收入差距是否影響環境質量？

楊曼莉

摘要

在人口不斷向城市集聚引致城市環境污染日益嚴重的背景下，本文利用2013年中國綜合社會調查（CGSS）的數據樣本，基于擴展回歸模型（ERM）和中介效應模型，專門考察了住房狀況對遷移人口綜合環境行為、私域環境行為和公域環境行為的影響。研究結果表明：自有住房對遷移人口綜合環境行為、私域環境行為和公域環境行為參與率具有顯著的促增效應，在利用工具變量法和內生處理效應模型對內生性問題進行控制后，這一結論依然成立;在修正內生性偏誤后，自有住房對遷移人口公域環境行為的促增效應顯著高于私域環境行為，并且隨著遷移人口流入本地時間的推移，住房狀況對遷移人口公域環境行為的異質性影響顯著高于對遷移人口私域環境行為的異質性影響;在給定住房狀況的條件下，城市戶籍遷移人口的環境行為參與率高于農村戶籍遷移人口;農村和城市戶籍遷移人口的公域環境行為得分隨著流入本地時間的推移而顯著提高，而私域環境行為得分則隨流入本地時間的推移變化并不明顯。中介效應檢驗結果表明，城市身份認同是住房狀況影響遷移人口環境行為的中介變量，即住房狀況差距使得遷移人口城市身份認同度出現分化，進而導致其環境行為存在差異。上述研究結論具有重要的政策含義：首先，各級地方政府應著力解決遷移人口的住房問題，使遷移人口“進得來，融得入”;其次，在商品房和政策性住房供給無法惠及所有遷移人口的現實約束下，政府應當增加公共產品的供給，盡早實現住房與戶籍、住房與公共產品均等獲取的“脫鉤”;最后，積極提高農村戶籍遷移人口的環境行為參與率，這將對城市環境的改善具有重要作用。

關鍵詞 遷移人口;住房狀況;城市身份認同;環境行為;中介效應

中圖分類號 F205

文獻標識碼 A? 文章編號 1002-2104（2019）11-0090-10? DOI：10.12062/cpre.20190622

早在《漢書·元帝紀》中就有“安土重遷，黎民之性”;《后漢書·仲長統傳》中有“安居樂業，……，天下晏然”等都體現出了中國人對根的留戀，對房子的重視。由于戶籍制度的存在，中國的城市住房不僅具有居住屬性，還與社會保障和公共產品的可獲性綁定[1]。住房不僅是遷移人口在城市中的安身立命之所，還決定了遷移人口能否融入城市、認同城市身份[2]。住房狀況在遷移人口特定城市價值觀的形成和城市行為規范的塑造過程中具有不可小覷的作用。個體環境行為具有公共屬性，踐行“積極的環境行為”需要實現對個體行為的自我約束和控制[3]，因此，社會身份認同對個人的積極環境行為具有重要影響。那么，住房狀況是否會影響遷移人口的環境行為嗎？進一步地，如果住房狀況影響遷移人口的環境行為，其作用機制是什么？現有研究缺少對此議題的關注。為了回答上述問題，本文利用2013年中國綜合社會調查（CGSS）的數據樣本，系統考察了住房狀況對遷移人口環境行為產生的影響及其可能的作用機制，為城市環境政策制定及提升遷移人口參與環境治理水平提供有效參考。

1 文獻綜述

學術界對環境行為的概念界定至今尚未達成共識。Hines et al.[4]對環境行為概念的定義是為了避免或解決環境問題產生的一種基于個人責任感和價值觀的有意識和負責任的行為。Stern[5]從“意向”和“影響”兩個層面來界定個人的環境行為，其中意向導向的定義強調行為者的行動是否具有環保動機;影響導向則強調個人的行為對環境產生何種影響。影響個體環境行為的因素很多，Hawthorne and Alabaster[6]從實證角度證實了積極的環境態度對個體的親環境行為有正向作用。Tanner and kast[7]指出公民的環境道德觀對環境行為有重要的影響，公民的環境行為依賴于自身的道德規范。國內學者從個體環境認識、環境效能感和個體控制力，以及主觀幸福感等社會心理學層面對個體環境行為開展了卓有成效的研究，認為社會心理與個體環境行為之間存在顯著的相關關系[8-10]。

