北京市流動人口身份認同研究

摘要：不同代際、戶籍的流動人口有著明顯的差別特征，從而對北京市有著不同的認同意愿和認同結果。本文使用定量數據，基于比較視角，分析了北京市流動人口的認同現狀、模式和影響因素。研究發現：流動人口對流入地都有強烈的融入意愿，盡管意愿與結果之間存在明顯的背離；北京市流動人口的認同意愿顯著超過其他地區流動人口，說明流動人口對北京懷有更強的期待；北京市年長流動人口比青年流動人口有著更強的認同意愿，且鄉-城流動人口的認同意愿超過城-城流動人口。

關鍵詞：身份認同；北京市；青年流動人口；年長流動人口

中圖分類號：C92-05 文獻標識碼：A 文章編號：1000-4149（2013）03-0043-10

作為“首善之區”，北京市一直是很多流動人口向往和最終駐足之所。據統計，2011年北京市常住外來人口達到742.2萬人，他們構成了北京市經濟社會發展的強大推動力量。那么，北京市不同代際、不同戶籍的流動人口的認同意愿和結果具有什么特點、面臨哪些困境、受制于哪些要素、與其他地區不同代際和不同戶籍的流動人口之間是否存在差別，地域、戶籍、年齡、態度、行為等結構性、制度性要素以及人力資本等主客觀要素在流動人口的認同方面起到什么作用。這些都是具有理論價值和現實意義的重要問題。本文利用2011年“流動人口動態監測調查”數據，基于比較的視角，考察北京市流動人口的身份認同情況。通過比較青年與年長流動人口，了解年齡和時代的影響；通過比較城-城流動人口與鄉-城流動人口，了解戶籍類型的影響；通過比較北京與外地的流動人口，了解地區（及結構性）因素的影響；通過比較流動人口和本地市民的態度，了解主觀因素的影響。

一、文獻梳理與理論假設

身份認同是指流動者與本地人及家鄉人之間的心理距離、歸屬感及對自己是誰、從何處來、將去往何處的思考及認知。不少學者從社會學、心理學的角度對流動人口（特別是新生代農民工）的身份認同問題進行了多方面、多層次的探討。大量的研究表明，長年在外生活使得流動人口深感身份迷惘。流出地社會把他們看成是“客人”，流人地社會又把他們當成是“外地人”，于是他們就成為哪里都沒有歸屬的“邊緣人”。換言之，城鄉社會空間和群體記憶的互動使流動人口對自己身份的認知和評價呈現出模糊性、不確定性和內心自我矛盾性。他們既難以認同流人地社會，又不愿認同流出地社會；既無法融入流入地主流社會，又難以回歸流出地社會。流動人口不斷陷入“我是誰，從何而來，到何處去”的追問，從而導致認同困境與身份焦慮的出現；而且，他們在歸屬感上表現出一種矛盾、不和諧的態勢，即對流人地在地域上的強歸屬和群體心理上的弱歸屬、意愿上的融入與實際身份的游離。流動人口身份認同的這種不確定性、困擾與彷徨是包括代際差別、朋輩效應、制度固化、區域分割、態度排斥、社會交往等在內的多種要素綜合作用的結果。

代際比較可提供時期特點和年齡隊列對不同世代流動人口的影響。不少研究探討了代際之間身份認同的差異，得出了具有共性的結論：青年流動人口對流入地有更強的認同感和融入意愿。不同代際流動人口成長的宏觀環境、家庭結構、教育背景均不相同，故社會化經歷、過程和結果都會有別。青年鄉-城流動人口的務農時間較短，在城市生活多年，有的甚至出生在流人地，對家鄉的認同遠不及對流人地的認同。同時，他們的性格和行為更為豐富、更加多變、更富個性，時代性、發展性、雙重性和邊緣性特點突出。他們希望擺脫土地的束縛，摒棄農民身份；希望在城里安家落戶，并最終融入城市。相反，年長流動人口在家鄉生活時間較長，土地和親情成為與家鄉聯系的“臍帶”。雖然他們來到流入地工作，但他們更多可能只是將工作視為增加家庭收入的手段，而非改變身份的途徑，故而對流人地難以產生很強的認同感和歸屬感。當然，現有研究在共性之中也有差異。比如，2009年國家人口和計劃生育委員會在五城市開展的重點地區流動人口監測試點調查數據顯示，與年長流動人口相比，青年流動人口對流人地有強烈的向往，但就普遍公認的對流入地社會的認同感而言，青年鄉-城流動人口卻低于同齡城-城流動人口及年長鄉-城流動人口。這種差異說明，認同意愿與認同結果之間是有差異的。換言之，身份認同至少涵蓋兩個方面：一是認同意愿，二是認同結果，二者不可等同。青年流動人口也許比年長流動人口有著更強的融入或認同意愿，但從意愿到實際認同之間存在較長的時滯期，諸多中間要素推動或制約著意愿的實現。認同意愿是達到認同結果的前提條件。現存研究中，所謂的身份認同多是指認同意愿，而非認同結果。本文也僅關注認同意愿。

