基于潛在類別分析的村改居居民社會適應(yīng)及差異化研究

馮艷

摘要：在控制市民化時長的前提下，通過潛在類別分析發(fā)現(xiàn)樣本村改居居民的社會適應(yīng)情況可以劃分為非常適應(yīng)型、適應(yīng)良好型、初步接納型，三個類型的潛在類別概率依次為23.13%、51.77%、25.1%。研究發(fā)現(xiàn)個體特征是制約村改居居民社會適應(yīng)程度的前提條件;經(jīng)濟狀況是決定村改居居民社會適應(yīng)的關(guān)鍵要素;社會排斥和社會保障是影響村改居居民社會適應(yīng)程度的主要因素。安置地原住居民的歧視對村改居居民具有“推出”作用，居民間融洽的社會關(guān)系會緩解村改居居民的社會適應(yīng)障礙。社會保障在推動村改居居民社會融入過程中也發(fā)揮著積極促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞：村改居;社會適應(yīng);潛在類別分析

中圖分類號：C913.31文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號：1008-4657（2018）06-0064-08

城鎮(zhèn)化是一項復(fù)雜的系統(tǒng)工程，其直觀表現(xiàn)就是農(nóng)業(yè)人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移。2013年12月召開的中央城鎮(zhèn)化工作會議明確提出，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的主要任務(wù)之一是“化人”而不是“造城”。按城市化意愿可以將農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口分為主動城市化群體和被動城市化群體。主動城市化群體在進(jìn)城務(wù)工之前對城市生活有過或多或少的了解，進(jìn)城的決定是理性權(quán)衡基礎(chǔ)上的自我選擇，具備一定的心理調(diào)適期，難以適應(yīng)城市生活的情況下可以退回農(nóng)村。被動城市化群體是政府制度安排的產(chǎn)物，他們?nèi)狈Τ蔀槭忻竦男睦頇C制和前期準(zhǔn)備，沒有重回農(nóng)村這一退路。村改居居民在各方的協(xié)調(diào)安排下，實現(xiàn)了戶籍身份轉(zhuǎn)變、地域轉(zhuǎn)移和職業(yè)轉(zhuǎn)換。有實證研究表明這些改變與努力尚未滿足村改居居民的利益訴求，并沒有實現(xiàn)他們對市民身份的認(rèn)同，也沒有完全促成“農(nóng)民—市民”的角色轉(zhuǎn)型與再造。大部分村改居居民面臨著再就業(yè)壓力和社會融入等問題。村改居居民市民化后的社會適應(yīng)程度怎樣？不同特征村改居居民社會適應(yīng)程度的差異性如何？這些是本研究嘗試回答的問題。

社會適應(yīng)起源于智力缺陷診斷標(biāo)準(zhǔn)的研究，是個體在社會生存環(huán)境中，為應(yīng)對自然環(huán)境和社會環(huán)境做出的主動或被動的行為改變，包括對社會文化、價值觀念、生活方式等的應(yīng)對[1]。風(fēng)笑天[2]用鄰里關(guān)系滿意、住房狀況滿意、生活習(xí)俗適應(yīng)、生產(chǎn)勞動適應(yīng)、經(jīng)濟收入滿意、提高經(jīng)濟信心、懷念原來地方、思念原來熟人這8個指標(biāo)衡量三峽移民的社會適應(yīng)情況。張海波和童星[3]用自我認(rèn)同反映被動城市化群體遭遇的變革，將6個方面的自我認(rèn)同凝結(jié)為未來歸屬傾向和目前身份判斷兩個因子，從時間性和空間性兩個維度考察失地農(nóng)民的社會適應(yīng)情況。韓丹[4]對南京村改居社區(qū)的調(diào)研發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民角色的社會記憶、差異化的社會政策安排、經(jīng)濟收入與期望值的差異、社會關(guān)系網(wǎng)的斷裂重組是影響村改居居民身份認(rèn)同和社會融入的主要因素。何建寧[5]認(rèn)為自身特征是村改居居民融入城市社會的主要影響因素，物質(zhì)資本的固定收益會弱化參與社會經(jīng)濟活動的積極性和主動性，人力資本是推動其社會融入的內(nèi)生資源，社會支持是促進(jìn)社會融入的最強外力。

