【摘 要】新生代流动人口已成为我国流动人口的主力军，且新、老两代流动人口已呈现出明显的代际分化和差异。为探究我国新、老两代流动人口在子女随迁决策过程中是否存在差异、差异如何以及具体的差异机制，文章使用2013年“流动人口动态监测八城市”数据以及二分Logit回归模型对我国流动人口子女随迁决策的代际差异进行对比研究。研究发现新生代流动人口比老一代流动人口安排其3-12岁子女随迁的可能性低，且新、老两代流动人口的3-12岁子女随迁决策过程确实存在差异。二者差异主要体现在“子女年龄”、“家庭本地月收入”、“流动范围”以及“流入地社会资本”这四个因素上。分析二者差异机制的交互模型结果显示，控制其他因素的影响后，随着“家庭本地月收入”和“儿童年龄”的增加，新生代流动人口安排其子女（3-12岁）随迁的可能性均高于老一代流动人口子女随迁的可能性。由于新生代流动人口安排子女随迁的比例相对降低将会产生更多的留守儿童。因此，新生代流动人口随迁子女比例降低的深层次原因需要深入研究。各流入地城市应准确把握本区域内流动人口年龄结构，了解本区域内不同代际流动人口的困难和诉求，制定有的放矢、与时俱进的流动人口福利保障政策和制度。此外，新生代流动人口占比较大的城市应积极增加有关教育设施，制定并完善随迁子女教育保障制度。
【关键词】流动人口；子女随迁；代际差异
一、引言
近年来，我国留守儿童安全事件频发，已引起政府各级部门和社会各界的高度关注。儿童是一个国家的未来，而童年时代的经历对人的一生起到重要的影响，因此留守儿童问题应得到持续关注和及时、妥善的解决。解决留守儿童问题的一个有效办法是促进儿童随迁。首先，父母在一个人的成长过程中扮演着不可替代的作用:与父母生活在一起的孩子可以得到最好的照料和教养，利于孩子形成健全的人格和成功社会化。其次，随迁的儿童与父母生活在一起有利于促进家庭成员之间亲密关系的建立，利于社会和谐、稳定地发展。最后，以往关于我国人口迁移流动的研究已多次证实我国人口迁移呈现明显的家庭化模式，促进留守儿童随迁已成为顺应我国社会发展的必要措施。［1］众所周知，城市教育资源和卫生健康资源均优于农村，因此无论是为解决现实问题或是顺应社会发展，我们都应将促进留守儿童随迁的问题作为目前以及未来一段时间内重点研究的议题。
2017年11月国家卫生计生委发布了《中国流动人口发展报告2017》。报告显示我国新生代流动人口比重不断上升，呈现稳步增长的趋势。2016年已达到64.7%，其中“80后”已超过一半的比重，成为流动人口中的主力军。我国相关流动人口代际差异的诸多研究表明新生代流动人口（即20世纪80年代后出生）与老一代流动人口存在着诸多不同。例如，新生代在教育水平、就业期望、留城意愿、对子女的教育期望等方面较老一代有所提高。同时，影响新生代流动人口生活满意度的因素与影响老一代流动人口生活满意度的因素有显著的不同。［2］有研究认为新生代流动人口外出打工的动因已经实现了从生存理性到经济理性和社会理性的跃迁。研究认为寻求生存是老一代流动人口的生活逻辑，而寻求发展是新生代流动人口的生活逻辑。
(1)DES是目前最符合绿色环保理念的纤维素溶剂之一，具有熔点低、黏度小、无毒、价格廉价等优点，能真正实现绿色化学的理念。它为今后大规模以纤维素这种可再生资源为原料直接制备平台化合物提供了一种新的思路。
显而易见，我国两代流动人口在个体禀赋、价值诉求和职业发展等方面确实存在诸多不同。基于以上事实，一个有待考察的问题是:作为我国流动人口主力军的新生代流动人口与老一代流动人口在子女随迁决策问题上是否也存在代际差异，这种差异体现在哪些方面以及具体的差异机制如何。以往研究注重将流动人口看作一个整体来对其子女随迁决策影响因素进行研究，但既然我国流动人口群体内部已有明显的代群分化现象，新生代流动人口已成主力军且呈现稳步增长趋势，那么从代际视角分析两代流动人口关于子女随迁决策的过程将是很有必要性的工作。
二、文献综述和研究框架
（一）文献综述
1.代际视角的相关理论和实证研究
国内学术界对于新生代流动人口的界定主要是指1980年以后出生的流动人口，“新生代”的概念最早由学者王春光提出，此后关于新生代与老一代的研究也基本以此为界定标准。
最后，关于代际因素的影响。如前文所述，改革开放这一重大社会历史性事件决定了新生代出生并成长于一个全新的社会宏观背景，这一系列社会政治、经济、文化等的调整导致新生代流动人口有着更高的受教育程度、谋求发展而非谋求生存的外出动因以及更强烈的城市定居意愿等。这说明新、老两代人在自身能力、外出动因和价值诉求上存在差异。此外，计划生育政策的实施已经使得我国人口生育观念和生育水平发生了根本性的改变。研究表明80后育龄妇女少生、优生、晚生意愿趋势明显，以孩子为中心的观念弱化，性别选择也更趋向于无偏好化。［6］这是两代流动人口在生育观念和生育水平上的差异。因此，更高的受教育程度和技能将促使新生代更有能力定居城市社会；“寻求发展”而非“寻求谋生”的外出动机、更强烈的城市定居意愿以及绝大多数的夫妻共同流动比重将促使他们更有可能定居城市；更少的子女数利于其集中财力来安排子女随迁；男女平等的生育观念或将导致其在子女随迁选择问题上做出无性别偏好的决策。这些差异展示了新生代流动人口在安排子女随迁上较老一代的优势条件，而此优势条件也是新、老两代流动人口在子女随迁决策差异的基础。
本研究的定量数据使用2013年卫计委“流动人口动态监测”八城市数据，包括该年问卷A和C两部分的所有数据。调查对象是在受调查地居住一个月以上而非调查区（县、市）户籍的15-59周岁的流动人口。调查样本共16 878个，3-12岁流动人口的子女为本文的研究对象。调查中，每个被抽中的流动人口都被要求回答其每个子女的基本信息，包括孩子性别、出生年月、出生地、现居地以及受教育情况等信息。我们用这些题目找到子女样本，同时用“现居地”定义子女是否随迁。
