流動兒童社會排斥感與城市融入及市民身份認同的關系
——流動時間的“倒U型”影響與調節作用

歐賢才，黃 歡，李金德

(1.廣西農業職業技術大學 商學部，廣西 南寧 530007；2.廣西壯族自治區民政廳 廣西壯族自治區民政政策研究中心，廣西 南寧 530022；3.廣西民族大學 教育科學學院，廣西 南寧 530006)

引 言

隨著我國經濟社會的快速發展和城鎮化進程的不斷推進，不同地區之間的經濟、社會、文化交流和人口流動日益頻繁，各大城市涌現了大量的流動人口。根據全國第七次人口普查數據，2020年11月1日，我國流動人口達到3.76億，相比于2010年第六次人口普查時增長了約70%，可見人口流動趨勢愈加明顯[1]。由于語言、文化等方面的差異，流動人口尤其是流動兒童在流動過程中常常遇到各種障礙和困難，主要表現為城市融入困境和市民身份認同危機。

流動兒童是指隨父母或其他監護人在流入地居住半年以上的18周歲以下的兒童[2]。其中，社會排斥或社會歧視是妨礙流動兒童城市融入和身份認同最主要的因素[3-5]。少數民族流動兒童兼有流動人口和少數民族雙重身份，在生活習慣、文化風俗、語言以及宗教信仰等方面也有其特殊性，他們在城市融入過程中會比一般流動兒童要遇到更多的困難。在已有的關于流動兒童社會排斥和城市融入關系的研究中，研究對象多為一般流動兒童，較少關注少數民族流動兒童。以壯族流動兒童為例，截至2022年4月1日，中國知網檢索出標題同時包含“壯族”和“流動人口”或“流動兒童”的文獻不到5篇。另一方面，關于社會排斥對少數民族流動兒童城市融入與市民身份認同的影響及其作用機制，目前尚不清楚。鑒于此，本研究以廣西壯族流動兒童為研究對象，通過標準化量表的測量和潛變量結構方程模型方法，分析社會排斥感對城市融入以及市民身份認同的影響機制。

一、文獻綜述及假設模型

(一)城市融入與市民身份認同

城市融入也稱“社會融入”或“城市適應”，本文將其定義為流動人口對所流入城市的經濟、社會、文化等方面的適應和自我卷入。關于城市融入的結構，不同學者提出了不同的維度模型，其中，“四維度模型”使用更多。例如，伏干提出流動兒童社會融入由心理認同、身份認同、文化認同和語言趨同四個維度構成[6]，楊菊華從經濟整合、社會適應、文化習得和心理認同四個維度測量社會融入[7]，張文宏和雷開春認為城市新移民的社會融合包括經濟融合、文化融合、心理融合和身份融合四個因子[8]。概括而言，城市融入的“四維度模型”主要包括經濟融入、社會融入、文化融入和心理融入等四個維度。

市民身份認同是指流動人口對其市民身份的確認和接受。以往研究大多把市民身份認同視為心理融入維度，將其與經濟融入、社會融入和文化融入并列納入城市融入的測量結構當中。但本研究將其從城市融入中分離出來單獨測量和分析，認為市民身份認同是比城市融入更高層次的適應階段。這樣做的原因有兩個方面:其一，經濟融入、社會融入和文化融入等城市融入維度是個體對外部的城市環境的適應和融入，可統稱為“城市環境適應”，而市民身份認同是一種心理上的自我身份認同，二者在內涵、層次(宏觀和微觀)和方向(向外和向內)上都存在明顯差異以及遞進關系。其二，現實生活中，流動人口的身份認同與環境融入經常不同步和不一致，兩者存在分離性，即城市環境融入并不必然帶來市民身份認同。例如，一些流動人口雖然能夠很好地融入當地城市社會，但其市民身份認同水平仍然很低[9-11]。不過，總體上城市融入是市民身份認同的前提和基礎，良好的城市融入可以提升流動兒童的市民身份認同及市民化意愿。

