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中图分类号：C921 文献标识码：A 文章编号：1000-4149(2011)06-0009-08
修订日期：2011-09-28
改革开放以来，流动人口经历了快速增长。1982年第三次人口普查中“户口在外地”的人口为657.5万，1990年第四次人口普查时流动人口已达2000万以上，到2000年第五次人口普查时，流动人口已经突破1亿人大关，2005年1%人口抽样调查显示的流动人口接近1.5亿。流动人口已经成为不可忽视的庞大社会群体，他们的流动模式和强度以及在居住地的生育、生活和工作等情况引起了广泛关注。
但是由于数据的缺乏，过去的研究一般侧重于对流动人口规模、年龄构成等宏观数据的整体把握，虽然也对流动人口家庭情况进行了一些探索性研究，然而这些研究限于几个大城市等特定地区或者是从普查资料中截取部分流动人口数据进行分析，研究的代表性和深入程度都受到局限。
本文利用国家人口和计划生育委员会组织的2010年下半年全国流动人口动态监测的数据，该监测针对流动人口及其家庭成员覆盖全国样本超过12万人。本文通过劳动年龄流动人口在其居住地的同住人员结构分析，构建并计算可以综合反映流动人口共同生活人员的带眷系数，在此基础上得出流动人口带眷系数综合值，并对影响带眷系数综合值的人口动力学因素及人口流动规律进行分析，得出改进流动人口家庭的公共服务和社会管理方面的建议。
一、文献回顾
中国的人口流动主要是农业人口向城镇的转移。由于农民收入一般低于非农民收入，农民通过从事非农产业可以较大幅度提高收入，缩小与非农民之间的收入差异。在改革开放之前，由于户籍制度的严格限制，农村与城市在产业间的人口流动非常有限。随着社会发展和户籍制度制约的放松，众多来自农村家庭的人口涌向城市。与此同时，区域差异作为城乡差异的必然结果，省际间或区域间的人口流动可以缩小区域间收入不平等。
通过对影响人口迁移的因素的广泛调查和深入研究，李(Lee)认为影响迁移的因素有四种：包括迁出地的因素、迁入地的因素和中间阻碍因素等相对客观的条件，也包括迁移者个人的因素，如性别、年龄、个性、智慧、敏感程度、对其他地区的认识程度、与外界接触方式等[1]。约翰逊(Johnson)认为流动人口较低的教育水平、在流入地的失业水平和流动的成本是限制其流动的主要因素[2]。
随着流动人口的不断发展和逐步演进，国内外研究已经认识到家庭迁移是人口迁移的重要特征，并对迁移人口的家庭成员结构给予了特别关注，在以家庭为决策单位基础上拓展了经典迁移理论中认为迁移是独立的个人经济行为的思想，对迁移人口家庭迁移模式进行了新的理论梳理、模式分类和影响因素分析[3]。李强认为流动人口家庭不能用通常的核心家庭、主干家庭、联合家庭等模式或类型来衡量，因为离开家乡的流动人口与其他家庭成员空间分隔，而其家庭关系仍然维系。他根据流动在外的人口往往与部分家庭成员在一起的情况，把流动人口家庭外出分成5种类型，即：单身子女外出型、兄弟姊妹外出型、夫妻分居型、夫妻子女外出型、全家外出型，虽然分居模式的家庭类型是流动人口家庭模式的主导形式，但是由于流动人口对原有家庭的经济支持，家庭成员不能共同生活而家庭关系依然稳固[4]。
在李强的基础性研究之后，周皓、洪小良、张文娟等根据实际调查数据对流动人口家庭外出情况进行了更为细致的描述和分析。周皓使用第五次全国人口普查1‰原始数据，以家庭户为基本分析单位，比较了有迁出人口和没有迁出人口的家庭户的部分特征差异[5]。洪小良结合流动人口子女与婚姻状态将流动人口的家庭状态分为9种：单人未婚、单人已婚、单人离异/丧偶、夫妇二人、夫妇携子女、夫妇携父母子女、被访者(夫妇)携包括姻亲在内的兄弟姐妹、未婚被访者携父母、其他[6]。张文娟根据流动人口同住的配偶、子女、父母、兄弟姐妹等家庭关系将家庭居住方式分为16种，并把各种居住方式与李强提出的五类流动人口家庭模式进行比较，她认为由于已婚流动人口家庭中40%以上核心家庭成员缺失，而未婚者30%以上和父母分离，大多数流动人口与其核心家庭成员处于分离状态[7]。
