二重要生活场域， 流动老人正是通过社区活动体验城市生活，并融入城市。对于老年人而言，社区不仅为邻里交往、日常活动开展提供了直接的外部环境，还是国家政策的传播者和执行者。 例如，向老年人做政策宣传，组织老年人免费体检，为生活困难者提供登记、申请制度保障服务等。 在家庭养老功能日渐弱化的今天，社区公共服务的可及性和友好程度都会直接影响流动老人的城市融入体验。 （3）流动老人的城市融入是以制度性资源为保障。 中国已步入老龄少子化时代，传统的家庭养老功能已经大大弱化，这使得现阶段的老人不得不寻求家庭之外的保障资源，以弥补家庭养老能力之不足。 其中，基本社会保险、医疗保险以及其他商业性保险等为老年人晚年生活提供了家庭之外的一份保障。 总之，上述特征共同构成了流动老人城市融入的基础，也是其区别于一般流动人口城市融入的根本原因。

（二）理论视角与研究框架

社会融合/融入一词最初源于西方国家的外来移民研究，旨在探讨不同文化背景的外来移民如何消解文化差异，以达成文化共识[12][13]。其研究重点在于分析移民文化的认同机制。 西方的研究先后形成了熔炉论、区隔融合论、选择融合论等一系列颇有影响力的社会融合理论[14][15][16]。 国内学者援引社会融合理论来解释中国人口流动时，注意到中国流动人口的城市融入不仅存在城乡文化差异，也存在身份认同、生活方式差异等多重障碍。 为了更好地诠释中国人口流动特征，国内学者对传统社会融合理论进行了相应的本土化改造，并形成了几个颇具影响力的本土化理论假说，如田凯的“再社会化”假说[17]、童星等的“新二元关系”假说[18]、王桂新等的“三阶段”理论[19]、杨菊华提出的“五阶段”假说等[20]。 无疑，经本土化改造的社会融合理论最大限度地诠释了中国流动人口的城市融入进程。而以此为基础的制度区隔、文化差异、个体异质性等理论假设也得到了国内多数经验研究的证实[21][22][23][24]。受此启发，国内学界对流动老人城市融入的讨论也大致形成了两种相异的研究进路：一是借鉴和沿用国内一般流动人口社会融合框架来分析老年流动人口的城市融入。 研究发现，相比于其他类型的流动人口，流动老人的城市融入难度更大[25]，而影响其融入的因素不仅有宏观的制度区隔、社会排斥，也有微观的个人语言障碍、主动交往缺失、学习能力不足等[26][27]；二是聚焦老年人口流动的某些特征，突显流动老人城市融入的特殊性。 例如，有学者以“老漂族”来称谓老年流动人口，意在表达老年流动人口在城市里漂泊不定和游离于熟人交往圈之外的生活状态。公允地说，沿用一般流动人口融合分析框架可检视流动老人城市融入的共性特征，却模糊了“老年人”群体城市融入的特殊需求，从而可能造成研究结论的偏误[2]。而“老漂族”相关研究虽然凸显了老年人特征，也生动地描述了流动老人城市融入现状，但多数研究偏重现象分析，缺乏相应的理论建构。 何况在当前家庭化流动渐成趋势的背景下，老年流动人口也并非孤立无助、无依无靠的个体，相反，许多老人正开始尝试去接受和适应“家庭化流动”趋势之下的城市生活。