(二)社會排斥對流動兒童城市融入和市民身份認同的影響

社會排斥是群體遭遇到的制度參與、社會活動、資源獲取以及利益分配等方面的資格、機會和權利的否定和剝奪現象，包括經濟排斥、政治排斥、文化排斥、社會關系排斥等方面。為便于測量，本文用人們主觀感受到的社會排斥感測量社會排斥。社會排斥剝奪或減少了流動兒童在城市中生存和發展的各種權益和機會，加劇了流動兒童與當地居民的緊張關系，拉遠了二者的心理距離，因而妨礙了流動兒童的城市融入和市民身份認同。許多研究也發現，社會排斥是流動人口城市融入[5,12]和市民身份認同[13-14]的主要妨礙因素。

(三)城市融入與市民身份認同的非線性時間效應

城市融入是一個適應過程，它和其他適應現象一樣受到時間因素的影響。不少研究發現，流動人口在城市生活的時間越長，其城市融入或市民身份認同水平就越高，即存在“時間效應”[10,15-16]。但一些研究發現，這種時間效應不一定是簡單的線性趨勢。例如，有研究發現，農民工隨遷子女初次流動年齡對其城市融入的影響為“倒U型”關系[17]。隨著流動時間的增加，流動兒童的適應能力不斷提高，其城市融入水平也隨之逐漸提高，直到較好地適應城市環境；但一些深層次的適應障礙(如住房困難、教育邊緣化、文化隔閡等)難以在短期內解決，導致流動兒童對城市的失望和不滿情緒增加，進而引起城市融入水平和市民化意愿下降，即呈現“倒U型”發展趨勢。

(四)流動時間對社會排斥與城市融入之間關系的調節作用

已有研究發現，城市居住時間可以調節一些環境變量與城市適應相關結果變量之間的關系，例如環境偏好與地方認同之間的關系[18]，城市規模與農民工城市融入的關系[19]等。就本研究來說，社會排斥感對城市融入和市民身份認同的影響效應可能會隨著流動時間的增長而發生變化。在進城早期，流動兒童的城市適應能力較差，感受到的社會排斥感較為強烈，因而其城市融入與市民身份認同受到社會排斥感的影響比較大；而當其進城的時間比較長時，適應能力已明顯提高，此時社會排斥感對其城市融入與市民身份認同的影響將變弱。

基于以上理論邏輯及經驗研究證據，本研究提出假設模型(如圖1所示)：

注：直線箭頭表示線性作用，曲線箭頭表示非線性作用。圖1 假設模型

首先，這一模型假設社會排斥感對流動兒童城市融入和市民身份認同都具有負向預測作用，且城市融入在社會排斥感與市民身份認同之間起中介作用。其次，流動時間與城市融入和市民身份認同都存在“倒U型”關系：流動兒童的城市融入和市民身份認同隨著流動時間的增加而逐漸提高，在一定的流動時間上達到頂峰，之后則保持相對平穩以至逐漸下降。此外，流動時間還直接調節了社會排斥感與城市融入、市民身份認同的關系，并進一步調節了城市融入在社會排斥感與市民身份認同之間的中介效應(即有調節的中介作用)。從形式上看，這一模型是一個中介路徑前半段被調節的“有調節的中介”模型。此模型嚴格來說應稱為“有中介的調節”模型，但根據Hayes的觀點，“有中介的調節”和“有調節的中介”都可以按“有調節的中介”來解釋[20]。

二、研究設計

(一)對象及取樣方法

研究采用班級整群抽樣的方法選取被試。調查對象為來自廣西南寧市、桂林市和來賓市共五所普通小學的4—6年級壯族流動小學生共368人。這些被試均來自外地，已在本市持續或間斷生活和學習一個學期以上，平均流動時間(從初次進入城市居住至今的年數)5.4年。其中，男生194人(52.7%)，女生157人(42.7%)；四年級151人(41.0%)，五年級99人(26.9%)，六年級114人(31.0%)；老家在外地農村的293人(79.6%)，在外地縣城的21人(5.7%)，在外地城市的11人(3.0%)。部分被試未填寫個人信息。

