祝仲坤

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

新型城鎮(zhèn)化的核心目標(biāo)是人的城鎮(zhèn)化，首要任務(wù)是推進(jìn)農(nóng)民工為主體的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化[1]。推進(jìn)農(nóng)民工市民化，最關(guān)鍵的問題是住房[2]，住房是農(nóng)民工進(jìn)入城市、融入城市的安身立命之所，直接影響著我國(guó)新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的速度、質(zhì)量和成敗[3]。1998年以前，“包吃包住”的居住形式滿足了農(nóng)民工的住房需求。1998年以后，伴隨著住房改革的深入，農(nóng)民工的住房問題開始累積，并逐漸成為社會(huì)關(guān)切的重大民生議題。近年來，國(guó)家陸續(xù)頒布了多項(xiàng)綱領(lǐng)性政策文本，核心要義是將農(nóng)民工納入城鎮(zhèn)住房保障體系，關(guān)鍵的舉措就是興建保障房。國(guó)家力求通過建設(shè)保障房改善農(nóng)民工的城市居住條件，強(qiáng)化其城市居留意愿、進(jìn)而逐步擺脫“半城市化”的窘境[4-5]。于此背景之下，本文旨在考察保障房在農(nóng)民工市民化進(jìn)程的政策效應(yīng)。值得注意的是，本文關(guān)注的是新生代農(nóng)民工。一方面，新生代農(nóng)民工已經(jīng)逐漸成為農(nóng)民工的主體，《2018年全國(guó)農(nóng)民工監(jiān)測(cè)報(bào)告》顯示，新生代農(nóng)民工已經(jīng)達(dá)到1.49億人，連續(xù)兩年超過全國(guó)農(nóng)民工總量的半數(shù)，占比達(dá)到51.5%；另一方面，新生代農(nóng)民工向城市流動(dòng)已經(jīng)是不可逆轉(zhuǎn)的事實(shí)，絕大多數(shù)新生代農(nóng)民工希望扎根城市、融入城市，是市民化最為迫切的群體之一[6]。

具體來講，本文將致力于回答以下三個(gè)問題：第一，當(dāng)前，進(jìn)城農(nóng)民工居住狀況如何，多大比例的農(nóng)民工居住在保障房。第二，相較于其他形式住房，保障房會(huì)如何影響農(nóng)民工的城市居留意愿。第三，現(xiàn)階段應(yīng)當(dāng)如何制定更有利于農(nóng)民工市民化的住房保障政策。對(duì)于這一話題的研究，有助于深化住房保障政策改革，為加快推進(jìn)農(nóng)民工市民化、實(shí)現(xiàn)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略奠定基礎(chǔ)。有別于以往文獻(xiàn)，本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：已有的研究大多是理論性的探討或是案例性的闡述，相比之下，本文針對(duì)保障房在農(nóng)民工市民化進(jìn)程中的作用這一重要話題，結(jié)合由國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)組織實(shí)施、符合嚴(yán)格抽樣、頗具權(quán)威性的2017年度中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查(China migrants dynamic survey，CMDS)，并運(yùn)用傾向得分匹配法、逆向概率加權(quán)法以及逆向概率加權(quán)回歸調(diào)整法糾正潛在的選擇性偏誤，最終獲得穩(wěn)健可信的研究結(jié)論。