综合两种研究进路的优势，并考虑到老年流动人口兼具“流动”和“老龄”双重特征，本文提出以日常生活为中心，以“需求-满足”为理论切入点重构流动老人城市融入的分析框架（图1）。 理由如下：首先，无论是青壮年劳务输出型流动人口，还是老年流动人口，其对城市融入状况的评价大多是一种主观心理反馈①， 而反馈结果取决于个人城市融入需求得到满足的程度；其次，突出强调流动老人以生活为中心的融入特征。 从融入需求来看，青壮年流动人口追求的是多元化的城市融入（或多元化需求），例如平等的工资水平、就业机会、无歧视的制度环境和政治参与等等。流动老人多数已退出劳务市场， 其城市融入需求不再以追求个人发展为目的，而是转向了个人生活空间[28]。 已有经验研究证实，流动老人城市融入受到代际关系、隔代照料满意度、生活习惯代差等家庭因素的影响[2]，有学者甚至建议将“家庭融洽程度”作为流动老人城市融入的重要指标[28]，这些研究都佐证了流动老人的城市融入是以家庭生活为中心的融入；再次，流动老人城市融入是以家庭、社区为依托、资源为保障的渐进式融入， 充分体现了老年流动人口的 “流动”与“老龄”双重特征。 其中，家庭是老年流动人口的生活中心，它满足了个体安全需求和情感需求，社区是建立社交网络的起点，也是公共服务和政策宣传的重要载体，流动老人正是通过社区参与来凸显归属感，而保障性资源则为个体融入城市提供了制度性支持。 总之，该理论框架从上述3 个方面重现了流动老人城市融入的基本特征和主要影响因素，为进一步的实证分析提供了有益启示。

图1 老年流动人口城市融入分析框架

三、数据、变量与模型

（一）数据来源

本文数据来自2018 年“流动老人城市融入研究”专项调查。 该调查是由深圳市政法委、贵州省卫生健康委员会联合南京邮电大学于2018 年7 月至9 月，在深圳、贵阳两市开展的一项流动老人城市融入专项调研。 深圳是中国四大一线城市之一，经济发达，流动人口众多，深圳样本对东部发达省份的流动老人具有一定的代表性。 贵阳是贵州省省会城市，贵阳样本可在一定程度上代表西部地区的流动老人。调查采用多阶段PPS 抽样方法。第一阶段是行政区抽样。 其中，深圳市随机抽取了宝安区、龙岗区为调查点，贵阳市抽取了云岩、南明、花溪、观山湖4 个区作为调查点。 第二阶段，在每个行政区划内随机选取2 个社区作为次级抽样单元，再以社区或街道为单位，利用社区或街道所掌握的流动家庭情况，以户为单位制订流动老人家庭户抽样框②。 第三阶段，采用等距抽样的办法，在每个社区抽样框中随机抽取60 户符合要求的家庭户进行入户调查。 若一户内有多个符合条件的流动老人，则选择出生日期最靠近7 月1 日的流动老人作为被访对象，以减少人为选择性偏差。调查共发放720份问卷，有效问卷617 份，有效问卷率85.7%。 其中，深圳市两个区获得有效问卷203 份，贵阳市4个区获得有效问卷414 份。 贵州、深圳两地的流动老人问卷调查虽然不是全国性调查，但在缺乏全国流动老人社会融合专项调查数据的情况下，基于本次调查数据的分析结果同样具有重要的参考价值。

（二）变量操作化

1．因变量

本文核心因变量是城市融入。融入是一个单向度过程，并不考察当地居民对外来流动老人是否接纳的态度或行为。 因此，对“城市融入”的测量主要以被访者对社会融入相关问题的主观认知为依据。问卷设计了流动老人对风俗习惯适应、与本地人交往、社区活动参与、语言熟悉程度、对本地居民的感知差异、对流入城市印象的评价、生活满意程度等方面的详细问项③。 回答项均采用5 级李克特量表设计，在统一答案项的方向后，采用因子分析方法识别城市融入的结构特征。经主成分因子分析和方差最大化旋转后形成3 个主因子结构（表1）。 依据因子载荷分布，分别将3 个主因子命名为心理认同因子、互动交往因子和文化适应因子。从结构来看，文化适应、互动交往、心理认同等3 个维度之间既相互独立，又反映出城市融入程度的递进关系。 这与周红云等提出的社会适应、行为融合与心理融合结构基本一致[3]，也与杨菊华的经济整合、社会适应、文化习得、心理认同四维度融入模式非常相似。在数据拟合时，通过计算因子得分，并将其转化为标准百分，以增加结果的易读性。