學(xué)者們對被動城市化群體的社會適應(yīng)及影響因素的研究為本研究提供了依據(jù)和參考?，F(xiàn)有研究中采用因子分析法對社會指標(biāo)加以精煉的占大多數(shù)。本研究基于湖北省武漢市3個城中村改造還建社區(qū)的調(diào)研與訪談數(shù)據(jù)，運用潛在類別分析揭示市民化群體社會適應(yīng)程度，并探討村改居居民社會適應(yīng)與社會保障、社區(qū)特征間的關(guān)聯(lián)性問題。

一、研究假設(shè)

經(jīng)濟狀況無疑會制約村改居居民的社會適應(yīng)效果，絕對收入水平涉及個人隱私，被訪者往往不愿意透露個人真實收入，收入數(shù)據(jù)質(zhì)量不高甚至有可能失真。家庭賦予了個體最初始的社會地位，是個體進(jìn)行經(jīng)濟活動和社會交往的紐帶和平臺[6]。用市民化后的家境作為絕對收入水平的替代變量更能反映真實的經(jīng)濟狀況。住房是個體融入社會的重要前提經(jīng)濟條件，安東尼·奧羅姆指出住房的本質(zhì)是可以給人身份認(rèn)同感、社區(qū)歸屬感、過去和將來感以及舒適感。換句話說，住房除了具有滿足基本生活需要的功能，還具有標(biāo)識個體身份地位、提供情感寄托與歸屬、顯示與維系社會信任等功能[7]。據(jù)此本研究提出如下假設(shè)：

（1）a.市民化后家境越好的村改居居民社會適應(yīng)程度越好。b.市民化后住房條件影響村改居居民的社會適應(yīng)程度。

養(yǎng)老風(fēng)險和疾病風(fēng)險是農(nóng)民最為擔(dān)憂的兩大問題。農(nóng)民養(yǎng)老傳統(tǒng)主要是子女贍養(yǎng)和獨立養(yǎng)老[8]。新農(nóng)合制度尚未給大多數(shù)農(nóng)民提供穩(wěn)定的健康安全保障預(yù)期。城中村社會保障由于城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟制度和二元社會福利制度處于相對低效率狀態(tài)。據(jù)此本研究提出如下研究假設(shè)：

（2）社會保障狀況對村改居居民的社會適應(yīng)有正向促進(jìn)作用。

當(dāng)社會成員個體從一個社會系統(tǒng)進(jìn)入另一個社會系統(tǒng)，成員之間的社會性取決于成員之間的相互關(guān)系?，F(xiàn)象生態(tài)系統(tǒng)變式理論提出環(huán)境中的危險因素、個體的適應(yīng)壓力體驗會影響其社會適應(yīng)行為選擇。原住居民的歧視是市民化群體轉(zhuǎn)型環(huán)境中的危險因素和壓力源，會導(dǎo)致個體產(chǎn)生消極的適應(yīng)感受，對市民化群體融入新生活具有破壞作用[9]。據(jù)此本研究提出如下假設(shè)：

（3）遭遇原住居民歧視的村改居居民，社會適應(yīng)程度較差。

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本描述

本研究數(shù)據(jù)來源于中南財經(jīng)政法大學(xué)社會政策研究中心“城市化進(jìn)程中村改居居民市民化及城市適應(yīng)性問題”調(diào)查。該調(diào)查于2014年7月～10月在武漢市開展。武漢市擁有40多個城中村和35.66萬村改居居民的龐大樣本群體。該調(diào)查綜合考慮武漢三鎮(zhèn)（武昌、漢口、漢陽）的經(jīng)濟發(fā)展水平和區(qū)位特點，選取三個居民數(shù)量相近的村改居社區(qū)，并采取等額隨機抽樣辦法從每個社區(qū)抽取80個家庭進(jìn)行問卷調(diào)查，發(fā)放問卷240份，回收有效問卷232份，初步清理后納入分析范疇的樣本為231個。

