居住社区选择、主观认知和流动人口的城市身份认同

邹静,邓晓军

(1 浙江大学 公共管理学院 ，浙江 杭州 310058；2 浙江省新型重点专业智库 杭州国际城市学研究中心/浙江省城市治理研究中心，浙江 杭州 311121；3 浙江财经大学 金融学院，浙江 杭州310018；4 浙江财经大学 经济学院，浙江 杭州 310018)

1 引言

身份认同是流动人口在流入地实现社会融合的重要标志(杨菊华，2015)，对流动人口与流入地社会均有重要影响。较低的认同度会使流动人口形成“过客心态”，这既会让他们不去争取实现一些现实需求，比如居住权、子女教育权，也会使他们的权利义务观念较为淡薄，对城市缺乏责任感。较高的认同度则有助于推动流动人口的长期居留，由此倒逼流入地政府在劳动就业、工资待遇、权益保障、公共服务等一系列问题上进行必要的调整。同时，平等的市民待遇也会促使流动人口在本地长期工作生活，为流入地积累相应的人力资源。可见，对流入地的认同感和归属感不仅是流动人口安居乐业的重要方面，对流入地经济社会的可持续发展也至关重要。

尽管数量庞大的流动人口实现了向城市的部分转移，但其市民化进程仍面临巨大的挑战。长久以来，大量进入城市的流动人口处于“半城市化”的尴尬境地，并未实现地位和身份的转变(王春光，2010)。已有的研究和实践进程表明，市民化并非只是使流动人口完成户籍身份的转换，更重要的是让他们真正融入城市(韩俊强，2013；杨菊华，2015)。相对于户籍身份的转变，流动人口如何适应心理层面的社会角色转变，形成对城市的归属感，才是当务之急。故在一段时间内，市民化进程的关键问题之一就是要助推流动人口突破心理壁垒，摆脱心理上的边缘化，逐步建立起对城市的身份认同。

在推动流动人口建立城市身份认同的进程中，其居住问题不容忽视。已有研究表明住房状况对流动人口的城市身份认同有显著的影响，如自有住房对流动人口的城市身份认同有显著的正向影响，而政策性住房对流动人口的城市身份认同的影响不显著(祝仲坤，冷晨昕，2018)。除此之外，有学者指出，社区是流动人口与本地居民比邻而居、共同生活的空间，也是流动人口在城市获得家园感觉、重构整体意识和心灵归属感的依托(俞林伟，朱宇，2018)。因此，本文将重点回答如下两个问题：一是居住社区选择与流动人口的城市身份认同有着怎样的关系？二是内在的作用机制是什么？

有别于以往文献，本文可能的创新点在于：一是研究视角新颖。本文着重研究居住社区选择对流动人口的城市身份认同的影响，鲜有学者从该视角来进行研究。二是采用倾向得分匹配法和工具变量法较好地缓解了居住社区选择和城市身份认同之间的内生性，并进行了一系列稳健性检验，使得结论更加稳健可靠。三是深入分析居住社区选择对流动人口的城市身份认同的作用机制，引入主观认知这个机制变量。

本文余下安排如下：第二部分进行文献综述，第三部分进行理论分析，第四部分介绍数据来源、变量选择和模型设计，第五部分展示实证结果并重点分析，最后提出结论与相关的政策建议。

2 文献综述

2.1 流动人口身份认同的概念

身份认同一般包含两层含义：一是“身份”，是个体在社会中的定位，是对“我是谁”的自我认知；二是“认同”，是对“我和谁一样”的自我认知。早期以哲学范式为主，是个体对所属群体身份的认知，通过个体的心理认同来实现(张淑华等，2012)。随后进入心理学和社会学研究范畴(Tajfei et al.,1971;Stets and Biga,2003)，被认为是基于主体同一性和客体差异性的认知(Jenkins,2000)。后来，身份认同则首次被Akerlofand Kranton(2000)引入经济学领域，并将其纳入新古典经济学框架，指出身份认同是一种能够对经济行为、机会和福利等产生重要作用的社会规范。

流动人口身份认同则是指对自己“过去是谁”、“现在是谁”和“将来成为谁”的认知(Mehta et al.,1991)。该过程经历了自我保持、调试变化和认同平衡三个阶段，从而实现对流入地和自我本源认同的平衡(Sneed and Whitbourne,2003)。身份认同与社会融合存在内生必然的联系，它是实现社会融合的心理基础(崔岩，2012)；流动人口是否认同所在城市的“本地人”身份，成为衡量其融合的标志，也是融合的高级阶段，只有对流入地产生认同感和归属感时，流动者才真正地实现社会融入(杨菊华，2015)。

