楊曼莉

摘要

在人口不斷向城市集聚引致城市環(huán)境污染日益嚴(yán)重的背景下，本文利用2013年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）的數(shù)據(jù)樣本，基于擴展回歸模型（ERM）和中介效應(yīng)模型，專門考察了住房狀況對遷移人口綜合環(huán)境行為、私域環(huán)境行為和公域環(huán)境行為的影響。研究結(jié)果表明：自有住房對遷移人口綜合環(huán)境行為、私域環(huán)境行為和公域環(huán)境行為參與率具有顯著的促增效應(yīng)，在利用工具變量法和內(nèi)生處理效應(yīng)模型對內(nèi)生性問題進(jìn)行控制后，這一結(jié)論依然成立;在修正內(nèi)生性偏誤后，自有住房對遷移人口公域環(huán)境行為的促增效應(yīng)顯著高于私域環(huán)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(huán)境行為的異質(zhì)性影響顯著高于對遷移人口私域環(huán)境行為的異質(zhì)性影響;在給定住房狀況的條件下，城市戶籍遷移人口的環(huán)境行為參與率高于農(nóng)村戶籍遷移人口;農(nóng)村和城市戶籍遷移人口的公域環(huán)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(huán)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(yīng)檢驗結(jié)果表明，城市身份認(rèn)同是住房狀況影響遷移人口環(huán)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(rèn)同度出現(xiàn)分化，進(jìn)而導(dǎo)致其環(huán)境行為存在差異。上述研究結(jié)論具有重要的政策含義：首先，各級地方政府應(yīng)著力解決遷移人口的住房問題，使遷移人口“進(jìn)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(xiàn)實約束下，政府應(yīng)當(dāng)增加公共產(chǎn)品的供給，盡早實現(xiàn)住房與戶籍、住房與公共產(chǎn)品均等獲取的“脫鉤”;最后，積極提高農(nóng)村戶籍遷移人口的環(huán)境行為參與率，這將對城市環(huán)境的改善具有重要作用。

關(guān)鍵詞 遷移人口;住房狀況;城市身份認(rèn)同;環(huán)境行為;中介效應(yīng)

中圖分類號 F205

文獻(xiàn)標(biāo)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(jì)》中就有“安土重遷，黎民之性”;《后漢書·仲長統(tǒng)傳》中有“安居樂業(yè)，……，天下晏然”等都體現(xiàn)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(chǎn)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(rèn)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(guī)范的塑造過程中具有不可小覷的作用。個體環(huán)境行為具有公共屬性，踐行“積極的環(huán)境行為”需要實現(xiàn)對個體行為的自我約束和控制[3]，因此，社會身份認(rèn)同對個人的積極環(huán)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(huán)境行為嗎？進(jìn)一步地，如果住房狀況影響遷移人口的環(huán)境行為，其作用機制是什么？現(xiàn)有研究缺少對此議題的關(guān)注。為了回答上述問題，本文利用2013年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）的數(shù)據(jù)樣本，系統(tǒng)考察了住房狀況對遷移人口環(huán)境行為產(chǎn)生的影響及其可能的作用機制，為城市環(huán)境政策制定及提升遷移人口參與環(huán)境治理水平提供有效參考。

1 文獻(xiàn)綜述

學(xué)術(shù)界對環(huán)境行為的概念界定至今尚未達(dá)成共識。Hines et al.[4]對環(huán)境行為概念的定義是為了避免或解決環(huán)境問題產(chǎn)生的一種基于個人責(zé)任感和價值觀的有意識和負(fù)責(zé)任的行為。Stern[5]從“意向”和“影響”兩個層面來界定個人的環(huán)境行為，其中意向?qū)虻亩x強調(diào)行為者的行動是否具有環(huán)保動機;影響導(dǎo)向則強調(diào)個人的行為對環(huán)境產(chǎn)生何種影響。影響個體環(huán)境行為的因素很多，Hawthorne and Alabaster[6]從實證角度證實了積極的環(huán)境態(tài)度對個體的親環(huán)境行為有正向作用。Tanner and kast[7]指出公民的環(huán)境道德觀對環(huán)境行為有重要的影響，公民的環(huán)境行為依賴于自身的道德規(guī)范。國內(nèi)學(xué)者從個體環(huán)境認(rèn)識、環(huán)境效能感和個體控制力，以及主觀幸福感等社會心理學(xué)層面對個體環(huán)境行為開展了卓有成效的研究，認(rèn)為社會心理與個體環(huán)境行為之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系[8-10]。