樣本村改居居民中年女性居多、受教育程度以初中為主、健康狀況好的居多、有配偶的居多、家庭人口以三人為主、市民化前務(wù)農(nóng)的居多，市民化后以靈活就業(yè)形式居多。樣本村改居居民平均年齡為52.29周歲，最小年齡被訪者為23周歲，最大年齡被訪者為86周歲。樣本村改居居民中青年組（20～39周歲）占樣本量的12.99%，中年組（40～59周歲）占樣本量的57.58%，老年組（60歲及以上）占樣本量的29.44%。樣本村改居居民受教育年限平均為8.4年，最短受教育年限為0年，最長受教育年限為16年。樣本村改居居民家庭平均人口數(shù)3.28人，最少人口數(shù)為1人，最多人口數(shù)為6人。樣本村改居居民市民化前以務(wù)農(nóng)和打工為主要職業(yè)。樣本村改居居民市民化后主要以新社區(qū)工作人員和其他類型工作為主，占樣本總量的62.61%。樣本村改居居民市民化平均年數(shù)為11.8年，從農(nóng)民轉(zhuǎn)為市民時間最短為4年，時間最長的為48年。

（二）實證模型

本研究通過兩步回答村改居居民的社會適應(yīng)問題：第一步基于7個方面的社會適應(yīng)指標(biāo)用潛在類別分析方法生成社會適應(yīng)程度的潛變量;第二步用社會適應(yīng)程度潛變量作為因變量，納入個體特征、經(jīng)濟特征和社會保障相關(guān)變量，進(jìn)行多元Logit回歸分析。

潛在類別分析最基本的應(yīng)用就是根據(jù)個體的外顯行為指標(biāo)判斷個體潛在特征分類，并得出不同類型人群的比重，進(jìn)而對不同細(xì)分群體采取不同的干預(yù)策略[10]。潛在類別分析一般先把零模型作為假設(shè)模型，從零模型開始逐漸增加潛在類別數(shù)目，用極大似然法對模型進(jìn)行估計，通過假設(shè)模型與數(shù)據(jù)間的檢驗結(jié)合模型適配度指標(biāo)比對，找出最匹配模型。確定最佳模型后，依據(jù)條件概率確定各類別的反應(yīng)傾向，條件概率越大表明該潛在類別在這一外顯變量上屬于該水平的概率越大。接下來依據(jù)各潛在類別在外顯變量上的傾向分布給潛在類別命名，最后根據(jù)后驗概率推斷每個樣本所屬的潛在類別。

模型適配度檢驗指標(biāo)主要有似然比卡方檢驗（LL或G2）、艾凱克信息準(zhǔn)則（答IC）、貝葉斯信息準(zhǔn)則（BIC）等，以BIC和答IC應(yīng)用最廣，數(shù)值越小說明模型與數(shù)據(jù)的擬合度越好。Entropy指數(shù)一般用來評估分類的精確程度，取值范圍在0～1之間，該指數(shù)在0.8以上說明分類的準(zhǔn)確度在90%以上，越接近于1代表分類的準(zhǔn)確率越高?！白顑?yōu)”模型應(yīng)該是BIC值最低的模型，次之為Entropy最高的模型[11]。

（三）變量設(shè)置

本研究將村改居居民的社會適應(yīng)類型作為因變量反映該群體的社會適應(yīng)程度。社會適應(yīng)類型通過社會適應(yīng)多維指標(biāo)進(jìn)行潛在類別測量。社會適應(yīng)多維指標(biāo)包括7個方面：生產(chǎn)勞動與工作方式適應(yīng)、住房與飲食起居方式適應(yīng)、閑暇和娛樂休閑方式適應(yīng)、人際關(guān)系和交往方式適應(yīng)、政府管理和組織形式適應(yīng)、社會治安和社會風(fēng)氣適應(yīng)、生活態(tài)度與觀念適應(yīng)。每一個方面的適應(yīng)程度分為五個維度，即很不適應(yīng)、不太適應(yīng)、一般適應(yīng)、比較適應(yīng)、非常適應(yīng)，編碼依次為1～5。本研究將村改居居民個人特征、經(jīng)濟狀況、社會保障享受情況、是否遭遇原住居民歧視等變量納入模型以探討社會適應(yīng)程度的影響因素。自變量設(shè)置詳見表1。

