居住空間融合能否帶來更高的生活滿意度？
——基于農(nóng)民工城市社區(qū)居住狀況的經(jīng)驗(yàn)研究

鄧睿，鄭強(qiáng)

(1 西南政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶 401120；2 重慶工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶 400067)

1 引言

“安居”是中國人最樸素的生活追求。黨的十九大報(bào)告指出，加快建立多主體供給、多渠道保障、租購并舉的住房制度，讓全體人民住有所居?！吨泄仓醒腙P(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和二〇三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》更是強(qiáng)調(diào)完善城鎮(zhèn)新增建設(shè)用地規(guī)模與農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化掛鉤政策，有效增加保障性住房供給，加快農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化。對(duì)鄉(xiāng)-城流動(dòng)的農(nóng)民工而言，安居城市更是其融入城市的前提，而達(dá)到這一前提的重要條件就在于促進(jìn)農(nóng)民工與城市居民在社區(qū)空間中實(shí)現(xiàn)居住融合。近年來，部分學(xué)者借鑒西方“混合社區(qū)”的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，提出通過農(nóng)民工與城市社區(qū)居民混合居住模式以加快這一群體在遷入地的適應(yīng)和融合進(jìn)程。理論上以“混合社區(qū)”為內(nèi)核的居住空間融合形態(tài)有助于農(nóng)民工與社區(qū)居民之間開展在場(chǎng)式交往，并在共同的空間規(guī)范下拉近社會(huì)距離和心理距離，但一些基于調(diào)研案例的質(zhì)性分析結(jié)論則認(rèn)為，“混合社區(qū)”的多元性和開放性可能導(dǎo)致流動(dòng)人口與市民群體之間難以形成緊密的鄰里關(guān)聯(lián)，甚至造成群體間的相互隔離[1]。居住空間融合究竟能否幫助農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)社會(huì)心態(tài)的積極轉(zhuǎn)變，進(jìn)而增進(jìn)這一群體的主觀福利，仍有待詳實(shí)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)予以佐證。

基于上述政策背景和研究事實(shí)，本文力圖從實(shí)證層面系統(tǒng)評(píng)估居住空間融合對(duì)農(nóng)民工主觀福利的影響效應(yīng)。具體回答以下三個(gè)問題：第一，居住空間融合能否對(duì)農(nóng)民工生活滿意度這類主觀福利產(chǎn)生積極效應(yīng)？第二，如果存在一定的積極效應(yīng)，其內(nèi)在的作用機(jī)制可能包括哪些？第三，居住空間融合的主觀福利效應(yīng)在農(nóng)民工群體內(nèi)部是否會(huì)呈現(xiàn)異質(zhì)特征？與既有研究相比，本文潛在的邊際貢獻(xiàn)在于，借助大規(guī)模代表性的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，考慮到農(nóng)民工居住行為和意愿的自選擇性以及樣本估計(jì)的選擇偏差，采用多種匹配估計(jì)方法實(shí)證檢驗(yàn)了居住空間融合對(duì)農(nóng)民工主觀福利的重要指標(biāo)——生活滿意度的影響，并借助政策評(píng)估中的因果中介效應(yīng)模型識(shí)別了這一影響過程的邏輯鏈條及可能機(jī)制。

2 文獻(xiàn)述評(píng)與理論簡析

與居住空間融合相對(duì)立的即是居住空間隔離，它主要反映了移民群體在遷入地的空間使用不平等和居住分化態(tài)勢(shì)，并逐步演變?yōu)樯鐣?huì)分化的空間表現(xiàn)形式[2]。既有研究透過居住模式、居住區(qū)位、居住質(zhì)量等視角描繪了農(nóng)民工的居住空間隔離圖景：從居住模式來看，農(nóng)民工住房產(chǎn)權(quán)擁有度較低，主要通過租住民房、集體宿舍、生產(chǎn)場(chǎng)所等寄居模式生活在城市，保障性住房向該群體的惠及力度明顯不足[3-4]；從居住區(qū)位來看，城市空間結(jié)構(gòu)多呈同心圓模式，居住區(qū)位越靠近市中心則公共服務(wù)及就業(yè)資源越豐富，而房價(jià)攀升所帶來的住房支出增加，導(dǎo)致農(nóng)民工的居住形態(tài)較之城市居民呈現(xiàn)“極化”傾向，居住區(qū)位日漸向城郊邊緣位移[5-6]；從居住質(zhì)量來看，農(nóng)民工在務(wù)工地的居屋面積普遍較小，住房設(shè)施配套不健全，空氣噪聲環(huán)境相對(duì)偏差，社區(qū)互動(dòng)嚴(yán)重缺乏[7]。究竟哪些因素導(dǎo)致農(nóng)民工群體出現(xiàn)居住空間隔離現(xiàn)象呢？現(xiàn)有文獻(xiàn)重點(diǎn)從個(gè)體特征[8]、能力稟賦[9]、社區(qū)結(jié)構(gòu)[10]、制度供給[11]等視角切入進(jìn)行了一定探討。

