如何促進易地扶貧搬遷戶的社會融入
——基于社交距離視角的分析

張晨，張正巖，馬彪

(1.西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100；2.中國人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872；3.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 金融學(xué)院，北京 100070)

一、引言

易地扶貧搬遷為生活在偏遠地區(qū)、生存環(huán)境較差的貧困戶提供了改善其生活水平的機會，一是通過搬遷至經(jīng)濟較發(fā)達、資源較充足的地區(qū)，為他們的生活改善提供了物質(zhì)基礎(chǔ)[1]，二是遷入地相對優(yōu)越的經(jīng)濟基礎(chǔ)對他們產(chǎn)生正外部性，為自主減貧提供內(nèi)生動力[2]。然而，搬遷僅是精準脫貧民生工程的第一步，搬遷戶在遷入地的社會融入才是決定貧困戶能否長期脫貧的重要因素。社會融入不僅反映了搬遷戶在遷入地經(jīng)濟、文化方面的適應(yīng)過程，而且在心理和身份層面對搬遷戶的經(jīng)濟行為產(chǎn)生深刻影響。雖然易地扶貧搬遷為搬遷戶提供了可能改善其生活水平的社會經(jīng)濟環(huán)境基礎(chǔ)，但搬遷戶往往面臨適應(yīng)較慢、融入較難的問題。貧困戶由于較低的人力資本存量，往往難以在遷入地勞動力市場處于有利位置[3]。同時，移民搬遷打破了搬遷戶原有的社會網(wǎng)絡(luò)，其在遷出地的社會資本在遷入地處于失效狀態(tài)[4]。因此，為鞏固易地扶貧搬遷有效脫貧的成果，保障貧困搬遷戶在遷入地的長期穩(wěn)定發(fā)展，需要結(jié)合中國易地扶貧搬遷人口的搬遷特征，梳理出影響搬遷戶社會融入更有效的驅(qū)動因素。

對于易地扶貧搬遷戶來說，社會融入是指搬遷戶單向地在遷入地的主動融入，反映了該群體在遷入地的包括經(jīng)濟、社區(qū)、文化、心理和身份融入等多個層面的適應(yīng)情況[5]。易地扶貧搬遷群體如何在遷入地實現(xiàn)社會融入，一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注和討論的熱點問題。國內(nèi)外學(xué)者對此進行了大量的有益研究，大致可以分為兩類：一是從搬遷戶的視角出發(fā)，分析了人力資本、社會資本、公共服務(wù)政策等因素對社會融入的影響。人力資本是影響搬遷戶在遷入地社會融入的主要因素之一，主要包括受教育程度、健康狀況和技能水平等。受教育程度決定了搬遷戶在遷入地取得工作的上限，受教育程度越高，工作越穩(wěn)定，收入相對越高，這會促進其在遷入地的社會融入[6]。健康的身體狀況無疑是任何經(jīng)濟行為的重要基礎(chǔ)，身體健康會影響每天的精力和心情，對社會融入有著重要的促進作用，良好的社會融入與積極的健康結(jié)果有關(guān)[7]。除受教育程度和健康狀況外，技能水平也是人力資本的重要方面，搬遷群體通過接受培訓(xùn)、學(xué)習(xí)新技術(shù)和經(jīng)驗積累等不斷累積人力資本，進而促進社會融入[8]。社會資本反映了搬遷戶家庭依賴社區(qū)而得到的支持和指導(dǎo)，社會資本會使他們對社區(qū)產(chǎn)生更大的認同感，從而增加社會融入的可能性，因此，在一個多民族的城市社區(qū)中，社會資本是成功實現(xiàn)移民社會融入和社區(qū)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵因素[9]。均等化的公共服務(wù)政策可能減少搬遷戶與原居民之間的福利差距和社會沖突，促進城市部門的資本積累、經(jīng)濟增長和社會融入進程[10]。換句話說，移民搬遷群體在剛進入遷入地時，其經(jīng)濟狀況處于相對劣勢，心理也較為敏感，生產(chǎn)、生活方式等還需進一步適應(yīng)，在某種程度上移民比原居民需要更加多樣化的、更有利的公共服務(wù)政策，而良好的社區(qū)政策環(huán)境是其社會融入的催化劑，能夠減少潛在社會沖突所導(dǎo)致的社會資源浪費，保障其社會融入[11]。二是從社交互動的角度，研究搬遷群體在遷入地的行為變化。盡管現(xiàn)有研究從多個角度分析了如何促進搬遷戶的社會融入，但忽略了社會融入是搬遷戶與原居民互動的過程，即外部環(huán)境和原居民對搬遷戶的影響[12]。也有部分研究關(guān)注到這一問題，例如有學(xué)者從搬遷戶居住位置的角度分析搬遷戶在遷入地的福利變化，并認為搬遷戶距離原居民越近，越可以加速搬遷戶在遷入地的適應(yīng)過程[13]。除了物理位置，也有研究發(fā)現(xiàn)如果搬遷戶與原居民存在較大的心理隔閡，可能會使搬遷戶逐漸遠離原居民，被動減少了自身可獲取資源的渠道，對其在遷入地勞動力市場產(chǎn)生不利影響[14]。此外，原居民對搬遷戶的融入產(chǎn)生較大的影響是排擠與偏見[15]，即遷入地居民對搬遷戶的接納程度會對搬遷戶各方面產(chǎn)生較大的影響[16]。

