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摘要：不同代际、户籍的流动人口有着明显的差别特征，从而对北京市有着不同的认同意愿和认同结果。本文使用定量数据，基于比较视角，分析了北京市流动人口的认同现状、模式和影响因素。研究发现：流动人口对流入地都有强烈的融入意愿，尽管意愿与结果之间存在明显的背离；北京市流动人口的认同意愿显著超过其他地区流动人口，说明流动人口对北京怀有更强的期待；北京市年长流动人口比青年流动人口有着更强的认同意愿，且乡-城流动人口的认同意愿超过城-城流动人口。
关键词：身份认同；北京市；青年流动人口；年长流动人口
中图分类号：C92-05 文献标识码：A 文章编号：1000-4149（2013）03-0043-10
作为“首善之区”，北京市一直是很多流动人口向往和最终驻足之所。据统计，2011年北京市常住外来人口达到742.2万人，他们构成了北京市经济社会发展的强大推动力量。那么，北京市不同代际、不同户籍的流动人口的认同意愿和结果具有什么特点、面临哪些困境、受制于哪些要素、与其他地区不同代际和不同户籍的流动人口之间是否存在差别，地域、户籍、年龄、态度、行为等结构性、制度性要素以及人力资本等主客观要素在流动人口的认同方面起到什么作用。这些都是具有理论价值和现实意义的重要问题。本文利用2011年“流动人口动态监测调查”数据，基于比较的视角，考察北京市流动人口的身份认同情况。通过比较青年与年长流动人口，了解年龄和时代的影响；通过比较城-城流动人口与乡-城流动人口，了解户籍类型的影响；通过比较北京与外地的流动人口，了解地区（及结构性）因素的影响；通过比较流动人口和本地市民的态度，了解主观因素的影响。
一、文献梳理与理论假设
身份认同是指流动者与本地人及家乡人之间的心理距离、归属感及对自己是谁、从何处来、将去往何处的思考及认知。不少学者从社会学、心理学的角度对流动人口（特别是新生代农民工）的身份认同问题进行了多方面、多层次的探讨。大量的研究表明，长年在外生活使得流动人口深感身份迷惘。流出地社会把他们看成是“客人”，流人地社会又把他们当成是“外地人”，于是他们就成为哪里都没有归属的“边缘人”。换言之，城乡社会空间和群体记忆的互动使流动人口对自己身份的认知和评价呈现出模糊性、不确定性和内心自我矛盾性。他们既难以认同流人地社会，又不愿认同流出地社会；既无法融入流入地主流社会，又难以回归流出地社会。流动人口不断陷入“我是谁，从何而来，到何处去”的追问，从而导致认同困境与身份焦虑的出现；而且，他们在归属感上表现出一种矛盾、不和谐的态势，即对流人地在地域上的强归属和群体心理上的弱归属、意愿上的融入与实际身份的游离。流动人口身份认同的这种不确定性、困扰与彷徨是包括代际差别、朋辈效应、制度固化、区域分割、态度排斥、社会交往等在内的多种要素综合作用的结果。
代际比较可提供时期特点和年龄队列对不同世代流动人口的影响。不少研究探讨了代际之间身份认同的差异，得出了具有共性的结论：青年流动人口对流入地有更强的认同感和融入意愿。不同代际流动人口成长的宏观环境、家庭结构、教育背景均不相同，故社会化经历、过程和结果都会有别。青年乡-城流动人口的务农时间较短，在城市生活多年，有的甚至出生在流人地，对家乡的认同远不及对流人地的认同。同时，他们的性格和行为更为丰富、更加多变、更富个性，时代性、发展性、双重性和边缘性特点突出。他们希望摆脱土地的束缚，摒弃农民身份；希望在城里安家落户，并最终融入城市。相反，年长流动人口在家乡生活时间较长，土地和亲情成为与家乡联系的“脐带”。虽然他们来到流入地工作，但他们更多可能只是将工作视为增加家庭收入的手段，而非改变身份的途径，故而对流人地难以产生很强的认同感和归属感。当然，现有研究在共性之中也有差异。比如，2009年国家人口和计划生育委员会在五城市开展的重点地区流动人口监测试点调查数据显示，与年长流动人口相比，青年流动人口对流人地有强烈的向往，但就普遍公认的对流入地社会的认同感而言，青年乡-城流动人口却低于同龄城-城流动人口及年长乡-城流动人口。这种差异说明，认同意愿与认同结果之间是有差异的。换言之，身份认同至少涵盖两个方面：一是认同意愿，二是认同结果，二者不可等同。青年流动人口也许比年长流动人口有着更强的融入或认同意愿，但从意愿到实际认同之间存在较长的时滞期，诸多中间要素推动或制约着意愿的实现。认同意愿是达到认同结果的前提条件。现存研究中，所谓的身份认同多是指认同意愿，而非认同结果。本文也仅关注认同意愿。
在考察流动人口的身份认同时，同辈比较可考察同龄人中的户籍差别。与青年乡-城流动人口相比，青年城-城流动人口对城市的观念和行为方式等都比较熟悉，故总体而言会对流入地产生更为亲切的感觉。综上所述，在此我们提出假设1：与年长流动人口相比，青年流动人口对流人地有更强的认同意愿；青年城-城流动人口的认同意愿超过青年乡-城流动人口。
所谓制度固化，最主要的是户籍制度的固化。身份认同似是一个虚空的概念，但有着实在、固有的制度性根源。户籍制度包括户籍类型、户籍地点两个维度，而户籍类型对身份认同的意义更大。这主要是因为，尽管城-城流动人口也是外来人身份，在流入地可能也会受到各种不利于他们的身份认同的结构性制约，但他们毕竟与本地市民拥有同样的户籍类型，有着与生俱来的先天优势和自致资质，与流入地市民有着更多的相似性，故而在流入地有更强的认同意愿。相反，“农民”原本只是一种职业，是户籍类型将“农民”身份化。中国的乡-城流动人口始终被看做是一个特殊的群体。原本只是中性称谓的“农民工”被制度和观念建构成一个社会类别；实际上否定了流动人口作为城市居民的现实身份，夸大了其流动性而抹杀了其定居性；而且，由于使用了“农民”身份标志，使得歧视性的身份制度在城市空间中得以延伸、再生，并进一步强化、固化了“农民工”身份，使得他们不得不认同自己的“农民”身份，进而导致他们的职业身份与角色身份出现错位。于是，乡一城流动人口既不完全等同于农民，又不等同于市民，是离开了土地的农民却未融入城市的市民。他们不乡不城，亦乡亦城，不农不工，亦农亦工，身份极为尴尬。这无疑也会影响到他们的认同意愿。因此，我们提出假设2：乡-城流动人口的身份认同意愿低于城-城流动人口。 区域分割包括两个方面：一是指各地区流动人口身份认同的差异，二是指流动所跨越的行政区划带来的身份认同差别。这里只论前者。制度性要素往往具有全国普遍性的特点，但各地不同的经济结构可能调节制度因素的效果，使流动人口的经济社会生活呈现明显的地区差异性。北京市作为特大城市，其流动人口的身份认同是否与其他地区存在显著差别？是否具有一般特大城市的共性？同时，作为首都，它是不是又具有不同于一般特大城市的个性、对外来人口更为包容和接纳呢？在此，我们提出假设3：与其他绝大多数地区的流动人口相比，北京市流动人口的认同意愿可能不同于其他地区，甚至可能超过上海、江浙、广东等地。同时，认同意愿存在地区、户籍和年龄互动。
