改革开放初期，流动人口迁移以个人为主体，少数家庭成员先行流动，寻找就业机会和经济来源，其他家庭成员则留守农村^[1]。因此该时期对流动人口迁移的研究多基于新古典经济理论，立足于个体视角。20世纪90年代，家庭化迁移逐渐成为我国流动人口迁移的重要趋势^[2-5]，且在我国“以人为本”的新型城镇化进程下，学界日益关注流动人口迁移带来的社会效应，如流动人口非家庭化迁移导致的留守夫妻婚姻关系恶化、留守儿童家庭教育缺失、留守老人养老困难等，因而以家庭为主要分析单元、着眼于新移民经济理论的流动人口家庭化迁移逐渐成为学界的重要关注点。

对家庭化迁移的研究主要包括三个方面：一是迁移水平测量。有学者提出用流动人口携带家庭成员的数量度量^{[6, 7]}，也有学者认为用非举家迁移（未携带或携带部分家庭成员）和举家迁移/家庭化迁移（携带全部家庭成员）^[8]衡量，或将非举家迁移细化为非家庭化迁移（未携带任何家庭成员）和半家庭化迁移（携带部分家庭成员）^[9]；二是迁移模式研究。段成荣将家庭化迁移模式分为四个阶段：单个人独自流入阶段、夫妻共同流动阶段、核心家庭化阶段和举家迁移阶段，并指出我国人口流动现已完成第二阶段，第三阶段即核心家庭化进程十分明显^[10]。另有学者通过对流动人口核心家庭的研究，将家庭化迁移模式分为夫妻一方单独流动、夫妻一方携带子女流动、夫妻与子女分居和举家迁移四种类型^[11]；三是影响因素研究。主要包括个人社会经济属性、家庭禀赋和家庭户特征、家庭生命周期，以及迁入地特征等。

家庭生命周期理论由Sorokin、Zimmermann和Galpin首次提出，用来描述家庭内发生的一系列生命事件，如婚姻、生育、子女离家、死亡等^[12]。

杨菊华等根据家庭生命周期，将核心家庭分为未育夫妻家庭、夫妻和未婚子女家庭、未婚者与父母家庭^[8]三类，分别代表核心家庭的形成期、扩张期和逐渐萎缩期。家庭生命周期对家庭化迁移有着较大的影响，国外对这方面的研究较为深入，例如研究了家庭生命周期对家庭迁移率^[13]和迁移距离^[14]等的影响。国内基于该理论的流动人口家庭化迁移研究则较少，大多集中在验证家庭生命周期对家庭化迁移的影响上^[11]，对处于不同阶段流动人口家庭的异质性考虑不足。

珠三角利用制度、区位等优势深度参与全球生产分工，吸引了大量外来人口，成为中国城市群中流动人口大量集聚，同时集聚程度仍在显著上升的典型地区^[15]。本文基于家庭生命周期理论，在我国流动人口核心家庭化阶段的背景下，以珠三角流动人口核心家庭为研究对象，探讨处于不同家庭生命周期的流动人口的基本属性和家庭化迁移特征，以及家庭化迁移的影响因素，以期丰富家庭生命周期理论在我国流动人口家庭化迁移方面的研究，为推进我国“以人为本”的新型城镇化提供参考。

2017年5—10月，本课题组在珠三角6个核心城市（广州、佛山、深圳、东莞、珠海、中山）进行了流动人口配额问卷调查。调查严格按照各城市人口规模、人口净流入数量等分配各城市问卷调研数量，问卷设计包括流动人口户籍、就业、家庭、城市居住、休闲等多方面，结合随机抽样、分层抽样和滚雪球抽样方法，共发放问卷2450份，有效问卷2416份，有效率达98.61%。本文借鉴相关文献，抽取核心家庭样本，包括未育夫妻、夫妻和未婚子女（未婚子女为18岁以下仍在读书但不在上大学的子女）、未婚者（未婚者已有工作，且逐渐成为家庭主体）与父母三类家庭^[8]（以下分别简称为Ⅰ类、Ⅱ类和Ⅲ类家庭），共得到2067个样本。

