李 艷，齊 亞

（西安工程大學管理學院，陜西西安 710048）

一、背景及文獻綜述

在不斷推進城鎮(zhèn)化和保障進城落戶農(nóng)民權(quán)利的背景下，我國流動人口規(guī)模及城鄉(xiāng)勞動力轉(zhuǎn)移存量和增量不斷增加。統(tǒng)計顯示[1]，流動人口規(guī)模每年保持在2.5億左右，其中80%以上流動人口是以家庭為主體進行遷移。大規(guī)模家庭化遷移的出現(xiàn)，替代了以個體流動為特征的原有格局（盛亦男，2013）[2]，成為當下流動的主要模式，現(xiàn)階段流動人口家庭化遷移進程也已跨過夫妻共同流動階段，開始向核心家庭化階段過渡（段成榮等，2013）[3]。家庭化遷移作為流動人口市民化的必經(jīng)階段，除規(guī)模上占絕對比例外，還是流動人口市民化的“加速器”，因此促進流動人口及其家庭定居落戶于城市，是推進以人為本的新型城鎮(zhèn)化高質(zhì)量發(fā)展的重要任務。

為了加快農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，政府健全完善戶籍制度改革配套政策推進城鎮(zhèn)基本公共服務常住人口全覆蓋。2019年我國常住人口城鎮(zhèn)化率為60.60%，戶籍人口城鎮(zhèn)化率只有44.38%，由此可判斷流動人口定居意愿與市民化行為不同步、不協(xié)調(diào)，他們大部分處于“真空層”狀態(tài)下，漂泊不定。流動人口內(nèi)部分化也很明顯，差異較大，家庭化遷移流動人口定居意愿比個體遷移流動人口定居意愿強烈（李珍珍、陳琳，2010）[4]，但實際上前者也存在著有定居意愿但無定居能力的現(xiàn)狀[2]，長此以往不僅會影響到流動家庭中每個人的生活福祉和幸福指數(shù)，還會阻礙到我國城鎮(zhèn)化進程的進一步發(fā)展。流動人口過渡到市民是一個漫長的過程，而要解決“居留不落戶”的現(xiàn)象更需要以了解流動人口家庭定居能力、尊重流動人口定居意愿為基礎深入細致推進，這也是本文的核心任務和重點內(nèi)容。

定居意愿作為“移居－適應－融入”鏈條的初始端，在全面準確認識中國人口遷移流動的流向、過程和制約因素上發(fā)揮了重要作用（朱宇、林李月，2019）[5]。關于流動人口定居意愿的影響因素，學術界從多個層面進行探究，概括起來主要包括個體特征、經(jīng)濟特征、社會特征、流動特征等（艾小青等，2021[6]；Zhu、Chen，2010[7]）。其中經(jīng)濟特征是影響家庭遷移[8]和城市定居[7]的剛性因素，收入作為經(jīng)濟特征的核心因素，它的高低直接影響到流動人口及其家庭在城市生活質(zhì)量的好壞，大部分學者們認為流動人口絕對收入的提高，其財富積累水平和經(jīng)濟地位也將提高，城市生活風險減小，也越傾向于留在城市（蔡成彬、陳心穎，2018）[9]，也有部分學者持相反觀點認為絕對收入對流動人口定居意愿的影響不顯著（梁士坤，2016）[10]。

從上述研究來看，絕對收入對定居意愿的影響并不是絕對的，而相對剝奪理論認為應該著重研究相對收入，Stark證明引發(fā)移民的動因不是兩地“絕對收入”的差距，而是基于同參照群體比較后可能產(chǎn)生的“相對剝奪感”（相對收入低），因相對收入低導致遷移，并且群體的參照組會隨著時間而變動（Stark，1984[11]；Stark、Yitzhaki，198812]）。但在Stark、Taylor和Yitzhaki關于相對剝奪和移民的開創(chuàng)性工作之后，相對剝奪理論很大程度上被移民文獻所忽視。20世紀90年代初以后，只有少數(shù)研究考察了相對收入和遷移之間的邏輯關系，且研究都發(fā)現(xiàn)兩者之間存在積極的聯(lián)系（Kafle et al.，2020）[13]。