社會心理因素對個體環(huán)境行為的影響是否會因為個體所處的生活環(huán)境變化而出現(xiàn)分異？Pfeffer and Stycos[11]研究發(fā)現(xiàn)，外來移民與本地居民的環(huán)境行為沒有表現(xiàn)出顯著差異;Abrahamson[12]研究發(fā)現(xiàn)，遷移人口以環(huán)境因素作為選擇遷移地的決策依據(jù)時，遷移人口的環(huán)境行為甚至要優(yōu)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(huán)境將產(chǎn)生破壞性影響[13];尤其是來自貧困落后地區(qū)移民數(shù)量的增加會對城市環(huán)境保護(hù)更加不利[14]。社會學(xué)領(lǐng)域的長期研究成果表明，身份認(rèn)同對人的心理和行為會產(chǎn)生重要的影響[15]，這為研究遷移人口的環(huán)境行為提供了新視角。

Tajfel et al.[16]指出身份認(rèn)同包含個體在社會中的定位，即“我是誰”的自我認(rèn)知和對“我和誰一樣”的自我認(rèn)知兩層含義。Akerlof and Kranton[17]將身份認(rèn)同的研究引入經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域，指出身份認(rèn)同作為一種社會規(guī)范，能夠?qū)€體經(jīng)濟行為產(chǎn)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(huán)境行為發(fā)現(xiàn)，對美國文化的認(rèn)同有助于移民的環(huán)境行為向土地居民趨同。Wolch and Zhang[18]認(rèn)為移民的身份認(rèn)同會使其更加關(guān)注當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境進(jìn)而影響其環(huán)境行為。不過上述研究僅關(guān)注了國外移民的身份認(rèn)同對其環(huán)境行為的影響，沒有研究國內(nèi)遷移人口的城市身份認(rèn)同對環(huán)境行為的影響。

城市身份認(rèn)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(huán)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(jìn)一步追問影響中國遷移人口城市身份認(rèn)同進(jìn)而影響其環(huán)境行為的因素是什么。已有研究顯示養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、子女教育對農(nóng)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(guān)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(rèn)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(jìn)而影響遷移人口城市身份認(rèn)同和環(huán)境行為的邏輯鏈條。

當(dāng)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(zhì)實體，還是居民社會地位的重要表征，是衡量遷移人口經(jīng)濟能力和個人成就的重要標(biāo)準(zhǔn)[22]。潘澤泉和何倩[2]的研究發(fā)現(xiàn)社會地位感知差異對農(nóng)民工的城市身份認(rèn)同有直接影響。我們認(rèn)為，遷移人口的住房狀況與其社會地位的內(nèi)在關(guān)聯(lián)機制是影響遷移人口城市身份認(rèn)同進(jìn)而影響其環(huán)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(chǎn)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(rèn)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(jìn)而影響遷移人口城市身份認(rèn)同及其環(huán)境行為。

自中國住房市場化改革以來，房產(chǎn)已經(jīng)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(huán)境質(zhì)量一直以來都是學(xué)界關(guān)注的焦點。已有研究已經(jīng)證實城市環(huán)境污染與房價之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[23-24]。我們認(rèn)為，住房狀況還可能因為住房財富效應(yīng)的存在，直接影響遷移人口的環(huán)境行為。其內(nèi)在邏輯是：擁有城市住房產(chǎn)權(quán)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(huán)境行為，抵制可能會引致房價下跌的私域和公域范圍內(nèi)的環(huán)境污染行為。相反，沒有城市住房產(chǎn)權(quán)的遷移人口缺少抑制房價下跌的環(huán)境保護(hù)動機，甚至為了降低居住成本，樂見房價下跌。因此，可以預(yù)期住房財富效應(yīng)將直接導(dǎo)致不同住房狀況的遷移人口的環(huán)境行為出現(xiàn)分異。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)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(huán)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(huán)境行為、私域環(huán)境行為和公域環(huán)境行為的影響，而且特別區(qū)分了住房狀況對城市戶籍和農(nóng)村戶籍遷移人口環(huán)境行為的異質(zhì)性影響。②本文使用CGSS（2013）的數(shù)據(jù)樣本，匹配出其中的遷移人口數(shù)據(jù)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(jié)果的準(zhǔn)確性和可信性。③考慮到住房狀況與遷移人口環(huán)境行為之間可能存在的內(nèi)生性問題，本文利用擴展回歸模型（ERM）內(nèi)含的工具變量法和內(nèi)生處理效應(yīng)模型對內(nèi)生性問題造成的估計結(jié)果偏誤進(jìn)行控制，在很大程度上增強了分析結(jié)果的可靠性。④本文進(jìn)一步基于中介效應(yīng)模型檢驗了住房狀況對遷移人口環(huán)境行為的影響機制，識別了其主要傳導(dǎo)途徑。