表1 流动老人“社会融入”的因子分析（经方差最大化旋转）

2．自变量

本文要考察的核心自变量主要是家庭因素、社区因素以及保障性资源3 个方面。

（1）家庭因素。 问卷通过询问流动老人家庭生活状况和情感支持等问题来测度家庭因素的影响。具体包括：被访者是否向家人倾诉心思、是否适应家庭生活习惯、意见是否得到家人支持、自我报告对家庭价值大小等问题。 为了提高分析效率，同样采用了因子分析方法，将家庭相关因素做“降维”处理，分析结果见表2。 家庭维度析出2 个主因子，分别命名为家庭决策因子和家庭情感因子，两因子累计方差解释比例为63.6%。

表2 家庭因素的因子分析（方差极大化旋转）

（2）社区因素。 社区因素主要体现在社区公共服务方面。通过在问卷中对被访者提问关于异地使用医保的便利性、领取养老金的便利性、是否在流入地享受免费体检、是否在流入地建立了健康档案等问题来操作化。通过主成分因子分析提炼主要信息，将社区层次变量命名为公共服务因子。

（3）保障性资源。在保障性资源方面，主要通过询问流动老人拥有的医保类型、数量、社会保险数量等问题来操作化，命名为保障性资源。 在纳入实际模型时，上述综合指标均计算因子得分，并将其转化为标准百分，以增加结果的可读性。

其它控制变量还包括年龄、性别、流动距离、健康、教育、收支情况、退休前职业、目前在业情况、居住类型、住房性质、流动类型等。 其中，年龄处理为连续变量，性别为分类变量（男性为参照）。 流动距离为分类变量，分为外省、外市、本市外县（参照项），健康自评为连续变量，数字越大，健康状况越好。 教育程度分为未上学、小学、初中、高中和大专及以上5 个类别，以“未上学”为参照。 “收支情况”的答案项分为经济拮据、收支平衡、略有结余、经济宽裕，以“经济拮据”为参照。退休前职业分为非农、农业、无业，以“非农”为参照。当前在业情况，以“无业”为参照。 居住类型分为独居、与子女同住、与配偶同住，以“独居”为参照。住房性质分为租房、自购住房、子女购房、其他方式，以“租房”为参照。 流动类型分为“主动流动”和“被动流动”，以“被动流动”为参照。

（三）分析方法

根据因变量属性， 本文采用普通最小二乘法（OLS）和分位数回归（Quantile Regression,简写成QR）方法对数据进行分析。 首先，应用OLS 模型进行分析。 OLS 模型是基于条件均值的回归模型，可用于分析自变量与因变量的条件期望间的关系。在满足相关假设的前提下， 用OLS 方法估计的回归系数具有最优线性无偏性优势（BLUE）；其次，采用分位数回归模型拟合不同分位因变量的影响因素。由于OLS 方法是基于条件均值建构模型，只能刻画自变量与因变量“条件均值”间的关系，难以反映不同“位置”因变量与自变量间的变化关系。分位数回归正是刻画不同位置因变量与自变量关系的模型。相比于OLS 方法， 分位数回归模型有两个方面的优点：一是可以减少因数据违背“正态性”假设、“方差齐性”假设时，估计系数的偏误问题，提高系数估计的稳健性；二是可以全面地刻画“处于不同社会融入水平”的流动老人受家庭、福利政策等因素的影响情况。 简单来说，两种模型的分析结果既能相互印证，也能弥补单一方法之不足，增加了结果的稳健性与可靠性。此外，本文数据均采用Stata16 软件进行处理。

