落脚城市中外来人口的社会融合——基于宁波庄市社区的调研

李玮，冯革群

（宁波大学，浙江 宁波 315211）

一、引言

当前我国流动人口已成为一个庞大的社会群体，第六次全国人口普查统计数据显示，拥有农村户口的流动人口在国内流动人口总量中占比高达80%。改革开放以来的城市建设对劳动力的需求以及农业科技的进步，使得农村剩余劳动力增多。在“推拉”双重作用下，大量农村人口向城市流动，且主要聚居于城乡交界地带的老旧社区、棚户区、城中村等社会空间。由此人口半城市化和区隔融合现象开始出现，在农村人口向城市人口转化的不完整的状态下[1]，尽管农民已经离开乡村到城市就业与生活，但由于各种制度障碍（如户籍制度）无形中将外来人口隔离在城市体系之外，使他们在劳动报酬、子女教育、社会保障、住房等方面无法与城市居民享有同等待遇，不能真正融入城市社会，其基本生活、就业、城市融合等问题已成为社会热点问题。

社会融合是城市社会地理研究中的基本问题，法国社会学家迪尔凯姆最早提出社会融合思想并致力于社会融合研究。2000年前后国内各学科领域开始重视社会融合问题的研究。社会学领域将研究重点聚焦于从理论层面探讨如何促进社会公正，从实践指导层面以社会工作、社区服务为着眼点为加强社区融入提供可行性建议[2]。地理学者多从空间视角分析其居住空间分布及其影响因素，以空间生产为理论基础，对移民聚集区的社会空间特征及生成机制的研究[3-8]。也有学者认为移民本质上是一种政治概念，政治学及管理学视角下对社会融合的研究主要涵盖两方面：从宏观层面对社会融合的类型、现状以及政策进行评价和对融合路径进行理论层面上的探索[9-10]。从经济学角度探索社会融合多是对数据进行量化，评判社会融合程度[11]。但也有学者建议在社会融合指数的测量研究中要去“经济维度”[12]。

“落脚城市（Arrival City）”源自道格·桑德斯的著作《落脚城市：最后的人类大迁徙与我们的未来》[13]，书中以“落脚城市”指代乡村流动人口在城市聚居的地区，由相同的移民通过社会关系迁移、聚居而成并在移民的迁徙过程中提供落脚功能或者说过渡功能的地区。因此，尽管在语义中将“City”译为“城市”，但真实语境下其含义包括各类空间尺度，可以是较大尺度的城市、街区，亦或是微观尺度的社区、小区、村落。本文借鉴这一概念，从空间尺度较小的社区层面以宁波庄市社区为例，聚焦外来人口的社会融合问题，分析其影响因素及其对外来人口社会行为的影响。

二、研究区概况与研究方法

（一）研究区概况

本研究选取宁波庄市社区作为案例，宁波地处东部沿海城市，吸引了大量外来人口聚居，其城市化进程是我国城市化的典型缩影；庄市社区地处镇海区与江北区的交界地带，属于典型的城乡结合部外来人口聚居区。社区地位于宁波市东北部，占地面积0.28平方公里（见图1、图2）。现社区人口以本地中老年人和外来青壮年为主，户籍人口约1 700名（60岁以上的老龄人口700多名），外来人口约2 600余名。

（二）研究方法

研究前期进行田野调查法。首先对社区的相关管理人员进行半结构式访谈（访谈时间大于30分钟），了解社区的整体情况和面上数据。而后进行问卷调查。在抽样方法上，由于受访者对访问具有一定的戒备心态，随机抽样方法的实施难度较大。故而采用“由点及面”（即通过一个受访对象延伸至其周围居民）的方式进行。根据实地调研经验发现，受访对象的行为有一定的一致性，因此没有必要实施大样本量的问卷调查，最终确定抽样比例为10%，获得有效问卷数量为262份、深度访谈（访谈时间大于30分钟）案例19份（含外来人口12份、本地居民3份、社区管理者2份、街道管理者2份），表1是对问卷样本的描述性统计。研究后期进行数据处理，依靠SPSS22.0和AMOS22.0软件，运用描述统计分析样本属性，运用因子分析法以及构建结构方程模型来分析社区外来人口的社会融合情况及其影响因素。

图1 庄市社区区位示意图

图2 庄市社区空间结构示意图

三、庄市社区外来人口的社会融合

（一）社会融合现状分析

各界学者由于研究旨趣的差异和理解的不同对社会融合的定义与测量存在差异（见表2），如测量变量多少的确定、关于结构融合的概念本身存在的争议；身份认同与心理融合的含义是否相互重叠；各测量维度的融合顺序等问题。