社會心理因素對個體環境行為的影響是否會因為個體所處的生活環境變化而出現分異？Pfeffer and Stycos[11]研究發現，外來移民與本地居民的環境行為沒有表現出顯著差異;Abrahamson[12]研究發現，遷移人口以環境因素作為選擇遷移地的決策依據時，遷移人口的環境行為甚至要優于本地居民。不過也有研究表明，與本地居民相比，外來人口增加對城市環境將產生破壞性影響[13];尤其是來自貧困落后地區移民數量的增加會對城市環境保護更加不利[14]。社會學領域的長期研究成果表明，身份認同對人的心理和行為會產生重要的影響[15]，這為研究遷移人口的環境行為提供了新視角。

Tajfel et al.[16]指出身份認同包含個體在社會中的定位，即“我是誰”的自我認知和對“我和誰一樣”的自我認知兩層含義。Akerlof and Kranton[17]將身份認同的研究引入經濟學領域，指出身份認同作為一種社會規范，能夠對個體經濟行為產生重要影響。Pfeffer and Stycos[11]通過對比美國本土出生人口與移民的環境行為發現，對美國文化的認同有助于移民的環境行為向土地居民趨同。Wolch and Zhang[18]認為移民的身份認同會使其更加關注當地的環境進而影響其環境行為。不過上述研究僅關注了國外移民的身份認同對其環境行為的影響，沒有研究國內遷移人口的城市身份認同對環境行為的影響。

城市身份認同僅反映了遷移人口對遷入城市的主觀感受，若以此為研究的終點來分析其對遷移人口環境行為的影響，難免會造成政策制定缺乏落腳點。因此，需要沿著該分析邏輯進一步追問影響中國遷移人口城市身份認同進而影響其環境行為的因素是什么。已有研究顯示養老保險、醫療保險、子女教育對農民工市民化具有顯著影響[19]。在戶籍制度約束下，中國城市遷移人口能否在城市“落戶”是其獲得社會保障均等化待遇的關鍵[20]。而在城市購房是遷移人口獲取城市戶籍最簡單、最直接的方式[21]。因此，我們認為在邏輯上可能存在住房狀況通過影響遷移人口的社會保障可獲性進而影響遷移人口城市身份認同和環境行為的邏輯鏈條。

當城市住房與城市戶籍和社會保障綁定后，住房不僅是具有居住屬性的物質實體，還是居民社會地位的重要表征，是衡量遷移人口經濟能力和個人成就的重要標準[22]。潘澤泉和何倩[2]的研究發現社會地位感知差異對農民工的城市身份認同有直接影響。我們認為，遷移人口的住房狀況與其社會地位的內在關聯機制是影響遷移人口城市身份認同進而影響其環境行為的另一條邏輯鏈。具體而言，住房狀況較差的遷移人口很容易產生“過客”心理，甚至由于無法享受均等的社會保障待遇而覺得自己是城市的“二等公民”。相反，住房狀況較好的遷移人口更容易在心理上拉近與城市居民的距離，主觀上接受自己的城市主流群體身份，從而更容易融入城市，認同城市身份。因此，住房狀況也可能通過影響遷移人口的社會地位感知進而影響遷移人口城市身份認同及其環境行為。

自中國住房市場化改革以來，房產已經成為城市居民財富的重要載體，房價上漲給有房者帶來了顯著的財富增值。在影響城市房價的眾多因素中，城市環境質量一直以來都是學界關注的焦點。已有研究已經證實城市環境污染與房價之間存在顯著的負相關關系[23-24]。我們認為，住房狀況還可能因為住房財富效應的存在，直接影響遷移人口的環境行為。其內在邏輯是：擁有城市住房產權的遷移人口出于房價上漲帶來財富增值的自利動機，會主動踐行積極的環境行為，抵制可能會引致房價下跌的私域和公域范圍內的環境污染行為。相反，沒有城市住房產權的遷移人口缺少抑制房價下跌的環境保護動機，甚至為了降低居住成本，樂見房價下跌。因此，可以預期住房財富效應將直接導致不同住房狀況的遷移人口的環境行為出現分異。