2 數(shù)據(jù)來源與變量選擇

2.1 數(shù)據(jù)說明

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2013年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）。該項目調(diào)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(xué)特征以及住房狀況、城市身份認(rèn)同、社會地位、環(huán)境態(tài)度、環(huán)境知識和環(huán)境行為等與本研究相關(guān)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(shè)計的問題可以得到城市“遷移人口”的樣本：第一，通過匹配調(diào)查對象的居住地類型，剔除居住地為農(nóng)村和市區(qū)（縣城）以外鎮(zhèn)的樣本，篩選出目前在城市地區(qū)居住的樣本。第二，根據(jù)調(diào)查問卷中“您是哪一年來到本地（本區(qū)/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(huán)境行為的異質(zhì)性，本文根據(jù)遷移人口的戶口狀態(tài)、戶口哪年遷入本地和哪年來本地的問卷信息，進(jìn)一步的將遷移人口分為農(nóng)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(huán)境行為得分對數(shù)。CGSS（2013）行為與態(tài)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(huán)境行為可以反映調(diào)查對象的日常環(huán)境行為表現(xiàn)。根據(jù)問卷中調(diào)查對象參與10個環(huán)境行為的情況，我們將回答“從不”參與某個環(huán)境行為的調(diào)查對象賦值為1，將回答“偶爾”參與的調(diào)查對象賦值為2，將“經(jīng)?！眳⑴c某個環(huán)境行為的調(diào)查對象賦值為3，最后以調(diào)查對象的10個環(huán)境行為得分的均值作為遷移人口環(huán)境行為綜合得分的衡量指標(biāo)。然后，我們將調(diào)查對象的10個環(huán)境行為進(jìn)一步地分為私域環(huán)境行為（第1～4和第6項）和公域環(huán)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(huán)境行為得分均值和公域環(huán)境行為得分均值。以上環(huán)境行為得分越高，說明調(diào)查對象越踐行“親環(huán)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(diào)查員詢問“您現(xiàn)在這座房子的產(chǎn)權(quán)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(jù)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(shù)為1 087人，占比47.28%，居住在借住房的遷移人口總數(shù)為427人，占比18.57%，租房的遷移人口總數(shù)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(huán)境行為的影響路徑或機制。根據(jù)前文的分析，本文以遷移人口城市身份認(rèn)同作為住房狀況影響遷移人口環(huán)境行為的中介變量。在后文中，我們將建立中介變量效應(yīng)模型來分析遷移人口住房狀況通過城市身份認(rèn)同對其環(huán)境行為的影響。

（4）控制變量?；贑GSS（2013）的數(shù)據(jù)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(huán)境行為的變量，包括環(huán)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(nèi)生性問題，我們根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)中受訪者所在的省份引入了省份固定效應(yīng)。

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

3 實證分析

3.1 模型設(shè)定

本文采用ERM來實證分析住房狀況對遷移人口環(huán)境行為表現(xiàn)的影響。ERM與傳統(tǒng)的（OLS）回歸模型相比，最大優(yōu)點是可以將解釋變量或控制變量的內(nèi)生性、處理效應(yīng)中處理變量的非隨機分配性以及內(nèi)生性的樣本選擇等三大內(nèi)生性問題放在同一個框架下進(jìn)行處理。本文的基準(zhǔn)回歸模型設(shè)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(huán)境行為、私域環(huán)境行為和公域環(huán)境行為的影響。其中l(wèi)ncompscorei表示第i位遷移人口綜合環(huán)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(huán)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(huán)境行為得分的控制變量。μ為省份固定效應(yīng)，εi、δi、i分別為模型的隨機誤差項。