自变量由研究框架中的五个方面的因素构成。其中代际因素为核心解释变量，其余为控制变量。在这五方面的因素中，对“流入地区”按照我国经济发展水平划分为东部、中部和西部三个地区。“工作强度”变量为“周工作天数”与“每天平均工作多少小时”相乘再除以5（以每周工作五天算）后再减去8（以每天工作八小时算），该值越大，认为工作强度越高。“本地社会资本”则是对原问卷中问题进行重新编码得来:若在“平时与谁来往比较多”这个问题上回答有“本地户籍亲戚”、“本地户籍同事”、“政府管理服务人员”或“本地同学/朋友”四个选项中一项的得分为1，则认为该样本有本地社会资本，否则视其无本地社会资本。除此之外，其余变量均是对原数据的简单编码和处理得到。本研究变量的定义及其分布详见表1。
我的朋友当中，也有娇嫩的月季花，月月盛开着美丽的花朵，像灯笼一样高高悬挂的石榴，碧绿的海桐，默默站立的女贞树……
最后，大量实证研究结果证明了我国流动人口代际分化现象已成事实。王东等认为20世纪90年代后期以来，中国流动人口已不再是一个高度同质的群体，而开始分化为两代不同的群体，即第一代和新生代流动人口。［7］其他有关我国流动人口代际差异的研究也表明两代流动人口在个人特征和受教育程度、社会融合、流动动因、生活满意度等方面存在差异。［2-3］［8］
综上所述，改革开放和生育政策带来了我国社会经济、政策、文化以及生活方式等的变迁，在这些因素的多重效应下，两代流动人口之间不同的生育观和价值诉求很有可能直接或间接影响其安排子女随迁决策的过程。
2.我国流动人口子女随迁决策影响因素研究
关于我国流动人口子女随迁决策影响因素的研究，根据其影响因素归属为流入地还是流出地可将其分为两大阵营:流入地相关因素的单一影响和流入、流出地双重因素的影响。从以往研究来看，大多数学者更关注流入地相关因素的影响。
许召元和陶然等都对流动人口子女就学地点选择的影响因素进行了研究，认为流动人口的文化程度、收入水平、工作稳定程度以及从事的行业类型等因素对其子女就学地点的选择有显著影响。［9］陶然等的研究除了考虑流动人口自身特征外，还将影响流动人口子女就学地选择的家庭和城市因素也纳入研究框架。他们发现子女的性别和年龄、流动人口的工作类型、流动人口家庭非农收入占家庭总收入比重和城市公办学校的教育政策对其子女就学地的选择有显著影响。与其他研究结论不同的是，该研究并未观测到流动人口的受教育水平和家庭人均收入对其子女就学地选择的显著影响。［10］
其他强调流入地影响的研究，如许传新等将经济资本、文化资本、社会资本和社会融合的视角纳入研究框架，认为流动人口自身的经济资本、文化资本、社会资本以及在城市的适应状况对子女的教育选择有显著性影响。［11］杨舸从流入地的家庭结构、家庭社会经济地位和教育政策等出发点进行研究，发现母亲是否外出、父母外出时间、儿童就学难易程度、住房条件和生活成本是影响流动人口子女是否随迁的最主要因素。［12］
2.1对比两组患者临床效果,结果显示,经过治疗后观察组患者总有效率为97.5%,对照组患者总有效率为70.7%,两组患者差异显著,存在统计学意义(p<0.05),具体情况如表1所示:
对于“代际”与“儿童年龄”的交互效应，孩子年龄的增加也就是新生代流动人口在城市居留年数的增长。新生代流动人口在城市定居时间越长，其在城市就扎根越深，在城市积累的经济和社会资本更足，也更有能力为子女提供较好的城市生活。在强烈的城市定居意愿下，安排子女随迁是其实现城市化重要的步骤。而老一代流动人口虽然也会因为在流入地工作时间的增加而积累一定的经济和社会资本，但因家庭子女数较多，城市教育机会的难以获得，在是否安排子女随迁的问题上，他们比新生代流动人口要考虑的因素更多，面临的决策困境更大。
一项有关我国流动人口子女随迁决策影响因素的近期研究开始通过分组的方法将不同户口性质的留守儿童进行区分，将留守儿童划分为农村留守儿童和城市留守儿童，并建立了一个随迁决策的研究框架，比较农村儿童和城市儿童随迁决策的差异。研究发现农村儿童学龄阶段的性别偏好持续存在，即所谓的“重男轻女”，相比于女孩，男孩更容易发生随迁。城市上涨的房价和受教育机会的获得成为农村儿童随迁的重要障碍。流动儿童进入流入地公立学校就学依然面临诸多挑战。［14］
尽管学术界对于我国流动人口子女随迁选择研究积累了较多的前期结果，但我国流动人口群体内部的代际分化现象对其子女随迁决策过程的影响并没有得到应有的关注。
（二）研究框架:流动人口子女随迁决策影响因素
人口迁移流动的“推拉理论”认为:“人口流动存在两种动因，一是居住地存在着推动人口流动迁移的力量；二是迁入地存在吸引人口迁移的力量，这两种力量的共同或者单方面作用导致了人口迁移。”艾佛雷特·李通过提出中间障碍的概念对推拉理论进行了补充。李氏认为人口迁移包括了三个方面的因素:目的地、原住地和二者之间的一系列中间障碍，并将中间障碍归纳为四类因素:与迁移者居住地有关的因素；与目的地有关的因素；介于出发地与目的地之间的障碍因素；迁移者个人因素。每种因素都有正、负、中性三种效应，那些能够促进迁移的称为正向因素，而对迁移不利的则为负向因素，能够吸引和排斥人们居住在某一地区的平衡力量为中性因素。［15］
结合上述理论和已有成果，本研究着重将流入地拉力因素对流动人口子女随迁决策的影响纳入研究框架和模型中。具体为以下几个方面:儿童自身特征、父母个人因素、迁移因素（时间和空间两个维度:流动距离、流动时间、流入地区等）、家庭因素（即家庭子女数、家庭结构和家庭在流入地的社会经济因素等）以及最重要的代际因素（见图1）。
构建优化的、良好的信息沟通体系是企业内部控制实施的有效保证。对内企业应加强各职能部门之间人员的交流，加强信息反馈；进一步扩大外部交流，树立良好的企业外部形象。例如：企业应制定信息获取的相关制度或指导方法，明确企业各职能部门获取信息的种类和渠道，并明确规定各职能部门信息上报的周期；由经验丰富的员工对搜集到的信息进行关键信息的提取，并对信息进行定性和定量相融合的全面分析，对于提取到有价值的内容应及时向企业的管理层提供。