一、文獻(xiàn)綜述

1.文獻(xiàn)回顧

對(duì)于住房保障的研究是一個(gè)認(rèn)識(shí)不斷深化、視野不斷拓寬的過程。住房保障思想發(fā)端于20世紀(jì)20年代庇古(Pigou)提出的福利經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，他主張政府實(shí)施社會(huì)財(cái)富再分配，通過向高收入者征稅、向低收入者提供失業(yè)補(bǔ)助與社會(huì)救濟(jì)，縮小貧富差距，維護(hù)社會(huì)公平、增進(jìn)社會(huì)福利。出于對(duì)1929-1933年“經(jīng)濟(jì)大蕭條”的深刻反思，宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的開創(chuàng)者凱恩斯(Keynes)指出，市場(chǎng)機(jī)制存在失靈，政府有必要、有責(zé)任伸出“有形之手”實(shí)施干預(yù)調(diào)控，這為西方國(guó)家住房保障政策提供了理論支持。1925年，美國(guó)學(xué)者博吉斯(Burgess)提出住房具有“過濾”特征(1)所謂住房過濾，指的是隨著時(shí)間的推移，住房質(zhì)量和價(jià)值水準(zhǔn)不斷下降，居住群體也逐步從高收入階層向低收入階層轉(zhuǎn)變，也被稱為住房梯度消費(fèi)規(guī)律。，為住房保障政策設(shè)計(jì)提供了重要的理論基礎(chǔ)[7]。此后，學(xué)術(shù)領(lǐng)域的研究不斷拓展與深化[8]。早期的研究主要集中在住房過濾理論的闡釋與模型演進(jìn)、公共住房模式形成與比較、公共住房政策評(píng)價(jià)等方面。近年來，隨著公共住房政策推行的不斷深入，公共住房的經(jīng)濟(jì)社會(huì)效應(yīng)逐漸成為學(xué)術(shù)焦點(diǎn)。Murray研究了公共住房的建設(shè)可能會(huì)對(duì)私人住宅的擠出效應(yīng)[9]；Dujardin等研究指出，居住在公共住房可能會(huì)因較大的通勤成本，導(dǎo)致失業(yè)概率增加[10]；Harkness等探討了美國(guó)公共住房對(duì)勞動(dòng)力就業(yè)的影響，兩項(xiàng)研究均未發(fā)現(xiàn)公共住房(主要是需求者貨幣補(bǔ)貼)會(huì)抑制勞動(dòng)力供給[11]。此外，還有研究探討了公共住房對(duì)居民健康、兒童發(fā)展與教育差異、犯罪行為、貧困以及種族隔離等的影響。

相比于國(guó)外，中國(guó)有特殊的制度背景。1998年以前，福利分房制度基本滿足了城市居民的住房需求。1998年以后，伴隨著住房市場(chǎng)化改革不斷深入，城市中低收入家庭的住房問題開始累積，住房保障成為學(xué)者關(guān)注的研究焦點(diǎn)。相關(guān)研究歸納起來主要包括：一是闡述西方國(guó)家住房保障模式、演進(jìn)路徑與經(jīng)驗(yàn)借鑒[12]。二是從歷史視角對(duì)中國(guó)住房政策進(jìn)行回顧梳理與發(fā)展展望[13]。三是闡述中國(guó)住房保障體系的現(xiàn)狀、剖析存在的問題[14-15]。四是探討住房保障政策的經(jīng)濟(jì)社會(huì)影響。已有研究主要關(guān)注的是住房保障對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響。其一是住房保障對(duì)房?jī)r(jià)的影響，其中部分研究專門針對(duì)的是經(jīng)濟(jì)適用房或是住房公積金政策。其二是住房保障對(duì)商品住宅的擠出效應(yīng)。