與現有文獻相比，本文的邊際貢獻主要體現在以下四個方面：①本文是首篇專門考察住房狀況對遷移人口環境行為影響的研究，我們不僅識別了住房狀況對遷移人口綜合環境行為、私域環境行為和公域環境行為的影響，而且特別區分了住房狀況對城市戶籍和農村戶籍遷移人口環境行為的異質性影響。②本文使用CGSS（2013）的數據樣本，匹配出其中的遷移人口數據開展研究，樣本容量大，分布廣泛，在很大程度上保證了研究結果的準確性和可信性。③考慮到住房狀況與遷移人口環境行為之間可能存在的內生性問題，本文利用擴展回歸模型（ERM）內含的工具變量法和內生處理效應模型對內生性問題造成的估計結果偏誤進行控制，在很大程度上增強了分析結果的可靠性。④本文進一步基于中介效應模型檢驗了住房狀況對遷移人口環境行為的影響機制，識別了其主要傳導途徑。

2 數據來源與變量選擇

2.1 數據說明

本文使用的數據來源于2013年中國綜合社會調查（CGSS）。該項目調查收集了受訪者的年齡、性別、受教育程度、戶籍等個體人口學特征以及住房狀況、城市身份認同、社會地位、環境態度、環境知識和環境行為等與本研究相關的信息，共計11 438個樣本。本文定義的“遷移人口”為原戶籍在居住城市以外、目前通過遷移方式在居住城市工作生活的居民。通過“遷移”模塊設計的問題可以得到城市“遷移人口”的樣本：第一，通過匹配調查對象的居住地類型，剔除居住地為農村和市區（縣城）以外鎮的樣本，篩選出目前在城市地區居住的樣本。第二，根據調查問卷中“您是哪一年來到本地（本區/縣/縣級市）居住的？”，篩選得到城市“遷移人口”樣本。第三，為了分析不同類型遷移人口環境行為的異質性，本文根據遷移人口的戶口狀態、戶口哪年遷入本地和哪年來本地的問卷信息，進一步的將遷移人口分為農村戶籍、非本地城市戶籍、本地城市戶籍三類。

2.2 變量說明

（1）被解釋變量——遷移人口環境行為得分對數。CGSS（2013）行為與態度模塊“我們想了解一下，在最近的一年里，您是否從事過下列活動或行為？”中包含的10個環境行為可以反映調查對象的日常環境行為表現。根據問卷中調查對象參與10個環境行為的情況，我們將回答“從不”參與某個環境行為的調查對象賦值為1，將回答“偶爾”參與的調查對象賦值為2，將“經常”參與某個環境行為的調查對象賦值為3，最后以調查對象的10個環境行為得分的均值作為遷移人口環境行為綜合得分的衡量指標。然后，我們將調查對象的10個環境行為進一步地分為私域環境行為（第1～4和第6項）和公域環境行為（第5和第7～10項），按照上述方法分別計算得到遷移人口私域環境行為得分均值和公域環境行為得分均值。以上環境行為得分越高，說明調查對象越踐行“親環境行為”。

（2）核心解釋變量——遷移人口住房狀況。CGSS（2013）社會人口屬性模塊中，調查員詢問“您現在這座房子的產權屬于誰？”，受訪者回答的選項包括：“自己所有”、“配偶所有”、“子女所有”、“父母所有”、“配偶父母所有”、“子女配偶所有”、“其他家人所有”、“租來的”和“其他情況”。本文根據研究需要將遷移人口的住房狀況分為三大類，其中，將“自己所有、配偶所有”歸為“自有住房”，將“子女所有、父母所有、配偶父母所有、子女配偶所有、其他家人所有”歸為“借住房”，將“租來的和其他情況”歸為“租房”。樣本中，居住在自有住房的遷移人口總數為1 087人，占比47.28%，居住在借住房的遷移人口總數為427人，占比18.57%，租房的遷移人口總數為785人，占比34.15%。

（3）中介變量。中介變量是指遷移人口住房狀況對遷移人口環境行為的影響路徑或機制。根據前文的分析，本文以遷移人口城市身份認同作為住房狀況影響遷移人口環境行為的中介變量。在后文中，我們將建立中介變量效應模型來分析遷移人口住房狀況通過城市身份認同對其環境行為的影響。

