居住空间融合能否带来更高的生活满意度？——基于农民工城市社区居住状况的经验研究

邓睿，郑强

(1 西南政法大学 经济学院，重庆 401120；2 重庆工商大学 经济学院，重庆 400067)

1 引言

“安居”是中国人最朴素的生活追求。党的十九大报告指出，加快建立多主体供给、多渠道保障、租购并举的住房制度，让全体人民住有所居。《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》更是强调完善城镇新增建设用地规模与农业转移人口市民化挂钩政策，有效增加保障性住房供给，加快农业转移人口市民化。对乡-城流动的农民工而言，安居城市更是其融入城市的前提，而达到这一前提的重要条件就在于促进农民工与城市居民在社区空间中实现居住融合。近年来，部分学者借鉴西方“混合社区”的实践经验，提出通过农民工与城市社区居民混合居住模式以加快这一群体在迁入地的适应和融合进程。理论上以“混合社区”为内核的居住空间融合形态有助于农民工与社区居民之间开展在场式交往，并在共同的空间规范下拉近社会距离和心理距离，但一些基于调研案例的质性分析结论则认为，“混合社区”的多元性和开放性可能导致流动人口与市民群体之间难以形成紧密的邻里关联，甚至造成群体间的相互隔离[1]。居住空间融合究竟能否帮助农民工实现社会心态的积极转变，进而增进这一群体的主观福利，仍有待详实的经验证据予以佐证。

基于上述政策背景和研究事实，本文力图从实证层面系统评估居住空间融合对农民工主观福利的影响效应。具体回答以下三个问题：第一，居住空间融合能否对农民工生活满意度这类主观福利产生积极效应？第二，如果存在一定的积极效应，其内在的作用机制可能包括哪些？第三，居住空间融合的主观福利效应在农民工群体内部是否会呈现异质特征？与既有研究相比，本文潜在的边际贡献在于，借助大规模代表性的微观调查数据，考虑到农民工居住行为和意愿的自选择性以及样本估计的选择偏差，采用多种匹配估计方法实证检验了居住空间融合对农民工主观福利的重要指标——生活满意度的影响，并借助政策评估中的因果中介效应模型识别了这一影响过程的逻辑链条及可能机制。

2 文献述评与理论简析

与居住空间融合相对立的即是居住空间隔离，它主要反映了移民群体在迁入地的空间使用不平等和居住分化态势，并逐步演变为社会分化的空间表现形式[2]。既有研究透过居住模式、居住区位、居住质量等视角描绘了农民工的居住空间隔离图景：从居住模式来看，农民工住房产权拥有度较低，主要通过租住民房、集体宿舍、生产场所等寄居模式生活在城市，保障性住房向该群体的惠及力度明显不足[3-4]；从居住区位来看，城市空间结构多呈同心圆模式，居住区位越靠近市中心则公共服务及就业资源越丰富，而房价攀升所带来的住房支出增加，导致农民工的居住形态较之城市居民呈现“极化”倾向，居住区位日渐向城郊边缘位移[5-6]；从居住质量来看，农民工在务工地的居屋面积普遍较小，住房设施配套不健全，空气噪声环境相对偏差，社区互动严重缺乏[7]。究竟哪些因素导致农民工群体出现居住空间隔离现象呢？现有文献重点从个体特征[8]、能力禀赋[9]、社区结构[10]、制度供给[11]等视角切入进行了一定探讨。