盡管農(nóng)民工居住空間融合的主觀福利效應(yīng)仍有待進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)，但居住空間分異所隱含的資源分配機(jī)制和地位篩選機(jī)制依然能夠?yàn)榉治鲞@種影響效應(yīng)的傳導(dǎo)路徑提供若干啟示。一方面，與居住空間分異相伴隨的是公共服務(wù)資源和社會(huì)資源在空間分布上的差異[17]，居住結(jié)構(gòu)決定了個(gè)體的社會(huì)交往空間，尤其是居住社區(qū)作為社會(huì)互動(dòng)和人力資本外溢密集發(fā)生的空間場(chǎng)域，較易實(shí)現(xiàn)福利資格、就業(yè)創(chuàng)業(yè)、互助借貸等各類信息的傳播和擴(kuò)散，此時(shí)鄰居構(gòu)成狀況顯然會(huì)形成一定的“同群效應(yīng)”[18]。因此，混合社區(qū)的居住結(jié)構(gòu)能夠增加農(nóng)民工與城市居民開展在場(chǎng)式交流互動(dòng)的契機(jī)，不僅更加便利地為農(nóng)民工提供了日常工作生活方面的有價(jià)值的信息，還可以幫助農(nóng)民工通過模仿和學(xué)習(xí)效應(yīng)以增強(qiáng)對(duì)城市行為模式的接受和適應(yīng)程度，從而使農(nóng)民工更易于融入城市生活圈層并獲得相對(duì)滿意的主觀生活體驗(yàn)。另一方面，居住的地位獲得觀認(rèn)為，居住這一生活方式與社會(huì)階層的劃分、演進(jìn)及結(jié)構(gòu)化之間有深度關(guān)聯(lián)，可以說居住空間分異表征了一種階層分化現(xiàn)象，居住區(qū)位的差別不僅是個(gè)體或家庭經(jīng)濟(jì)能力、社會(huì)成就的重要指標(biāo)，還成為一種符號(hào)性、地位性的消費(fèi)活動(dòng)，在市場(chǎng)化條件下逐漸異化為社會(huì)地位的篩選機(jī)制[19-20]。對(duì)于農(nóng)民工群體而言，居住空間融合為這一群體實(shí)現(xiàn)城市社會(huì)嵌入和階層跨越提供了重要契機(jī)和動(dòng)力，有助于提升農(nóng)民工對(duì)自身階層地位的等級(jí)認(rèn)知，從而形成更為積極的生活價(jià)值觀和更為滿意的主觀生活體驗(yàn)。綜上文獻(xiàn)述評(píng)和理論簡析，本文認(rèn)為居住空間融合可能通過形成同群效應(yīng)和階層地位認(rèn)知效應(yīng)，進(jìn)而對(duì)農(nóng)民工的生活滿意度產(chǎn)生潛在影響。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)主要來自國家衛(wèi)生健康委組織實(shí)施的流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查中的“社會(huì)融合與心理健康”2014年專題模塊，這部分調(diào)查集中在北京、青島、廈門、嘉興、深圳、中山、鄭州、成都8個(gè)城市開展，以上城市大體分布在我國東、中、西部地區(qū)，具有較強(qiáng)的代表性。本次調(diào)查基于PPS抽樣技術(shù)選取城市社區(qū)內(nèi)的個(gè)體樣本，重點(diǎn)就流動(dòng)人口的家庭信息、就業(yè)現(xiàn)狀、遷移特征、社會(huì)融合狀況進(jìn)行詢問，共計(jì)獲得16000個(gè)樣本。結(jié)合本文的研究對(duì)象，首先篩選出流動(dòng)原因?yàn)閯?wù)工、經(jīng)商、隨同流動(dòng)且目前處于工作狀態(tài)的樣本，然后依據(jù)戶籍屬性篩選出屬于鄉(xiāng)-城流動(dòng)的農(nóng)民工樣本，最后通過剔除遺漏重要信息變量的樣本，共有12580個(gè)觀測(cè)值進(jìn)入實(shí)證分析模型。

