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　　本文使用2005年全国1%人口抽样调查数据，描述、对比、分析青年乡－城流动人口等相关群体的经济社会地位及不同身份流动人口的经济融入水平、模式和相关因素，检验上述理论假设。关于该数据的优势与局限，我在《城乡差分与内外之别:流动人口社会保障研究》一文中有较详细叙述，限于篇幅，这里不再介绍。但需要强调的是，尽管本数据时效性不强，但它比2010年的普查数据更全面，因为后者没有收入、保障等重要信息，故而依旧是回答本文研究问题的最合适数据。

　　本文的样本包括年龄在16～55岁、户籍身份确定的在业人口。流动人口定义为因外出务工而离开户籍地、且离家半年以上的人口。本地市民定义为持有当地户籍的城市居民，他们既是流入地社会的主流群体，也是流动人口希望成为的目标群体。在应用这些条件后，最后的样本量为357258人;其中，62．6%为本地市民，其余37．4%为流动人口。

　　3．2变量

　　本文的因变量为经济融入，衡量为两个相互关联的综合指数，以从总体上考察、把握全部样本的绝对经济社会地位和流动人口的相对融入情况。第一个指数是绝对经济社会地位指数，由职业、每周劳动时间(下称“周工时”)、月收入、社会保障和住房条件等5个要素构成。因子分析结果显示，职业声望、周工时和月收入高度相关，因子负载超过0．78;社会保障与住房条件高度相关，因子负载超过0．72。可见，虽然这些指标并非同等重要，但相关系数和因子负载表明，每个因子内部的各项指标高度相关，可提取两个公因子。继而，将每一因子的解释力作为权重，构建经济社会地位综合指数。其取值介于［0100］之间;取值越大，表示经济社会地位越高，反之亦然。这个指数代表了所有样本的绝对经济社会地位，每个样本都有自己的相应取值。第二个指数是以地区为单位、本地市民绝对经济社会状况为基础计算的流动人口相对融入水平。其参照对象不是单个本地市民，而是本地市民的平均水平。

　　主要自变量为年龄、流动身份、流动特点。年龄衡量为两个分类，即青年人和其他人群———青年定义为1980年后出生人口;2005年，他们介于16～25岁之间，赋值为1。该定义主要是为了便于与其他研究中的“新生代”进行对比，2005年，他们小于或等于25岁。流动身份为三分类变量:本地市民、城－城流动人口、乡－城流动人口。这样划分既可进行群间比较(流动人口与非流动人口)，也可进行群内比较(不同户籍性质流动人口)。此外，为同时考察年龄和流动身份对经济融入的影响，本文还构建了一个整合年龄和流动身份的综合测量，该测量包含6个分类:青年乡－城流动人口、青年城－城流动人口、年轻市民、年长乡－城流动人口、年长城－城流动人口、年长市民。

　　流动特点有两个变量:一是流动距离，二是流动时间。前者包含3个分类:地区内流动、跨地区流动、跨省流动。虽然现有研究显示，跨省流动有可能提高就业机会和收入水平(杨菊华，2010b)，但也伴随一些问题。地区内流动人口的社会生活情境、文化背景、方言体系与当地居民一致，社会支持网络在很大程度上得以保留，且当地社会福利和公共保险对其适用，或较易转移原有社会保险。这些都会促进地区内流动人口在流入地的经济融入。相反，跨地区流动则会使流动人口遇到方言障碍，失去大部分的社会支持，在就业市场和日常生活中面临更多的困难。这些困难对跨省流动人口更是如此，因为跨省流动不仅距离扩大，也使得行为适应、公共福利的转移接续和日常生活更加困难。流动时间即离开家乡时间，定义为两年以下、3～5年、5年以上三类。虽然对一部分流动人口(尤其是青年流动人口)而言，该时间可能就是他们在现居地的居留时间，但对于另一部分人来说，他们可能先流动到其他地方，后到现居地，故在现居地的居留时间可能比这个时间短。由于无法获得流动人口在现住地的确切居住时间，该变量与流动人口经济融入之间的关系难以判断为因果关系。尽管如此，它仍然反映了离家时间与经济融入状况的关系。