隨著住房市場(chǎng)化進(jìn)程的加深，以及進(jìn)城農(nóng)民工數(shù)量的持續(xù)攀升，住房問題逐步成為農(nóng)民工市民化進(jìn)程中的關(guān)鍵問題，將農(nóng)民工逐步納入城鎮(zhèn)住房保障體系成為解決這一問題的核心思路，與此同時(shí)，廣大學(xué)者也開始關(guān)注農(nóng)民工的住房保障問題。一些研究指出將農(nóng)民工納入住房保障體系面臨著現(xiàn)實(shí)困境，但效益大于成本，具有必要性[16]。王星還指出，農(nóng)民工城市住房問題歸根結(jié)底是因?yàn)槭袌?chǎng)機(jī)制的失靈與政府干預(yù)調(diào)控失效，只有把保障房作為“公共品”才有可能化解這一“雙重”尷尬境地[17]，吳賓等也持基本一致的觀點(diǎn)[18]。趙寧指出農(nóng)民工住房保障大多屬于倡導(dǎo)性的舉措，不具備法律層面的強(qiáng)制性，有法可依應(yīng)當(dāng)成為解決農(nóng)民工住房問題的必由之路[19]。楊菊華同樣強(qiáng)調(diào)了將農(nóng)民工納入住房保障步履維艱，戶籍等制度性因素是其中最大的障礙[20]。國(guó)內(nèi)關(guān)注農(nóng)民工住房保障的相關(guān)研究以規(guī)范分析為主，大多是理論性的探討或是案例性的闡述。實(shí)證分析方面，毛豐付和王建生結(jié)合人口普查數(shù)據(jù)，運(yùn)用引力模型探討了住房保障政策對(duì)人口流動(dòng)的影響[21]；李勇輝等運(yùn)用省際面板數(shù)據(jù)，系統(tǒng)探討保障房對(duì)人口城鎮(zhèn)化的影響[22]。不過，對(duì)于“保障房在農(nóng)民工市民化進(jìn)程中發(fā)揮的作用”這一重要話題的研究仍存不足，解釋略顯乏力。鑒于此，本文結(jié)合最新的CMDS數(shù)據(jù)，運(yùn)用嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證分析方法，系統(tǒng)考察保障房在農(nóng)民工市民化進(jìn)程中所發(fā)揮的作用。

2.保障房對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的內(nèi)在邏輯

圖1 保障房對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的內(nèi)在邏輯

保障房是由國(guó)家提供政策支持，各種社會(huì)主體通過新建或者其他方式籌集房源、專門面向中低收入群體提供的住房，目前主要包括經(jīng)濟(jì)適用房、廉租房、公租房等。保障房是住房社會(huì)保障制度的核心表現(xiàn)形式，其實(shí)質(zhì)在于通過行政手段為中低收入家庭提供適當(dāng)住房。

那么，保障房會(huì)如何影響農(nóng)民工的城市居留意愿？從邏輯上來講，保障房定價(jià)機(jī)制與其他類型住房不同，保障房實(shí)行非市場(chǎng)定價(jià)方式，價(jià)格(或租金)低廉且增長(zhǎng)緩慢，具有典型的福利特征。更為重要的是保障房體現(xiàn)的是城市對(duì)農(nóng)民工的關(guān)懷與體恤，彰顯出的是城市的“包容度”與“親近感”。居住在保障房有助于增進(jìn)農(nóng)民工對(duì)城市的歸屬感與認(rèn)同感，使農(nóng)民工“沉淀”下來[23]，即保障房可能因強(qiáng)化歸屬感和認(rèn)同感從而提升農(nóng)民工的城市居留意愿。然而從另一方面來講，保障房的申請(qǐng)往往有相對(duì)苛刻的限制條件，不僅要求社會(huì)保險(xiǎn)的繳納、工作年限的限定，而且一般要求收入低于某一限度，即一般來說申請(qǐng)保障房的農(nóng)民工極有可能是相對(duì)的弱勢(shì)群體。這一群體很可能因?yàn)槿狈κ忻窕芰?，而城市居留意愿不?qiáng)，即居住在保障房的農(nóng)民工可能因收入偏低、市民化能力不足，而城市居留意愿偏低。