（4）控制變量。基于CGSS（2013）的數據可得性，并借鑒已有研究的做法，本文控制了可能影響遷移人口環境行為的變量，包括環境知識、性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、個人收入水平、流入本地時間等個體特征變量。另外為了避免不可觀測因素造成的內生性問題，我們根據調查數據中受訪者所在的省份引入了省份固定效應。

此外，本文使用插值法對部分變量的缺失值進行了補齊，各變量的定義及描述性統計如表1所示。

3 實證分析

3.1 模型設定

本文采用ERM來實證分析住房狀況對遷移人口環境行為表現的影響。ERM與傳統的（OLS）回歸模型相比，最大優點是可以將解釋變量或控制變量的內生性、處理效應中處理變量的非隨機分配性以及內生性的樣本選擇等三大內生性問題放在同一個框架下進行處理。本文的基準回歸模型設定如下：

lncompscorei=β0+β1housei+β2Zi+μ+εi（1）

lnprivtscorei=γ0+γ1housei+γ2Zi+μ+δi（2）

lnpublscorei=χ0+χ1housei+χ2Zi+μ+i（3）

（1）～（3）式分別表示住房狀況對遷移人口綜合環境行為、私域環境行為和公域環境行為的影響。其中lncompscorei表示第i位遷移人口綜合環境行為得分，lnprivtscorei和lnpublscorei分別表示第i位遷移人口私域和公域環境行為得分。housei表示第i位遷移人口住房狀況（自有住房、借住房、租房）。Zi為影響遷移人口環境行為得分的控制變量。μ為省份固定效應，εi、δi、i分別為模型的隨機誤差項。

3.2 基準回歸結果

表2報告了ERM的回歸結果。從估計結果來看，在逐步引入控制變量后，模型的Wald卡方值顯著增加，并且除方程（7）外，Wald卡方值均在1%的顯著性水平上通過檢驗，說明模型整體上運行良好。從核心解釋變量的估計結果看，以租房為參照，自有住房在三種方程形式下，均在1%的統計水平上對環境行為綜合得分和私域環境行為得分有顯著的促增效應，對公域環境行為得分的影響在5%和10%的統計水平上有顯著的促增效應。在未加入控制變量的情況下，借住房對環境行為綜合得分和私域環境行為得分在1%的統計水平上有顯著的促增效應，但對公域環境行為的影響在統計上不顯著。在加入個體特征控制變量后，借住房對三種環境行為得分的影響均不顯著，進一步控制省份固定效應后，借助房對環境行為綜合得分和私域環境行為得分的影響分別在1%和5%的統計水平上顯著為正，對公域環境行為的影響仍然不顯著。

以表2第（3）（6）（9）列的核心解釋變量估計結果為例，對其經濟含義進行分析。從縱向比較結果來看，自有住房對三項環境行為的促增效應最大，借住房次之，租房最小。可能的原因是擁有住房產權有助于遷移人口認同城市身份，進而按照城市行為準則約束和規范自身行為[5]。同時，環保行為帶來房產的環境溢價收益，也可能引致擁有自有住房的遷移人口采取更多的環境行為。從橫向比較結果來看，住房狀況對遷移人口私域環境行為得分的促增效應最大，環境行為綜合得分次之，對公域環境行為得分的促增效應最小。橫向比較結果與本文的分析邏輯存在一定的沖突，首先，按照本文的分析邏輯，若住房能夠提高遷移人口的城市身份認同度，那么住房狀況好的遷移人口理應比租房者有更高的城市身份認同度。其次，楊奎臣和胡鵬輝[10]的研究結果表明，私域環境行為具有利己性特征，與個體生活習慣有關，公域環境行為要求以自身利益為代價，實現利他性結果，受個體的社會責任感影響較大。因此從邏輯上看，住房狀況差異對遷移人口私域環境行為參與頻率的影響不應顯著高于對公域環境行為的影響。另外，在基準回歸結果中，自有住房估計系數的方向和顯著性雖然符合預期，但系數值過小，與經驗事實不符。我們認為上述問題可能是由于核心解釋變量與被解釋變量之間的內生性造成的，在后文中我們將對此進行修正。