3.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2報告了ERM的回歸結(jié)果。從估計結(jié)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(jié)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(tǒng)計水平上對環(huán)境行為綜合得分和私域環(huán)境行為得分有顯著的促增效應(yīng)，對公域環(huán)境行為得分的影響在5%和10%的統(tǒng)計水平上有顯著的促增效應(yīng)。在未加入控制變量的情況下，借住房對環(huán)境行為綜合得分和私域環(huán)境行為得分在1%的統(tǒng)計水平上有顯著的促增效應(yīng)，但對公域環(huán)境行為的影響在統(tǒng)計上不顯著。在加入個體特征控制變量后，借住房對三種環(huán)境行為得分的影響均不顯著，進(jìn)一步控制省份固定效應(yīng)后，借助房對環(huán)境行為綜合得分和私域環(huán)境行為得分的影響分別在1%和5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，對公域環(huán)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(jié)果為例，對其經(jīng)濟含義進(jìn)行分析。從縱向比較結(jié)果來看，自有住房對三項環(huán)境行為的促增效應(yīng)最大，借住房次之，租房最小?？赡艿脑蚴菗碛凶》慨a(chǎn)權(quán)有助于遷移人口認(rèn)同城市身份，進(jìn)而按照城市行為準(zhǔn)則約束和規(guī)范自身行為[5]。同時，環(huán)保行為帶來房產(chǎn)的環(huán)境溢價收益，也可能引致?lián)碛凶杂凶》康倪w移人口采取更多的環(huán)境行為。從橫向比較結(jié)果來看，住房狀況對遷移人口私域環(huán)境行為得分的促增效應(yīng)最大，環(huán)境行為綜合得分次之，對公域環(huán)境行為得分的促增效應(yīng)最小。橫向比較結(jié)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(rèn)同度，那么住房狀況好的遷移人口理應(yīng)比租房者有更高的城市身份認(rèn)同度。其次，楊奎臣和胡鵬輝[10]的研究結(jié)果表明，私域環(huán)境行為具有利己性特征，與個體生活習(xí)慣有關(guān)，公域環(huán)境行為要求以自身利益為代價，實現(xiàn)利他性結(jié)果，受個體的社會責(zé)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(huán)境行為參與頻率的影響不應(yīng)顯著高于對公域環(huán)境行為的影響。另外，在基準(zhǔn)回歸結(jié)果中，自有住房估計系數(shù)的方向和顯著性雖然符合預(yù)期，但系數(shù)值過小，與經(jīng)驗事實不符。我們認(rèn)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(nèi)生性造成的，在后文中我們將對此進(jìn)行修正。

3.3 內(nèi)生性討論

3.3.1 工具變量法

為了糾正內(nèi)生性問題可能造成的參數(shù)估計偏誤，我們首先采用ERM中的內(nèi)生工具變量法來修正內(nèi)生性問題對模型參數(shù)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(shè)定為Probit模型。我們認(rèn)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(tǒng)的家庭觀念和婚姻觀念使得父母負(fù)擔(dān)了兒子更多的結(jié)婚成本，另一方面，在當(dāng)前的婚姻傳統(tǒng)下，是否“買房”已經(jīng)成為決定男性青年結(jié)婚的必要條件之一。因此，我們認(rèn)為“是否有兒子”對遷 移人口的住房狀況將產(chǎn)生重要影響，從而滿足工具變量的相關(guān)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(guān)性，不會直接影響家庭成員的環(huán)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(biāo)準(zhǔn)。通過對調(diào)查問卷中受訪者家庭成員信息的匹配以構(gòu)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(jié)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(guān)系數(shù)在三項環(huán)境行為方程中的估計結(jié)果分別為0.688 9、0.596 4和0.728 6，并且均在1%的統(tǒng)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(nèi)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(shù)在均在1%和5%的統(tǒng)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(jié)果相較于基準(zhǔn)回歸出現(xiàn)了三點變化。①核心解釋變量估計系數(shù)的統(tǒng)計顯著性水平較基準(zhǔn)回歸模型有了明顯的改善。②自有住房對遷移人口環(huán)境行為影響的參數(shù)估計系數(shù)顯著增大，說明是否擁有住房產(chǎn)權(quán)對遷移人口的環(huán)境行為參于率有重要影響;借住房估計系數(shù)依然較小，并且與基準(zhǔn)回歸差異不大，說明借住與租房的遷移人口在環(huán)境行為表現(xiàn)上的異質(zhì)性不明顯。上述結(jié)果表明工具變量估計結(jié)果更符合現(xiàn)實經(jīng)驗。③與基準(zhǔn)回歸模型結(jié)果相反，在工具變量估計結(jié)果中，自有住房對遷移人口公域環(huán)境行為的影響系數(shù)顯著高于私域環(huán)境行為和綜合環(huán)境行為。表明擁有自有住房對遷移人口公域環(huán)境行為參與率的促增效應(yīng)高于私域環(huán)境行為，實證結(jié)果與本文的分析邏輯一致。