二、數(shù)據(jù)來源、變量描述與模型設(shè)定

1.數(shù)據(jù)來源與說明

本文使用的是國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)組織實(shí)施的中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查。該調(diào)查基于分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS(probability proportionate to size，PPS)抽樣方法，調(diào)查對(duì)象為在流入地居住一個(gè)月以上，非本區(qū)(縣、市)戶口的 15～59 周歲流動(dòng)人口，調(diào)查涵蓋了全國(guó)31個(gè)省(自治區(qū)、市)和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)的流動(dòng)人口數(shù)據(jù)，樣本總量為169 989個(gè)。由于關(guān)注的新生代農(nóng)民工群體，因此本文選取處出生于1980年以后、處于工作狀態(tài)的農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口，在對(duì)各變量的缺失值、錯(cuò)誤值處理后，基準(zhǔn)樣本中包含的觀測(cè)值為47 375個(gè)。

2.變量選擇與描述

被解釋變量——城市居留意愿&長(zhǎng)期居留意愿。(1)城市居留意愿，調(diào)查問卷中，關(guān)于城市居留意愿的問題是“今后一段時(shí)間，您是否打算繼續(xù)留在本地？”被訪者的回答分別為“不打算、沒想好、打算”，本文將“打算”的農(nóng)民工賦值為1，“不打算”和“沒想好”的農(nóng)民工均歸類為“不打算”，并賦值為0。樣本范圍內(nèi)，打算留城的農(nóng)民工為40 334人，占比為85.14%；不打算留城的農(nóng)民工有7 041人，占比為14.86%。(2)長(zhǎng)期居留意愿，調(diào)查問卷還進(jìn)一步詢問了“如果您打算留在本地，您預(yù)計(jì)自己將在本地留多久？”，被訪者回答的選項(xiàng)包括“1～2年，3～5年，6～10年，10年以上，定居，沒想好”，本文將回答5年以上的農(nóng)民工定義為具有長(zhǎng)期居留意愿。樣本范圍內(nèi)，具有長(zhǎng)期居留意愿的農(nóng)民工19 820人，占比為41.84%。之所以將愿意居住5年以上確定為具有長(zhǎng)期居留意愿，是因?yàn)椋?014年公布的《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014-2020)》明確指出，要優(yōu)先解決在城鎮(zhèn)就業(yè)居住滿5年的農(nóng)民工群體。一方面來講，居住超過5年，意味著農(nóng)民工對(duì)當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)生活已經(jīng)充分適應(yīng)，希望扎根于此。另一方面來講，就業(yè)居住超過5年，也意味著農(nóng)民工已經(jīng)為城市發(fā)展做出了應(yīng)有的貢獻(xiàn)。

核心解釋變量——住房類型。調(diào)查問卷設(shè)置的問題是“您現(xiàn)在的住房屬于哪種性質(zhì)？”，選項(xiàng)包括“單位/雇主房(不包括就業(yè)場(chǎng)所)、公租房、自購商品房、自購保障房、自購小產(chǎn)權(quán)住房、借住房、就業(yè)場(chǎng)所、自建房、其他非正規(guī)場(chǎng)所、租住私房-整租、租住私房-合租”。本文可將其劃分為三類，自購商品房和自建房、自購小產(chǎn)權(quán)住房歸為“自有住房”，公租房、自購保障房歸為“保障房”，其他各類型歸為“租房”，并分別賦值為“3、2、1”。樣本范圍內(nèi)，租房的農(nóng)民工有35 893人，占比為75.76%，居住在保障房的農(nóng)民工為771人，占比為1.63%，居住在自有住房的農(nóng)民工為10 711人，占比為22.61%。

圖2 住房類型與農(nóng)民工的城市居留意愿

為了直觀地呈現(xiàn)住房類型與農(nóng)民工城市居留意愿的關(guān)系，本文繪制了柱形圖。如圖2所示， 租房農(nóng)民工當(dāng)中具有城市居留意愿與長(zhǎng)期居留意愿的比例最低，僅分別為83.07%和32.66%，居住在自有住房的農(nóng)民工當(dāng)中具有城市居留意愿與長(zhǎng)期居留意愿的比例分別為91.90%和71.59%，遠(yuǎn)高于租房農(nóng)民工的城市居留意愿水平。相比之下，居住在保障房的農(nóng)民工當(dāng)中具有城市居留意愿與長(zhǎng)期居留意愿的比例分別為87.55%和55.90%，這一比例低于自有住房農(nóng)民工但明顯高于租房農(nóng)民工。