3.2 估計(jì)方法

本文重點(diǎn)評(píng)估居住空間融合對(duì)農(nóng)民工生活滿意度的影響，構(gòu)建如下方程：

life_satisfactioni=β0+β1residential_fusioni+β2Wi+β3Cityi+εi

(1)

式(1)中，life_satisfactioni表示核心被解釋變量——農(nóng)民工的生活滿意度，residential_fusioni表示核心解釋變量——居住空間融合，Wi表示農(nóng)民工的主要特征變量，Cityi表示農(nóng)民工所在城市特征變量。β為待估參數(shù)，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由于life_satisfactioni的測(cè)量指標(biāo)屬有序離散變量，重點(diǎn)使用Ordered Probit模型進(jìn)行估計(jì)。

需要注意的是，存在居住空間融合行為或意愿的農(nóng)民工(處理組)與尚無居住空間融合行為或意愿的農(nóng)民工(控制組)在諸多特征變量上可能有明顯差異，普通回歸方法因忽略了農(nóng)民工居住決策的“自選擇性”而可能帶來內(nèi)生偏誤，本文進(jìn)一步基于匹配思路構(gòu)造反事實(shí)框架以糾正選擇偏差，重點(diǎn)使用多種匹配估計(jì)方法，盡可能實(shí)現(xiàn)樣本處理組和控制組之間的精確匹配，并通過比較兩組樣本生活滿意度的平均差異以得到處理組平均處理效應(yīng)。

同時(shí)，為進(jìn)一步檢驗(yàn)同群效應(yīng)、階層地位認(rèn)知在居住空間融合影響農(nóng)民工生活滿意度過程中的傳導(dǎo)機(jī)理，結(jié)合方程(1)設(shè)定如下中介效應(yīng)模型：

Channeli=γ0+γ1residential_fusioni+γ2Wi+γ3Cityi+εi

對(duì)于油井壓力、產(chǎn)液量、含水相對(duì)較高的“三高”井組，從油藏工程角度，對(duì)連通注水井進(jìn)行方案跟蹤調(diào)整，對(duì)高含水層下調(diào)水量，降低無效注水，2017年對(duì)21口井、39個(gè)注水層段進(jìn)行了注水方案優(yōu)化，控制無效注入水9.4×104m3，累計(jì)節(jié)約電量15.09×104kWh，在平衡注采關(guān)系的同時(shí)兼顧了節(jié)水節(jié)電。

(2)

life_satisfactioni=β0+β1residential_fusioni+β2Channeli+β3Wi+β4Cityi+εi

(3)

(2)—(3)式中，residential_fusioni仍為居住空間融合指標(biāo)，life_satisfactioni為被解釋變量農(nóng)民工生活滿意度，Channeli為中介變量——同群效應(yīng)和階層地位認(rèn)知，γ、β為待估參數(shù)，控制變量、隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)等與(1)式一致。

延續(xù)政策評(píng)估的基本思路，引入Imai[21]等提出的因果中介分析模型(Causal Mediation Analysis)展開機(jī)制檢驗(yàn)，該方法基于反事實(shí)推論原理和準(zhǔn)貝葉斯蒙特卡洛逼近的仿真隨機(jī)實(shí)驗(yàn)思路，可以實(shí)現(xiàn)對(duì)連續(xù)或離散處理變量、中介變量和結(jié)果變量之間的因果機(jī)制識(shí)別并得到平均因果中介效應(yīng)，且有效避免了選擇性偏誤[22]。中介效應(yīng)的判定標(biāo)準(zhǔn)在于，如果將核心解釋變量和中介變量納入回歸模型后，中介變量的回歸系數(shù)顯著，且核心解釋變量的回歸系數(shù)較之前進(jìn)一步縮小，意味著存在“部分中介效應(yīng)”或“完全中介效應(yīng)”，即中介變量是核心解釋變量作用于被解釋變量的路徑之一。

3.3 變量設(shè)置與描述性分析

實(shí)證方程涉及的被解釋變量、核心解釋變量以及特征變量如下：

被解釋變量：農(nóng)民工生活滿意度。一般而言，對(duì)于個(gè)體生活滿意度的詢問更契合東方人在文化背景上的低激發(fā)情感偏好，尤其是符合中國人在情感用詞上的謙虛表達(dá)，用以度量主觀福利時(shí)相較于幸福感量表有著更好的區(qū)分度[23]。該指標(biāo)在問卷中表述為“我對(duì)我的生活是滿意的，題項(xiàng)從非常不同意到非常同意共1-7個(gè)等級(jí)”。描述統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工主觀生活滿意度的平均值為4.6385。