首先采用单因素方差分析方法了解处于不同家庭生命周期的三类核心家庭的基本属性和家庭化迁移特征是否存在显著差异，并通过描述性统计具体分析这些特征的异同。其次以流动人口迁移的家庭化程度为因变量，以个人特征、家庭特征、经济职业属性、社会保障与生活为自变量（具体变量说明详见表 1），运用二元logistic回归，分析处于不同家庭生命周期流动人口家庭化迁移的影响因素。

表 1(Tab. 1

表 1 指标选取 Tab.1 Indexes Selection

表 1 指标选取 Tab.1 Indexes Selection

性别假设：女性最重要的角色即家庭照料者，所以有女性外出劳动的家庭更倾向于进行家庭化迁移，以实现对家庭的照料^[16]。但也有研究认为，男性更有可能进行家庭化迁移，因为男性往往是家庭收入的主要来源，因而一般担任家庭化迁移中的先行者^[17]。本文认为，对于流动人口家庭，女性多留守于农村，Ⅰ类家庭中若女性迁移，则往往代表着该类家庭已完成家庭化迁移。此外，相比于Ⅲ类家庭中年纪尚轻的父母，Ⅱ类家庭中的未婚子女更需要女性的照顾。Ⅲ类家庭中，男性劳动者的外出对家庭化迁移的作用更为突出。综上所述，提出假设1-1：在Ⅰ类和Ⅱ类家庭中，女性对家庭化迁移的影响更突出。对于Ⅲ类家庭，男性对家庭化迁移的影响更突出。

年龄假设：年龄越大，经济、社会财富等积累越多，越有能力进行家庭化迁移^{[16, 18]}。同时有研究认为，新生代流动人口较上一代具有更强的适应性与长期居留意愿，因此家庭化迁移程度更高。由于本文研究的三类家庭大多属于新生代流动人口家庭，因此提出假设1-2：对于三类家庭，流动人口年龄越大，越易形成家庭化迁移。

受教育程度假设：个体受教育程度越高，越容易获得在流入地的就业机会及较高收入，带动家庭成员迁移的能力越强^[14]。但也有研究认为，受教育程度越高，在市场流动中可能会获得更大收益，而家庭化迁移会降低流动的速度，因此具有更高受教育程度的流动人口并不倾向于进行具有定居倾向的家庭化迁移^{[16, 18, 19]}。此外也存在认为受教育程度对家庭化迁移没有显著影响的研究^[9]。本文认为，受户籍制度和城市教育政策等影响，流动人口子女在流入地接受教育存在较大困难，甚至不得不进入师资力量和教学设施落后的农民工子弟学校^[20]，频繁更换学校的难度更大，也不利于其更好地学习和融入城市生活。因此，相比于Ⅰ类和Ⅲ类家庭，出于对子女教育的考虑，Ⅱ类家庭中个体受教育程度越高，越注重子女的教育，并不会越倾向于在市场中流动，教育对其获得更高收入的影响更大，因此提出假设1-3：在Ⅰ类和Ⅲ类家庭中，个体受教育程度越高，家庭化迁移可能性越小；在Ⅱ类家庭中，个体受教育程度越高，家庭化迁移可能性越大。

户口性质假设：不同户口类型的流动人口家庭迁居决策存在显著差异，相对于非农户籍人口，农业户籍家庭迁居后生活水平更容易提高，这与城乡收入差距密切相关^{[16, 18]}。也有实证研究表明，非农户籍人口比农业户籍人口有更好的适应能力及社会保障，家庭化迁移的可能性更高^[9]。由于户口性质和家庭化迁居的关系并不明确，本文暂且提出假设1-4：对于三类家庭，非农户籍人口家庭化迁移可能性更高。

迁入时长假设：迁入时间越长，在流入地的经济、社会积累等越多，家庭化迁移的可能性越高^[13]。因此提出假设1-5：对于三类家庭，迁入时间越长，家庭化迁移程度都越高。

家庭规模假设：家庭规模越大、儿童数量越多，在流入地的社会经济成本就越高，形成举家迁移的统一意愿越难，即难以形成全部家庭成员的迁移^[9]。城乡收入差距吸引了大量流动人口迁入城市，珠三角地区作为我国经济最发达的城市群之一，工作收入与农村的差距更大，对流动人口的吸引力更大。相对于未婚子女，未育配偶与未婚者的父母大多具有一定劳动能力，其迁入往往能获得更大的家庭收益，家庭化迁移受家庭规模的抑制作用影响更小。因此提出假设2-1：家庭规模越大，家庭化迁移可能性越小。假设2-2：家庭规模对家庭化迁移的抑制作用对Ⅱ类家庭的影响更大。

