五 结论与讨论
当越来越多的外来人口进入新的城市空间开始新的生活和工作并且这逐渐成为一种趋势的时候，城市原先的生态系统势必会有相应的变化，而当地的居民也会不同程度地受到这种变化的影响，城市居民对此会有何反应？他们对外来人口的迁入行为在心理上能否接受？本研究的结果显示市民群体对外来人口迁入的态度存在差异，而且这种差异受到不同因素的影响。
首先，从市民个体层次来讲，他们是生存在社会经济共同体中的成员，这使得他们的态度是一种理性判断的结果。当他们判断自己的利益不会受到外来人口的影响时，他们便不会拒绝外来人口迁入。尤其是对那些社会经济地位较高的市民来说，在各方面都处于竞争劣势的外来人口显然无法同其相提并论，所以相对于社会经济地位较低的市民他们更会对外来人口的迁入持同意态度。而那些社会经济地位层次较低的、年龄较大的尤其是女性市民则倾向于不愿意外来人口迁入，因为外来人口迁入后最可能影响到这部分人的利益，比如挤占就业岗位等。另一方面，态度也是一种个体内在的心理感受，它也会受到个体的价值观、思维意识的影响。在这里就不得不提到户籍制度的影响，50余年来人口分割化的管理，使得本地人和外地人、城里人和乡下人逐渐成为一种身份标签，这种标签本身所负载的可得利益已经耳熟能详，而这种不公平但却制度化了的有差别的利益分配方式影响着市民的价值观，使得客观的制度设置转化成市民的社会心理和社会期望。我们在验证假设2时得到了与预想完全相反的结果，对此我们的一种解释是那些住房保障度高的市民其所居住的社区或住宅基本没有或很少有外来人口租住，而这使得这部分市民鲜有机会同外来人口深入接触，结果就是较远等级的社会距离造成这部分市民对外来人口心理上的排斥，因此也就不愿意外来人口迁入[18]。
其次，从市民所生活的城市这一层次来说，城市的制度环境对市民的态度会产生影响，而且随着城市制度环境的变化，市民的态度也会有相应的变化。在现有的财政分权、户籍管理、社会保障等制度约束下，地方政府有责任为其市民提供公共服务产品，但这些产品的供给总归是有限的，我们的研究显示对于那些公共产品供给压力较大、公共产品服务水平较高的城市来说，其市民更倾向于不愿意外来人口迁入。当我们把公共服务产品的种类进一步限定在和市民的基本生存有关的方面时，这种排斥倾向尤其明显。比如在个体层次上，个人的就业状态对其态度并没有显著影响，但是一旦注意到区域内整体的再就业压力，劳动力市场的景气状况就会影响到市民的态度，在再就业压力较大的环境气氛影响下，市民更不愿意外来人口迁入。可以说，市民群体借助于现有的制度设置已经成为相对于外来人口的利益群体，并不同程度地从外来人口那里得到利益（李若建，2001），而且他们还拒斥同外来人口分享某些基本生存权益。刘林平（2008）的研究发现相当多的城市居民并不愿意农民工——外来农业人口——同当地市民一样享有失业救济、低保和租赁廉租房的资格。当我们将个体层次和城市层次的影响因素结合在一起来看的时候，其中显现的是一条制度分割—利益分隔—心理区隔的联系主线，而这条主线还是一条首尾相接的回路。
当越来越多的外来人口在不同区域间迁移流动时就意味着现有的户籍制度需要顺应形势的改革，但是这并不意味着不同群体对改革都会有相同的认识。我们可以看到地方政府自身在外来人口迁入的问题上就处于一个矛盾的位置，户口放开或不放开各有利弊，而市民群体内部对外来人口迁入的态度也存在分歧。另一方面，由于利益表达渠道和机制的不足使得市民同政府之间有时也会有潜在的冲突。在这种情况下，为了户籍改革的顺利进行，缓解矛盾、消除分歧、化解冲突就相当重要。而当我们转向讨论外来人口迁入城市的可行性时，除了考虑城市现有资源的负荷之外，还要考虑那些隐性的潜在障碍。由于户籍制度的长期实行，城镇居民逐渐成为独特的利益群体，这个群体虽然没有通过直接的集体行动公开抗衡外来人口迁入城市，但是借助于现有的制度和已有制度的遗产成就了自我利益的维护和同外来人口利益的分隔，而且这种利益分隔可能已经转化成一种心理区隔从而成为后续改革的障碍。对此我们应有清醒的认识，无论以后的户籍改革采取怎样的策略和具体方案，我们不能忽视庞大的市民群体的意见，因为掌握他们的态度倾向是获取大多数人对改革持有共识的必要保证。
参考文献
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Raudenbush，Stephen and Anthony Bryk.2002. Hierarchical Linear Models：Applications and Data Analysis Methods （Second Edition）.Thousand Oaks：Sage Publications.
