徐邵蕊 周建軍 鞠 方

1 引 言

房地產(chǎn)經(jīng)濟是我國國民經(jīng)濟發(fā)展的重要組成部分，但若過分強調房地產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟的帶動作用，而忽略了人與自然和諧共生的原則，則會引發(fā)各地區(qū)以犧牲綠化環(huán)境為代價的短期土地開發(fā)行為。聯(lián)合國發(fā)布的《2030年可持續(xù)發(fā)展議程》中提到，城鎮(zhèn)和人類住區(qū)是空間和功能整合體，是全球社會經(jīng)濟發(fā)展的重要引擎和內需動力，是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的戰(zhàn)略議題。當前，我國經(jīng)濟發(fā)展已進入新時代，房地產(chǎn)業(yè)本質上不宜作為拉動經(jīng)濟增長的主要途徑（周建軍等，2020［1］），過度依賴房地產(chǎn)經(jīng)濟、以破壞環(huán)境為代價的經(jīng)濟增長模式應堅決被摒棄。在此背景下，房地產(chǎn)市場發(fā)展新模式不僅應包括穩(wěn)定房價（鞠方等，2022［2］）、降低房地產(chǎn)金融風險（周建軍等，2023［3］；鞠方等，2023［4］），還應包括將GDP 導向轉變?yōu)橐原h(huán)境宜居為導向，充分滿足居民對舒適居住和幸福生活的均衡需求。

住區(qū)作為居民生活的主要場所，居住環(huán)境的舒適程度將直接影響居民的健康和心情，居民對住房的需求不僅僅是“住有所居”（鞠方等，2023［5］），更是“住有宜居”。二十大報告中明確指出“堅持把實現(xiàn)人民對美好生活的向往作為現(xiàn)代化建設的出發(fā)點和落腳點，著力維護和促進社會公平正義”。維護社會公平、提高居民社會公平感是保障社會穩(wěn)定的關鍵環(huán)節(jié)，而打造宜居住區(qū)是實現(xiàn)“永遠把人民美好生活的向往作為奮斗目標”的重要路徑之一，研究住區(qū)宜居與居民社會公平感的相關關系是對“讓現(xiàn)代化發(fā)展成果更多更公平惠及全體人民”的重要延展。

現(xiàn)有與“宜居”相關的研究主要包括兩個維度，第一，宏觀層面有關“宜居”的研究主要集中在宜居宜業(yè)的鄉(xiāng)村建設和生態(tài)宜居的城市建設兩個方面。宜居鄉(xiāng)村建設是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的關鍵環(huán)節(jié)，農(nóng)村人居環(huán)境和社會環(huán)境是衡量農(nóng)村生態(tài)宜居水平的重要組成部分（肖黎明等，2021［6］）；宜居城市建設是中國城市發(fā)展的共同目標，構建宜居城市的評價指標體系應包括自然環(huán)境、生活品質、社會和諧、政府治理等多個層面（張文忠、湛東升，2017［7］），城市的宜居水平會顯著影響流動人口的定居意愿（湛東升等，2017［8］），且高宜居的吸引作用會削弱高房價對流動人口的負面影響（蹤家峰、李寧，2015［9］）。第二，微觀層面對“宜居”的研究主要包括社區(qū)宜居和住區(qū)宜居兩個方面。社區(qū)宜居是以居民日常生活需求為導向（聶繼凱，2019［10］），進而構建社區(qū)宜居評估指標體系（田敏、宋彥，2016［11］）；住區(qū)環(huán)境要素品質不僅能夠調節(jié)個體感知、影響居民主觀幸福感（劉曉菲等，2022［12］），還能有效塑造社會支持體系，是推動健康老齡化的關鍵舉措（楊東峰、隋頏，2021［13］）。住區(qū)是人類生存與發(fā)展的定居地，是居民居住和日常活動區(qū)域，強調地域屬性；社區(qū)則更突出社會屬性，多用于行政區(qū)劃。本文主要研究對象為居民對居住環(huán)境的評價，故以“住區(qū)宜居”作為本文的主要研究對象。