以上研究為本文的分析提供了有益參考，但還存在以下不足：一是在研究如何促進社會融入時，忽略了搬遷戶與原居民之間的互動和交往，并且對其中的驅(qū)動因素缺乏相關(guān)討論，而這是社會融入的重要內(nèi)容；二是社交距離對社會融入的相關(guān)研究還較少，并且缺乏較為嚴謹?shù)囊蚬治?，雖然有部分學(xué)者注意到物理距離、偏見程度等因素會對搬遷戶的經(jīng)濟行為產(chǎn)生影響，但未對相關(guān)概念進行系統(tǒng)的定義，也未從社會融入的視角在實證層面予以證明。因此，本文試圖從社交距離這一視角出發(fā)，基于中國易地扶貧搬遷貧困戶固有的特征，結(jié)合相關(guān)理論，分析社交距離對于社會融入的影響，并利用中國易地扶貧搬遷8省16縣2019年截面數(shù)據(jù)加以實證驗證，以期為搬遷戶在遷入地順利實現(xiàn)社會融入提供決策參考。

二、理論分析與研究假說

傳統(tǒng)社會融入理論認為，移民搬遷群體和遷入地原居民群體在經(jīng)歷接觸、沖突、適應(yīng)、融入4個階段后，大多數(shù)移民搬遷戶會接受遷入地的主流文化和生活方式[17]。由于歷史上大多數(shù)移民搬遷群體在人口數(shù)量上都遠遠低于遷入地原居民規(guī)模，搬遷戶都處于較弱勢的地位，基本會形成3種社會融入結(jié)果[18]：一是搬遷戶被當?shù)匚幕?，完全接受遷入地生活習(xí)慣、知識形態(tài)，并以大多數(shù)普通人的狀態(tài)融入社會；二是由于勞動力市場搶占、資源配置不均等問題，搬遷戶與當?shù)鼐用癜l(fā)生沖突，導(dǎo)致搬遷戶被排擠，淪為社會邊緣群體，他們無論是在權(quán)利還是在資源方面都處于劣勢地位；三是搬遷戶在與當?shù)厝私佑|的過程中，不斷重建自身的社會網(wǎng)絡(luò)，發(fā)揮原有人力資本優(yōu)勢，在遷入地轉(zhuǎn)變?yōu)榫⒕用瘛?/p>

由上可知，無論是哪種融入結(jié)果，其核心過程都有一個共同階段——接觸，即搬遷戶與原居民的接觸是社會融入的根本動力和核心基礎(chǔ)[19]。那么，接觸程度的前提是距離，社交距離的遠近決定了接觸的難易程度和頻率。因此，社交距離是可能影響貧困搬遷戶人力資本存量低、社會資本失靈導(dǎo)致社會融入緩慢的因素。

本文著重考察社交距離對搬遷戶社會融入的影響。這是因為社會融入相關(guān)研究較為強調(diào)搬遷戶與原居民的接觸和互動過程，本質(zhì)上是由社交距離的遠近所決定的[20]，即社交距離可能是解釋搬遷戶社會融入變化更為合理的因素。而現(xiàn)有研究在社交距離與社會融入相關(guān)的分析方面較為欠缺，本文的分析結(jié)論可彌補現(xiàn)有研究的不足。

在物理距離、心理距離以及受偏見程度等3種不同類型的社交距離中，物理距離對易地扶貧搬遷戶社會融入的影響最為直接。對本文而言，物理距離是指搬遷戶與原居民在空間和地理層面的遠近，反映的是搬遷戶與原居民在空間和地理層面相互接觸的難易程度。物理距離越近，搬遷戶與原居民在地理上接觸阻礙越小，越有利于搬遷戶融入社會[21]。俗語“近朱者赤，近墨者黑”便是刻畫物理距離與群體相互行為的典型代表[22]。值得注意的是，物理距離這一因素多與搬遷規(guī)劃方案相掛鉤，搬遷戶難以改變這一客觀事實。因此，從這個角度看，物理距離對易地扶貧搬遷戶的影響相對外生。