大梁埋着头，一直不言语。过了好半天，他抬头说：“这还是太冒险。这样吧，这回让我去，大不了挨几下打，别的亏吃不了。”
该研究框架中影响流动人口子女随迁的因素有五个方面，但因“迁移因素”和“代际因素”实质上是作为父母的流动人口自身情况，而“代际因素”为本文重点研究对象，因此将“迁移因素”归于“父母个人因素”中进行解释，而“代际因素”重点解释。具体解释如下:
首先，子女自身特征。流动人口在考虑是否带孩子随迁时会受到儿童自身性别的影响。以往研究表明流动人口在子女随迁决策时有明显的男孩偏好，本研究将儿童性别加入研究框架，检验两代流动人口在其子女随迁决策时是否存在“男孩偏好”。对于儿童年龄，考虑到学龄阶段的孩子年龄越大其在流入地入学越困难，因此也将年龄加入模型进行分析，这样便于考察年龄对儿童随迁概率的影响。
在数据集m0、m1和k1上分别进行基准对比算法和本文算法的越-英跨语言检索实验.实验时，提取跨语言初检前列n篇英文文档进行用户相关性判断(为了简便，本文实验将初检前列n篇文档中含有已知结果集中的相关文档视为用户相关性判断结果文档)，构建初检相关文档集.本文算法和基准对比算法的实验结果MAP如表1和表2所示，其中，本文算法实验参数：n=50，Litem =2,minPR=0.1，minNR=0.01，ms=0.2，mc=0.8， m0数据集：α=0.5，m1：α=0.8，k1：α=0.3.
其次，父母个人因素。这包括父（母）所属代际类型（下文将详细讨论）、父（母）的受教育程度、城市居留时间、流动距离、流入地区（东部、中部、西部）、就业身份、工作强度、当地社会资本。本研究认为父（母）的受教育程度越高，其对子女的教育期望越高，也更注重亲子之间的互动，这样就更有可能安排子女随迁。同时，流入时间越长，对流入地的饮食、气候、地理、人文等方面的适应性就越强，也能够积累一定的社会资本，会更有利于子女随迁。此外，随迁的孩子需要成人的精心照顾，因此就业身份和工作强度也将会影响流动人口是否安排子女随迁。而受我国区域经济发展不平衡的影响，流动人口大量涌入经济发达地区，导致发达地区的高物价和高房价现象，这些地区的教育资源紧缺，也增加了流动人口子女随迁的难度，因此将流入地区纳入模型进行控制。
图1 研究框架
再次，家庭因素。以往研究表明家庭子女数是影响儿童是否随迁的重要因素，因此本研究也将其作为控制变量纳入模型。而家庭在流入地社会经济因素（如收入、是否夫妻共同流动等）也是影响儿童是否随迁的重要因素。要安排孩子随迁，就要为孩子提供基本的生活保障，如一定的物质基础、受教育机会和妥善的照料，因此，将以上因素纳入思考框架内。
关于“代际差异”概念，从理论方面来看，20世纪50年代德国社会学家卡尔·曼海姆提出了代际差异理论，该理论是指因出生年代与成长背景不同而导致的各代群在价值观、偏好、态度与行为等方面呈现出的具有差异性的群体特征。根据曼海姆的理论，重大社会历史性事件对处于不同年龄阶段群体的影响是有差异的，这种差异是产生代际差异的基础。［3］美国社会人口学家Norman Ryder认为:“每一个队列从其独特的发展过程中获得一致性和连贯性，从而形成其期群特有的宏观特征。连续的期群之间由于正规教育内容的变化、同伴群体的社会化以及特殊的历史经验而产生不同。”［4］基于以上理论，本文认为我国代际差异产生的原因有以下几点:
需要说明的是，本研究框架只考察3-12岁的流动人口子女是否随迁。这是因为:首先，3-12岁的孩子处于幼儿园和小学受教育阶段，他们都面临着在城市的受教育问题。其次，样本中新生代流动人口12岁以上的子女人数较少，为保证新、老两代人样本量平衡（他们有相当数量和年龄的子女），故将12岁以上的儿童排除在样本范围外。
与现有研究相比，本文的贡献有以下两个方面:第一，现有研究大多使用区域性数据，数据代表性有一定的限制，而本文使用卫计委2013年流动人口动态监测八城市数据。此八城市遍布我国东、中、西部，对全国的情况有一定的代表性。第二，本文从代际视角考察我国两代流动人口子女随迁决策过程的异同，这为现有相关研究提供了一个新的视角。
三、数据和方法
（一）数据和样本
首先，我国自1979年实施改革开放以来，再分配经济向市场经济转型，封闭的传统社会向开放的现代化社会转型，现代化建设以及随之而来的工业化、城市化、全球化和互联网对我国传统文化产生持续、深刻的影响。改革开放这一重大社会历史性事件为我国新生代流动人口提供了一个前所未有的经济、政治、文化等宏观方面的背景，进而导致两代流动人口的成长环境和接受教育等诸多方面的差异，正是由于这诸多差异，使得两代人在社会认同感、生活期望值及未来期望方面有显著的不同，从而使第二代流动人口成为急需市民化且易于市民化的群体。［5］
此外，非常值得一提的是，学术界近期关于新生代流动人口身份界定问题出现了一些新的观点。学者段成荣认为“新生代流动人口”或“新生代农民工”的提法将随着时间的推移越来越不符合现实情况的需要，并提出了“二代流动人口”概念。但同时也表示，按年代和年龄对新生代流动人口的界定在目前的社会经济背景下是合理的，且其界定的“二代流动人口”与目前流行的新生代流动人口两个群体之间还没有表现出显著差异。因此，本文依然沿用之前广泛使用的新生代流动人口概念，即将新生代流动人口界定为1980年后出生的流动人口。
卫计委2013年动态监测数据全部样本包含16 878个样本，其中1980年后出生的新生代流动人口为9 343人，占总样本的55.4%。有子女的新生代流动人口为5 252人，共回答子女数为6 489人，其中3-12岁子女数为4 302人，老一代流动人口3-12岁子女数为4 079人。
（二）研究设计和变量处理
定量方法采用二元Logistic回归，将上述框架内的影响因素纳入模型探讨3-12岁流动人口子女随迁选择的影响因素。将家庭中任一子女随迁看作“1”，有子女但没有子女随迁看作“0”，这样就得到了作为二分变量的因变量:“是否随迁”。
表1 主要变量的定义及其分布
注：表内仅展示了代际间差异较明显的变量。