四、结果与分析

（一）流动老人城市融入现状

表3 是描述性分析结果。 在家庭方面，流动老人在家里的“情感支持”得分为85.7，相对较高，而反映家庭地位的“家庭决策”得分仅为42.5，相对较低。这基本反映了大多数老人在流入地家庭生活的真实境况：虽然大多数子女都给予流动老人一定的情感支持或家庭关爱，但流动老人的家庭地位边缘化、 家庭话语权和决策权缺失已成为一种普遍现象。阎云翔认为，在社会变迁时代，家庭权威向子代偏移是“社会个体化”的表现，而分家是保持两代人和谐相处的最合适的居住方式[29]。 对外来的流动家庭而言，住房是稀缺资源，两代人分开居住的成本过高，“住一起”是不得已的现实选择。 两代人同居一室，可能会因生活方式、生活观念的差异而增加冲突，父母在流动家庭中的话语权剥夺感增强。 表3 显示，公共服务和保障性资源两项指标的得分均低于50，尤其是保障性资源得分仅为28.3，这表明流动老人在流入地享受到的公共服务和个人拥有的保障性资源水平仍然较低，这也与现实情况基本一致。

表3 变量分布情况（N=617）

在城市融入方面，流动老人的互动交往、文化适应和心理认同各项得分依次为37.9、79.6 和66.4。 其中，流动老人的“互动交往”得分是3 个维度中得分最低的。这反映出流动老人的社区参与度较低、与本地居民的日常交往有限。 大多数流动老人将难以在短期内重新建构社会网络，以弥补离开家乡熟人网络带来的社会资本“损失”。 流动老人“文化适应”维度的得分相对较高。 这与杨菊华对全国流动人口社会融入状况的实证分析结果基本一致[30]。 流动老人的“心理认同”得分，处于中间水平。 流动老人社会融入综合水平得分为64.7。 作为比较，我们计算了市内、跨市和跨省3 种流动类型老人的社会融入综合得分， 依次为77.3、65.6 和59.2，这说明跨越地区越远的流动，其社会融入程度相应越低。

（二）多元统计分析结果

1．OLS 回归分析

表4 是OLS 回归模型的估计结果。 考虑到模型存在异方差问题， 为了减少估计结果的偏误，我们采用稳健回归模型对数据进行拟合。表4 分别呈现了流动老人的文化适应（模型1）、互动交往（模型2）、心理认同（模型3）的OLS 估计结果。 从OLS估计结果可以看到，家庭因素、保障性资源、社会公共服务均在不同程度上影响了流动老人的社会融入。 具体而言，家人的情感支持和拥有一定的家庭决策权对流动老人的社会融入发挥了积极作用。这说明，和谐的家庭关系是老年流动人口社会融入的重要基础。 公共服务得分越高的流动老人，文化适应、互动交往和心理认同等3 个社会融入维度上得分也越高。具体而言，公共服务得分每增加1 分，其相应的文化适应、互动交往、心理认同等维度的得分平均增加0.13、0.18 和0.14 分。 这说明流入地的公共服务质量越高，流动老人的社会融入程度也越高。值得注意的是，保障性资源对流动老人的“文化适应”和“互动交往”表现出一定的负向影响，尤其是对于流动老人“互动交往”的负向影响具有统计显著性（p<0.01）。 为了进一步检验二者的关系，模型4 在模型2 基础上纳入“保障性资源平方”项。结果显示， 保障性资源及其平方项估计值符号相反，且在1‰显著水平下通过了统计检验，两者之间呈“倒U 型”关系。 这说明在保障性资源较少的时候，老年流动人口倾向于通过“互动交往”建构社会资本来弥补自身资源的不足，而一旦保障性资源达到一定程度，“社会交往”便开始下降。换言之，保障性资源对流动老人互动交往融入的影响在不同阶段存在变化。