當移民相對收入?yún)⒄战M為原籍地人口收入時，相對收入低對墨西哥、美國、印度境內(nèi)遷移均有影響（Quinn，2006[14]；Flippen，2013[15]；Czaika，2011[16]），無論是對發(fā)達國家，還是發(fā)展中國家，相對收入低會是移民意向的重要驅(qū)動力，低收入群體對收入分布變化的感知更為敏感，遷移率也更高（Jestl et al.，2017）[17]，他們與其是在追求絕對收入，不如說是想要提高相對收入（Basarir，2012）[18]，提高家庭在參照群體中的相對收入水平（Antinyan、Corazzini，2016）[19]，以此來減弱剝奪感，提升獲得感、幸福感。

國內(nèi)學者研究流動人口相對收入的視角涉及三類，第一類是以原籍地居民收入為參照對象，打工收入比務農(nóng)收入倍數(shù)越高的農(nóng)民工，更愿意在務工地定居（李曉陽等，2015）[20]。第二類是以同質(zhì)群體收入為參照對象，收入水平正向影響家庭遷移（韓敘、夏顯力，2019）[21]，提高定居意愿（黃振華、萬丹，2013）[22]。第三類是與流入地居民收入為參照對象，王瑜等（2018）[23]將流動人口維持家庭在流入地基本而體面的生活標準的收入水平作為判斷流動人口是否達到市民化的經(jīng)濟門檻，發(fā)現(xiàn)有近3成人員達不到此門檻。有學者檢驗“與誰參照”發(fā)現(xiàn)現(xiàn)階段我國流動人口相對收入的參照群體已經(jīng)變成了流入地居民（王元騰，2019）[24]，所以流動人口的收入可以更多地與流入地生活水準、收入水平作比較，來判斷相對收入水平對定居意愿的影響。

目前學術界有兩種測量相對收入的方式，一種是主觀測量，如詢問“收入是否公平”來認定是否有收入剝奪（任國強等，2015）[25]，這種方法主觀性很強，精確性低，自我評價的相對收入與定居意愿的相關性也高，另一種是客觀測量，用“本人月收入”與“本地城鎮(zhèn)居民平均收入”的比值當作流動人口在流入地的相對收入水平（丁瑤琳，2017）[26]，這種方法客觀性很強，但精確性受到參照組影響而波動，此參照也僅考慮到了與城鎮(zhèn)居民收入作比較，未考慮到仍有部分流動人口流入到農(nóng)村地區(qū)，對參照組的選取和劃分不夠細致，精確性有待提高。對比兩種測量方式，可以看出實際上并沒有既客觀又精確的指標來衡量相對收入，任何研究都是需要根據(jù)研究目標選取合適指標（巫強、周波，2017）[27]。因此本文在權(quán)衡兩類測量指標優(yōu)缺點情況下，決定對客觀參照組的選取再進行細致劃分，將收入的比較標準分省份分城鄉(xiāng)來相應計算，以此來提升客觀測量方式的精確性，深入探究在兩類不同測量方式下，相對收入水平對流動人口家庭定居意愿的影響是否存在差異。

另外還要關注到相對收入水平對不同家庭遷移模式下定居意愿的影響。家庭化遷移是我國人口流動的主要態(tài)勢，家庭化遷移分為兩種模式：半家庭化遷移和完整家庭化遷移（任遠，2020）[28]，家庭遷居水平越高定居意愿越強（李吉品、郭曉光，2018）[29]，實現(xiàn)完整家庭化遷移流動人口定居意愿更強烈（林賽南等，2019）[30]，且不同家庭遷移模式下對于“居住-就業(yè)-公共服務”[31]的家庭發(fā)展需求也有所不同，半家庭化遷移對家庭經(jīng)濟水平的變化比完整家庭化遷移群體更為敏感（楊巧、李鵬舉，2017）[32]，此群體更多的是反哺家鄉(xiāng)，對于完整家庭化遷移群體來說，當他們通過對成本的比較最終決定是舉家遷移后（李強，2014）[33]，面臨流入地收入風險時，于他們而言，努力工作、提高收入、改善家庭生活條件，留在城市里給下一代提供更好的教育環(huán)境，讓子女擺脫外出打工的命運更為重要，子女隨遷可以提高流動人口家庭在城市長期工作和生活的預期（胡霞、丁浩，2016）[34]，他們不會輕易遷移，因此相對收入水平不同，對不同家庭遷移模式下流動人口定居意愿的影響也將有所不同。

