家庭化迁移对流动人口社会融合的影响及其异质性分析

李瑶玥,任远

(复旦大学 人口研究所，上海 200433)

1 引言

在大规模人口迁移流动过程中，促进流动人口的社会融合构成国家发展面临的重要任务，已经引起社会各界广泛关注。我国人口流动表现出家庭化迁移日益增长的特点。流动人口家庭化迁移的比例、规模均呈上升趋势，家庭化迁移已经成为流动人口的主要模式(周皓，2004；朱明芬，2009；盛亦男，2013；杨菊华，2013；吴帆，2016)。因此，有必要将家庭因素纳入流动人口的社会融合的分析视野，分析家庭化迁移对于流动人口社会融合与福利提升的影响。

流动人口家庭成员的迁移表现为多期动态迁移的特点(朱明芬，2009；盛亦男，2013；杨菊华，2013；吴帆，2016)。已经有研究证明，流动人口社会融合的状况(崇维祥、杨书胜，2015)以及与社会融合相关的人力资本水平(朱明芬，2009；邵岑、张翼，2012；王文刚等，2017)、居留意愿(任远，2006；熊景维、钟涨宝，2016；李吉品、郭晓光，2018)等因素对其家庭成员的随迁具有影响。但从另一个方面来看，家庭化迁移是否影响流动人口社会融合的研究还值得加以深化。此论题显然存在内生性的，而社会融合概念的综合性也增加了对此问题的研究难度。家庭化迁移是否会影响流动人口的社会融合？是否会对流动人口社会融合的不同侧面产生不同的影响？以及由于流动人口是一个多样化的群体，家庭化迁移对不同流动人口群体社会融合和生活福利的影响是否有所不同？本文将利用2017年全国流动人口动态监测调查数据，在描述流动人口家庭化迁移状况的基础上，构建测度社会融合的综合指标，利用基于工具变量的两阶段最小二乘回归等模型研究家庭化迁移对于流动人口社会融合的影响，并对这种影响在不同群体间的异质性开展分析。

2 文献回顾

作为迁移和社会研究的经典话题，社会融合指在迁入地的适应与同化，或是促进迁入地多元化社会经济秩序的形成(李明欢，2000；周皓，2012)。与此关联的主要理论观点包括“同化论”、“多元文化论”、“区隔的融合”等。

社会融合具有综合的维度，根据对社会融合内涵理解的不同，国际学术界对社会融合也有不同的测量方法(黄匡时、嘎日达，2010；梁波、王海英，2010)。我国学者对流动人口社会融合的概念内涵和测量进行了丰富研究。如王桂新和罗恩立(2007)将社会融合归纳为流动人口在经济、政治、公共权益、社会关系四个方面的融合；张文宏和雷开春(2008)利用因子分析法将流动人口社会融合划分为文化、心理、身份、经济融合四个维度。也有研究者强调了社会融合不同维度之间的递进关系，如杨菊华(2009；2010)提出流动人口在就业、保障等方面的经济融合往往最先发生，随着流动人口逐渐接纳、认同迁入地文化与社会价值观念，其行为模式逐渐与迁入地市民相适应，对迁入地归属感增强，最终实现对自己“本地人”的身份认同。周皓(2012)认为社会融合是经济融合、文化适应、社会适应、结构融合、身份认同的递进过程。穆光宗等(2017)提出流动人口社会融合的最终标志是在迁入地实现制度性的接纳。基于同化论的看法，不少研究中定义的“融合”概念是流动人口在多方面融入迁入地社会的单向过程，而从帕克以来，社会融合的概念重视迁移者与迁入地市民的互动关系建构(任远、邬民乐,2006)。任远和乔楠(2010)提出流动人口的社会融合过程是流动人口与本地市民相互适应、相互配合、相互影响的双向互动过程，并用四个方面的关系指标对社会融合进行测量。