2.2 流动人口身份认同的影响因素研究

现有研究从多角度探讨了流动人口城市身份认同的影响因素，包括个体人口学特征、城市生活体验、乡土记忆、社会资本、制度因素、流入地社会环境包容度和住房状况等。

流动人口身份认同的实现与他们的人口学特征密切相关，在年龄、职业、社会地位等方面越具有比较优势，则越有利于他们的身份认同。彭元春(2007)研究发现入城前居留意愿、大众传媒接触程度、在城从事职业数、月收入满意度、家庭支持外出务工程度、务农时间等均会影响农民工的身份认同。城市体验、进城期望、乡土记忆对农民工身份认同起着独特和不可替代的作用，且影响程度由大到小。李荣彬和张丽艳(2012)也认为个体特征、城市体验、社会资本和制度因素对流动人口身份认同起着至关重要的作用。二元分割的户籍制度，使人们具有很强的城乡差分意识，这种意识既可以强化其“流动人口”身份，直接影响流动人口对当地城市的主观感受和归属感(Nielsenet al.,2010;Zhanget al.,2009)，可能带来身份的歧视与排斥、职业和经济地位的融合困境，并通过对子女教育的歧视而影响流动人口对所居城市的认同；也可能激发他们对城市生活和市民身份的强烈向往。除本源性的户籍制度外，教育、保障和土地等附加制度同样也会影响他们融入城市的意愿和身份认同感。此外，流动人口的身份认同还与流入地社会环境的包容度有关，如果流入地社会包容度高，流动人口则可以在个体和群体互动中获得较为良好的城市体验，身份认同感可能更强烈；反之，当地排斥的态度就难以消解其固有的乡土记忆，其城市身份认同可能会降低(杨菊华等，2016)。

当然，住房状况也被认为是影响流动人口城市身份认同的重要因素之一(祝仲坤，冷晨昕，2018)。住房已经不只是满足居住属性的物质实体，还是一种符号性、地位性消费活动，成为社会地位的重要象征(Frank,1985)。在市场机制下，住房消费本质上就是一种社会分化现象，住房正逐步“异化”为一种社会地位的筛选机制(赵晔琴，梁翠玲，2014；李斌，王凯，2010)。

综上所述，影响流动人口身份认同的因素众多，但鲜有研究从居住社区选择视角来进行探讨。基于此，本研究以流动人口社会融合与心理健康专题调查数据为基础，来探讨居住社区选择对流动人口的城市身份认同的影响及背后的作用机制，以期为政府部门制定政策提供经验证据，并为推动流动人口市民化进程提供决策参考。

3 理论分析

关于身份认同的理论有许多流派，其中最常被引用的是社会认同理论。该理论在20世纪70年代由Tajfel等人(1971)提出。该理论认为，自我的认同意识产生于群体之间的交往互动，即只有通过群体意识的参照才能产生对群体的评价和自我认同。居住社区选择可通过内在的心理建构来影响流动人口的城市身份认同，部分依赖于参照群体。参照群体即重要他人，个体自我评判和社会行为参与的准则就是依赖于参照群体的态度和相关标准(默顿，2006)。许多因素都会影响参照群体的选择，如稳定的社会结构。在一个相对开放和具有流动性的社会中，人们进行跨阶层比较的概率更大，相反，在一个具有森严等级的社会中，每一阶层都不愿意以其他阶层来评价自我(默顿，2006)。此外，参照群体的选择会受到人们的心理动机的影响，这些心理动机包括自我强化、自我贬损和公平(Levine and Moreland,1987)。自我强化动机强烈的个体会不断向下比较，直到寻找到一个对自己地位有利的参照对象，然而自我贬损动机强烈的人则会采取相反的行为，进行向上比较。相对自我效能感高的个体而言，自我效能感较低的个体则倾向于以周围群体为参照对象。社会距离会影响人们对信息的获得，而互动对象(个体或群体互动)和互动的频率则会影响社会距离。即使有时两个群体的相似度低，但因为互动频繁则成为彼此的参照群体的概率就会很大(周晓虹，1991)。流动人口作为一个特殊的群体，居住环境较差，自我效能感低，是那些具有自我贬损动机的人。他们在选择参照群体时，更可能倾向于选择向上的跨阶层比较，选择与之互动频繁的对象作为参照群体。一般来说，居住在正规社区的流动人口比居住在非正规社区的流动人口有更多的本地邻居，倾向于选择本地居民作为参照群体。