3.3 內生性討論

3.3.1 工具變量法

為了糾正內生性問題可能造成的參數估計偏誤，我們首先采用ERM中的內生工具變量法來修正內生性問題對模型參數估計造成的影響，由于本文的核心解釋變量為二分類變量，因此我們將輔助方程設定為Probit模型。我們認為遷移人口“是否有兒子”是住房狀況變量的一個較為合適的工具變量。一方面，中國傳統的家庭觀念和婚姻觀念使得父母負擔了兒子更多的結婚成本，另一方面，在當前的婚姻傳統下，是否“買房”已經成為決定男性青年結婚的必要條件之一。因此，我們認為“是否有兒子”對遷 移人口的住房狀況將產生重要影響，從而滿足工具變量的相關性原則。而子女的出生性別是隨機事件，與父母的個體行為特征之間無相關性，不會直接影響家庭成員的環境行為，因此“是否有兒子”能夠滿足工具變量的外生性和排他性的選取標準。通過對調查問卷中受訪者家庭成員信息的匹配以構建本文的工具變量，我們將工具變量定義為二分類變量：有子=1，無子=0。

表3報告了ERM工具變量法的估計結果。從表3中可以看出，主方程與輔助方程回歸誤差項的相關系數在三項環境行為方程中的估計結果分別為0.688 9、0.596 4和0.728 6，并且均在1%的統計水平上顯著異于0，表明核心? 解釋變量與被解釋變量之間存在內生性問題。輔助回歸方程中，工具變量對核心解釋變量的影響系數在均在1%和5%的統計水平上顯著為正，證明了工具變量選取的合理性。最為重要的是，工具變量模型中核心解釋變量的估計結果相較于基準回歸出現了三點變化。①核心解釋變量估計系數的統計顯著性水平較基準回歸模型有了明顯的改善。②自有住房對遷移人口環境行為影響的參數估計系數顯著增大，說明是否擁有住房產權對遷移人口的環境行為參于率有重要影響;借住房估計系數依然較小，并且與基準回歸差異不大，說明借住與租房的遷移人口在環境行為表現上的異質性不明顯。上述結果表明工具變量估計結果更符合現實經驗。③與基準回歸模型結果相反，在工具變量估計結果中，自有住房對遷移人口公域環境行為的影響系數顯著高于私域環境行為和綜合環境行為。表明擁有自有住房對遷移人口公域環境行為參與率的促增效應高于私域環境行為，實證結果與本文的分析邏輯一致。

3.3.2 內生處理效應模型

前文中，我們分析了住房狀況作為二分類內生協變量對遷移人口環境行為的影響。在本部分中，將住房狀況視為內生處理變量進行分析。由于居住在借住房和租房的遷移人口在環境行為表現上的差異不明顯，為了簡化分析，我們將借住房與租房兩類合并，稱為“非自有住房”，構建一個處理變量（自有住房=1，非自有住房=0）。基于ERM中的內生處理效應模型，修正內生性對模型參數估計造成的影響，并進一步提供對前文估計結果的穩健性檢驗。另外，在前文分析中，我們將住房狀況作為二分類協變量加入模型，得出自有住房與非自有住房的遷移人口在? 環境行為表現上存在差異。這一結論的獲得與傳統的雙重差分法類似，但是前文方法的最大問題是忽略了自有住房者和非自有住房者在決定其環境行為的因素上可能存在其他方面的差異，從而導致即使沒有住房狀況方面的差異，二者的環境行為路徑可能也未必一致。幸運的是，處理效應模型提供的“反事實分析框架”可以較好地克服這一問題，為識別住房狀況對遷移人口環境行為影響提供補充。

該方法的基本思路如下：將自有住房作為處理組，非自有住房作為控制組，可以根據控制組與處理組中個體特征相似的樣本進行適當的線性組合來構造一個處理組的“反事實替身”，并將處理組與其“反事實替身”的環境行為得分進行對比，二者之間的差距即為“處理組平均處理效應”（ATET）。基于“反事實分析框架”方法得到的ATET，剔除了未知因素對自有住房和非自有住房遷移人口環境行為的作用，較好的識別出住房狀況對遷移人口環境行為的真實影響。此外，通過處理效應模型，我們還可以得到處理組與控制組環境行為得分的總體平均處理效應（ATT），即擁有自有住房的遷移人口與非自有住房的遷移人口在環境行為得分上的總體平均差異。ATT的估計值可以為檢驗前文模型中核心解釋變量估計結果的穩健性提供新的證據。我們同樣以個體“是否有兒子”作為內生處理變量的工具變量，對內生處理效應模型進行估計，具體結果如表4所示。