尽管农民工居住空间融合的主观福利效应仍有待进一步的实证检验，但居住空间分异所隐含的资源分配机制和地位筛选机制依然能够为分析这种影响效应的传导路径提供若干启示。一方面，与居住空间分异相伴随的是公共服务资源和社会资源在空间分布上的差异[17]，居住结构决定了个体的社会交往空间，尤其是居住社区作为社会互动和人力资本外溢密集发生的空间场域，较易实现福利资格、就业创业、互助借贷等各类信息的传播和扩散，此时邻居构成状况显然会形成一定的“同群效应”[18]。因此，混合社区的居住结构能够增加农民工与城市居民开展在场式交流互动的契机，不仅更加便利地为农民工提供了日常工作生活方面的有价值的信息，还可以帮助农民工通过模仿和学习效应以增强对城市行为模式的接受和适应程度，从而使农民工更易于融入城市生活圈层并获得相对满意的主观生活体验。另一方面，居住的地位获得观认为，居住这一生活方式与社会阶层的划分、演进及结构化之间有深度关联，可以说居住空间分异表征了一种阶层分化现象，居住区位的差别不仅是个体或家庭经济能力、社会成就的重要指标，还成为一种符号性、地位性的消费活动，在市场化条件下逐渐异化为社会地位的筛选机制[19-20]。对于农民工群体而言，居住空间融合为这一群体实现城市社会嵌入和阶层跨越提供了重要契机和动力，有助于提升农民工对自身阶层地位的等级认知，从而形成更为积极的生活价值观和更为满意的主观生活体验。综上文献述评和理论简析，本文认为居住空间融合可能通过形成同群效应和阶层地位认知效应，进而对农民工的生活满意度产生潜在影响。

3 研究设计

3.1 数据来源

本研究使用的数据主要来自国家卫生健康委组织实施的流动人口动态监测调查中的“社会融合与心理健康”2014年专题模块，这部分调查集中在北京、青岛、厦门、嘉兴、深圳、中山、郑州、成都8个城市开展，以上城市大体分布在我国东、中、西部地区，具有较强的代表性。本次调查基于PPS抽样技术选取城市社区内的个体样本，重点就流动人口的家庭信息、就业现状、迁移特征、社会融合状况进行询问，共计获得16000个样本。结合本文的研究对象，首先筛选出流动原因为务工、经商、随同流动且目前处于工作状态的样本，然后依据户籍属性筛选出属于乡-城流动的农民工样本，最后通过剔除遗漏重要信息变量的样本，共有12580个观测值进入实证分析模型。

3.2 估计方法

本文重点评估居住空间融合对农民工生活满意度的影响，构建如下方程：

life_satisfactioni=β0+β1residential_fusioni+β2Wi+β3Cityi+εi

(1)

式(1)中，life_satisfactioni表示核心被解释变量——农民工的生活满意度，residential_fusioni表示核心解释变量——居住空间融合，Wi表示农民工的主要特征变量，Cityi表示农民工所在城市特征变量。β为待估参数，εi为随机扰动项。由于life_satisfactioni的测量指标属有序离散变量，重点使用Ordered Probit模型进行估计。

需要注意的是，存在居住空间融合行为或意愿的农民工(处理组)与尚无居住空间融合行为或意愿的农民工(控制组)在诸多特征变量上可能有明显差异，普通回归方法因忽略了农民工居住决策的“自选择性”而可能带来内生偏误，本文进一步基于匹配思路构造反事实框架以纠正选择偏差，重点使用多种匹配估计方法，尽可能实现样本处理组和控制组之间的精确匹配，并通过比较两组样本生活满意度的平均差异以得到处理组平均处理效应。

同时，为进一步检验同群效应、阶层地位认知在居住空间融合影响农民工生活满意度过程中的传导机理，结合方程(1)设定如下中介效应模型：

Channeli=γ0+γ1residential_fusioni+γ2Wi+γ3Cityi+εi

对于油井压力、产液量、含水相对较高的“三高”井组，从油藏工程角度，对连通注水井进行方案跟踪调整，对高含水层下调水量，降低无效注水，2017年对21口井、39个注水层段进行了注水方案优化，控制无效注入水9.4×104m3，累计节约电量15.09×104kWh，在平衡注采关系的同时兼顾了节水节电。

(2)

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

(3)

(2)—(3)式中，residential_fusioni仍为居住空间融合指标，life_satisfactioni为被解释变量农民工生活满意度，Channeli为中介变量——同群效应和阶层地位认知，γ、β为待估参数，控制变量、随机扰动项等与(1)式一致。