(二)變量測量

1.社會排斥感。采用自編量表測量壯族流動兒童的社會排斥感。該量表由少數民族身份排斥感和外地人身份排斥感兩個維度各4個題目構成，題目見表1。題目均采用“是”(2分)、“不是”(0分)和“不確定”(1分)的三等級計分法計分。量表得分越高表示感受到社的會排斥越強烈。等級順序數據的驗證性因子分析結果顯示，模型與數據擬合良好(χ2=30.91，df=19，CFI=0.99，TLI=0.99，RMSEA=0.04)，表明該量表結構效度良好。此外，各題目的載荷介于0.60—0.80，兩個維度的組合信度CR均為0.81。

2.城市融入。采用自編量表從生活融入、社交融入、學習融入和語言融入四個方面測量壯族流動兒童的城市融入。其中的生活融入和社交融入是一般流動人口城市融入的共同維度，學習融入維度反映了壯族流動兒童的年齡特征，語言融入維度反映了壯族流動兒童的民族特征。每個維度各3個題目，題目見表1。題目的計分方法與社會排斥感量表相同。各維度得分越高表示該維度的融入水平越高。等級順序數據的驗證性因子分析結果顯示，在設置了一項測量誤差相關的修正之后，模型與數據基本擬合(χ2=137.71，df=47，CFI=0.91，TLI=0.87，RMSEA=0.07)，表明該量表結構效度較好。此外，各題目載荷介于0.45—0.84，四個維度的組合信度CR介于0.60—0.80。

3.市民身份認同。采用自編量表測量壯族流動兒童的市民身份認同。該量表由兩個題目構成，分別測量被試對自己是城市人和本地人的認同情況，題目見表1。題目的計分方法與前述兩個量表相同。量表得分越高表示越認同自身的市民身份。

表1 各變量的維度及題目構成

續 表

(三)統計方法

由于社會排斥感、城市融入、市民身份認同等主要變量均為主觀變量，因而本研究采用潛變量而不是顯變量(例如量表總分)來測度這些變量，以控制測量誤差。此外，潛變量有反映性變量(reflective variable)和形成性變量(formative variable)之分，前者的觀測指標被特質或構念預先決定和影響，后者的觀測指標則決定和影響特質或構念的形成。在本研究中，社會排斥感由少數民族身份排斥感和外地人身份排斥感共同構成，城市融入由生活融入、社交融入、學習融入和語言融入共四個維度聚合而成，市民身份認同由本地人身份認同和城市人身份認同聯合反映，因此屬于形成性變量。在具體的統計建模中，在變量水平上，社會排斥感和城市融入都以其維度分(市民身份認同則以其兩個題目)作為測量指標構建形成性潛變量。

考慮到傳統的基于方差—協方差矩陣的結構方程模型不擅長處理形成性變量，因此本研究采用偏最小二乘法結構方程模型PLS-SEM(Partial Least Squares Structural Equation Modeling)進行假設模型的檢驗，僅在檢驗各量表的結構效度時采用傳統的結構方程模型進行驗證性因子分析。采用SPSS16.0進行數據的基本處理及描述性統計，用Mplus8.0進行驗證性因子分析(量表效度檢驗)，用SmartPLS3.0進行PLS-SEM分析。在驗證性因子分析中，根據如下標準判定模型的擬合效果：當CFI、TLI>0.9，RMSEA<0.08時，表明模型與數據擬合良好[21]。本研究中雖有極個別指標不滿足，但其他指標已有力證明效果。

三、結 果

(一)描述性統計結果

如表2所示，壯族流動兒童感受到的社會排斥感很低(0.31)，明顯低于理論中值(1)，社會排斥感水平中等及以上(均分大于1分)的兒童僅占7.1%。城市融入水平(1.59)較高，城市融入中等及以上水平的兒童約占95%。市民身份認同(1.31)處于中等偏上水平，但有約20%的兒童其市民身份認同低于中等水平。此外，總體上市民身份認同水平顯著低于城市融入水平(p<0.001)。有16.2%的兒童其城市融入處于中等及以上水平，但其市民身份認同水平卻為中等以下，即二者表現出一定程度的分離性。