二、數(shù)據(jù)和變量

（一）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來自2017年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)是國家衛(wèi)健委自2009年起一年一度大規(guī)模全國性流動人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，覆蓋全國31個?。▍^(qū)、市）和新疆生產(chǎn)建設兵團中流動人口較為集中的流入地，采用分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS方法，調(diào)查內(nèi)容涉及流動人口家庭成員與收支情況、就業(yè)、流動及居留意愿、健康與公共服務、社會融入等，每年調(diào)查樣本量近20萬戶，調(diào)查結(jié)果具有代表性和權(quán)威性。

基于家庭化遷移代替?zhèn)€體遷移的主流趨勢下，本文使用相關樣本為：調(diào)查對象是15～59周歲初婚的核心家庭化遷移（夫妻/夫妻+未婚子女）流動人口，剔除流入地新疆生產(chǎn)建設兵團和關鍵變量缺失值，最后保留112 666個有效樣本數(shù)。若流動人口家庭中所有人員均居住在流入地則實現(xiàn)完整家庭化遷移，若流動人口家庭中仍有部分成員居住在原籍地則為半家庭化遷移，本文樣本數(shù)據(jù)中62.7%的流動人口實現(xiàn)了完整家庭化遷移，37.3%的流動人口處于半家庭化遷移階段。

（二）變量選擇

1.因變量——定居意愿

定居意愿即流動人口是否有在流入地長久工作和生活的打算。從現(xiàn)有研究中通常將明確且較長時間居住在某地的打算稱為有定居意愿（艾小青等，2020）[35]。但面對長期的不確定性（如生存能力、適應能力）和客觀障礙（如制度壁壘、社會排斥）（張勇、包婷婷，2019[36]；陳濟東、徐慧，2020[37]；徐延輝、史敏，2018[38]），并不是每一個流動人口都能融入流入地生活，并被流入地社會所接受，他們只是在短期內(nèi)形成定居意向，只要戶口未發(fā)生轉(zhuǎn)移，流動即為可能。因此本文將定居意愿根據(jù)時間維度操作成兩類：短期定居意愿、長期定居意愿，其中短期定居意愿為“今后一段時間內(nèi)是否打算繼續(xù)留在本地？”；長期定居意愿則為“如果符合本地落戶條件，是否愿意把戶口遷移入本地？”兩種因變量均操作成二分類變量處理。打算定居賦值為1，不打算和沒想好合并賦值為0。

2.自變量——相對收入水平

根據(jù)前文所說，有兩種測量相對收入的方法，一種是基于被訪者的主觀感受所形成的主觀相對收入水平，另一種是研究者以特定因素為標準設置參照組所形成的客觀相對收入水平，本文同時選取這兩種測量方法來探索相對收入水平對流動人口定居意愿的影響。

主觀相對收入水平測量用流動人口問卷311題項的“是否在流入地有收入太低的困難”，若有則賦值為0，主觀相對收入水平低，若沒有則賦值為1，主觀相對收入水平高。

客觀相對收入水平測量上考慮到每個省份經(jīng)濟發(fā)展水平不同，各省份居民收入水平不同，也考慮到流動人口在流入地居住地區(qū)的不同，不是所有流動人口都生活在城鎮(zhèn)，仍有部分流動人口流入到農(nóng)村地區(qū)，他們的生活水準、收入水平與城鎮(zhèn)居民有較大差距，流入到農(nóng)村的跟農(nóng)村的而不是城鎮(zhèn)的收入水平比較更為合理，綜上考慮，比較的標準分省份和分城鄉(xiāng)來相應計算。具體操作步驟如下：首先，尋找參照組，以《中國統(tǒng)計摘要（2017）》的人民生活板塊中人均可支配收入為基礎，參照相對貧困線的界定（沈揚揚、李實，2020）[39]，分省份分城鄉(xiāng)人均可支配收入的60%作為相對貧困線，共形成62個參照組數(shù)據(jù)。其次，統(tǒng)一參照指標，2017年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)和《中國統(tǒng)計摘要（2017）》數(shù)據(jù)統(tǒng)計內(nèi)容一致，均是收集統(tǒng)計工資收入、經(jīng)營收入、財產(chǎn)收入、轉(zhuǎn)移收入四大方面，流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計的是家庭月收入，《中國統(tǒng)計摘要》統(tǒng)計的是個人年收入，兩類統(tǒng)計數(shù)據(jù)僅在統(tǒng)計數(shù)量和時間上存在差異，因此為了統(tǒng)一測量口徑，本文將流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)中的收入處理成流動人口人均年收入，內(nèi)涵為家庭中每個人在流入地體面生活的能力。最后，形成參照比較，若流動人口人均年收入高于相對貧困線，則賦值為1，代表客觀相對收入水平高，若低于相對貧困線，則賦值為0，代表客觀相對收入水平低。