延续政策评估的基本思路，引入Imai[21]等提出的因果中介分析模型(Causal Mediation Analysis)展开机制检验，该方法基于反事实推论原理和准贝叶斯蒙特卡洛逼近的仿真随机实验思路，可以实现对连续或离散处理变量、中介变量和结果变量之间的因果机制识别并得到平均因果中介效应，且有效避免了选择性偏误[22]。中介效应的判定标准在于，如果将核心解释变量和中介变量纳入回归模型后，中介变量的回归系数显著，且核心解释变量的回归系数较之前进一步缩小，意味着存在“部分中介效应”或“完全中介效应”，即中介变量是核心解释变量作用于被解释变量的路径之一。

3.3 变量设置与描述性分析

实证方程涉及的被解释变量、核心解释变量以及特征变量如下：

被解释变量：农民工生活满意度。一般而言，对于个体生活满意度的询问更契合东方人在文化背景上的低激发情感偏好，尤其是符合中国人在情感用词上的谦虚表达，用以度量主观福利时相较于幸福感量表有着更好的区分度[23]。该指标在问卷中表述为“我对我的生活是满意的，题项从非常不同意到非常同意共1-7个等级”。描述统计发现，农民工主观生活满意度的平均值为4.6385。

核心解释变量：居住空间融合。农民工与居民的居住空间融合，不仅意味着两者要共享物理层面的城市社区居住空间，更重要的是农民工主观上要有与本地人混合居住的意愿，并在行动上与城市居民开展人际层面的邻里互动。本文通过农民工居住环境中的居民构成状况来反映其居住空间融合行为，通过问卷中“您的邻居主要是谁”题项来测度，将选择“本地市民为主、外地人和本地人数量差不多”的农民工归类为混合居住模式的外来群体。通过农民工对于混合居住的态度来反映其居住空间融合意愿，使用问卷中“是否愿意与本地人共同居住在一个社区(街区)”题项来测度。描述统计发现，选择“邻居以本地市民为主、外地人和本地人数量差不多”的农民工占比达到49.54%，选择“愿意与本地人共同居住在一个社区(街区)”的农民工占比达到90%以上，反映出农民工从意愿和行为上都更倾向于和城市本地居民实现居住空间融合。

中介变量：主要指居住空间融合影响农民工生活满意度的传导机制变量。本文重点对同群效应和阶层地位认知两种影响机制进行初步的经验验证。同群效应机制主要通过考察农民工融入本地社交网络的意愿(对“愿意与本地人交朋友”说法的认同程度，取值1-4)来检验。阶层地位认知变量主要通过询问被访者“认为自身的收入职业地位与居住地亲朋同事相比处在何种位置，取值从低到高1-10个等级”来衡量。

特征变量：主要包括农民工的个体特征、居住社区特征以及所在城市特征。首先，依据现有文献基础以及数据可得性，选取性别、年龄、婚姻、健康状况、教育程度、收入水平、居留时间、居住产权、单位属性、行业特征等变量，这些变量大体上涵盖了农民工的人口学特征、流动特征、居住特征以及就业特征。其次，各种类型社区在城市空间结构中有着不同分布，这导致它们在提供公共服务和社会资源的能力和条件上存在明显区别，农民工所居住社区类型的不同很有可能带给这一群体不同的生活体验，因而需要控制农民工的居住社区特征。对此，使用问卷中“您目前居住在什么样的社区中”题项来测度，将该题选项中“别墅区或商品房社区、经济适用房社区、机关事业单位社区”归类为市区商品房、保障房或单位社区，将“未经改造的老城区、城中村或棚户区”归类为市区老旧社区和城中村，将“工矿企业社区、城郊结合部、农村社区”归类为市郊社区。

最后，控制了部分城市特征变量，一般而言，经济增长、充分就业、物价稳定是地区政府宏观调控的主要目标[24]，将GDP增长率、失业率、通货膨胀率(CPI)以及城市规模纳入模型，以控制政府调控绩效对农民工生活满意度的潜在影响，这些变量主要摘自各地级市(包括直辖市和自治州)相应年份的《国民经济和社会发展统计公报》以及《中国城市统计年鉴》。