变量类型变量老一代样本量 均值/百分比 标准差 最小值 最大值新生代样本量 均值/百分比 标准差 最小值最大值因变量随迁二分变量1=随迁2 72866.882 59560.32 0=留守1 35133.121 70739.68自变量儿童性别二分变量1=男2 33357.202 39355.63 2=女1 74642.801 90944.37孩子年龄定序变量3-6岁1 14719.612 83065.07 7-12岁2 93250.131 47233.85 13-15岁1 77030.26470.01本地月收入4 0566 653.686 205.271 00080 0004 2376 556.865 351.8390080 000定距变量本人受教育程度 定序变量1=未上学591.45290.67 2=小学及初中3 04774.702 95268.62 3=高中及中专75118.411 03524.06 4=大专1603.922195.09 5=本科及以上621.52671.56流入本地年数4 0795.744.810384 3024.353.56023定距变量是否夫妻共同流动 二分变量1=是3 71692.583 98393.52 0=否2987.422766.48当地社会资本二分变量1=有当地社会资本1 55938.221 62437.75 0=无当地社会资本2 52061.782 67862.25工作强度3 76812.513.311.4025.23 76912.153.250.825.2定距变量
其次，20世纪70年代以来，我国全面推行计划生育政策。随着计划生育政策的深入开展和人民生活质量的不断提高，全民参与的计划生育运动深刻地影响、冲击着人们的生育观，我国人口生育观念和生育水平已经发生了根本性的变化。有研究表明，80年代出生的育龄妇女少生、晚生、优生的意愿趋势明显，以孩子为中心的观念也在弱化，性别选择更趋向无偏好化。［6］相比老一代流动人口，出生于1980年后的新生代流动人口显然更加注重养育子女的质量而非数量。
By integrating the drain current, according to the formula below, for the linear regime:
四、实证结果
为探讨新、老两代流动人口在子女随迁决策上是否存在差异以及具体在哪些方面有差异，本研究首先进行了卡方检验和二分类逻辑回归等双变量方法描述研究框架内的各个因素与因变量的相关关系。其次，使用二分Logistic回归模型检验流动人口3-12岁子女随迁决策过程中是否存在代际差异，并分别对新（1980年后出生的一代）、老（1980年前出生的一代）两代流动人口做分样本的Lo⁃gisitic回归模型，以对比两个群体在子女随迁决策上的具体差异。最后，用代际变量与相关变量做交互模型，深入考察差异机制。
（一）双变量分析结果
从表1中可以看到，老一代流动人口3-12岁年龄段流动儿童比例为66.88%。新生代流动人口3-12岁流动儿童比例为60.32%，低于老一代流动人口随迁子女的比例。老一代流动人口平均本地月收入为6 653.68元，略高于新生代流动人口本地月收入的6 556.86元。在受教育程度上，两代流动人口的受教育程度占比最高的都是“小学及初中”，但新生代的较高学历组占比均大于老一代。此外，新生代流动人口夫妻共同流动的比例略高于老一代，而老一代流动人口的工作强度和拥有流入地社会资本的比例均大于新生代流动人口。以上结果均为未控制其他因素影响的情况下所得，下面进行二分类Logistic回归模型进行模型分析。
（二）流动人口子女随迁决策代际差异的回归结果
表2是流动人口子女随迁决策代际差异的Logistic回归模型，分别对全部样本的流动人口、农村户籍流动人口和城市户籍流动人口的3-12岁子女随迁决策进行了分析。从三个模型结果来看，“代际”变量在全部流动人口、农村户籍流动人口和城市户籍流动人口三个模型中系数均为负向，且均显著。这就说明，总体来看，新生代流动人口比老一代流动人口安排其3-12岁子女随迁的可能性低。一个可能的解释是:首先，新生代流动人口在城市扎根的程度不如老一代那么深刻。表2中“城市居留时间”在全部流动人口、农村户籍流动人口和城市户籍流动人口3-12岁子女随迁决策模型中系数均为正向，且均显著。说明流动人口在城市居留时间越久，其子女发生随迁的可能性就越大。再看新、老两代流动人口城市居留时间上的差异。从表1中的“流入城市年限”来看，老一代流动人口在城市居留时间平均为5.74年，而新生代在城市平均居留时间为4.35年，二者平均城市居留时间相差1.4年。老一代流动人口在城市居留时间最长可达38年，而新生代流动人口在城市最长居留时间仅为23年，二者最长居留时间相差15年之久。显然，新生代流动人口在城市居留时间没有老一代流动人口长，他们在城市的适应、融合以及各方资源的积累自然不如老一代流动人口丰富和广泛。
表2 流动人口子女随迁决策代际差异的Logistic回归模型
注：括号内为稳健标准误；***P＜0.001，**P＜0.01，*P＜0.05，!P＜0.1。
