城市规模与流动人口身份认同

王桂新 丁俊菘

(复旦大学 社会发展与公共政策学院，上海 200433)

第七次人口普查数据显示，2020年我国流动人口数量为3.76亿，约占人口总量的26.62%。规模庞大的流动人口不仅为我国经济社会发展贡献了重要力量，其自身在城市中的流动状况也关乎国家改革发展、社会稳定的大局。《国家新型城镇化规划(2014～2020年)》指出，目前我国存在大量农业转移人口难以融入城市社会、市民化进程滞后等问题，并提出2020年努力实现1亿左右农业转移人口和其他常住人口的市民化。即使2020年可完成1亿人的市民化任务，但在城市中仍有数亿农民工及农村外来人口需要市民化。推进农民工的市民化，仍是未来较长时间的重要任务。城市有不同等级和规模，流动人口的身份认同是影响其市民化的重要因素(1)王丽丽、梁丹妮：《两代农业转移人口市民身份认同影响因素的异同》，《城市问题》2017年第2期。。政府近年来的改革和政策调整，已打开了若干不同规模、特别是低层次小规模城市流动人口市民化的大门，但进展并不顺利。这可能与不同规模城市流动人口的身份认同有关。基于此，本文利用2017年全国流动人口卫生计生动态监测调查数据，探讨城市规模与流动人口身份认同的关系，为顺利推进城市流动人口的市民化提供一些政策思路和基础依据。

一、 已有研究评述

身份认同的研究最早始于哲学领域，被理解为个体对所属群体身份的认可，是一种对价值和意义的承诺和确认(2)张淑华、李海莹、刘芳：《身份认同研究综述》，《心理研究》2012年第5期。。之后身份认同被逐渐引入心理学和社会学领域，并成为这些领域研究的重要范畴之一(3)H. Tajfel, M. G. Billig, R. P. Bundy, et al, “Social Categorization and Intergroup Behaviour,” European Journal of Social Psychology 1.2 (1971): 149-178. R. Kaiser, “Fixing Identity by Denying Uniqueness: An Analysis of Professional Identity in Medicine,” Journal of Medical Humanities 23.2 (2002): 95-105.。现有研究表明，流动人口的身份认同是促使其顺利市民化的重要心理基础，也是衡量其市民化程度、考察其与城市居民之间互动融合状况的重要指标(4)杨菊华：《从隔离、选择融入到融合:流动人口社会融入问题的理论思考》，《人口研究》2009年第1期。王丽丽、梁丹妮：《两代农业转移人口市民身份认同影响因素的异同》，《城市问题》2017年第2期。。流动人口只有从心理上接受了城市人的身份，才能依据“新的角色属性”规范自我行动(5)Jan E. Stets, and Chris F. Biga， “Bringing Identity Theory into Environmental Sociology,” Sociological Theory 21.4 (2003): 398-423. 钱龙、卢海阳、钱文荣：《身份认同影响个体消费吗?——以农民工在城文娱消费为例》，《南京农业大学学报(社会科学版)》2015年第6期。，也才能以主人翁的姿态更好地参与城市建设。

国内关于流动人口身份认同影响因素的已有研究，主要集中于以下三个方面：一是个体因素方面。如陆万军和张彬斌(2018)基于2014年全国流动人口动态监测调查数据，发现就业特征对流动人口身份认同有显著影响。和非正规就业相比，正规就业对流动人口身份认同有正向促进作用(6)陆万军、张彬斌：《就业类型、社会福利与流动人口城市融入——来自微观数据的经验证据》，《经济学家》2018年第8期。；徐超等(2019)利用中国社会状况综合调查数据(CSS)，考察教育程度对乡-城移民身份认同的影响，发现教育程度能够显著提高乡-城移民的身份认同感。在克服了可能存在的内生性问题之后，这种促进作用依然显著。相关渠道分析发现，教育在乡-城移民获取户籍、住房、嫁娶等方面扮演着积极角色，从而促进了其身份认同的提升(7)徐超、魏天保、杨政宇：《教育程度与乡城移民城市融入——基于身份认同的实证分析》，《上海财经大学学报》2019年第2期。。二是家庭因素方面。如史学斌和熊洁(2015)根据2014年重庆市农民工家庭实地调查数据，发现家庭收入越高、本地亲戚数量越多，农民工身份认同越强烈(8)史学斌、熊洁：《家庭视角下外来农民工身份认同的影响因素研究——基于重庆的调查》，《农村经济》2015年第7期。。史毅(2016)通过分析2011年中国社会状况综合调查数据(CSS)，发现家庭团聚即与父母或者配偶共同迁移可以提高流动人口的身份认同感，而且这种血缘、亲缘关系的空间转移加速了社会心理融入，从而提升了其身份认同(9)史毅：《户籍制度与家庭团聚——流动人口流入地的身份认同》，《青年研究》2016年第6期。。三是外部因素方面。徐延辉和邱啸(2017)利用2014年流动人口动态监测数据，研究了居住空间以及社会距离对农民工身份认同的影响，结果表明与农民工聚居形式相比，居住在以本地人为主的混合社区更有利于提升农民工的身份认同，而社会距离则会降低农民工对本地人身份的认同，增加对农村人身份的认同，社会距离在居住空间与身份认同之间起着调节作用(10)徐延辉、邱啸：《居住空间、社会距离与农民工的身份认同》，《福建论坛(人文社会科学版)》2017年第11期。。陈璐等(2018)利用同样的数据，探讨了商业医疗保险对流动人口社会融入的影响，发现商业医疗保险显著提升了流动人口的心理认同，可能的原因是商业医疗保险能够在一定程度上转嫁流动人口在流动过程中面临的健康风险、改善生活方式和健康行为，从而提升了其心理认同(11)陈璐、王金旭、范红丽：《医疗保险与流动人口社会融入:来自商业保险的证据》，《保险研究》2018年第2期。。