流动人口个体的社会融合过程与其家庭的迁移决策密切相关。流动人口在迁入地的融合带动了其家庭成员的后续迁移(崇维祥、杨书胜，2015)。流动人口对迁入地文化适应越强，越期望在迁入地长期居留，也具有更高的家庭化迁移可能(任远，2006；熊景维、钟涨宝，2016；李吉品、郭晓光，2018；魏万青，2020)。高人力资本水平是影响流动人口在迁入地社会融合水平的重要因素(杨菊华、张娇娇，2016)，同时，流动人口家庭化迁移过程也受到夫妇人力资本水平的影响，教育水平越高的迁移者，越有可能实现家庭化迁移(Nivalainen,2004；Mulder & Malmberg，2014；崇维祥、杨书胜，2015；邵岑、张翼，2012；王文刚等，2017)，且这种影响在新生代流动人口群体中更为显著(邵岑、张翼，2012；陈良敏、丁士军，2019)。迁入地的制度性接纳或排斥同样影响流动人口家庭迁移决策，例如公办学校低准入门槛会促进流动人口子女随迁(柯宓、朱钢，2017)，而户籍排斥则对家庭化迁移形成抑制(刘欢、席鹏辉，2019)。

也有研究讨论了家庭化迁移对促进流动人口社会融合所发挥的作用。家庭化迁移使流动人口在新的环境中获得来自家庭的归属感，使他们更容易建立对流入地市民与社会的信任(任远、陶力，2012)，进而增强他们的居留意愿(李强、龙文进，2009；续田曾，2010；盛亦男，2017)，提高他们对城市的认同以及自己作为本地人的身份认同(张文宏、周思伽，2013；史毅，2016)。家庭化迁移避免了留守对流动人口子女成长的消极影响，为子女创造获得更优质教育与发展机会的可能，也增强了作为父母的流动人口的整体福祉。因此，子女随迁能显著提高流动人口城市居留意愿、户口迁移意愿(Wang et al.，2019)，也能够增强流动人口的城市融入感与本地身份认同(王春超、张呈磊，2017；Wang et al.，2019)。相反，家庭成员异地分离阻碍了流动人口的社会融合，并降低了流动人口居留城市的稳定性。赵海涛和刘乃全(2018)的研究表明，有照料留守家庭成员需求的流动人口难以主动融入迁入地社会。

因此，家庭化迁移是理解和影响流动人口社会融合的重要因素。家庭化迁移不仅构成流动人口社会融合的指标，也会影响流动人口的社会融合。二者存在显然的相互影响，有必要将潜在的内生性问题纳入研究中开展更细致的分析。同时，社会融合具有多维度的内涵，家庭化迁移对社会融合不同侧面的具体影响还需要深化，家庭化迁移对流动人口社会融合在不同群体间的异质性影响也值得进行更深入的研究。

3 研究模型设定

为估计家庭化迁移对流动人口社会融合的影响，本文设定最小二乘(OLS)线性基准回归模型：

(1)

其中，被解释变量SIi表示流动人口个体i的社会融合程度，核心解释变量FMi表示个体i的家庭化迁移情况，家庭化迁移对社会融合的影响效应由系数α1表示，Xi为控制变量向量组，εi为扰动项。

利用OLS回归估计得到无偏、一致估计量的前提要求家庭化迁移是外生解释变量，与扰动项εi不相关，但实际上家庭化迁移可能并非直接作用于流动人口的社会融合过程的外生因素。首先，正如上文所提及的，流动人口个体社会融合程度也可能会对其家庭的后续迁移决策产生影响，即流动人口的社会融合程度与其家庭化迁移行为可能是互为因果的关系，从而造成解释变量与误差项相关，导致内生性问题。其次，流动人口在迁入地的社会融合与家庭化迁移决策可能受到诸多不可观测因素的影响，例如，具有较强生存与适应能力的流动人口更容易融入迁入地社会，进而激励了他们家庭化迁移的决策，但“能力”内嵌于流动人口的性格、智商等个人特征之中，难以观测，因此，遗漏关键的控制变量也将造成解释变量的内生性问题。此外，流动人口家庭化迁移决策可能并非随机决定的，而是流动人口家庭依据迁移成本与效益综合权衡后选择的结果，这种自选择过程也可能会造成估计的偏差。为修正可能存在的内生性问题，本文进一步采用基于工具变量的两阶段最小二乘(IV-2SLS)回归模型以得到回归系数的一致估计，具体模型为：

(2)

(3)

4 数据来源与变量说明

4.1 研究数据

本文的研究数据来自2017年全国流动人口卫生计生动态监测调查，调查样本为在中国大陆31个省(区、市)与新疆生产建设兵团抽样地区居住超过一个月且非当地户口、满15周岁的人口。为排除离婚、再婚以及因非经济目的(例如作为随迁家属)迁移对流动人口家庭化迁移决策的干扰，本研究重点关注初婚、处于劳动年龄、以务工经商为目的而迁移的流动人口。筛选、剔除关键变量有缺失值的样本记录后，得到104165个有效研究样本。