核心解釋變量：居住空間融合。農(nóng)民工與居民的居住空間融合，不僅意味著兩者要共享物理層面的城市社區(qū)居住空間，更重要的是農(nóng)民工主觀上要有與本地人混合居住的意愿，并在行動(dòng)上與城市居民開展人際層面的鄰里互動(dòng)。本文通過農(nóng)民工居住環(huán)境中的居民構(gòu)成狀況來反映其居住空間融合行為，通過問卷中“您的鄰居主要是誰”題項(xiàng)來測(cè)度，將選擇“本地市民為主、外地人和本地人數(shù)量差不多”的農(nóng)民工歸類為混合居住模式的外來群體。通過農(nóng)民工對(duì)于混合居住的態(tài)度來反映其居住空間融合意愿，使用問卷中“是否愿意與本地人共同居住在一個(gè)社區(qū)(街區(qū))”題項(xiàng)來測(cè)度。描述統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，選擇“鄰居以本地市民為主、外地人和本地人數(shù)量差不多”的農(nóng)民工占比達(dá)到49.54%，選擇“愿意與本地人共同居住在一個(gè)社區(qū)(街區(qū))”的農(nóng)民工占比達(dá)到90%以上，反映出農(nóng)民工從意愿和行為上都更傾向于和城市本地居民實(shí)現(xiàn)居住空間融合。

中介變量：主要指居住空間融合影響農(nóng)民工生活滿意度的傳導(dǎo)機(jī)制變量。本文重點(diǎn)對(duì)同群效應(yīng)和階層地位認(rèn)知兩種影響機(jī)制進(jìn)行初步的經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)證。同群效應(yīng)機(jī)制主要通過考察農(nóng)民工融入本地社交網(wǎng)絡(luò)的意愿(對(duì)“愿意與本地人交朋友”說法的認(rèn)同程度，取值1-4)來檢驗(yàn)。階層地位認(rèn)知變量主要通過詢問被訪者“認(rèn)為自身的收入職業(yè)地位與居住地親朋同事相比處在何種位置，取值從低到高1-10個(gè)等級(jí)”來衡量。

特征變量：主要包括農(nóng)民工的個(gè)體特征、居住社區(qū)特征以及所在城市特征。首先，依據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)基礎(chǔ)以及數(shù)據(jù)可得性，選取性別、年齡、婚姻、健康狀況、教育程度、收入水平、居留時(shí)間、居住產(chǎn)權(quán)、單位屬性、行業(yè)特征等變量，這些變量大體上涵蓋了農(nóng)民工的人口學(xué)特征、流動(dòng)特征、居住特征以及就業(yè)特征。其次，各種類型社區(qū)在城市空間結(jié)構(gòu)中有著不同分布，這導(dǎo)致它們?cè)谔峁┕卜?wù)和社會(huì)資源的能力和條件上存在明顯區(qū)別，農(nóng)民工所居住社區(qū)類型的不同很有可能帶給這一群體不同的生活體驗(yàn)，因而需要控制農(nóng)民工的居住社區(qū)特征。對(duì)此，使用問卷中“您目前居住在什么樣的社區(qū)中”題項(xiàng)來測(cè)度，將該題選項(xiàng)中“別墅區(qū)或商品房社區(qū)、經(jīng)濟(jì)適用房社區(qū)、機(jī)關(guān)事業(yè)單位社區(qū)”歸類為市區(qū)商品房、保障房或單位社區(qū)，將“未經(jīng)改造的老城區(qū)、城中村或棚戶區(qū)”歸類為市區(qū)老舊社區(qū)和城中村，將“工礦企業(yè)社區(qū)、城郊結(jié)合部、農(nóng)村社區(qū)”歸類為市郊社區(qū)。

最后，控制了部分城市特征變量，一般而言，經(jīng)濟(jì)增長、充分就業(yè)、物價(jià)穩(wěn)定是地區(qū)政府宏觀調(diào)控的主要目標(biāo)[24]，將GDP增長率、失業(yè)率、通貨膨脹率(CPI)以及城市規(guī)模納入模型，以控制政府調(diào)控績效對(duì)農(nóng)民工生活滿意度的潛在影響，這些變量主要摘自各地級(jí)市(包括直轄市和自治州)相應(yīng)年份的《國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》以及《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

