【摘 要】随着中国城市化进程的加快，少数民族流动人口的社会参与引起研究者的重视。但现有研究主要以质性研究和区域研究为主，尚无法反应少数民族流动人口社会参与的整体状况。本研究利用卫生计生委2014年中国流动人口动态监测调查数据对流动人口社会参与的民族差异进行考察。研究发现：社会参与是多维的且进程不一的过程，少数民族流动人口与汉族流动人口在社会参与的不同维度上存在差异。具体而言，少数民族流动人口在养老保险等制度性参与方面要显著低于汉族，但少数民族流动人口在同乡会等同质群体参与方面和汉族比却没有显著差别；在社区文体活动等社会活动参与方面少数民族流动人口要弱于汉族。在利用倾向得分匹配法纠正可能的偏误后，所得结果依然稳健。国家应重视社会参与的民族差异，促进民族融合。
【关键词】少数民族流动人口 汉族流动人口 社会参与 民族差异
一、引 言
近些年少数民族流动人口增长迅速，规模增大。据2010年第六次全国人口普查数据显示，我国少数民族流动人口总量达到1522.9万人，相比2005年的978.4万人增长了544.5万人，年均增长108.9万人。另据学者通过对少数民族人口流动趋势的分析，估计少数民族人口流动进程相比全国人口滞后15年或更多，未来少数民族流动人口还会持续增多[1]。无独有偶，段成荣等利用2013的抽样调查数据，认为少数民族参与社会流动的总体规模虽然较低，但是增速明显，今后少数民族的跨省流动，举家迁移的情况会越来越多[2]。少数民族流动人口的出现和加速增长，同时带了一定的社会问题。尤其是在人员密集、互动频繁的城市中，少数民族人口频繁流动加剧了城市民族关系的复杂性，2009年广东韶关6.25事件、新疆7.5事件便从一定程度上体现了少数民族流动人口所引发的社会冲突。少数民族流动人口引发的社会问题加上了民族的标签，更具有敏感性，若处置不当，会影响到民族关系的稳定乃至民族关系的全局。
图8定量分析了泄漏量对阀芯速度大小及稳定性影响，改变BAF01模型参数，分别对泄漏模块中clearance on diameter取值为0.2 mm、0.25 mm、0.3 mm、0.35 mm，定量的分析泄漏量对阀芯速度的影响。发现在仿真时间为2 s时，所得出的活塞运动速度分别为0.003 739 7 m/s、0.003 459 0 m/s、0.003 015 6 m/s、0.002 377 1 m/s，得出随着液压缸泄漏量的增大，活塞的速度逐渐降低。
社会融合是少数民族流动人口问题的重要方面。目前学界对中国流动人口社会融合的研究很多，但是一方面仍停留在引进转化西方理论框架阶段[3][4]，没有重视中国流动人口内部的异质性，其中对少数民族流动人口探讨就比较少；另一方面现有社会融合是指标体系庞大的概念，大而全则失于精准。很多研究者在其社会融合框架中都将社会参与作为重要指标[5][6][7][8]。但大多将社会参与操作化为单一维度的指标，并且各个学者间对社会参与的定义存在着冲突。正如西方学者在批评社会资本理论的提出者普特南时所指出的，社会参与不仅仅是社会资本的一个方面，社会的发展总是带给社会参与不同的维度[9]。国外的社会融合研究已经逐渐开始关注不同群体如青年人、妇女、移民、少数民族的不同维度的社会参与，研究更加多维和细化。中国流动人口社会融合的研究已经完成了西方理论体系引进的阶段，下一个阶段面临的任务是如何更加细分人群，细化研究的维度。本研究意图基于中国国情，进一步细化社会参与的维度，重点关切少数民族流动人口这个弱势群体的社会参与。
双波长法分析测定汉中莲菜支链淀粉和直链淀粉的含量…………………………………… 张 晨，江 海，孙 明，雷凯鹏（112）
二、文献综述
（一）社会参与
社会参与具体是指什么，学界至今还没形成统一的看法。国内外对社会参与的定义存在差异，戈登认为社会参与是一种结构性融入，是指移民个体和群体在制度与组织层面的社会参与度的增加，移民有机会与各种社会组织进行沟通交流。而中国的学者则将与邻居的交往也算是社会参与的一种[10]。还有学者更喜欢将社会参与当作社会资本的代名词[11]。
中国对于流动人口社会参与的研究主要隐含在流动人口社会融合的研究中，专门的社会参与研究较少，且大部分以质性研究和区域研究为主。王琛、周大鸣通过对深圳民俗村的个案调查发现由于流入的时间和社会交往网络的不同，不同民族的社会融合有差距[17]。李伟梁于2005年7月至8月在武汉市进行了一次关于少数民族流动人口的城市适应与社会支持调查，提出少数民族流动人员的城市生存和适应包括经济、社会和文化心理等三个层面，其生存和适应主要受户籍身份、民族因素和自身素质等三大因素的影响[18]。颜咏华、郭志仪（2015）基于近两年甘肃省流动人口动态监测调查数据，从经济融合、社会参与和心理认同等三个维度对甘肃省流动人口的社会融合状况进行了分析，认为流动人口的社会参与整体较差[19]。此外还有一些学者，对于少数民族聚集区的研究涉及到社会参与问题，如北京的牛街回族聚集区[20]，维吾尔族聚集区新疆村[21]等等。当然，汉族流动人口也存在聚集的情况，也有学者对此进行研究，例如北京的浙江村[22][23]。