以上研究说明，身份认同，特别是我国城市流动人口的身份认同，已受到学者们的广泛关注，但是涉及城市规模对流动人口身份认同影响的研究还相对匮乏。城市是现代经济增长最重要的空间单元，吸引了大批外来人口，创造了大量的非农就业岗位(12)陆铭、高虹、佐藤宏：《城市规模与包容性就业》，《中国社会科学》2012年第10期。，而且随着我国城市化水平的不断提升，城市的规模也会越来越大。流动人口作为未来城市化发展的主力军，探讨城市规模对其身份认同的影响对于加快推进新型城市化、提升城市化发展质量具有重要意义。基于此，本文利用国家卫健委2017年全国流动人口监测数据，构建Probit模型，分析城市规模与流动人口身份认同的影响关系；并采用工具变量法、处理效应模型以及非参数等方法对可能存在的内生性和选择性偏误问题进行修正，在此基础上进一步探讨城市规模对流动人口身份认同的影响机制。最后，从城市规模角度提出今后推进城市流动人口市民化的政策思路和对策建议。

二、 变量选取与模型设定

(一) 变量选取与赋值说明

本文研究使用的数据，为国家卫健委2017年全国流动人口动态监测调查数据(China Migrants Dynamic Survey，CMDS)。该调查的对象人口为在流入地居住一个月以上、非本区(县、市)户籍、15周岁及以上的流动人口，调查问卷包括流动人口的个人与家人基本信息、就业状况、流动及居留意愿、健康与公共服务以及社会融合等内容。根据研究需要，对样本进行筛选，只保留16-59岁、主要变量不存在缺失值的样本，经过处理之后最终研究样本为127943个。

1. 对流动人口身份认同及变量的定义

流动人口的身份认同，主要依据CMDS 2017中受访者对其自身是不是本地人的认同来进行度量，相关的问题为：我觉得我已经是本地人了，相应的选项为(1)完全不同意；(2)不同意；(3)基本同意；(4)完全同意。本文将流动人口身份认同定义为二元虚拟变量，即当受访者选择(4)完全同意时定义为1，其他选项定义为0，这也是现有文献中普遍采用的处理方法(13)崔岩：《流动人口心理层面的社会融入和身份认同问题研究》，《社会学研究》2012年第5期。钱龙、卢海阳、钱文荣：《身份认同影响个体消费吗?——以农民工在城文娱消费为例》，《南京农业大学学报(社会科学版)》2015年第6期。。同时为了检验结果的稳健性，本文还尝试将选择(4)完全同意和(3)基本同意的受访者的身份认同定义为1，其他选项定义为0。

2. 对核心解释变量及控制变量的定义与赋值

核心解释变量的定义与赋值。本文的核心解释变量是城市规模。现有研究大多采用城市人口数量进行度量，但是对于城市人口数量的选择标准上却存在很大差异。有不少文献利用《中国城市统计年鉴》中市辖区人口数量来度量城市规模(14)柯善咨、赵曜：《产业结构、城市规模与中国城市生产率》，《经济研究》2014年第4期。宁光杰：《中国大城市的工资高吗?——来自农村外出劳动力的收入证据》，《经济学(季刊)》2014年第3期。李红阳、邵敏：《城市规模、技能差异与劳动者工资收入》，《管理世界》2017年第8期。，但是采用这种标准存在很大的问题，因为《中国城市统计年鉴》中统计的是户籍人口，而不是常住人口。显然，随着流动人口规模的不断扩大，常住人口与户籍人口之间的差距也在不断加大，这就导致户籍人口越来越难以真实地反映城市规模。如深圳市2017年户籍人口为434.72万人，而常住人口则为1252.83万人(15)这里的数据来自于深圳市2017年《国民经济和社会发展统计公报》。，户籍人口仅占常住人口的35%左右，说明户籍人口并不是衡量城市规模的合理指标。为了更加准确地度量城市规模，本文利用2015年全国1%人口抽样调查微观数据，推算出各地级市市辖区的常住人口数量，用以度量城市规模。