4.2 变量测量

本文从流动人口和本地社会的相互关系来衡量流动人口的社会融合程度，分别是流动人口对城市生活的预期、感受的社会态度、与本地居民的互动、流动人口的自我身份认同(任远、乔楠，2010)。结合2017年流动人口动态监测调查内容，我们分别选取以下四个调查问题构建0-1二分变量以反映流动人口的社会融合：包括“如果符合户口迁入条件，是否愿意把户口迁入本地”(1=是)、“是否同意‘我觉得本地人愿意接受我成为其中一员’这个说法”(1=完全同意)、“业余时间在本地和谁来往最多”(1=本地人)、“是否同意‘我觉得我已经是本地人了’这个说法”(1=完全同意)。将上述四个变量等权重相加，得到取值{0,1,2,3,4}、测度流动人口社会融合程度的综合指数，并在实证研究中将其作为连续变量处理；该指数取值越大，反映流动人口社会融合程度越高。

现有研究中，研究者对于“家庭化迁移”的表述与定义不尽相同。国外研究者对家庭化迁移的界定以核心家庭的举家迁移为主(Mincer，1978；Nivalainen，2004)。我国的家庭迁移表现出分批次迁移的特点(盛亦男，2014)，根据核心家庭成员迁移的完整性，可以将家庭流迁过程划分为“非家庭式流动”、“半家庭式流动”、“完整家庭式流动”等不同模式(杨菊华、陈传波，2013；吴帆，2016)。由于非完整的家庭安排也属于家庭分离，本文从“家庭分离”和“家庭化迁移”进行比较的角度分析家庭化迁移，将家庭化迁移界定为流动人口核心家庭成员全部在迁入地生活居住的“完整性家庭迁移”，依据受访者配偶、子女在调查期间的居住地判断，若受访流动人口的配偶与全部子女均在迁入地，则认为该流动人口完成了家庭化迁移，衡量流动人口家庭化迁移的变量赋值为1，否则为0，定义为“家庭分离”。

为处理研究存在的内生性问题，本文选择了两个变量作为家庭化迁移的工具变量：一是流动人口的“家庭困难”情况。这一变量是依据以下规则定义的二分变量：对没有子女或子女已结婚分家的流动人口，如果在“家庭困难”的选项中选择“在老家有配偶生活孤单的困难”；对有未成家子女的流动人口，如果在“家庭困难”的选项中选择“在老家有配偶生活孤单的困难”或“有子女照看的困难”，则变量赋值为1，否则为0。老家的困难状况与流动人口的家庭分离有很强的一致性，家庭存在配偶生活孤单或子女照看的困难往往使流动人口频繁回流，从而间接抑制流动人口的社会融合。二是流动人口户籍所在地流动人口的“家庭迁移率”，定义为样本中同一户籍所在地的流动人口中，实现家庭化迁移流动人口与全部流动人口之比。迁出地的移民网络能扩散与迁移相关的信息，家庭的迁移决策会受到同一地区其他家庭迁移行为的影响(McKenzie & Rapoport，2007；Hu，2012)。户籍地平均家庭迁移率越高，流动人口个体实现家庭迁移的倾向越强。我们将采用这两个变量分别作为工具变量，并相互验证，来分析家庭化迁移对流动人口社会融合的影响。

除基本的人口学特征外，流动人口自身的人力资本、社会资本及相关政策与制度因素等都是影响流动人口社会融合水平的重要因素(Mincer，1978；任远、邬民乐，2006；梁波、王海英，2010；任远、乔楠，2010；李培林、田丰，2012；杨菊华、张娇娇，2016)，基于流动人口动态监测数据的调查内容，本文在实证模型中引入上述几类可能影响流动人口社会融合水平的控制变量，同时引入了流动人口户籍地地理分区与迁入地省级区域的地区虚拟变量，以控制地区不可观测的差异性因素对流动人口社会融合的影响。研究所使用的具体变量定义见表1。