心理距離對易地扶貧搬遷戶社會融入的影響比較顯著。心理距離是指搬遷戶主觀上認為自己與原居民交往的難易程度。這一距離往往較難測度，但能反映搬遷戶主動接近原居民的自主動力。換句話說，心理距離的拉近往往意味著搬遷戶與原居民間的關(guān)系從陌生轉(zhuǎn)變?yōu)槭煜?，這與搬遷戶的社會融入息息相關(guān)[23]。此外，心理距離在社會融入層面對搬遷戶心理歸屬感和身份認同起引導(dǎo)作用，心理距離的變化意味著搬遷戶心理歸屬感和身份認同發(fā)生改變，而這些都是社會融入的重要過程[24]。

受偏見程度對搬遷戶社會融入的影響雖然沒有物理距離和心理距離那樣直觀，但其是制約搬遷戶融入原居民所在地的最大挑戰(zhàn)和主要障礙[25]。對本文而言，受偏見程度主要反映搬遷戶遭受來自遷入地原居民歧視和排擠的情況。受偏見程度越大，搬遷戶在遷入地面臨的潛在歧視越嚴重，社會融入的難度也越大。此外，原居民的偏見與歧視還在某種程度上會造成搬遷群體的內(nèi)部團結(jié)現(xiàn)象，從而進一步限制搬遷戶在遷入地融入原居民的進程[26]。

基于以上分析，本文提出如下假說：

H:社交距離是影響社會融入的重要因素，社交距離越大，社會融入水平越低。

H1:物理距離越近，越有利于搬遷戶的社會融入。

H2:心理距離越近，越有利于搬遷戶的社會融入。

H3:受偏見程度越深，越不利于搬遷戶的社會融入。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用課題組對于易地扶貧搬遷項目開展的跟蹤調(diào)研數(shù)據(jù)進行分析，具體樣本選取與數(shù)據(jù)介紹如下：首先，依據(jù)《全國“十三五”易地扶貧搬遷規(guī)劃》，充分參考易地扶貧搬遷人口的地理區(qū)域分布、政策區(qū)域分布、安置模式和搬遷模式分布等因素，最終選取甘肅、陜西、四川、湖北、湖南、貴州、云南及廣西壯族自治區(qū)為樣本省份。其次，按照地理分布、政策區(qū)域、搬遷規(guī)模等因素，在每個樣本省選擇2個縣，抽取15個來自武陵山片區(qū)、六盤山片區(qū)、秦巴山片區(qū)、滇桂黔石漠化片區(qū)和烏蒙山片區(qū)五大片區(qū)內(nèi)的縣(市)，以及1個五大片區(qū)以外的國家級扶貧重點工作縣，共計16個樣本縣(市)，包括：甘肅省(古浪縣、靖遠縣)，陜西省(西鄉(xiāng)縣、紫陽縣)，四川省(宣漢縣、劍閣縣)，湖北省(秭歸縣、建始縣)，湖南省(沅陵縣、平江縣)，貴州省(水城縣、威寧縣)，廣西壯族自治區(qū)(都安縣、田陽縣)，云南省(武定縣、宣威市)。最后，采取分層抽樣和隨機抽樣相結(jié)合的方法進行抽樣，參照搬遷人口和搬遷計劃，在每個樣本縣(市)選取2～3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選擇3個行政村或自然村，每個村隨機抽1～2個村民小組，每個小組隨機抽8戶建檔立卡貧困搬遷人口，并隨機匹配抽取1～2戶非貧困戶的同步搬遷人口。此外，為了保證樣本量的平衡，每個樣本縣(市)的樣本規(guī)模應(yīng)至少滿足120戶建檔立卡貧困搬遷人口和15戶非貧困同步搬遷人口。

課題組于2016年6—7月開展基期調(diào)研，2017年7月、2019年5月分別進行兩期跟蹤調(diào)查。本文使用的樣本主要來自2019年追蹤調(diào)研的截面數(shù)據(jù)，原因在于2019年距2015年易地扶貧搬遷啟動基期間隔3年時間，是觀測搬遷戶社會融入變化的較為合適的時間分段；2016年、2017年已搬遷戶不足500戶，樣本容量較少，而2019年已搬遷戶1231戶，可以較好地反映其社會融入狀況。本文將使用該1231戶已搬遷人口作為研究對象。