三、村改居居民社會適應(yīng)的潛在類別分析

本研究使用Latent Gold4.5版本軟件，基于村改居居民的7個方面適應(yīng)的外顯變量進(jìn)行潛在類別分析，從假設(shè)只有一個類別的初始模型起步，將村改居居民社會適應(yīng)的潛在類別分析依次抽取1～5個類別，各模型的擬合指標(biāo)見表2。

從表2可知，M1為只有一個類別的零模型，隨著類別數(shù)目的增加，模型各個適配度指標(biāo)在不斷變化。在生成的5個潛在類別模型中，除零模型外，BIC值最小的是模型3，AIC最小的是模型5，G2最小的是模型5，Entropy值最大的是模型2。在模型的適配度指標(biāo)未指向同一個最優(yōu)模型時，第一序位的模型適配度指標(biāo)是BIC，第二序位的模型適配度指標(biāo)是AIC，第三序位的模型適配度指標(biāo)是Entropy值[12]。由此看來，模型3和模型5可以作為備選模型，但模型5的Entropy值略小于模型3，說明模型3的分類精確度高于模型5。綜合來看，模型3應(yīng)該是對村改居居民市民化適應(yīng)程度進(jìn)行潛在類別分析的最優(yōu)模型。據(jù)模型3將村改居居民的社會適應(yīng)程度劃分為三個類別。模型3的潛在類別概率和條件概率詳見表3。

如表3所示，類別1在7個外顯變量上的適應(yīng)程度為“比較適應(yīng)”的條件概率最高，類別2在7個外顯變量上的適應(yīng)程度為“一般適應(yīng)”的條件概率最高，類別3在7個外顯變量上的適應(yīng)程度為“非常適應(yīng)”的條件概率最高，將其命名為“非常適應(yīng)型”。類別2在7個外顯變量適應(yīng)程度上為“一般適應(yīng)”的比例最高，說明被訪者既未明顯排斥也未欣然接受村改居后的變化，也存在適應(yīng)程度為“不適應(yīng)”的條件概率分布，綜合考慮將其命名為“初步接納型”。類別1在“比較適應(yīng)”上的條件概率最高，說明這一類型的居民對村改居后各方面生活的適應(yīng)情況較好，據(jù)類別內(nèi)和類別間的條件概率分布對比，本研究將其命名為“適應(yīng)良好型”。

四、村改居居民社會適應(yīng)的差異化分析

為明確村改居居民的個體特征、經(jīng)濟特征和社會保障與社會適應(yīng)程度是否存在顯著，檢驗前文提出的三個假設(shè)，本研究利用stata13.0建立多元Logit回歸模型，將市民化時長作為重要的控制變量納入模型中，探討村改居居民社會適應(yīng)程度的差異化。模型估計結(jié)果詳見表4。

村改居居民的社會適應(yīng)程度在年齡、受教育年限和市民化時長上具有顯著差異，在性別、婚姻狀況、自評健康、職業(yè)上差異不顯著。在年齡上，相比于社會適應(yīng)程度為“初步接納型”的村改居居民，中年組的村改居居民傾向于“適應(yīng)良好型”的概率顯著高于青年組村改居居民，中年組改居居民的概率是青年組村改居居民的4.409倍，說明年齡較大的村改居居民社會適應(yīng)程度較好。在受教育年限上，相比于社會適應(yīng)程度為“初步接納型”的村改居居民，受教育年限越長的村改居居民傾向于“適應(yīng)良好型”的可能性越小，受教育年限每增加一年，村改居居民傾向于“適應(yīng)良好型”的概率降低13.2%。在市民化時長上，相比于社會適應(yīng)程度為“初步接納型”的村改居居民，市民化時間越長的村改居居民傾向于“非常適應(yīng)型”的可能性更大。村改居居民市民化時間每增加一年，傾向于“非常適應(yīng)型”的概率值增加8.6%。