（二）国内外社会参与相关研究
社会学者涂尔干在其名著《自杀论》中提出社会整合概念[15]，其实包含了两个层面的意思，一是个人要能适应社会变革所带来的新规范，另一个就是强调个人作为社会成员要进行社会参与。当然，在涂尔干那个时代，更侧重公民参加职业群体，进而参与政治。而现在更多是将社会参与和社会资本联系起来，普特南认为社会参与实际上是社会资本的一个方面，民众参与社会组织和社会团体的过程就是获得社会资本的过程。但近些年有学者对普特南的观点提出批评，他们认为社会参与的含义比社会资本还要宽泛，其中最主要的批评是普特南忽视社会参与中很重要的新的参与形式：公民参与。这种参与可能并不是以建立社会资本为目的，可能只是为了表达意见或者因为社会责任而参与。虽然国外学者对社会参与的定义比较广泛，但是显著的特征就是认为社会参与对于个人增能非常重要[16]。
事实上即使在国外，不同国家对社会参与也有不同定义，日本总务厅统计局《平成8年社会生活基本调查报告》认为，社会参与是一种“社会活动”。这种活动又可以分为两类：一类是从事专为他人服务的“社会奉献活动”；另一类是包含个人目的在内的“社会参与活动”[12]。美国谢布鲁克大学医学系老年研究中心认为社会参与就是个体当前所进行的活动和所扮演的社会角色，不仅包括社会活动，也包括诸如吃饭、洗澡、运动和沟通等日常活动，这些活动为与社会联系所需要[13]。A.Bukov、I.Maas和T.Lampert等人认为社会参与是一种社会导向下的与他人分享资源的行为，社会参与可以划分为集体性社会参与、生产性社会参与和政治性社会参与等类型[14]。从各自不同的定义来看，社会参与不是一种单一维度的指标，事实上有着各种各样的社会参与，而很多学者强调社会参与是一种结构性参与，又因不同的国家政策和政治环境而又有所不同。在中国语境下研究社会参与，尤其是流动人口的社会参与，也必须考虑中国的国情。
在参照相关文献并考虑中国国情的基础上，本研究将社会参与分为制度性参与和自发性参与，自发性参与又可细分为同质群体参与和社会活动参与。
三、概念界定和研究假设
总体来看，首先对于中国流动人口的研究目前还仅仅是停留在社会融合的大框架下，很少具有针对性的社会参与方面的研究，更少有专门的少数民族流动人口社会参与的研究。虽然在一些社会融合研究中涉及到社会参与，一方面是简单的比较，而没有对其他变量进行控制，很难说一些社会参与不强就是因为民族差异造成的，另一方面，一些研究把结构性的国家推动的制度性参与和自主性参与混合在一起比较难区分。其次目前大多数研究都是质性研究，相关定量研究也仅仅是局部地区，缺乏中国整体范围的比较，很难说有代表性。因此本研究选择社会参与这个社会融合中的一个小点，进行更准确的操作化，力图呈现少数民族流动人口和汉族流动人口在社会参与方面多维度的差异。
制度性参与是指在国家通过政策或者制度方面推动的流动人口的参与。无论是早期的社会融合研究的先驱戈登还是后面的研究者都有所涉及。如戈登认为移民融入包括结构性和文化性两个维度，结构性融入是指移民个体和群体在制度与组织层面的社会参与度的增加，移民能够有机会与各种社会组织进行沟通交流。杨格—塔斯（Junger-Tas）认为移民融入包括结构性融入，这种结构性融入需要政府发挥作用。也有学者认为制度性参与是经济融入的一部分，如恩泽格尔（Entzinger）认为，社会经济融入是指移民在就业、收入、职业流动、社会保障等方面的改善状况，而这些方面都与国家政策制定有关系[24]。有的中国学者也表达了类似的观点，如颜咏华、郭志仪认为提高经济融合水平的关键在于提升其职业阶层；城市流动人口社会参与不足，流入时间较短、未享有城镇职工医疗保险、收入水平不高等问题严重限制了城市流动人口的社会参与。还有学者将制度性参与当作单独的部分研究。肖昕茹对比分析了少数民族流动人口相对于汉族流动人口以及本地户籍人口在经济就业“行为模式”制度障碍以及主观认同方面的社会融入差异，认为少数民族流动人口在制度保障方面并没有得到公平对待，在社会保障以及劳动保障方面都处于弱势地位[25]。