(二)模型設(shè)定、變量選取與描述性統(tǒng)計

1. 模型設(shè)定

為研究社交距離與社會融入間的因果關(guān)系，使用普通最小二乘(OLS)作為基準回歸的模型設(shè)定形式，考慮如下社交距離與社會融入的計量模型：

SIi=β0+β1SDi+β2Xi+εi

(1)

(1)式中，SIi表示搬遷戶的社會融入程度，核心解釋變量SDi為社交距離，在具體的回歸方程中分為物理距離、心理距離和受偏見程度3類。Xi為影響社會融入的一系列控制變量，包括搬遷戶的基本特征、人力資本、社會資本、家庭特征、搬遷政策等。

2. 變量選取與描述統(tǒng)計

(1)核心被解釋變量：社會融入程度。使用搬遷人口對自身社會融入的主觀評價進行測度，并標準化為0～100分。

(2)核心解釋變量：社交距離，包括物理距離、心理距離和受偏見程度。物理距離使用搬遷戶在遷入地距繁華集市的最短物理距離進行衡量；心理距離使用搬遷人口在與原居民交往的過程中是否擔心被騙的程度來衡量；受偏見程度采用搬遷人口在遷入地受到原居民偏見的主觀感受程度進行衡量。

(3)控制變量。參照社會融入相關(guān)研究，本文選取的控制變量包括：戶主特征變量(性別、年齡、是否黨員、是否干部)，家庭特征變量(家庭規(guī)模、勞動力比例)，人力資本(受教育年限、健康狀況、技術(shù)培訓(xùn))，社會資本(原有社會網(wǎng)絡(luò)、新增社會網(wǎng)絡(luò))，搬遷因素(安置方式、安置位置、搬遷時間)等。

具體的變量選取、定義及描述性統(tǒng)計如表1所示。

從核心被解釋變量來看，搬遷戶的平均社會融入程度較低，均值為48.189分。社交距離方面，搬遷戶距遷入地最近集市物理距離約為7.4公里，可見搬遷戶離較為熱鬧的集市距離較遠，這可能與安置區(qū)的建設(shè)位置有關(guān)。心理距離均值約為3分，說明搬遷戶與原居民間的心理距離較小，這可能與易地扶貧搬遷主要以村內(nèi)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)、縣內(nèi)安置有關(guān)。受偏見程度在遷入地受到原居民偏見的主觀感受程度約為4.9分，搬遷戶受到歧視與偏見的程度處于一般水平。

從人力資本水平來看，易地扶貧搬遷戶的受教育年限平均5年左右，基本為小學(xué)及以下水平，這就意味著搬遷戶憑借自身能力在遷入地很難獲得較好的工作崗位和經(jīng)濟回報，需要遷入地配套技術(shù)培訓(xùn)、就業(yè)扶持等。健康狀況是最基本的人力資本，健康的體魄是勞動力發(fā)揮作用的前提，61.7%的搬遷戶身體健康，仍有較大比例的搬遷戶身體不太健康，因病致貧也是貧困的主要原因之一。移民搬遷群體在遷入地賴以生存的重要人力資本是技術(shù)水平，易地扶貧搬遷也充分考慮到這一因素，為所有搬遷戶進行不同類別的技術(shù)培訓(xùn)及職業(yè)培訓(xùn)等。從數(shù)據(jù)看，搬遷戶平均參加技術(shù)培訓(xùn)次數(shù)在1次以上，雖然保障了每人都參加過培訓(xùn)，但次數(shù)較少。

移民搬遷群體在遷入地的另一依賴的重要因素是社會資本，由于搬遷戶原有的社會網(wǎng)絡(luò)在遷入地可能失去作用，在遷入地新結(jié)識的社會網(wǎng)絡(luò)則可能會更加關(guān)鍵。從個人和家庭特征來看，樣本是針對戶主進行問卷調(diào)查的，以男性為主。搬遷戶以中老年人為主，平均年齡55歲左右。黨員比例和干部比例均不足10%，搬遷戶參與黨組織與基層管理工作比例較小。搬遷戶家庭人口數(shù)量為4人左右，勞動力占比66%，平均來看搬遷戶家庭大多以2～3個勞動力為主。

從搬遷因素來看，主要以集中安置為主，占比75.5%，這也與“十三五”易地扶貧搬遷規(guī)劃中的76.4%接近，進一步證明了樣本選取的合理性。城鎮(zhèn)安置是主要的位置選擇，占比65.9%，其可為搬遷戶提供更優(yōu)越的社會經(jīng)濟環(huán)境。在不考慮項目成本的情況下，城鎮(zhèn)安置是較好的安置方式。截至2019年，搬遷戶平均搬遷時間為16個月左右。

