长三角地区穆斯林流动人口社会融入研究，本文主要内容关键词为：穆斯林论文,流动人口论文,长三角地区论文,社会论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、研究背景 在中国社会转型的过程中，客观的结构分层明显快于制度整合，群体利益矛盾越来越复杂(李汉林等，2010)，而民族关系的社会化、民间化也越来越多地与各种社会问题相互交织和相互作用(郝时远，2005)。在这种背景下，少数民族流动人口的社会融入问题成为关系民族团结和宗教和睦的热点问题。作为中国少数民族流动人口中的一个特殊群体，穆斯林流动人口因宗教信仰和生活习俗与流入地居民存在较大差异，在客观上存在着社会融入难的问题。虽然各级政府在服务管理政策层面进行了积极的探索与实践，但许多穆斯林流动人口在经济收入提高的条件下，依然徘徊在城市社会的边缘地带。那么，穆斯林流动人口的社会融入到底具有怎样的结构性特征？究竟有哪些因素对这种结构产生影响？显然，这需要学界深入研究，为社会政策的制定提供充足的经验支持。 在理论层面，“社会融入”是一个比较理想的研究个体和社会结构的工具性概念，由涂尔干首次提出。对于涂尔干而言，第一次使用“社会融入”主要是强调共同的信仰、价值观和规范作为一种集体意识对于社会整体系统的重要性。受涂尔干社会本体论思想的影响，芝加哥学派的领军人物Park(1921：735)认为，“陌生人”在经历“相遇”、“竞争”和“适应”之后，必然会产生一个“同化”的结果。后来，西方学界对“社会融入”的认识还经历了一个从“直线同化理论”(Warner等，1945)到“U形曲线假说”、“W形曲线模型”(Gullahorn等，1963)再到“区隔型模型”(Portes等，1993)的过程。总体看来，相关理论模型并没有脱离涂尔干的社会本体论思想，都试图将错综复杂的社会融入问题简单化约为文化融入问题。事实上，任何一种以社会为本体的融入理论都无法证明移民因自身的某种特质或外在环境的作用能够融入一种封闭的社会结构之中，而多元文化主义的社会融入模型只会带来文化的社会分层和群体分化。 20世纪末，中国社会因经济变革引发了大规模的人口迁移，国内一些学者借鉴国外社会融入理论，对中国农民工的社会融入问题展开了研究，并提出了多种假说。杨菊华(2009)认为社会融入包括“隔离型”、“多元型”、“融入型”、“选择型”和“融合型”，并指出在中国农民工的社会融入过程中，经济整合应该在先，其次为文化接纳，再次为行为适应，最后是身份认同。李培林、田丰(2012)则指出社会融入的不同层次既不是整体推进，也不是依次递进，而是一个多层次、多维度的过程。还有一些学者把社会融入视为一种政策工具，提出相应的理论和实践策略模式，如马西恒和童星(2008)的“新二元关系”、张文宏和雷开春(2008)的“融合递进”、刘建娥(2010)的“乡—城移民社会融入政策体系模式”。不难看出，与西方学界把社会融入简单化约为文化融入的认识不同，中国学界普遍认为社会融入存在多个层次，而且大体达成了共识。 国内学者对如何促进穆斯林流动人口较好地融入流入地社会也进行了深入的研究。如马戎(2007)、白友涛(2011)指出，到沿海企业打工的维吾尔族青年需要面对语言、宗教、生活习俗、社会文化等多方面的差异和困难，身份认同上的差异导致交流中的隔阂，并进而可能产生一定的心理压力；徐平(2011)、高翔(2010)指出，经济因素对于穆斯林流动人口的城市适应性具有不可忽视的作用，稳定的收入是满足他们在城市生活最低需求的基础；杨文炯(2009)、马强(2006)从心理层面探索了穆斯林流动人口群体社会融入的制度因素；还有一些学者从“社会资本”(季芳桐、邹姗姗，2008)、“人力资本”(阿布都外力·依米提，2011)、“社会排斥”(徐平、于泷，2011)等视角探析了该群体社会融入的影响因素。