3.控制變量

在前人研究的基礎上（朱宇、林李月，2019[5]；楊成鳳等，2020[40]），本文將影響定居意愿的變量劃分為個體特征類變量、家庭特征類變量、社會特征類變量、流動特征類變量。個體特征類變量包括性別、年齡、受教育程度、戶口性質(zhì)，家庭特征類變量包括住房性質(zhì)和代際關系，社會特征類變量包括社會交往和社會保障，流動特征類變量包括流動時長、流入地、流動范圍，具體指標見表1。

表1 變量及其解釋

三、結(jié) 果

數(shù)據(jù)分析分為以下三個部分：第一部分是對定居意愿的描述性統(tǒng)計，以此來探究不同家庭遷移模式下定居意愿的差異，第二部分是對定居意愿和相對收入水平進行交叉分析，來探究群體內(nèi)部差異，第三部分是建立回歸模型分析相對收入水平對定居意愿的影響。

（一）定居意愿的描述性分析

從全樣本、半家庭化遷移、完整家庭化遷移定居意愿的分布來看，83.8%的流動人口有短期定居意愿的打算，38.7%的流動人口有長期定居意愿。不同家庭遷移模式下的定居意愿通過1%水平下顯著性檢驗，從數(shù)據(jù)中可看出，完整家庭化遷移群體打算短期定居意愿（85.1%）和長期定居意愿（40.4%）比半家庭化遷移群體的打算短期定居意愿（81.7%）和長期定居意愿（35.8%）分別高出3.4%、4.6%，完整家庭化遷移群體長期定居意愿有所提升。流動人口短期定居意愿比長期定居意愿強烈，不同家庭遷移模式下，以實現(xiàn)完整家庭化遷移群體的定居意愿更好。

表2 不同家庭遷移模式下的定居意愿狀況

（二）相對收入水平與定居意愿的交叉分析

將相對收入水平與全樣本、完整家庭化遷移、半家庭化遷移的定居意愿進行交互分類比較，結(jié)果如表3所示，所有交互均通過顯著性檢驗，即不同測量指標下，流動人口相對收入水平與定居意愿之間存在關聯(lián)，流動人口相對收入水平對不同家庭遷移模式下定居意愿存在關聯(lián)。整體來看，相對收入水平高會提高定居意愿，不僅對短期定居意愿和長期定居意愿影響一致，也對不同家庭遷移模式下定居意愿影響一致。從不同測量指標對定居意愿的影響來看，主觀相對收入水平和客觀相對收入水平對定居意愿的影響一致、比例分布一致。

表3 相對收入水平與不同家庭遷移模式下定居意愿的交叉分析

（三）相對收入水平對定居意愿的影響

本研究采用二元Logistic回歸模型分析相對收入水平對核心家庭化遷移流動人口定居意愿（短期定居意愿、長期定居意愿）的影響（模型一和模型二），并比較相對收入水平對不同家庭遷移模式下的短期定居意愿（模型三和模型五）和長期定居意愿（模型四和模型六），從而一是來探究不同測量指標對全樣本定居意愿的差異，二是來探究不同測量指標對不同家庭遷移模式下定居意愿的影響，分析結(jié)果見表4。

表4 不同家庭遷移模式下流動人口定居意愿的二元logistics回歸模型

客觀相對收入水平對全樣本、完整家庭化遷移、半家庭化遷移群體的短期定居意愿和長期定居意愿均通過顯著性檢驗，主觀相對收入水平對全樣本、半家庭化遷移的長期定居意愿通過P＜0.001的參數(shù)檢驗，統(tǒng)計顯著性強，對完整家庭化遷移的長期定居意愿通過5%置信水平下的統(tǒng)計檢驗，對半家庭化遷移的短期定居意愿通過10%置信水平下的顯著性檢驗，對全樣本和完整家庭化遷移群體的短期定居意愿未通過顯著性檢驗。