表4 流动老人社会融入的OLS 估计结果（稳健估计）

另外，表4 也报告了其它相关变量的影响：（1）年龄对互动交往有负向影响，年龄越大，互动交往能力越弱。 性别只对文化适应有影响，即女性流动老人在文化适应方面比男性流动老人更容易；（2）流动距离的影响只体现在“文化适应”上，即相比于“本市跨县”的流动老人，跨省流动老人的文化适应性更低。 这证实了文化的“地缘接近性”原则，即流动距离越远，文化适应越难；（3）流动年数对流动老人的“文化适应”和“互动交往”有正向影响，但对“心理认同”没有影响。 这与青壮年流动人口不同，青壮年人口在外流动时间越久，对流入地的心理认同感越高[31]；（4）经济收入对心理认同有显著的正向影响。具体而言，在控制其他变量不变的情况下，与“经济拮据”的流动老人相比，报告“收支平衡”、“略有结余”和“经济宽裕”的3 类老人其心理认同得分分别平均提高8.6 分、15.3 分和12.5 分。因此，老年人的经济自由对其在流入地的心理融入有重要促进作用。

2．分位数回归分析

表5 是文化适应、互动交往、心理认同3 个维度的10、50 和90 分位数上各变量的估计值。 限于篇幅， 表5 只展示了重点讨论的家庭情感支持、家庭决策权、公共服务、保障性资源4 个变量的估计结果④。

表5 流动老人社会融入的分位数回归结果

（1）文化适应的QR 模型估计

表5 的第一部分是流动老人“文化适应”的分位数估计结果，10%、50%和90%分位估计分别代表“文化适应”条件分布的底端、中部和顶端位置。由表中的估计值可知，在10%分位数上，家庭情感支持、家庭决策权、公共服务的回归系数分别是0.45（p<0.001）、0.16(p<0.05)、0.17(p<0.01)，在50%分位上，相应的估计值分别为0.01、0.02 和0.09，且只有公共服务具有统计显著性，在90%分位上3 个变量的估计值进一步下降，且都不具有统计显著性。 这表明，情感支持、家庭决策权两个变量对文化适应“底端”位置上的流动老人有显著促进作用，而对文化适应“中部”位置和“顶端”位置的流动老人作用不明显。公共服务因素对分布“底端”的流动老人有显著正向影响，而对分布“中部”的流动老人正向影响减弱，对“顶端”分布的流动老人影响则不显著（图2）。 这说明家庭因素对流动老人文化适应的促进作用只表现在文化适应的初级阶段，而在中后期阶段作用减弱。

图2 文化适应的分位数回归

（2）互动交往的QR 模型估计

表5 第二部分是流动老人“互动交往”的分位数回归估计结果。 与对“文化适应”的影响不同，家庭因素和保障性资源因素对流动老人“互动交往”的影响主要表现在中、高分位数上。 其中，家庭情感支持在10%、50%和90%分位数上的估计系数为0.05（p>0.1）、0.14（p<0.01）和0.20（p<0.01），这表明从分布“底端”到“顶端”影响力依次增强。 家庭决策权对流动老人“互动交往”的影响也有类似的效应，在10%、50%和90%分位数上的估计值分别为0.04（p>0.1）、0.08（p<0.01）和0.13（p<0.01）,越 到 分 布“顶端”作用越强。 与家庭领域两个变量的影响方式不同的是，公共服务对互动交往的影响，在底端、中部和顶端均表现出显著的正向影响，且这种影响随着分位数分布由低到高的变化而呈现出轻度的“U”型特征，体现为对分布“中部”流动老人的互动交往影响力相对较弱（图3）。 保障性资源对流动老人“互动交往”的负向影响在50%和90%分位上持续增强，这再次佐证了保障性资源对互动交往有挤出效应。

图3 互动交往的分位数回归

（3）心理认同的QR 模型估计

表5 的最后一部分报告了心理认同回归系数估计值。 其中，情感支持和家庭决策权对“底端”和“中部”的流动老人“心理认同”有显著的正向影响，对于“顶端”的流动老人“心理认同”影响不大。在公共服务方面， 公共服务在50%分位数上对流动老人“心理认同”有显著正向影响，而在其他分位上影响并不显著。上述结果可以在图4 中得到直观的呈现。