主要控制变量的定义与赋值。流动人口身份认同除与城市规模有关系以外，还将受流动人口个人、家庭特征及城市其他一些特征的影响。为了减少估计偏误，也应该控制这些影响变量。参考现有文献选取如下控制变量：个人相关特征变量包括性别(男性为1，女性为0)、年龄、受教育年限、婚姻(初婚、再婚、同居的为1，其他状态为0)、家庭规模、家庭收入对数、流动时间、流动范围(跨省流动为1，其他为0)等；城市相关特征变量包括GDP、GDP平方、固定资产投资、FDI、财政支出等(16)为了消除使用宏观数据产生的异方差问题，对城市特征变量均进行了取对数处理。，城市特征变量均为《中国城市统计年鉴2016》(17)之所以采用《中国城市统计年鉴2016》也就是2015年城市特征数据主要有以下几个原因：其一，因为最近一次人口调查为2015年全国1%人口抽样调查，为了与城市规模数据相匹配，城市特征的变量也应该选择2015年份；其二，因为流动人口微观数据是2017年调查所得，使用之前年份的城市特征数据可以缓解变量之间的内生性问题，这也是现有文献中经常采用的方式。中市辖区数据。

3. 主要变量特征的描述性统计

表1给出了主要变量特征的描述性统计。可以看出，有效样本中流动人口身份认同水平不高，完全同意自己是本地人的比例仅为22.3%，与卢海阳和梁海兵(2016)、吴凌燕等(2016)的发现较为一致(18)卢海阳、梁海兵：《“城市人”身份认同对农民工劳动供给的影响——基于身份经济学视角》，《南京农业大学学报(社会科学版)》2016年第3期。吴凌燕、秦波、张延吉：《城市中农业户籍人口的身份认同及其影响因素》，《城市问题》 2016年第4期。。性别均值为51.1%，男女比例基本均衡；年龄均值为35.25岁，说明城市流动人口以30岁一代人为主体；受教育年限为10.43年，高于义务教育年限，说明城市流动人口基本完成了义务教育；在婚(初婚、再婚、同居)的比例较高，达到了82.2%；家庭收入的对数均值为8.738；家庭规模约为3.15人，流动时间为7.12年，说明流动人口已基本实现了“家庭化”和“常住化”；跨省流动的比例为50.6%，与省内流动基本平衡。城市相关特征方面，有效样本中2015年市辖区平均常住人口规模为661.5万人，比2000年市辖区平均常住人口规模增加了80%左右。其他变量的描述性统计结果详见表1。

表1 样本特征描述性统计

(二) 计量模型设定

1. 基础模型

为考察城市规模对流动人口身份认同的影响，构建以下Probit模型：

Pr(Identityi,j=1)=Φ(c+α1·Scalej+

∑βi,j·Xi,j+∑γj·Yj+εi,j)

(1)

式中，Identityi,j表示居住在城市j的流动人口i的身份认同变量，Identityi,j=1表示完全认同本地人身份，Identityi,j=0则相反；Scalej为城市规模；Xi为个人相关特征变量，γj为城市相关特征变量。

2. 工具变量设置

如果城市规模是完全外生的，那么方程(1)就可以准确识别城市规模对流动人口身份认同的影响效应。但在实际中，城市规模并不是完全外生的，城市规模和流动人口身份认同之间可能存在互为因果的关系，即也可能是因为流动人口对某一规模的城市更为认同而更愿意流动到这个城市，所以才导致这个城市规模的扩大。此外，还可能存在遗漏变量的问题。虽然在模型中尽可能纳入了较多的个人相关特征变量和城市相关特征变量，但对城市文化、个人偏好等不可观测变量则未能很好地控制。这就意味着城市规模变量可能是内生的，也就是cov(Scalej,εi,j)≠0。如果仍然按照方程(1)进行估计，就会导致估计结果有偏且非一致。为了克服方程(1)可能存在的内生性问题，得到一致的估计结果，我们选择城市规模这一内生变量的工具变量，利用工具变量法进行估计，具体模型如下：

Scalej=c+α1·Zj+∑βi,j·Xi,j+∑γj·Yj+εj

(2)

∑ηi,j·Xi,j+∑πj·Yj+ψi,j)

(3)