各类变量的具体定义及描述性统计结果参见表1。

表1 主要变量定义及描述性统计结果

4 实证分析结果

4.1 居住空间融合对农民工生活满意度影响的Ordered Probit回归结果

首先就居住空间融合对农民工生活满意度的影响进行Ordered Probit回归，同时汇报OLS回归结果以做对比。由表2可以发现，分别将居住空间融合行为、居住空间融合意愿以及各层级特征变量纳入回归方程后，居住空间融合行为和居住空间融合意愿两个变量的系数值为正，且都通过了1%统计水平的显著检验，初步验证了居住空间融合的确有助于提高农民工对当前生活的满意度。同时，各层级特征变量的回归系数在各方程中表现出较好的稳健性，具体不再一一赘述。当然，对于上述核心实证结论的因果真实性仍需抱以审慎的态度，由于农民工居住行为和意愿的自选择性，上述回归结果可能是有偏的，需要在克服选择偏差的基础上开展进一步的计量检验。

表2 居住空间融合对农民工生活满意度影响的Ordered Probit和OLS回归结果

4.2 考虑选择偏差的多种匹配方法估计结果

基于匹配估计方法构建反事实框架，以进一步评估居住空间融合对农民工生活满意度的影响，其基本思路是找到与存在居住空间融合行为或意愿的农民工样本(处理组)在各方面特征都极为相似的尚无居住空间融合行为或意愿的农民工样本(控制组)，以降低农民工居住决策的选择偏误。首先，分别利用近邻匹配法(K=4)和核匹配法将处理组和控制组加以配对，并估计两组样本之间的平均差距，表3第2-3列结果显示，在两种匹配估计结果中，居住空间融合行为和居住空间融合意愿对农民工生活满意度的平均处理效应均显著为正。同时，图1以居住空间融合行为对农民工生活满意度的影响为例，绘制了匹配前后处理组和控制组倾向值得分的概率密度分布(K=4近邻匹配)，匹配之后，两组样本倾向值得分的概率密度分布差异显著缩小，也证实了上述匹配的效果较好。其次，考虑到近邻匹配在第一阶段估计得分时存在较大的主观性，其作为一种非精确匹配估计方法也存在偏差，使用Abadie和Lmbens[25]的偏差校正方法，通过估计回归偏差以得到“偏差校正匹配估计量”，表3第4列的结果显示，尽管经偏差较正后，居住空间融合行为和居住空间融合意愿的估计系数有所下降，但依然呈现出非常显著的正向影响。此外，由于前述匹配估计思路无法较好地解决处理组和控制组的协变量的均衡问题，进一步借助熵均衡匹配法[26]，调整处理组和控制组样本协变量的一阶矩(均值)和二阶矩(方差)，确保两组样本的协变量也即各类特征变量在矩约束条件下实现精确匹配。表3第5列的结果显示，经精确匹配后，居住空间融合行为和居住空间融合意愿对农民工生活满意度的影响为正，且至少通过了5%统计水平的显著检验，意味着本文的核心实证结果具有较高的稳健性。

图1 处理组和控制组匹配前后倾向值得分的概率密度分布图

表3 居住空间融合影响农民工生活满意度的多种匹配估计结果对比

4.3 居住空间融合影响农民工生活满意度的可能机制检验

结合文献评述和理论分析思路，进一步使用因果中介分析模型(Causal Mediation Analysis)检验居住空间融合行为和意愿——同群效应/阶层地位认知——农民工生活满意度这一逻辑链条。表4汇报了居住空间融合行为对农民工生活满意度作用机制的因果中介分析结果，可以发现，居住空间融合行为对同群效应和阶层地位认知的影响显著为正，说明混合居住模式的农民工更易于融入城市社区交往圈层，对自身收入职业地位的自评等级也相对较高。当在生活满意度方程中进一步控制同群效应变量后，居住空间融合行为的回归系数显著为正，系数值相较于前述匹配估计结果有一定缩小，同时同群效应对农民工生活满意度的影响效应显著为正，说明同群效应在居住空间融合行为影响农民工生活满意度的过程中存在微弱的部分中介效应，其作为中介传导机制的影响贡献在14.56%左右。当在生活满意度方程中进一步控制阶层地位认知变量后，居住空间融合行为的回归系数依然显著为正，且系数值明显缩小，同时阶层地位认知对农民工生活满意度的影响效应显著为正，说明阶层地位认知在居住空间融合行为影响农民工生活满意度的过程中存在比较强烈的部分中介效应，其作为中介传导机制的影响贡献在31.50%左右。上述实证结果反映出，混合居住模式所带来的居住空间融合行为，的确可能帮助农民工通过主动融入和模仿学习以增强对城市行为模式的适应程度，降低这一群体城市就业生活歧视感的发生概率，促使其形成更为积极的生活价值观，并体验到更高的生活满意度。