在考察流動人口的身份認同時，同輩比較可考察同齡人中的戶籍差別。與青年鄉-城流動人口相比，青年城-城流動人口對城市的觀念和行為方式等都比較熟悉，故總體而言會對流入地產生更為親切的感覺。綜上所述，在此我們提出假設1：與年長流動人口相比，青年流動人口對流人地有更強的認同意愿；青年城-城流動人口的認同意愿超過青年鄉-城流動人口。

所謂制度固化，最主要的是戶籍制度的固化。身份認同似是一個虛空的概念，但有著實在、固有的制度性根源。戶籍制度包括戶籍類型、戶籍地點兩個維度，而戶籍類型對身份認同的意義更大。這主要是因為，盡管城-城流動人口也是外來人身份，在流入地可能也會受到各種不利于他們的身份認同的結構性制約，但他們畢竟與本地市民擁有同樣的戶籍類型，有著與生俱來的先天優勢和自致資質，與流入地市民有著更多的相似性，故而在流入地有更強的認同意愿。相反，“農民”原本只是一種職業，是戶籍類型將“農民”身份化。中國的鄉-城流動人口始終被看做是一個特殊的群體。原本只是中性稱謂的“農民工”被制度和觀念建構成一個社會類別；實際上否定了流動人口作為城市居民的現實身份，夸大了其流動性而抹殺了其定居性；而且，由于使用了“農民”身份標志，使得歧視性的身份制度在城市空間中得以延伸、再生，并進一步強化、固化了“農民工”身份，使得他們不得不認同自己的“農民”身份，進而導致他們的職業身份與角色身份出現錯位。于是，鄉一城流動人口既不完全等同于農民，又不等同于市民，是離開了土地的農民卻未融入城市的市民。他們不鄉不城，亦鄉亦城，不農不工，亦農亦工，身份極為尷尬。這無疑也會影響到他們的認同意愿。因此，我們提出假設2：鄉-城流動人口的身份認同意愿低于城-城流動人口。

區域分割包括兩個方面：一是指各地區流動人口身份認同的差異，二是指流動所跨越的行政區劃帶來的身份認同差別。這里只論前者。制度性要素往往具有全國普遍性的特點，但各地不同的經濟結構可能調節制度因素的效果，使流動人口的經濟社會生活呈現明顯的地區差異性。北京市作為特大城市，其流動人口的身份認同是否與其他地區存在顯著差別？是否具有一般特大城市的共性？同時，作為首都，它是不是又具有不同于一般特大城市的個性、對外來人口更為包容和接納呢？在此，我們提出假設3：與其他絕大多數地區的流動人口相比，北京市流動人口的認同意愿可能不同于其他地區，甚至可能超過上海、江浙、廣東等地。同時，認同意愿存在地區、戶籍和年齡互動。

與制度固化密切相關的是流人地居民對流動人口的心態與行為。一方面，身份認同不是簡單地通過流動人口自身努力就可以達到的；與經濟等客觀融入維度相比，該主觀維度更涉及流人地居民的接納或排斥態度。特權意識與身份優越感在他們的軀體和意識中積淀成為一種社會慣習，故城鄉分離的二元社會結構不僅僅是一種制度安排，更是一種基于利益差別的心理結構。社會心理構建使得流動人口從一開始就處于邊緣化狀態，且這種狀態被逐漸內化，形成內卷式的身份認同。另一方面，流動人口與本地居民之間的相互接觸、互相交往也是影響其身份認同的重要因素。隨著流動人口與本地市民交往頻度的增加、交往深度的延伸，他們逐漸由陌生人群變為相互認可的鄰居、同事、朋友，行為的交往帶來心理的感情和身份的認同。我們在此提出假設4：本地人的排斥態度降低流動人口（尤其是鄉-城流動人口）對流人地的認同意愿，與本地人的交往能夠增強流動人口的認同意愿。