除此之外，社会排斥理论也是分析和研究当前中国弱势群体，尤其是非户籍人口问题的重要理论支撑。来自经济、政治、文化、教育、社会福利各方面的社会排斥使得流动人口处于“多重边缘化”的境地，成为他们融入城市生活不可逾越的藩篱。主要涉及到两种排斥：一是受人力资本素质、文化与社会认同等自身禀赋约束的功能性排斥；二是受户籍、就业、社会保障等制度影响的结构性排斥。这两种排斥的存在直接导致了流动人口的城市融合进程受阻，进而影响其城市身份认同(孟颖颖，2011)。

综上，流动人口在居住社区选择上面临的差异，以及“参照群体”由农村居民变为城市居民产生的心理落差，既可能直接作用于流动人口对城市的认同感，也可能率先“反馈”到流动人口的主观地位认知和受尊重感知，然后再作用于他们的城市身份认同。具体而言，居住在非正规社区的流动人口更有可能感受到自己处于边缘群体，感受到来自功能性和结构性的社会排斥，也就更容易(或者说不得不)认同自己的先赋农民身份，有着更深的乡土记忆和恋土归根情节；相反，居住在正规社区的流动人口倾向于选择本地居民作为参照群体，且居住在正规社区使得流动人口与城市居民由于居住邻近，日常社会交往活动频繁，这种社会互动可能有助于流动人口发展社会网络，使他们能够在社区内外获得社会和经济机会(Logan and Spitze,1994)。此外，对于流动人口而言，居住在正规社区，可增加与城市居民交流的机会，经过模仿、学习，会改变流动人口对城市生活的适应与接受程度，容易形成心理优势，主观上感觉自己接近或已经融入城市主流群体，与城市及城市居民之间的心理距离不断缩短，提升了其主观地位认知和受尊重感知，因此也就更容易产生城市身份认同。简言之，居住社区的差异可能使得流动人口主观认知出现分化，进而导致流动人口的城市身份认同存在差异。

基于上述分析，我们提出如下假说：

H1：居住在正规社区有利于流动人口的城市身份认同。

H2：居住社区选择并非完全直接作用于流动人口的城市身份认同，而会通过主观地位认知和受尊重感知来提高其城市身份认同。

4 数据来源、变量选择和模型构建

4.1 数据来源

数据主要来源于国家卫生计生委提供的2014年流动人口社会融合与心理健康专题调查数据，它涉及到流动人口的社会人口学特征、劳动力市场状况、住房、融合经历和心理健康等。虽然国家卫计委的流动人口调查数据已经公开至2017年，但关于该主题的研究特别是居住社区选择变量的最新数据只公布至2014年为止。该调查采用PPS方法(即分层、多阶段、与规模成比例)进行抽样。根据我国流动人口的流入地分布特点，一是主要向沿海经济发达地区流动，二是主要向省会等中心城市流动。故调查范围选择山东青岛、北京市朝阳区、河南郑州、浙江嘉兴、四川成都、广东深圳和中山、福建厦门八个具有代表性的城市。调查对象为在本地居住一个月及以上，非本区(县、市)户口的外来流入人口(15-59周岁，即出生于1954年6月至1999年5月间)，共计15999个动态监测样本。剔除缺失值后，得到15859个有效样本。

4.2 变量选择

城市身份认同。关于该指标的度量，学者们的观点并不统一，如王春光(2001)将流动人口的身份认同划分为7个领域，即身份认同、职业认同、乡土认同、社区认同、组织认同、管理认同和未来认同；李荣彬和袁城(2013)认为身份认同包括认同愿望和内生认同。杨菊华等(2016)用融入于人、本地长期居留意愿和认为自己是哪里人三个变量来衡量流动人口的身份认同。还有学者直接用“是否认同自己属于本地人”这一问题来测量流动人口的身份认同(张文宏，雷开春，2008；崔岩，2012)。综合上述指标构成以及问卷中数据的可得性，我们用因子分析法来构建，包括如下五个题项：一是“我感觉自己是属于这个城市的”，二是“我感觉我是这个城市的成员”，三是“我感觉自己是这个城市的一部分”，四是“我认为自己还是不是老家人”，五是“我认为自己是不是本地人”。