与制度固化密切相关的是流人地居民对流动人口的心态与行为。一方面，身份认同不是简单地通过流动人口自身努力就可以达到的；与经济等客观融入维度相比，该主观维度更涉及流人地居民的接纳或排斥态度。特权意识与身份优越感在他们的躯体和意识中积淀成为一种社会惯习，故城乡分离的二元社会结构不仅仅是一种制度安排，更是一种基于利益差别的心理结构。社会心理构建使得流动人口从一开始就处于边缘化状态，且这种状态被逐渐内化，形成内卷式的身份认同。另一方面，流动人口与本地居民之间的相互接触、互相交往也是影响其身份认同的重要因素。随着流动人口与本地市民交往频度的增加、交往深度的延伸，他们逐渐由陌生人群变为相互认可的邻居、同事、朋友，行为的交往带来心理的感情和身份的认同。我们在此提出假设4：本地人的排斥态度降低流动人口（尤其是乡-城流动人口）对流人地的认同意愿，与本地人的交往能够增强流动人口的认同意愿。
二、数据与方法
本文采用国家人口和计划生育委员会2011年“流动人口动态监测调查”（以下简称“监测调查”）数据来检验这些假设，分析北京市青年流动人口身份认同的现状、特点、影响因素和影响机制。关于数据的具体情况，请参见国家人口和计划生育委员会流动人口服务管理司发布的2012年《中国流动人口发展报告》，这里不再叙述。数据的总样本量为128000个，其中北京市的样本量为4000个。
1.变量的定义
调查询问流动人口是否同意以下说法：“我喜欢现居城市”、“我关注现居城市的变化”、“我愿意融入流人地”。本文基于这三个问题构建因变量。显然，这些问题反映的并非认同结果，而是认同意愿。绝大多数流动人口在这三项上都表现得非常积极：分别约有90%以上的流动人口都选择了肯定的答案。这充分表明，流动人口对流人地具有强烈的融入意愿，这与定性访谈的结果较为一致。北京市流动人口中，分别有96.7%、95.3%、93.9%的人表示喜欢北京、关注北京的变化、愿意成为北京的一员。这与全国平均水平相当。对于这三个问题，本文通过因子分析方法，将它们集合为一个综合性因子。因子分析结果表明，三者的关联度超过0.83，且潜在的线性因子可解释它们方差的73%。这说明将它们进行整合是合理的。整合后的综合因子为本文的因变量，得分介于0～100，取值越大，表示流动人口的认同意愿越强，反之表示认同意愿越弱。
与前述4个假设相对应，本文有5个关注点：年龄效应、户籍效应、地区效应、态度效应、网络效应。故此，本文有5个主要自变量。①年龄队列（1=青年流动人口，定义为29岁及以下）。②户籍身份（1=乡一城流动人口，定义为在调查时为农村户籍）。③流入地区（定义为9类：北京、天津、上海、重庆、武汉、江苏、浙江、广东、其他地区）。数据分析一方面单独使用这些变量，另一方面使用它们的合成变量，即三者的互动项。为了简洁且突出主题，这里仅展示一个含有八个分类的互动变量的模型分析结果：北京青年乡一城流动人口、北京年长乡一城流动人口，北京青年城一城流动人口、北京年长城一城流动人口，外地青年乡一城流动人口、外地年长乡一城流动人口，外地青年城一城流动人口、外地年长城一城流动人口。④态度轻视（1=觉得受到过本地人的排斥，0=没有感到排斥）。⑤交往局限（1=流动人口主要与本地人交往，2=主要与老乡交往，3=主要与其他人交往，包括其他外地人、无人交往等）。
此外，本文控制一系列其他要素，以探讨上述自变量与因变量之间的独立关系，包括流动特征、人口和社会经济特征、流入区域等诸多要素。本文使用的所有变量都具有足够的变异。
2.研究方法与分析步骤
因变量“融入意愿”指数为线性测量，可采用线性回归模型。“监测调查”在全国1151个县（市、区）或样本点进行：一个样本点最多调查2000个样本，最少调查20个样本。北京的样本来自13个区县：其中，一个区县最少调查40个样本，最多调查1080个样本，平均调查约307个样本。这种情况就导致了数据的聚类特性，即在各样本点之间，流动人口的融入意愿可能存在较大差别，而在同一个样本点之内，融入意愿可能更为接近。这使数据可能不符合常规线性回归模型的两个基本假定（一是样本之间的独立性，二是随机误差项相互独立），从而导致常规的线性模型难以得到有效的估计结果。换言之，常规模型的分析结果可能低估标准误、高估自变量的重要性，从而增加犯I类错误的概率。此外，除了独立性的假定难以满足外，它还放弃了对不同组群之间差异的考虑，使很多原本由分组带来的差异被解释为个体的差异，从而丢失大量的群体信息。所以，对于多层次结构数据，常规的线性回归有其自身的局限。使用多层模型处理具有层次结构的数据，能够纠正由于同一层次内样本的相似性而引起的参数估计误差，改善置信区间和显著性检验，降低犯I类错误的可能性。因此，本文使用多层线性模型分析流动人口的融入意愿，将县（市、区）作为高层单位，受访个体作为低层单位。
首先进行无条件平均模型（即不包含任何自变量的空模型）分析，了解在不同区县，因变量是否显著不同，从而决定是否必须使用多层模型。其方程式为：
γij=βoj+εij （1） 其中，γij为j区县流动人口样本i的结果；βoj为截距（即平均值），下标j为每个区县拥有各自的截距，是区分多层模型与普通模型的标志。将截距分解为固定成分和区县层次的随机成分，则方程（1）分解为：
γij=γoo+δoj+εij （2）
其中，γoo为总均值或总截距，是固定参数；δoj为区县层次的随机变量，是j区县的截距到总截距的距离；εij为流动人口个体层次的随机变量，即分布于j区县的样本i到该区县截距的偏离。正是由于随机变量δoj的存在，该方程式才成为多层模型。
然后，在模型中纳入自变量，探讨个体和群体因素对因变量的影响。在常规模型中，一个模型只有一个截距，而在多层模型中，一个模型包含数个截距，即因变量的截距随群体而异。我们使用随机截距模型进行分析，其方程式为：
γij=（γoo+γ01G1j+γ10X1ij+（δoj+εij） （3）