但是流动人口家庭成员的分离状态不是固定不变的，而是存在依次渐进过程。杜鹏和张文娟根据流动迁移的过程中流动人口会凭借自身以及外部的力量不断改善个人和家庭的福利状况，将渐进性的向上流动现象称为“梯次流动”[8]。对流动人口家庭而言，往往是一个人先外出流动，家庭成员开始并不是一同流动的，而是随着条件的成熟逐步团聚或者说梯次流动的，最终形成流动的家庭，即存在“时滞”。因而，流动家庭本身存在着分期分批实现流动迁移的现象。此外有两种特例：一种是人口在流动初期还很年轻，他们在外恋爱结婚，但也可能会在生育后或安定后将父母从家乡接出来；另一种是流动初始就以一家人的形式集体外出，一步到位。但对于大多数流动人口来说，家庭成员梯次流动仍然是最常见的形式。
二、带眷系数界定
个人生活需要维持较为完整的社会结构，家庭则是生育、供养的核心结构。中国家庭是典型的双系抚育制度，父母是抚养孩子的中心人物，虽然可能不是永久和普遍的形式[9]。因而，流动人口家庭的一个或多个成年劳动力外出，将是逐步带动家庭成员到常住地生活工作从而完善家庭功能的前提。根据流动人口的梯次流动理论，流动人口家庭中首先出现的是具有促进家庭成员渐进向上流动的劳动力，而其他人则是在条件成熟之后陆续到来。由于家庭成员可以被广义地称为家眷，先到达一个地方的流动人口带动其他家庭成员也到达该地则称之为“带眷”。
根据李(Lee)的理论，流动人口的外出是有选择性的，他们通常是响应迁入地的拉力因素，在人力资本和社会资本方面总体上要强于未流动的人口[10]。对于中国的流动人口而言，由于同住的家庭成员对先到达的流动人口的依赖，我们可以认为流动人口家庭成员是由先到达者带动出来的。一个先外出的流动人口的同住家庭成员可以表达为不同家庭关系成员数的加总，即：
frcv=a1×rlt1+a2×rlt2+a3×rlt3+a4×rlt4+a5×rlt5 (1)
其中，rlt1为配偶；rlt2为同住的子女/媳婿；rlt3为同住的父母/公婆/岳父母；rlt4为同住的兄弟姐妹；rlt5为同住的其他亲属；a1～a5为各家庭成员关系的待定系数。
由于其他家庭成员对先外出者的依赖，或者说先外出者对后外出者的带动，我们称各待定系数为“带眷系数”。提出流动人口带动家庭成员外出的“带眷系数”，可以简化不断复杂化的流动人口家庭成员关系和各类成员数量。
根据流动人口家庭的主要劳动力外出状态，可以求得其同住者的标准化家庭成员系数，即流动人口带动各类家庭关系成员的带眷系数。根据各类家庭成员带眷系数，可以得到家庭成员在当地的预测值，本文称之为带眷系数的综合参考值。
根据表1中各种同住人口情况，流动人口综合带眷系数(family relationship comprehensive value，简写为frcv)，反映了劳动力流动人口携带家眷的数量以及所携家庭成员类型的参数值。流动人口家庭带眷情况基本可以分成两类，一类是以夫妻外出带动的，携带子女的系数比较大，以丈夫为主带动的综合值最大；一类是以一个家庭主劳动力带动的外出，未婚者与父母同住的比例较高，而妻子外出或者离婚/丧偶的劳动力携带子女外出的比例较高。
从图1流动人口带眷系数综合值的年龄分布曲线来看，流动人口带眷系数综合值总的趋势是随着年龄的增长而不断提高，不可忽视的是，随流动人口年龄增长而增加达到一个峰值后有所波动。这种情况可以从流动人口的外出历程可能不是一次完成中得到部分解释[11]。要更为全面的解释影响流动人口的带眷系数，可以将其放在人口迁移理论的大背景中，充分考虑人口迁移的推力、拉力、阻碍因素和个人因素的影响。
图1 分年龄组流动人口带眷系数
数据来源：同表1。
三、数据及其内容