图4 心理认同的分位数回归

五、结论与讨论

随着人口老龄化和家庭化流动渐成趋势，老年流动人口已成为我国流动人口的重要组成部分。本文在考虑老年流动人口兼具“流动”与“老龄”双重特征的基础上重构流动老人城市融入分析框架，并基于深圳、贵阳两地流动老人社会融入专项调查数据，采用OLS 模型和分位数回归模型，实证分析了流动老人城市融入的结构、 现状以及影响因素，主要结论如下：

其一，老年流动人口的社会融入主要由文化适应、互动交往和心理认同3 个维度构成。 “三维度”社会融入结构较好地反映出流动老人城市融入的基本特征。 计量结果表明，流动老人的文化适应相对较好，而互动交往相对不足。 因此，流入地政府和基层社区组织应将流动老人纳入社区服务和管理对象，有针对性地引导流动老人参与社区活动，提高流动老人与本地居民的交往和互动机会，进而提高社区归属感和认同感。

其二，获得家人情感支持和拥有一定的家庭决策权， 对流动老人的社会融入具有重要促进作用。流动老人获得的情感支持较高， 但家庭决策权较低，这反映了流动家庭中流动老人家庭地位边缘化和家庭决策权缺失已是一种普遍现象。 分位数回归模型揭示，在融入早期阶段，家庭支持有助于促进流动老人在城市更好地适应当地文化和获得心理认同。 在融入后期，家庭因素有助于促进流动老人更好地参与社区居民互动交往。 这说明家庭因素对流动老人城市融入具有基础性作用。

其三，流入地公共服务水平提升明显促进流动老人的社会融入。 与家庭因素一样，社区公共服务水平越好，流动老人的获得感和安全感越高，相应的社会融入水平也越高。 分位数回归表明，公共服务可有效促进融入程度较低的流动老人的文化适应，而对“中部”和“顶端”的流动老人正向影响逐渐减弱；公共服务对“底端”和“顶端”分布的流动老人的互动交流有明显促进作用，而在心理认同方面，仅仅对分布“中部”的流动老人有显著作用。

其四，保障性资源对流动老人的互动交往融入既有促进效应，也有挤出效应。 较低的保障性资源可促进社会交往，随着保障性资源的提高，社会交往反而下降。互动交往是重构流动老人社会网络和获取更多非制度性社会资源的一种手段。当个体保障性资源缺乏时，就有强烈的动机通过“互动交往”来重构社会网络，增加社会资本予以弥补。反之，当个体保障性资源充足时，其参与“互动交往”的动机下降。这说明互动交往尚未成为流动老人日常生活的重要组成部分，流动老人离真正融入城市生活尚有距离。

综上所述，在家庭化流动背景下，老年流动人口的城市融入有别于青壮年劳务输出型流动人口，其“被动”流动特征决定了其城市融入过程更要借助外部力量予以推动。 良好的家庭环境、和谐的代际关系、崇尚尊老文化、高质量社区服务和完善的福利体系等，都将成为流动老人城市融入的重要动力。

注：

①从某种情况来说，个体表现的某些行为也是心理体验的外显结果，如交往、参与等。

②家庭中有60 岁及以上、户籍不在本地、但在本地生活3 个月以上的流动人口的均纳入抽样框。

③考虑到流动老人多数不是因经济需求而流动，流动老人融入难， 很大程度上是在精神层面和生活层面，与经济层面关联较小，因此，这里并未将“经济融入”纳入因子分析模型，但经济因素仍然可能是影响其社会融入的因素之一，故在后面的影响因素模型中纳入分析。

④对于其他变量估计值感兴趣的读者，可来信向作者索取。