3. 选择性偏误修正

加入工具变量可以在一定程度上解决因遗漏变量和双向因果造成的内生性问题，但是还不能解决样本自选择问题对回归结果造成的偏误。因为流动人口作为理性的个体，选择流动到哪个城市是自身追求效用最大化的自我选择(Self Selection)的一个结果。这就意味着有可能是因为进入到大城市的流动人口更能适应大城市的生活，所以使他们有更强烈的身份认同感。基于这种选择性偏误的存在可能会对回归结果造成影响，我们拟采用两种方法进行修正：一种是利用Cong and Drukker(2001)提出的处理效应模型(Treatment Effect Model，TEM)(19)R.Cong, D. M. Drukker, “Treatment Effects Model,” Stata Technical Bulletin 10.55 (2001).，另一种是参考Dahl(2002)(20)G. B. Dahl, “Mobility and the Return to Education: Testing a Roy Model with Multiple Markets,” Econometrica 70.6 (2002): 2367-2420.中提出的半参数估计方法。

处理效应模型由于同时考虑了可观测因素与不可观测因素的影响，弥补了倾向得分匹配法(Propensity Score Matching，PSM)只能控制可观测因素影响的缺点，近年来在处理选择性偏误方面得到了广泛应用(21)刘同山：《农户承包地退出意愿影响粮食产量吗?——基于处理效应模型的计量分析》，《中国农村经济》2017年第1期。程虹、李唐：《人格特征对于劳动力工资的影响效应——基于中国企业—员工匹配调查(CEES)的实证研究》，《经济研究》2017年第2期。丁继红、徐宁吟：《父母外出务工对留守儿童健康与教育的影响》，《人口研究》2018年第1期。。具体模型如下：

Pr(big_cityi*=1) =Φ(c+α1·Zi+

∑βi·Xi+μi)

(4)

Pr(Identityi,j=1)=Φ(c+θ1·big_cityi+∑ηi,j·Xi,j+

∑πj·Yj+Lambda·λi+υi)

(5)

big_cityi=1(big_cityi*>0)

(6)

其中，big_cityi*为是否进入大城市的虚拟变量(将市辖区常住人口100万以上的城市定义为大城市)，Zi为排他变量，Xi为个体相关特征变量，Yj为城市相关特征变量，λi为由μi计算得出的逆米尔斯比率。TEM方法也是分步进行。先利用方程(4)估计出流动人口进入大城市的概率big_cityi*以及逆米尔斯比率λi，然后根据潜变量big_cityi*以及公式(6)的取值规则计算出big_cityi，并将big_cityi以及逆米尔斯比率λi同时加入公式(5)。如果λi的系数Lambda显著异于0，说明确实存在选择性偏误，采用TEM方法是合适的；否则说明不存在选择性偏误问题。

处理效应模型虽然能很好地解决选择性偏误问题，但是针对本文情况而言也存在一些不足之处。主要是这一方法一般用于二元选择变量，比如上文中的是否进入大城市，但更为理想的解决方法是计算出流动人口进入不同城市的概率，然后将其加入回归方程以修正选择性偏误问题。针对这一情况，本文进一步采用Dahl(2002)中提出的半参数估计方法来进行改进(22)G. B. Dahl, “Mobility and the Return to Education: Testing a Roy Model with Multiple Markets,” Econometrica 70.6 (2002): 2367-2420.，这一方法的原理就是引入流动人口城市选择偏差项λ(Pi,j)，如方程(7)所示：

Pr(Identityi,j=1)=

Φ(c+α1·Scalej+∑βi,j·Xi,j+∑γj·Yj+

λ(Pi,j)+εi,j)

(7)

其中，λ(·)为未知函数，Pi,j是流动人口i到城市j的概率。根据Dahl(2002)的思路，将λ(Pi,j)对Pi,j进行二次项展开，同时根据分组中流动人口在城市j的比率估计Pi,j。因为相同组别的流动人口在选择进入不同规模城市时具有一定的相似性，所以这种估计是合理的。分组时参考Xing and Zhang(2013)、王建国和李实(2015)的做法(23)C. Xing, J. Zhang, “The Preference for Larger Cities in China: Evidence From RuralUrban Migrants,” China Economic Review 43 (2017): 72-90.王建国、李实：《大城市的农民工工资水平高吗?》，《管理世界》2015年第1期。，将流动人口按照户籍地、年龄以及受教育年限分成32个特征组。其中户籍地按照国家统计局划分的八大经济区域(24)这八大经济区域包括的省份如下，东北地区：辽宁省、吉林省、黑龙江省；北部沿海：北京市、天津市、河北省、山东省；东部沿海：上海市、江苏省、浙江省；南部沿海：福建省、广东省、海南省；黄河中游：山西省、内蒙古自治区、河南省、陕西省；长江中游：安徽省、江西省、湖北省、湖南省；西南地区：广西壮族自治区、重庆市、四川省、贵州省、云南省；大西北地区：西藏自治区、甘肃省、青海省、宁夏回族自治区、新疆维吾尔自治区。(根据国家统计局网站整理)，年龄分为30岁及以下和30岁以上两个组，受教育年限分为9年及以下和9年以上两个组，各分组的Pi,j为该组别流动人口中迁入到城市j的比率。