表1 变量说明

5 实证分析结果

5.1 描述性统计

如表2所示，基于研究样本加权计算，在本文关注的流动人口群体中，仅有58.2%的流动人口完成了家庭化迁移。根据家庭中未婚且未分家子女数量，我们将流动人口家庭划分为夫妻家庭、单子女家庭与多子女家庭三类。其中，夫妻家庭中实现家庭化迁移的比重最高，为85.1%。子女数量越多，家庭完成家庭化迁移的比重相应降低。单子女家庭的家庭化迁移比重为60.8%，多子女家庭的家庭化迁移比重仅为47.9%。

表2 按家庭类型的家庭化迁移比重

对于未实现家庭化迁移的流动人口，多数配偶已随同迁移，而子女留守比较普遍：在未实现家庭化迁移的单子女家庭中，配偶迁移的比例达到60.4%，在多子女家庭中，配偶迁移的比例达到78.2%。可见，流动人口家庭的迁移次序显示出“先夫妻、后子女”的特征(吴帆，2016)。具体来说，如表3所示，丈夫往往是家庭中首先迁移的一方，通过对研究样本中流动人口及其配偶、子女迁移时长的统计，90.8%的丈夫与75.7%的妻子是其家庭的第一批次迁移者，但仅有38.2%的流动人口子女作为家庭的第一批次迁移者进入城市。

表3 流动人口的家庭化迁移次序

对于已经完成家庭化迁移的流动人口家庭，全部核心家庭成员同一批次迁入城市的比例随着家庭成员数量增加而减少。如表4，67.7%的夫妻家庭以夫妻共同迁移的方式一次性完成了家庭化迁移，但单子女家庭与多子女家庭一次性完成家庭化迁移的比例仅为35.0%与25.1%，这同样说明多数流动人口通过家庭成员分批次迁入城市的迁移策略逐步完成家庭化迁移。

表4 按迁移次数划分的流动人口家庭完成家庭化迁移的比重

表5报告了主要变量的描述性统计结果以及基于各项变量分类的不同流动人口群体社会融合程度的差异。观察流动人口的社会融合指标，总体上，流动人口群体社会融合程度较低：全样本流动人口社会融合综合指数(SI)平均值仅为1.12；进一步将SI取值0、1、2、3、4分别定义为社会融合程度低、中低、中、中高、高，社会融合程度达到中高与高水平的流动人口仅分别占比10%、3%。由图1，观察流动人口对城市生活的预期、感知的社会态度、与本地人的互动与自我身份认同四个维度，流动人口愿意落户的比例为43.5%，完全感知本地人接纳的比例为29.8%，与本地人广泛交往比例为21.1%，完全认同自己作为“本地人”身份的比例为17.7%。比较实现家庭化迁移与未实现家庭化迁移的流动人口群体的描述统计指标，可初步印证家庭化迁移对流动人口社会融合产生了积极影响：家庭化迁移与家庭分离的流动人口社会融合综合指数平均值分别为1.23、0.97，相对于家庭分离的流动人口，实现家庭化迁移的流动人口平均社会融合程度更高，且在四个维度的社会融合程度均高于家庭分离的流动人口。

图1 家庭化迁移与家庭分离的流动人口的社会融合

表5 变量描述性统计

5.2 家庭化迁移对流动人口社会融合的影响

表6报告了家庭化迁移对流动人口社会融合影响的OLS回归估计结果。在考虑家庭化迁移影响效应的基础上，分别控制人口学特征、迁移与社会资本特征、社会支持与保障因素与地区固定效应，结果显示家庭化迁移对流动人口社会融合的影响是稳健的。家庭化迁移对流动人口的社会融合具有显著促进作用。从控制变量的影响效应看，年龄、收入水平、迁移时长对于流动人口社会融合具有正向影响；与参照组相比，女性、高受教育水平流动人口、持有非农业户口的流动人口、市内跨县流动人口的社会融合程度更高；购买本地住房、参与本地活动等社会资本投资行为显著提高了流动人口社会融合程度；各项保障措施对于提升流动人口社会融合程度具有积极作用：在本地拥有健康档案、接受健康教育、拥有本地医疗保险的流动人口具有更高的社会融合水平，反映出社区与社会支持对于促进流动人口社会融合的重要意义。