社會保障享受情況對村改居居民的社會適應(yīng)具有不同程度的顯著影響。在社會救助項目上，相比于社會適應(yīng)程度為“初步接納型”的村改居居民，享有社會救助項目的村改居居民傾向于“適應(yīng)良好型”的可能性越小，享受救助的村改居居民比未享受社會救助的村改居居民概率低56.5%，享受社會救助的村改居居民傾向于“非常適應(yīng)型”的可能性更小，享受社會救助的村改居居民比不享受社會救助的村改居居民概率值低81.4%?？赡艿脑蛟谟谙硎苌鐣戎拇甯木泳用裢赡苁巧鐣m應(yīng)情況相對較差的弱勢群體。在養(yǎng)老保險方面，相比于社會適應(yīng)程度為“初步接納型”的村改居居民，享有養(yǎng)老保險的村改居居民傾向于“適應(yīng)良好型”和“非常適應(yīng)型”的概率高于未享受養(yǎng)老保險的村改居居民。與此相反的是享有醫(yī)療保險的村改居居民傾向于“適應(yīng)良好型”和“非常適應(yīng)型”的概率均低于未享受醫(yī)療保險的村改居居民。綜合這三個保障項目來看，社會保障與村改居居民的社會適應(yīng)程度存在關(guān)聯(lián)，前文的研究假設(shè)（2）得到部分驗證，但是作用機制較為復(fù)雜，有待后續(xù)深入挖掘。

經(jīng)濟狀況對村改居居民的社會適應(yīng)程度具有顯著影響，家境越好和住房滿意度越高的村改居居民社會適應(yīng)情況越好，前文的研究假設(shè)（1）a和（1）b得到驗證。在家境方面，相比于社會適應(yīng)程度為“初步接納型”的村改居居民，家庭“一般”的村改居居民傾向于“適應(yīng)良好型”的可能性顯著高于家境“貧窮”的村改居居民，家境“一般”的村改居居民的概率是家境“貧窮”村改居居民的5.67倍。家境“富裕”的村改居居民傾向于“適應(yīng)良好型”村改居居民的概率是家境“貧窮”村改居居民的15.13倍。家境“富?！钡拇甯木泳用駜A向于“非常適應(yīng)型”的概率是家境“貧窮”的村改居居民的15.808倍。在住房滿意度方面，相比于社會適應(yīng)程度為“初步接納型”的村改居居民，對住房滿意度“一般”的村改居居民社會適應(yīng)程度與“不滿意”的村改居居民沒有顯著差異，對住房感到“比較滿意”和“滿意”的村改居居民社會適應(yīng)程度具有顯著差異。相比于社會適應(yīng)程度為“初步接納型”的村改居居民，對住房狀況“比較滿意”的村改居居民傾向于“適應(yīng)良好型”的概率是對住房“不滿意”村改居居民的4.678倍，持“比較滿意”態(tài)度的村改居居民傾向于“非常適應(yīng)型”的概率同樣顯著高于對住房狀況“不滿意”的村改居居民，前者是后者概率的9.172倍。對住房狀況“滿意”的村改居居民傾向于“非常適應(yīng)型”的概率是對住房狀況“不滿意”的村改居居民的17.263倍。綜合來看，經(jīng)濟因素在村改居居民的社會適應(yīng)程度中發(fā)揮著舉足輕重的作用。

新社區(qū)原住居民的歧視對村改居居民的社會適應(yīng)程度同樣具有顯著影響。相比于社會適應(yīng)程度為“初步接納型”的村改居居民，未遭遇原住居民歧視的村改居居民傾向于“適應(yīng)良好型”的概率顯著高于受到歧視的村改居居民。未遭遇原住居民歧視的村改居居民傾向于“非常適應(yīng)型”的概率也顯著高于受到歧視的村改居居民，前者是后者概率的4.709倍，說明原住居民的歧視對村改居居民的社會融入具有明顯的阻礙作用，前文的研究假設(shè)（3）得到驗證。

五、研究結(jié)論與啟示

本研究從生產(chǎn)勞動與工作方式、住房與飲食起居方式、閑暇和娛樂休閑方式、人際關(guān)系和交往方式、政府管理和組織形式、社會治安和社會風(fēng)氣、生活態(tài)度與觀念七個方面度量樣本村改居居民社會適應(yīng)程度。樣本村改居居民社會適應(yīng)三個類型的潛在類別概率分別是：“非常適應(yīng)型”村改居居民占樣本總量的23.13%，“適應(yīng)良好型”村改居居民占樣本總量的51.77%，“初步接納型”村改居居民占樣本總量的25.10%。