式（3）与式（2）的不同之处，固定效果部分包含了个体和群体变量。Gij为区县（群体）特征；γ01为群体特征系数；X1ij为个体特征；γ10为个体特征系数，代表个体因素对因变量的影响。该模型将因变量解释为个体特征和区县环境特征的函数。δoj为未被观察到或无法观察到的区县层次的随机变量，该变量为同一区县内所有流动人口个体所共有。无条件平均模型的分析结果（本文没有展示）表明，融入意愿的确因不同的样本点而异（系数的取值为8.64，标准误为0.22，高度显著）。说明高层次因素对因变量的解释能力不容忽视，使用多层模型技术分析数据是合适的。
三、单变量和相关分析结果
表1描述了全部样本和北京市流动人口中雇员的基本特征。在全国和北京市样本中，青年流动人口的比重基本相同，均在46%上下；但乡-城流动人口所占比重差别较大，北京市乡-城流动人口比重低于全国的相应比重，二者分别约为71%和83%。在全国流动人口雇员中，近三成的人感到受到过本地人歧视，而北京市的这个比例更远远超过全国的平均水平；全部样本中近1/4的流动人口认为，自己的主要交往对象为本地人，而该比例在北京市不足1/5；据此判断，北京市本地市民似乎对流动人口的接纳情况并不如意。在这个样本中，北京市的流动人口均为跨省流动人口；而在全国样本中，超过一半的流动人口为跨省流动，约30%的人为跨地区流动，其余约17%的人为地区内跨县流动。流动人口平均在北京市的居留年份超过5年，比全国样本长1年多；感到老家有困难的流动人口在全国样本中的比例也高于北京市样本的比例。全部样本和北京市样本的人口学特征差别不大，但人力资本特征和劳动就业特征却有较大差别：就受教育程度而言，北京市流动人口中仅受过小学及以下教育的比例只有全国相应比例的一半，而受过大专及以上教育的人口比例超过全国平均水平16个百分点；在就业行业方面，全国流动人口在制造业和建筑业就业的比例都超过北京市流动人口的相应比例，尤其是制造业的情况更加突出，在其他行业就业的比例则大大低于北京市的相应比例。此外，北京市流动人口的经济地位和社会保障情况都好于全国平均水平，但居住状况较差。近一半的流动人口流入到东部地区，也有三成的人进入西部地区，中部地区和东北地区的流动人口比例较少。就因变量而言，全部样本的认同意愿为79.5分，表明流动人口对流人地都较为向往。其中，年长城一城流动人口的认同意愿得分最高，为82.08分，其次为年长乡-城流动人口（为79.99分），再次为青年城一城流动人口（为79.15分），最后是青年乡-城流动人口（为77.98分）。
图1和图2描述了主要自变量与认同意愿的相关关系。所有变量两两之间的关系都高度相关（p<0.001）。其中，城-城流动人口、年长流动人口的融入意愿分别超过乡-城流动人口、青年流动人口，而后者与绝大多数现存研究的结论是相悖的。在流动人口较多的城市和地区，认同意愿最强的是重庆，其次为北京，而广东、上海、浙江等地的流动人口融入意愿相对较弱，重庆的得分超过广东近14个百分点（见图1）。
就地区、户籍、年龄复合变量而言，北京年长城一城流动人口的认同意愿最强，外地青年乡-城流动人口的认同意愿最弱。在这些主要自变量中，差别较大的是本地人对外来人口的态度：若流动人口感到本地人轻视他们，则认同意愿将会比没有受轻视感的人低近10个百分点；此外，若流动人口主要与本地人交往，则其认同意愿也显著提高（见图2）。
我们也分析了认同意愿与控制变量之间的关系，结果都高度显著。限于篇幅，这里未予介绍。这种关联性表明，流动人口的认同意愿的确是多种要素综合作用的结果。下面进行模型分析，以考察代际差别、朋辈效应、制度排斥、区域分割、态度轻视、交往局限及其他因素对因变量的独立作用。
四、模型分析结果
表2展示了全部样本和北京市样本的认同意愿的多层线性模型回归分析结果。其中，模型1和模型2为全部样本分析结果，但模型1使用独立的户籍、年龄和地区变量，而模型2则突出北京市不同户籍、年龄流动人口与外地相关人群的比较。模型3是北京市样本的分析结果。
模型1显示，在其他条件相同的情况下，乡-城流动人口的认同意愿显著超过城-城流动人口，而青年流动人口的认同意愿显著低于年长流动人口；与流入北京市的人口相比，除重庆市以外，其余地区流动人口的认同意愿都较低，尤其是广东、浙江、上海、江苏的流动人口。若流动人口感到本地人对他们怀有偏见，则其认同意愿大大降低；若他们主要的交往对象为本地人，则认同意愿显著提高。这表明，对于两个其他条件相同的人，农村人对流人地具有更强的认同意愿。显然，该发现推翻了前面提出的有关制度排斥的理论假设（即假设2）。这可能与城-城流动人口和乡-城流动人口对流入地的预期和参照对象有关。而且，青年流动人口对流入地的认同意愿亦显著低于年长流动人口，也不支持有关代际差别的理论假设（即假设1），这与现存其他研究得出的结论相悖。地区差别的结果支持理论假设3。同样，理论假设4也得到模型结果的检验。若在流入地受到歧视，则其认同意愿显著且大大地降低；而与本地人较多的交往则会提高其认同意愿。 若同时考虑地区、户籍、年龄的互动对认同意愿的影响，则可以发现北京市青年乡-城流动人口的认同意愿低于年长乡-城流动人口，但超过其他六类人群，尤其是显著超过外地青年城-城流动人口。这表明流动人口的认同意愿的确与地区、户籍、年龄之间存在互动。
就控制变量而言，尽管系数的大小略有差别，模型1和模型2展示的结果模式几乎完全一致。就流动跨越的区域而言，跨越的行政区域愈大，其认同意愿越低；就流动时间而言，在流人地居留的时间越长，其认同意愿越强；若在流动期间，老家遇到困难，其认同意愿会显著降低。需要指出的是，这些自变量与因变量之间，可能存在双向的因果关系。
从流动人口的人口学特征来看，模型结果并未显出显著的性别、民族差异，但在婚的人的认同意愿强于不在婚的人。而受教育程度越高，流动人口的融入意愿越低。该发现与我们对行为参与和经济融入的分析结果（受教育程度与行为参与、职业地位、收入水平、社会保障、总体经济融入水平等有很强的正向关系）完全相反。不同因变量有差别的分析结果表明，心理上的融入的确具有不同于客观融入的特点。流动人口的劳动就业特征与其认同意愿密切相关：在制造业就业的人的认同意愿显著低于在其他行业就业的人，虽然与在建筑业就业者之间的差别不显著。随着经济地位的提升、保障水平的提高和居住条件的改善，流动人口的认同意愿也相应提高，即认同意愿可视为对流动人口整体的社会融入程度具有明显指向作用的经济社会地位、行为适应的深层体现。此外，流人到不同的经济带也带来不同的认同后果：流入西部地区、东北地区的人比流人东部地区的人拥有更强的认同意愿。