居住社区选择。参考已有研究(Liu et al.,2013;Zou et al.,2019;Zou and Deng,2019;Zou and Deng,2020)，并根据2014年流动人口社会融合与心理健康专题调查问卷中提供的问题：“您目前居住在什么样的社区中”，将社区划分为正规社区和非正规社区，居住在正规社区的记为1，否则记为0。正规社区包括商品房社区、经济适用房社区和单位房社区，而非正规社区包括老城区旧房社区和城中村社区。

中介变量。参考已有文献(祝仲坤，冷晨昕，2018)，我们以“主观地位认知”和“受尊重感知”为中介变量，进一步探讨居住社区选择对流动人口的城市身份认同的作用机制。“主观地位认知”主要用问卷中的如下三个题项来衡量：一是与您老家的亲戚、朋友与同事相比，您的收入和职业处在哪个位置？二是与目前居住地的亲戚、朋友与同事相比，您的收入和职业处在哪个位置？三是与全社会的人们相比，您的收入和职业处在哪个位置？如果一个人收入最高、职业最高，就处在10；如果一个人收入最低，职业最差，就处在1。“受尊重感知”则主要用问卷中的如下三个题项来衡量：一是与您老家的亲戚、朋友与同事相比，您受尊重的程度处在哪个位置？二是与目前居住地的亲戚、朋友与同事相比，您受尊重的程度处在哪个位置？三是与全社会的人们相比，您受尊重的程度处在哪个位置？如果一个人最受人尊重，说话最管用，就处在10；如果一个人完全不受人尊重，说话一点不管用，就处在1。以上两个中介变量也均用因子分析法来构造。

控制变量。参照学者们的研究(Wang and Fan,2012;Wang et al.,2016;Chen and Wang,2015;祝仲坤，冷晨昕，2018)，我们控制了如下变量，包括社会人口学特征，如性别、年龄、教育、户口性质、职业类型，家庭特征(家庭收入和家庭构成)，住房自有权，流动特征(流动方式和流动时间)，本地方言掌握情况以及城市哑变量。

4.3 模型构建

首先，我们分析居住社区选择对流动人口城市身份认同的影响。由于流动人口的城市身份认同是一个连续变量，故我们先采用基准OLS回归来构建模型，具体如下：

Self_identityi=α0+α1Neighbourhoodi+α2Xi+εi

(1)

被解释变量Self_identityi是流动人口的身份认同，核心解释变量Neighbourhoodi表示流动人口的居住社区选择。控制变量包括流动人口的社会人口学特征，如性别、年龄、教育、户口性质、职业类型、家庭收入、家庭构成；流动特征，如流动时间长短和流动方式；本地方言熟悉度、住房自有产权和可以一定程度反映不同城市人均GDP、城市人口规模、城市产业结构等城市特征的城市哑变量。α0、α1、α2为待估参数，εi为随机扰动项。

但是，流动人口的居住社区选择和城市身份认同之间可能存在内生性问题，主要来源于流动人口自选择不同社区而造成的选择性偏差。处理自选择偏差最常用的方法为倾向得分匹配法(Propensity Score Matching)，故此处我们采用PSM来缓解该问题。为保证稳健性，我们运用了最近邻匹配、半径匹配和核匹配三种配对方法。

尽管用PSM可以尽可能找到特征相似的实验组和控制组，然而无法有效控制一些不可观测的因素，且居住社区选择和流动人口的城市身份认同也可能存在反向因果的内生性问题，故我们进一步采用工具变量法来进行检验。现有文献一般使用社区或村层面的指标作为个体层面指标的工具变量(王春超，张呈磊，2017；徐超等，2017；徐慧等，2019)。此处构建这样的社区或村层面的工具变量有一定的困难，故我们参照宗庆庆等(2015)的内生工具变量的构建方法，通过组群内其他流动人口居住在正规社区的比例作为工具变量来矫正内生性带来的估计偏误。具体如下：

Neighbourhoodi=α0+α1Formalratioi+α2Xi+εi

(2)

(3)