其他解釋變量。如表1所示，本文還控制了年齡、受教育程度、性別、婚姻狀況、健康狀況、老家宅基地、收入水平、就業(yè)身份、社會(huì)保障情況(所用指標(biāo)為是否辦理了個(gè)人社會(huì)保障卡)、健康檔案(用以衡量流入地公共服務(wù))、居留時(shí)間、流動(dòng)范圍等很有可能影響農(nóng)民工城市居留意愿的變量?？紤]到不同行業(yè)之間農(nóng)民工存在鮮明差異，本文控制了農(nóng)民工所屬的行業(yè)，值得注意的是，問卷中的行業(yè)類別依據(jù)《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》(GB/T4754-2011)共劃分為20類，篇幅所限，文中并未具體描述?？紤]到地區(qū)政策舉措的差異，本文以虛擬變量形式對(duì)地區(qū)效應(yīng)進(jìn)行控制。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

3.模型設(shè)定

(1)基準(zhǔn)分析——Probit模型。農(nóng)民工的城市居留意愿為二值變量，本文采用Probit模型進(jìn)行估計(jì)。該模型的表達(dá)式為：

(1)

(2)

(2)糾正選擇性偏誤——傾向得分匹配法。農(nóng)民工是否居住在保障房可能是“自選擇”的結(jié)果，即保障房很可能是內(nèi)生虛擬變量，直接進(jìn)行回歸分析可能導(dǎo)致選擇性偏誤。因此，本文運(yùn)用Rosenbaum等提出的傾向得分匹配方法，構(gòu)建保障房對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿影響的反事實(shí)框架糾正潛在的選擇性偏誤[24]。不僅如此，2017年CMDS數(shù)據(jù)樣本中，居住在保障房的農(nóng)民工所占比例偏低，使用傾向得分匹配法能夠識(shí)別出與居住在保障房農(nóng)民工“特征”最為接近的控制組，從而達(dá)到類似隨機(jī)試驗(yàn)的效果[25]。

傾向得分匹配法的原理在于，基于成功匹配的樣本，獲取處理組與控制組的農(nóng)民工城市居留意愿的平均差異，得到居住在保障房與農(nóng)民工城市居留意愿之間的處理組平均處理效應(yīng)。如式(3)所示，其中，P(Xi)為傾向得分值；虛擬變量Di={0,1}表示第i個(gè)個(gè)體是否進(jìn)入處理組，Y1i和Y0i分別表示處理組和控制組的估計(jì)結(jié)果。

(3)

三、實(shí)證結(jié)果與分析

1.基準(zhǔn)分析

表2匯報(bào)了基于Probit模型的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，第1～3列被解釋變量為城市居留意愿，第4～6列被解釋變量為長(zhǎng)期居留意愿。從第1列到第3列、第4列到第6列，Pseudo R2值逐步提高，Wald卡方值均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，不僅如此，核心解釋變量住房類型對(duì)被解釋變量城市居留意愿的影響很穩(wěn)定。最為重要的是，從各列的估計(jì)結(jié)果可以看出，相比于租房農(nóng)民工，居住在自有住房和保障房的農(nóng)民工城市居留意愿和長(zhǎng)期居留意愿更高，結(jié)果均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