表1 變量界定與描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)基準回歸

表2匯報了截面數(shù)據(jù)OLS模型的估計結(jié)果，模型(1)—模型(3)分別是物理距離、心理距離和受偏見程度對社會融入的估計結(jié)果，模型(4)是三類社交距離變量同時對社會融入回歸的結(jié)果。從表2可以看出，無論是單個社交距離變量進入回歸，還是3個社交距離變量同時進入回歸，物理距離、心理距離、受偏見程度的估計系數(shù)均為負，并且通過1%的顯著性水平檢驗。這表明社交距離越遠，社會融入程度越低，即社交距離的增加阻礙了搬遷戶在遷入地的社會融入。三類社交距離同時放入回歸方程時，其回歸系數(shù)相較于分別進入回歸方程時存在差異，但符號相同，僅存在數(shù)值差異且差異較小。因此，3個社交距離變量間可能存在的因果關(guān)系對回歸結(jié)果的影響不大。

控制變量回歸結(jié)果的符號和顯著性水平符合本文的預(yù)期，且較為穩(wěn)健。首先，在人力資本方面，以貧困戶為主的搬遷戶擁有較低的人力資本水平，描述性統(tǒng)計結(jié)果已顯示搬遷戶的平均受教育程度在小學(xué)5年級，而回歸結(jié)果中受教育程度始終不顯著，可見貧困戶的社會融入需要其他類型的人力資本發(fā)揮作用。從貧困戶自身來說，健康狀況在1%顯著性水平下為正，健康的體魄是搬遷戶融入社會的基礎(chǔ)條件；從遷入地配套扶持政策來看，搬遷戶參加技術(shù)培訓(xùn)對社會融入有顯著的促進作用，這也與相關(guān)研究的結(jié)論一致[27]，技術(shù)水平是決定搬遷戶社會融入的重要因素之一。

其次，在社會資本方面，本文的研究結(jié)論與已有研究和現(xiàn)實情況一致。由于搬遷改變了搬遷戶的居住環(huán)境，其在遷出地原有的社會資本很難發(fā)揮作用，甚至出現(xiàn)失靈，這也與本文的回歸結(jié)果一致，原有社會網(wǎng)絡(luò)的估計系數(shù)始終不顯著。而與之相對應(yīng)，在遷入地新結(jié)識的社會網(wǎng)絡(luò)對社會融入有顯著的促進作用，社會網(wǎng)絡(luò)為搬遷戶提供了獲取資源和適應(yīng)生存的渠道。在個人特征及家庭特征方面，對比人力資本與社會資本，性別、年齡、黨員身份、干部身份這些個人特征無法對搬遷戶的社會融入起到促進作用。家庭特征對于社會融入的促進作用則更為明顯，家庭規(guī)模、家庭勞動力比例均在1%的顯著性水平下為正。

最后，作為搬遷的重要決定因素，搬遷政策因素對社會融入的影響也十分重要。安置類型在1%的顯著性水平下為負，說明集中安置阻礙了搬遷戶的社會融入，這可能與相關(guān)研究在群體移民活動中發(fā)現(xiàn)的“內(nèi)部團結(jié)”現(xiàn)象相似，即集中安置區(qū)內(nèi)部會形成資源利益統(tǒng)一整合的現(xiàn)象，減少甚至拒絕與遷入地原居民的交流與相處，典型的如美國的墨西哥移民形成的貧民窟，華人移民形成的唐人街等[28]。安置位置在1%的顯著性水平下為正，說明安置到城鎮(zhèn)更有利于搬遷戶的社會融入，在不考慮政策成本的情況下，城鎮(zhèn)安置應(yīng)是易地扶貧搬遷解決搬遷戶社會融入問題的主要手段，這依賴于城鎮(zhèn)地區(qū)相對優(yōu)越的社會經(jīng)濟環(huán)境和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，因為經(jīng)濟基礎(chǔ)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可能會給予搬遷戶更好的選擇和機遇，促進其更快、更好地適應(yīng)遷入地生活。搬遷時間是決定搬遷戶社會融入程度的另一因素，搬遷時間越久，社會融入也越順利。

(二)內(nèi)生性討論與處理

本文的核心解釋變量社交距離分為物理距離、心理距離和受偏見程度，如果同時進入回歸方程，內(nèi)生性將較為復(fù)雜且工具變量不好統(tǒng)一，因此，將3類變量分開進行內(nèi)生性討論與處理。