表4 居住空间融合行为对农民工生活满意度作用机制的因果中介分析

表5汇报了居住空间融合意愿对农民工生活满意度作用机制的因果中介分析结果，可以发现，居住空间融合意愿对同群效应和阶层地位认知的影响同样显著为正，说明机制分析的第一条路径得以证实。当在生活满意度方程中进一步控制同群效应变量后，居住空间融合意愿对生活满意度影响的系数值明显缩小且变得不显著，同时同群效应对生活满意度的影响显著为正，说明同群效应在居住空间融合意愿影响农民工生活满意度的过程中几乎呈现出完全中介效应，其作为中介传导机制的影响贡献高达88.51%。当在生活满意度方程中进一步控制阶层地位认知变量后，居住空间融合意愿的系数值显著为正，且较前述匹配估计结果有所下降，同时阶层地位认知对农民工生活满意度的影响显著为正，说明阶层地位认知在居住空间融合意愿影响农民工生活满意度的过程中存在比较强烈的部分中介效应，其作为中介传导机制的影响贡献在27.58%左右。上述结果也意味着居住空间融合意愿增强——同群效应形成/阶层地位认知提高——生活满意度提升这一逻辑链条大体上是可被证实的。

表5 居住空间融合意愿对农民工生活满意度作用机制的因果中介分析

需要注意的是，由于同群效应和阶层地位认知两个中介变量均属于主观性指标，其可能会受生活满意度的影响，导致中介变量与被解释变量之间存在反向因果关系，而且还可能存在未被观测到的遗漏变量同时影响中介变量和生活满意度。为此，本部分也尝试寻找同群效应和阶层地位认知两个中介变量的工具变量——农民工所在社区层面的子女随迁率，以开展进一步的工具变量检验。理论上而言，农民工将子女随迁至务工地不仅反映出这一群体为实现亲子抚育和家庭团聚而付出的努力，更折射出其对自身融入城市生活空间的底气和意愿，这显然与阶层地位认知、同群效应紧密相关。社区层面的子女随迁率一般与所在社区农民工家庭的随迁行为紧密相关，即便对未婚农民工而言，社区内已婚农民工的子女随迁状况也可能影响其未来随迁决策，但一般不会直接影响农民工个体化的生活满意度。对社区层面子女随迁率进行工具变量检验发现，“Cragg-Donald Wald F统计量”均大于10%显著性水平下的临界值(10% maximal IV size:16.38)，说明不存在弱工具变量问题，“Kleibergen-Paap rk LM 统计量”的P值为0.000，强烈拒绝不可识别的原假设，这意味着上述工具变量是有效的。在此基础上进行工具变量回归发现，同群效应和阶层地位认知对农民工生活满意度的影响系数及显著性较前述结果并未发生明显变化，同时这两个中介变量在对应生活满意度方程中的“Durbin-Wu-Hausman检验”统计量的P值均大于0.1，不能拒绝同群效应和阶层地位认知是外生变量的原假设，这也说明上述因果中介分析结果具有一定的可靠性。