各類變量的具體定義及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果參見表1。

表1 主要變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

4 實(shí)證分析結(jié)果

4.1 居住空間融合對(duì)農(nóng)民工生活滿意度影響的Ordered Probit回歸結(jié)果

首先就居住空間融合對(duì)農(nóng)民工生活滿意度的影響進(jìn)行Ordered Probit回歸，同時(shí)匯報(bào)OLS回歸結(jié)果以做對(duì)比。由表2可以發(fā)現(xiàn)，分別將居住空間融合行為、居住空間融合意愿以及各層級(jí)特征變量納入回歸方程后，居住空間融合行為和居住空間融合意愿兩個(gè)變量的系數(shù)值為正，且都通過了1%統(tǒng)計(jì)水平的顯著檢驗(yàn)，初步驗(yàn)證了居住空間融合的確有助于提高農(nóng)民工對(duì)當(dāng)前生活的滿意度。同時(shí)，各層級(jí)特征變量的回歸系數(shù)在各方程中表現(xiàn)出較好的穩(wěn)健性，具體不再一一贅述。當(dāng)然，對(duì)于上述核心實(shí)證結(jié)論的因果真實(shí)性仍需抱以審慎的態(tài)度，由于農(nóng)民工居住行為和意愿的自選擇性，上述回歸結(jié)果可能是有偏的，需要在克服選擇偏差的基礎(chǔ)上開展進(jìn)一步的計(jì)量檢驗(yàn)。

表2 居住空間融合對(duì)農(nóng)民工生活滿意度影響的Ordered Probit和OLS回歸結(jié)果

4.2 考慮選擇偏差的多種匹配方法估計(jì)結(jié)果

基于匹配估計(jì)方法構(gòu)建反事實(shí)框架，以進(jìn)一步評(píng)估居住空間融合對(duì)農(nóng)民工生活滿意度的影響，其基本思路是找到與存在居住空間融合行為或意愿的農(nóng)民工樣本(處理組)在各方面特征都極為相似的尚無居住空間融合行為或意愿的農(nóng)民工樣本(控制組)，以降低農(nóng)民工居住決策的選擇偏誤。首先，分別利用近鄰匹配法(K=4)和核匹配法將處理組和控制組加以配對(duì)，并估計(jì)兩組樣本之間的平均差距，表3第2-3列結(jié)果顯示，在兩種匹配估計(jì)結(jié)果中，居住空間融合行為和居住空間融合意愿對(duì)農(nóng)民工生活滿意度的平均處理效應(yīng)均顯著為正。同時(shí)，圖1以居住空間融合行為對(duì)農(nóng)民工生活滿意度的影響為例，繪制了匹配前后處理組和控制組傾向值得分的概率密度分布(K=4近鄰匹配)，匹配之后，兩組樣本傾向值得分的概率密度分布差異顯著縮小，也證實(shí)了上述匹配的效果較好。其次，考慮到近鄰匹配在第一階段估計(jì)得分時(shí)存在較大的主觀性，其作為一種非精確匹配估計(jì)方法也存在偏差，使用Abadie和Lmbens[25]的偏差校正方法，通過估計(jì)回歸偏差以得到“偏差校正匹配估計(jì)量”，表3第4列的結(jié)果顯示，盡管經(jīng)偏差較正后，居住空間融合行為和居住空間融合意愿的估計(jì)系數(shù)有所下降，但依然呈現(xiàn)出非常顯著的正向影響。此外，由于前述匹配估計(jì)思路無法較好地解決處理組和控制組的協(xié)變量的均衡問題，進(jìn)一步借助熵均衡匹配法[26]，調(diào)整處理組和控制組樣本協(xié)變量的一階矩(均值)和二階矩(方差)，確保兩組樣本的協(xié)變量也即各類特征變量在矩約束條件下實(shí)現(xiàn)精確匹配。表3第5列的結(jié)果顯示，經(jīng)精確匹配后，居住空間融合行為和居住空間融合意愿對(duì)農(nóng)民工生活滿意度的影響為正，且至少通過了5%統(tǒng)計(jì)水平的顯著檢驗(yàn)，意味著本文的核心實(shí)證結(jié)果具有較高的穩(wěn)健性。