縱觀已有研究可以發(fā)現(xiàn)，第一，現(xiàn)有研究多從客觀物質設施建設出發(fā)來衡量城市建成環(huán)境（張延吉等，2017［14］），但對生活環(huán)境質量的評價不僅僅是由客觀環(huán)境決定，更是由居民對居住環(huán)境的感知決定（Van Kamp 等，2003［15］）。且對住區(qū)宜居的評價指標體系多從制度設計者出發(fā)，多關注宜居的普適性需求，鮮少以居民的實際居住感受為出發(fā)點構建住區(qū)宜居的評價體系（王文卉、張建，2021［16］），而居民作為宜居住區(qū)的使用者和受益者，其居住感受比客觀基礎設施建設對住區(qū)宜居評價更具重要性。第二，現(xiàn)有文獻對住區(qū)宜居的研究多從城市住區(qū)宜居建設出發(fā)（關瑩瑩等，2022［17］），較少關注農(nóng)村住區(qū)的宜居建設，且鮮少將城市住區(qū)宜居和農(nóng)村住區(qū)宜居放在同一分析框架下。改善農(nóng)村人居環(huán)境，是以習近平同志為核心的黨中央從戰(zhàn)略和全局高度作出的重大決策部署，宜居鄉(xiāng)村建設與宜居城市建設同等重要。第三，現(xiàn)有文獻多研究住區(qū)環(huán)境對滿意度、幸福感的影響（MacKerron 和Mourato，2009［18］；Ferreira 等，2013［19］），較少有研究住區(qū)環(huán)境對社會公平感的影響，而新時代建設宜居住區(qū)的精髓在于“促進社會公平正義、增進人類福祉”（原珂，2021［20］）。因此，本文基于住戶體驗構建住區(qū)宜居的評價指標體系，涵蓋城市樣本和農(nóng)村樣本，探究住區(qū)宜居與居民社會公平感的相關關系，對構建以人為本的宜居住區(qū)建設具有重要現(xiàn)實意義。

2 理論機制與研究假設

住區(qū)作為居民日常生活的重要場所，會對居民的行為和認知產(chǎn)生潛移默化的影響。居民對住區(qū)環(huán)境的要求不僅局限于自然環(huán)境層面，還包括社會環(huán)境層面（高群等，2023［21］），故分析住區(qū)宜居對居民社會公平感的影響應從以下兩個方面入手。第一，就住區(qū)自然環(huán)境而言，環(huán)境質量會通過居民的感官、器官影響其身體健康狀況，進而影響其生活滿意度以及社會公平感。地區(qū)環(huán)境質量差異主要是通過個人在其住區(qū)受到環(huán)境污染的影響程度表現(xiàn)出來（Menz，2011［22］），住區(qū)環(huán)境污染程度較高會顯著降低居民主觀幸福感（Van Praag 和Baarsma，2005［23］；Rehdanz 和Maddison，2008［24］），住區(qū)環(huán)境質量改善會對居民生活滿意度產(chǎn)生顯著的積極影響（Ambrey 和Fleming，2011［25］），也能有效減少居民的焦慮和絕望情緒，為居民帶來更好的健康和福祉（Wheeler 等，2012［26］），進而提高居民對社會公平的感知。第二，就住區(qū)社會環(huán)境而言，居住環(huán)境中的情感資源會顯著影響居民的心理健康狀況，進而影響其對社會公平的判斷。住區(qū)中的公共設施資源、生活便利程度、鄰里關系和睦程度對居民的生理健康、心理健康均具有顯著的促進作用（徐延輝、劉彥，2020［27］），社交休閑方式會通過居民健康影響其幸福感（徐延輝、史敏，2016［28］）。居民生活在服務設施齊全、生活條件便利、鄰里關系融洽的住區(qū)氛圍中，會時刻保持身心愉悅，進而會提高其對社會公平的感知。基于此，本文提出假設1。

H1:住區(qū)宜居會顯著正向影響居民社會公平感。

住房問題關系到社會民生，是眾多經(jīng)濟社會活動的基礎，而住區(qū)資源因在空間層面非公正性的分配和流動導致一部分群體的基本居住需求不能得到滿足，形成住區(qū)環(huán)境資源的“空間剝奪”（王興中等，2008［29］）?？臻g剝奪思想已廣泛應用于社會公平的相關研究（Chakravarty 和Mukherjee，1999［30］），住區(qū)環(huán)境的空間剝奪會通過正向環(huán)境的親民性以及負向環(huán)境的干擾性兩個方面影響居民社會公平感。住區(qū)宜居可分為住區(qū)宜居較低和住區(qū)宜居較高兩部分，住區(qū)宜居較高通常表現(xiàn)為住區(qū)生態(tài)環(huán)境質量高、生活便利、社區(qū)服務周到、基礎設施健全等，居民住區(qū)滿意度較高、幸福指數(shù)較高，進而表現(xiàn)出較高的社會公平感；而住區(qū)宜居較低通常表現(xiàn)為居住環(huán)境“臟、亂、差”、住區(qū)人口密度高、公共基礎設施不健全、住區(qū)安全系數(shù)較低等，甚至存在不同程度的風險隱患，相應的居民住區(qū)滿意度較低、空間剝奪感較強，對居民社會公平感的促進作用相對較弱。此外，十八大以來，在習近平總書記關于住房和城鄉(xiāng)建設的一系列重要指示批示指導下，我國居住條件顯著改善、住房品質逐步提升，城市及農(nóng)村人居環(huán)境質量均有明顯提高。隨著生態(tài)宜居建設的逐步推進，更多居民享受到宜居住區(qū)帶來的發(fā)展紅利，有效滿足居民對日常生活的需求和對美好生活的向往，進而提升居民對社會公平的滿意度?；谏鲜龇治?，提出假設2 和假設3。