为了处理家庭化迁移与流动人口社会融合相互影响等潜在原因引起的内生性问题，基于上文的模型(2)、(3)，我们采用工具变量2SLS回归模型进行估计。表7中列Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ分别汇报以家庭困难、家庭迁移率、以及同时将两者作为工具变量的两阶段估计结果，结果表明在处理内生性问题后，家庭化迁移对流动人口社会融合的影响显著，而且发生影响的效应明显提高。三组模型一阶段F统计量均显著大于临界值，均拒绝“弱工具变量”的原假设，表明工具变量对家庭化迁移具有较强的解释力，是有效的强工具变量。流动人口在老家有配偶孤单、子女照看的困难显著阻碍了家庭化迁移的实现；户籍地家庭迁移率越高，流动人口则更可能实现家庭化迁移。内生性检验的卡方统计量均显著拒绝“所有解释变量为外生变量”的原假设，即采用2SLS估计更为适当。此外，在列Ⅲ模型过度识别的情况下，过度识别检验结果表明，不能拒绝“所有工具变量外生”的原假设。

表7 家庭化迁移对流动人口社会融合的影响：IV-2SLS回归

值得注意的是，由于过度识别检验假定至少有一个工具变量外生，通过过度识别检验不能证明工具变量满足外生性假定(陈强，2014)。在工具变量外生性假定下，家庭化迁移是工具变量影响流动人口社会融合的唯一途径。从理论上讲，老家配偶孤单、子女照看的困难以及户籍地流动人口家庭化迁移比例，会直接影响流动人口家庭化迁移决策，从而间接影响流动人口的社会融合；但我们不能排除工具变量通过家庭化迁移之外的其他途径影响流动人口社会融合的可能性。对此，我们采取两种策略：首先，参考Nathan和Leonard(2011)对工具变量的证伪检验(Falsification Test)方法，选择子样本进行如下估计：

(4)

其逻辑在于，如果家庭化迁移是工具变量Zi影响流动人口社会融合的唯一渠道，对于家庭化迁移决策不受工具变量影响的子样本，其社会融合过程也不应受到工具变量的影响，即(4)式δ=0。针对“家庭困难”工具变量，我们选择子女在迁入地出生且在迁入地的流动人口样本，对这类家庭而言，配偶在老家的困难不应是其最终家庭化迁移决策的阻碍；针对“家庭迁移率”工具变量，我们选择超过五年未回老家过年的跨省流动人口样本，这类流动人口可能已疏远户籍地的社会关系网络，家庭化迁移与工具变量相关性较弱。控制其他变量后，对(4)式OLS回归得到δ估计值对应的p值均大于0.1，不具备统计意义上的显著性，即不能拒绝δ=0的原假设，支持了工具变量满足外生性假设的合理性。

其次，借鉴Conley et al.(2012)提出的工具变量“近似外生”(Plausibly Exogenous)框架，放松工具变量外生性假设的约束，考虑以下两阶段方程：

(5)

(6)

(7)

其中(7)式可由(5)、(6)式证明。工具变量外生性假设在γ=0时成立，但当γ真实值落在某一较小区间内，即工具变量存在微弱内生性，2SLS估计结果仍然是可信的。这一检验框架的关键是选择γ分布的参数。我们具体使用局部近似为零法(Local to Zero，LTZ)(1)LTZ方法通过假定γ服从的具体分布，计算得到β的点估计与置信区间。此外，对于γ的取值，Conley et al.(2012)提供了另外两种思路：置信区间集合法(Union of Confidence Interval，UCI)和完全贝叶斯法(Full Bayesian Analysis)。UCI法通过给定γ分布的上下限得到β的置信区间，与LTZ法均可通过Stata命令plausexog实现，技术细节请参考Conley et al.(2012)。，其中对γ分布参数参考Kippersluis & Rietveld(2018)第一阶段为零(Zero-first-stage)方法(2)Kippersluis & Rietveld(2018)的方法与证伪检验类似，通过选择内生变量与工具变量不相关的子样本，在π=0的前提下测量工具变量对被解释变量的影响，进而设定γ分布的均值，技术细节请参考Kippersluis & Rietveld(2018)。，结果表明即使工具变量并不完美，家庭化迁移对社会融合的影响效应依然显著，IV-2SLS回归估计结果是稳健的。因此，我们采用表7列Ⅲ模型的估计结果进行解释，其第二阶段回归系数值0.281表明，家庭化迁移使得流动人口社会融合指数平均提高28.9%(3)这种边际增长通过估计系数与家庭分离样本的平均社会融合程度的均值相比得到，即(0.281÷0.973)×100%，表示与家庭分离流动人口的社会融合程度相比，家庭化迁移使流动人口社会融合程度提高的百分比。。