表2 描述性統計及相關系數矩陣

在相關關系上，流動時間與城市融入(r=0.20,p<0.001)和市民身份認同(r=0.21,p<0.001)都存在顯著正相關，提示城市融入與市民身份認同存在“時間效應”。社會排斥感與城市融入(r=-0.51,p<0.001)和市民身份認同(r=-0.25,p<0.001)都存在顯著負相關。城市融入與市民身份認同存在中等偏低的正相關(r=0.40,p<0.001)，提示二者具有較好的區分度。

(二)PLS-SEM檢驗結果

假設模型的檢驗分兩步，第一步是不加入流動時間與社會排斥的交互項(但加入流動時間的平方項)的中介作用模型，第二步是在中介作用模型基礎上加入流動時間與社會排斥感的交互項，即有調節的中介作用模型。兩個模型都納入性別和年級作為控制變量。對模型的初步分析發現，流動時間平方項以及流動時間與社會排斥感的交互項對市民身份認同的直接作用都不顯著，性別、年級對城市融入和市民身份認同的直接作用也不顯著，為使模型更簡潔，將以上不顯著的路徑刪除，修改后模型的估計結果見圖2。

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。圖2 標準化估計的有調節的中介作用模型

1.測量指標權重。如圖2所示，所有潛變量測量指標的權重(相對重要性)介于0.25—0.75，且都呈現顯著，這表明所有測量指標都能有效測量對應的潛變量。在社會排斥感中，外地人身份排斥感的權重高于少數民族身份排斥感；在城市融入中，生活融入的權重最大而語言融入的權重最??；在市民身份認同中，城市人認同的權重高于本地人認同。

2.社會排斥感對城市融入和市民身份認同的預測作用。根據表3，在中介作用模型中，城市融入對市民身份認同具有顯著正向預測作用(β=0.34，p<0.001)，社會排斥感對城市融入具有顯著負向預測作用(β=-0.53，p<0.001)。

表3 路徑系數估計表(Bootstrap=5000)

續 表

3.城市融入的中介作用。如表3所示，在中介作用模型中，雖然社會排斥感對市民身份認同的直接預測作用不顯著(β=-0.07，p>0.05)，但它通過城市融入對市民身份認同的負向間接預測作用顯著(indirect effect=-0.18,SE=0.04,95%CI=[-0.25,-0.10])，這一間接預測作用也是城市融入的中介作用(完全中介作用)。此外，社會排斥感對市民身份認同的負向總效應顯著(total effect=-0.25,SE=0.07,95%CI=[-0.33,-0.12])。

4.流動時間的非線性作用。如表3所示，首先，在中介作用模型中，流動時間對城市融入具有顯著正向預測作用(β=0.17，p<0.01)，對市民身份認同具有顯著正向直接預測作用(β=0.13，p<0.05)。其次，流動時間平方項對城市融入的負向預測作用顯著(β=-0.14，p<0.01)，即流動時間與城市融入為非線性(倒U曲線)關系。雖然流動時間平方項對市民身份認同的直接預測作用不顯著(據初始模型結果)，但這一平方項通過城市融入對市民身份認同的間接負向預測作用顯著(indirect effect=-0.05，SE=0.02，95%CI=[-0.09,-0.02])，因而流動時間與市民身份認同也呈非線性關系(倒“U”型曲線)。隨著流動時間的增加，城市融入和市民身份認同得分一開始都逐漸提高，隨后城市融入得分在流動時間為7年時達到頂峰，之后逐漸下降；而市民身份認同得分則在流動時間為10年時達到頂峰，之后保持相對穩定。此外，市民身份認同的曲線比城市融入的曲線要平滑，表明市民身份認同隨時間變化的速度要慢于城市融入。