4.4 基于代际划分的作用机制异质性分析

农民工群体的分化趋势日益明显已成为不争的事实，不同代际农民工的居住选择及相应的主观生活体验也可能存在差异，本文从代际视角出发，拓展分析居住空间融合对农民工生活满意度可能存在的异质效应。表6对比汇报了居住空间融合影响两代农民工生活满意度的同群效应作用机制结果，可以发现，同群效应在居住空间融合行为和居住空间融合意愿影响两代农民工生活满意度的过程中均存在一定的中介效应，但相较而言这种同群效应作用机制在新生代农民工群体中更为明显。一般而言，新生代农民工基本处于“城市隧道”的成长轨迹中，他们的生活方式、价值取向等与城市居民趋同[27]，居住空间融合更利于其在与社区居民互动回应、交往融合的过程中获得较好的公平体验，并实现自身生活满意度的提升。

表6 居住空间融合影响两代农民工生活满意度的同群效应作用机制对比

表7对比汇报了居住空间融合影响两代农民工生活满意度的阶层地位认知作用机制估计结果，可以发现，阶层地位认知在居住空间融合行为和居住空间融合意愿影响两代农民工生活满意度的过程中也都存在一定的中介效应，但相较而言这种阶层地位认知作用机制在第一代农民工群体中更为明显。农民工对于自身阶层地位的认知在一定程度上反映了这一群体进行城市身份建构的主动程度，与新生代农民工不同，第一代农民工通常必须在社会心理层面实现身份认同的转换，才会促发永久迁移城市的意愿[28]，这也意味着阶层地位认知的提升对第一代农民工生活满意度乃至城市融入预期的正向影响可能更为敏感。

表7 居住空间融合影响两代农民工生活满意度的阶层地位认知作用机制对比

5 主要结论与政策含义

基于文献述评和理论分析，本文综合运用Ordered Probit回归、多种匹配估计法以及因果中介分析模型，系统评估了居住空间融合对农民工生活满意度的影响效应及其可能机制。研究结论显示，在控制了潜在的选择偏差后，无论是以混合居住模式为代表的居住空间融合行为，还是主观上偏好共同生活在同一社区的居住空间融合意愿，居住空间融合对农民工生活满意度均具有显著的提升作用。机制检验结果发现，积极的居住空间融合行为和居住空间融合意愿，有助于农民工通过同群效应更好融入城市社区交往圈层，并提升农民工对自身阶层地位的认知，促使其形成更高的生活满意度。同时，基于代际划分的异质性分析表明，居住空间融合影响农民工生活满意度的同群效应作用机制在新生代农民工群体中更为明显，而阶层地位认知作用机制在第一代农民工群体中更加突出。

上述研究结论的政策含义主要体现在以下几方面：其一，农民工实现居住空间融合的长期保障在于能够在城市购房并安居，应合理降低农民工进城购房门槛，化解其在城市稳定就业生活的后顾之忧。如为进城购房农民工提供货币化补贴以及首套房、二手房的税费优惠政策，降低首付比例；调整优化保障房政策设计思路，尽可能将政策性保障房建设资金通过租房补贴、购房贷款贴息等手段落实到农民工“人头”上；整合当前针对农民工群体碎片化的住房公积金制度，提高住房公积金在农民工购房过程中的使用灵活性。其二，农民工实现居住空间融合的短期条件在于其能够与本地居民实现高质量的社区在场交往，这有赖于城市社区组织、服务等层面提供一系列外部支撑条件。一方面，可以地缘、趣缘为纽带，有意识地组建社区休闲文娱组织、互助服务站、公共事务理事会等，吸纳外来农民工和本地居民共同参与，通过群体间交往融合再造混合社区新的有机体；另一方面，应着眼于强化农民工群体的城市生活适应能力，依托社区组织平台举办健康教育、就业技能、政策法规宣讲等公益服务活动，帮助农民工这一新居民提升市民素质并形成正确的行为规范。其三，农民工实现居住空间融合的现实基础还在于兼顾这一群体的代际分化特征，通过打造阶梯式、差异化的混合居住模式，分类改善农民工的城市居住现状以不断提升这一群体的生活满意度。如可以尝试在具备一定基础的开放式社区开展“选择性邻里”“青年公寓”等居住模式创新实践，吸纳新生代农民工在混合社区空间中实现交往融合与社会嵌入。