使用该方法进行工具变量构造时，最重要的是分组变量的确定。一般来说，常用的分组变量有年龄、教育、地区等。根据本文利用的2014年流动人口社会融合和心理健康专题调研数据，我们以户主年龄、地区、教育为分组变量。我们将户主按照学历分为3组(初中及以下，高中和大专及以上)，按照年龄分为4组(25岁以下，25-35岁，35-45岁，45岁以上)，以及所在地区(一线、二线和三四线城市)分为3组。因此，共有3个教育组4个年龄组3个地区组共计36个组群。对于第i个流动人口，我们计算出其所在组群内的其他流动人口居住在正规社区的比例并作为工具变量来进行估计。即流动人口的居住社区选择会受到所在组群内的其他流动人口居住在正规社区的比重的影响，组群内的其他流动人口居住在正规社区的比重越大，则流动人口选择居住在正规社区的概率越大。但该比重不会直接影响流动人口的城市身份认同。

最后，我们采用交互项来分析居住社区选择对流动人口的身份认同的作用机制，参考相关文献(祝仲坤，冷晨昕，2018)，我们引入主观地位认知和受尊重感知作为中介变量。具体模型如下：

Self_identityi=α0+α1Neighbourhoodi+α2Status_cognitioni+α3Neighbourhoodi

*Status_cognitioni+α4Xi+εi

(4)

Self_identityi=β0+β1Neighbourhoodi+β2Respect_perceptioni+β3Neighbourhoodi

*Respect_perceptioni+β4Xi+μi

(5)

在方程(4)和(5)中，Status_cognitioni表示主观地位认知，Respect_perceptioni表示受尊重感知，Neighbourhoodi*Status_cognitioni表示居住社区选择和主观地位认知的交互项，Neighbourhoodi*Respect_perceptioni表示居住社区选择和受尊重感知的交互项，Xi表示控制变量，εi和μi均为误差项。

5 实证结果与分析

5.1 描述性统计结果

该调查样本中流动人口的描述性统计特征如表1所示。从流动人口的居住社区选择特征来看，只有26.31%的流动人口居住在正规社区，而73.69%的流动人口居住在非正规社区，其中老城区旧房社区占15.37%，而城中村社区占比高达58.33%。这表明流动人口的居住环境较差，多集中居住于城乡结合部或城中村，与城市主流社会隔离，与郑思齐等(2011)的研究一致。

表1 流动人口描述性特征

从样本的个体特征来看，我国流动人口男性比例较高，占比达54.98%。流动人口年龄较为年轻，35岁以下占比为63.78%。流动人口学历普遍较低，初中及以下学历占比高达59.83%，大专及以上不足15%。从职业特征上来看，66.89%的流动人口为生产工人和生活服务人员，其次有14.66%的流动人口从事经商工作。85.98%的流动人口为农业户口群体。在家庭构成特征上，配偶随迁的比例高达69.89%，而子女随迁的比例也较高，为48.39%，这说明流动人口的家庭化迁移已成为主要流动趋势。在流动特征上，流动人口跨省流动比例高达54.67%，说明流动范围普遍较远。而流动时间多数集中在1-10年，占比约为64%。在住房自有产权上，大多数流动人口属于租房者，只有9.93%的流动人口拥有住房自有产权。

5.2 基准回归结果

首先，运用OLS模型做基准回归分析，我们先控制流动人口的社会人口学特征、家庭特征、流动特征和住房自有产权特征，然后再增加城市特征变量，流动人口的居住社区选择对城市身份认同影响的基准回归结果如表2所示。从表中可以看出，相比于居住在非正规社区的流动人口，居住在正规社区的流动人口的身份认同更高。进一步将社区划分为五类社区引入模型时，以居住在城中村社区的流动人口为参照组，那些居住在商品房社区、经济适用房社区和单位房社区的流动人口的身份认同更高，而居住在老城区旧房社区和城中村社区的流动人口的身份认同无显著差异。可从如下几方面来解释：一方面原因在于那些收入高或受教育水平高的流动人口居住在正规社区的概率更大，而这些群体的城市融入和身份认同感会优于收入水平低或受教育程度低的流动人口；另一方面原因在于居住在正规社区可能是一种社会地位的象征，与身份认同呈现正相关关系(Pow,2007)。此外，居住在正规社区有利于流动人口的本地化社会交往，而这种本地化社会交往会降低流动人口的心理成本和信息成本，在与当地市民的交往过程中，他们可以接触到更多的现代理念和生活方式，无形中消解着乡土记忆和集体意识，在某种程度上增加了他们的城市身份认同感(郭星华，李飞，2009)。