改革开放以来，中国整体上属于一个强政府国家[26]。政府对社会也具有较强的管控能力。现实中，中国的很多变革也是通过政府出台政策来统一推行的。所以研究中国的社会参与必须考虑政府所推动的制度性社会参与。这在中国表现为很多形式，例如村委会居委会选举的参与，党团活动的参与，社会保障的参与，工会的参与等等。但就目前来看，中国的这种制度性的社会参与还存在门槛限制，例如：只有党团员才能参与党团活动，工会会员才能参与工会活动，村居委会选举活动参与也需要有选民身份。因此这里选取门槛较低且覆盖比较广泛的养老保险参与作为制度性参与的指标。目前中国主要有城镇职工养老保险，城镇居民养老保险，新型农村社会养老保险（简称新农保）三种养老保险制度。根据《中国社会保险发展年度报告2014》，截至2014年底，职工和城乡居民基本养老保险参保人数合计达到8.42亿人，其中2.29亿人领取基本养老金，符合参保条件的人数约为10.5亿人，职工和城乡居民基本养老保险总体覆盖率已到80%左右[27]。在养老保险参与程度如此高的情况下，少数民族流动人口和汉族流动人口是否存在参与上的差异。从政策角度来说，《劳动法》、《劳动合同法》都明确规定劳动者享受参加社会保险的权利，并且在法律文本中没有表现出汉族和少数民族在社会保险参与方面的差异，所以在流动人口中少数民族和汉族在社会保险参与方面应该不存在制度性的差异。因此，提出假设1：
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自主性参与主要是流动人口自主参与的社会组织或社会活动。这在很多文章都涉及到的。如杨格一塔斯认为移民融入包括结构性融入、社会—文化融入和政治—合法性融入三个方面。社会文化融入主要体现为移民自主参与各种社会组织、与外群体进行人际沟通能力的发展以及行为模式的变化。王琛等通过对深圳民俗村的个案调查，认为少数民族流动人口，除了同学、战友、同乡、同事之外，还可能有广泛的社会联系，参与广泛的社会活动。李伟梁的研究认为，少数民族流动人口很少参加体育锻炼，参加社区活动等项目。可以看到，对流动人口进行自主性参与的研究并没有对同质群体参与和社会活动参与进行区分。所谓同质群体参与主要是流动人口参与老乡会、家乡商会组织、同学会等与自身具有同质性的组织。很多学者在研究流动人口在城市中存在聚集的现象，比如北京的牛街回族聚集区，维吾尔族聚集区新疆村。或者汉族的流动人口聚集区时，例如北京的浙江村，普遍认为同质群体参与无论是对于少数民族或者汉族都很重要，因为同质群体参与往往能带给流动人口归属感和各种资源。所以，提出假设2：
2.少数民族流动人口和汉族流动人口的同质群体参与差异不显著。
定义 1.1[11-12] 设L是有界格。二元算子L2→L满足交换律、结合律、对每个变量都不减,且∀L, 1⊗x=x,则⊗被称为L上的一个t-模。
首先本研究需要明确指出的是少数民族人口的样本数量较少，在总体中，汉族15429人，占比96.48%，少数民族563人，仅占比3.52%，而控制变量又比较多，包括性别、年龄、受教育程度、家庭收入、户口类型、流动原因、住房状态，这样就潜在造成了当控制变量太多的情况下，可供比较的子集的样本量不够多，可能会产生有偏误的结果。所以这里引入倾向值匹配的方式进行稳健性检验。倾向值匹配（Propensity Score Matching，简称PSM）是使用非实验数据或观测数据进行干预效应分析的一类统计方法。倾向值匹配主要是利用“反事实推断”来纠正偏误和混杂变量的影响。
3.少数民族流动人口和汉族流动人口的社会参与存在差别，少数民族流动人口的社会活动参与要弱于汉族流动人口。
总之，奥氮平联合丙戊酸钠治疗难治性癫痫持续状态能提高治疗效果，不会增加不良反应的发生，能促进患者认知功能的改善，有很好的应用效果。
四、数据、模型和变量定义
（一）数据
本研究使用数据来源于国家卫生计生委于2014年组织实施的“流动人口卫生计生动态监测调查”，本研究主要使用其中的C卷“社会融合与心理健康个人问卷”。C卷调查样本兼顾东、中和西部地区，覆盖北京市朝阳区、浙江省嘉兴市、福建省厦门市、山东省青岛市、河南省郑州市、广东省深圳市和中山市、四川省成都市，市内样本均采用多阶段分层PPS抽样，具有较好的代表性。当然数据也有局限，如样本的普遍性和代表性、权数的设定等。故此，对本研究的分析结论需持慎重态度。不过，数据样本量大、覆盖面广，可在一定程度上弥补上述不足。
调查对象流动人口指在流入地居住一个月以上，非本区（县、市）户口的15-59周岁流入人口。每个城市（区）流动人口样本量为2000人，专题调查流动人口为16000人。经过剔除缺失数据，剩余15992个有效样本。样本中，汉族15429人，占比96.48%，少数民族563人，占比3.52%，与2010年全国第六次人口普查数据（少数民族人口占大陆总人口比重为8.49%）相比，少数民族比例偏低，这一方面与抽样城市有关系，另一方面说明了少数民族问卷参与率较低。