家庭资本假设：家庭在迁出地的经济资本对家庭化迁移决策具有负向作用^[1]。本文以老家是否有住房和是否有耕地衡量家庭经济资本，提出假设2-3：对三类家庭而言，若老家有住房，家庭化迁移可能性更低。假设2-4：老家有耕地，家庭化迁移可能性也更低。

工作类型假设：工商个体的灵活性导致流动人口家庭更易做出提高家庭迁居水平的决策^[18]。本文认为，相对于打工，在政府机关、事业单位工作稳定性更强，自雇的工作强度和时间可控性更高，有利于流动人口照顾家庭，促进家庭化迁移，而Ⅱ类家庭中的未婚子女更需要父母在学习和生活上的照料。因此提出假设3-1：在政府机关、事业单位工作和自雇的流动人口，家庭化迁移可能性更高。假设3-2：工作类型对Ⅱ类家庭的家庭化迁移影响更大。

职业假设：相对于服务人员，经商人员提升家庭迁居水平的可能性更大，技术管理、生产人员的家庭迁居决策则无显著差异^[18]。本文认为，相对于服务人员，生产人员和技术人员的工作强度往往更大，不利于家庭照料。经商人员往往以自雇为主，具有更大的工作弹性，更有利于照顾家庭，促进家庭化迁移。同时与性别和工作类型假设类似，Ⅱ类家庭中的未婚子女对父母照料的要求更高。因此提出假设3-3：技术管理人员、生产人员的家庭化迁移可能性更低，经商人员和服务人员的家庭化迁移可能性更高。假设3-4：职业对Ⅱ类家庭的家庭化迁移影响更大。

工作时长假设：工作时间越长，越没有照顾家庭的时间和精力。同时随迁的未婚子女更需要父母的照顾。因此提出假设3-5：工作时间越长，家庭化迁移可能性越小。假设3-6：工作时长对Ⅱ类家庭的影响更大。

社会融入假设：在流入地的社会融入对流动人口留居意愿的影响较大，留居意愿越强，越有可能进行家庭化迁移^[21]。本文用与本地人来往的频率衡量流动人口的社会融入，提出假设4-1：对于三类家庭，与本地人来往频率越高，家庭化迁移可能性越大。

社会保障假设：社会保障程度越高，流动人口越倾向于留在流入地，因而更有家庭化迁移的意愿^[21]。相对于Ⅰ类家庭和父母尚年轻的Ⅲ类家庭，出于对子女教育的考虑，Ⅱ类家庭对流入地社会保障的要求更迫切。本文以流动人口在本地缴纳的“五险一金”数衡量社会保障程度，提出假设4-2：在本地缴纳的“五险一金”数越多，社会保障程度越高，家庭化迁移可能性越大。假设4-3：社会保障程度对Ⅱ类家庭的影响更大。

根据单因素方差分析，三类家庭基本属性的同质性（p ≥ 0.05）与差异性（p < 0.05）并存（如表 2）。同质性主要体现在：三类家庭都以农业户口、老家有住房和耕地为主，其中拥有住房的比例明显高于拥有耕地比例，这与部分农村家庭已不从事农业生产有关。三类家庭的每周工作时长相当，分别为49.57、50.87和50.50小时。

表 2(Tab. 2

表 2 不同家庭生命周期流动人口的基本属性 Tab.2 Basic Attributes of Floating People in Different Family Life Cycle Stages

表 2 不同家庭生命周期流动人口的基本属性 Tab.2 Basic Attributes of Floating People in Different Family Life Cycle Stages

表 3(Tab. 3

表 3 不同家庭生命周期流动人口的家庭化迁移特征 Tab.3 Family Migration Characteristics of Floating People in Different Family Life Cycle Stages

表 3 不同家庭生命周期流动人口的家庭化迁移特征 Tab.3 Family Migration Characteristics of Floating People in Different Family Life Cycle Stages