表2 居住社区选择对流动人口的城市身份认同的基准回归结果

就个体特征而言，教育对流动人口的城市身份认同有显著的正向影响。这与李荣彬和张丽艳(2012)的结论不一致，他们认为高学历的流动人口在价值取向、行为方式和生活方式等有别于其他流动人口，从而会引发他们独特的生活经历和城市体验；同时，由于社会屏蔽制度的存在使得这类群体在社会交往和社区参与中经常受到歧视和排斥，在心理上游离于城市之外，无法对城市产生好感，从而会降低其身份认同感和归属感(李荣彬，张丽艳，2012)。我们的解释是教育可为流动人口提供更多的经济资源和社会关系，从而有利于增加流动人口的身份认同感。

相比于无固定职业的流动人口，经商者和管理技术人员的城市身份认同更高。而生产工人和生活服务人员与无固定职业的流动人口的城市身份认同无显著差异。这可能与所从事职业带来的受尊重体验有关。非农户口对流动人口的城市身份认同有显著的正向影响。因为这种户籍制度支持对社会成员产生的心理效应会越来越强，对其身份价值也会起放大作用(郑杭生，陆益龙，2002)。家庭月平均收入的增加也会显著提升流动人口的城市身份认同，原因在于收入水平的提高意味着消费和受尊重体验感增强，从而有利于其城市身份认同。对本地方言的熟悉程度也有利于流动人口的城市身份认同，因为对本地方言越熟悉，越有利于流动人口与本地居民的互动，有利于他们更好地融入当地文化，获得更好的城市体验(李荣彬，张丽艳，2012)，从而产生更强的归属感。子女随迁有利于流动人口的城市身份认同，而配偶随迁对流动人口的身份认同的影响不显著。因为有子女随迁的流动人口更可能将定居的城市视为新家。

在流动特征上，跨省流动对流动人口的身份认同影响不显著，但系数为负值，因为跨省流动的流动人口比省内流动的流动人口更可能遇到不能适应当地文化习俗的困难(Chen and Wang,2015)。而流动时间越长，流动人口的身份认同感越强，因为在流入地居留时间越长的流动人口对当地城市有更强的归属感。住房自有会提高流动人口的身份认同，这与以往学者的研究一致(彭远春，2007；李荣彬，张丽艳，2012；祝仲坤，冷晨昕，2018)，拥有住房产权已经成为衡量个人或家庭经济能力和成就的重要指标(刘祖云，毛小平，2012)[45]；“有产者有恒心”，拥有住房本就是身份和社会地位的象征(Liu et al.,2018)。

5.3 内生性问题的处理

5.3.1 基于PSM模型的估计结果

由于流动人口自选择不同社区会造成选择性偏误，故我们采用倾向匹配得分法来缓解该问题。首先，构建以流动人口的居住社区选择(正规社区还是非正规社区)为因变量，以个体特征(性别、年龄、教育水平、职业、户口)、家庭特征(家庭月平均收入、配偶随迁、子女随迁)、流动特征(流动范围、流动时间)、住房自有产权和城市特征为自变量的Logit模型。从表3可以看出，教育、户口、家庭月平均收入、住房自有产权对流动人口的居住社区选择有显著的正向影响，这符合我们的经济直觉。而配偶随迁会增加家庭的经济成本，故流动人口更倾向于居住在非正规社区。跨省流动也会增加居住成本，故流动人口倾向于居住在非正规社区。相比于流动时间在1年以下的流动人口，流动时间在1-10年的流动人口也更倾向于居住在非正规社区，这可能与流动人口负担的责任和更大的购房压力有关。

表3 匹配变量的Logit回归结果

为检验匹配变量和匹配过程的合理性，我们还进行了平衡性假设检验和共同支撑假设检验，此处以最近邻匹配为例进行说明，如表4所示，匹配后各变量标准偏差的绝对值均小于20%，参照相关研究(Todd,2005)的判断标准，两组样本各变量在均值上基本不存在显著差异，说明两组样本匹配后的个体特征差异不显著。总体而言，样本匹配效果较好，下一步将利用密度函数图进行更直观的说明。