從表4中可以看出，平均處理效應（ATT）在三項環境行為得分中的估計結果分別為0.240 3、0.184 3和0.362 4，其含義與基準回歸模型和工具變量模型相同，說明與非自有住房相比，自有住房對遷移人口的環境行為得分有顯著的促增效應。ATT的估計系數大小和顯著性水? 平與工具變量的估計結果十分接近，進一步證明了估計結果的穩健性。根據表4，處理組平均處理效應（ATET）的估計結果在三項環境行為下同樣顯著為正。ATET估計值的經濟含義是，擁有自有住房的遷移人口的平均環境行為綜合得分、平均私域環境行為得分和平均公域環境行為得分比如果這些人沒有自有住房時分別高0.24%、0.18%和0.36%。ATET估計值從一個新的視角證明了住房狀況對遷移人口環境行為存在顯著的異質性影響，并為模型估計結果的穩健性提供了新的證據。

在前文的數據說明中，我們將遷移人口分為農村戶籍、非本地城市戶籍和本地城市戶籍三類，那么住房狀況對環境行為的影響在不同類型的遷移人口之間是否存在異質性？在此，我們將基于內生處理效應模型的估計結果對這一問題進行分析。由于在遷移人口樣本中，本地城市戶籍樣本占總樣本的比重較小（5.8%），并且在本地城市戶籍樣本中擁有自有住房的比率達到70%，不適宜將其單獨作為一類進行說明，因此，我們將本地城市戶籍的遷移人口與非本地城市戶籍合并，將遷移人口類型重新劃分為農村戶籍與城市戶籍兩類。利用Stata15中的Margins命令得到在不同遷移人口戶籍類型和流入本地時間條件下，住房狀況對三項環境行為得分的邊際效應，結果如圖1所示（環境行為綜合得分結果與私域和公域環境行為類似，限于篇幅此處未報告）。

圖1結果顯示，第一，擁有自有住房的農村戶籍和城市戶籍遷移人口的私域和公域環境行為得分顯著高于假定這些人沒有自有住房時的環境行為得分。再次證明了住房狀況對遷移人口環境行為影響的穩健性。第二，城市戶籍遷移人口在私域和公域環境行為得分上均高于農村戶籍遷移人口。我們對此的解釋是，個體環境行為得分與受教育水平、良好的生活習慣、公民意識和獲取環保信息的意愿及能力等個體特征有較強的正相關關系[8]，城市戶 籍的遷移人口在這些方面的總體表現優于農村戶籍遷移人口，從而造成城市戶籍遷移人口的環境行為得分高于農村戶籍遷移人口。另外，從圖1中還可以看出，城市戶籍遷移人口與農村戶籍遷移人口在私域環境行為得分上的差距高于公域環境行為得分。由于私域環境行為與個體的良好的生活習慣有關，而公域環境行為則更多受個體對所在城市的社會責任感影響，戶籍背景差異引致的生活習慣分異與遷移共性造成的社會責任感趨同，可能是城市戶籍遷移人口與農村戶籍遷移人口在私域環境行為得分上的差距高于公域環境行為得分的主要原因。第三，農村和城市戶籍遷移人口的公域環境行為得分隨著流入本地時間的推移顯著提高（見圖1b），而私域環境行為得分隨流入本地時間的推移變化不明顯（見圖1a）。這可能是由于私域環境行為取決于個體生活習慣，而生活習慣一旦形成便具有較強的“剛性”特質，不易隨時間變化而改變。另一方面，公域環境行為具有利他性特征，要求參與公域環境行為的個體要有一定的社會責任感和城市身份認同度，顯然，個體流入本地時間越長，對所流入城市的身份認同度就會越強，從而越傾向于踐行公域環境行為。值得注意的是，隨著遷移人口流入本地時間的推移，住房狀況對遷移人口公域環境行為的異質性影響顯著高于私域環境行為。這可能是因為擁有自有住房的遷移人口隨著流入本地時間的增加對城市身份的認同度高于沒有自有住房的遷移人口，這也從側面證實了擁有自有住房的人隨著流入本地時間的增加比沒有自有住房的人更易融入城市，認同城市身份，從而會更加積極的參與本地公共環境事務。