在搬遷時，安置方式和安置位置已經(jīng)決定了搬遷戶與原居民間的物理距離，因此可以認為物理距離與社會融入之間較為外生，但是由于遺漏了心理距離和受偏見程度，存在遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，需要選取合適的工具變量予以解決。本文選取家庭所在位置海拔高度和所在安置區(qū)安置規(guī)模作為物理距離的工具變量，因為海拔高度和安置區(qū)規(guī)模會影響搬遷的規(guī)劃和位置，即以上兩個工具變量與搬遷戶和原居民間物理距離相關(guān)，滿足工具變量相關(guān)性的要求。同時，選取的工具變量相對外生，不會直接影響搬遷戶的社會融入，在一定程度上滿足工具變量相關(guān)性和外生性的基本要求。

心理距離和受偏見程度2個變量在對社會融入進行回歸時，除了存在遺漏變量問題外，還存在較明顯的反向因果關(guān)系。例如，隨著心理距離的變化，社會融入會相應(yīng)產(chǎn)生變化，當社會融入得到促進或阻礙時，又會反過來影響搬遷戶與原居民的心理距離，因此存在由反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，受偏見程度與社會融入之間同樣如此。工具變量的選取以心理距離為例，本文選取搬遷戶所在安置區(qū)或村內(nèi)其他搬遷戶與原居民的心理距離，和遷入地易地扶貧搬遷后續(xù)幫扶相關(guān)政府文件或新聞中，心理距離相近字詞出現(xiàn)的次數(shù)作為工具變量。原因是其他搬遷戶與原居民間的平均心理距離會對搬遷戶自身與原居民的心理距離產(chǎn)生影響，但其他搬遷戶的心理距離不會對其社會融入產(chǎn)生影響，政府文件或新聞中心理距離相近字詞出現(xiàn)的次數(shù)同樣不會直接對社會融入產(chǎn)生影響，但可能會影響搬遷戶的心理距離，因此選取的2個工具變量符合工具變量的相關(guān)性和外生性的要求。受偏見程度作為解釋變量時，工具變量選取的是除自身以外安置區(qū)或村內(nèi)其他搬遷戶的平均受偏見程度，以及遷入地易地扶貧搬遷后續(xù)幫扶相關(guān)政府文件或新聞中受偏見程度相近字詞出現(xiàn)的次數(shù)，原理與心理距離類似，故在此不再贅述。

物理距離回歸方程中使用的兩個工具變量，以及心理距離和受偏見程度回歸方程中的除自身平均程度來自調(diào)研數(shù)據(jù)，而心理距離與受偏見程度相近字詞出現(xiàn)的次數(shù)來自“爬蟲抓取+文本分析”得到的數(shù)據(jù)。具體做法是：第一，利用python的requests方法抓取百度新聞中樣本縣關(guān)于易地扶貧搬遷后續(xù)扶持的相關(guān)政策或新聞的數(shù)據(jù)，16個縣共采集80頁搜索結(jié)果；第二，利用beautifulsoup將html轉(zhuǎn)化為純文本，并利用ip池規(guī)避網(wǎng)站反爬蟲，最終獲取各樣本地區(qū)的文本文件；第三，使用python對各地區(qū)文本文件進行文本分析，分別將心理距離和受偏見程度相近字詞出現(xiàn)的頻次進行計數(shù)和加總，最終生成關(guān)于地區(qū)的工具變量數(shù)據(jù)。其中，心理距離的相近字詞選取為“心理距離、心理、信任、心連心”，受偏見程度相近字詞選取規(guī)則為“受偏見程度、偏見、公平、歧視”。各地區(qū)通過爬蟲抓取和文本分析獲取的數(shù)據(jù)如表3所示。

表3 心理距離、受偏見程度相近字詞字頻統(tǒng)計

在回歸之前，本文對所選取的工具變量進行了檢驗，表4匯報了工具變量的相關(guān)檢驗結(jié)果，其中模型(1)—模型(3)分別是3類社交距離對應(yīng)的工具變量的檢驗結(jié)果。

表4 社交距離對社會融入的影響——工具變量檢驗結(jié)果

從不可識別來看，3個模型Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量對應(yīng)的p值均至少在5%水平上顯著，拒絕“不可識別”的原假設(shè)，所選取的工具變量符合秩條件成立的基本要求。從弱工具變量檢驗來看，Cragg-Donald Wald統(tǒng)計量均大于10%偏誤下的臨界值，拒絕“存在弱工具變量”的假設(shè)。在過度識別檢驗方面，Hansen J統(tǒng)計量對應(yīng)的p值均不顯著，意味著接受“所有工具變量均外生”的原假設(shè)，符合外生性的要求。綜上所述，本文所選取的工具變量通過了相關(guān)計量檢驗后，在一定程度上可以解決遺漏變量和互為因果關(guān)系而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。本文使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行回歸，具體的回歸結(jié)果見表5，與基準回歸一致，模型(1)—模型(3)分別是物理距離、心理距離和受偏見程度作為核心解釋變量的回歸結(jié)果。