圖1 處理組和控制組匹配前后傾向值得分的概率密度分布圖

表3 居住空間融合影響農(nóng)民工生活滿意度的多種匹配估計(jì)結(jié)果對(duì)比

4.3 居住空間融合影響農(nóng)民工生活滿意度的可能機(jī)制檢驗(yàn)

結(jié)合文獻(xiàn)評(píng)述和理論分析思路，進(jìn)一步使用因果中介分析模型(Causal Mediation Analysis)檢驗(yàn)居住空間融合行為和意愿——同群效應(yīng)/階層地位認(rèn)知——農(nóng)民工生活滿意度這一邏輯鏈條。表4匯報(bào)了居住空間融合行為對(duì)農(nóng)民工生活滿意度作用機(jī)制的因果中介分析結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，居住空間融合行為對(duì)同群效應(yīng)和階層地位認(rèn)知的影響顯著為正，說明混合居住模式的農(nóng)民工更易于融入城市社區(qū)交往圈層，對(duì)自身收入職業(yè)地位的自評(píng)等級(jí)也相對(duì)較高。當(dāng)在生活滿意度方程中進(jìn)一步控制同群效應(yīng)變量后，居住空間融合行為的回歸系數(shù)顯著為正，系數(shù)值相較于前述匹配估計(jì)結(jié)果有一定縮小，同時(shí)同群效應(yīng)對(duì)農(nóng)民工生活滿意度的影響效應(yīng)顯著為正，說明同群效應(yīng)在居住空間融合行為影響農(nóng)民工生活滿意度的過程中存在微弱的部分中介效應(yīng)，其作為中介傳導(dǎo)機(jī)制的影響貢獻(xiàn)在14.56%左右。當(dāng)在生活滿意度方程中進(jìn)一步控制階層地位認(rèn)知變量后，居住空間融合行為的回歸系數(shù)依然顯著為正，且系數(shù)值明顯縮小，同時(shí)階層地位認(rèn)知對(duì)農(nóng)民工生活滿意度的影響效應(yīng)顯著為正，說明階層地位認(rèn)知在居住空間融合行為影響農(nóng)民工生活滿意度的過程中存在比較強(qiáng)烈的部分中介效應(yīng)，其作為中介傳導(dǎo)機(jī)制的影響貢獻(xiàn)在31.50%左右。上述實(shí)證結(jié)果反映出，混合居住模式所帶來的居住空間融合行為，的確可能幫助農(nóng)民工通過主動(dòng)融入和模仿學(xué)習(xí)以增強(qiáng)對(duì)城市行為模式的適應(yīng)程度，降低這一群體城市就業(yè)生活歧視感的發(fā)生概率，促使其形成更為積極的生活價(jià)值觀，并體驗(yàn)到更高的生活滿意度。

表4 居住空間融合行為對(duì)農(nóng)民工生活滿意度作用機(jī)制的因果中介分析

表5匯報(bào)了居住空間融合意愿對(duì)農(nóng)民工生活滿意度作用機(jī)制的因果中介分析結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，居住空間融合意愿對(duì)同群效應(yīng)和階層地位認(rèn)知的影響同樣顯著為正，說明機(jī)制分析的第一條路徑得以證實(shí)。當(dāng)在生活滿意度方程中進(jìn)一步控制同群效應(yīng)變量后，居住空間融合意愿對(duì)生活滿意度影響的系數(shù)值明顯縮小且變得不顯著，同時(shí)同群效應(yīng)對(duì)生活滿意度的影響顯著為正，說明同群效應(yīng)在居住空間融合意愿影響農(nóng)民工生活滿意度的過程中幾乎呈現(xiàn)出完全中介效應(yīng)，其作為中介傳導(dǎo)機(jī)制的影響貢獻(xiàn)高達(dá)88.51%。當(dāng)在生活滿意度方程中進(jìn)一步控制階層地位認(rèn)知變量后，居住空間融合意愿的系數(shù)值顯著為正，且較前述匹配估計(jì)結(jié)果有所下降，同時(shí)階層地位認(rèn)知對(duì)農(nóng)民工生活滿意度的影響顯著為正，說明階層地位認(rèn)知在居住空間融合意愿影響農(nóng)民工生活滿意度的過程中存在比較強(qiáng)烈的部分中介效應(yīng)，其作為中介傳導(dǎo)機(jī)制的影響貢獻(xiàn)在27.58%左右。上述結(jié)果也意味著居住空間融合意愿增強(qiáng)——同群效應(yīng)形成/階層地位認(rèn)知提高——生活滿意度提升這一邏輯鏈條大體上是可被證實(shí)的。