二、數據與方法

本文采用國家人口和計劃生育委員會2011年“流動人口動態監測調查”（以下簡稱“監測調查”）數據來檢驗這些假設，分析北京市青年流動人口身份認同的現狀、特點、影響因素和影響機制。關于數據的具體情況，請參見國家人口和計劃生育委員會流動人口服務管理司發布的2012年《中國流動人口發展報告》，這里不再敘述。數據的總樣本量為128000個，其中北京市的樣本量為4000個。

1.變量的定義

調查詢問流動人口是否同意以下說法：“我喜歡現居城市”、“我關注現居城市的變化”、“我愿意融入流人地”。本文基于這三個問題構建因變量。顯然，這些問題反映的并非認同結果，而是認同意愿。絕大多數流動人口在這三項上都表現得非常積極：分別約有90%以上的流動人口都選擇了肯定的答案。這充分表明，流動人口對流人地具有強烈的融入意愿，這與定性訪談的結果較為一致。北京市流動人口中，分別有96.7%、95.3%、93.9%的人表示喜歡北京、關注北京的變化、愿意成為北京的一員。這與全國平均水平相當。對于這三個問題，本文通過因子分析方法，將它們集合為一個綜合性因子。因子分析結果表明，三者的關聯度超過0.83，且潛在的線性因子可解釋它們方差的73%。這說明將它們進行整合是合理的。整合后的綜合因子為本文的因變量，得分介于0～100，取值越大，表示流動人口的認同意愿越強，反之表示認同意愿越弱。

與前述4個假設相對應，本文有5個關注點：年齡效應、戶籍效應、地區效應、態度效應、網絡效應。故此，本文有5個主要自變量。①年齡隊列（1=青年流動人口，定義為29歲及以下）。②戶籍身份（1=鄉一城流動人口，定義為在調查時為農村戶籍）。③流入地區（定義為9類：北京、天津、上海、重慶、武漢、江蘇、浙江、廣東、其他地區）。數據分析一方面單獨使用這些變量，另一方面使用它們的合成變量，即三者的互動項。為了簡潔且突出主題，這里僅展示一個含有八個分類的互動變量的模型分析結果：北京青年鄉一城流動人口、北京年長鄉一城流動人口，北京青年城一城流動人口、北京年長城一城流動人口，外地青年鄉一城流動人口、外地年長鄉一城流動人口，外地青年城一城流動人口、外地年長城一城流動人口。④態度輕視（1=覺得受到過本地人的排斥，0=沒有感到排斥）。⑤交往局限（1=流動人口主要與本地人交往，2=主要與老鄉交往，3=主要與其他人交往，包括其他外地人、無人交往等）。

此外，本文控制一系列其他要素，以探討上述自變量與因變量之間的獨立關系，包括流動特征、人口和社會經濟特征、流入區域等諸多要素。本文使用的所有變量都具有足夠的變異。

2.研究方法與分析步驟

因變量“融入意愿”指數為線性測量，可采用線性回歸模型。“監測調查”在全國1151個縣（市、區）或樣本點進行：一個樣本點最多調查2000個樣本，最少調查20個樣本。北京的樣本來自13個區縣：其中，一個區縣最少調查40個樣本，最多調查1080個樣本，平均調查約307個樣本。這種情況就導致了數據的聚類特性，即在各樣本點之間，流動人口的融入意愿可能存在較大差別，而在同一個樣本點之內，融入意愿可能更為接近。這使數據可能不符合常規線性回歸模型的兩個基本假定（一是樣本之間的獨立性，二是隨機誤差項相互獨立），從而導致常規的線性模型難以得到有效的估計結果。換言之，常規模型的分析結果可能低估標準誤、高估自變量的重要性，從而增加犯I類錯誤的概率。此外，除了獨立性的假定難以滿足外，它還放棄了對不同組群之間差異的考慮，使很多原本由分組帶來的差異被解釋為個體的差異，從而丟失大量的群體信息。所以，對于多層次結構數據，常規的線性回歸有其自身的局限。使用多層模型處理具有層次結構的數據，能夠糾正由于同一層次內樣本的相似性而引起的參數估計誤差，改善置信區間和顯著性檢驗，降低犯I類錯誤的可能性。因此，本文使用多層線性模型分析流動人口的融入意愿，將縣（市、區）作為高層單位，受訪個體作為低層單位。