还有研究分别从“权益保障”、“多元化管理”、“服务和引导”、“平等参与”等角度提出了许多有益的对策建议。毋庸置疑，学界的相关研究取得了丰硕的成果，但也不难发现，多数研究忽视了穆斯林流动人口社会融入不同层次的逻辑关联，这容易导致相关对策建议过于笼统，从而缺乏较好的实际应用效果。 二、数据、变量及描述性分析 与西方社会背景不同，伊斯兰教作为一个世界性的宗教，自唐朝早期传入中国至今已有1 300多年的历史，中国化的伊斯兰文化已是中华文明体系中的重要组成部分。在现代化的背景下，伊斯兰教的慈爱精神也是中国增进民族团结和社会和谐的重要文化资源(马明良，2006)。对于中国穆斯林流动人口的社会融入研究，显然需要建立在中华民族多元一体格局的思维框架下。正如周大鸣(2011)、纳日碧力戈(2013)等人指出，多元共生是中华民族多元格局的内在特质，袁年兴(2012)在经验研究的基础上也认识到，中国各民族因共生而互为主体，一体化条件下的对称性互惠共生是多民族社会发展的基本路径。因此，本文预设穆斯林流动人口的社会融入结构是一个开放性的共生系统，重点探析该群体与流入地社会在政治、经济及文化等领域的共生行为模式和组织模式，即“共生融入结构”。 (一)数据来源与基本情况 本研究使用的数据来自“东南沿海城市穆斯林流动人口社会融入的代际比较研究”、“西部少数民族宗教与和谐稳定发展对策研究”课题组的调查。调查时间为2015年6～9月。数据收集采用区域抽样方法来抽取样本，即先在上海、江苏、浙江的224个县级行政单位中随机抽取24个县级行政单位，然后在每个县级行政单位中随机抽取3个街道，最后在每个街道采用配额抽样，共得到1 338份样本。经过有效性检验后，最后获得样本972份。在本研究中，“穆斯林流动人口”被界定为在国内流动、信仰伊斯兰教、在流入地经商或务工、居住3个月及以上且无常住户籍的中国成年公民，具体包括10个全民信仰伊斯兰教的少数民族流动人口。
根据课题组2015年9月的不完全统计，目前长三角地区(上海、浙江、江苏)的穆斯林流动人口达21.7万余人。其中，上海市穆斯林流动人口有4万余人，浙江省穆斯林流动人口有7.7万余人，主要集中于杭州、义乌、宁波等城市，江苏省穆斯林流动人口超过10万人，主要集中在南京、扬州、苏州、常州、江阴等城市。样本的基本情况看，长三角地区的穆斯林流动人口在来源地和民族成分上具有明显的结构性特征。其中，来自宁夏、甘肃、青海的穆斯林流动人口占样本总数76.85%，来自新疆的穆斯林流动人口占样本总数的20.27%，其他地区的穆斯林流动人口主要来自陕西、河南、山东等地；在民族成分上，回族穆斯林流动人口占绝大多数，占样本总数的78.10%，其次为维吾尔族流动人口，占样本总数的19.34%。在调研中我们发现，穆斯林流动人口通常以地缘和民族为纽带聚居在一起。比如，杭州市的穆斯林流动人口主要来自青海省化隆县和循化县的回族，而且彼此之间大多有血缘或地缘关系；南京市2 000余名维吾尔族流动人口主要来自新疆和田县，而上海市的维吾尔族流动人口主要来自新疆喀什地区。此外，在性别比例上，男性穆斯林流动人口占66.36%，约为女性的2倍，这反映了女性穆斯林婚前一般不会单独外出务工或经商。在年龄上，老一代穆斯林流动人口占56.38%，新生代占43.62%。总体看来，新生代穆斯林流动人口呈不断增长的趋势。 (二)研究框架与变量说明 本文把“共生融入”界定为穆斯林流动人口与流入地居民在经济、文化及政治的共生行为模式和组织模式。作为一种理论模型，“共生融入”试图解决西方社会融入模型在方法论上的两大困境：(1)与其他模型把个体与社会结构的关系(融入，如何融入)作为研究对象不同，“共生融入”把研究对象还原到不同个体之间的互动关系层面，纠正流动人口在社会结构面前的被动地位。(2)解构西方社会融入模型中隐藏在社会结构背后的当地居民(欧洲人、基督教徒)的霸权地位，强调不同主体共生关系的结构性特征。