解释变量儿童性别儿童年龄家庭子女数家庭本地收入本人受教育程度（ref=未上学全部样本 农村样本 城市样本0.004（0.055）0.026（0.057）-0.200（0.225）-0.014（0.011）-0.011（0.011）-0.037（0.053）-0.289**（*0.046）-0.256**（*0.048）-0.593*（*0.226）0.242**（*0.065）0.142（*0.067）1.352**（*0.275））-0.462（0.280）-0.556（!0.288）-1.422*（*0.483）-0.470（0.287）-0.615（*0.296）-1.440*（*0.452）0.119（0.317）-0.139（0.342）-1.027（*0.482）0.923（*0.401）0.188（0.525）-0.303（*0.121）-0.325*（*0.125）0.031（0.528）-0.177（0.120）-0.230（!0.124）0.603（0.498）0.109**（*0.007）0.106**（*0.008）0.163**（*0.034）-0.419**（*0.091）-0.406**（*0.094）-0.682（!0.383）0.201（*0.100）0.257（*0.104）-0.298（0.404）1.026**（*0.116）1.065**（*0.120）0.770（0.514）0.892**（*0.071）0.905**（*0.073）0.552（!0.318）1.480**（*0.184）1.485**（*0.186）0.711（1.166）-0.046**（*0.009）-0.045**（*0.009）-0.033（0.040）0.177*（*0.058）0.177*（*0.060）0.109（0.232）2.902**（*0.161）2.973**（*0.181）2.822**（*0.414）-0.362**（*0.063）-0.299**（*0.066）-0.970**（*0.287）-3.389**（*0.633）-2.592**（*0.656）-11.396**（*2.480）0.171 80.164 80.287 2 7 3946 744630小学及初中高中及中专大专本科及以上流动范围（ref=市内跨县）跨省流动省内跨市流入本地年数流入地区（ref=西部）东部中部就业身份（ref=雇员）雇主自营劳动者家庭帮工工作强度当地社会资本夫妻共同流动代际Constant Pseudo R2样本量儿童是否迁移
其次，子女外出打工后，留守农村的父母不但无人赡养，同时还要肩负起抚养孙辈的重任。虽然子女外出打工会提高家庭的经济收入，但留守农村的老人在经济上往往入不敷出，这导致老人们在养老问题上承担着精神和物质上的双重压力。［16］样本中新生代流动人口父母平均年龄为54岁，老一代流动人口父母平均年龄为64岁，可以看出新生代流动人口的父母在抚养孙辈上有明显的年龄优势。也就是说，新生代流动人口可以把子女留在老家由父母代为抚养，而老一代流动人口的父母年纪较大，自身都面临着严峻的健康和经济困难，更不可能为子女照顾孩子。
综上所述，新生代流动人口带子女随迁的可能性小于老一代是可以理解的。图2是两代人城市居留时间与其子女随迁的概率图，随着X轴上的“城市居留时间”的推移，新、老两代流动人口安排子女随迁的概率趋于相等。
同时，值得关注的是，随着我国流动人口群体代际更替，新生代流动人口终究会取代老一代流动人口而构成我国流动人口整个群体。但新生代流动人口安排子女随迁的比例相对降低将会导致存在更多的留守儿童。因此，除了考察新生代流动人口安排子女随迁的比例相对降低的深层次原因之外，更应该审视现存流动儿童教育政策和制度，为流动人口随迁子女提供更完善的城市受教育环境。
（三）分样本回归模型结果
从表2中可以看到新、老两代流动人口在其3-12岁子女随迁问题上确实存在差异，表3将展示两代流动人口在子女随迁决策上的具体差异。
（1）检查传动皮带的张紧情况。（2）检查各易损件是否需要调整和更换。（3）清理机上的泥沙、杂草及运转部位的缠草。（4）清理后在切割器上加注机油。
表3中共有两个模型，分别为新、老两代流动人口3-12岁子女随迁决策影响因素。新老两代流动人口3-12岁子女随迁决策影响因素的差异具体表现在“儿童年龄”、“家庭本地月收入”、“流动范围”以及“社会资本”这四个变量上，解释如下:
3) 从人均公园面积与国内旅游收入相关系数来看,仅安徽宿州、山东枣庄与泰安3个地级市未通过5%水平下的t检验．泰安的建成区绿化覆盖率和人均公园绿地面积对国内旅游收入的影响均不显著．泰安作为重要的旅游城市,其旅游的吸引力受旅游城市知名度、历史文化等因素影响更为突出．淮海经济区内其他17个地级市的国内旅游收入均与人均公园绿地面积有明显的正相关,各地区之间的相关系数区域差异不大,拉动作用最明显的为山东日照．
图2 新、老两代流动人口城市居留时间与儿童随迁概率
资料来源：来自卫计委2013年流动人口动态监测八城市数据。
表3 流动人口子女随迁决策的分样本Logistic回归模型
注：括号内为稳健标准误；***P＜0.001，**P＜0.01，*P＜0.05。
解释变量 老一代 新生代儿童是否迁移儿童性别儿童年龄家庭子女数家庭本地收入本人受教育程度（0.0 1 0（0.0 8 1）-0.0 0 8（0.0 7 6）-0.0 4 1*（*0.0 1 5）0.0 1 7（0.0 1 7）-0.3 5 3**（*0.0 6 4）-0.2 4 9**（*0.0 6 9）0.0 8 2（0.0 9 1）0.4 1 8**（*0.0 9 5）r e f=未上学）-0.8 9 1（*0.3 8 7）0.2 3 3（0.4 5 6）-0.7 8 6（*0.4 0 1）0.1 4 2（0.4 6 2）0.0 7 1（0.4 6 9）0.6 1 4（0.4 9 0）0.7 2 7（0.6 3 6）1.4 6 9（*0.5 7 4）内跨县）-0.1 1 5（0.1 6 7）-0.5 3 7*（*0.1 7 8）0.0 6 5（0.1 6 3）-0.4 6 3*（*0.1 7 9）0.0 9 7**（*0.0 0 9）0.1 2 2**（*0.0 1 2）部）-0.1 5 6（0.1 3 0）-0.6 7 3**（*0.1 2 9）0.1 9 2（0.1 4 2）0.2 5 1（0.1 4 4）员）1.0 8 2**（*0.1 6 5）0.9 1 0**（*0.1 6 6）0.9 1 4**（*0.0 9 9）0.8 4 9**（*0.1 0 2）1.4 7 5**（*0.2 9 2）1.3 9 7**（*0.2 3 8）-0.0 3 5*（*0.0 1 3）-0.0 5 8**（*0.0 1 3）0.2 5 5*（*0.0 8 6）0.1 0 9（0.0 8 0）3.1 2 2**（*0.2 2 3）2.6 5 9**（*0.2 3 6）-2.0 3 0（*0.8 8 2）-5.3 4 5**（*0.9 3 6）0.1 8 5 6 0.1 5 9 9 3 6 9 0 3 7 0 4小学及初中高中及中专大专本科及以上流动范围（r e f=市跨省流动省内跨市流入本地年数流入地区（r e f=西东部中部就业身份（r e f=雇雇主自营劳动者家庭帮工工作强度本地社会资本夫妻共同流动C o n s t a n t P s e u d o R2样本量