村改居居民的個體特征、經(jīng)濟狀況和社會保障狀況均對社會適應(yīng)程度具有顯著影響。第一，個體特征是制約村改居居民社會適應(yīng)程度的前提條件。村改居居民的社會適應(yīng)程度在年齡、受教育年限和市民化時長上具有顯著差異，在性別、婚姻狀況、自評健康、職業(yè)上差異不顯著。第二，經(jīng)濟狀況是決定村改居居民社會適應(yīng)的關(guān)鍵要素。家境相對優(yōu)渥和住房滿意度較高無疑會顯著增進(jìn)村改居居民的社會適應(yīng)程度。第三，社會排斥和社會保障是影響村改居居民社會適應(yīng)程度的主要因素。安置地原住居民的歧視對村改居居民具有“推出”作用，居民間融洽的社會關(guān)系會緩解村改居居民的社會適應(yīng)障礙。社會保障在推動村改居居民社會融入過程中也發(fā)揮著積極促進(jìn)作用。

基于以上結(jié)論，本研究認(rèn)為應(yīng)從三個方面推動村改居居民的市民化進(jìn)程：第一，針對性開展村改居居民的就業(yè)促進(jìn)與幫扶工作，通過職業(yè)滿意度增強村改居后的經(jīng)濟信心，推動改居居民的社會融入;第二，暢通村改居居民和原住居民的溝通交流渠道，幫助村改居居民從“熟人社會”盡快過渡到“城市社會”;第三，完善村改居居民的社會保障機制，解決村改居居民未來生活的后顧之憂。

參考文獻(xiàn)：

[1] Woolston H B.Social adaptation：A study in the development of the doctrine of adaptation as a theory of social progress[J].Harvard Economic Studies，2014（3）：311.

[2] 風(fēng)笑天.“落地生根”？——三峽農(nóng)村移民的社會適應(yīng)[J].社會學(xué)研究，2004（5）：19-27.

[3] 張海波，童星.被動城市化群體城市適應(yīng)性與現(xiàn)代性獲得中的自我認(rèn)同——基于南京市561位失地農(nóng)民的實證研究[J].社會學(xué)研究，2006（2）：86-106，244.

[4] 韓丹.失地農(nóng)民身份認(rèn)同研究——以南京市A區(qū)村改居社區(qū)為例[J].福建論壇（人文社會科學(xué)版），2012（8）：179-186.

[5] 何建寧.“村改居”居民的城市社會融入現(xiàn)狀與對策研究[J].西安財經(jīng)學(xué)院學(xué)報，2016（4）：81-86.

[6] 謝宇，胡婧煒，張春泥.中國家庭追蹤調(diào)查：理念與實踐[J].社會，2014，34（2）：1-32.

[7] 朱磊.農(nóng)民工的城市居住：經(jīng)驗研究與理論視角[J].城市發(fā)展研究，2014，21（6）：80-85.

[8] 樂章.依賴與獨立：新農(nóng)保試行條件下的農(nóng)民養(yǎng)老問題[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2012（11）：88-96.

[9] 劉志方，張鋒.城市農(nóng)民新生活適應(yīng)策略的結(jié)構(gòu)特征：歧視知覺的預(yù)測作用[J].應(yīng)用心理學(xué)，2013，19（3）：195-204.

[10] 黎亞軍，盧富榮，駱方，等.中國兒童青少年身體攻擊的發(fā)生狀況：基于潛在類別分析的結(jié)果[J].中國臨床心理學(xué)雜志，2012（4）：559-561，563.

[11] 宋璐，李樹茁.農(nóng)村老年人家庭代際關(guān)系及其影響因素——基于性別視角的潛在類別分析[J].人口與經(jīng)濟，2017（6）：1-12.

[12] 張潔婷，焦璨，張敏強.潛在類別分析技術(shù)在心理學(xué)研究中的應(yīng)用[J].心理科學(xué)進(jìn)展，2010（12）：1991-1998.

[責(zé)任編輯：王妍]