（二）模型
本数据库中对参与的界定主要是：二分类的是否参与，因此我们的分析主要用Logistic回归模型进行分析。
Yi代表因变量，分别是制度性参与、同质群体参与、社会活动参与；α0代表总截距，X1-n分别代表自变量和控制变量。μ是随机误差项。
（三）变量定义
1.因变量
由于社会参与仍然是一个较为复杂和抽象的概念，需要将其转化为具体可测量和可操作的变量。从数据的可及性出发，本研究将社会参与操作化为三种类型，一种是制度性参与，主要体现在国家保障的政治权利，其中包括城镇职工养老保险，城镇居民养老保险，新型农村社会养老保险，分别占比30.43%、5.85%、41.40%，只要参加其中任何一种活动便视为进行了制度性参与，形成一个参与或不参与的二分变量。其他两种类型也是这样设置。第二种是流动人口的同质性群体的参与，其中包括同学会、家乡商会组织、老乡会，分别占比9.26%、1.46%、13.81%；第三种是自愿性参与，其中包括社区文体活动、社会公益活动，分别占比25.40%、21.06%。
2.自变量
自变量是民族差异，其中汉族作为参照变量，非汉族为少数民族。
1.少数民族流动人口和汉族流动人口的制度性参与差异不显著。
3.控制变量
在控制变量选取方面，考虑到可能影响到社会参与的社会经济变量，如性别、年龄（年龄为70前、70～80、80～90、90后，70前主要是为了回应中国学术界非常红火的新生代农民工问题，主要是指80-90年出生的这批人）。根据杨菊华的研究表明：与收入相比，教育程度对社区参与、居留意愿的影响同样突出[29]，所以这里将受教育程度作为控制变量。此外，由于受访者是否在城市定居和有长远生活的打算和可能性也会影响到他们的社会参与能力，我们在本研究中还纳入了受访者的在城市的定居状况。很多学者认为户籍制度被认为是一种“社会屏蔽”（social closure）制度，即它将社会上一部分人屏蔽在分享城市的社会资源之外，户口以及与之相关的制度，容易导致农民工城市化进程的中断[30][31]。所以将户口作为控制变量。租房和购房是在中国语境下是极其重要的资产，因此也将其作为控制变量。控制变量具体如下：
本研究控制其他可能影响社会参与或干扰主要自变量与社会参与的变量。受已有研究的启发，并基于数据的可及性，在个体层面，控制性别（测量变量女性，与男性对照）、年龄（分为70前、70～80、80～90、90后，70前为对照组）、受教育程度（分为小学及以下、初中、高中、大专及以上）、家庭收入（进行logit转换）、户口（测量变量为农村户口，与其他户口类型对照）、流动原因（测量变量为“务工经商”，与“因其他原因流动”对照）、现住房类型（测量变量为租房，与购房相对照）。
五、实证结果
（一）基本情况对比
单变量分析结果如表1所示：样本中女性占比45.0%，男性占比55.0%；70前、70～80、80～90、90后分别占比9.0%、26.3%、41.8%、22.9%，农村户口占比86.0%，非农村户口占比14.0%，这反映了城市到城市的流动具有一定比例。受教育水平中，小学及以下占9.4%、初中占50.5%、高中占25.3%、大专及以上占14.7%；流动原因务工经商占94.9%。租房比例为90.1%。家庭月总收入的均值为6433.5元。
表1 少数民族和汉族人口变量统计描述表
变量类型 变量显著性检验性别（%）Pearson chi2（1）=1.5918Pr=0.207队列（%）Pearson chi2（3）=0.5531Pr=0.907社会经济变量受教育水平（%）Pearson chi2（3）=93.4117Pr=0.000t=-0.0849Pr=0.9323 Pearson chi2（1）=0.7121Pr=0.399定居情况变量收入（均值）户口状况（%）流动原因（%）居住情况（%）制度性参与（%）Pearson chi2（1）=1.6100Pr=0.204 Pearson chi2（1）=7.2643Pr=0.007 Pearson chi2（1）=26.9622Pr=0.000因变量Pearson chi2（1）=0.3267Pr=0.568自发性参与（%）男性女性1970前出生70～80 80～90 1990后出生小学及以下初中高中大学专科及以上家庭收入城市户口农村户口务工或经商其他租房其他有养老保险无养老保险同质群体参与无同质群体参与社会活动参与无社会活动参与总计（15992）55 45 9 26.3 41.8 22.9 9.4 50.5 25.3 14.7 6433.5 14 86 94.9 5.1 90.1 9.9 72.3 27.7 18.7 81.3 32.9 67.1少数民族（563）52 48 8.4 27 42.8 22 20.8 48.3 20.4 10.5 6458.3 12.8 87.2 96.1 3.9 93.4 6.6 62.7 37.3 17.8 82.2 24.9 75.1汉族（15429）55.1 44.9 9 26.3 41.8 22.9 9 50.6 25.5 14.9 6432.6 14 85.9 94.9 5.1 89.9 10 72.7 27.3 18.7 81.3 33.2 66.8Pearson chi2（1）=17.0989Pr=0.000