　　本文控制样本的人口学特征、教育程度、就业行业和单位性质等多个可能影响经济融入的因素。

　　4、青年流动人口社会经济特征

　　对数据的初步描述结果(结果未在此显示)表明，在构建指数的各项指标中，外来人口和本地人口存在显著差异;流动人口又因户籍性质而存在差异。其中，乡－城流动人口的工作时间特别长，并从事着本地市民不愿承担的低声望工作，收入少，社会保障水平低，居住条件差。青年乡－城流动人口更是如此:他们的职业声望得分仅为35．41，每周工作55．44小时，月收入仅为896．72元;其平均社会保险参保数量为0．47，住房条件仅得19．21分。除社会保障外，他们在其他4个方面的得分均是6个人群中最低的;而年长乡－城流动人口的社会保障得分最低，收入与同户籍的青年人差不多。同时，本地市民、城－城流动人口和乡－城流动人口的经济社会状况、基本人口学特征和职业特征都存在显著差异。例如，全部样本的经济社会地位得分为61．5，其中，本地市民的得分最高，为67．8，乡－城流动人口的得分最低，城－城流动人口得分居中。这些数据表明，不仅流动人口的经济社会状况较差，普通的本地市民也尚未获得较高的经济社会地位。以往研究由于数据的局限大多将本地市民的经济社会地位赋值为100或1(国家统计局课题组，2007)，本文的分析结果不支持上述假设。城－城流动人口在流入地的融入状况显著优于乡－城流动人口。此外，三类人群在人口学特征、教育和就业特征等方面、两类流动人口在流动范围和离家时间上也都存在显著差异。

　　展示了按年龄和流动身份划分的全部样本的绝对经济社会状况和相对融入水平。就绝对经济社会地位而言，在3个群体中，乡－城流动人口的经济社会地位最低;在所有子群体中，年长乡－城流动人口和青年乡－城流动人口的经济社会状况基本一样，位于最差之列;而无论户籍类型和户籍地点，青年人的经济社会状况都较差;城－城流动人口与本地市民的经济社会状况差异不大。就流动人口的融入水平来看，每一群体的相对融入模式与绝对经济社会状况的模式大同小异。在流动人口4个群体中，年长乡－城流动人口的融入水平最低，次为青年乡－城流动人口;年长城－城流动人口的相对经济社会状况最好。

　　5、模型分析结果

　　单变量分析和相关分析结果都表明(这里没有完全展示)，上述六类人群的经济社会地位存在显著差别，除两类乡城流动人口外;同时，控制变量多与因变量显著相关，表明有必要对数据进行模型分析。由于数据的多层结构性质，本文首先对数据进行多层空模型分析，将地区作为高层单位、个体作为低层单位，结果表明使用多层模型的必要性。下面先分析全部样本，再分析流动人口样本。

　　5．1绝对经济社会状况

　　全部样本绝对经济社会状况多层模型的分析结果。模型1a单独考察年龄和流动身份的影响。结果显示，在控制其他变量不变的情况下，年轻人比其年长者的总体经济社会状况更差;本地市民和城－城流动人口的经济社会地位得分显著高于乡－城流动人口，且将本地市民作为参照组的模型分析结果(这里没有列出)显示，城－城流动人口的经济社会地位得分也显著偏低。显然，作为外来者，流动人口在流入地处于弱势地位，而既是外来人、又是农村人的乡－城流动人口更处于双重弱势地位。

　　为考察青年乡－城流动人口是否处于三重弱势地位，本文将流动身份与年龄进行交叉来拟合模型。模型1b显示，16～25岁乡－城流动人口的系数为正，而同年龄段城－城流动人口的系数为负，但这并不表示乡－城流动人口的状况更好。包含交互项系数的解释不同于没有交互项的系数解释，要同时考虑主要影响和交互影响。因此，为解释年龄和流动身份对因变量的影响，应将流动身份和年龄的主因素系数与交互项的系数相加，从而得到青年乡－城流动人口的系数值为负7．36;青年城－城流动人口的系数值为负3．61。可见，在其他条件相同的情况下，青年乡－城流动人口的经济社会地位得分比市民平均低7．36分，而同年龄段的城－城流动人口的得分仅低市民3．61分。显然，在考虑了年龄的因素后，青年乡－城流动人口与其他群体之间的差异进一步扩大，处于明显的三重弱势地位。