表5 居住空間融合意愿對(duì)農(nóng)民工生活滿意度作用機(jī)制的因果中介分析

需要注意的是，由于同群效應(yīng)和階層地位認(rèn)知兩個(gè)中介變量均屬于主觀性指標(biāo)，其可能會(huì)受生活滿意度的影響，導(dǎo)致中介變量與被解釋變量之間存在反向因果關(guān)系，而且還可能存在未被觀測(cè)到的遺漏變量同時(shí)影響中介變量和生活滿意度。為此，本部分也嘗試尋找同群效應(yīng)和階層地位認(rèn)知兩個(gè)中介變量的工具變量——農(nóng)民工所在社區(qū)層面的子女隨遷率，以開展進(jìn)一步的工具變量檢驗(yàn)。理論上而言，農(nóng)民工將子女隨遷至務(wù)工地不僅反映出這一群體為實(shí)現(xiàn)親子撫育和家庭團(tuán)聚而付出的努力，更折射出其對(duì)自身融入城市生活空間的底氣和意愿，這顯然與階層地位認(rèn)知、同群效應(yīng)緊密相關(guān)。社區(qū)層面的子女隨遷率一般與所在社區(qū)農(nóng)民工家庭的隨遷行為緊密相關(guān)，即便對(duì)未婚農(nóng)民工而言，社區(qū)內(nèi)已婚農(nóng)民工的子女隨遷狀況也可能影響其未來隨遷決策，但一般不會(huì)直接影響農(nóng)民工個(gè)體化的生活滿意度。對(duì)社區(qū)層面子女隨遷率進(jìn)行工具變量檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，“Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量”均大于10%顯著性水平下的臨界值(10% maximal IV size:16.38)，說明不存在弱工具變量問題，“Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計(jì)量”的P值為0.000，強(qiáng)烈拒絕不可識(shí)別的原假設(shè)，這意味著上述工具變量是有效的。在此基礎(chǔ)上進(jìn)行工具變量回歸發(fā)現(xiàn)，同群效應(yīng)和階層地位認(rèn)知對(duì)農(nóng)民工生活滿意度的影響系數(shù)及顯著性較前述結(jié)果并未發(fā)生明顯變化，同時(shí)這兩個(gè)中介變量在對(duì)應(yīng)生活滿意度方程中的“Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)”統(tǒng)計(jì)量的P值均大于0.1，不能拒絕同群效應(yīng)和階層地位認(rèn)知是外生變量的原假設(shè)，這也說明上述因果中介分析結(jié)果具有一定的可靠性。

4.4 基于代際劃分的作用機(jī)制異質(zhì)性分析

農(nóng)民工群體的分化趨勢(shì)日益明顯已成為不爭(zhēng)的事實(shí)，不同代際農(nóng)民工的居住選擇及相應(yīng)的主觀生活體驗(yàn)也可能存在差異，本文從代際視角出發(fā)，拓展分析居住空間融合對(duì)農(nóng)民工生活滿意度可能存在的異質(zhì)效應(yīng)。表6對(duì)比匯報(bào)了居住空間融合影響兩代農(nóng)民工生活滿意度的同群效應(yīng)作用機(jī)制結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，同群效應(yīng)在居住空間融合行為和居住空間融合意愿影響兩代農(nóng)民工生活滿意度的過程中均存在一定的中介效應(yīng)，但相較而言這種同群效應(yīng)作用機(jī)制在新生代農(nóng)民工群體中更為明顯。一般而言，新生代農(nóng)民工基本處于“城市隧道”的成長軌跡中，他們的生活方式、價(jià)值取向等與城市居民趨同[27]，居住空間融合更利于其在與社區(qū)居民互動(dòng)回應(yīng)、交往融合的過程中獲得較好的公平體驗(yàn)，并實(shí)現(xiàn)自身生活滿意度的提升。