H2:住區(qū)宜居較高比住區(qū)宜居較低更能促進社會公平感的提高。

H3:隨著住區(qū)宜居水平的提高，其對居民社會公平感的正向促進作用隨之提高。

住區(qū)環(huán)境尤其是鄰里關系是影響居民政治參與的重要因素，住區(qū)宜居能夠為居民生活營造和睦的鄰里氛圍、提升居民在住區(qū)的安全感、歸屬感、融入度，進而有助于提高居民政治參與的積極性（胡榮，2006［31］；方亞琴、夏建中，2019［32］）。當居民通過制度化的政治參與行為來切實表達自身的利益及訴求時，政府部門在廣納民意的基礎上作出有利于增進民生福祉的相關決策，會進一步提高居民對政府的信任和對社會公平的感知。此外，宜居住區(qū)建設是要堅持以人為本的發(fā)展理念，建設“整潔、舒適、安全、美麗”的城鄉(xiāng)人居環(huán)境，打造共建共治共享的社會治理格局，以提高國家治理能力與治理體系現(xiàn)代化作為最終落腳點。而住區(qū)的共建共治共享主要表現(xiàn)為居民廣泛參與政治生活，依法參與民主選舉是居民參與政治生活的最直接途徑，本文以是否參與選舉投票作為政治參與的替代變量，探究政治參與是否為住區(qū)宜居影響居民社會公平感的作用機制。基于此，本文提出假設4。

H4:住區(qū)宜居通過政治參與影響居民社會公平感。

3 研究設計

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會調查（Chinese General Social Survey，CGSS）數(shù)據(jù)庫，采用2010 年和2021 年兩個年度組成的混合截面數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，樣本覆蓋全國除港澳臺地區(qū)以外的31 個?。▍^(qū)、市），問卷調查內容涉及住房問題、環(huán)境狀況、社會態(tài)度、家庭情況等多個方面，數(shù)據(jù)樣本總容量為19931 個。在剔除缺失值和異常值后，最終獲得的有效樣本量為5388 個，其中，2010 年樣本量為3137 個，2021 年樣本量為2251 個。

3.2 變量選取與描述性統(tǒng)計

（1）被解釋變量

本文的被解釋變量為居民社會公平感。根據(jù)問題“A35 總的來說，您認為當今的社會公不公平？”得到答案并重新賦值，1 表示“完全不公平”、2 表示“比較不公平”、3 表示“說不上公平但不能說不公平”、4 表示“比較公平”、5 表示“完全公平”，序數(shù)越大，居民社會公平感越高。如表1 所示，全樣本被訪居民社會公平感的平均得分為3.191，CGSS2010、CGSS2021 樣本被訪居民的社會公平感平均得分為2.998 分和3.460 分，可知2021 年比2010 年居民整體社會公平感水平有所提高。其中，全樣本中認為社會公平（包括“比較公平”和“完全公平”）的受訪者占比為49.11%，CGSS2010、CGSS2021 樣本中認為社會公平的受訪者占比分別為40.61%、60.95%，可見我國居民認為社會公平的占比有所上升。

表1 居民社會公平感樣本分布

（2）核心解釋變量

本文的核心解釋變量為住區(qū)宜居，對住區(qū)宜居的度量包括自然環(huán)境和社會環(huán)境兩個層面。第一，住區(qū)自然環(huán)境。根據(jù)問題“E35.在您居住的地方，下面這些問題的嚴重程度如何？”得出關于空氣污染、水污染、噪音污染三個題項①2021 年問卷中包括“光照不足”的題項，但2010 年問卷中不包括該項內容，且在對2021 年數(shù)據(jù)進行主成分分析過程中，“光照不足”的Uniqueness 值大于0.6，需要剔除，綜合上述理由，故未對問卷中“光照不足”題項進行分析。，對答案重新賦值，1 代表“非常嚴重”、2 代表“比較嚴重”、3 代表“不太嚴重”、4 代表“一點都不嚴重”，序數(shù)越大，說明住區(qū)自然環(huán)境質量越高。第二，住區(qū)社會環(huán)境。根據(jù)問題“E36.下面我問的是在您家周圍一公里（步行約15 分鐘）范圍內的情況，您在多大程度上同意下面的說法？”，涉及六個題項“A.我居住的地方適合進行體育鍛煉，如慢跑、步行”、“B.在我居住的地方，有很多新鮮的蔬菜和水果可供選擇”、“C.在我居住的地方有足夠的公共設施（如社區(qū)中心、圖書館、公園等）”、“D.我居住的地方很安全”、“E.我周圍的鄰里彼此之間互相關心”、“F.在我有需要的時候，鄰居愿意幫助我”，分別代表住區(qū)社會環(huán)境的住區(qū)空間、住區(qū)服務、公共設施、住區(qū)安全、鄰里和睦、鄰里互助六個方面，對問題答案重新賦值，1 表示“完全不同意”、2 表示“不同意”、3 表示“既不同意也不反對”、4 表示“同意”、5 表示“完全同意”，序數(shù)越大，表示住區(qū)社會環(huán)境質量越高。本文采用主成分分析法度量住區(qū)宜居，根據(jù)表2 的描述性統(tǒng)計分析可知，住區(qū)宜居最小值為-2.124，最大值為1.287，均值為0.016，說明我國居民住區(qū)宜居程度存在較大差異。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計分析