研究使用数据为国家人口和计划生育委员会组织的2010年下半年全国流动人口动态监测数据。此次流动人口监测调查数据采取分层比例抽样方法，在全国106个城市共抽取12.28万在常住地居住时间在1个月以上16～59岁的劳动年龄流动人口。实际调查中，为深入了解流动人口社会融合情况，在其中的6个城市各作了样本规模为8200份的户籍地人口与流动人口的对比调查。
为此，动态监测共涉及3份问卷，A问卷适用于100个城市流动人口基本状况调查，B问卷适用于6个城市流动人口的深入调查，其中B问卷包含A问卷的所有内容，C问卷适用于6个城市户籍人口的对比调查，问卷内容基本上可以与B问卷相比较。3份问卷都包含调查对象所有家庭成员人口学信息的基本情况、就业收入状况、居住情况、子女情况、社会参与及心理感受。其中B、C问卷对就业、居住等各项内容进行了细化，并增加了对公共服务的基本评价。
调查中根据城市级别进行抽样，一般直辖市、计划单列市与省会城市抽样2000人左右，地级城市抽样1000人左右，县级城市抽样200人左右。个别城市根据实际流动人口规模进行适当调整，如拉萨市的实际流动人口调查对象为200人。流动人口数据根据各城市流动人口占106个城市流动人口总量的比重进行加权，户籍人口数据根据各城市户籍人口占6个城市户籍人口总数的比重进行加权。
本研究分别对A、B问卷调查数据按照A问卷内容进行合并，两套数据变量取交集；对B、C问卷调查数据以B问卷为基础进行合并，两套数据变量取并集。合并后A、B问卷共计调查劳动年龄为对象的流动人口122670人，涉及其家庭成员在内的流动人口285548人；B、C问卷合并后共计调查劳动年龄人口16400人，涉及其常住地家庭成员在内的人口43952人。
1.调查对象的人口学及社会经济特征
(1)人口学特征。调查对象的平均年龄为32.53岁，25.25岁以下的人口占1/4，39.00岁以上的人口占1/4，其中男性的平均年龄为33.30岁，女性为31.80岁；从性别构成看，男性比女性低3个百分点；从民族构成看，汉族占95.3%；从婚姻状况来看，在婚人口占75.9%，未婚人口比例为23.1%，离婚和丧偶人口占1.0%；从受教育程度来看，流动人口以初中为主，占53.9%，其余依次为高中的占15.1%，小学的占14.3%，中专的占6.3%，大专的占5.9%，本科的占2.7%，文盲的占1.7%，研究生的占0.2%。
(2)社会经济特征。86.4%的调查对象是农业户口，其余的为非农业户口；从流动范围来看，跨省流动人口占71.9%，省内跨市(地)流动人口占22.9%，市(地)内跨县(市)流动的占5.2%，调查数据中省内流动人口比例与2005年省内流动人口占2/3左右的相差甚远；由于调查对象为劳动年龄人口，从工作就业情况看，87.1%的人口实现就业，无业和失业的占1.6%，其余的为非就业人口，操持家务的人口占10.3%、在学的人口占0.8%、离退休的人口占0.3%；从他们的居住时间来看，平均居住时间为4.77年，而居住时间的中位数为3.17年，有1/4的人口居住时间不长于1.17年，有1/4的人口居住时间则不少于6.83年。
2.流动人口共同居住人口情况
以16～59岁劳动年龄人口为调查对象的流动人口一般是家庭经济收入的重要支柱，可以以他们为核心构建各种家庭关系。流动人口的同住人口可能包括一个核心家庭中的配偶、未成年子女或自己作为未婚情况与父母一起等，也可能是扩展家庭中的父母/公婆/岳父母、兄弟姐妹、(外)孙子女、(外)祖父母、其他家庭成员等中的某一个或一些。
根据调查对象所在城市所属的经济区域或经济带类型，数据显示：流动人口单独居住的比例为30.3%，其中东部比中部高出将近10个百分点；流动人口与配偶共同居住的比例为64.1%，中部地区高达72.9%，而东部为63.5%，流动人口共同居住的家庭成员中有子女的比例为40.4%，其中中部地区为56.0%，东部仅为38.6%；流动人口同住人口中有父母/公婆/岳父母的比例为5.5%，与兄弟姐妹同住的为2.3%，与其他亲属同住的为2.0%(见表2)。