3.3.2 內(nèi)生處理效應(yīng)模型

前文中，我們分析了住房狀況作為二分類內(nèi)生協(xié)變量對遷移人口環(huán)境行為的影響。在本部分中，將住房狀況視為內(nèi)生處理變量進(jìn)行分析。由于居住在借住房和租房的遷移人口在環(huán)境行為表現(xiàn)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(gòu)建一個處理變量（自有住房=1，非自有住房=0）。基于ERM中的內(nèi)生處理效應(yīng)模型，修正內(nèi)生性對模型參數(shù)估計造成的影響，并進(jìn)一步提供對前文估計結(jié)果的穩(wěn)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(xié)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(huán)境行為表現(xiàn)上存在差異。這一結(jié)論的獲得與傳統(tǒng)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(huán)境行為的因素上可能存在其他方面的差異，從而導(dǎo)致即使沒有住房狀況方面的差異，二者的環(huán)境行為路徑可能也未必一致。幸運的是，處理效應(yīng)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(huán)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(jù)控制組與處理組中個體特征相似的樣本進(jìn)行適當(dāng)?shù)木€性組合來構(gòu)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(huán)境行為得分進(jìn)行對比，二者之間的差距即為“處理組平均處理效應(yīng)”（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(huán)境行為的作用，較好的識別出住房狀況對遷移人口環(huán)境行為的真實影響。此外，通過處理效應(yīng)模型，我們還可以得到處理組與控制組環(huán)境行為得分的總體平均處理效應(yīng)（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(huán)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(jié)果的穩(wěn)健性提供新的證據(jù)。我們同樣以個體“是否有兒子”作為內(nèi)生處理變量的工具變量，對內(nèi)生處理效應(yīng)模型進(jìn)行估計，具體結(jié)果如表4所示。

從表4中可以看出，平均處理效應(yīng)（ATT）在三項環(huán)境行為得分中的估計結(jié)果分別為0.240 3、0.184 3和0.362 4，其含義與基準(zhǔn)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(huán)境行為得分有顯著的促增效應(yīng)。ATT的估計系數(shù)大小和顯著性水? 平與工具變量的估計結(jié)果十分接近，進(jìn)一步證明了估計結(jié)果的穩(wěn)健性。根據(jù)表4，處理組平均處理效應(yīng)（ATET）的估計結(jié)果在三項環(huán)境行為下同樣顯著為正。ATET估計值的經(jīng)濟含義是，擁有自有住房的遷移人口的平均環(huán)境行為綜合得分、平均私域環(huán)境行為得分和平均公域環(huán)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(huán)境行為存在顯著的異質(zhì)性影響，并為模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性提供了新的證據(jù)。

在前文的數(shù)據(jù)說明中，我們將遷移人口分為農(nóng)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(huán)境行為的影響在不同類型的遷移人口之間是否存在異質(zhì)性？在此，我們將基于內(nèi)生處理效應(yīng)模型的估計結(jié)果對這一問題進(jìn)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(dá)到70%，不適宜將其單獨作為一類進(jìn)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(nóng)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(huán)境行為得分的邊際效應(yīng)，結(jié)果如圖1所示（環(huán)境行為綜合得分結(jié)果與私域和公域環(huán)境行為類似，限于篇幅此處未報告）。

圖1結(jié)果顯示，第一，擁有自有住房的農(nóng)村戶籍和城市戶籍遷移人口的私域和公域環(huán)境行為得分顯著高于假定這些人沒有自有住房時的環(huán)境行為得分。再次證明了住房狀況對遷移人口環(huán)境行為影響的穩(wěn)健性。第二，城市戶籍遷移人口在私域和公域環(huán)境行為得分上均高于農(nóng)村戶籍遷移人口。我們對此的解釋是，個體環(huán)境行為得分與受教育水平、良好的生活習(xí)慣、公民意識和獲取環(huán)保信息的意愿及能力等個體特征有較強的正相關(guān)關(guān)系[8]，城市戶 籍的遷移人口在這些方面的總體表現(xiàn)優(yōu)于農(nóng)村戶籍遷移人口，從而造成城市戶籍遷移人口的環(huán)境行為得分高于農(nóng)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(nóng)村戶籍遷移人口在私域環(huán)境行為得分上的差距高于公域環(huán)境行為得分。由于私域環(huán)境行為與個體的良好的生活習(xí)慣有關(guān)，而公域環(huán)境行為則更多受個體對所在城市的社會責(zé)任感影響，戶籍背景差異引致的生活習(xí)慣分異與遷移共性造成的社會責(zé)任感趨同，可能是城市戶籍遷移人口與農(nóng)村戶籍遷移人口在私域環(huán)境行為得分上的差距高于公域環(huán)境行為得分的主要原因。第三，農(nóng)村和城市戶籍遷移人口的公域環(huán)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(huán)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(huán)境行為取決于個體生活習(xí)慣，而生活習(xí)慣一旦形成便具有較強的“剛性”特質(zhì)，不易隨時間變化而改變。另一方面，公域環(huán)境行為具有利他性特征，要求參與公域環(huán)境行為的個體要有一定的社會責(zé)任感和城市身份認(rèn)同度，顯然，個體流入本地時間越長，對所流入城市的身份認(rèn)同度就會越強，從而越傾向于踐行公域環(huán)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(huán)境行為的異質(zhì)性影響顯著高于私域環(huán)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(rèn)同度高于沒有自有住房的遷移人口，這也從側(cè)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(rèn)同城市身份，從而會更加積極的參與本地公共環(huán)境事務(wù)。