从少数民族和汉族人口变量统计描述表（表1）来看，无论是从社会经济变量，还是其他变量都能体现出少数民族和汉族流动人口的差异，但是并非所有的差异都是显著的。以显著性检验（p＜0.05）的结果来看，少数民族流动人口受教育水平低于汉族，在小学及以下组，少数民族流动占全部流动人口的20.7%，比汉族要高10个百分点以上，这反映了少数民族流动人口中低学历教育的人口数量仍占一定比例。流动原因方面，少数民族务工经商的略多于汉族。住房情况，少数民族租房占比为93.4%，比汉族要高近4个百分点，这一方面反映了少数民族的城市住房拥有情况不如汉族，另一方面也反映出少数民族的流动性较强。在因变量中，养老保险参与方面，少数民族为62.7%，而汉族为72.7%，汉族比少数民族高近10个百分点，差异显著；同质群体参与无显著差异；其他方面，社会活动参与方面少数民族要比汉族低近10个百分点。
（二）回归结果分析
表2是二元Logistic回归结果，从三个模型的p值都是0.000，这表明模型的非常显著，拟合度较好，自变量能够解释因变量的差异。
模型1的因变量是养老保险参与，代表的是制度性参与。在控制了其他变量的情况下，我们可以明显的看出，相对于汉族流动人口，少数民族流动人口参与养老保险的概率降低了32%，这反映了少数民族流动人口的制度性参与远低于汉族，这推翻了假设1，从一定程度上反映出虽然政策文本和现实情况的差异。同时从控制变量的情况来看：流动人口中，男性女性在养老保险参与方面并不存在显著差异。70后是养老保险参与最强的，随着年龄降低，参与越来越差。这可能是因为70后马上要面临养老问题，所以参与积极性较强。受教育水平方面，学历越高制度性参与积极性越高，这可能与高学历的人更善于对未来谋划有关系，其保险意识更强。收入越高其制度性参与越高。而流动原因方面是务工经商相比其他原因更愿意参与制度性保障。
模型2在同质群体参与模型。模型中，少数民族和汉族流动人口的同质群体参与比值比为1.009，这说明两者的差异很小，同时p值＞0.05，统计不显著，这说明少数民族和汉族流动人口在同质群体参与中并不存在差异。证明了假设2，无论是少数民族流动人口还是汉族流动人口在参与同学会、家乡商会组织、老乡会等同质群体方面没有太大差异，事实上反映了流动人口在流动过程中逐步内卷化的过程。在控制变量方面，模型结果同时还显示，女性的同质群体参与要弱于男性，学历越高同质群体参与积极性越强，收入越高越倾向于参与同质群体。年龄、户口性质、流动原因、住房状况都不显著，也可以说对同质群体影响不大。
(3)同车间及公司三级站在质量数据上缺乏共享与集成，管理和监控滞后，信息获取不够充分，缺乏数据的深度分析。
模型3是社会活动参与模型，我们可以清楚的看到少数民族流动人口相对于汉族社会活动参与更差，从比值比上来看，少数民族流动人口社会活动参与的概率要比汉族低34%。这验证了假设3。模型同时还显示女性的社会活动参与要比男性强，教育程度越高，社会参与越多，这里比较奇怪的是收入越多，反而社会活动参与越差，这可能与收入越多，付出的劳动时间越长，可能社会活动参与的就少。年龄、户口、住房状况与社会活动参与不大。
表2 社会参与回归模型结果
注：（）中为标准误；***p＜0.001，**p＜0.01，*p＜0.05。
变量性别（男性=0）队列（1970前出生=0）控制变量社会经济变量教育（小学及以下=0）女性70～80 80～90 1990后出生初中高中大学专科及以上定居情况变量自变量家庭收入（取对数）户口（城市户口=0）流动原因（其他原因=0）居住状况（其他形式=0）民族（汉族=0）农村户口务工或经商租房少数民族残差P Pseudo R-squared样本量模型1比值比0.948（0.0348）0.830*（0.0607）0.688***（0.0499）0.496***（0.0384）1.386***（0.0884）1.640***（0.117）2.906***（0.254）1.198***（0.0413）1.066（0.0642）1.610***（0.125）0.754***（0.0529）0.680***（0.0617）0.430*（0.146）0.000 