数据来源：同表1。
实际上，与配偶同住的通常是在婚人口，与子女/媳婿同住的一般是曾婚人口(包括初婚、再婚、离婚、丧偶)。因此，通过婚姻状况对以上两种情况的比例进一步分析可以发现：在婚的调查对象84.5%与配偶共同居住，与子女/媳婿共同居住的比例为52.9%，其中中部地区与配偶或者子女同住的比例最高，比最低的东部地区分别高出5.1和17.3个百分点(见表3)。
从表3还可以看到，无论流动人口在哪个区域，原籍都有较高比例的留守人口。从流动人口举家外出的比例来看，全国总体水平不足20%，也就意味着80%以上的流动人口家庭成员不能在同一个地方居住。由调查数据可以计算出，所有调查对象平均每个家庭留在原籍的人口为2.28人，其中流动到东部地区的家庭中，有2.39人留守在原籍，而流动到中部与西部地区的家庭中，则分别有1.50人与1.67人留守原籍。
四、带眷系数的影响因素分析
1.带眷系数影响变量构造
流动人口能够在异地生活居住，不仅要在常住地有收入来源，而且还要保证在该地有适当的支出。在人口迁移流动中不仅受到自身人口因素的影响，而且受到来源地与居住地的城乡差别、区域差别、居住地经济社会情况等多种因素的影响，特别是受到居住地的收入、支出情况影响。流动外出人口还需要考虑留守人员的情况，特别是如果有子女或老人未能外出，则需要定期给他们寄送财物。根据以上内容结合调查数据分属的变量类型，本文构造以下几组变量。
(1)时间连续变量。包括调查对象年龄和调查对象来到调查地时间，对此类变量进行处理后形成调查对象年龄(age1)和居住时间(rtm)。
(2)经济连续变量。包括调查对象同住人口的人均收入与人均支出、给老家寄送财物货币化的支出、原籍与常住地人均收入差距，对此类变量进行常用对数处理后形成对数人均收入(lginc)、对数人均支出(lgeppc)、对数回寄收入(lgrmt)、对数人均收入差距(lgingp)6个变量。
(3)流动虚拟变量。包括调查对象的户籍情况、流动类型、来源地所属经济带、常住地所在区域，选定参照变量后，可以得到农业户口变量(rural)，跨省流动变量(prts1)、省内跨市流动变量(prts2)，来自东部地区变量(sblte1)、来自中部地区变量(sblte2)，居住东部地区变量(rgn1)、居住中部变量(rgn2)。
(4)教育虚拟变量。包括调查对象的受教育程度，选定接受初中教育参照变量后，对相近的受教育程度合并后可以得到小学及以下变量(edu1)、高中变量(edu2)、专业技术教育变量(edu3)、高等教育变量(edu4)。
2.模型构造
采用嵌套多因素回归方法，对时间连续变量和经济连续变量运用分步逐个加进办法，对流动虚拟变量、教育虚拟变量、婚姻虚拟变量和培训虚拟变量采取分步放入办法。这样得到以下8个多因素回归模型。
3.结果
总的来看，所有模型在统计上都是显著的，且随着变量的增加模型的解释力在不断增强。模型的解释力变化有4次较为显著的变化，即从模型1到模型2、模型2到模型3、模型4到模型5，模型5到模型6。随着模型中变量的增加，模型逐渐增加了多重共线性的可能。根据模型报告各变量的容许度和膨胀系数(VIF)，其他各变量之间的共线性要求的容许度和膨胀系数都在许可范围(VIF＜10)。
从表4可以看到，几个连续变量与流动人口带眷系数在统计上都是显著的。其中，流动人口收入对带眷系数的贡献为正向，即随着流动人口在调查地收入的提高，其带眷系数增加。而流动人口在常住地的支出对带眷系数的贡献为负向，即随着流动人口在调查地人均支出的提高，其带眷系数减小。但就业人口人均收入的影响要小于人均支出的影响。流动人口向老家回寄收入对带眷系数的影响为负向，即流动人口向老家回寄的收入越多，带家眷出来的可能性越小。流动人口常住地人均收入与常住地外人均收入之差对流动人口带眷系数的贡献为负向，即流动人口在常住地人均收入比户籍地的人均收入高出越多，流动人口可能带出的家眷越少，反过来说流动人口在常住地的人均收入与户籍地的人均收入差距越小，流动人口家庭成员就更容易到常住地来。