首先進行無條件平均模型（即不包含任何自變量的空模型）分析，了解在不同區縣，因變量是否顯著不同，從而決定是否必須使用多層模型。其方程式為：

γ_ij=β_oj+ε_ij （1）

其中，γ_ij為j區縣流動人口樣本i的結果；β_oj為截距（即平均值），下標j為每個區縣擁有各自的截距，是區分多層模型與普通模型的標志。將截距分解為固定成分和區縣層次的隨機成分，則方程（1）分解為：

γ_ij=γ_oo+δ_oj+ε_ij （2）

其中，γ_oo為總均值或總截距，是固定參數；δ_oj為區縣層次的隨機變量，是j區縣的截距到總截距的距離；ε_ij為流動人口個體層次的隨機變量，即分布于j區縣的樣本i到該區縣截距的偏離。正是由于隨機變量δ_oj的存在，該方程式才成為多層模型。

然后，在模型中納入自變量，探討個體和群體因素對因變量的影響。在常規模型中，一個模型只有一個截距，而在多層模型中，一個模型包含數個截距，即因變量的截距隨群體而異。我們使用隨機截距模型進行分析，其方程式為：

γ_ij=（γ_oo+γ₀₁G_1j+γ₁₀X_1ij+（δ_oj+ε_ij） （3）

式（3）與式（2）的不同之處，固定效果部分包含了個體和群體變量。G_ij為區縣（群體）特征；γ₀₁為群體特征系數；X_1ij為個體特征；γ₁₀為個體特征系數，代表個體因素對因變量的影響。該模型將因變量解釋為個體特征和區縣環境特征的函數。δ_oj為未被觀察到或無法觀察到的區縣層次的隨機變量，該變量為同一區縣內所有流動人口個體所共有。無條件平均模型的分析結果（本文沒有展示）表明，融入意愿的確因不同的樣本點而異（系數的取值為8.64，標準誤為0.22，高度顯著）。說明高層次因素對因變量的解釋能力不容忽視，使用多層模型技術分析數據是合適的。

三、單變量和相關分析結果

表1描述了全部樣本和北京市流動人口中雇員的基本特征。在全國和北京市樣本中，青年流動人口的比重基本相同，均在46%上下；但鄉-城流動人口所占比重差別較大，北京市鄉-城流動人口比重低于全國的相應比重，二者分別約為71%和83%。在全國流動人口雇員中，近三成的人感到受到過本地人歧視，而北京市的這個比例更遠遠超過全國的平均水平；全部樣本中近1/4的流動人口認為，自己的主要交往對象為本地人，而該比例在北京市不足1/5；據此判斷，北京市本地市民似乎對流動人口的接納情況并不如意。在這個樣本中，北京市的流動人口均為跨省流動人口；而在全國樣本中，超過一半的流動人口為跨省流動，約30%的人為跨地區流動，其余約17%的人為地區內跨縣流動。流動人口平均在北京市的居留年份超過5年，比全國樣本長1年多；感到老家有困難的流動人口在全國樣本中的比例也高于北京市樣本的比例。全部樣本和北京市樣本的人口學特征差別不大，但人力資本特征和勞動就業特征卻有較大差別：就受教育程度而言，北京市流動人口中僅受過小學及以下教育的比例只有全國相應比例的一半，而受過大專及以上教育的人口比例超過全國平均水平16個百分點；在就業行業方面，全國流動人口在制造業和建筑業就業的比例都超過北京市流動人口的相應比例，尤其是制造業的情況更加突出，在其他行業就業的比例則大大低于北京市的相應比例。此外，北京市流動人口的經濟地位和社會保障情況都好于全國平均水平，但居住狀況較差。近一半的流動人口流入到東部地區，也有三成的人進入西部地區，中部地區和東北地區的流動人口比例較少。就因變量而言，全部樣本的認同意愿為79.5分，表明流動人口對流人地都較為向往。其中，年長城一城流動人口的認同意愿得分最高，為82.08分，其次為年長鄉-城流動人口（為79.99分），再次為青年城一城流動人口（為79.15分），最后是青年鄉-城流動人口（為77.98分）。