表5 社交距離對社會融入的影響——兩階段最小二乘(N=1231)

物理距離、心理距離、受偏見程度均至少在10%以上的顯著性水平下為負，與表2基準回歸的結(jié)論保持一致。當考慮了遺漏變量，以及社交距離與社會融入間可能存在反向因果關(guān)系而導(dǎo)致內(nèi)生性問題的情況下，社交距離增加會阻礙搬遷戶社會融入這一結(jié)論是顯著的且穩(wěn)健的。

五、異質(zhì)性分析

基準回歸中，無論是OLS還是考慮內(nèi)生性的2SLS的回歸結(jié)果均表明，社交距離與社會融入二者呈現(xiàn)顯著且較為穩(wěn)健的負向關(guān)系，即社交距離的增大在不同程度阻礙了搬遷戶的社會融入。為了進一步分析社交距離對社會融入的影響在不同群體中是否存在異質(zhì)性，本文從安置政策和搬遷戶特征2個方面進行異質(zhì)性分析。

在基準回歸中，與搬遷政策有關(guān)的安置方式和安置位置兩個變量始終表現(xiàn)出穩(wěn)健的顯著性，說明不同的搬遷政策可能導(dǎo)致社交距離對社會融入存在異質(zhì)性。一方面，安置方式分為集中安置和分散安置。集中安置往往根據(jù)遷入地社會經(jīng)濟發(fā)展布局，建設(shè)有利于移民發(fā)展的大型安置區(qū)；分散安置將搬遷戶插花分布于原居民內(nèi)部，其居住模式和生活環(huán)境與原居民存在較大差異。因此，社交距離對這兩類安置群體的社會融入可能會存在一定的異質(zhì)性。另一方面，安置位置可以分為安置到城鎮(zhèn)和安置到鄉(xiāng)村。這兩類搬遷群體面對城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村完全不同的生活環(huán)境時，其社會融入也會存在一定的異質(zhì)性[29]。

此外，由表1可知，易地扶貧搬遷戶平均年齡為55歲，且平均受教育程度為5年左右，那么社交距離對社會融入的影響是否存在代際差異及人力資本回報差異？本文將通過搬遷戶年齡和受教育程度兩個方面進行分析。

因此，本文的異質(zhì)性分析具體包括安置方式、安置位置和搬遷戶特征3個方面，為方便分析與比較，將物理距離、心理距離和受偏見程度分開回歸，并且均使用兩階段最小二乘進行回歸，具體工具變量的選擇與檢驗與表5保持一致，在此不再贅述。本文的異質(zhì)性分析使用解釋變量與異質(zhì)性分析變量的交互項進行解釋，在控制社交距離和異質(zhì)性分析所關(guān)注變量的同時，加入社交距離分別與安置方式、安置位置、搬遷戶特征的交互項進行回歸。相較于分組回歸，使用交互項進行異質(zhì)性分析的好處是不需要做組間系數(shù)差異檢驗，只需要解釋交互項的回歸系數(shù)即可。

表6 社交距離對社會融入的影響——異質(zhì)性分析(N=1231)

表6匯報了三類社交距離基于安置方式、安置位置和搬遷戶特征的異質(zhì)性分析。從安置方式來看，安置方式與三類社交距離的交互項均顯著為負，這說明社交距離對搬遷戶社會融入的阻礙作用在分散安置戶中更大，即分散安置戶更依賴于社交距離的變化。對于安置位置來說，安置方式與三類社交距離的交互項的系數(shù)均為正且通過顯著性檢驗，這表明相較于鄉(xiāng)村安置，城鎮(zhèn)安置更依賴于縮短社交距離以增加社會融入。安置政策與社交距離交互項的回歸結(jié)果表明，地方政府在促進搬遷戶社會融入時更應(yīng)關(guān)注分散安置戶與城鎮(zhèn)安置戶與原居民間的社交距離變化。

從社交距離與年齡交互項的回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，年齡越大，心理距離和受偏見程度對于社會融入的阻礙作用越大，即心理距離和受偏見程度對于社會融入的阻礙作用更大與年齡呈正相關(guān)。即相較于老年人群體，年輕群體更容易打破社交距離的限制，社交距離對社會融入的影響存在代際差異。因此，地方政府在制定易地扶貧搬遷相關(guān)后續(xù)扶持政策時，應(yīng)給予老年人群體更多的關(guān)注和保障。