三、 城市规模对流动人口身份认同影响的实证分析

(一) 城市规模对流动人口身份认同影响的基础回归

首先根据基础模型考察城市规模对流动人口身份认同的影响。为了检验不同模型回归结果的稳健性，除采用Probit模型之外，还采用了LPM(Linear Probability Model)和Logit模型，回归结果如表2所示。从回归结果可以看出，无论采用哪种模型，都显示城市规模与外来流动人口的身份认同密切正相关。城市规模的增大，可显著提升流动人口的身份认同感，其他控制变量对流动人口身份认同的影响也大多显著且基本符合预期。以第(2)列为例，城市规模每增大一个单位(市辖区常住人口数量增加100万)，流动人口认同本地人身份的概率提升约1.64%，并且在1%的水平上显著。

表2 城市规模对流动人口身份认同影响的基础回归分析结果

(续表)

从个人相关特征变量看，一是女性流动人口的身份认同感高于男性，这与李虹等(2012)的研究类似(25)李虹、倪士光、黄琳妍：《流动人口自我身份认同的现状与政策建议》，《西北师大学报(社会科学版)》2012年第4期。，主要原因是一方面女性的社会适应能力普遍高于男性，另一方面女性流动人口在城市中往往能够获得比迁出地更高的经济地位和社会地位，从而导致了女性流动人口的身份认同更高；二是与城市户籍流动人口比较，农村户籍流动人口的身份认同感相对较低，这与赵海涛和刘乃全(2018)的研究一致(26)赵海涛、刘乃全：《家庭视角下流动人口社会融合差异性研究》，《人口与发展》2018年第4期。，表明户籍制度仍然是阻碍流动人口城市融入的重要因素；三是在婚、受教育年限长、家庭收入高、流动时间长的流动人口身份认同感更强，而跨省流动的流动人口身份认同则较低。

在城市相关控制变量方面，流动人口身份认同感同GDP水平呈现倒U形关系，表明一味追求GDP总量并不能持续提升流动人口的身份认同；固定资产投资对流动人口身份认同的影响是正向的，可能的原因是城市固定资产投资在一定程度上反映了城市对于基础设施建设方面的投入(27)胡祖铨：《稳投资力度不宜过猛 多注重有效基础设施——固定资产投资形势分析》，《宏观经济管理》2018年第10期。。基础设施建设一方面可以提供大量的就业岗位，另一方面可以提高城市生活的便捷程度，二者均可提升流动人口的身份认同感。另外，财政支出的增加也可以提升流动人口的身份认同感，这主要是因为财政支出与城市公共服务、社会福利投入相关(28)童玉芬、王莹莹：《中国流动人口的选择:为何北上广如此受青睐?——基于个体成本收益分析》，《人口研究》2015年第4期。。财政支出的的增加意味着流动人口能够享受或部分享受更好的公共品，从而提升了他们的身份认同，但 FDI却和流动人口身份认同呈现出显著的负向关系。

(二) 城市规模对流动人口身份认同影响内生性问题的解决——工具变量回归

表2的回归分析结果，已经表明城市规模的增大可以显著提高流动人口身份认同的概率，但由于没有考虑可能存在因为遗漏变量和双向因果造成的内生性问题，所以需再采用工具变量法进行修正。根据工具变量的选择原则，需要寻找一个和城市规模相关但与流动人口身份认同无关的变量，也就是要求cov(Scalej,Zj)≠0且cov(Zj,εi,j)=0。参考陆铭等(2012)、孙三百等(2014)的研究(29)陆铭、高虹、佐藤宏：《城市规模与包容性就业》，《中国社会科学》2012年第10期。孙三百、黄薇、洪俊杰、王春华：《城市规模、幸福感与移民空间优化》，《经济研究》2014年第1期。，选取2000年市辖区常住人口数(30)2000年市辖区常住人口数据来源于2000年第五次人口普查分县数据。作为城市规模的工具变量。因为新中国成立以来，不同规模的城市总体上大致以相同的速度增长(31)Z. Wang, J. Zhu, “Evolution of China’s Citysize Distribution: Empirical Evidence from 1949 to 2008,” Chinese Economy 46.1 (2013): 38-54.，所以以往的城市规模与当前的城市规模具有一定的相关性，但和现阶段流动人口的身份认同则不存在明显的相关关系，因而满足工具变量要求。利用IVProbit两阶段方法进行回归，结果如表3所示。其第(1)列为一阶段回归结果，由此可以看出，2000年城市规模的回归系数在1%的水平下显著为正，而且F值远大于10%水平下的临界值16.38(32)J. H. Stock, M. Yogo, “Testing for Weak Instruments in Linear IV Regression,” National Bureau of Economic Research (2002).，表明工具变量选取较为合理，不存在弱工具变量问题；从wald检验来看，其P值在5%的水平上显著，说明确实存在内生性问题，所以采用工具变量法是合理的。第(2)列为第二阶段回归结果，可以看出在使用工具变量回归后，城市规模的增大对流动人口身份认同有更大的促进作用，城市规模每增大一个单位，流动人口身份认同概率提高约6.14%，是基础回归系数的3.7倍以上，说明可能存在的内生性问题使基础回归明显低估了城市规模促进流动人口身份认同的积极作用。