表1 问卷样本基本信息统计

表2 国内外流动人口社会融合测量维度及指标归纳

本研究在借鉴优秀量表的基础上结合实际，构建庄市社区外来人口社会融合的测算指标体系。需要说明的是该社区内本地居民多为经济收入有限的无工作或已退休的老年人，从经济维度来分析外来人口的社会融合状况意义不大。因此，最终确立了三层维度指标体系：心理认同、文化适应、社会交往。共包含12项指标如表3所示，分别对应问卷中的12个问题：F01您认为自己是城里人吗？F02您认为自己是庄市社区的一分子吗？F03您认为生活在庄市社区您幸福吗？F04您对目前在庄市社区的生活满意吗？F05您能够很好地适应在庄市社区的生活吗？F06您认为自己与本地人交往有语言障碍吗？F07您认为自己的普通话（与出来打工之前比较）有明显的进步吗？F08您认为应该学习并且遵守社区的规范规则吗？F09您与本地人的交往情况？F10您在社区志愿者活动参与情况？F11您在社区文娱活动参与情况？F12您在社区选举活动参与情况？

表3 各项测量指标设计解释说明

计算步骤大致为：效度检验—因子载荷—因子得分计算—因子得分规算—综合因子得分。首先，在进行构建社会融合度测量模型之前，要进行量表的效度检验，运用探索性因子分析方法（EFA）对上述12个测量指标进行检验，结果显示KMO检验值为0.714（＞0.5），Bartlett的球形度检验值为49.586，sig值为0.000（＜0.05），因此显著性较强，说明变量之间存在相关关系，适宜做因子分析。然后，进行主成分分析，采用方差极大法旋转，判断各项测量指标与测量维度之间的因子载荷大小。SPSS运行结果显示，说明第一主成分集中反映了心理认同维度，第二主成分集中反映了文化适应维度，第三主成分集中反映了社会交往维度，这也符合量表的设计预期。然后，根据SPSS运行结果中的各项因子得分系数，计算各因子得分，计算公式如下：

F1=a1*x1+a2*x2+…+a12*x12

F2=b1*x1+b2*x2+…+b12*x12

F3=c1*x1+c2*x2+…+c12*x12

式中，F1、F2、F3表示三个主成分，ai、bi、ci表示各因子分别对应F1、F2、F3的得分系数，xi表示因子在样本的个案值。由于公式中各测量指标因子的赋值范围不同，为保证计算结果的合理性，借鉴先前研究经验将各因子的赋值标准化为0～1的取值，即用样本个案值除以该因子的最高赋值（见表4）。以“城市认同感”指标为例，将个案值除以5（“非常赞同”选项得分）；而“社区文娱活动参与”，则将个案值除以4（“几乎每次都参加”选项得分）。

表4 各测量指标的因子载荷与因子得分系数矩阵

最后，为方便分析对直接计算出的各因子得分进行规算，从而计算社会融合度综合得分。先根据公式将各项因子得分标准化，其中BFi表示各项因子标准化以后的得分，F大、F小分别表示各因子个案得分的最大值与最小值。然后再根据公式：ZF=（0.26159*BF1+0.29797*BF2+0.27864*BF3）÷0.83820计算社会融合综合得分（ZF）。

表5 标准化因子、社会融合的得分情况

表5是对4个新变量（BF1、BF2、BF3、ZF）的描述统计，从表中可以看出：整体上看，庄市社区外来人口的社会融合度综合得分为42.84；从3个测量维度来看，心理认同（BF1）的融合度为44.97，文化适应（BF2）的融合度为42.44，社会交往（BF3）的融合度为41.28，均低于50分，说明社区中外来人口无论是在心理认同、文化适应层面，还是在社会交往层面，融合程度都较低。

（二）社会融合的影响因素

通过归纳问卷数据，结合调研中的实际观察，笔者发现存在受访者年纪越大，社会融合的程度越低；与迁入社区时间越长，其社会融合情况越好等现象。由此提出以下假设：

假设1：迁入时长对于外来人口的社会融合度具有显著的正向影响；

假设2：与官方互动属性对于外来人口的社会融合度具有影响，但并不显著；

假设3：社会融合度对外来人口的社会行为具有显著影响。

由于观测变量较多，自变量与因变量并非精准固定值变量且存在一定的测量误差，为验证假设需借助构建结构方程模型（AMOS-SEM）来实现。本研究从个人基本属性、经济属性、迁移属性和与官方互动属性四个维度来分析各因素对社会融合的影响效应及社会融合程度对社会行为的影响。