（3）控制變量

本文主要選取與受訪者個人相關變量作為控制變量，具體包括：性別、年齡、民族、受教育情況、收入情況、政治面貌、戶籍、工作情況、婚姻狀況。其中，對受教育情況按受教育年限重新賦值，沒有受過任何教育=0、私塾、掃盲班=2、小學=6、初中=9、職業(yè)高中、中專、技校=11、普通高中=12、大學?？疲ǔ扇烁叩冉逃?14、大學專科（正規(guī)高等教育）、大學本科（成人高等教育）=15、大學本科（正規(guī)高等教育）=16、研究生及以上=19。

3.3 模型設定

由于被解釋變量“居民社會公平感”為1-5 有序離散型變量，本文采用有序概率模型（Oprobit 模型）作為基準回歸模型，以分析住區(qū)宜居與居民社會公平感之間的相關關系。構建計量模型如下：

由于Oprobit 模型的回歸系數(shù)只能從參數(shù)符號和顯著性兩個方面給出有效信息，并不能直接反應出解釋變量對被解釋變量的影響度，而邊際效應能夠更好的解釋其對被解釋變量的影響。故本文在實證分析中匯報的是住區(qū)宜居對居民社會公平感的邊際效應，限于篇幅，本文僅匯報了居民社會公平感為“完全公平”（=5）時的邊際效應。

4 實證結果分析

4.1 基準回歸結果

對全樣本進行基準回歸結果分析如表3 中列（1）所示，住區(qū)宜居指數(shù)每增加1 個單位，居民社會公平感提高的概率上升3.37%，說明住區(qū)宜居會顯著正向影響居民社會公平感，驗證假設1。從控制變量的回歸結果來看，隨著年齡的增長，居民的社會公平感也會相應提高。收入情況與居民社會公平感呈顯著正相關關系，說明收入水平的提升會顯著提高居民對社會公平的感知。相對于非黨員來說，黨員的社會公平感更高。相對于農(nóng)業(yè)戶籍來說，非農(nóng)業(yè)戶籍會顯著抑制居民社會公平感的提高。其余控制變量對居民社會公平感的影響尚未通過顯著性檢驗。

表3 基準回歸結果

根據(jù)住區(qū)宜居程度進行分樣本回歸，將住區(qū)宜居以0 為分界線，將住區(qū)宜居小于0 的界定為住區(qū)宜居較低，將住區(qū)宜居大于0 的界定為住區(qū)宜居較高。表3 中列（2）為對于住區(qū)宜居較低的居民而言，住區(qū)宜居每增加1 個單位，居民社會公平感提高的概率上升1.96%；列（3）為對于住區(qū)宜居較高的居民而言，住區(qū)宜居每增加1 個單位，居民社會公平感提高的概率上升4.22%。通過對比分析可知，住區(qū)宜居較高對居民社會公平感的促進作用是住區(qū)宜居較低的2.15 倍，即相對于住區(qū)宜居較低的居民來說，住區(qū)宜居較高的居民因住區(qū)宜居水平的提高而促使其社會公平感提高的概率更大，驗證假設2。

基于時間節(jié)點進行分樣本回歸分析，表3 中列（4）為采用2010 年樣本進行回歸，估計結果顯示住區(qū)宜居每增加1 個單位，居民社會公平感提升的概率增加2.43%；列（5）為采用2021 年樣本進行回歸，估計結果顯示住區(qū)宜居每增加1 個單位，居民社會公平感提高的概率增加5.69%?？梢?，十余間年，住區(qū)宜居對居民社會公平感的促進作用提高了2.34 倍，在肯定了我國宜居住區(qū)建設成效的基礎上，也表明住區(qū)宜居對居民社會公平感的影響作用愈發(fā)顯著，驗證假設3。分樣本的兩組回歸結果均能說明住區(qū)宜居水平的提高會顯著促進居民社會公平感的提升，且假設2 和假設3 互相印證的同時也能佐證假設1。