如模型3所示，尽管具体的系数取值大小有别，显著性水平也有差异，北京市样本的分析结果与全国的平均水平十分一致。比如，北京的青年流动人口的融人意愿低于年长流动人口，乡一城流动人口的融入意愿高于城一城流动人口，尽管组与组之间的差别没有统计意义。同样，若北京市流动人口感到受到本地人的歧视，则他们的融人意愿会显著降低；若他们的主要交往对象为本地人，他们的融入意愿就会显著提高；在流人地的居留时间提升北京市流动人口的融入意愿；老家有困难之人的融入意愿显著降低。在人口学特征中，只有在婚与因变量的关系是显著的。同样，在其他条件相同的情况下，人力资本与因变量呈不显著的负关联。这表明北京流动人口中的雇员与全国的同类人群一样，并不是受教育程度越高，认同意愿就越高。此外，随着经济地位的提高，北京市流动人口的认同意愿显著提高，保障水平和居住状况都不与因变量有显著关联。
五、总结与讨论
尽管从现实的角度看，流动人口的身份认同不如就业、居住、社会保障等重要和急迫，但认同是一个更为根本性的问题。在市场经济的宏观背景下，较强的认同度将促使流动人口在流入地长期居留，这是不以流入地社会的意志为转移的。那么，流入地相应的工资待遇和权益保障、公共服务和社会福利，以及城乡之间和地区之间公共资源的配置等一系列问题也需要进一步加以解决。本文通过对具有时效性的、大规模的调查数据的分析，运用多层模型技术，对北京市流动人口的身份认同意愿的现状、特点和影响因素进行了较为深入的考察，并将他们的认同意愿与全国同类人群的平均水平进行了对照。分析结果得出以下结论和政策启示。
其一，北京市流动人口的认同意愿超过其他地区流动人口。这表明作为首善之区的北京，被流动人口寄予了更多的向往。但同时，现实情况是，北京市流动人口的认同意愿和认同结果之间依旧存在很大差距，这就对北京社会发展和北京精神的实践提出了更高的要求。北京市政府及相关部门应当切实采取有效措施，从实际出发，打造融入的平台，组织合适的活动，增进人群之间的交流与沟通，实实在在地为流动人口提供所需服务，扎扎实实地解决他们的实际问题。
其二，年长流动人口的认同意愿超过青年流动人口，乡一城流动人口的认同意愿高于城一城流动人口。北京和外地都是如此。本文的研究结果与现存的其他研究得出的一些关键性结论有别，也不支持本文的理论假设。年长流动人口阅历相对丰富，更愿意在一个合适的地方安顿下来；同时，他们的参照对象是流出地人群，追求的目标主要是生存，但凡只要流人地生存状况好于流出地，就可能对流人地有较强的认同意愿。城一城流动人口多以本地市民为参照对象，他们在流出地并非找不到工作，只是找不到更理想的非农工作，他们来到流入地是为了追求更好的发展机会，而不是为了解决生存问题。在北京的青年城一城流动人口中，近2/3的人受过大学及以上教育。外地的户籍使他们无法享受与北京人同等的待遇，故他们失落感严重，难以产生认同感。然而，从长远来看，未来城市的发展将在很大程度上与青年流动人口的贡献密不可分。他们对流入地不高的认同度，无疑会制约其在该地作出的贡献。因此，各级部门应该适当地通过各种反馈渠道，关注青年流动人口对城市的态度，努力增进他们对城市的认同和感情。
其三，本地市民的态度和两个人群的互动交往对流动人口的认同意愿至关重要。融合是双向的、互动的，也是漫长的、艰巨的，需要逐步推进。身份认同属于主观意念，但这种意愿能否实现，流动人口能否真正成为流入地的一员，不仅需要流动人口本身的努力，还需要本地人的接纳。但是调查数据显示，北京市流动人口认为受到本地市民轻视的比例高达46%，远远超过全部数据的平均水平（26%）；而访谈资料也表明，除经济贡献外，在诸如社会治安、居住环境、公共设施利用、社区卫生等方面，北京市民对流动人口的看法都比较负面。这显然与北京市倡导的包容接纳精神相违背。一方面，户籍居民要尊重外来人口，使他们感受到当地政府、市民的亲近与友善；另一方面，流动人口也应主动与本地市民交往和交流，使户籍居民感受到流动人口的尊重与感激。双向的交流与互动将提高流动人口的归属感，从而促进其实现身份认同。若本地市民对流动人口的刻板印象和排斥行为不变，政府的公共政策不能一视同仁，流动人口就很难成功地融人流人地社会中。社区是流动人口进入城市后的落脚点，也是他们必然接触到的小社会，故我们可从社区人手，通过加强社区建设，强化社区功能，使社区成为流动人口与本地市民交流沟通的平台，从而达到增进双方理解与包容的目的。
其四，流动人口的认同意愿存在显著的地区差别。本文从两个地区视角考察区域分割：一是流动跨越的行政区划，二是流入区域。在其他条件相同的情况下，跨越的行政区划越大，认同意愿越低；就区域而言，融入意愿由强到弱依次是西部、东北、中部、东部地区。可见，认同意愿较强的流入地几乎都处于经济欠发达地区，而进入发达地区之人的认同意愿较弱。作为衡量融入水平和流入地制度性、结构性、观念性等要素的一项综合研究，这样的结果或许暗示，意愿与物质财富的多寡和社会文明的进步关系不大。尽管从理论上看，作为主观认知的认同意愿需要劳动保障和收入保障等物质条件为其提供基础（经济不发达、政府公共服务水平低下等难以让流人人口产生认同），但主客观之间并不是完全一致。东部地区的流人人口之所以认同意愿低，一是这些地方劳动就业机会多，许多流动人口来到这里主要是为了赚钱；二是地区越发达，制度性、结构性、观念性要素的排斥就越强，而这些都在时刻提醒流动人口作为“外来人”的身份。这表明，认同意愿不是仅仅由流入地的经济发展、文明程度、行政级别、规模与名气能够完全决定的，一些“软”的要素也至关重要。因此，各地需要在改善流动人口生存发展状况的同时，采取相应措施，因地制宜、注重实效地增进流动人口的认同意愿和结果。比如，北京、上海、广东、江浙等经济发达地区，应加大宣传力度，从文化上、心理上、感情上采取措施，增强流动人口的归属感。
最后，本文也存在一些不足。一是流动人口问题研究中，不可避免也难以克服选择性问题。二是虽然本文使用的数据具有全国普遍性，但分析结果只对在业雇员具有代表性，因为本文设定的经济地位因子主要构成成分的收入和劳动时问所限，笔者只访问了该人群。三是一些自变量与因变量之间存在互动关系，甚至是双向因果关系——认同意愿与主要交往对象、经济地位因子等就是如此。不过，年龄效应、户籍效应和地域效应与因变量的因果关系是明确的，其他自变量与因变量之间因果关系的不确定性不会影响本文有关年龄、户籍和地域与因变量之间的研究结论。此外，经济地位、社会交往、身份认同之间的双向因果关系实际上也证实了我们之前研究提出的社会融入四维度之间的互动性。