圖1和圖2描述了主要自變量與認同意愿的相關關系。所有變量兩兩之間的關系都高度相關（p<0.001）。其中，城-城流動人口、年長流動人口的融入意愿分別超過鄉-城流動人口、青年流動人口，而后者與絕大多數現存研究的結論是相悖的。在流動人口較多的城市和地區，認同意愿最強的是重慶，其次為北京，而廣東、上海、浙江等地的流動人口融入意愿相對較弱，重慶的得分超過廣東近14個百分點（見圖1）。

就地區、戶籍、年齡復合變量而言，北京年長城一城流動人口的認同意愿最強，外地青年鄉-城流動人口的認同意愿最弱。在這些主要自變量中，差別較大的是本地人對外來人口的態度：若流動人口感到本地人輕視他們，則認同意愿將會比沒有受輕視感的人低近10個百分點；此外，若流動人口主要與本地人交往，則其認同意愿也顯著提高（見圖2）。

我們也分析了認同意愿與控制變量之間的關系，結果都高度顯著。限于篇幅，這里未予介紹。這種關聯性表明，流動人口的認同意愿的確是多種要素綜合作用的結果。下面進行模型分析，以考察代際差別、朋輩效應、制度排斥、區域分割、態度輕視、交往局限及其他因素對因變量的獨立作用。

四、模型分析結果

表2展示了全部樣本和北京市樣本的認同意愿的多層線性模型回歸分析結果。其中，模型1和模型2為全部樣本分析結果，但模型1使用獨立的戶籍、年齡和地區變量，而模型2則突出北京市不同戶籍、年齡流動人口與外地相關人群的比較。模型3是北京市樣本的分析結果。

模型1顯示，在其他條件相同的情況下，鄉-城流動人口的認同意愿顯著超過城-城流動人口，而青年流動人口的認同意愿顯著低于年長流動人口；與流入北京市的人口相比，除重慶市以外，其余地區流動人口的認同意愿都較低，尤其是廣東、浙江、上海、江蘇的流動人口。若流動人口感到本地人對他們懷有偏見，則其認同意愿大大降低；若他們主要的交往對象為本地人，則認同意愿顯著提高。這表明，對于兩個其他條件相同的人，農村人對流人地具有更強的認同意愿。顯然，該發現推翻了前面提出的有關制度排斥的理論假設（即假設2）。這可能與城-城流動人口和鄉-城流動人口對流入地的預期和參照對象有關。而且，青年流動人口對流入地的認同意愿亦顯著低于年長流動人口，也不支持有關代際差別的理論假設（即假設1），這與現存其他研究得出的結論相悖。地區差別的結果支持理論假設3。同樣，理論假設4也得到模型結果的檢驗。若在流入地受到歧視，則其認同意愿顯著且大大地降低；而與本地人較多的交往則會提高其認同意愿。

若同時考慮地區、戶籍、年齡的互動對認同意愿的影響，則可以發現北京市青年鄉-城流動人口的認同意愿低于年長鄉-城流動人口，但超過其他六類人群，尤其是顯著超過外地青年城-城流動人口。這表明流動人口的認同意愿的確與地區、戶籍、年齡之間存在互動。

就控制變量而言，盡管系數的大小略有差別，模型1和模型2展示的結果模式幾乎完全一致。就流動跨越的區域而言，跨越的行政區域愈大，其認同意愿越低；就流動時間而言，在流人地居留的時間越長，其認同意愿越強；若在流動期間，老家遇到困難，其認同意愿會顯著降低。需要指出的是，這些自變量與因變量之間，可能存在雙向的因果關系。