從相對收入水平對群體短期定居意愿和長期定居意愿的影響來看，相對收入水平前期正向影響短期定居意愿后期負向影響長期定居意愿。客觀相對收入水平高的全樣本、完整家庭化遷移、半家庭化遷移群體其短期定居意愿較客觀相對收入水平低者分別高13.3%、13.0%、11.3%，客觀相對收入水平高的全樣本、完整家庭化遷移、半家庭化遷移群體其長期定居意愿較客觀相對收入水平低者分別降低4.9%、3.3%、9.7%，主觀相對收入水平高的半家庭化遷移群體其短期定居意愿較主觀相對收入水平低者高4.8%，主觀相對收入水平高的半家庭化遷移群體其長期定居意愿較主觀相對收入水平低者降低11%，整體呈現(xiàn)收入水平在前期流動人口考慮短期定居意愿上正向影響，后期則不是考慮長期定居的主導因素。

從主觀和客觀兩類指標來看對定居意愿的影響差異來看，客觀指標比主觀指標影響更為強烈。客觀相對收入水平在所有的6個回歸模型中都具有統(tǒng)計上的顯著性，主觀相對收入水平僅在4個回歸模型中通過顯著性檢驗，從模型五和模型六的數(shù)據(jù)來看，主觀相對收入水平高的半家庭化遷移群體短期定居意愿比主觀收入低者高4.8%，客觀相對收入水平對短期定居意愿則提高11.3%，主觀相對收入水平高對短期定居意愿正向影響幅度不如客觀相對收入水平影響程度強烈。其次主觀相對收入水平高對半家庭化遷移群體的長期定居意愿降低11%，客觀相對收入水平高對長期定居意愿降低9.7%，客觀相對收入水平對定居意愿的負面影響比主觀相對收入水平影響小。側(cè)面反映出縮小收入差距，滿足流動人口獲得感、幸福感、安全感，會提高流動人口城市定居意愿。

從相對收入水平對不同家庭遷移模式下定居意愿的影響差異來看，相對收入水平對完整家庭化遷移群體的影響比對半家庭化遷移群體的影響更為穩(wěn)定。如模型三和模型五所示，客觀相對收入水平高的完整家庭化遷移群體在城市打算短期定居的發(fā)生概率是客觀相對收入水平低的1.130倍，對于半家庭化遷移群體這個發(fā)生概率則是1.113倍。如模型四和模型六所示，客觀相對收入水平高的完整家庭化遷移群體長期定居意愿比客觀相對收入水平低者降低3.3%，客觀相對收入水平高對半家庭化遷移群體長期定居意愿比客觀相對收入水平低者則降低9.7%，從側(cè)面反映了實現(xiàn)完整家庭化遷移在一定程度上削減了收入水平帶來的負面影響。

從控制變量對短期、長期定居意愿的影響來看，有所聯(lián)系和差異。

聯(lián)系：受教育程度高、非農(nóng)的流動人口其短期定居意愿和長期定居意愿比受教育程度低、農(nóng)業(yè)的流動人口定居意愿高，對于不同家庭遷移模式下的定居意愿影響也一致。安居方能樂業(yè)，住房選擇會顯著提高群體定居意愿，擁有自己的房子會是影響流動人口定居城市的關鍵因素。多與人交往、有社會保障、流動時間越長的群體定居意愿越強烈。全樣本還是不同家庭遷移模式下，流入到東部地區(qū)的群體，不論是短期定居意愿還是長期定居意愿均較好。

差異：性別意愿差異。性別僅對長期定居意愿通過顯著性檢驗，相比男性，女性對于落戶、戶籍轉(zhuǎn)移更易接受，更易適應。家庭代際差異。相比一代關系，二代關系對實現(xiàn)了完整家庭化遷移的群體其