0.0257 15992模型2比值比0.862***（0.0362）1.090（0.0930）1.102（0.0924）1.157（0.105）1.393***（0.121）1.749***（0.163）2.372***（0.242）1.085*（0.0409）1.069（0.0677）1.164（0.117）1.055（0.0753）1.009（0.114）0.0547***（0.0209）0.000 0.0105 15992模型3比值比1.134***（0.0393）1.008（0.0681）0.927（0.0620）0.971（0.0705）1.211**（0.0804）1.681***（0.121）2.133***（0.174）0.873***（0.0279）1.033（0.0551）1.236**（0.101）0.895（0.0528）0.704***（0.0703）0.965（0.307）0.000 0.0117 15992
（三）稳健性检验
图1 三种社会参与类型匹配前后的概率值分布
表3 三种社会参与类型最小近邻匹配（1∶1）处理的评估结果
注：***p＜0.001，**p＜0.01，*p＜0.05。
ATT制度性参与最小近邻匹配（k=1）系数0.030***t值-3.890同质群体参与最小近邻匹配（k=1）系数0.033t值-0.420社会活动参与最小近邻匹配（k=1）系数0.027***t值-2.980
社会活动主要是指流动人口日常参与的社会活动，其中包括社区文体活动和社会公益活动等。很多学者都在流动人口研究中提到社会排斥，首先是对流动人口整体的排斥，杨菊华使用2005年全国1%人口抽样调查数据，提出青年乡—城流动人口的绝对经济社会地位和相对融入水平都是最低的，处于三重弱势地位[28]。另一种排斥是对流动人口中少数民族的排斥。肖昕茹对比分析了少数民族流动人口相对于汉族流动人口以及本地户籍人口在经济就业“行为模式”制度障碍以及主观认同方面的社会融入差异进行研究认为：不论是社区活动、社会公益活动以及政治选举活动，少数民族流动人口的参与率均低于汉族流动人口和户籍人口。这说明相对于汉族流动人口，少数民族流动人口更难以融入城市社区。这里，提出假设3：
数学学科知识与数学综合素养并重的教学方式不仅能够在教学之中快速地取得较好的教学效果，同时也能够使学生在未来的数学学习过程中走得更加顺利。总之，在初中数学教学中，我们需要遵循着理论与实践相联系的原则，采取多样化的教学手段，加强学生对数学史的了解，并以评价来充分激发学生在学习过程中的主体作用，从多个方面促进学生数学综合素养的提升。
像阿里巴巴和蚂蚁金服，外界总以为是一家企业，其实是完全不同的两家，中间的协同工作现在是我在做，今后也需要交接给张勇他们。
本研究首先对少数民族流动人口（处理组）和汉族流动人口（控制组）进行倾向值匹配，通过一系列影响流动人口社会参与的因素建立Logit模型，然后根据模型结果估计出不同民族社会参与的倾向值，并在此基础上运用多种方法进行匹配。由于本研究将社会参与分为制度性参与、同质群体参与、社会活动参与，虽然倾向值匹配有多种匹配方法，比如最小近邻匹配、半径匹配、核匹配、样表匹配等等，限于篇幅，这里展示最小近邻匹配（1∶1匹配）的结果。图1展示了匹配前后处理组与控制组倾向值的概率分布情况。从图1可以看出，匹配前两组样本存在一定程度的差异，而匹配后，制度性参与的两组样本的差异明显缩小，接近了随机试验的效果。同质群体参与和社会活动参与本身的样本差异不是很大，在匹配前后样本差异也有一定的改善。
还有的由于养殖场饲养管理水平差或者养殖环境不佳，鸡群经常处于应激状态，加上饲料毒素的存在，鸡群的抗病水平很差，经常会发生大大小小的疾病，造成蛋鸡的死亡或产蛋率的下降，养殖场为了治疗疾病，就会使用大量的药物，这其中就有很多是蛋鸡产蛋期禁用的，违规使用势必会造成鸡蛋药残的情况。
接下来，本研究测算了社会参与的三种类型匹配后少数民族流动人口和汉族流动人口两组样本的ATT，ATT代表处理组平均处理效应（Average Treatment Effect on Treated），是倾向值匹配最为关注的指标。如表3所示，采用最小近邻匹配（1∶1），ATT的测算结果显示，在消除了样本间可观测的系统性差异后，少数民族流动人口的制度性参与要显著弱于汉族，少数民族流动人口同质群体参与和汉族的差异不显著，少数民族流动人口的社会活动参与要弱于汉族。这进一步检验了前文Logistic回归模型的结果的稳健性。
六、总结和讨论