表4 平衡性假设检验结果

共同支撑假设要求实验组和控制组PS值的分布形态基本一致，如图1所示，匹配前控制组PS值分布重心高于实验组，而匹配后分布重心明显右移，形态趋于一致，匹配过程修正了两组样本PS值的分布偏差。比较而言，在匹配后两组样本的倾向得分值在概率上的分布已经比较接近，说明两者的特征在各方面取得了较好的匹配效果。

图1 倾向得分值概率分布密度函数图

完成上述检验后，考察居住社区选择对流动人口的身份认同的平均处理效应。本文采用了最近邻匹配、半径匹配和核匹配三种方法。从表5可以看出，即使在控制流动人口自选择不同社区的选择性偏误后，居住在正规社区的流动人口的身份认同仍显著高于居住在非正规社区的流动人口。以最近邻匹配为例，匹配后，实验组和控制组的身份认同为0.1974和0.0707，且差异显著。即是说，相比于居住在非正规社区的流动人口，居住在正规社区的流动人口的城市身份认同提高了179.21%(0.1267/0.0707)。同理，采用半径匹配和核匹配方法之后，可得到居住在正规社区的流动人口的城市身份认同相比于居住在非正规社区的流动人口提高了153.67%和172.65%。

表5 流动人口的城市身份认同的ATT估计结果

5.3.2 基于工具变量法的估计结果

居住社区选择和流动人口的城市身份认同之间可能存在复杂的内生性问题。首先，可能存在反向因果关系，流动人口的城市身份认同可能反过来影响其居住社区选择。其次，可能存在同时影响流动人口的居住社区选择和城市身份认同的可观测和不可观测的因素。以上倾向性得分匹配法尽可能地控制了影响实验组和控制组的可观测到的因素，然而不可观测因素也可能潜在地对估计结果产生影响。故我们进一步采用工具变量法进行处理。

表6显示了使用组群内的其他流动人口居住在正规社区的比重作为工具变量的第一阶段的估计结果。第一阶段回归结果的F统计量为133.09，显著高于10(Staiger & Stock,1997)，故排除了弱工具变量的可能性。回归结果表明，作为工具变量的组群内的其他流动人口居住在正规社区的比重和流动人口选择居住在正规社区显著正相关，即组群内的其他流动人口居住在正规社区的比重越高，则流动人口选择居住在正规社区的概率越大。

表6 居住社区选择对流动人口的城市身份认同的影响：工具变量法

同时，该表还显示了工具变量法所估计出来的第二阶段的系数，并和OLS结果进行对比。结果发现，在使用工具变量回归后，居住社区选择对流动人口的城市身份认同的影响仍然显著为正，即居住在正规社区的流动人口的城市身份认同高于居住在非正规社区的流动人口的城市身份认同。对比有工具变量和无工具变量的估计结果，我们发现变量居住社区选择的估计系数比没有进行内生性处理之前要大。研究表明，如果不进行内生性处理的话，我们得到的估计结果偏小，会低估居住社区选择对流动人口城市身份认同的影响。

5.4 稳健性检验

除了运用倾向得分匹配法和工具变量法缓解可能存在的内生性问题以外，本文还通过替换因变量、分样本回归等展开一系列稳健性检验。

首先，参考已有文献(祝仲坤，冷晨昕，2018)，本文将因变量城市身份认同直接替换为四个最直观的二分变量，即“我感觉自己是属于这个城市的”、“我感觉自己是这个城市的成员”、“我感觉自己是这个城市的一部分”和“我认为自己是本地人”，然后进行回归。再者，考虑到研究样本中劳工群体、城市白领和毕业大学生等存在较大的异质性，我们将样本细分为劳工群体和非劳工群体进行重新回归。结果如表7和表8所示，上述各类稳健性检验的回归结果均显示，居住在正规社区有利于流动人口的城市身份认同。

表7 稳健性检验——替换因变量的估计结果

表8 稳健性检验：样本细分为劳工群体和非劳工群体的估计结果

5.5 影响机制分析

通过前述分析，我们已经得出居住在正规社区有利于流动人口的城市身份认同，这背后的作用机制是什么呢？此处主要运用交互项来分析作用机制，结果如表9所示。从表中可以看出，居住在正规社区会提高流动人口的主观地位认知和受尊重感知，从而有利于流动人口的城市身份认同。