表3 工具变量回归分析结果

(三) 城市规模对流动人口身份认同影响选择性偏误问题的解决——处理效应模型、非参数方法回归

为了克服工具变量不能很好处理的选择性偏误问题，我们进一步采用TEM模型与非参数的方法进行修正。在TEM模型中，需要选取影响流动人口进入大城市但不影响其身份认同的排他变量。参考现有研究且结合数据的可得性，选取流动人口迁出地平均工资水平、首次流动之前父母是否有流动经历以及户籍地是否有承包地等三个变量作为排他变量，具体分析结果参见表4。其第(1)列为处理效应模型回归结果，可以看出，Wald检验和逆米尔斯比率的系数Lambda均在10%的水平上显著，说明确实存在选择性偏误，应该采用处理效应模型加以克服。具体的回归系数表明，在控制了选择性偏误之后，进入大城市(33)为了检验处理效应模型结果的稳健性，本文对于大城市进行了重新定义，将大城市的划分标准提高到市辖区常住人口数量300万以上以及500万以上，然后再次采用处理效应模型进行回归，得到的结果与目前结果基本一致。由于篇幅所限，没有在此列出，有兴趣的读者可向作者索取。的流动人口比没有进入大城市的流动人口身份认同的概率高约5%。第(2)列为非参数方法，即在回归计算中加入选择偏差项及其平方项，同时加入工具变量，用以修正选择性偏误以及内生性问题。从结果可以看出，选择偏差项及其平方项均显著影响流动人口的身份认同。在控制了这些变量之后，城市规模每增大一个单位，可使流动人口的身份认同感提升5.87%。这一水平低于工具变量回归系数，说明如果只考虑内生性而不考虑选择性偏误问题，将会高估城市规模对流动人口身份认同的影响。

表4 处理效应模型和非参数方法回归分析结果

四、 城市规模对流动人口身份认同促进机制之探讨

以上分析说明，城市规模与流动人口身份认同之间有密切的正向关系，城市规模增大能显著提高流动人口身份认同的概率。城市规模为什么能对流动人口身份认同有如此显著的促进影响？其内在机制是什么？以下拟对此做进一步探讨。

(一) 城市规模对流动人口身份认同作用机制的初步考察

首先，随着城市规模的扩大，流动人口占比也相应提高。根据国家统计局2015年1%人口抽样调查微观数据，可推算出各地级市的流动人口占比。由城市规模与流动人口占比的散点图可以看出，城市规模与流动人口占比具有明显的正相关关系，城市规模越大，流动人口占比越高。较高的流动人口占比使得流动人口能够更容易找到与其经济社会地位相近的群体，通过群体内部以及群体之间的社会互动可以有效降低流动人口的受歧视感，从而提升他们的身份认同。

图1 城市规模与流动人口占比的散点图资料来源：2015年全国1%人口抽样调查数据

其次，城市规模越大，市民的平均受教育水平越高，综合素质也相对更高。随着城市规模的扩大，集聚了大量高技能劳动者(34)C. R. Berry, E. L. Glaeser, “The Divergence of Human Capital Levels Across Cities,” Papers in Regional Science 84.3 (2005): 407-444.，这些高技能劳动者受教育水平相对较高，文化素质、道德修养也较高，因此对于流动人口更多地持正面态度(35)C. R. Chandler, Y. M. Tsai, “Social Factors Influencing Immigration Attitudes: An Analysis of Data from the General Social Survey,” The Social Science Journal 38.2 (2001): 177-188.。任远等(2016)的研究也表明，受教育程度较高的本地人口对流动人口有更强的接纳性，对流动人口予以城市发展的贡献有更积极的社会评价，因此会更加尊重流动人口(36)任远、陈丹、徐杨：《重构“土客”关系:流动人口的社会融合与发展性社会政策》，《复旦学报(社会科学版)》2016年第2期。。这种积极的评价与尊重降低了流动人口的受歧视感，提升了他们的身份认同感。

第三，城市规模越大，文化越多元，包容性也更强(37)肖子华、徐水源、刘金伟：《中国城市流动人口社会融合评估——以50个主要人口流入地城市为对象》，《人口研究》2019年第5期。。城市社会学的创始人Wirth(1964)曾指出，大城市使那些有着不同社会文化背景的个体在一个相对有限的空间内密切接触，通过这种互动提升了他们对于不同背景人群的接受和忍耐程度，从而使得大城市中的居民更有可能不带个人色彩偏见地接受与融合其他群体。(38)L. Wirth, “On Cities and Social Life: Selected Papers,” Chicago, IL, and London: University of Chicago Press (1964): 221-225.谭日辉(2017)的研究也表明，特大城市的本地居民对外来人口的社会包容度较高，社会包容度指数在81.9%，意味着超过80%的居民对外来人口持包容态度。(39)谭日辉：《特大城市本地居民对外来人口的社会包容度:测量与评价——以北京为例》，《湖南师范大学社会科学学报》2017年第6期。这种忍耐和包容也同样有效地减少了流动人口的受歧视感，提升了他们的身份认同感。