流动人口的社会参与是一个长期复杂的动态过程和多元要素形塑的结果。本研究从一个截面时点上，考察民族因素在社会参与中的作用。本研究通过文献分析并结合中国国情，提出社会参与的多维性，在不同的维度，民族因素的影响可能不同。通过Logit模型，在控制其他变量的情况下来考察民族性质对社会参与的影响，证明了这种少数民族流动人口和汉族流动人口在社会参与的多维差异，其中在制度性参与和社会活动参与中存在明显的差异，但在同质群体参与中并没有差异。
根据该地区的地质背景以及相关特征进行进一步分析，将其夹沟地区的找矿标志进一步归列为脉岩标志，断裂裂隙标志以及围岩主变标志与矿化标志等等类型。
具体而言，在制度性参与方面，国家主要是通过政策来推动养老保险等制度性参与，虽然《劳动法》、《劳动合同法》并没有社会保险民族差异的条文，但实证数据表明，至少在养老保险这一普遍化大众化的参与中少数民族流动人口和汉族流动人口是存在差异的。这可能是少数民族自身受宗教文化等影响，自身参与意愿不够强烈；另外也不排除在政策实施的过程中会出现排斥或限制少数民族流动人口进行制度性参与的情况。在同质群体参与方面，本研究的结果验证了很多质性研究学者在调查同质群体聚集区时提出的观点，流动人口在选择流入地的时候是具有选择效应，会优先选择同乡较多的地区，这样刚刚进行流动的人就可能得到同乡的关照。其实从这一维度来说，同质群体参与更多是基于建立社会资本的需要。这种现象无论对于汉族还是少数民族都是一样的，但同时这也说明流动人口更容易选择与同质群体交往甚至聚居在一起，从某种程度上来说不利于流动人口加强同质群体外的交往，容易造成民族流动人口的内卷化，形成诸如欧美的流动人口聚居区，对社会管理造成压力。在社会活动参与方面，事实上汉族和少数民族流动人口都比较弱，这可能是由于大部分流动人口都是务工经商人员，没有太多的闲暇时间去参与社会活动。但是少数民族还要弱于汉族，这可能有内外两种因素，外因是少数民族流动人口相对于汉族可能会遭受到社会排斥，尤其是在体貌特征上具有民族特征的流动人口在参与文体活动或者公益活动时，会被“另眼相看”，而且在服饰和饮食上的差异也会加剧这种排斥；内因是少数民族流动人口如前文所述可能更乐于与同质群体交往，缺乏参与社会活动的主动性。国家应该重视流动人口社会参与的民族差异，面对少数民族流动人口可能存在同质群体聚集交往的“内卷化”现象，同时少数民族流动人口相对于汉族可能存在被歧视的状况，通过多种措施，防范流动人口中的民族歧视和民族隔离，促进民族融合。
户口系统是中国具有鲜明特色的制度，但是我们通过模型看到同样是流动人口，无论你是来自于城市，还是来自于农村，其实对自身的社会参与影响不大。这一方面可能是针对流入地来说，流动人口都是外地人，无论是持有城市户口的外地人还是持有农村户口的外地人。而且很有可能城市到城市流动的人口有较大部分是属于从小城市流动到大城市的人口。另外一个原因，是中国户籍改革的启动已经有了成效，如不在过分强调附着在户口上面的社会保障，现在除北京、上海、广州、深圳等超大城市外，居住证制度的实施，更有利于无论是流动人口还是户籍人口都享有相同的权利。中国的少数民族移民在基本的公共服务领域受到的待遇和其它移民没有差别.但是这不排除移民整体仍然比本地人因为户籍制度的原因受到更多的制度性排斥.不过这组数据无法显示它们之间的关系.但是有很多其它的研究能够提供这方面的信息。
当然这篇文章是一种探索性研究，尚存在不足。例如少数民族流动人口数量较少，没有对不同民族的社会参与状况进行更细致的分析；问卷设置限制，不能涵盖更多的变量等问题，有待今后出现更好的调查再进一步进行研究。
共116个被试，即58对家长与孩子参与实验，其中3组被试因未认真填写量表或儿童不配合实验等原因而删除，进入数据分析的有55对亲子。55名家长的平均年龄为36.00岁，SD=3.82岁，Range=32～43岁，其中父亲7名，母亲48名，家长中有28名信仰基督教，27名无宗教信仰。55名儿童平均年龄为5.02岁，SD=0.66岁，Range=3.91～6.50岁，其中男孩28名，女孩27名。
总的来讲，流动人口的社会参与是一个具有多维度的概念，在社会融合研究蓬勃发展的今天，我们更应该细化研究，通过进一步深入研究其内部机理，促进整体社会融合或社会排斥的研究。我们也清楚，民族问题并不是一个简单容易解决的问题，这一问题背后有着复杂的历史和现实原因。但是我们的研究揭示了遮掩在城乡二元矛盾下的民族差异，有助于其他学者对日益加速的城市化进程提供更好的政策建议。✿
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Ethnic Differences in Social Participation of Migrants：An Empirical Study Based on China Migrants Dynamic Survey in 2014