相较于同质性，三类家庭基本属性的差异性更为突出。个人特征方面，Ⅰ、Ⅱ和Ⅲ类家庭受访者的平均年龄分别为30.43岁、38.02岁和24.97岁。Ⅱ类家庭受访者的平均受教育年限最短，与其年龄最大、得到的教育资源相对有限有关，Ⅰ、Ⅲ类家庭受教育程度相当。Ⅱ类家庭平均迁入时间最长，扎根最久，为10.44年，其次为Ⅰ类家庭（6.25年）和Ⅲ类家庭（3.79年）。家庭特征方面，三类家庭的家庭规模分别为2、3—6和2—3人，其中Ⅱ类家庭受计划生育政策、现代生育观念等影响，以3、4人小家庭为主。经济职业方面，三类家庭都以打工并领工资为主，大多从事服务性工作。但随着年龄的增长，自雇的比例逐渐升高，从事辛劳程度较低的服务业的比例逐渐降低。其中，Ⅱ类家庭自雇比例最高，具有最强的自我经营意愿和能力，同时从事劳累程度更高的生产性工作的比例也最高，可见不同年龄段、不同家庭生命周期的流动人口的就业意愿、能力和行为差异。Ⅱ类家庭的工作时间稍长，与其在政府机关、事业单位工作的比例最小有关，同时因其自雇比例最高，在抚养未婚子女的压力下，往往选择延长工作时间以获得更高收入。社会保障与生活方面，Ⅰ类家庭最常与本地人交往，Ⅱ类家庭的交往程度则最低，可见子女对流动人口的社会交往存在一定抑制作用。三类家庭都以完全没有缴纳和完全缴纳“五险一金”为主，存在明显的两极分化现象。Ⅱ类家庭缴纳程度最低，社会保障程度最差，可能原因有两点：一是他们自雇的比例最高，相对于在国家机关、事业单位和其他打工企业工作，缴纳社会保障金的强制性最弱；二是他们需要抚养子女，家庭负担更大，更有到社会保障较差但收入稍高的企业工作的意愿。Ⅰ类家庭得到的社会保障程度则最高。

不同家庭生命周期流动人口的家庭化迁移特征，包括家庭化迁移程度、几代户迁移和几人户迁移特征存在明显差异。Ⅰ类家庭以非家庭化迁移为主，占75.7%，夫妻分居现象显著。Ⅱ类家庭以举家迁移为主，占42.9%，明显高于Ⅰ类家庭，子女对家庭化迁移、维持家庭完整性的积极作用可见一斑；其次为半家庭化迁移和非家庭化迁移，分别占36.5%和20.6%。51.4%为二代户迁移，说明8.5%（51.4%— 42.9%）为夫妻一方带子女迁移，夫妻共同迁移的比例为28.0%（36.5%—8.5%），表现出明显的代际分批迁移态势。Ⅲ类家庭中超过八成为非家庭化迁移，比Ⅰ类家庭高出4.6%，可见相对于与配偶共同迁移，流动人口更不会携父母迁居。

首先对所有变量进行共线性分析，结果显示VIF < 10，各变量间不存在共线性，可以运用到模型中。三类家庭的二元logistic回归模型的Hosmer—Lemeshow检验显著性分别为0.233、0.397和0.473，不拒绝模型拟合的原假设，模型适配（表 4）。

表 4(Tab. 4

表 4 不同家庭生命周期流动人口家庭化迁移影响因素分析 Tab.4 Influencing Factors of Floating People's Family Migration in Different Family Life Cycle Stages

表 4 不同家庭生命周期流动人口家庭化迁移影响因素分析 Tab.4 Influencing Factors of Floating People's Family Migration in Different Family Life Cycle Stages