第四，城市规模越大，工作机会越多，收入水平也越高。城市规模增大带来的集聚效应吸引了大量企业进入城市进行生产活动(40)R. E. Baldwin, T. Okubo, “Heterogeneous Firms, Agglomeration and Economic Geography: Spatial Selection and Sorting,” Journal of Economic Geography 6.3 (2005): 323-346. P. P. Combes, G. Duranton, L. Gobillon, et al., “The Productivity Advantages of Large Cities: Distinguishing Agglomeration from Firm Selection,” Econometrica 80.6 (2012): 2543-2594.，从而为流动人口提供了大量的工作机会以及工资溢价(41)高虹:《城市人口规模与劳动力收入》，《世界经济》2014年第10期。王建国、李实：《大城市的农民工工资水平高吗?》，《管理世界》2015年第1期。。工作机会的增多、收入水平的提高，使流动人口有了适应城市生活、消费方式的物质基础，从而能相对较快地融入城市，并获得城市身份的认同感。

第五，大城市居民包容、接纳与流动人口努力工作的良性互动，拉近了流动人口与城市居民之间的距离。大城市居民的文化多元和包容性，给外来流动人口留下了更大的发展空间；流动人口在大城市获得了较多的就业机会和较高的收入，享受到较高的生活水准，因而更加珍惜在大城市工作与生活的机会并更加努力地工作，由此得到城市居民更积极的评价以及更多的认可和接纳。城市居民包容、接纳与流动人口努力工作的良性互动和相互接近，不仅拉近了流动人口与城市居民之间的距离，也必然会提高流动人口的身份认同感。

综上所述，可以认为城市规模对流动人口身份认同促进作用的内在机制是：城市规模扩大——弱化流动人口受歧视感(或强化流动人口受亲近感)——提高流动人口身份认同。

(二) 城市规模对流动人口受歧视感影响的实证分析

为了检验这一机制，首先考察城市规模对流动人口受歧视感的影响。选取CMDS(2017)中与流动人口是否受歧视的两个相关问题，分别是“我觉得本地人看不起外地人”、“我觉得本地人愿意接受我成为其中一员”，相应的选项为：1.完全不同意；2.不同意；3.基本同意；4.完全同意。根据这两个问题分别构建二元虚拟变量：受歧视和愿意接纳。当受访者选择完全同意或基本同意“本地人看不起外地人时”，受歧视变量赋值为1，否则赋值为0；同理，当受访者选择完全同意或基本同意“本地人愿意接受我成为其中一员”时，愿意接纳变量赋值为1，否则赋值为0。为了检验回归结果的稳健性，分别采用Probit模型和非参数方法进行回归，结果如表5所示。可以看出，两种模型回归结果基本一致。以非参数方法模型分析的结果为例，城市规模每增大一个单位，流动人口感觉受歧视的概率下降0.81%，感觉本地人愿意接纳自己的概率上升1.49%，说明城市规模越大，流动人口感觉到受歧视的概率越低，感觉城市居民愿意接纳自己的概率越高。

表5 城市规模对流动人口受歧视感影响的分析结果

(三) 流动人口受歧视感对其身份认同影响的实证分析

在回归模型中加入流动人口受歧视和愿意接纳两个变量，考察流动人口受歧视感对其身份认同的影响。参照上文，同样采用Probit模型和非参数方法进行估计，回归结果如表6所示。从回归结果可以看出，受歧视变量在1%的水平上显著性为负，而愿意接纳变量则在1%的水平上显著为正，显示流动人口感觉受歧视确实会降低其身份认同，而感觉本地人愿意接纳自己则会显著提升其身份认同。在加入受歧视和愿意接纳两个控制变量后，城市规模对流动人口身份认同的促进作用仍十分显著，但估计系数稍有下降，这符合中介效应成立条件(42)温忠麟、张雷、侯杰泰、刘红云：《中介效应检验程序及其应用》，《心理学报》2004年第5期。。至此，根据城市规模对流动人口受歧视感以及受歧视感对流动人口身份认同影响的分析结果，可以证实城市规模促进流动人口身份认同的内在逻辑和作用机制是：城市规模扩大——弱化流动人口受歧视感——提升流动人口身份认同。