（致谢：感谢原国家人口和计划生育委员会允许作者使用2011年“流动人口动态监测调查”数据。）
关键词：身份认同；北京市；青年流动人口；年长流动人口
中图分类号：C92-05 文献标识码：A 文章编号：1000-4149（2013）03-0043-10
作为“首善之区”，北京市一直是很多流动人口向往和最终驻足之所。据统计，2011年北京市常住外来人口达到742.2万人，他们构成了北京市经济社会发展的强大推动力量。那么，北京市不同代际、不同户籍的流动人口的认同意愿和结果具有什么特点、面临哪些困境、受制于哪些要素、与其他地区不同代际和不同户籍的流动人口之间是否存在差别，地域、户籍、年龄、态度、行为等结构性、制度性要素以及人力资本等主客观要素在流动人口的认同方面起到什么作用。这些都是具有理论价值和现实意义的重要问题。本文利用2011年“流动人口动态监测调查”数据，基于比较的视角，考察北京市流动人口的身份认同情况。通过比较青年与年长流动人口，了解年龄和时代的影响；通过比较城-城流动人口与乡-城流动人口，了解户籍类型的影响；通过比较北京与外地的流动人口，了解地区（及结构性）因素的影响；通过比较流动人口和本地市民的态度，了解主观因素的影响。
一、文献梳理与理论假设
身份认同是指流动者与本地人及家乡人之间的心理距离、归属感及对自己是谁、从何处来、将去往何处的思考及认知。不少学者从社会学、心理学的角度对流动人口（特别是新生代农民工）的身份认同问题进行了多方面、多层次的探讨。大量的研究表明，长年在外生活使得流动人口深感身份迷惘。流出地社会把他们看成是“客人”，流人地社会又把他们当成是“外地人”，于是他们就成为哪里都没有归属的“边缘人”。换言之，城乡社会空间和群体记忆的互动使流动人口对自己身份的认知和评价呈现出模糊性、不确定性和内心自我矛盾性。他们既难以认同流人地社会，又不愿认同流出地社会；既无法融入流入地主流社会，又难以回归流出地社会。流动人口不断陷入“我是谁，从何而来，到何处去”的追问，从而导致认同困境与身份焦虑的出现；而且，他们在归属感上表现出一种矛盾、不和谐的态势，即对流人地在地域上的强归属和群体心理上的弱归属、意愿上的融入与实际身份的游离。流动人口身份认同的这种不确定性、困扰与彷徨是包括代际差别、朋辈效应、制度固化、区域分割、态度排斥、社会交往等在内的多种要素综合作用的结果。
代际比较可提供时期特点和年龄队列对不同世代流动人口的影响。不少研究探讨了代际之间身份认同的差异，得出了具有共性的结论：青年流动人口对流入地有更强的认同感和融入意愿。不同代际流动人口成长的宏观环境、家庭结构、教育背景均不相同，故社会化经历、过程和结果都会有别。青年乡-城流动人口的务农时间较短，在城市生活多年，有的甚至出生在流人地，对家乡的认同远不及对流人地的认同。同时，他们的性格和行为更为丰富、更加多变、更富个性，时代性、发展性、双重性和边缘性特点突出。他们希望摆脱土地的束缚，摒弃农民身份；希望在城里安家落户，并最终融入城市。相反，年长流动人口在家乡生活时间较长，土地和亲情成为与家乡联系的“脐带”。虽然他们来到流入地工作，但他们更多可能只是将工作视为增加家庭收入的手段，而非改变身份的途径，故而对流人地难以产生很强的认同感和归属感。当然，现有研究在共性之中也有差异。比如，2009年国家人口和计划生育委员会在五城市开展的重点地区流动人口监测试点调查数据显示，与年长流动人口相比，青年流动人口对流人地有强烈的向往，但就普遍公认的对流入地社会的认同感而言，青年乡-城流动人口却低于同龄城-城流动人口及年长乡-城流动人口。这种差异说明，认同意愿与认同结果之间是有差异的。换言之，身份认同至少涵盖两个方面：一是认同意愿，二是认同结果，二者不可等同。青年流动人口也许比年长流动人口有着更强的融入或认同意愿，但从意愿到实际认同之间存在较长的时滞期，诸多中间要素推动或制约着意愿的实现。认同意愿是达到认同结果的前提条件。现存研究中，所谓的身份认同多是指认同意愿，而非认同结果。本文也仅关注认同意愿。
在考察流动人口的身份认同时，同辈比较可考察同龄人中的户籍差别。与青年乡-城流动人口相比，青年城-城流动人口对城市的观念和行为方式等都比较熟悉，故总体而言会对流入地产生更为亲切的感觉。综上所述，在此我们提出假设1：与年长流动人口相比，青年流动人口对流人地有更强的认同意愿；青年城-城流动人口的认同意愿超过青年乡-城流动人口。
所谓制度固化，最主要的是户籍制度的固化。身份认同似是一个虚空的概念，但有着实在、固有的制度性根源。户籍制度包括户籍类型、户籍地点两个维度，而户籍类型对身份认同的意义更大。这主要是因为，尽管城-城流动人口也是外来人身份，在流入地可能也会受到各种不利于他们的身份认同的结构性制约，但他们毕竟与本地市民拥有同样的户籍类型，有着与生俱来的先天优势和自致资质，与流入地市民有着更多的相似性，故而在流入地有更强的认同意愿。相反，“农民”原本只是一种职业，是户籍类型将“农民”身份化。中国的乡-城流动人口始终被看做是一个特殊的群体。原本只是中性称谓的“农民工”被制度和观念建构成一个社会类别；实际上否定了流动人口作为城市居民的现实身份，夸大了其流动性而抹杀了其定居性；而且，由于使用了“农民”身份标志，使得歧视性的身份制度在城市空间中得以延伸、再生，并进一步强化、固化了“农民工”身份，使得他们不得不认同自己的“农民”身份，进而导致他们的职业身份与角色身份出现错位。于是，乡一城流动人口既不完全等同于农民，又不等同于市民，是离开了土地的农民却未融入城市的市民。他们不乡不城，亦乡亦城，不农不工，亦农亦工，身份极为尴尬。这无疑也会影响到他们的认同意愿。因此，我们提出假设2：乡-城流动人口的身份认同意愿低于城-城流动人口。 区域分割包括两个方面：一是指各地区流动人口身份认同的差异，二是指流动所跨越的行政区划带来的身份认同差别。这里只论前者。制度性要素往往具有全国普遍性的特点，但各地不同的经济结构可能调节制度因素的效果，使流动人口的经济社会生活呈现明显的地区差异性。北京市作为特大城市，其流动人口的身份认同是否与其他地区存在显著差别？是否具有一般特大城市的共性？同时，作为首都，它是不是又具有不同于一般特大城市的个性、对外来人口更为包容和接纳呢？在此，我们提出假设3：与其他绝大多数地区的流动人口相比，北京市流动人口的认同意愿可能不同于其他地区，甚至可能超过上海、江浙、广东等地。同时，认同意愿存在地区、户籍和年龄互动。