4.2 糾正選擇性偏誤

考慮到解釋變量住區(qū)宜居會受到居民對住區(qū)宜居選擇存在不同偏好的影響，且本文對住區(qū)宜居的度量采用的是較為主觀的評價指標，可能存在并不嚴格滿足隨機抽樣條件的問題，直接回歸可能會因非隨機抽樣導致選擇性偏誤，因此，本文采用傾向得分匹配法進行糾正。傾向得分匹配法要求處理變量為二分變量，因此，本文在分樣本的基礎上，將住區(qū)宜居較低的樣本賦值為0，將住區(qū)宜居較高的樣本賦值為1。其中，住區(qū)宜居較低的樣本占比為49.11%，住區(qū)宜居較高的樣本占比為50.89%。傾向得分匹配法是根據(jù)處理組和控制組的居民社會公平感的平均差異，得到處理組平均處理效應（ATT），表示住區(qū)宜居與居民社會公平感的因果關系系數(shù)。模型如下：

在使用傾向得分匹配法之前，首先需要對樣本變量在匹配前后的平穩(wěn)性進行檢驗，目的是為確保兩組樣本除了住區(qū)宜居變量存在差異外，其他解釋變量均不存在顯著的系統(tǒng)差異。本文采用近鄰匹配、帶卡尺的近鄰匹配、半徑匹配以及核匹配四種方法進行樣本匹配，平衡性檢驗結果如表4 所示。在對樣本進行匹配前，Pseudo R2為0.020，LR 檢驗對應的P 值為0.000，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，標準化偏誤的平均值和中位數(shù)分別偽7.7%和5.1%。在對樣本進行近鄰匹配、帶卡尺的近鄰匹配、半徑匹配以及核匹配后，Pseudo R2均不高于0.001，LR 檢驗的P 值均未通過顯著性檢驗，標準化偏誤的平均值和中位數(shù)均不超過1.6%。平衡性檢驗的結果說明，傾向得分匹配法能夠顯著弱化住區(qū)宜居變量的系統(tǒng)性差異，匹配過程是合理的。

表4 平衡性檢驗結果

進一步，測算經(jīng)過匹配后樣本的處理組平均處理效應（ATT），估計結果如表5 所示，四種匹配方式得出的ATT 值均在1%統(tǒng)計水平上顯著，且近鄰匹配的ATT 值（0.3698）最大、半徑匹配（半徑=0.01）的ATT 值（0.3515）最小?？傮w來看，在消除了住區(qū)宜居變量在樣本間可觀測的系統(tǒng)性差異后，住區(qū)宜居會顯著提高居民對社會公平的感知程度。

表5 傾向匹配法估計結果

4.3 內生性討論

考慮到本文的被解釋變量為居民社會公平感，來自居民主觀感受，一些難以衡量的主觀態(tài)度（如受訪者的個人經(jīng)歷）與住區(qū)宜居評價具有相關性并可能會影響到居民社會公平感，從而因遺漏變量引發(fā)內生性問題。為了避免因內生性導致的回歸偏誤，本文采用工具變量法來解決內生性問題?？紤]到居民通常以社區(qū)為單位，本文采取“居民所在社區(qū)內除本人外住區(qū)宜居的平均水平”（IV）作為工具變量。原因在于住區(qū)構成的鄰里效應等微觀系統(tǒng)會顯著影響個體感受、價值態(tài)度和行為模式等方面，居民對住區(qū)宜居的評價會受到住區(qū)其他居民住區(qū)宜居評價的影響，即工具變量滿足相關性條件；同時，除本人外住區(qū)宜居的平均水平不會直接影響本人的社會公平感，即滿足外生性條件。故本文采用“居民所在社區(qū)內除本人外住區(qū)宜居的平均水平”作為工具變量具有一定的合理性。

現(xiàn)有研究中通常采用兩階段最小二乘法（2SLS）來解決內生性問題，兩階段殘差介入法（2SRI）是解決非線性模型內生性的一致有效估計方法，是非線性模型中的一致性拓展（Terza 等，2008［33］），能有效克服2SLS 模型的非一致性問題。2SRI 模型的第一階段是采用住區(qū)宜居對工具變量進行回歸，第二階段結合Oprobit 模型采用住區(qū)宜居、第一階段的殘差擬合值對居民社會公平感進行回歸（陳璐、范紅麗，2016［34］；冷晨昕、祝仲坤，2021［35］）。表6 為內生性檢驗結果，列（1）-（2）為基于2SLS 模型的估計結果，首先，采用D-W-H 檢驗對模型進行內生性檢驗，檢驗結果為9.697，通過了1%顯著性水平檢驗，說明模型存在內生性問題；其次，對工具變量進行弱工具變量檢驗結果顯示，第一階段F 值為838.326，通過了1%顯著性水平檢驗，且遠大于15%偏誤下的臨界值（8.96），可以排除弱工具變量問題。列（3）-（4）為基于2SRI模型的估計結果，第二階段的殘差系數(shù)為-0.2094，且通過了5%顯著性水平檢驗，說明模型存在內生性，利用兩階段殘差介入法能夠有效解決模型內生性。2SLS 模型和2SRI 模型估計結果均表明工具變量是有效的，且住區(qū)宜居能夠顯著提高居民社會公平感。