受教育程度與社交距離的交互項顯著為正，表明心理距離對于社交距離的影響與受教育程度呈正相關(guān)，這也與部分學(xué)者的研究結(jié)論一致：受教育程度越高的搬遷戶在社會融入過程中往往更容易產(chǎn)生心理隔閡[30]。這是由于受教育程度越高的群體，在遷入地可選擇的機會就越多，相較于受教育程度較低的群體更容易產(chǎn)生“逃離”心理，而對于在勞動力市場中沒有優(yōu)勢的低受教育程度群體，則往往需要接受現(xiàn)實，主動接近原居民以獲取更好的生存環(huán)境。

六、研究結(jié)論與政策建議

如何確保易地扶貧搬遷戶在遷入地“搬得出，穩(wěn)得住，能致富”是保障脫貧攻堅勝利果實的重要方面。隨著易地扶貧搬遷項目最初階段搬遷工程的全面完成，易地扶貧搬遷當下任務(wù)重心已逐步向搬遷戶遷入地后續(xù)扶持轉(zhuǎn)移，其中如何保障搬遷戶在遷入地的社會融入，對于易地扶貧搬遷項目成敗具有重大意義。本文基于2019年8省16縣易地扶貧搬遷戶的一手微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，從理論和實證上分析了社交距離對搬遷戶社會融入的影響。研究結(jié)果表明，社交距離是影響搬遷戶在遷入地社會融入程度的重要因素，物理距離、心理距離、受偏見程度均對社會融入有顯著的負向影響且結(jié)果較為穩(wěn)健，使用工具變量解決可能存在的內(nèi)生性問題后結(jié)論依然成立。此外，社交距離對社會融入的影響存在一定異質(zhì)性，因不同安置政策和搬遷戶特征表現(xiàn)出不同的影響，社交距離的增大對社會融入的阻礙作用對于分散安置戶和城鎮(zhèn)安置戶更大。

我國易地扶貧搬遷人口在遷入地的社會融入主要面臨以下問題：一是貧困搬遷戶自主融入社會動力不足，缺乏有效引導(dǎo)，較為依賴社交距離等外界因素，而社交距離不是搬遷戶單方面可以改變的；二是貧困搬遷戶由于較低的人力資本、脆弱的社會網(wǎng)絡(luò)，在搬遷地勞動力市場和社會生活中處于弱勢地位，需要更多后續(xù)扶持政策的支持，否則容易再次返貧；三是以集中安置為主的易地扶貧搬遷，很可能由于遷入地原居民與搬遷戶社交距離的增加，為保護自身的權(quán)益形成“內(nèi)部團結(jié)”現(xiàn)象，最終與原居民形成“對抗”，不利于遷入地長期的穩(wěn)定。

一方面，傳統(tǒng)社會融入理論強調(diào)社會融入是搬遷戶與原居民在生活習(xí)慣、經(jīng)濟條件等方面不斷接近的過程，而這個過程離不開搬遷戶與原居民的接觸和交往，如果在這個過程中正常的接觸和交往因為社交距離過大而受影響，搬遷戶并不能最終達到遷入地原居民的主流中層階層水平，最終演化為邊緣群體或貧困群體，與易地扶貧搬遷政策初衷相違背。另一方面，在搬遷戶缺乏良性的接觸、互動的前提下，加上以集中安置為主的安置方式，會使搬遷戶出于保護自身權(quán)益而形成“內(nèi)部團結(jié)”，用以對抗來自遷入地原居民的偏見，這會使得搬遷戶與原居民長期處于對立狀態(tài)，既無法達到傳統(tǒng)社會融入理論強調(diào)的均衡狀態(tài)，也與部分同化理論中三類融入結(jié)果不盡相同，而是形成一種類似于西方社會“唐人街”的社會融入現(xiàn)象。

因此，加強搬遷戶與原居民的接觸、交往是保障搬遷戶順利實現(xiàn)社會融入的重要方面，本文根據(jù)研究結(jié)論提出以下政策建議：第一，加強對易地扶貧搬遷戶的后續(xù)扶持力度，通過技術(shù)培訓(xùn)和職業(yè)培訓(xùn)提升人力資本水平，保障貧困戶的有效脫貧；第二，加強搬遷戶與原居民的交往和互動，通過舉辦文化娛樂活動、相親活動等形式，促進搬遷戶與原居民有效交往并拉近心理距離，消除搬遷戶與原居民間的心理隔閡；第三，為搬遷戶營造公平、公正的生活環(huán)境，對原居民進行積極引導(dǎo)，消除對搬遷后的歧視與偏見，避免雙方因利益糾紛而發(fā)生矛盾。