短期定居意愿和長期定居意愿發(fā)生比例分別提高53.6%和7.4%，但對于半家庭化遷移群體而言，二代關系會提高他們在流入地短期定居意愿，但從長期戶籍轉(zhuǎn)移的視角來看，與子女異地分割生活會負面影響其定居意愿，其發(fā)生比僅為一代的0.822倍，由此可見滿足二代半家庭化遷移所需的權(quán)益訴求（教育權(quán)益訴求、社會保障訴求）仍然很重要。流動范圍差異。省內(nèi)遷移會提高短期定居意愿，但不會促進戶籍轉(zhuǎn)移，而跨省遷移群體流動距離遠、跨越范圍大，付出了相對高昂的遷移成本下，其戶籍轉(zhuǎn)移就較為強烈。

四、結(jié) 論

本文考察相對收入水平是否影響核心家庭化遷移流動人口定居意愿進而阻滯以人為本的新型城鎮(zhèn)化進程。研究發(fā)現(xiàn)，第一，從測量指標對定居意愿的影響強度來看，相比主觀相對收入水平，客觀相對收入水平高對全樣本、不同家庭遷移模式下的短期定居意愿的正向影響更大，對于長期定居意愿的負向影響更小，因此對于流動人口收入，更要關注到客觀的相對貧困，且區(qū)域間、微觀個體間面臨著發(fā)展不平衡不充分的事實，相對貧困始終呈動態(tài)變動，因此一方面要適當調(diào)節(jié)收入分配和提高最低工資標準，著力提高低收入群體的收入，縮小收入水平差距，另一方面要建設包容性的社會救助制度，針對流動人口中貧困群體，應根據(jù)貧困類型來加強對他們的救助和幫扶，實現(xiàn)救助待遇多層次性，以此保障其基本生活。

第二，核心家庭化遷移流動人口短期定居意愿好于長期定居意愿，符合居留不落戶的現(xiàn)實情境，相對收入水平高會正向顯著提高流動人口短期定居意愿，但對于長期定居意愿卻是弱勢影響，流動人口前期會因相對收入水平高留居，但經(jīng)濟因素對于定居意愿的影響在減弱，不是定居意愿的長期驅(qū)動力，仍有一些客觀障礙（戶籍制度、教育權(quán)益、社會保障訴求）影響群體落戶。本文觀點也驗證并補充了“收入悖論”“收入拐點”的存在（孟穎穎、鄧大松，2011[41]），即相對收入水平在前期對短期定居意愿有顯著的正效應，但后期上，相對收入水平的繼續(xù)提升并不能帶來定居意愿程度的明顯增進，不僅絕對收入存在此現(xiàn)象，相對收入對定居意愿的影響也存在相同效應。針對絕對收入和相對收入在后期對定居意愿影響“失效”這一情況，需求層次理論為此現(xiàn)象作出了一個很好的解釋，即人的需求是一個從低級向高級發(fā)展的過程，當流動人口收入得到滿足后，就會對就業(yè)質(zhì)量、住房條件、社會保障、教育權(quán)益、社會網(wǎng)絡、社會認同等產(chǎn)生更高層次的要求，也就需要更多的公共服務，因此持續(xù)提高城市公共服務水平仍是我國推進“人的城鎮(zhèn)化”的重要內(nèi)容。

第三，從相對收入水平對不同家庭遷移模式定居意愿的影響上來看，完整家庭化遷移已占主導，且完整家庭化遷移人群定居意愿好于半家庭化遷移人群，從相對收入水平對不同家庭遷移模式下流動人口定居意愿的異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，相對收入水平高對于實現(xiàn)完整家庭化遷移的定居意愿要比對半家庭化遷移定居意愿的影響更加穩(wěn)健，相對收入水平高對半家庭化遷移長期定居意愿的負向影響更大。因此要提高流動人口定居意愿，更為重要的是支持和推進流動人口家庭化遷移，政府需要加強城市建設，降低家庭化遷移成本，消除家庭遷移的各種障礙，提高對流動人口及家庭的吸納力和吸引力。推進基本公共服務均等化，滿足流動人口及其家庭對城市公共福利的需求，以此不斷改善流動人口及家庭在當?shù)氐纳?，增進其民生福祉。

受篇幅所限，提升相對收入測量指標和測量方式的精確性、提高定居意愿變量的精細化、探究除收入外，是否還有其他因素被剝奪導致影響到流動人口及家庭的市民化進程，還需要深入研究。