4 住房狀況影響遷移人口環境行為的作用機制

通過前文的分析，本文已經得出自有住房對遷移人口環境行為有顯著的促增效應。同時，在前文中，我們也從? 邏輯上梳理出了住房狀況可能通過遷移人口的城市身份認同對環境行為產生影響。接下來，本文將借助中介效應檢驗模型，從實證角度檢驗住房狀況是否會通過遷移人口城市身份認同進而影響其環境行為。檢驗中介變量因果效應的逐步回歸法是目前學界常用的中介效應的識別方法[25]，然而近年來該方法受到嚴重的質疑。Hicks and Tingley[26]認為逐步回歸法存在兩個方面的問題，一是逐步回歸法在很大程度上依賴一種結構方程，而該方法并非來自因果推斷的正式框架，并且不允許對關鍵識別假設進行敏感性檢驗[27-28];二是逐步回歸法很難擴展到非線性回歸模型中，例如當結果變量或中介變量為二元變量時，該方法將不再適用。基于此，本文借鑒Hicks and Tingley[26]提出的因果中介效應檢驗方法，對住房狀況通過城市身份認同影響遷移人口環境行為的中介效應進行實證檢驗。本文設定的中介效應模型如下：

lnscorei=β0+β1housei+β2Zi+εi（4）

Mi=φ0+φ1housei+φ2Xi+ψi（5）

lnscorei=0+1housei+2Mi+3Zi+ωi（6）

方程（4）～（6）式中，lnscorei分別表示三項環境行為得分對數，housei為住房狀況二分類變量（自有住房=1，非自有住房=0），Xi和Zi為控制變量。Mi為中介變量，本文的中介變量為遷移人口的城市身份認同。CGSS（2013）的調查問卷中，受訪者被詢問“您認為自己屬于其中的哪個群體？城里人、鄉下人、說不清”，如果遷移人口認為自己是城里人，可視為其認同城市身份，反之則表示不認同，我們認為以該問題構建的指標可以作為遷移人口“城市身份認同”較好的代理變量。無疑，該指標可以較好的表征農村戶籍遷移人口的城市身份認同度，但是如果遷移人口本身是城市戶籍，即使其對遷入城市的身份認同度較低，也可能受戶籍屬性的影響認為自己是城里人，因此，該指標不適宜作為城市戶籍遷移人口城市身份認同的代理變量。根據前文的分析，如果個體的社會地位感知越高，其社會身份認同度也越高，因此，我們以調查問卷中“您認為自己目前在哪個等級上？”的問題所構建的指標作為城市遷移人口身份認同的替代變量。另外，在中介效應模型中，若被解釋變量為二分類變量，則采用Probit模型進行估計;若被解釋變量為連續型變量，則采用線性模型進行參數估計。具體估計結果如表5所示。

表5中農村戶籍遷移人口分樣本中介效應檢驗模型的估計結果顯示，城市身份認同對農村戶籍遷移人口綜合環境行為、私域環境行為和公域環境行為的中介效應點估計值分別為0.013 3、0.010 3和0.014 9，而三項環境行為的95%的置信區間分別為（0.005 1，0.022 2）、（0.000 5，0.021 6）和（0.005 9，0.023 1），中介效應為0并未出現在置信區間內。該結果表明住房狀況通過城市身份認同對農村遷移人口環境行為的中介效應在統計上是顯著的。敏感度檢驗結果表明，當且僅當在三項環境行為下，方程（5）與方程（6）的誤差項和的相關系數分別等于0.213 2、0.101 4和0.201 9時，住房狀況通過農村遷移人口的城市身份認同對三項環境行為影響的中介效應才為0。按照同樣的分析思路，可以得出住房狀況通過城市身份認同對城市戶籍遷移人口環境行為的中介效應也是顯著的。綜上，中介效應檢驗模型的估計結果進一步證實了住房狀況能夠通過影響遷移人口的城市身份認同進而對遷移人口的環境行為產生影響。從中介效應點估計值的大小可以看出，住房狀況通過城市身份認同對遷移人口公域環境行為的中介效應高于私域環境行為，這也證明了城市身份認同對于提高遷移人口公共環境行為參與率的促增效應最顯著。