表6 內生性檢驗結果

4.4 穩(wěn)健性檢驗

此外，為確保上述實證結果具有穩(wěn)健性和可靠性，本文采用更換計量模型、更換解釋變量度量方式兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗。其中，更換計量模型是使用Ologit 模型進行回歸分析，匯報結果為居民社會公平感為“完全公平”時的邊際效應；更換解釋變量度量方式是根據(jù)傾向得分匹配法中將住區(qū)宜居賦值為0-1 的二元變量作為解釋變量，并使用Oprobit 模型進行回歸分析，匯報結果為居民社會公平感為“完全公平”時的邊際效應。根據(jù)表7 可知，住區(qū)宜居與居民社會公平感表現(xiàn)出顯著的正相關關系，與基準回歸結果一致，可認為該結論具有穩(wěn)健性和可靠性。

表7 穩(wěn)健性檢驗結果

4.5 異質性分析

自1998 年住房制度改革以來，住房條件持續(xù)改善的同時住房差異也不斷擴大，住房差異會顯著影響居民社會公平感（徐邵蕊，2023［36］）。與住房差異伴隨的居住環(huán)境差異使得居民面臨環(huán)境公平問題（姜明倫等，2015［37］），具體表現(xiàn)為居住空間在房價的“過濾”和社會經(jīng)濟差異的“分選”機制作用下逐漸形成居住分化、居住隔離現(xiàn)象（蔣亮、馮長春，2015［38］），再加上隨著住區(qū)內部大規(guī)模的同質化與住區(qū)之間的異質化，進一步激化城市空間區(qū)隔矛盾（趙萬民等，2018［39］），因此，居民對住區(qū)環(huán)境感知的異質性會對居民生活習慣、行為方式及其心理活動產(chǎn)生差異性影響，即住區(qū)宜居的社會分異特征更加明顯。宜居住區(qū)建設的宗旨是提高居民的生活質量，主體處于不同生命周期以及不同主體因自身的社會經(jīng)濟屬性、住房產(chǎn)權擁有情況等不同而對住區(qū)宜居需求產(chǎn)生差異（吳箐等，2013［40］），使得住區(qū)宜居對居民社會公平感的影響存在異質性。

（1）生命周期異質性分析

個體處于不同生命歷程階段會產(chǎn)生不同的居住需求和住區(qū)環(huán)境偏好，對處于不同生命周期群體來說，住區(qū)宜居對其社會公平感的影響存在差異。居民大部分時間是在住區(qū)度過，老年人和兒童在住區(qū)居住的時間最長，尤其在人口老齡化背景下（周建軍等，2022［41］），住區(qū)宜居對老年人和兒童兩個群體的影響效應更明顯。本文樣本年齡范圍為18-99 歲，故住區(qū)宜居對兒童群體的影響只能通過其父輩群體顯現(xiàn)出來，并將青年早期界定為18-28 歲、青年晚期為29-44 歲、中年期為45-59 歲、老年期為60 歲以上。估計結果如表8 所示，處于青年早期、青年晚期、中年期、老年期四個階段的個體，住區(qū)宜居均能有效促進其社會公平感的提高，但就個體整個生命周期而言，住區(qū)宜居對居民社會公平感的正向促進作用表現(xiàn)出“上升—下降—上升”趨勢。具體表現(xiàn)為處于青年時期的個體，隨著年齡的增長，住區(qū)宜居對居民社會公平感的正向促進作用更加顯著且穩(wěn)步提高；到了中年期階段，住區(qū)宜居對居民社會公平感的促進作用有所下降；處于老年期的個體，住區(qū)宜居對居民社會公平感的促進作用顯著高于處于其他時期的個體。原因可能在于青年早期多處于為事業(yè)打拼的階段，生活壓力較大，該群體傾向于選擇規(guī)模較小的住宅區(qū)，對住區(qū)環(huán)境的重視程度相對較弱，故住區(qū)宜居對其社會公平感的影響僅在10%顯著性水平下顯著；青年晚期正處于結婚生子的關鍵時期，此時，住區(qū)宜居對兒童的重要性表現(xiàn)在父輩身上，要求住區(qū)配備完善的綠地和娛樂設施（Kim 等，2005［42］），對家庭的重視影響著其對住區(qū)環(huán)境的感知，住區(qū)環(huán)境是其對社會公平感知的重要影響因素，故住區(qū)宜居對居民社會公平感的影響效應提高；中年群體面臨“上有老、下有小”的生活壓力，其社會公平感的影響因素較為復雜，相對來說，住區(qū)宜居對其社會公平感的影響效應有所下降；老年群體多處于退休的生活狀態(tài)，休閑時間相對寬裕，住區(qū)環(huán)境對其生活、心情的影響較大（Luechinger，2010［43］），住區(qū)宜居對其社會公平感的正向促進作用最明顯。