从模型5到模型6可以看到，流动人口年龄对带眷系数的贡献是正向的，即随着流动人口年龄的增长，流动人口可能携带的家眷更多。流动人口在常住地居住时间对流动人口的带眷系数的贡献是正向的，即流动人口在常住地居住时间越长可能携带家眷的数量就越多。
流动虚拟变量中流动范围变量、居住区域变量和户籍状况在统计上显著。相对于省内跨县的流动人口，跨省的流动人口携带家眷可能性较小，而省内跨市(地)流动的人口携带家眷可能性增大；与非农户籍流动人口相比，农业户籍对流动人口带眷系数的影响是负向的，即来自农村的流动人口更倾向于少带家眷。六城市流动人口深入调查数据也证实，东部非农业户籍流动人口常住地同住人口占家庭所有人口的52%，而农业户籍该比例为48%，中西部地区则差别不大。从流动人口所在区域来看，流动人口流向东部和中部地区相对于流向西部地区更倾向于携带更多的家眷。
在模型8引入的教育虚拟变量中，4个教育变量有两个在统计上显著，相对于初中受教育程度，高中教育程度和大中专教育程度在统计上不显著，而高等教育程度对带眷系数贡献为正向，小学及以下教育程度对带眷系数的影响为负向。
从各类变量的影响效力来看，时间变量与经济变量的影响效力较大，时间变量中尤其是居住时间的影响更为突出，而经济变量中则以人均消费支出的影响最突出。虚拟变量对带眷系数的影响力虽然较小，但是通常可以经过个人努力得到改变，这也是值得注意的内容。
五、基本结论
本文与相关研究都表明，目前流动人口的流动情况不是简单的个人流动，而是与家庭成员在一起的共同居住、共同生活与共同工作，只是其家庭结构相对不如户籍地不流动人口的家庭结构完整，因此，他们要兼顾工作所在地和户籍所在地家庭的所有人口。从流动人口带眷系数综合参考值来看，以夫妻形式外出的带眷系数最大，夫妻一方外出的与离婚/丧偶者外出的带眷系数相比更小，也就是说双系抚育制度破裂后离婚/丧偶者的责任更大。从未婚流动人口的情况来看，则更多的是与父母共同外出，不过比例并不高。从流动人口的生命历程来看，流动人口带眷系数的变化是丰富多样的，可能经过起伏。不过总的来说，在外出劳动者年富力强的30～40岁期间，其带眷系数综合参考值达到了一个高峰，在退出劳动年龄时则是形成家庭成员团聚的又一个高峰。
通过分析流动人口的居住结构，构造了综合反映流动人口居住状况和家庭成员结构的带眷系数，然后建立嵌套多元回归模型，分析不同情况下影响流动人口带眷系数的人口学以及生活工作的多种影响因素。回归模型还有以下几点发现。
(1)经济因素方面。流动人口在现居住地支出与回寄收入是制约流动人口携带家眷的最主要因素。当前流入地与流出地之间收入差距对流动人口带眷系数起到制约作用，即流动人口携带家眷还受到了原籍经济水平的制约。
(2)社会因素方面。流动人口的农业户籍对流动人口携带家眷的影响是不利的，消除户籍障碍对促进更大规模人口流动会有一定的积极意义，更为明确地说，户籍制度在一定程度上阻碍了流动人口实现家庭成员团聚的生活目标。
(3)流动因素方面。流动人口居住时间延长是刺激流动人口携带家眷的重要因素，流动人口流动范围、户籍地情况以及常住地所在区域对其携带家眷也有一定影响，虽然影响力不是很大但可能发生迅速，也可能产生明显效应。
(4)人口学因素方面。流动人口普遍要实现家庭团聚目标，随着年龄增长流动人口家庭成员可能更多的生活在一个地方，但是这种实现并不是线性完成的。在教育水平普遍提高的情况下，受教育程度低(小学及以下)可能制约流动人口带眷，显著提高带眷水平要求流动人口具有更高水平的教育程度(本科以上)。
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