性别、受教育程度和户口性质对三类家庭的家庭化迁移影响都不显著，拒绝假设1-1、1-3和1-4，可能是受到中介效应的抵消作用影响。年龄对Ⅰ类家庭的家庭化迁移影响不显著；对Ⅱ、Ⅲ类家庭，流动人口年龄越大，家庭化迁移的可能性反而越低，与假设1-2相反。对Ⅱ类家庭而言，年龄每增加一个单位，家庭化迁移概率降为原来的97.3%，可能原因是流动人口年龄越大，其子女年龄也往往越大，对父母照料的需求越低；同时年级越高，在城市接受教育的限制越多，难度也越大，如异地高考限制等，因此家庭化迁移可能性越低。对Ⅲ类家庭，未婚者年龄每增加一个单位，家庭化迁移概率降为原来的91.1%，可能原因是举家迁移的该类家庭的未婚者往往幼年就跟着父母在打工城市生活，随着子女年龄的增大，他们有了自我照料能力和独立的经济能力而离开家庭，更倾向于接近工作地点的迁移选择^{[22, 23]}，因而降低了家庭化迁移程度。

迁入时长对Ⅰ类家庭的影响不显著，可能原因是该类家庭非家庭化迁移概率很高，迁入时间越长，夫妻分居的时间往往也越长，容易造成双方互动频率低、婚姻收益减小、婚姻稳定性下降等问题，甚至流动者因替代可接触性增大、再婚搜寻成本减小等组建临时家庭、增加现有婚姻离婚率^[24-26]。因此迁入时间的增加并非通过单方面影响家庭化迁移的能力从而提高家庭化迁移概率，还可能通过降低婚姻质量减小家庭化迁移的可能。迁入时长对Ⅱ、Ⅲ类家庭影响突出。对这两类家庭而言，因存在血缘联系和制约，因婚姻低质化而降低家庭化迁移的可能性更小。因此假设1-5部分成立。

家庭规模对Ⅰ、Ⅲ类家庭的家庭化迁移影响不显著，可能受这两类家庭的组内家庭规模相当，样本变量值趋同影响。Ⅱ类家庭的家庭规模越大，家庭化迁移难度则越高，与相关研究认为的中国家庭历来以下一代为核心，整个家庭会为了更好地培养子女而制定相应策略，尽管家庭成本会因此偏高^[16]的结论不同，生活成本和对子女的生活保障依旧是影响Ⅱ类家庭的家庭化迁移的重要因素。因此假设2-1部分成立，假设2-2成立。

老家是否有住房对三类家庭的影响都不显著，拒绝假设2-3，可能是因为三类家庭都以老家拥有住房为主，样本变量值趋同。老家是否有耕地对Ⅱ、Ⅲ类家庭影响不显著，对Ⅰ类家庭影响突出，耕地每减少一个单位，家庭化迁移概率提高到原来的3.197倍，假设2-4部分成立。

对Ⅰ类家庭而言，自雇的流动人口家庭化迁移可能性比打工和在政府机关、事业单位工作高，可能原因是该类家庭自雇比例较高，且自雇经营更需夫妻双方的共同打理，所面临的经营风险也需双方共同承担，而夫妻共同迁移更有利于自雇经营，因此家庭化迁移程度高。Ⅱ类家庭的自雇比例虽然最高，但受子女和家庭规模影响，举家迁移的难度更大，因此对其家庭化迁移的影响不太显著。在政府机关、事业单位工作对流动人口家庭化迁移的影响不显著。假设3-1仅部分成立，假设3-2不成立。

职业对Ⅰ、Ⅲ类家庭的家庭化迁移影响不显著，对Ⅱ类家庭的影响突出，符合假设3-4。经商人员和服务业人员的家庭化迁移程度更高。经商人员工作时间相对可控，而调查中在珠三角从事服务业的流动人口大多从事简单的生活性服务业，如商店服务员、餐厅服务员等，工作相对稳定、工作时间固定，甚至有轮休，有固定的时间照顾家庭，因此这两类职业人员家庭化迁移可能性高，符合假设3-3。工作时长对Ⅰ、Ⅲ类家庭的影响不显著，对Ⅱ类家庭的影响突出，说明对Ⅰ、Ⅲ类家庭而言，未育配偶和未婚者的父母对配偶和子女的照顾要求不高，而是否有子女对流动人口是否有缩短工作时长以照顾家庭的意愿影响很大，符合假设3-6。仅对Ⅱ类家庭，每周工作时间越长，举家迁移可能性越小，符合假设3-5。