（2）本地人口與流動人口異質性分析

第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020 年流動人口規(guī)模近3.8 億人，比2010 年大幅增加1.5 億人，說明我國流動人口增長速度加快。但仍存在本地城市戶籍居民在購房、購車、公共服務等方面通常比外地戶籍居民享有更多權利等問題，本地人口和流動人口在宜居評價方面存在顯著差異（李志剛，2011［44］），研究本地人口與流動人口因住區(qū)宜居對其社會公平感的影響具有現(xiàn)實意義。表9 中列（1）-（2）為對本地人口、流動人口來說，住區(qū)宜居對居民社會公平感的邊際效應分別為0.0327、0.0355，且均通過了1%顯著性水平檢驗，說明無論是本地人口還是流動人口，住區(qū)宜居均會顯著促進其社會公平感的提高，但住區(qū)宜居對居民社會公平感的促進作用在流動人口群體中表現(xiàn)得更為明顯?？赡茉蛟谟谧^(qū)宜居水平的提高均有利于改善本地人口和流動人口對社會公平的評判，但本地人口自出生起便一直生活在本地，對住區(qū)環(huán)境質量的敏感度較低；而流動人口自其他城市遷移過來，若遷入住區(qū)的環(huán)境質量明顯高于遷出住區(qū)的環(huán)境質量，則該居民的社會公平感會顯著提升。

表9 個體異質性檢驗結果

（3）住房產(chǎn)權異質性分析

已有研究發(fā)現(xiàn)無房會負向影響居民社會公平感，而有房會正向影響居民社會公平感（徐邵蕊，2023［36］），住區(qū)宜居對居民社會公平感的影響也會因個體是否擁有住房產(chǎn)權而存在異質性。根據(jù)表9 中列（3）-（4）可以發(fā)現(xiàn)，對于有房和無房群體來說，住區(qū)宜居對居民社會公平感的邊際效應分別為0.0363、0.0321，且均通過了1%顯著性水平檢驗，說明無論是否擁有住房產(chǎn)權，住區(qū)宜居均會正向影響居民社會公平感，但有房群體的住區(qū)宜居對居民社會公平感的促進作用大于無房群體?？赡茉蛟谟跓o論是否擁有住房產(chǎn)權都同等享有宜居住區(qū)建設所帶來的發(fā)展紅利，但擁有住房產(chǎn)權會給居民帶來安全感和歸屬感，所屬住區(qū)環(huán)境的優(yōu)化能夠顯著提高其歸屬感和幸福感，進而提高其對社會公平的感知；而相對于無房群體來說，由于沒有住房產(chǎn)權，居住環(huán)境質量的提高只能影響其幸福感，并不能提高其歸屬感，故住區(qū)宜居對無房群體社會公平感的促進作用小于有房群體。

（4）農(nóng)村與城市居民異質性分析

習近平總書記在黨的二十大報告中明確提出“建設宜居宜業(yè)和美鄉(xiāng)村”、“打造宜居、韌性、智慧城市”，現(xiàn)有研究多分別研究農(nóng)村宜居建設和城市宜居建設，本文將農(nóng)村宜居和城市宜居放入同一分析框架進行比較分析。根據(jù)表9 列（5）-（6）可知，對于農(nóng)村居民和城市居民來說，住區(qū)宜居對居民社會公平感的邊際效應分別為0.0488、0.0255，且均通過了1%顯著性檢驗，說明對于農(nóng)村居民和城市居民而言，住區(qū)宜居與居民社會公平感表現(xiàn)出顯著的正向促進作用，但農(nóng)村居民的住區(qū)宜居對居民社會公平感的促進作用要大于城市居民?？赡茉蛟谟诙髨蟾嬷刑岬健俺青l(xiāng)居民住房條件明顯改善”，農(nóng)村和城市的居住環(huán)境質量均有大幅提升，但考慮到農(nóng)村住區(qū)宜居基礎相對于城市住區(qū)來說較差，農(nóng)村住區(qū)宜居水平的提升對居民社會公平感影響的邊際效應大于城市，再加上城市居民生活壓力相對較大、生活節(jié)奏相對較快、競爭壓力較大，故才表現(xiàn)為城市居民的住區(qū)宜居對居民社會公平感的促進作用較弱。