本文预设“共生力”、“共生资源”、“共生空间”对“共生融入”产生显著影响，其中“共生力”是指个体与他人的共生能力，“共生空间”是指个体的生存发展空间；“共生资源”是指个体获得与他人共生的社会资源。所有潜变量的测量变量采用5分制的李克特量表。表2给出了测量变量的基本情况。 (三)描述性分析 穆斯林流动人口从民族地区进入长三角地区，经济因素是最根本的动力，但在语言、文化、生活习俗等方面与流入地居民的差异比较明显。表2数据显示，穆斯林流动人口与当地居民用普通话交流有障碍的占52.4%，与其他群体结交朋友的数量低于3人的占42.4%，接受小学及以下教育的占65.8%。这反映了在长三角地区共生能力偏低的穆斯林流动人口占有一定比例。与此相对应，36.1%的穆斯林流动人口对在长三角地区的发展没有信心或完全没有信心，29.7%认为自己的“就业机会”比较小或非常小；31.3%认为自己在当地没有得到尊重。在社会资源方面，穆斯林流动人口的子女在当地接受学校教育有困难的占56.6%，没有技能培训机会的占48.1%，经常接受社区服务的仅占14.7%。显然，穆斯林流动人口的社会融入在长三角地区存在着诸多主观或客观的条件束缚，群体分化现象也比较突出。 长期以来，穆斯林流动人口的工作局限于清真餐饮、流动地摊、小商贩等领域。表2数据显示，35%的穆斯林流动人口从事高强度的体力劳动，10.3%从事一般强度体力劳动，35%从事半体力半技术劳动。不过，随着原始资金的不断积累，越来越多的人开始从事个体经营活动，这无疑有助于他们提高经济收入。以长三角地区居民的平均水平为参照，调查样本月收入高于平均水平的占37.9%，低于平均水平的占31%。同时，与经济活动领域的局限性相对应，35.3%的穆斯林流动人口与其他群体没有或很少有直接的经济合作，35.4%从来没有或很少参与当地经济组织，偶尔参与的占34.6%，这表明该群体的经济关系网络具有一定的封闭性。
在以往的研究中，宗教信仰通常被视为影响穆斯林流动人口社会融入的主要因素。但表2数据表明，认为自己的宗教信仰明显减弱的穆斯林流动人口仅占14.8%，有点减弱的占16.7%，大部分穆斯林流动人口认为自己的宗教信仰没有发生变化或有所加强。与此相对应，57.6%的穆斯林流动人口参与社区或伊斯兰教协会组织的文化交流活动；71.9%的穆斯林流动人口参与当地居民的婚丧嫁娶活动。事实上，伊斯兰教是一个两世并重的宗教，文化层面的融入不仅意味着穆斯林坚持宗教信仰，而且还意味着穆斯林能够运用教规教义来规范自己在社会中的行为，从而获得必要的精神、文化和社会空间。表2数据表明，大多数穆斯林流动人口在坚持自己宗教文化信仰的同时，对当地文化还是持相对开放的态度。 对于穆斯林流动人口而言，少数民族身份维系着“国家”与他们日常生活的紧密关联。“遇到困难是否找地方政府？”在一定程度上反映了一种政治信任行为。表2数据显示，20.1%的穆斯林流动人口遇到困难经常找当地政府部门，46%从来不或很少找政府部门。在现实中，大多数穆斯林流动人口通常依靠以地缘和血缘为纽带的群体力量来解决遇到的困难。同样，51.1%的穆斯林流动人口从来没有或很少参与社区组织的服务管理工作，仅有13.4%经常参与。由于子女教育、社区服务等问题，41.8%的穆斯林流动人口对流入地的社会政策非常不满意或比较不满意，比较满意或很满意的仅占13.8%。显然，流入地政府的服务管理工作与穆斯林流动人口的心理期望还存在着一定的距离，政治共生融入的行为模式和组织模式还存在着明显的消极因素。