首先，结合李克特5级量表和鲍格达社会距离量表设置具体变量。运用主成分分析法对数据进行最大方差旋转处理，发现婚姻状况、房产数量和迁移原因3个题项的代表性很低（载荷不足0.5），故剔除该3项。运用SPSS22.0软件进行信效度检验，总量表的Cronbach's Alpha值为0.812，各分量表的Cronbach's Alpha值介于0.69～0.79之间（见表6），说明该量表信度可靠性较高。KMO检验值为0.745，Bartlett球体检验值为1 501.737，sig值为0.000，适宜进行因素分析。构建初始假设模型（见图3）。

表6 社会融合量表解释说明

对假设模型进行修正与拟合之前，要在AMOS22.0中对初始模型进行适配度检验，结果显示，经济属性、迁移属性、与官方互动属性指向社会融合的路径系数P值均大于0.05，未达到显著性水平。为确保量表的有效与完整，不能通过直接删减不显著路径的方式修正模型，须在初始假设模型的基础上，增加新的限制路径，并根据运行结果中的修正指标卡方值（MI值）、期望参数改变量（Par Change值）等修正指标对模型进行修正。经过多次拟合尝试，最终构建社会融合的结构方程模型，获得其拟合适配度指标（见表7）和参数估计（见表8）。

图3 初始假设模型

表7 修正后模型拟合指标表

标准化系数表示潜变量与观测变量、各潜变量之间的相关程度，根据图4可以看出：（1）在基本属性测量模型中，系数分别为0.579、-0.821的学历和年龄的观测变量解释度最好；在经济属性测量模型中，系数为0.574、0.701的月收入和住房面积变量解释度良好；在迁移属性测量模型中，三个观测变量的解释度均达到显著水平，其中迁入时长的因子载荷最高为0.719，印证了先前的假设1；与官方互动测量模型中仅有社区帮助的解释度达到显著性程度，但整体解释度不高，与官方互动情况的好坏并不会对外来人口的社会融合产生较大的影响；在社会融合测量模型中社区归属感（X2）、社会交往（X9）、社区文娱活动参与（X11）的解释程度较好；在社会行为测量模型中，两项观测变量解释效果良好。（2）在众多观测变量中，仅有年龄与社会融合之间呈负相关关系，说明年长者的社会融合度更低。在年纪较大的受访者的生命历程中城市社区生活阶段比重较小且开始时间晚，大部分中年甚至晚年才进入城市社区，已经形成的固有观念与认知不利于促进其与城市融合。（3）社会融合程度对外来人口的社会行为有显著的正向影响，简而言之，社会融合评分越高者，其社交圈的本地人占比越高，定居意愿也越强烈，这也印证了先前的假设3。

表8 修正后的模型参数估计

图4 修正后模型运行结果示意图

四、庄市社区外来人口的社会行为

据前文可知，外来人口社会融合程度的高低对其社交圈结构、定居意愿有显著的影响。而庄市社区内外来人口平均社会融合度偏低，说明该群体普遍与本地人交往甚少且定居意愿不强，这是典型的区隔化融合现象。

（一）“内卷化”的社交网络结构

在社会关系的研究中，社会学家格兰诺维特认为社会关系可分为强关系和弱关系，受互动频率、感情力量、亲密程度和互惠交换四项指标影响[20]。之后学者在此基础上将社会关系分为交往性网络、情感性网络、工具性网络。因此问卷中设置了3个相对应的多选题，分别是：您在日常生活中交往（经常联系）的人有哪些；您遇到烦心事（家庭矛盾、做重大决定等情况）通常向谁倾诉寻求帮助；您遇到困难（患病时帮助、借钱等情况）通常向谁寻求帮助。根据亲缘、地缘、业缘、友缘关系设置选项，为体现外来人口的融合状态，特将同一属性的选项分为“老家”和“宁波”，并认定若某一选项在上述任意2个问题中的被选择率超过30%，则认为该关系为强关系。

表9 庄市社区外来人口的社交网络

图5 社区外来人口的社交网络构成

结合表9、图5可看出，在交往性网络中，外来人口日常联系最为频繁的对象是宁波的亲人、老乡和同事（生意伙伴），其次是宁波的房东邻居、老家的亲人朋友。在情感性网络中，外来人口倾诉内心烦忧的对象更多是亲人，该网络中亲缘关系远强于其他关系。在工具性网络中，选择亲人和在宁波的老乡的外来人口均超过70%。尽管同事（生意伙伴）是外来人口交往性社交网络中的重要组成，但并未从中获得情感支持和工具性支持，并未将其转化成在城市生活中的社会资本，反而是基于其迁出地的亲缘、乡缘关系给了他们更多的依靠。