居住在自有住房的農(nóng)民工比租房農(nóng)民工的城市居留意愿顯著高出6.3%，長(zhǎng)期居留意愿顯著高出26.7%。正所謂“有房才有家”，擁有自有(產(chǎn)權(quán))住房往往是農(nóng)民工在城市打拼的重要人生目標(biāo)，一旦擁有了住房，農(nóng)民工扎根城市、融入城市的愿望會(huì)更為強(qiáng)烈。實(shí)際上，很多研究將擁有自有產(chǎn)權(quán)住房作為農(nóng)民工市民化或城市融入的核心標(biāo)志之一?；诖耍疚脑诮酉聛韺⒅攸c(diǎn)關(guān)注居住在保障房的農(nóng)民工與租房農(nóng)民工的城市居留意愿差異，理清相比于租房而言，保障房對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的作用。居住在保障房的比租房農(nóng)民工的城市居留意愿顯著高出3.5%，長(zhǎng)期居留意愿顯著高出15.3%。這一結(jié)果表明，相比于租房農(nóng)民工而言，提供保障房會(huì)強(qiáng)化農(nóng)民工的城市居留意愿。當(dāng)然，考慮到潛在的自選擇問題，本文還將結(jié)合傾向得分匹配法構(gòu)建反事實(shí)框架糾正選擇性偏誤，以研判保障房在農(nóng)民工市民化進(jìn)程中所發(fā)揮的作用。

控制變量方面，大多數(shù)變量對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿會(huì)產(chǎn)生顯著影響，且估計(jì)結(jié)果基本符合邏輯。(1)年齡對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響不顯著，但對(duì)于長(zhǎng)期居留意愿具有顯著正向影響。(2)受教育程度對(duì)農(nóng)民工的城市居留意愿和長(zhǎng)期居留意愿有顯著正向影響，即受教育程度越高，農(nóng)民工的城市居留意愿越強(qiáng)烈。(3)性別對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響不顯著，但男性農(nóng)民工長(zhǎng)期居留意愿更強(qiáng)。(4)婚姻狀態(tài)方面，相比于未婚農(nóng)民工，初婚和其他狀態(tài)的農(nóng)民工城市居留意愿和長(zhǎng)期居留意愿更為強(qiáng)烈。(5)健康狀況對(duì)農(nóng)民工的城市居留意愿和長(zhǎng)期居留意愿具有顯著正向影響。(6)老家宅基地對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿有顯著正向影響，但對(duì)于長(zhǎng)期居留意愿存在顯著負(fù)向影響。(7)收入水平越高，農(nóng)民工的城市居留意愿和長(zhǎng)期居留意愿越強(qiáng)烈。(8)就業(yè)身份方面，相比于受雇農(nóng)民工，雇主的城市居留意愿和長(zhǎng)期居留意愿均更為強(qiáng)烈。(9)已辦理個(gè)人社會(huì)保障卡、建立健康檔案對(duì)農(nóng)民工的城市居留意愿和長(zhǎng)期居留意愿均具有顯著正向影響。(10)在本地已經(jīng)居留的時(shí)間越長(zhǎng)，流動(dòng)范圍越小，農(nóng)民工的城市居留意愿和長(zhǎng)期居留意愿越強(qiáng)烈。

表2 住房類型對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響

注：括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤差，***、**、*分別代表在1%、5%、10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。篇幅所限，行業(yè)效應(yīng)、地區(qū)效應(yīng)的實(shí)證結(jié)果本文未列出，留存?zhèn)淙?。下同?/p>

2.糾正選擇性偏誤偏誤

本文首先對(duì)居住在保障房的農(nóng)民工與未居住在保障房的農(nóng)民工進(jìn)行傾向值匹配，通過一系列影響農(nóng)民工城市居留意愿的因素建立Probit模型，考慮到傾向得分匹配法對(duì)解釋變量比較敏感，本文嘗試對(duì)解釋變量略作調(diào)整，最終結(jié)果非常接近。

接下來，根據(jù)Probit模型估計(jì)出農(nóng)民工居住在保障房的傾向得分值，并運(yùn)用最小近鄰匹配、半徑匹配、局部線性匹配、核匹配等多種方法進(jìn)行匹配。