圖3 流動時間與城市融入、市民身份認同的倒“U”型關系

5.流動時間的調節作用。如表3所示，在有調節的中介作用模型中，流動時間對社會排斥感與城市融入之間關系的調節效應顯著(β=0.15，p<0.01)。具體來說，當流動時間較短時(低于均值約1個標準差，約等于3年)，社會排斥感對城市融入具有顯著負向預測作用(β=-0.63，SE=0.07，95%CI=[-0.74,-0.48])；當流動時間較長時(高于均值約1個標準差，約等于8年)，社會排斥感對城市融入也具有顯著負向預測作用(β=-0.37，SE=0.07，95%CI=[-0.51,-0.23])，但其預測作用顯著低于流動時間較短時(Δβ=0.26，SE=0.10，95%CI=[0.06,0.44])。在流動時間不同的情況下，社會排斥感與城市融入的簡單斜率見圖4。

圖4 流動時間不同的情況下社會排斥感與城市融入的簡單斜率圖

此外，當流動時間比較短時，城市融入在社會排斥感與市民身份認同之間的中介效應顯著(indirect effect=-0.22,SE=0.05,95%CI=[-0.32,-0.12])；當流動時間比較長時，這一中介效應也顯著(indirect effect=-0.13,SE=0.04,95%CI=[-0.21,-0.06])，但前者的中介效應強度顯著高于后者(Δindirect effect=0.09，SE=0.04,95%CI=[0.02,0.17])。這一結果說明，流動時間調節了城市融入在社會排斥感與市民身份認同之間的中介作用，亦即有調節的中介作用假設成立。

四、結論與討論

(一)壯族流動兒童的社會排斥感、城市融入及市民身份認同現狀

本研究發現，總體上壯族流動兒童的社會排斥感水平很低。一項對廣西流動兒童的調查也發現，只有約15%的兒童報告遭遇本地人“較多”或“非常多”的歧視[22]。廣西是壯族人口聚居地，各大城市中的壯族人口也有不小規模，因而壯族流動人口因群體規模小而被大群體排斥的可能性較低。得益于國家的民族平等、團結與自治政策，廣西各民族之間長期和睦相處，經濟、文化、語言等方面深入交融，因而壯族流動兒童遭遇社會排斥的情況較少。

本研究結果還顯示，壯族流動兒童的城市融入水平較高，其市民身份認同水平也處于中等偏上。有研究也發現，少數民族流動人口大部分都喜歡當前居住的城市[23-24]。近年來，廣西加快推進城鎮化進程，全區市鎮人口比例不斷提高[25]，普通話普及率也較高[26]，不少壯族人很大程度上已被現代城市社會所同化，因而壯族流動兒童能夠比較容易地融入城市社會以及認同自己的市民身份。此外，相比于其他少數民族，壯族的宗教和文化禁忌相對較少，包容度更高，這使得壯族流動兒童更容易與當地人交往交流，這也有利于他們融入當地社會。

(二)壯族流動兒童城市融入與市民身份認同的關系

在本研究中，有一部分壯族流動兒童存在“高融入但低認同”的分離現象，城市融入與市民身份認同的分離性從二者中等偏低的相關性(相關系數為0.4)中也可看出。流動人口城市融入與身份認同的分離現象在一些研究中已有報道[11,24]。出現這一現象可能有兩個原因：第一，雖然一部分流動人口已能較好地適應和融入城市環境，但由于他們沒有城市戶口和固定的居所以及穩定的工作或學習環境，因而其身份認同仍然為外地人。第二，一些流動人口雖然已經在城市安家立業，但其宗族血脈和親友網絡仍然在農村，他們并未在城市中建立起自己的親緣族群，因而其農村人的身份認同難以轉變。例如有研究發現，相當比例的農民工盡管在城市生活和工作了近三十年，但仍然認為自己是農民[27]。此外，本研究還證實了城市融入對市民身份認同的正向預測作用。流動兒童的市民身份認同并非空中樓閣，必須以良好的城市環境適應為前提。良好的城市融入提高了流動兒童城市生活的便利性、滿意感以及城市社會歸屬感，進而促進其對市民身份的認同。