与本地人交往的频率对Ⅰ类家庭作用不显著。与迁入时长影响类似，与本地人交往频率的增加增大了替代可接触性、减小了再婚搜寻成本，对婚姻质量和家庭化迁移带来不利影响，与社会融入程度增加有利于家庭化迁移的可能共同作用，导致影响不显著。与本地人交往的频率对Ⅱ、Ⅲ类家庭影响显著，与本地人交往频率越高，举家迁移的可能性越大，假设4-1部分成立。

“五险一金”缴纳数对Ⅰ、Ⅲ类家庭的影响不显著，对Ⅱ类家庭的影响突出。说明该类家庭出于对子女的考虑，对社会保障的要求更高、更迫切，符合假设4-3。缴纳的“五险一金”数越多，社会保障越充分，家庭化迁移的程度越高，部分符合假设4-2。

综合以上可得，不同家庭生命周期流动人口家庭化迁移影响因素差异突出（如图 1）。对Ⅰ类家庭，工作类型和老家是否有耕地的影响最显著，自雇和老家没有耕地能够促进其举家迁移，该类家庭的家庭化迁移更多出于经济理性考虑，为父母和日后子女的生活做准备。对Ⅱ类家庭，年龄、职业、每周工作时长、迁入时长、平时和本地人来往情况、缴纳的“五险一金”数和家庭规模的影响最突出，家庭化迁移更多考虑未婚子女的教育、生活照料和社会保障。对Ⅲ类家庭，年龄和迁入时长的影响最突出，职业、工作时长和“五险一金”缴纳数等影响不显著，未婚者的父母尚不需要子女通过选择稳定性高、工作时间短且可控的工作等来增加照顾他们的时间和精力，对子女的生活、工作选择等保持独立性尊重。但随着未婚者的离开，家庭逐渐进入萎缩期，“空巢老人”现象、中老年人身心健康问题等将逐步显现，而未婚者未来组建新的家庭后，根据代际迁移规律，将父母带到身边的可能性将大大降低^[27]。因而该类家庭考虑的重点不是促进家庭化迁移，而是重视对中老年人的身心关怀。

图 1(Fig. 1)

图 1 不同家庭生命周期流动人口的家庭化迁移影响因素 Fig.1 Influencing Factors of Family Migration of Floating People in Different Family Life Cycle Stages

流动人口家庭化迁移是当今与未来我国人口迁移的主要趋势，基于家庭生命周期的流动人口家庭化迁移研究也是国际人口地理学和城市地理学的新视角。本文主要运用单因素方差分析和二元logistic回归，比较处于不同家庭生命周期流动人口的基本属性和家庭化迁移特征，以及家庭化迁移的影响因素，得出结论：①不同家庭生命周期流动人口基本属性同质性与差异性并存。三类家庭的户口性质、老家是否有住房、老家是否有耕地和每周工作时长不存在显著差异，年龄、性别、受教育年限、迁入时长、家庭规模、工作类型、职业、社会融入和社会保障等差异突出。②不同家庭生命周期流动人口的家庭化迁移特征差异显著。流动人口家庭化迁移经历了从夫妻分居严重的未育夫妻家庭非家庭化迁移，到子女促进家庭完整性且呈明显代际迁移态势的夫妻与未婚子女家庭的家庭化迁移，再到未婚者离家的未婚者与父母家庭非家庭化迁移三个阶段。③不同家庭生命周期流动人口家庭化迁移影响因素差异突出。未育夫妻家庭的家庭化迁移更多出于经济理性。夫妻与未婚子女家庭则更多考虑子女的教育和生活保障等问题。未婚者与父母家庭中，经济职业、社会保障等因素的影响不再突出，父母对未婚者的生活、工作选择等保持独立性尊重。

受研究数据等方面限制，本文还存在一定不足，未来改进与研究的主要方向有：①进一步细化家庭生命周期阶段，如生育第一个孩子、生育最后一个孩子、第一个孩子离开、最后一个孩子离开、配偶一方死亡等，以深入理论研究。②本文得到性别、受教育年限和户口等因素对家庭化迁移影响不显著的结果，可能是受到多个中介因子相互抵消的影响，未来可引入中介变量，利用结构方程模型等方法深入探析。③基于不同家庭生命周期流动人口家庭化迁移特征与影响因素的差异，进行差异化、针对性的流动人口保障政策研究等。