值得注意的是，使用傾向得分匹配法，需要對(duì)處理組和控制組樣本進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，目的是確保經(jīng)過匹配后，兩組樣本除農(nóng)民工是否居住在保障房這個(gè)變量存在差異外，其他解釋變量不存在顯著的系統(tǒng)性差異[26]。此時(shí)，PseudoR2應(yīng)該明顯下降，解釋變量的LR test應(yīng)該被拒絕。此外，Rosenbaum和Rubin指出匹配后，解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏誤會(huì)明顯降低[27]。一般而言，匹配后解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)應(yīng)低于20%，高于20%意味著匹配過程失敗。由表3可知，匹配之前處理組與控制組樣本差異顯著，經(jīng)過匹配之后，各解釋變量的系統(tǒng)性差異顯著弱化，匹配過程是成功的。

表3 傾向得分匹配前后解釋變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

注：近鄰匹配采取有放回形式的一對(duì)一匹配(k=1)和一對(duì)四匹配(k=4)；半徑匹配中，半徑選取0.01。

為保證匹配質(zhì)量，除了進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)外，本文還繪制了匹配前后處理組與控制組傾向得分值的概率分布圖，以進(jìn)一步討論匹配的共同支撐域條件。所謂共同支撐域，是指處理組與控制組概率分布的重疊區(qū)間。若共同支撐域較窄，則意味著兩組樣本差異較大，匹配后會(huì)有相當(dāng)數(shù)量的樣本無法實(shí)現(xiàn)有效匹配。反之，若共同支撐域較寬，則意味著兩組樣本差異小，不會(huì)造成有大幅度的樣本“流失”。

如圖3所示，匹配前兩組樣本概率分布差異極為顯著，兩組樣本的重疊區(qū)間狹??；而匹配后兩組樣本具有相當(dāng)大范圍的重疊區(qū)間，這樣一來，匹配后有效樣本“流失”比例會(huì)很低，匹配質(zhì)量令人滿意。這一結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)，傾向得分匹配法能夠弱化選擇性偏誤，更為精確地評(píng)估居住在保障房與農(nóng)民工城市居留意愿之間的因果效應(yīng)。

最后，本文測(cè)算了經(jīng)過匹配后兩組樣本的處理組平均處理效應(yīng)(average treatment effect on treated，ATT)，估計(jì)結(jié)果如表4所示。城市居留意愿方面，各種匹配方法所得的ATT均具有顯著的統(tǒng)計(jì)意義，ATT所得數(shù)值略有差異，其中，近鄰匹配(k=1)ATT數(shù)值最大，為0.040，近鄰匹配(k=4)ATT數(shù)值最大，為0.033。長(zhǎng)期居留意愿方面，各類匹配方法得到的ATT均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，ATT所得數(shù)值中核匹配得出的ATT最大，為0.176，近鄰匹配(k=1)ATT數(shù)值最小，為0.143。上述結(jié)果表明，雖然在不同匹配方法之下，ATT的顯著性與數(shù)值略有差異，但足以證明，在消除了樣本間可觀測(cè)的系統(tǒng)性差異后，相比于租房農(nóng)民工，居住在保障房有助于提升農(nóng)民工的城市居留意愿。

圖3 匹配前后處理組與控制組的傾向得分值概率分布

表4 傾向得分匹配法的估計(jì)結(jié)果

被解釋變量匹配方法處理組控制組ATT標(biāo)準(zhǔn)差t統(tǒng)計(jì)量城市居留意愿k=10.8760.8350.040*0.0211.91k=40.8770.8440.033**0.0162.06半徑匹配0.8780.8420.035***0.0142.46局部線性匹配0.8770.8420.035*0.0201.76核匹配0.8770.8410.036***0.0142.54長(zhǎng)期居留意愿k=10.5600.4170.143***0.0294.94k=40.5600.4150.145***0.0236.26半徑匹配0.5580.4100.148***0.0216.98局部線性匹配0.5600.3970.163***0.0295.64核匹配0.5590.3840.176***0.0218.51