(三)社會排斥感對城市融入和市民身份認同的影響

與預期結果一致，本研究發現壯族流動兒童的社會排斥感對城市融入和市民身份認同都具有顯著負向預測作用。根據社會排斥理論，社會排斥直接剝奪或減少了流動兒童生活、學習、社交等方面的機會、權力和利益，也減少了流動兒童所得到的社會支持，從而增加了其城市融入困難。此外，社會排斥加大了群體間的社會距離，造成貧困、社會認同削弱、心理壓力和社會不公[28]，導致流動人口不能被當地社會接納，從而削弱了他們對當地城市的認同感和歸屬感，最終妨礙了其市民身份認同。本研究還發現，社會排斥感并非直接影響流動兒童的市民身份認同，而是通過城市融入的中介起間接作用。這一發現提示我們，通過干預流動兒童的城市融入可以減少社會排斥感對其市民身份認同的負向影響。

(四)流動時間與城市融入、市民身份認同的“倒U型”關系

本研究發現，壯族流動兒童的流動時間與城市融入和市民身份認同都呈“倒U型”趨勢。這一結果與模型假設相符，但與國外學者有關跨文化適應研究發現的“U型”假說相反。Lysgaard發現，跨文化適應的兒童在6個月之前適應較好，6—18個月期間出現適應困難，18個月之后又重新適應良好，由此提出跨文化適應的“U型”假說[29]。然而，“U型”理論并非普遍適用。例如，有些個體的文化適應并不完全按照“U型”模式發展[30]。另有研究發現中國留美學生的跨文化適應并沒有出現“U型”發展模式[31]?？缥幕m應理論主要針對國際人口流動，且測評的適應時間跨度相對較短，因此不一定適用于我國城鄉人口長期流動議題。在本研究中，流動兒童剛進城時面臨的城市適應障礙比較多，因而其城市融入水平較低；但隨著時間的推移，他們逐漸熟悉環境，適應技能逐漸提高，各種融入障礙也逐漸得到解決，因而融入水平也相應地逐步提高。但戶籍、社會保障、教育、社會關系網絡等方面的深層次融入障礙長期難以得到有效解決，導致流動兒童的城市融入水平在達到頂峰后出現短暫的“高原現象”，再之后由于失望和不滿情緒不斷積累，從而導致其融入水平逐漸降低。

流動時間與市民身份認同的“倒U型”關系也與城市融入類似。但不同的是，由于市民身份認同相對于城市融入更為穩定和難以改變，其隨時間發展變化的速度要慢于城市融入，且在達到倒U曲線的頂峰之后保持相對穩定，而不像城市融入那樣呈現明顯的下降趨勢。

(五)流動時間的調節作用

在本研究中，流動時間調節了社會排斥感與城市融入之間的關系，并進一步調節了城市融入在社會排斥感與市民身份認同之間的中介作用。具體表現為，一方面，對于流動時間短的流動兒童，其社會排斥感對城市融入的妨礙作用以及通過城市融入對市民身份認同的間接妨礙作用都要大于流動時間長的流動兒童。這是由于，流動時間短的流動兒童剛接觸新環境，對城市融入障礙具有較高的敏感性，此時社會排斥感對他們城市融入的影響作用較大。而流動時間長的流動兒童已有一定程度的適應性，對城市融入障礙的感受性降低，因而社會排斥感對他們城市融入的妨礙作用要低。另一方面，當遭遇相同的社會排斥時，流動時間長的兒童由于解決問題的資源更多、能力更強，更容易應對各種障礙，因而社會排斥感對他們城市融入的妨礙作用也就更小。流動時間對社會排斥感與市民身份認同之間關系的調節作用機制與此類似，只是中間需要經過城市融入的中介作用。以上結果提示我們，對流動時間短(即剛進城不久)的流動兒童需要社會給予更多的關注和幫助。