表9 居住社区选择影响流动人口城市身份认同的作用机制分析

6 结论与建议

随着社会的发展和城市化进程的推进，如何使流动人口从生存认知转移到身份认同，成为国家和社会需要解决的主要问题。在推动流动人口建立城市身份认同的进程中，其居住问题至关重要。本文基于全国流动人口动态监测社会融合和心理健康专题调查数据，探讨了居住社区选择对流动人口的城市身份认同的影响及作用机制。研究发现：居住在正规社区对流动人口的城市身份认同有显著的正向影响。以居住在城中村社区的流动人口为参照组，我们发现居住在商品房社区、经济适用房社区和单位房社区的流动人口的城市身份认同更高，而老城区旧房社区和城中村社区的流动人口的城市身份认同无显著差异。进一步深入研究发现，居住社区选择对流动人口的城市身份认同的影响路径主要是通过提高流动人口的主观地位认知和受尊重感知。上述结论在采用PSM和工具变量法等内生性处理方法之后依然稳健。

因此，在推进流动人口市民化进程中，各级政府要着重考虑居住社区对于流动人口扎根城市、融入城市的关键作用。基于上述研究结论，本文提出如下政策建议：

一是鼓励流动人口居住在正规社区，并加快非正规社区的改造工作。就商品房设计而言，应该将更多的公共空间和共享设施考虑在内，这可以增加流动人口与本地居民之间的交流互动。同时，还应该加快城中村社区、棚户区、城乡结合部等的住房改造和社区建设。具体如下：(1)进行科学的规划和井然有序的改造。根据当地政府的财政状况和城市土地利用规划情况，考虑商品房社区、单位房社区、城中村社区和老城区旧房社区等的整体分布状况，制定科学的改造规划。比如可以优先改造老城区旧房，然后重点改造城中村社区、棚户区和城乡结合部等，同时还需要考虑到一些老工业区的改造，使改造工作特别是非正规社区的改造工作有条不紊的进行。(2)健全和完善相关设施的配套服务。安排好一些新建正规社区和非正规社区的内部各方面供应设施(如供水、供电、供热、污水与垃圾分类处理)等，以及完善与其配套的周边的商业、教育、医疗和娱乐等公共服务设施。(3)因区施政，注重效率。结合城中村社区、老城区旧房社区等区域流动人口的经济社会特点，以合理拆迁、有效利用空间、保障改建品质等为基准原则，有效满足这些社区里的流动人口的合理居住需求。

二是多角度提高流动人口的主观地位认知和受尊重感知，增强流动人口的归属感和身份认同。虽然社会地位不直接进入效用函数，但是更高社会地位的群体能够享有更多的不在市场中进行分配的资源，这将致使人们最终关心社会地位。流动人口并没有因为与城市居民的收入差距过大，需要积累的财富过多而放弃追求自己的社会地位。但是，在城市化进程中，城乡资源分配不均等、户籍制度等的限制以及社会不平等，城市精英主导社会资源的分配，导致流动人口对社会的这种不公平感更为强烈，更加注重主观社会地位的寻求和受尊重的寻求(邹静，邓晓军，2019)。故需采取措施提高流动人口的客观社会地位，如加强职业培训、教育的投入、对他们给予适当的补贴优惠等，提高其收入水平；同时，还应逐步消除城乡户籍方面的政策差异，如建立统一的城乡居民社会保障体系，以提高其客观社会地位的方式来提高其主观地位认知和受尊重感知。

三是保障流动人口的合理购房。“无恒产者无恒心”，拥有自己的住房不只是满足流动人口的基本居住需求，还可以缩小他们与本地居民的心理差距，使其能够在流入地更加快乐地生活，提高其身份认同感。具体措施包括：(1)建立和完善置换农村土地和宅基地的政策。乡-城流动人口最主要的财产就是农村土地和宅基地，而在城市购房又是乡-城流动人口市民化的主要障碍。因此，国家及政府应加快建立和完善乡-城流动人口农村土地、宅基地置换城市住房的体制与机制，深入探究农村土地和宅基地置换的各种方式和方法。(2)放宽保障性住房的适用对象和适用条件。例如，可以适当放宽“经济适用房”、“两限房”对流动人口的限制条件，让流动人口也能成为城市保障性住房体系的受益者。(3)完善住房公积金和住房补贴制度。建立针对流动人口的住房公积金制度，并充分保障其转移接续的权利；财政实力较强的地区和经济效益较好的企业应该积极探索为流动人口发放购房补贴和津贴、降低首付比例、提高税费减免幅度等方法和措施，将更多符合条件的流动人口纳入住房保障范围。