從流動人口的人口學特征來看，模型結果并未顯出顯著的性別、民族差異，但在婚的人的認同意愿強于不在婚的人。而受教育程度越高，流動人口的融入意愿越低。該發現與我們對行為參與和經濟融入的分析結果（受教育程度與行為參與、職業地位、收入水平、社會保障、總體經濟融入水平等有很強的正向關系）完全相反。不同因變量有差別的分析結果表明，心理上的融入的確具有不同于客觀融入的特點。流動人口的勞動就業特征與其認同意愿密切相關：在制造業就業的人的認同意愿顯著低于在其他行業就業的人，雖然與在建筑業就業者之間的差別不顯著。隨著經濟地位的提升、保障水平的提高和居住條件的改善，流動人口的認同意愿也相應提高，即認同意愿可視為對流動人口整體的社會融入程度具有明顯指向作用的經濟社會地位、行為適應的深層體現。此外，流人到不同的經濟帶也帶來不同的認同后果：流入西部地區、東北地區的人比流人東部地區的人擁有更強的認同意愿。

如模型3所示，盡管具體的系數取值大小有別，顯著性水平也有差異，北京市樣本的分析結果與全國的平均水平十分一致。比如，北京的青年流動人口的融人意愿低于年長流動人口，鄉一城流動人口的融入意愿高于城一城流動人口，盡管組與組之間的差別沒有統計意義。同樣，若北京市流動人口感到受到本地人的歧視，則他們的融人意愿會顯著降低；若他們的主要交往對象為本地人，他們的融入意愿就會顯著提高；在流人地的居留時間提升北京市流動人口的融入意愿；老家有困難之人的融入意愿顯著降低。在人口學特征中，只有在婚與因變量的關系是顯著的。同樣，在其他條件相同的情況下，人力資本與因變量呈不顯著的負關聯。這表明北京流動人口中的雇員與全國的同類人群一樣，并不是受教育程度越高，認同意愿就越高。此外，隨著經濟地位的提高，北京市流動人口的認同意愿顯著提高，保障水平和居住狀況都不與因變量有顯著關聯。

五、總結與討論

盡管從現實的角度看，流動人口的身份認同不如就業、居住、社會保障等重要和急迫，但認同是一個更為根本性的問題。在市場經濟的宏觀背景下，較強的認同度將促使流動人口在流入地長期居留，這是不以流入地社會的意志為轉移的。那么，流入地相應的工資待遇和權益保障、公共服務和社會福利，以及城鄉之間和地區之間公共資源的配置等一系列問題也需要進一步加以解決。本文通過對具有時效性的、大規模的調查數據的分析，運用多層模型技術，對北京市流動人口的身份認同意愿的現狀、特點和影響因素進行了較為深入的考察，并將他們的認同意愿與全國同類人群的平均水平進行了對照。分析結果得出以下結論和政策啟示。

其一，北京市流動人口的認同意愿超過其他地區流動人口。這表明作為首善之區的北京，被流動人口寄予了更多的向往。但同時，現實情況是，北京市流動人口的認同意愿和認同結果之間依舊存在很大差距，這就對北京社會發展和北京精神的實踐提出了更高的要求。北京市政府及相關部門應當切實采取有效措施，從實際出發，打造融入的平臺，組織合適的活動，增進人群之間的交流與溝通，實實在在地為流動人口提供所需服務，扎扎實實地解決他們的實際問題。

其二，年長流動人口的認同意愿超過青年流動人口，鄉一城流動人口的認同意愿高于城一城流動人口。北京和外地都是如此。本文的研究結果與現存的其他研究得出的一些關鍵性結論有別，也不支持本文的理論假設。年長流動人口閱歷相對豐富，更愿意在一個合適的地方安頓下來；同時，他們的參照對象是流出地人群，追求的目標主要是生存，但凡只要流人地生存狀況好于流出地，就可能對流人地有較強的認同意愿。城一城流動人口多以本地市民為參照對象，他們在流出地并非找不到工作，只是找不到更理想的非農工作，他們來到流入地是為了追求更好的發展機會，而不是為了解決生存問題。在北京的青年城一城流動人口中，近2/3的人受過大學及以上教育。外地的戶籍使他們無法享受與北京人同等的待遇，故他們失落感嚴重，難以產生認同感。然而，從長遠來看，未來城市的發展將在很大程度上與青年流動人口的貢獻密不可分。他們對流入地不高的認同度，無疑會制約其在該地作出的貢獻。因此，各級部門應該適當地通過各種反饋渠道，關注青年流動人口對城市的態度，努力增進他們對城市的認同和感情。