ZHAO Yu-feng1，HU Xin-qiang2
（1.Social Development Research Institute，Chinese Academy of Macroeconomic Research，Beijing，100038，China；2.Civil Aviation Management Institute of China，Beijing，100102，China）
【Abstract】With the acceleration of urbanization in China，the social participation of ethnic minority migrants has attracted the attention of researchers.However，the existing research is mainly based on qualitative research and regional research，and it cannot reflect the overall situation of social participation of ethnic minority migrants.This paper investigates the ethnic differences in social participation of migrants by using China Migrants Dynamic Survey（CMDS）in 2014.The study found that：social participation is multidimensional and the process of different processes，and there are differences between ethnic minority migrants and the Han migrants.In particular，the migrants of ethnic minorities is significantly lower than that of the Han nationality in terms of institutional participation such as old-age insurance.However，there are no significant differences between the minority population and Han migrants in the Homogenous group participation.And general activities Participation like community sports in the minority population is weaker than the Han population.The results still appear robust after the study corrects the possible bias using the propensity score matching method.The government should pay attention to ethnic differences in social participation and promote ethnic integration.
【Key words】Ethnic Minority Migrants；Han Migrants；Social Participation；Ethnic Differences
【DOI】10.15884/j.cnki.issn.1007-0672.2019.02.003
【收稿日期】2018-08-10
【中图分类号】C922
【文献标志码】A
【文章编号】1007-0672（2019）02-0025-12
【基金项目】财政部基本科研业务经费课题（国家发展和改革委员会宏观经济研究院社会发展研究所）“流动人口的婚姻状况研究”。
【作者简介】赵玉峰，男，山东济南人，中国宏观经济研究院社会发展研究所助理研究员，研究方向：社会人口学；扈新强，男，黑龙江黑河人，中国民航管理干部学院，研究方向：社会人口学。
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