与制度固化密切相关的是流人地居民对流动人口的心态与行为。一方面，身份认同不是简单地通过流动人口自身努力就可以达到的；与经济等客观融入维度相比，该主观维度更涉及流人地居民的接纳或排斥态度。特权意识与身份优越感在他们的躯体和意识中积淀成为一种社会惯习，故城乡分离的二元社会结构不仅仅是一种制度安排，更是一种基于利益差别的心理结构。社会心理构建使得流动人口从一开始就处于边缘化状态，且这种状态被逐渐内化，形成内卷式的身份认同。另一方面，流动人口与本地居民之间的相互接触、互相交往也是影响其身份认同的重要因素。随着流动人口与本地市民交往频度的增加、交往深度的延伸，他们逐渐由陌生人群变为相互认可的邻居、同事、朋友，行为的交往带来心理的感情和身份的认同。我们在此提出假设4：本地人的排斥态度降低流动人口（尤其是乡-城流动人口）对流人地的认同意愿，与本地人的交往能够增强流动人口的认同意愿。
二、数据与方法
本文采用国家人口和计划生育委员会2011年“流动人口动态监测调查”（以下简称“监测调查”）数据来检验这些假设，分析北京市青年流动人口身份认同的现状、特点、影响因素和影响机制。关于数据的具体情况，请参见国家人口和计划生育委员会流动人口服务管理司发布的2012年《中国流动人口发展报告》，这里不再叙述。数据的总样本量为128000个，其中北京市的样本量为4000个。
1.变量的定义
调查询问流动人口是否同意以下说法：“我喜欢现居城市”、“我关注现居城市的变化”、“我愿意融入流人地”。本文基于这三个问题构建因变量。显然，这些问题反映的并非认同结果，而是认同意愿。绝大多数流动人口在这三项上都表现得非常积极：分别约有90%以上的流动人口都选择了肯定的答案。这充分表明，流动人口对流人地具有强烈的融入意愿，这与定性访谈的结果较为一致。北京市流动人口中，分别有96.7%、95.3%、93.9%的人表示喜欢北京、关注北京的变化、愿意成为北京的一员。这与全国平均水平相当。对于这三个问题，本文通过因子分析方法，将它们集合为一个综合性因子。因子分析结果表明，三者的关联度超过0.83，且潜在的线性因子可解释它们方差的73%。这说明将它们进行整合是合理的。整合后的综合因子为本文的因变量，得分介于0～100，取值越大，表示流动人口的认同意愿越强，反之表示认同意愿越弱。
与前述4个假设相对应，本文有5个关注点：年龄效应、户籍效应、地区效应、态度效应、网络效应。故此，本文有5个主要自变量。①年龄队列（1=青年流动人口，定义为29岁及以下）。②户籍身份（1=乡一城流动人口，定义为在调查时为农村户籍）。③流入地区（定义为9类：北京、天津、上海、重庆、武汉、江苏、浙江、广东、其他地区）。数据分析一方面单独使用这些变量，另一方面使用它们的合成变量，即三者的互动项。为了简洁且突出主题，这里仅展示一个含有八个分类的互动变量的模型分析结果：北京青年乡一城流动人口、北京年长乡一城流动人口，北京青年城一城流动人口、北京年长城一城流动人口，外地青年乡一城流动人口、外地年长乡一城流动人口，外地青年城一城流动人口、外地年长城一城流动人口。④态度轻视（1=觉得受到过本地人的排斥，0=没有感到排斥）。⑤交往局限（1=流动人口主要与本地人交往，2=主要与老乡交往，3=主要与其他人交往，包括其他外地人、无人交往等）。
此外，本文控制一系列其他要素，以探讨上述自变量与因变量之间的独立关系，包括流动特征、人口和社会经济特征、流入区域等诸多要素。本文使用的所有变量都具有足够的变异。
2.研究方法与分析步骤
因变量“融入意愿”指数为线性测量，可采用线性回归模型。“监测调查”在全国1151个县（市、区）或样本点进行：一个样本点最多调查2000个样本，最少调查20个样本。北京的样本来自13个区县：其中，一个区县最少调查40个样本，最多调查1080个样本，平均调查约307个样本。这种情况就导致了数据的聚类特性，即在各样本点之间，流动人口的融入意愿可能存在较大差别，而在同一个样本点之内，融入意愿可能更为接近。这使数据可能不符合常规线性回归模型的两个基本假定（一是样本之间的独立性，二是随机误差项相互独立），从而导致常规的线性模型难以得到有效的估计结果。换言之，常规模型的分析结果可能低估标准误、高估自变量的重要性，从而增加犯I类错误的概率。此外，除了独立性的假定难以满足外，它还放弃了对不同组群之间差异的考虑，使很多原本由分组带来的差异被解释为个体的差异，从而丢失大量的群体信息。所以，对于多层次结构数据，常规的线性回归有其自身的局限。使用多层模型处理具有层次结构的数据，能够纠正由于同一层次内样本的相似性而引起的参数估计误差，改善置信区间和显著性检验，降低犯I类错误的可能性。因此，本文使用多层线性模型分析流动人口的融入意愿，将县（市、区）作为高层单位，受访个体作为低层单位。
首先进行无条件平均模型（即不包含任何自变量的空模型）分析，了解在不同区县，因变量是否显著不同，从而决定是否必须使用多层模型。其方程式为：
γij=βoj+εij （1） 其中，γij为j区县流动人口样本i的结果；βoj为截距（即平均值），下标j为每个区县拥有各自的截距，是区分多层模型与普通模型的标志。将截距分解为固定成分和区县层次的随机成分，则方程（1）分解为：
γij=γoo+δoj+εij （2）
其中，γoo为总均值或总截距，是固定参数；δoj为区县层次的随机变量，是j区县的截距到总截距的距离；εij为流动人口个体层次的随机变量，即分布于j区县的样本i到该区县截距的偏离。正是由于随机变量δoj的存在，该方程式才成为多层模型。
然后，在模型中纳入自变量，探讨个体和群体因素对因变量的影响。在常规模型中，一个模型只有一个截距，而在多层模型中，一个模型包含数个截距，即因变量的截距随群体而异。我们使用随机截距模型进行分析，其方程式为：
γij=（γoo+γ01G1j+γ10X1ij+（δoj+εij） （3）
式（3）与式（2）的不同之处，固定效果部分包含了个体和群体变量。Gij为区县（群体）特征；γ01为群体特征系数；X1ij为个体特征；γ10为个体特征系数，代表个体因素对因变量的影响。该模型将因变量解释为个体特征和区县环境特征的函数。δoj为未被观察到或无法观察到的区县层次的随机变量，该变量为同一区县内所有流动人口个体所共有。无条件平均模型的分析结果（本文没有展示）表明，融入意愿的确因不同的样本点而异（系数的取值为8.64，标准误为0.22，高度显著）。说明高层次因素对因变量的解释能力不容忽视，使用多层模型技术分析数据是合适的。