4 住房狀況影響遷移人口環(huán)境行為的作用機制

通過前文的分析，本文已經(jīng)得出自有住房對遷移人口環(huán)境行為有顯著的促增效應(yīng)。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(rèn)同對環(huán)境行為產(chǎn)生影響。接下來，本文將借助中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?，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(rèn)同進(jìn)而影響其環(huán)境行為。檢驗中介變量因果效應(yīng)的逐步回歸法是目前學(xué)界常用的中介效應(yīng)的識別方法[25]，然而近年來該方法受到嚴(yán)重的質(zhì)疑。Hicks and Tingley[26]認(rèn)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(jié)構(gòu)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(guān)鍵識別假設(shè)進(jìn)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(dāng)結(jié)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(yīng)檢驗方法，對住房狀況通過城市身份認(rèn)同影響遷移人口環(huán)境行為的中介效應(yīng)進(jìn)行實證檢驗。本文設(shè)定的中介效應(yīng)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(huán)境行為得分對數(shù)，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(rèn)同。CGSS（2013）的調(diào)查問卷中，受訪者被詢問“您認(rèn)為自己屬于其中的哪個群體？城里人、鄉(xiāng)下人、說不清”，如果遷移人口認(rèn)為自己是城里人，可視為其認(rèn)同城市身份，反之則表示不認(rèn)同，我們認(rèn)為以該問題構(gòu)建的指標(biāo)可以作為遷移人口“城市身份認(rèn)同”較好的代理變量。無疑，該指標(biāo)可以較好的表征農(nóng)村戶籍遷移人口的城市身份認(rèn)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(rèn)同度較低，也可能受戶籍屬性的影響認(rèn)為自己是城里人，因此，該指標(biāo)不適宜作為城市戶籍遷移人口城市身份認(rèn)同的代理變量。根據(jù)前文的分析，如果個體的社會地位感知越高，其社會身份認(rèn)同度也越高，因此，我們以調(diào)查問卷中“您認(rèn)為自己目前在哪個等級上？”的問題所構(gòu)建的指標(biāo)作為城市遷移人口身份認(rèn)同的替代變量。另外，在中介效應(yīng)模型中，若被解釋變量為二分類變量，則采用Probit模型進(jìn)行估計;若被解釋變量為連續(xù)型變量，則采用線性模型進(jìn)行參數(shù)估計。具體估計結(jié)果如表5所示。

表5中農(nóng)村戶籍遷移人口分樣本中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ偷墓烙嫿Y(jié)果顯示，城市身份認(rèn)同對農(nóng)村戶籍遷移人口綜合環(huán)境行為、私域環(huán)境行為和公域環(huán)境行為的中介效應(yīng)點估計值分別為0.013 3、0.010 3和0.014 9，而三項環(huán)境行為的95%的置信區(qū)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(yīng)為0并未出現(xiàn)在置信區(qū)間內(nèi)。該結(jié)果表明住房狀況通過城市身份認(rèn)同對農(nóng)村遷移人口環(huán)境行為的中介效應(yīng)在統(tǒng)計上是顯著的。敏感度檢驗結(jié)果表明，當(dāng)且僅當(dāng)在三項環(huán)境行為下，方程（5）與方程（6）的誤差項和的相關(guān)系數(shù)分別等于0.213 2、0.101 4和0.201 9時，住房狀況通過農(nóng)村遷移人口的城市身份認(rèn)同對三項環(huán)境行為影響的中介效應(yīng)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(rèn)同對城市戶籍遷移人口環(huán)境行為的中介效應(yīng)也是顯著的。綜上，中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ偷墓烙嫿Y(jié)果進(jìn)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(rèn)同進(jìn)而對遷移人口的環(huán)境行為產(chǎn)生影響。從中介效應(yīng)點估計值的大小可以看出，住房狀況通過城市身份認(rèn)同對遷移人口公域環(huán)境行為的中介效應(yīng)高于私域環(huán)境行為，這也證明了城市身份認(rèn)同對于提高遷移人口公共環(huán)境行為參與率的促增效應(yīng)最顯著。