第一，“儿童年龄”对老一代流动人口子女是否随迁产生显著的负向影响，也就是说在义务教育学龄阶段，随着儿童年龄的增加，老一代流动人口安排子女随迁的可能性变小。这一结果与以往的研究结论一致，即处于义务教育阶段的留守儿童，随着年龄的增长其就学需求也会相应增高，但流入地教育资源的紧缺和获取流入地教育机会成本的提高会导致其在流入地就学的困难不断变大，这就为其随迁设置了更大的阻碍，因而就越不可能发生随迁。然而，如模型结果所示，“子女年龄”在新生代流动人口模型中的系数为正（尽管统计上不显著）。这说明对于新生代流动人口来说，随着其3-12岁子女年龄的增加，他们安排子女随迁的可能性将会不断增大。这是与老一代流动人口在安排子女随迁决策时所不同的一点。新生代流动人口比老一代流动人口有着更强的城市定居意愿，他们的迁移动机是谋求发展而并非老一代的谋求生存，因此随着孩子年龄的增大和自己在城市里的逐渐扎根，他们会想办法给子女提供城市的教育机会和生活。后续模型中会对“代际”与“儿童年龄”进行交互分析。
第二，“家庭本地月收入”在老一代流动人口3-12岁子女随迁模型中系数为正，但不显著。而在新生代流动人口3-12岁子女随迁模型中系数为正，且具有较高的显著性。这说明在利用流入地收入因素预测流动人口是否安排其子女随迁时应该考虑代际因素的调节作用，也就是说流入地的收入因素对于流动人口子女是否随迁的影响在代与代之间是不同的。后续模型中会对“代际”与此变量进行交互分析。
第三，“流动范围”为分类变量，以“市内跨县”为参照组，从模型结果中可以看出，“跨省流动”和“省内跨市”只在新生代流动人口子女随迁决策问题上产生显著的负向影响，而在老一代流动人口子女随迁决策上的影响不显著。说明相比于市内流动，省内跨市和跨省流动这两种流动类型均不利于新生代流动人口子女随迁，从“跨省流动”和“省内跨市”的系数上来看（分别为-0.537和-0.463），新生代流动人口流动距离越远其3-12岁留守子女随迁的可能性越小。
第四，“流入地社会资本”为虚拟变量，有当地社会资本取值为1，没有为0。从模型结果来看，该因素对老一代流动人口子女是否随迁起着显著的正向作用，而对新生代流动人口子女是否随迁则没有显著影响。说明在流入地是否有社会资本是老一代流动人口安排子女随迁的一个制约因素，而在新生代流动人口子女随迁问题上无显著影响。这一点可能是因为两代流动人口在城市融合上所存在的差异造成的。有研究表明，新生代流动人口城市融入程度高于老一代流动人口。［8］社会资本可以促进流动人口更好地融入城市，而更高程度的社会融合又会产生更广泛的社会资本。因此，相比城市社会资本更多的新生代群体，老一代流动人口子女是否随迁受到父（母）城市人脉关系因素的制约。
饭毕，两人前后走出大厅。大门口，王树林接过辛娜的伞，擎在手中，另一只手自然而然地揽在了辛娜的腰间。手感柔滑。辛娜甚至还主动将身子往王树林这侧靠了靠，这让王树林心尖的芽苞增大了一圈。他走得很慢，辛娜配合着他的缓慢。他们缓慢地走向停车场。在辛娜的车前，王树林终于忍不住拉开了车门。辛娜说，谁同意的？
最后，本研究并未发现流动人口子女随迁过程中存在显著的性别偏好。说明新、老两代流动人口子女随迁决策的过程也许并不存在“男孩偏好”或者是随着时间的推移，两代流动人口的性别观念都趋于平等化。这点与以往结论有所不同。其他变量，如“本人受教育程度”在新、老两代人的模型中均表现出了显著性。但对新生代流动人口来说，也是在本人受教育程度达到本科以上才显示出显著的正向影响。“流入本地年限”在新、老两代流动人口子女随迁模型中均表现出显著的正向影响，说明流入时间越长，越有利于子女随迁的发生。而相比流入西部地区，东部成为新老两代流动人口子女随迁的最不“友好”地区，中部地区则与西部地区无显著性差异。“就业身份”在两代流动人口子女随迁问题上影响一致:参照于雇员来说，雇主、自营劳动者和家庭帮工均有利于新老两代子女随迁的发生。说明工作时间弹性越大，越有利于子女随迁。相反，若工作时间过长，经常加班，会导致其无暇顾及随迁的子女，不利于子女随迁。“是否夫妻共同流动”在两代流动人口中均产生显著的正向影响，说明夫妻共同流动会促进流动人口子女随迁的发生。这点是很容易理解的，因为要安排子女进城生活，首先要为孩子提供一定的物质基础，除此之外恰当的照料者则是最重要的因素。此外，夫妻共同流动的流动家庭在城市定居的可能性也更大，因此更易安排子女随迁。
（四）交互模型
从表2、3模型结果可以看出，新生代流动人口与老一代流动人口关于其子女随迁决策过程确实存在差异，具体表现在“儿童年龄”、“流入地月收入”以及“流入地的社会资本”等几个方面。为考察具体的差异机制，本文做了以下两个交互模型:分别用“代际”与“收入”和“儿童年龄”做了交互。
表4是在控制其他变量的情况下，“代际”分别与“收入”和“儿童年龄”做交互后的结果。表4显示，代际变量在两个模型中均有显著性，且系数均为负值，说明总体来看，新生代流动人口比老一代流动人口安排子女随迁的可能性低。这与表2的结果是一致的，此处不再赘述。
表4 交互分析
注：***P＜0.001，**P＜0.01，*P＜0.05；限于篇幅，表中未汇报标准误和控制变量的回归结果。