4.6 機制檢驗

為探究住區(qū)宜居是否會通過政治參與影響居民社會公平感，本文采用Breen 等（2013）［45］提出的KHB方法進行機制檢驗，KHB 法通過差分系數(shù)來估計中介量，能夠有效解決在非線性模型長期存在的中介分析問題。根據(jù)問題“A44.上次居委會選舉/村委會選舉，您是否參加了投票？”得到中介變量政治參與，表10 中基于Oprobit 模型的機制檢驗結果顯示，住區(qū)環(huán)境會使居民社會公平感提高的概率增加了0.3619%，在控制政治參與后，住區(qū)宜居對居民社會公平感的影響降低至0.3591，剩下0.0027 為間接影響，即中介效應，且中介效應系數(shù)在5%顯著性水平下顯著為正，說明住區(qū)宜居通過影響政治參與情況進而對居民社會公平感產(chǎn)生顯著的正向影響。為檢驗該結論是否具有穩(wěn)健性，基于Ologit 模型進行機制檢驗，中介效應系數(shù)顯著為正，說明政治參與是住區(qū)宜居影響居民社會公平感的顯著性路徑這一結論具有穩(wěn)健性。

表10 基于KHB 方法的機制檢驗結果

5 實證結論與政策建議

建設宜居住區(qū)是構建房地產(chǎn)發(fā)展新模式的重要路徑，通過提高住區(qū)宜居水平來影響居民社會公平感是發(fā)展和改善民生的關鍵內容。本文結合2010 年和2021 年中國綜合社會調查數(shù)據(jù)，探究住區(qū)宜居對居民社會公平感的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，住區(qū)宜居能夠顯著提高居民社會公平感；住區(qū)宜居較高比住區(qū)宜居較低對居民社會公平感的促進作用更大；且隨著住區(qū)宜居建設水平的提高，住區(qū)宜居對居民社會公平感的影響作用愈發(fā)顯著；通過糾正選擇性偏誤、內生性處理以及穩(wěn)健性檢驗，住區(qū)宜居正向影響居民社會公平感這一結論依然穩(wěn)健；第二，對于處于不同生命周期的個體而言，住區(qū)宜居均能正向影響居民社會公平感，該正向影響會隨著年齡的增長表現(xiàn)出“上升—下降—上升”趨勢，住區(qū)宜居對青年晚期和老年人的正向影響相對較大。第三，流動人口比本地人口的住區(qū)宜居對居民社會公平感的影響效應更強；擁有住房產(chǎn)權比沒有住房產(chǎn)權的住區(qū)宜居對居民社會公平感的促進作用更大；農(nóng)村住區(qū)宜居比城市住區(qū)宜居對居民社會公平感的正向影響更明顯。第四，住區(qū)宜居通過政治參與正向影響居民社會公平感。

根據(jù)以上結論，本文提出以下政策建議：第一，治國有常，利民為本，為民造福是立黨為公、執(zhí)政為民的本質要求，打造宜居住區(qū)是我們黨和國家為實現(xiàn)人民對美好生活向往不懈努力的重要舉措。以建設設施健全、管理有序、安全健康的宜居住區(qū)為主要目標，開展宜居住區(qū)建設補短板行動，通過提升住區(qū)宜居水平來提高居民社會公平感。第二，積極適應不同年齡階段的住區(qū)宜居需求，通過社區(qū)功能化、融合化以及專業(yè)化建設，打造全齡宜居住區(qū)。尤其是我國仍處于應對人口老齡化的關鍵階段，社區(qū)居家養(yǎng)老為中國式養(yǎng)老的主要形式，針對老年群體的住區(qū)宜居建設成為提高老年群體居住福利的重要內容。切實加強老年群體的住區(qū)環(huán)境建設，滿足老年人在生活照料、保健康復、精神慰藉等多方面需求，保證老年人群體能夠在宜居住區(qū)中安度晚年。第三，宜居住區(qū)建設要堅持以人為本，充分考慮到不同社會屬性人群的居住環(huán)境需求差異。尊重流動人口、無住房產(chǎn)權等社會相對弱勢群體的宜居需求訴求；提高住區(qū)宜居對流動人口的吸引力，切實提高流動人口的歸屬感和幸福感；繼續(xù)實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，改善農(nóng)村住區(qū)環(huán)境和居住質量。減少住區(qū)宜居層面的社會分異，緩解住區(qū)空間隔離問題，因人因地施策推進宜居住區(qū)建設，切實有效提高不同主體的社會公平感。第四，通過宜居住區(qū)建設實現(xiàn)暢通居民政治參與渠道、保障居民政治參與權利，積極鼓勵居民積極參與住區(qū)的共建共治共享工作，堅定住區(qū)居民的主人翁意識，加強居民對政府部門的信任感，進而提高居民社會公平感的整體水平。