图1 共生融入结构模型假设 三、模型构建、修正与拟合 本文所关注的现实问题是：为什么穆斯林流动人口经济收入的提高没有带来相应的社会融入？这显然要求我们探析长三角地区穆斯林流动人口共生融入结构的特征及相关因素的影响。为了减少估算偏差，本文采用AMOS 21结构方程模型(SEM)统计软件。SEM分析作为一种融入了因素分析和路径分析的多元统计技术，对多变量间交互关系的定量研究具有一定的优势(龙立荣，2001)。经过信度检验，Cronbach's Alpha系数为0.815，各潜变量Cronbach′s Alpha系数均在0.7以上，说明本次使用的数据具有较好的信度。研究工作采用结构方程模型中的MG(产生模型)分析方法，分为3个步骤：(1)在变量处理的基础上，构建共生融入的假设模型；(2)把样本随机分为两类，用样本1检测数据模型与假设模型的拟合程度；(3)依据拟合程度对模型进行修正，并用样本2进行验证。 由于非标准化系数中依赖有关变量的尺度单位，所以在比较不同潜变量间的路径系数及潜变量与观测变量间的载荷系数时无法直接使用，需要对其进行标准化。图1为本文假设共生融入的结构方程模型。模型评价首先要考察模型结果中估计出的参数是否具有统计意义，这需要对潜变量之间的路径系数及潜变量与观测变量之间的载荷系数进行统计显著性检验。依据样本1从AMOS21分析软件输出的模型修正指数和残差矩阵可以发现，共生力对政治共生结构、共生空间对经济和文化共生结构、经济共生结构对文化和政治共生结构、共生资源对政治共生结构都没有显著影响，因此本文将在模型修正时将相关路径剔除。结果还显示各潜变量和观测变量的系数在95%的置信度下与0存在显著性差异。 本文的模型拟合采用最大似然法进行参数估计，从总体模型上来看，整体自由度大于0，属于非饱和模型；其次，从局部模型来看，观测变量都超过了2个，不存在“内部”借用自由度的问题，整个模型是可识别的。当然，检验理论模型拟合成功与否，最主要是要综合考察NNFI、CFI、AGFI及RMSEA等指标。一般来说，样本协方差矩阵和估计的协方差矩阵间的相似程度小于3，调整后的拟合指数AGFI、塔克—刘易斯指数(TLI)大于0.90，且近似均方根误差(RMSEA)小于0.05时，模型令人满意(张文宏、雷开春，2009)。样本1的模型拟合结果显示，模型未通过绝对拟合检验，即样本协方差矩阵和估计的协方差矩阵间的相似程度为2.233(CMIN=308.206，df=138)、塔克—刘易斯指数(TLI=0.894)、拟合指数(AGFI=0.906)，近似均方根误差(RMSEA=0.053)，未完全达到绝对拟合的测量标准(见表3)，因此需要对模型进行修正。
将潜变量影响不显著的相关路径剔除后，为了减少模型的卡方数值，在理论合理的前提下，允许自由估计一些受限制的指数。从样本1拟合后的参数检验结果看，受教育水平和社交能力、互惠合作与经济组织的残差相关的修正指数较大，可以考虑自由估计。其中，社交能力和受教育水平的残差相关，说明穆斯林流动人口的受教育水平影响其社会交往能力；互惠合作与经济组织的残差相关，说明穆斯林流动人口加入经济组织有助于建立互惠合作的共生关系，同时互惠合作也是他们加入经济组织的主要动因。换言之，增加上述指数残差的相关在理论上是有意义的。 经过上述修正之后，样本1的模型通过绝对拟合检验(见表3)，
/df=1.968，小于界限3；拟合指数(GFI)和调整后的拟合指数(AGFI)分别为0.939和0.917，都大于0.90；塔克—刘易斯指数(TLI)为0.916，大于0.90；近似均方根误差(RMSEA)为0.047，小于0.05，而且所有参数估计均达到显著水平，这表明修正的结构方程模型能够很好地拟合样本数据。 四、模型验证与结果分析 本文依据样本1的分析结构对模型进行了修正，至于修正后的模型能否很好地拟合实际数据，这还需要通过样本2的验证。将样本2的数据代入修正后的结构方程模型后，结果显示模型通过了绝对拟合检验，其中