交互模型2（代际×儿童年龄）系数交互模型1（代际×收入）系数-0.8 0***—0.0 6**已控制7 3 9 4代际（新生代=1）代际×收入代际×儿童年龄其他变量样本量-1.8 7*0.1 7—已控制7 3 9 4
在交互模型1（代际和收入的交互模型）中，交互项系数为0.17（统计上不显著）。这就表明在控制其他变量的影响下，对于新生代流动人口而言，收入对子女随迁的影响要比老一代流动人口子女随迁的可能性高19%（见图3）。我们也用3-15岁的孩子样本来检验代际和收入的交互项的作用，其他变量不变。结果显示交互项系数统计上显著。这说明收入对随迁子女代际差别在高年级孩子群体中更明显，在城里念初中的费用要比小学高很多。
同理，在交互模型2中，交互项系数为0.06，说明在控制其他变量的影响下，子女年龄每增加一岁，对新生代流动人口子女随迁的影响要比老一代流动人口安排子女随迁的可能性高6%（见图4）。
图3 代际与本地月收入交互
资料来源：来自卫计委2013年流动人口动态监测八城市数据。
图4 代际与儿童年龄交互
资料来源：来自卫计委2013年流动人口动态监测八城市数据。
对于这种收入效应的差异，一个可能的解释是:伴随着收入的增加，相比老一代流动人口，新生代流动人口可以优先安排子女随迁。这是因为:首先，从家庭结构角度出发，改革开放以来尤其是20世纪90年代以来，我国家庭结构迅速核心化，核心家庭大量增加。［17］传统大家庭解体，核心家庭占据主导地位，从而不可避免地导致代际关系倾斜、代际关系重心下移现象，人们更加注重对自己子女的抚养和教育的投入。［18］其次，如前文所述，出生于80年代后的新生代流动人口父母的年龄尚未达到需要由子女照顾和赡养的阶段，他们在生活上可自理，因而新生代流动人口在客观上也可以优先考虑对子代的抚养而非对上代的赡养义务。再次，全民参与的计划生育运动深刻而有效地影响、冲击着人们的生育观，人们已经习惯并享受优生优育所带来的生活“红利”，我国人口生育观念和生育水平已经发生了根本性的变化。有研究表明，80年代出生的育龄妇女少生、晚生、优生的意愿趋势明显，以孩子为中心的观念也在弱化，性别选择更趋向无偏好化。［6］因此新生代流动人口比老一代流动人口家庭子女数少。更少的子女数意味着更少的随迁成本和城市生活、教育成本，实现起来也更容易，可能性更大。最后，新生代流动人口的外出动因是寻求发展，他们有更强的城市定居意愿，他们的未来是在城市生活，可以合理预期新生代流动人口将子女留在老家只是暂时的，当经济收入达到一定程度时，他们会带自己的孩子进城生活，而不是让孩子留守在老家。
反观老一代流动人口，他们受自身局限性（如较低的受教育程度、寻求生存的外出动因和较少的价值诉求等）、父母需要赡养、传统观念以及生育观等的影响，当收入有所提高时，他们需要综合考虑各方开销并将家庭收入合理分配在赡养老人和抚养子女等事宜上。因而，当收入提高时，新生代流动人口可以“集中财力”来安排子女随迁，而老一代流动人口则需要将家庭收入合理划分，妥善配置。
另外有研究认为流动人口子女是否随迁受到流出、流入地相关因素的双重影响。从流动人口子女在流出和流入地两种生存状况着手进行研究，梁宏等认为日常生活中的家庭结构及其父母的居住模式是流动儿童和留守儿童各种问题的根源，其研究发现流动人口子女是否流动在很大程度上受制于自己年龄、农村的社会支持、迁移距离和父母在城市的生存状态，同时他们的流动与否不仅是父母的理性选择的结果，还与国家、地方、生产等方面的制度有关。［13］
五、结论和讨论
本文使用卫计委2013年“流动人口动态监测数据”，对新老两代流动人口子女随迁决策问题进行了比较研究，主要得出以下结论:
第一，新生代流动人口比老一代流动人口安排其3-12岁子女随迁的可能性低。
首先，新生代流动人口在平均城市居留时间上比老一代少1.4年，最长居留时间少15年。显然，新生代流动人口在城市居留时间没有老一代流动人口长，他们在城市的适应、融合以及各方资源的积累自然不如老一代流动人口丰富和广泛。
其次，子女外出打工后，留守农村的父母不但无人赡养，还要肩负起抚养孙辈的重任。样本中新生代流动人口父母平均年龄为54岁，老一代流动人口父母平均年龄为64岁，可以看出新生代流动人口的父母在抚养孙辈上有明显的年龄优势。也就是说，新生代流动人口可以把子女留在老家由父母代为抚养，而老一代流动人口的父母年纪较大，自身都面临着严峻的健康和经济困难，更不可能为子女照顾孩子。
此外，值得关注的是，随着我国流动人口群体代际更替，新生代流动人口的比例在逐年提高。但新生代流动人口带子女随迁的比例相对降低至少在短期内将会导致更多的留守儿童。因此，除了考察新生代流动人口带孩子的比例相对降低的深层次原因之外，更应该审视现存流动儿童教育政策和制度，为流动人口子女提供更完善的城市受教育环境。
自从中国实行改革开放以来，我国社会走上了转型之路。各种思想文化的激荡也造成了人们思想观念的巨大转变。为避免不良文化对于青少年身心的侵蚀，故而要积极开展传统文化教学，引领学生建立正确的人生观、价值观。只有以中华传统文化和民族精神为支柱，才能担负起中华民族伟大复兴的历史责任。
第二，新、老两代流动人口3-12岁子女随迁决策过程在“儿童年龄”、“家庭本地月收入”、“流动范围”以及“社会资本”这四个变量上表现出不同。
第三，在做交互分析后发现在控制其他变量的影响下，本地月收入每提高1%，新生代流动人口比老一代流动人口安排子女随迁的可能性高19%。子女年龄每增加一岁，新生代流动人口比老一代流动人口安排子女随迁的可能性高6%。
这种“收入效应”和“年龄效应”的差异很有可能是由于两代流动人口在家庭结构、生育观念、城市定居意愿和自我价值诉求等方面的差异所造成的。新生代流动人口由于其强烈的城市定居意愿导致他们的子女随迁机会随子女年龄增大而提高，而老一代流动人口在子女随迁问题上则面临着更大的决策困境。
因为板料的性能异性还有凸、凹模间隙不平等原因，拉深后零件端口通常都不齐，就是在拉深高度方向加一个修边余量,查表2得:δ=3.0。