[1] 本章作者非常感谢纽约州立大学奥尔巴尼分校的史蒂文·梅斯纳教授，他向作者提供了许多有益的建议，使作者获益良多，他还亲自修改了本章的英文手稿。本章作者同时还要感谢多伦多大学的埃里克·冯教授，他给本章的英文版带来了许多有趣并富有建设性的评论。
[2] 王嘉顺，华侨大学哲学与社会发展学院讲师；李若建，中山大学社会学系教授；史蒂文·F.梅斯纳，美国纽约州立大学奥尔巴尼分校社会学教授。
[3] 根据我国户籍管理制度的规定，只有改变户口所在地的人口迁移才是制度承认的迁移行为，而没有改变户口所在地的迁移常被称为人口流动（李若建等，2007：1），本章则仅指后一种情况并且视外来人口在城市居住为一种迁入行为。
[4] 本章的外来人口是指户口所在地不在现在住址而在其他县（市）的人口。
[5] 笔者认为迁入是一种居住空间上的由彼地改变到此地的行为，而融入除了居住空间的接近以外，还包括文化习惯、生活方式的再社会化以及心理空间拉近等内容，因此本章对融入的讨论包含了迁入的内容。
[6] 在本章所提及的类似研究中，卢国显（2006）、覃国慈（2007）、刘林平（2008）分别只在北京、武汉、广州实施了调查，而单个城市的样本无法体现制度背景的区域性差异。
[7] 离退休和在学人员由于不在劳动力市场上，本研究从这个意义上认为这部分人同迁入的外来人口不会在劳动力市场上展开竞争，因此他们同全职就业被归为一类。此外，基于假设1的考虑，选择兼业务农和全职务农的样本没有参与分析。
[8] 其他四个问题分别是“您是否愿意和外来人口一起工作呢”“您是否愿意外来人口居住在您家隔壁呢”“您是否愿意邀请外来人口到您家做客呢”“您是否愿意您的子女/亲属与外来人口谈恋爱呢”。
[9] 在研究中她共获得了两个回归方程，其中一个方程解释力高的模型由于协变量较多不便于在本研究中进行操作化处理，本研究只采用了经典的社会经济地位指数方程，即只包括教育和收入两个自变量。
[10] 这里的户籍人口数只包括城镇非农业户籍人口数。本章使用的城市层次的变量数据只包括市辖区范围之内。资料来源：国家统计局城市社会经济调查司编《中国城市统计年鉴》（2005），中国统计出版社，2006。该年鉴主要收录了2004年的资料，这是考虑到2004年以前的情况会影响2005年调查时点的受访者的态度。
[11] CGSS（2005）的城市居民样本数为6098，城市数为104。在此感谢两家机构及中国综合社会调查项目组提供研究数据，欲了解有关此调查的详细情况可访问该项目组的常设网址：http：//www.chinagss.org/。
[12] 如果两个模型的偏差度的差值是两个模型估计参数数目差异的两倍以上，即可认为一个模型相较于另一个模型在拟合度上获得显著改善（Kreft & Leeuw，2007：73）。
[13] 这个数值在这里以百分数的形式出现，它是新模型的随机截距方差相较于虚无模型的变化的程度，其意义类似于一般线性回归中R2的含义，不过它只针对模型的第二层次即城市层次而言。以模型7为例，其计算方法是：（0.7779-0.6746）/0.7779×100%=13.279%。需要说明的是，该计算方法和其统计学含义只适合随机截距模型。
[14] 城市层次的3个自变量其两两相关系数在0.05的显著性水平下达到了0.8以上。
[15] 筛选最优模型的过程以虚无模型为起点，然后逐步添加控制变量、个体层次和城市层次的解释变量，同时观察每添加一个自变量所导致模型拟合度改善的显著性，那些可以使模型拟合度获得显著改善的自变量被保留并参与下一步的分析，否则被从模型中剔除。此外，笔者也将所有自变量都纳入一个模型中，可以预见那些对因变量有显著影响的自变量也将出现在模型12中，但是该模型的拟合度没有超过模型12的。显然，只需有限的自变量就可以获得拟合度最好的模型，而这样的模型也是一个简洁的模型。
[16] 蝴蝶效应首先由美国气象学家洛伦兹于1963年提出，而它也是混沌学理论中的一个重要概念，其基本含义是指对初始条件敏感性的一种依赖现象。国外社会学界尤其是社会问题和社会控制领域已对其蕴涵的社会学意义进行探讨。
[17] 该数据只具体到各省的情况，所以这里我们假定某省内各城市的外来人口比例是相同的，然后将该比例数字赋值给样本中同一省份的各城市。这个假定显然过于理想化，但是作为一个初步的探索这样做不妨碍我们考察外来人口的比例对市民态度的影响。此外，该数据资料将本市内人户分离的人口和户口在外市的人口合并汇总而没有将后者这种本章所研究的外来人口单独汇总，这也会对该数字的有效性产生一定影响。不过有学者指出这种人户分离的现象主要存在于东部地区，且以北京、上海、广东三地较为突出（李若建，2003b），而实际上这三个省市也是外来人口较为集中的地区。
[18] 卡方检验的结果显示受访者居住社区是否有外来人口租住对其态度倾向有显著影响，而进一步的相关分析显示，如果有外来人口租住在受访者所居住的社区，则其倾向于愿意外来人口迁入，相关系数gamma=0.38，达到0.05的显著性水平。