三、单变量和相关分析结果
表1描述了全部样本和北京市流动人口中雇员的基本特征。在全国和北京市样本中，青年流动人口的比重基本相同，均在46%上下；但乡-城流动人口所占比重差别较大，北京市乡-城流动人口比重低于全国的相应比重，二者分别约为71%和83%。在全国流动人口雇员中，近三成的人感到受到过本地人歧视，而北京市的这个比例更远远超过全国的平均水平；全部样本中近1/4的流动人口认为，自己的主要交往对象为本地人，而该比例在北京市不足1/5；据此判断，北京市本地市民似乎对流动人口的接纳情况并不如意。在这个样本中，北京市的流动人口均为跨省流动人口；而在全国样本中，超过一半的流动人口为跨省流动，约30%的人为跨地区流动，其余约17%的人为地区内跨县流动。流动人口平均在北京市的居留年份超过5年，比全国样本长1年多；感到老家有困难的流动人口在全国样本中的比例也高于北京市样本的比例。全部样本和北京市样本的人口学特征差别不大，但人力资本特征和劳动就业特征却有较大差别：就受教育程度而言，北京市流动人口中仅受过小学及以下教育的比例只有全国相应比例的一半，而受过大专及以上教育的人口比例超过全国平均水平16个百分点；在就业行业方面，全国流动人口在制造业和建筑业就业的比例都超过北京市流动人口的相应比例，尤其是制造业的情况更加突出，在其他行业就业的比例则大大低于北京市的相应比例。此外，北京市流动人口的经济地位和社会保障情况都好于全国平均水平，但居住状况较差。近一半的流动人口流入到东部地区，也有三成的人进入西部地区，中部地区和东北地区的流动人口比例较少。就因变量而言，全部样本的认同意愿为79.5分，表明流动人口对流人地都较为向往。其中，年长城一城流动人口的认同意愿得分最高，为82.08分，其次为年长乡-城流动人口（为79.99分），再次为青年城一城流动人口（为79.15分），最后是青年乡-城流动人口（为77.98分）。
图1和图2描述了主要自变量与认同意愿的相关关系。所有变量两两之间的关系都高度相关（p<0.001）。其中，城-城流动人口、年长流动人口的融入意愿分别超过乡-城流动人口、青年流动人口，而后者与绝大多数现存研究的结论是相悖的。在流动人口较多的城市和地区，认同意愿最强的是重庆，其次为北京，而广东、上海、浙江等地的流动人口融入意愿相对较弱，重庆的得分超过广东近14个百分点（见图1）。
就地区、户籍、年龄复合变量而言，北京年长城一城流动人口的认同意愿最强，外地青年乡-城流动人口的认同意愿最弱。在这些主要自变量中，差别较大的是本地人对外来人口的态度：若流动人口感到本地人轻视他们，则认同意愿将会比没有受轻视感的人低近10个百分点；此外，若流动人口主要与本地人交往，则其认同意愿也显著提高（见图2）。
我们也分析了认同意愿与控制变量之间的关系，结果都高度显著。限于篇幅，这里未予介绍。这种关联性表明，流动人口的认同意愿的确是多种要素综合作用的结果。下面进行模型分析，以考察代际差别、朋辈效应、制度排斥、区域分割、态度轻视、交往局限及其他因素对因变量的独立作用。
四、模型分析结果
表2展示了全部样本和北京市样本的认同意愿的多层线性模型回归分析结果。其中，模型1和模型2为全部样本分析结果，但模型1使用独立的户籍、年龄和地区变量，而模型2则突出北京市不同户籍、年龄流动人口与外地相关人群的比较。模型3是北京市样本的分析结果。
模型1显示，在其他条件相同的情况下，乡-城流动人口的认同意愿显著超过城-城流动人口，而青年流动人口的认同意愿显著低于年长流动人口；与流入北京市的人口相比，除重庆市以外，其余地区流动人口的认同意愿都较低，尤其是广东、浙江、上海、江苏的流动人口。若流动人口感到本地人对他们怀有偏见，则其认同意愿大大降低；若他们主要的交往对象为本地人，则认同意愿显著提高。这表明，对于两个其他条件相同的人，农村人对流人地具有更强的认同意愿。显然，该发现推翻了前面提出的有关制度排斥的理论假设（即假设2）。这可能与城-城流动人口和乡-城流动人口对流入地的预期和参照对象有关。而且，青年流动人口对流入地的认同意愿亦显著低于年长流动人口，也不支持有关代际差别的理论假设（即假设1），这与现存其他研究得出的结论相悖。地区差别的结果支持理论假设3。同样，理论假设4也得到模型结果的检验。若在流入地受到歧视，则其认同意愿显著且大大地降低；而与本地人较多的交往则会提高其认同意愿。 若同时考虑地区、户籍、年龄的互动对认同意愿的影响，则可以发现北京市青年乡-城流动人口的认同意愿低于年长乡-城流动人口，但超过其他六类人群，尤其是显著超过外地青年城-城流动人口。这表明流动人口的认同意愿的确与地区、户籍、年龄之间存在互动。
就控制变量而言，尽管系数的大小略有差别，模型1和模型2展示的结果模式几乎完全一致。就流动跨越的区域而言，跨越的行政区域愈大，其认同意愿越低；就流动时间而言，在流人地居留的时间越长，其认同意愿越强；若在流动期间，老家遇到困难，其认同意愿会显著降低。需要指出的是，这些自变量与因变量之间，可能存在双向的因果关系。
从流动人口的人口学特征来看，模型结果并未显出显著的性别、民族差异，但在婚的人的认同意愿强于不在婚的人。而受教育程度越高，流动人口的融入意愿越低。该发现与我们对行为参与和经济融入的分析结果（受教育程度与行为参与、职业地位、收入水平、社会保障、总体经济融入水平等有很强的正向关系）完全相反。不同因变量有差别的分析结果表明，心理上的融入的确具有不同于客观融入的特点。流动人口的劳动就业特征与其认同意愿密切相关：在制造业就业的人的认同意愿显著低于在其他行业就业的人，虽然与在建筑业就业者之间的差别不显著。随着经济地位的提升、保障水平的提高和居住条件的改善，流动人口的认同意愿也相应提高，即认同意愿可视为对流动人口整体的社会融入程度具有明显指向作用的经济社会地位、行为适应的深层体现。此外，流人到不同的经济带也带来不同的认同后果：流入西部地区、东北地区的人比流人东部地区的人拥有更强的认同意愿。