新生代流动人口安排子女随迁的比例相对降低将会导致更多的留守儿童。因此，新生代流动人口安排子女随迁的比例相对降低的深层次原因需要深入研究。其次，新生代流动人口多的城市应积极增加有关教育设施，制定并完善教育保障制度。最后，新型城镇化是以人为本、强调实现人的全面发展和公共服务协调发展的城镇化。而随着新型城镇化的发展，我国流动人口群体内部的差异和分化将会更加复杂、频繁。这就要求各城市应准确把握本区域内流动人口结构，了解本区域内不同代际流动人口的困难和价值诉求，制定有的放矢、与时俱进的流动人口社会保障政策和制度。
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A Comparative Study of Parental Migration Decision for Children of Two Generations of Floating Population in China
LI Wenli，LIANG Zai
（School of Humanities and Social Sciences，Xi’an Jiaotong University，Xi’an Shaanxi，710049，China）
Abstract:The new generation of floating population has become the main force of China’s floating popula⁃tion，and the new and old generations of the floating population have shown differences among several di⁃mensions.Using data from“the 2013 China Dynamic Monitoring Survey of Floating Population”，we exam⁃ine differences of parental migration decision making process for children between the old and new floating population generations in China.We focus on children ages 3-12.We find that the new generation of the floating population is less likely than the old generation to take their children to join them in migrant desti⁃nations.These differences are mainly reflected in four factors:“child’s age”，“family monthly income in destination cities”，“migration distance”and“social capital in destination cities”.Results from models with interaction terms show that，when“family monthly income in destination cities”and“children’s age”increase，the new generation of floating population is more likely to arrange their children（3-12 years old）to migrate with them than the old generation after controlling for other factors.Finally，we argue that the de⁃creased probability of taking children to migrant destinations among the new generation of the floating popu⁃lation is likely to lead to creation of more left-behind children.Therefore，this problem deserves further ex⁃ploration.Moreover，cities with large numbers of floating population would do best to understand the age composition of the floating population in its region and to provide educational infrastructure and improve ed⁃ucation system.
Key Words:Floating Population，Child Migration，Generational Differences
【中图分类号】C922
【文献标识码】A
doi：10.16405/j.cnki.1004-129X.2019.03.007
【文章编号】1004-129X（2019）03-0077-14
【收稿日期】2018-12-03
【基金项目】国家社科基金重点项目：留守儿童与流动儿童发展状况动态监测研究（15AZD053）
【作者简介】
李文利（1987-），女，陕西西安人，西安交通大学人文学院社会学系博士研究生；
梁 在（1960-），男，吉林长春人，西安交通大学人文学院社会学系长江学者讲座教授，纽约州立大学奥尔巴尼分校社会学系教授。
［责任编辑王晓璐］
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