　　这一特点在使用年龄和流动身份综合变量的模型1c中进一步得到证实。青年乡－城流动人口的经济社会地位显著低于其余五群体。若将年轻市民作为模型参照组(结果未在文中展示)，则仅有年长市民的经济社会状况更优，其他4个群体都显著较低。综合考虑以上结果，我们不难得出以下结论:一是不论户籍性质，外来者都均处于弱势;二是乡－城流动人口处于双重弱势;三是青年乡－城流动人口的经济社会状况最差，处于三重弱势。相反，年长市民的经济社会地位最高，次为年轻市民;而青年乡－城流动人口处于社会等级阶梯的最底层。可见，本文的研究发现不支持目前对青年农民工的流行观点，即认为青年农民工的经济社会地位高于年长农民工。这种差别应该与不同研究之间使用的数据、方法、对流动人口的定义和理论视角等方面的差别有关。

　　其他变量在模型1b和模型1c中均相等，且与模型1a也十分类似。女性、汉族和在婚样本的经济社会地位显著高于男性、少数民族和不在婚者。受教育程度与经济社会地位高度、线性相关，且从回归系数的大小来看，在所有自变量中，受教育程度对因变量的影响最大。在不同行业中，经济融入的差别也十分显著;同样，在同一产业内部，在不同工作单位就业者的经济社会状况也存在差异。

　　5．2流动人口的融入状况

　　为考察流动特征对流动人口经济社会状况的影响，本文拟合了两组模型:一组针对绝对经济社会地位，另一组为流动人口的相对融入状况。由于两组模型的实质相同，故文中仅展示后者的分析结果。表3中的模型分别针对全部流动人口(模型2a和模型2b)、城－城流动人口(模型3)、乡－城流动人口(模型4)。模型2a使用年龄和流动身份的单独变量，模型2b使用年龄与流动身份的复合变量。结果显示，流动人口内部分层显著。虽然同为外来人口，但户籍类型把城－城流动人口和乡－城流动人口区分开来:前者的融入水平显著高于乡－城流动人口，二者差值高达7．68分。青年流动人口的融入水平显著低于年长流动人口。在模型2b中加入16～25岁与乡－城流动人口的交互项后，青年乡－城流动人口的相对融入水平降至负9．94，较本地同龄市民低近10个百分点。

　　流动特征对乡－城流动人口与城－城流动人口的相对融入水平的影响性质相同。在控制其他变量后，流动所跨越的行政区划越大，经济社会水平越低，其中跨省流动的劣势最为明显;相反，离家时间越长，融入水平越高。尽管由于无法获知流动人口在现居地的确切居住时间，因而不能对居住时间与因变量做因果关系推论，但现有结果显示，流动时间与融入水平呈显著正相关关系。

　　就控制变量而言，少数民族或在婚的流动人口经济社会地位较低，虽然婚姻状况对其影响相对较弱。受教育程度对流动人口在流入地的经济融入状况影响最为显著，提升他们的融入水平，且教育回报对城－城流动人口经济融入的影响大于对乡－城流动人口的影响。就业所属的行业部门对相对经济社会地位的影响也十分显著，其他部门工作人员的经济社会得分均高于从事工农业的人口，在商业和政府机构中工作的流动人口与本地市民的差异更小。然而，工作单位的影响却因户籍性质而异:相对于个体户而言，在私营企业和集体企业工作的城－城流动人口经济社会地位显著高于乡－城流动人口;然而，不论何种户籍，凡在国有企业或政府部门工作的流动人口与本地市民的经济社会地位差距都很小，尤其是城－城流动人口。

　　基于模型1c与模型2b的分析结果，本文预测了六类人群的绝对经济社会地位和流动人口的相对融入水平。预测的假设是，这六类人群均为已婚、汉族、女性、高中毕业、就业于制造业中的集体企业;若是流动人口，其流动区域为跨地区流动、离开家乡3～5年。若她是青年乡－城流动人口，其经济社会地位得分为57．4;若是26～55岁的乡－城流动人口，其社会经济得分为58．7，以此类推。一名具有上述特征的青年乡－城流动人口的经济社会地位得分相当于本地市民经济社会地位的78%。

　　6、总结与结论