5 結論與政策啟示

本文基于2013年中國綜合社會調查（CGSS）的微觀數據樣本，采用擴展回歸模型（ERM），首次專門考察了住房狀況對遷移人口環境行為的影響，并運用工具變量法和內生處理效應模型進行穩健性檢驗，最后通過中介效應模型分析了住房狀況通過城市身份認同對遷移人口環境行? 為的影響機制。本文主要結論如下：①自有住房的遷移人口在環境行為綜合得分、私域環境行為得分和公域環境行為得分顯著高于非自有住房的遷移人口。在修正內生性偏誤后結論依然成立，并且自有住房對遷移人口公域環境行為的影響顯著高于私域環境行為。②擁有自有住房的農村戶籍和城市戶籍遷移人口的私域和公域環境行為得分顯著高于假定這些人沒有自有住房時的環境行為得分。③城市戶籍遷移人口的私域和公域環境行為得分均高于農村戶籍遷移人口，并且二者在私域環境行為得分上的差距高于公域環境行為得分。④農村和城市戶籍遷移人口的公域環境行為得分隨著流入本地時間的推移顯著提高，而私域環境行為得分變化則不明顯。⑤隨著遷移人口流入本地時間的增加，住房狀況對遷移人口公域環境行為得分的異質性影響顯著高于私域環境行為得分。⑥中介效應模型結果表明，自有住房主要通過提高遷移人口的城市身份認同而對遷移人口的環境行為產生促增效應。

上述研究結論具有重要的政策含義：首先，自有住房顯著提升了遷移人口的環境行為參與率，對降低城市環境污染具有積極作用。各級地方政府應從以下方面著力解決遷移人口的住房問題，使遷移人口“進得來，融得入”。一是要從制度層面降低遷移人口購房的“制度門檻”，避免現有的住房調控政策將真正有住房需求的遷移人口排除在外。二是可以考慮通過對遷移人口購房進行貨幣化補貼、稅費減免和貸款利息優惠等多種舉措，以降低遷移人口的購房成本。三是對房價上漲壓力過大、實行住房限購政策的城市，應當通過增加保障房、廉租房等全產權或半產權性質的政策性住房供給，解決遷移人口的住房問題。當前，中國很多城市加入了“搶人”大戰，對各類人才提供了優厚的住房政策，有效緩解了高層次遷移人口的住房問題，未來各級政府應進一步加大保障房建設的投入力度，爭取將占遷移人口比重更高的農民工群體納入住房保障范疇。

其次，城市身份認同是住房狀況影響遷移人口環境行為的中介機制。而住房之所以影響遷移人口的城市身份認同，緣于住房產權與城市戶籍和城市公共產品的獲取綁定在一起。因此，在商品房和政策性住房供給無法惠及所有遷移人口的現實約束下，政府應當增加公共產品的供給，盡早實現住房與戶籍、住房與公共產品均等獲取的“脫鉤”。同時，政府應借助并發揮各類社會組織的作用，搭建遷移人口與本地居民溝通和交流的平臺，消除遷移人口與本地居民之間的心理隔閡，促進遷移人口融入本地城市，認同城市身份，進而促進遷移人口真正關心城市環境，提高環境行為參與率。

最后，本文研究發現，城市戶籍遷移人口在環境行為表現上優于農村戶籍遷移人口。農村人口市民化是推動中國城市人口規模擴張的主要驅動力，因此提高農村戶籍遷移人口的環境行為參與率，對改善城市環境具有的重要作用。政府應加大對農村戶籍遷移人口環保知識的宣傳力度，隨著移動互聯網在農民中的普及，政府要善于使用微博、微信等新媒體手段增加農村戶籍遷移人口獲取環保知識的渠道，幫助其建立良好的生活習慣、樹立市民意識，提高農村戶籍遷移人口參與環境保護行為的意愿及能力。

（編輯：于 杰）

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