其三，本地市民的態度和兩個人群的互動交往對流動人口的認同意愿至關重要。融合是雙向的、互動的，也是漫長的、艱巨的，需要逐步推進。身份認同屬于主觀意念，但這種意愿能否實現，流動人口能否真正成為流入地的一員，不僅需要流動人口本身的努力，還需要本地人的接納。但是調查數據顯示，北京市流動人口認為受到本地市民輕視的比例高達46%，遠遠超過全部數據的平均水平（26%）；而訪談資料也表明，除經濟貢獻外，在諸如社會治安、居住環境、公共設施利用、社區衛生等方面，北京市民對流動人口的看法都比較負面。這顯然與北京市倡導的包容接納精神相違背。一方面，戶籍居民要尊重外來人口，使他們感受到當地政府、市民的親近與友善；另一方面，流動人口也應主動與本地市民交往和交流，使戶籍居民感受到流動人口的尊重與感激。雙向的交流與互動將提高流動人口的歸屬感，從而促進其實現身份認同。若本地市民對流動人口的刻板印象和排斥行為不變，政府的公共政策不能一視同仁，流動人口就很難成功地融人流人地社會中。社區是流動人口進入城市后的落腳點，也是他們必然接觸到的小社會，故我們可從社區人手，通過加強社區建設，強化社區功能，使社區成為流動人口與本地市民交流溝通的平臺，從而達到增進雙方理解與包容的目的。

其四，流動人口的認同意愿存在顯著的地區差別。本文從兩個地區視角考察區域分割：一是流動跨越的行政區劃，二是流入區域。在其他條件相同的情況下，跨越的行政區劃越大，認同意愿越低；就區域而言，融入意愿由強到弱依次是西部、東北、中部、東部地區。可見，認同意愿較強的流入地幾乎都處于經濟欠發達地區，而進入發達地區之人的認同意愿較弱。作為衡量融入水平和流入地制度性、結構性、觀念性等要素的一項綜合研究，這樣的結果或許暗示，意愿與物質財富的多寡和社會文明的進步關系不大。盡管從理論上看，作為主觀認知的認同意愿需要勞動保障和收入保障等物質條件為其提供基礎（經濟不發達、政府公共服務水平低下等難以讓流人人口產生認同），但主客觀之間并不是完全一致。東部地區的流人人口之所以認同意愿低，一是這些地方勞動就業機會多，許多流動人口來到這里主要是為了賺錢；二是地區越發達，制度性、結構性、觀念性要素的排斥就越強，而這些都在時刻提醒流動人口作為“外來人”的身份。這表明，認同意愿不是僅僅由流入地的經濟發展、文明程度、行政級別、規模與名氣能夠完全決定的，一些“軟”的要素也至關重要。因此，各地需要在改善流動人口生存發展狀況的同時，采取相應措施，因地制宜、注重實效地增進流動人口的認同意愿和結果。比如，北京、上海、廣東、江浙等經濟發達地區，應加大宣傳力度，從文化上、心理上、感情上采取措施，增強流動人口的歸屬感。

最后，本文也存在一些不足。一是流動人口問題研究中，不可避免也難以克服選擇性問題。二是雖然本文使用的數據具有全國普遍性，但分析結果只對在業雇員具有代表性，因為本文設定的經濟地位因子主要構成成分的收入和勞動時問所限，筆者只訪問了該人群。三是一些自變量與因變量之間存在互動關系，甚至是雙向因果關系——認同意愿與主要交往對象、經濟地位因子等就是如此。不過，年齡效應、戶籍效應和地域效應與因變量的因果關系是明確的，其他自變量與因變量之間因果關系的不確定性不會影響本文有關年齡、戶籍和地域與因變量之間的研究結論。此外，經濟地位、社會交往、身份認同之間的雙向因果關系實際上也證實了我們之前研究提出的社會融入四維度之間的互動性。

（致謝：感謝原國家人口和計劃生育委員會允許作者使用2011年“流動人口動態監測調查”數據。）