这也体现了外来人口社交网络“内卷化”模式的典型特征。在该模式下，外来人口通过在迁入地重新建立的业缘、友缘等社会关系，获得有利于其在城市发展资本的可能性极低。而亲缘、乡缘关系尽管给予了他们在城市生活的巨大依靠，但这种长期同质重复的社交关系并没有为他们带来更多与城市社会融合的信息与机会。这也是造成庄市社区外来人口的“乡缘即业缘”现象的主要原因。社区内外来人口的职业与其迁出地具有极高的相关性，调研中也发现，四川籍移民多从事建筑行业，陕西籍移民则多进工厂流水线，河南籍移民多从事装修。另一方面在“内卷化”模式的影响下，社区内外来人口的居住空间也呈现出“大杂居小聚居”的团组式分异现象，在外来人口混住杂居的整体局面下，不同省份的外来人口通过“老乡介绍租房”的规则集聚。

（二）“稳定性”决定的定居意愿

若将社交网络构成看作是体现外来人口社会融合水平的客观资源条件，那么定居意愿则是从外来人口的主观意识角度出发来解读其融合程度。问卷中设置了2个问题以反映其定居意愿，分别是：“您是否愿意在宁波定居？”和“您是否有在宁波定居的计划？”。将“非常愿意、比较愿意、一般、比较不愿意、非常不愿意”赋分为“5分、4分、3分、2分、1分”；将“是、否”赋分为“1分、0分”。

统计结果显示，庄市社区外来人口的定居意愿平均得分仅为1.70分，得分超过3分的样本量不足10%，选择有定居计划的样本量仅占3.05%。说明外来人口定居城市的欲望极低，有明确定居计划的更是微乎其微。从实地调研中发现，这种现象产生的原因很大程度上是外来人口工作的不稳定特性。工作的不稳定意味着收入的不稳定，这种“不稳定”无法确保其漫长的“买房——落户——还贷”的落脚过程可以顺利完成。

图6 不同群体定居意愿平均情况

从图6中也可以看出，月收入对外来人口定居意愿的影响并不显著，具备定居宁波的经济实力并不代表其有留居宁波的意愿。多数受访者表示，在宁波赚取的工资超过80%用于在老家建房、买房、子女教育等方面。更有一位来自安徽阜阳的受访者表示，尽管已经在镇海区购买商品房，但迟早还是会回到老家发展。另外，迁移时长对定居意愿的影响不大，其中迁移时间1—3年的外来人口定居意愿平均水平最低。该类群体往往已失去初入城市的新鲜感，而工作住房却尚未稳定，使其对定居城市的态度并不积极。受访者的年龄对其定居意愿影响最为显著，尤其表现在18岁以下的受访者定居意愿的平均水平最高。由于该群体自小在城市生活读书，于他们而言城市比老家更有归属感。

（三）结论与讨论

本文实证分析表明，庄市社区的外来人口在心理认同、文化适应层面和社会交往层面的融合程度都较低，并未真正融入城市。在社会融合的众多影响因素中，迁入时长对其影响最为显著，呈显著的正相关关系，其次月收入、社区归属感、社会交往、社区文娱活动参与的影响较为显著，与官方互动情况的好坏并不会对外来人口的社会融合产生较大的影响。同时，社会融合度对外来人口的社会行为具有显著影响，社会融合度越高外来人口社交圈中宁波本地人越多、定居意愿越强烈。但整体而言庄市社区中外来人口的社会融合度很低，说明该群体普遍与本地人交往甚少且定居意愿不强，形成了区隔化融合现象和“内卷化”的社交模式。在进一步的分析中发现，工作稳定性对外来人口定居意愿的影响较大，经济实力并非主因。另外，主要收入回流到其迁出地也反映了外来人口在城市化中，对城市建设贡献力与生活消费能力（购买力）的极大反差。

在国内近年来的大规模“造城”运动的背景下，城市的主城区蔓延外扩，由此衍生出的城乡结合部老旧社区、城中村、棚户区等社会底层群体聚居区，逐渐成为了社会管理当中不容忽视的一部分。这类社会空间包容接纳了城市底层建设者、生产者，是城市发展动力的中转站。对城市外来务工者这一底层群体而言，落脚城市更是他们能够实现在城市中生存、生活目标的缓冲区。但农业转移人口的社会融合不应仅是保障其在城市获得均等的发展机会、公平享受均等化的基本公共服务的权利，也应注重其心理文化层面的认同与融入。