由于社会融合程度变量为定序变量，进一步使用Ordered Probit、IV Ordered Probit模型进行回归估计。由于估计系数的符号、显著性等均与线性模型无显著差异，为节省篇幅，未在正文汇报。

5.3 家庭化迁移对流动人口社会融合各维度的影响

本文应用IV Probit模型考察家庭化迁移对流动人口不同维度社会融合的影响，回归系数与平均边际效应的估计结果见表8。除对城市生活的预期维度，各模型内生性检验的结果均拒绝了家庭化迁移外生的原假设，进一步说明考虑家庭化迁移内生性的合理性。比较社会融合各维度的估计结果，家庭化迁移影响流动人口在城市生活的未来预期、对社会态度的感知、与本地人往来互动与其自我身份的认同的程度有所差异。在控制其他条件不变的情况下，家庭化迁移分别使流动人口愿意迁入户口的概率、完全同意“我觉得本地人愿意接受我成为其中一员”的概率、常与本地人交往的概率、完全同意“我已经是本地人”的概率在1%水平上显著提高6.9%、10.4%、9.1%与6.1%。家庭化迁移对流动人口社会融合不同侧面影响的差异性，一定程度上反映出家庭化迁移影响流动人口社会融合的内在过程。流动人口的家庭化迁移首先有助于使流动人口感受到更加积极的社会态度，并增强其与本地居民的互动来往，对他们在城市落户意愿与城市身份认同的边际影响效应相对较弱。

表8 家庭化迁移对流动人口四维度社会融合的平均边际效应：IV Probit估计

5.4 家庭化迁移对流动人口社会融合影响的异质性

为进一步探讨家庭化迁移对流动人口社会融合影响的异质性，本文分别按流动人口家庭类型、性别、出生年代、受教育程度、户口性质、收入水平、以及迁移特征进行分组回归。表9汇报了基于IV-2SLS模型、控制其它变量与地区虚拟变量后的主要估计结果，同时列出了各组流动人口家庭分离样本的平均社会融合程度，计算了家庭化迁移对流动人口社会融合程度提高的边际增长水平。显然，家庭化迁移对不同特征流动人口社会融合的促进作用普遍存在，但其影响程度在不同群体中存在一定差异。归纳各组回归结果，家庭化迁移对不同流动人口群体社会融合的异质性影响包括以下若干方面：

表9 家庭化迁移对流动人口社会融合程度影响的异质性：IV-2SLS估计

(1)相对于夫妻家庭与单子女家庭，家庭化迁移对多子女家庭流动人口社会融合的边际增长效应更高。显然，家庭子女数量越多，流动人口举家迁移成本提高，但与家庭成员的异地分离在更大程度上抑制了流动人口自身对迁入地接纳与融合，鉴于此，家庭团聚将为多子女家庭的流动人口带来更高的效用增长。

(2)相对于男性流动人口，家庭化迁移对女性流动人口社会融合的边际增长效应相对更高。这反映出，在传统文化价值观念下，女性承担了更多家庭角色，也往往更重视家庭整体利益。即使是因务工经商而迁移，女性流动人口在迁入地的适应与认同过程也更可能因家庭团聚而加速。

(3)按出生年代划分流动人口，家庭化迁移对“70后”、“80后”流动人口社会融合的边际增长效应更高。由于1970、1980出生队列的中青年流动人口养育子女、赡养老人的家庭责任更重，家庭的团聚更有助于缓解他们在城市的生活压力，进而增强他们的社会融合程度；另一可能的原因在于，“90后”青年人口还比较年轻，家庭压力并不大，生于1960年代及以前人口的流动具有相对短期性，相比于家庭团聚，经济收入更为他们所重视；但由于“70后”、“80后”家庭已经具备一定工作、生活经验与经济基础，也更重视婚姻与家庭的稳固性，家庭化迁移更可能给予他们心理上的归属感与满足感，因此对促进他们社会融合的积极作用更加强烈。

(4)相比于受教育水平较低的流动人口，家庭化迁移对大专以上受教育水平流动人口社会融合程度的促进作用最强。由于高受教育水平的流动人口本身具有较强融入城市的能力，更有能力支持其家庭在迁入地更好的生活，实现家庭生活的完整性对其个人福祉的积极影响也更强烈。