表6 流动人口受歧视感对其身份认同影响的分析结果

五、 稳健性检验

为了避免由于指标定义和变量选取对回归结果造成的影响，再采用以下方法对前述模型的分析结论进行稳健性检验。

首先，对流动人口身份认同进行重新度量，进一步扩大身份认同的范围，将选择(4)完全同意和(3)基本同意(43)问卷中的问题是：我觉得我已经是本地人了，相应的选项为(1)完全不同意；(2)不同意；(3)基本同意；(4)完全同意。的受访者的身份认同定义为1，其他选项定义为0。改变身份认同度量之后仍然分别使用LPM、Probit以及Logit模型进行回归分析，结果如表7所示。可以看出，对受访者的身份认同重新定义后，三种模型的回归分析结果均高度一致，说明前述模型的分析结论是稳健的，即城市规模的增大能显著提升流动人口的身份认同。

表7 改变身份认同定义的回归分析结果

其次，根据国家发改委对城市规模的定义(44)根据国务院2014年发布的《国务院关于调整城市规模划分标准的通知》，以城区常住人口为统计口径，将城市划分为五类七档。城区常住人口50万以下为小城市，20～50万的为I类小城市，20万以下的为II类小城市；城区常住人口50万以上100万以下的城市为中等城市；城区常住人口100万以上500万以下的城市为大城市，其中300～500万的为I类大城市，100～300万的为II类大城市；城区常住人口500万以上1000万以下的城市为特大城市；城区常住人口1000万以上的为超大城市。，将我国城市划分为小城市、中等城市、大城市、特大城市、超大城市等5类，分别生成二元虚拟变量，并且以小城市作为对照组进行回归分析。与前文一样，同样使用LPM、Probit以及Logit模型分别进行回归分析，结果参见表8。从分析结果看，各模型回归结果基本一致。与小城市相比，中等城市对流动人口身份认同感的促进作用不显著，而大城市、特大城市和超大城市对流动人口的身份认同感均有促进作用，而且回归系数呈依次增大态势，与前文采用市辖区常住人口数量度量城市规模的分析结论完全吻合，即城市规模越大对流动人口身份认同的促进作用越大。

表8 改变城市规模定义的回归结果

最后，改用Ordered Probit模型进行回归分析，同时将流动人口身份认同按不同回答生成相应的有序变量，从完全不同意到完全同意分别对应1到4的4个数字，数字越大表示身份认同程度越高。具体回归分析结果如表9所示。第(1)列为整体的回归系数，依然表明城市规模的增大促进了流动人口的身份认同，第(2)～(5)列为城市规模增大对流动人口身份认同影响的边际效果。可以看出，城市规模每增大一个单位，流动人口中对本地人身份认同表示完全不同意和不同意的比例分别下降0.3%和1%，而表示基本同意和完全同意的比例则分别上升0.12%和1.18%。这同样证明了以上分析结论，城市规模越大对流动人口身份认同的促进作用越大。

表9 Oprobit 模型回归结果

六、 结论和建议

本文利用国家卫健委2017年全国流动人口调查监测数据，以Probit模型为基础，分别构建工具变量、处理效应及非参数估计等多种模型，对我国城市规模对流动人口身份认同的影响关系进行了深入分析，并通过改变流动人口身份认同定义、改变城市规模定义、改变回归模型等多种稳健性检验方法，确认了所用模型分析结论的稳定性和科学性。研究发现，城市规模是影响外来流动人口身份认同的重要因素，二者之间存在密切的正向作用关系；城市规模每增大一个单位，可使流动人口身份认同概率提升1.63%；在采用工具变量法、处理效应模型以及非参数等方法克服内生性和选择性偏误等问题后，城市规模显示出对流动人口身份认同有更大的促进作用，城市规模每增大一个单位，可使流动人口身份认同概率提升5.87%。城市规模对流动人口身份认同的内在逻辑和作用机制是：城市规模增大——弱化流动人口受歧视感——提高流动人口身份认同。

规模，是一个决定城市能量和发展水平的重要指标。大城市可以集约利用空间，产生集聚效应，创造更多产出，为农村流入人口提供较多的工作机会和收入以及较高的生活水准，也有利于农村流入人口获得子女接受良好教育的机会。所以，农村人口的城市化一般更希望迁向大城市，已流入城市的农民工也更愿意实现迁居大城市的市民化。但长期以来，我国主要是坚持积极发展中小城市、控制大城市发展的城市化政策。显然，这样的城市化政策与流动人口的城市化意愿明显错位，因而不利于城市的发展，也影响城市化的质量。

身份认同是真正融入城市社会、实现市民化的重要前提。而如本文研究结论，城市规模又是影响流动人口身份认同的重要因素，城市规模增大，可增强流动人口的身份认同感。所以，应该根据目前我国仍处在以集中为主要特征的城市化阶段和数亿有待市民化的流动人口主要分布在大规模城市的基本事实，尊重城市流动人口的意愿，正视城市规模对其身份认同的影响，尽快完善现行城市化政策，放松对大城市的规模控制，加快未来数亿城市流动人口的市民化进程，推进城市化的高质量发展。