Page 203 - 《社会》2022年第1期

社会·2022·1

ln（滋 ij） = 茁 ０ + 茁 1 Mig + 茁 2 Class j + ∑ 茁 k X kij + ∑灼 kZ kj + 着 j
其中，Class j 表示第 j 个班级中的各班级情境变量，茁 2 是其系数；茁 1 是学
生外地身份的变量 Mig 的系数；X kij 表示包括家庭社会经济地位在内第
k 个个体层面的变量，茁 k 是对应的系数；Z kj 表示第 k 个班级和学校层面
中的控制变量，灼 k 是对应的系数；着 j 表示班级随机效应。

五、 分析结果

（一）个体资源对学生的跨群体朋友数量的影响
我们首先考察个体层次的移民身份和家庭社会经济地位对青少年
跨群体朋友数量的影响，表 2 报告了相关的结果。 其中，模型 1 是基准
模型，报告了学生移民身份、家庭社会经济地位对跨群体朋友数量的影
响。 结果显示，流动儿童的跨群体朋友数量要显著高于本地儿童。 具体
来讲，在控制其他变量的情况下，流动儿童平均拥有的跨群体朋友数量
要比本地儿童高约 332%[exp（1.462）-1≈3.315，p < 0.001]。 这可能是
因为，流动儿童的数量总体上要少于本地儿童，流动儿童接触本地儿童
的机会要高于本地儿童接触流动儿童的机会， 所以流动儿童也更容易
拥有跨群体的社会交往， 进而导致流动儿童的跨群体朋友数量整体上
超过本地儿童。 同时，模型 1 的结果也显示，尽管家庭社会经济地位的
系数为-0.001，但并没有通过显著性检验。 这意味着，整体而言，家庭社
会经济地位并不显著影响青少年的跨群体交往。
那么， 家庭社会经济地位是否会因为学生身份的差异而存在异质
性的影响呢？ 表 2 的模型 2 和模型 3 分别分析了家庭社会经济地位对
流动儿童和本地儿童的影响，可以发现，家庭社会经济地位有利于增加
流动儿童的跨群体朋友数量，而对本地儿童而言，家庭社会经济地位越
高，本地儿童的跨群体朋友数量就越少。具体来讲，模型 2 显示，在控制
其他变量的情况下，流动儿童的家庭社会经济地位每增加一个单位，流
动儿童的跨群体朋友数量会增加约 0.3%[exp （0.003）-1≈0.003，p <
0.05]。 模型 3 表明，在控制其他变量的情况下，流动儿童的家庭社会经
济地位每增加一个单位， 流动儿童的跨群体朋友数量会下降约 0.4%
[1-exp （-0.004）≈0.004，p < 0.01]。 这与我们的预期是相符的，假设 1
得到证实。
总之，表 2 的结果表明，家庭社会经济地位对流动儿童和本地儿童

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