(5)尽管户籍制度阻碍了农业户口流动人口自身的社会融合过程，但相比于非农业户口流动人口，家庭团聚对于“乡—城”流动人口社会融合的边际增长效应相对更高，或许反映了相对于城市流动人口，农村流动人口在城市的社会融合过程更可能受到家庭功能的发挥而加速。

(6)以流入省流动人口平均收入水平作为分类标准，对收入水平低于平均水平的流动人口，家庭化迁移同样显示出了更高的边际增长效应。这一结果显示了，尽管较低的经济收入阻碍了流动人口的社会融合过程，但迁入家庭成员的经济与非经济支持可能更有益于低收入流动人口的社会融合。

(7)家庭化迁移对不同迁移特征流动人口的边际影响无明显差别，但从直接影响效应看，家庭化迁移更有助于提高前期迁移的家庭成员的社会融合水平，对后续迁移者社会融合的促进作用则相对较弱。

(8)家庭化迁移对迁移较长的流动人口社会融合的直接影响效应更高。随着迁移时间增长，流动人口在迁入地的工作、生活经验逐渐累积，融入城市的能力提高，与迁入地城市居民的互动往来增加，将家庭成员迁入城市的成本降低，因此，家庭化迁移带来的积极效应也更加明显。

(9)相对于跨省流动的人口，家庭化迁移对省内迁移流动人口社会融合的直接影响效应更高。短距离流动的人口将家庭成员迁入城市的成本较低，也更容易适应迁入地的生活，家庭化迁移更有助于加速他们的社会融合过程。

6 结论与讨论

本文通过处理家庭化迁移和流动人口社会融合内生性关系，分析表明家庭化迁移显著提高了流动人口的社会融合程度。流动人口在城市生活的家庭化增加了他们同城市居民的互动与社会交往，而更深层次的社会交往进一步减少了城市居民对流动人口的排斥与流动人口所感知的来自城市居民的排斥，进而增强他们在城市生活的预期、提高身份认同感。

研究同时发现，家庭化迁移对于不同流动人口群体的社会融合具有普遍的积极影响，但对不同流动人口群体的影响存在异质性。对于多子女家庭的流动人口、女性流动人口、“70后”与“80后”流动人口、高受教育水平流动人口、较低收入水平流动人口、先期迁移的流动人口、迁移时间较长以及迁移距离较短的流动人口等，家庭化迁移对提高社会融合程度、增强迁移者个人福利的作用更加显著。这其中可能包括了两种影响机制：一是，多子女流动人口、女性、“乡—城”流动人口、低收入流动人口等流动人口群体，他们的社会融合水平较低，更可能感受到家庭分离的痛苦，而家庭化迁移有助于增强家庭功能，相对加速他们的社会融合过程；另一种是，高教育水平流动人口、迁移时间较长、迁移距离较短的流动人口群体，这些人口本身具有更强融入当地社会的能力，家庭迁移成本相对更低，家庭生活的完整性对促进他们进一步的社会融合发挥更大的积极影响。可以说，前一种机制是“雪中送炭”的机制，后一种机制则是“锦上添花”的机制。这一结果说明，推动流动人口家庭化迁移会为促进其社会融合和家庭成员的福利提升带来普遍的积极作用，而对相对弱势流动人口群体的家庭支持与关怀显得非常重要。

进入本世纪以来，我国的流动人口日益表现出家庭化迁移的趋势，这将进一步支持流动人口在迁入地社会的融合。然而，客观来说，我国流动人口实现家庭化迁移的水平仍然比较低，由家庭分离导致的留守妇女、留守儿童问题依然突出。在人口的迁移流动过程中，固然存在着“先夫妻、后子女”的多期动态迁移模式，出现暂时的家庭分离状况不可避免，但是，我国当前以户籍相关制度为基础的迁移政策依然限制了多数流动人口的家庭化迁移，阻碍他们的家庭团聚，进而抑制流动人口的社会融合，不利于其子女成长与家庭成员福利的提升。为实现流动人口的社会融合与福利提升，应大力支持和推进流动人口家庭化迁移，促进迁移家庭在城市生活的完整性，重点将对家庭化迁移的支持作为完善迁移政策的重要因素。在保障流动人口基本社会福利的基础上，从政策层面降低其家庭化迁移成本，缩小流动家庭与本地家庭的制度性差距，从而帮助流动人口充分发挥家庭功能、实现家庭化迁移，以支持流动人口及其子女在城市的融合与发展。