5 結(jié)論與政策啟示

本文基于2013年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）的微觀數(shù)據(jù)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(huán)境行為的影響，并運用工具變量法和內(nèi)生處理效應(yīng)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，最后通過中介效應(yīng)模型分析了住房狀況通過城市身份認(rèn)同對遷移人口環(huán)境行? 為的影響機制。本文主要結(jié)論如下：①自有住房的遷移人口在環(huán)境行為綜合得分、私域環(huán)境行為得分和公域環(huán)境行為得分顯著高于非自有住房的遷移人口。在修正內(nèi)生性偏誤后結(jié)論依然成立，并且自有住房對遷移人口公域環(huán)境行為的影響顯著高于私域環(huán)境行為。②擁有自有住房的農(nóng)村戶籍和城市戶籍遷移人口的私域和公域環(huán)境行為得分顯著高于假定這些人沒有自有住房時的環(huán)境行為得分。③城市戶籍遷移人口的私域和公域環(huán)境行為得分均高于農(nóng)村戶籍遷移人口，并且二者在私域環(huán)境行為得分上的差距高于公域環(huán)境行為得分。④農(nóng)村和城市戶籍遷移人口的公域環(huán)境行為得分隨著流入本地時間的推移顯著提高，而私域環(huán)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(huán)境行為得分的異質(zhì)性影響顯著高于私域環(huán)境行為得分。⑥中介效應(yīng)模型結(jié)果表明，自有住房主要通過提高遷移人口的城市身份認(rèn)同而對遷移人口的環(huán)境行為產(chǎn)生促增效應(yīng)。

上述研究結(jié)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(huán)境行為參與率，對降低城市環(huán)境污染具有積極作用。各級地方政府應(yīng)從以下方面著力解決遷移人口的住房問題，使遷移人口“進(jìn)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(xiàn)有的住房調(diào)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(jìn)行貨幣化補貼、稅費減免和貸款利息優(yōu)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(yīng)當(dāng)通過增加保障房、廉租房等全產(chǎn)權(quán)或半產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的政策性住房供給，解決遷移人口的住房問題。當(dāng)前，中國很多城市加入了“搶人”大戰(zhàn)，對各類人才提供了優(yōu)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(yīng)進(jìn)一步加大保障房建設(shè)的投入力度，爭取將占遷移人口比重更高的農(nóng)民工群體納入住房保障范疇。

其次，城市身份認(rèn)同是住房狀況影響遷移人口環(huán)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(rèn)同，緣于住房產(chǎn)權(quán)與城市戶籍和城市公共產(chǎn)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(xiàn)實約束下，政府應(yīng)當(dāng)增加公共產(chǎn)品的供給，盡早實現(xiàn)住房與戶籍、住房與公共產(chǎn)品均等獲取的“脫鉤”。同時，政府應(yīng)借助并發(fā)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(jìn)遷移人口融入本地城市，認(rèn)同城市身份，進(jìn)而促進(jìn)遷移人口真正關(guān)心城市環(huán)境，提高環(huán)境行為參與率。

最后，本文研究發(fā)現(xiàn)，城市戶籍遷移人口在環(huán)境行為表現(xiàn)上優(yōu)于農(nóng)村戶籍遷移人口。農(nóng)村人口市民化是推動中國城市人口規(guī)模擴張的主要驅(qū)動力，因此提高農(nóng)村戶籍遷移人口的環(huán)境行為參與率，對改善城市環(huán)境具有的重要作用。政府應(yīng)加大對農(nóng)村戶籍遷移人口環(huán)保知識的宣傳力度，隨著移動互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)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(nóng)村戶籍遷移人口獲取環(huán)保知識的渠道，幫助其建立良好的生活習(xí)慣、樹立市民意識，提高農(nóng)村戶籍遷移人口參與環(huán)境保護(hù)行為的意愿及能力。

（編輯：于 杰）

參考文獻(xiàn)

[1]劉曉麗，鄭晶.新生代農(nóng)民工身份認(rèn)同及其影響因素研究[J].華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）， 2013，12（1）：45-61.