表6 居住空間融合影響兩代農(nóng)民工生活滿意度的同群效應(yīng)作用機(jī)制對(duì)比

表7對(duì)比匯報(bào)了居住空間融合影響兩代農(nóng)民工生活滿意度的階層地位認(rèn)知作用機(jī)制估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，階層地位認(rèn)知在居住空間融合行為和居住空間融合意愿影響兩代農(nóng)民工生活滿意度的過程中也都存在一定的中介效應(yīng)，但相較而言這種階層地位認(rèn)知作用機(jī)制在第一代農(nóng)民工群體中更為明顯。農(nóng)民工對(duì)于自身階層地位的認(rèn)知在一定程度上反映了這一群體進(jìn)行城市身份建構(gòu)的主動(dòng)程度，與新生代農(nóng)民工不同，第一代農(nóng)民工通常必須在社會(huì)心理層面實(shí)現(xiàn)身份認(rèn)同的轉(zhuǎn)換，才會(huì)促發(fā)永久遷移城市的意愿[28]，這也意味著階層地位認(rèn)知的提升對(duì)第一代農(nóng)民工生活滿意度乃至城市融入預(yù)期的正向影響可能更為敏感。

表7 居住空間融合影響兩代農(nóng)民工生活滿意度的階層地位認(rèn)知作用機(jī)制對(duì)比

5 主要結(jié)論與政策含義

基于文獻(xiàn)述評(píng)和理論分析，本文綜合運(yùn)用Ordered Probit回歸、多種匹配估計(jì)法以及因果中介分析模型，系統(tǒng)評(píng)估了居住空間融合對(duì)農(nóng)民工生活滿意度的影響效應(yīng)及其可能機(jī)制。研究結(jié)論顯示，在控制了潛在的選擇偏差后，無論是以混合居住模式為代表的居住空間融合行為，還是主觀上偏好共同生活在同一社區(qū)的居住空間融合意愿，居住空間融合對(duì)農(nóng)民工生活滿意度均具有顯著的提升作用。機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，積極的居住空間融合行為和居住空間融合意愿，有助于農(nóng)民工通過同群效應(yīng)更好融入城市社區(qū)交往圈層，并提升農(nóng)民工對(duì)自身階層地位的認(rèn)知，促使其形成更高的生活滿意度。同時(shí)，基于代際劃分的異質(zhì)性分析表明，居住空間融合影響農(nóng)民工生活滿意度的同群效應(yīng)作用機(jī)制在新生代農(nóng)民工群體中更為明顯，而階層地位認(rèn)知作用機(jī)制在第一代農(nóng)民工群體中更加突出。

上述研究結(jié)論的政策含義主要體現(xiàn)在以下幾方面：其一，農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)居住空間融合的長期保障在于能夠在城市購房并安居，應(yīng)合理降低農(nóng)民工進(jìn)城購房門檻，化解其在城市穩(wěn)定就業(yè)生活的后顧之憂。如為進(jìn)城購房農(nóng)民工提供貨幣化補(bǔ)貼以及首套房、二手房的稅費(fèi)優(yōu)惠政策，降低首付比例；調(diào)整優(yōu)化保障房政策設(shè)計(jì)思路，盡可能將政策性保障房建設(shè)資金通過租房補(bǔ)貼、購房貸款貼息等手段落實(shí)到農(nóng)民工“人頭”上；整合當(dāng)前針對(duì)農(nóng)民工群體碎片化的住房公積金制度，提高住房公積金在農(nóng)民工購房過程中的使用靈活性。其二，農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)居住空間融合的短期條件在于其能夠與本地居民實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量的社區(qū)在場(chǎng)交往，這有賴于城市社區(qū)組織、服務(wù)等層面提供一系列外部支撐條件。一方面，可以地緣、趣緣為紐帶，有意識(shí)地組建社區(qū)休閑文娛組織、互助服務(wù)站、公共事務(wù)理事會(huì)等，吸納外來農(nóng)民工和本地居民共同參與，通過群體間交往融合再造混合社區(qū)新的有機(jī)體；另一方面，應(yīng)著眼于強(qiáng)化農(nóng)民工群體的城市生活適應(yīng)能力，依托社區(qū)組織平臺(tái)舉辦健康教育、就業(yè)技能、政策法規(guī)宣講等公益服務(wù)活動(dòng)，幫助農(nóng)民工這一新居民提升市民素質(zhì)并形成正確的行為規(guī)范。其三，農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)居住空間融合的現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)還在于兼顧這一群體的代際分化特征，通過打造階梯式、差異化的混合居住模式，分類改善農(nóng)民工的城市居住現(xiàn)狀以不斷提升這一群體的生活滿意度。如可以嘗試在具備一定基礎(chǔ)的開放式社區(qū)開展“選擇性鄰里”“青年公寓”等居住模式創(chuàng)新實(shí)踐，吸納新生代農(nóng)民工在混合社區(qū)空間中實(shí)現(xiàn)交往融合與社會(huì)嵌入。