如模型3所示，尽管具体的系数取值大小有别，显著性水平也有差异，北京市样本的分析结果与全国的平均水平十分一致。比如，北京的青年流动人口的融人意愿低于年长流动人口，乡一城流动人口的融入意愿高于城一城流动人口，尽管组与组之间的差别没有统计意义。同样，若北京市流动人口感到受到本地人的歧视，则他们的融人意愿会显著降低；若他们的主要交往对象为本地人，他们的融入意愿就会显著提高；在流人地的居留时间提升北京市流动人口的融入意愿；老家有困难之人的融入意愿显著降低。在人口学特征中，只有在婚与因变量的关系是显著的。同样，在其他条件相同的情况下，人力资本与因变量呈不显著的负关联。这表明北京流动人口中的雇员与全国的同类人群一样，并不是受教育程度越高，认同意愿就越高。此外，随着经济地位的提高，北京市流动人口的认同意愿显著提高，保障水平和居住状况都不与因变量有显著关联。
五、总结与讨论
尽管从现实的角度看，流动人口的身份认同不如就业、居住、社会保障等重要和急迫，但认同是一个更为根本性的问题。在市场经济的宏观背景下，较强的认同度将促使流动人口在流入地长期居留，这是不以流入地社会的意志为转移的。那么，流入地相应的工资待遇和权益保障、公共服务和社会福利，以及城乡之间和地区之间公共资源的配置等一系列问题也需要进一步加以解决。本文通过对具有时效性的、大规模的调查数据的分析，运用多层模型技术，对北京市流动人口的身份认同意愿的现状、特点和影响因素进行了较为深入的考察，并将他们的认同意愿与全国同类人群的平均水平进行了对照。分析结果得出以下结论和政策启示。
其一，北京市流动人口的认同意愿超过其他地区流动人口。这表明作为首善之区的北京，被流动人口寄予了更多的向往。但同时，现实情况是，北京市流动人口的认同意愿和认同结果之间依旧存在很大差距，这就对北京社会发展和北京精神的实践提出了更高的要求。北京市政府及相关部门应当切实采取有效措施，从实际出发，打造融入的平台，组织合适的活动，增进人群之间的交流与沟通，实实在在地为流动人口提供所需服务，扎扎实实地解决他们的实际问题。
其二，年长流动人口的认同意愿超过青年流动人口，乡一城流动人口的认同意愿高于城一城流动人口。北京和外地都是如此。本文的研究结果与现存的其他研究得出的一些关键性结论有别，也不支持本文的理论假设。年长流动人口阅历相对丰富，更愿意在一个合适的地方安顿下来；同时，他们的参照对象是流出地人群，追求的目标主要是生存，但凡只要流人地生存状况好于流出地，就可能对流人地有较强的认同意愿。城一城流动人口多以本地市民为参照对象，他们在流出地并非找不到工作，只是找不到更理想的非农工作，他们来到流入地是为了追求更好的发展机会，而不是为了解决生存问题。在北京的青年城一城流动人口中，近2/3的人受过大学及以上教育。外地的户籍使他们无法享受与北京人同等的待遇，故他们失落感严重，难以产生认同感。然而，从长远来看，未来城市的发展将在很大程度上与青年流动人口的贡献密不可分。他们对流入地不高的认同度，无疑会制约其在该地作出的贡献。因此，各级部门应该适当地通过各种反馈渠道，关注青年流动人口对城市的态度，努力增进他们对城市的认同和感情。
其三，本地市民的态度和两个人群的互动交往对流动人口的认同意愿至关重要。融合是双向的、互动的，也是漫长的、艰巨的，需要逐步推进。身份认同属于主观意念，但这种意愿能否实现，流动人口能否真正成为流入地的一员，不仅需要流动人口本身的努力，还需要本地人的接纳。但是调查数据显示，北京市流动人口认为受到本地市民轻视的比例高达46%，远远超过全部数据的平均水平（26%）；而访谈资料也表明，除经济贡献外，在诸如社会治安、居住环境、公共设施利用、社区卫生等方面，北京市民对流动人口的看法都比较负面。这显然与北京市倡导的包容接纳精神相违背。一方面，户籍居民要尊重外来人口，使他们感受到当地政府、市民的亲近与友善；另一方面，流动人口也应主动与本地市民交往和交流，使户籍居民感受到流动人口的尊重与感激。双向的交流与互动将提高流动人口的归属感，从而促进其实现身份认同。若本地市民对流动人口的刻板印象和排斥行为不变，政府的公共政策不能一视同仁，流动人口就很难成功地融人流人地社会中。社区是流动人口进入城市后的落脚点，也是他们必然接触到的小社会，故我们可从社区人手，通过加强社区建设，强化社区功能，使社区成为流动人口与本地市民交流沟通的平台，从而达到增进双方理解与包容的目的。
其四，流动人口的认同意愿存在显著的地区差别。本文从两个地区视角考察区域分割：一是流动跨越的行政区划，二是流入区域。在其他条件相同的情况下，跨越的行政区划越大，认同意愿越低；就区域而言，融入意愿由强到弱依次是西部、东北、中部、东部地区。可见，认同意愿较强的流入地几乎都处于经济欠发达地区，而进入发达地区之人的认同意愿较弱。作为衡量融入水平和流入地制度性、结构性、观念性等要素的一项综合研究，这样的结果或许暗示，意愿与物质财富的多寡和社会文明的进步关系不大。尽管从理论上看，作为主观认知的认同意愿需要劳动保障和收入保障等物质条件为其提供基础（经济不发达、政府公共服务水平低下等难以让流人人口产生认同），但主客观之间并不是完全一致。东部地区的流人人口之所以认同意愿低，一是这些地方劳动就业机会多，许多流动人口来到这里主要是为了赚钱；二是地区越发达，制度性、结构性、观念性要素的排斥就越强，而这些都在时刻提醒流动人口作为“外来人”的身份。这表明，认同意愿不是仅仅由流入地的经济发展、文明程度、行政级别、规模与名气能够完全决定的，一些“软”的要素也至关重要。因此，各地需要在改善流动人口生存发展状况的同时，采取相应措施，因地制宜、注重实效地增进流动人口的认同意愿和结果。比如，北京、上海、广东、江浙等经济发达地区，应加大宣传力度，从文化上、心理上、感情上采取措施，增强流动人口的归属感。
最后，本文也存在一些不足。一是流动人口问题研究中，不可避免也难以克服选择性问题。二是虽然本文使用的数据具有全国普遍性，但分析结果只对在业雇员具有代表性，因为本文设定的经济地位因子主要构成成分的收入和劳动时问所限，笔者只访问了该人群。三是一些自变量与因变量之间存在互动关系，甚至是双向因果关系——认同意愿与主要交往对象、经济地位因子等就是如此。不过，年龄效应、户籍效应和地域效应与因变量的因果关系是明确的，其他自变量与因变量之间因果关系的不确定性不会影响本文有关年龄、户籍和地域与因变量之间的研究结论。此外，经济地位、社会交往、身份认同之间的双向因果关系实际上也证实了我们之前研究提出的社会融入四维度之间的互动性。
（致谢：感谢原国家人口和计划生育委员会允许作者使用2011年“流动人口动态监测调查”数据。）