/df=2.097，拟合指数(GFI)为0.945，调整后的拟合指数(AGFI)为0.926，塔克—刘易斯指数(TLI)为0.912，近似均方根误差(RMSEA)为0.046。 结构方程模型(SEM)的主要作用是揭示潜变量之间、潜变量与观测变量之间的结构关系，这些关系在模型中通过潜变量间的路径系数及潜变量与观测变量间的载荷系数来体现。表4给出了修正后的模型对样本2的数据分析结果。据此，我们对穆斯林流动人口共生融入的作用机制进行具体分析。 (一)穆斯林流动人口的共生力对经济共生融入、文化共生融入及共生资源产生直接影响，其中语言水平的影响程度最大 在穆斯林流动人口的共生融入结构中，共生力对文化共生融入(系数为0.419)和经济共生融入(系数为0.354)的影响是显而易见的。其中，语言水平的影响程度(系数为1)大于社交能力(系数为0.899)，社交能力的影响程度大于学校教育水平(系数为0.494)，而且语言水平与社交能力的残差相关(表明穆斯林流动人口的语言水平对其社会交往有直接的影响)。一般而言，一个人的受教育水平越高，其语言交流水平越高，即按照正常的情况，受教育水平对社会融入的影响应大于语言水平。从上述相关数据可以推测，穆斯林流动人口来源地的基础教育在普通话推广的教学中可能存在较为严重的滞后问题①。
语言水平问题显然还直接影响穆斯林流动人口对共生资源的获得(系数为0.25)，进而对穆斯林流动人口的共生空间和政治融入产生间接影响。以南京市为例，依据课题组成员的不完全统计，目前南京市的维吾尔族流动人口有2 000余人，其中绝大部分在日常生活中不能用普通话与其他群体进行交流，除了部分人员在“新疆阿拉丁餐厅”、“新疆买买提烧烤”等新疆老板开的饭馆工作之外，有800人左右的维吾尔族流动人口在南京流浪。这些在南京流浪的维吾尔族流动人口不仅难以维持生计，而且还引发了当地人对他们的排斥和偏见。 (二)共生资源对穆斯林流动人口的社会空间和政治共生融入产生直接影响，子女教育是阻碍穆斯林流动人口共生融入的主要问题之一 表4给出的结果表明，社会资源通过一定的路径(教育、培训、社区服务)向穆斯林流动人口开放，不仅能够直接促进该群体在政治层面的共生融入(系数为0.461)，还可以通过共生空间的中介作用对文化共生融入和经济共生融入产生间接影响。在共生资源的3个测量变量中，子女教育资源(载荷系数为1)对穆斯林流动人口政治共生融入的影响显得尤其突出。我们在调研中也发现，大多数穆斯林流动人口对流入地政府的怨言主要集中于子女教育方面。例如，在杭州市下沙区工作的穆斯林流动人口子女都被安排到余杭少林武术(私立)学校就读，不仅学费昂贵，而且离家较远，这些学生由于清真饮食习惯，午餐通常不能得到保证，因此被迫辍学或返回家乡。显然，穆斯林流动人口的子女教育和社区服务问题不仅直接导致了他们对流入地政府的不满，而且还对他们在流入地社会的共生空间产生了直接性的制约，并由此影响其文化共生融入和经济共生融入。 (三)共生空间对穆斯林流动人口的经济共生融入、文化共生融入及共生力产生直接影响，其中就业空间的影响程度最为突出 共生空间对穆斯林流动人类的共生力、经济共生融入及文化共生融入产生直接的显著影响，路径系数分别为0.411、0.243和0.354。在共生空间的3个测量变量中，就业空间的影响程度最大(载荷系数为1)。对此，我们可以从穆斯林流动人口的就业情况看出相关影响路径。在经济因素的驱动下，大部分穆斯林流动人口最初以投靠亲戚老乡的方式来到长三角地区。由于语言、受教育水平等方面存在不足，就业机会非常少，大多只能从事清真饮食行业。即使一些受过高等教育的穆斯林青年，也反映一些企业在用人制度上对穆斯林存在偏见。在调研的过程中，我们还了解到部分穆斯林流动人口在一些城市遇到打车难、住店难和租房难的问题，这无疑直接导致了该群体对流入地社会和流入地政府产生排斥和不信任的心理。换言之，社会空间的偏见与社会的群体分化存在紧密关联，确保共生组织模式的一体化是克服共生融入结构离散性问题的关键所在。 (四)共生力、共生资源、共生空间的不良循环，导致穆斯林流动人口的社会交往局限于老乡穆斯林群体内，“内卷化”问题日益突出 由于共生力和共生资源的条件性制约，穆斯林流动人口的共生空间日趋狭小，而这又反过来影响该群体的共生力和共生资源的发展。穆斯林流动人口与其他群体很少接触，其社会交往主要局限于以地缘和宗教为纽带的穆斯林老乡群体内部，个体的就业问题、子女教育问题、日常纠纷处理等都依赖于这个相对封闭的社会网络。从表4可以看出，共生力对共生资源产生显著影响，其路径系数为0.258，共生资源对共生空间也产生正向的显著影响，其路径系数为0.496，而共生空间又对共生力产生显著的影响，其路径系数为0.411。这种不良循环的现实后果是，越来越多的穆斯林流动人口集中于清真饮食行业，穆斯林流动人口的“内卷化”问题日益严重，内部矛盾纠纷也越来越突出。这与穆斯林流动人口共生融入结构的离散性特征存在着一种结构性的因果关联。 (五)穆斯林流动人口的共生融入具有离散性，经济收入的提高和经济活动的加强并不能带来直接的社会融入，共生融入结构具有不稳定发展的特征 经济共生融入作为一个相对独立的变量，与文化共生融入及政治共生融入变量没有直接的逻辑关联，文化共生结构对政治共生结构有显著的正向影响，路径系数为0.233。这也意味着我们从穆斯林流动人口的角度验证了李培林、田丰(2012)提出的“多层次融入”的合理性。毋庸置疑，“多层次融入”揭示了社会融入是一个错综复杂的社会过程，存在经济、社会、心理及身份等不同层次。本文认为，与社会融入相关的心理活动贯穿于社会融入的各个层次，而“多层次融入”的政策影响因素实为政治融入的主要体现。中国社会变迁过程中的政策制度既是社会融入的媒介，也是政治融入的结果。本研究验证了政治因素对于穆斯林流动人口共生融入的重要性。经济收入的提高并没有带来必然的社会融入，这显然偏离了现行政策的理论预设。 穆斯林流动人口的社会融入是一个复杂的多层次、多维度的社会过程，共生力、共生资源和共生空间对经济融入、文化融入及政治融入产生直接或间接的显著影响。我们也关注到长三角各地区级政府一直致力于在政治、经济和文化等领域促进穆斯林流动人口的社会融入，如推行“社区服务市民化”、“就业创业便利化”、“就学就医均等化”等举措，开展形式多样的宣传教育和文化交流活动，完善少数民族法律援助机制、帮扶关爱机制、多元参与管理机制等。相关内容几乎涵盖了穆斯林流动人口日常生活的方方面面。然而，现实表明，相关政策并没有产生预期的效果。事实上，语言交流问题、子女教育问题及就业空间问题对穆斯林流动人口共生融入的影响一直没有得到足够的重视。相反，许多穆斯林流动人口反映，一些政府服务政策的办证程序复杂严格，往往需要他们在流入地和老家之间来回跑几趟。有困难找到社区居委会或街道办事处，往往会遇到“公事公办”的待遇。显然，长三角地区各级地方政府的服务管理工作还停留在宏观的政策层面，在操作层面缺乏具体的切入点。 根据本研究的实证结果，我们认为流入地政府应构建和实施一套具体的微观服务体系：(1)重点解决穆斯林流动人口的子女教育问题，实现就近入学和同城待遇；(2)引导清真寺管委会与企业单位合作，提供语言和现代职业技能培训；(3)设置具体的行政服务窗口和工作人员，简化社会福利的行政手续；(4)以街道为单位，选举穆斯林流动人口代表参与服务管理工作，建立穆斯林流动人口与地方政府的互动平台和组织结构。此外，定期为经济困难的穆斯林免费体检、在节假日以短信的方式给老一代穆斯林送去问候等，都是一些可以选择的微观服务行为，能够为克服共生结构的离散性问题提供一个较好的政策切入点。对于流出地政府而言，特别是新疆地区，基础教育依然任重道远。 ①2015年，“西部少数民族宗教与和谐稳定发展对策研究”课题组在南疆地区调研时发现，“双语教学”在整个南疆地区的中小学很难推进，而宁夏、甘肃大部分乡村学校的师资也面临着匮乏问题。
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