[2]潘澤泉，何倩. 居住空間、社會交往和主觀地位認(rèn)知：農(nóng)民工身份認(rèn)同研究[J].湖南社會科學(xué)，2017（1）：80-87.

[3]彭遠(yuǎn)春.國外環(huán)境行為影響因素研究述評[J].中國人口·資源與環(huán)境，2013，23（8）：140-145.

[4]HINES J M，HUNGERFORD H R，TOMERA A N.Analysis and synthesis of research on responsible environmental behavior： a metaanalysis[J].Journal of environmental education，1986，18（2）：1-8.

[5]STERN P C. Toward a coherent theory of environmentally significant behavior[J].Journal of social issues，2000，56（3）：407-424.

[6]HAWTHORNE M， ALABASTER T.Citizen 2000： development of a model of environmental citizenship[J]. Global environmental change， 1999， 9： 25-43.

[7]TANNER C， KAST S W. Promoting sustainable consumption：determinants of green purchases by Swiss consumers[J]. Psychology & marketing， 2003， 20（10）： 883-902.

[8]彭遠(yuǎn)春. 城市居民環(huán)境認(rèn)知對環(huán)境行為的影響分析[J].中南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）， 2015，21（3）：168-171.

[9]彭遠(yuǎn)春，毛佳賓. 行為控制、環(huán)境責(zé)任感與城市居民環(huán)境行為[J]. 中南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）， 2018， 24（1）：143-149.

[10]楊奎臣，胡鵬輝. 社會公平感、主觀幸福感與親環(huán)境行為[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2018，32（2）：15-22.

[11]PFEFFER M J，STYCOS J M. Immigrant environmental behaviors in New York City[J].Social science quarterly，2002，83（1）：64-81.

[12]ABRAHAMSON P R.Postmaterialism and environmentalism： a comment on an analysis and a reappraisal[J].Social science quarterly，1997，78（1）：21-23.

[13]CHAPMAN R L.Immigration and environment： settling the moral boundaries[J].Environmental values， 2000（9）：189-209.

[14]INGLECHART R. Public support for environmental protection： objective problems and subjective values in 43 societies[J]. Political science and politics，1995，28（1）：57-72.

[15]RACHEL K.Fixing identity by denying uniqueness：an analysis of professional identity in medicine[J]. Journal of medical humanities， 2002， 23（2）：95-105.

[16]TAJFEL H， BILLIG? M G， BUNDY? R? P， et al. Social categorization and intergroup behavior[J]. European journal of social psychology，1971，1（2）：149-178.

[17]AKERLOF G， KRANTON R E. Economics and identity[J]. Quarterly journal of economics， 2000， 115（3）：715-753.

[18]WOLCH J， ZHANG J. Beach recreation，cultural diversity and attitudes toward nature[J].Journal of leisure research，2004，36（3）：414-443.

[19]王桂新， 胡健. 城市農(nóng)民工社會保障與市民化意愿[J].人口學(xué)刊， 2015， 37（6）：45-55.

[20]楚德江. 就業(yè)地落戶：我國戶籍制度改革的現(xiàn)實選擇[J].中國行政管理， 2013（3）： 40-43.

[21]楊曉軍. 中國戶籍制度改革對大城市人口遷入的影響[J].人口研究， 2017，41（1）： 98-112.

[22]張文宏，劉琳.住房問題與階層認(rèn)同研究[J].江海學(xué)刊，2013（4）： 91-100.

[23]SMITH V K， HUANG J C. Can markets value air quality？ a metaanalysis of hedonic property value models[J].Journal of political economy， 1995， 103（1）： 209-227.

[24]ZHENG S， KAHN M E. Land and residential property markets in a booming economy： new evidence from Beijing[J].Journal of urban economics， 2008， 63（2） ： 743-757.

[25]BARON R M， KENNY D A. The moderatormediator variable distinction in social psychological research： conceptual， strategic， and statistical considerations[J]. Journal of personality， 1986， 51（6）：1173-1182.

[26]HICK R， TINGLEY D. Causal mediation analysis[J].The stata journal， 2011，11（4）：605-619.

[27]HAYES A F. Beyond Baron and Kenny： statistical mediation analysis in the new millennium[J]. Communication monographs， 2009，76， 408-420.

[28]ZHAO X， LYNCH J G， CHEN Q. Reconsidering Baron and Kenny： myths and truths about mediation analysis[J].Journal of consumer research， 2010， 37： 197-206.