由于傾向得分匹配法存在局限性，容易引起估計(jì)偏差[25]。為此，本文參考Ma等的研究，利用更具穩(wěn)健性的逆向概率加權(quán)法(inverse probability weighting，IPW)和逆向概率加權(quán)回歸調(diào)整法(inverse probability weighting-regression adjustment，IPWRA)[28]加以修正[29]。表5的估計(jì)結(jié)果顯示，IPW與IPWRA所得的ATT與PSM所得的ATT基本一致，進(jìn)一步證實(shí)了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 IPW和IPWRA的估計(jì)結(jié)果

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上文已經(jīng)運(yùn)用PSM、IPW、IPWRA等方法糾正潛在的選擇性偏誤，但考慮到本文所用被解釋變量均為二分變量，為避免潛在的測(cè)量誤差，本文更換被解釋變量的測(cè)度方式，將居留意愿和長(zhǎng)期居留意愿調(diào)整為排序變量。具體而言，居留意愿變量方面，將“不打算、沒想好、打算”，分別賦值為“1、2、3”，數(shù)值越大，居留意愿越強(qiáng)；長(zhǎng)期居留意愿當(dāng)中，將“1～2年，3～5年，6～10年，10年以上，定居，沒想好”分別賦值為“1、2、3、4、5、0”，數(shù)值越大，長(zhǎng)期居留意愿越強(qiáng)。為了最大程度上檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時(shí)采用PSM、IPW以及IPWRA三種方法進(jìn)行估計(jì)。如表6所示，本文分別運(yùn)用PSM、IPW和IPWRA三種方法計(jì)算ATT，結(jié)果顯示，PSM、IPW與IPWRA所得的ATT基本一致，展現(xiàn)出估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(一)

本文的核心解釋變量為住房類型，關(guān)注的焦點(diǎn)在于居住在保障房是否有助于提升農(nóng)民工的城市居留意愿。前文的處理方式是將住房類型劃分為三類，即租房、自有住房與保障房。而CMDS的問卷中的保障房包含自購保障房和公租房?jī)煞N情況，前文的處理方式是將自購保障房和公租房合并起來考察，很可能忽略這兩種情況的內(nèi)在差異。為此，本文嘗試分別考察兩種情況對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響，以檢驗(yàn)本文關(guān)鍵結(jié)論的穩(wěn)健性。

如表7所示，相比于租房農(nóng)民工，居住在公租房和自購保障房的農(nóng)民工城市居留意愿和長(zhǎng)期居留意愿更高，且結(jié)果均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這一結(jié)果與前文分析保持高度一致。進(jìn)一步來看，相比于居住在公租房的農(nóng)民工，自購保障房對(duì)農(nóng)民工的居留意愿影響更加明顯，這說明擁有自有產(chǎn)權(quán)對(duì)農(nóng)民工在扎根立足的重要意義，同時(shí)也說明作為農(nóng)民工住房保障體系核心政策工具的公租房需要發(fā)揮更加積極的作用。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(二)

注：篇幅所限，控制變量的實(shí)證結(jié)果未列出，留存?zhèn)淙　?/p>

4.異質(zhì)性分析——80后vs.90后

上文雖已得出保障房對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的顯著正向影響，但只是獲得了全樣本的平均效應(yīng)，并沒有對(duì)不同群體進(jìn)行區(qū)分。那么，保障房對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響是否存在異質(zhì)性呢？眾所周知，新生代農(nóng)民工向城市流動(dòng)已經(jīng)是不可逆轉(zhuǎn)的事實(shí)，大多數(shù)新生代農(nóng)民工希望扎根城市、融入城市，是市民化最為迫切的群體之一，這也是本文聚焦新生代農(nóng)民工群體的動(dòng)因所在。不過，我們還應(yīng)當(dāng)注意到新生代農(nóng)民工群體已經(jīng)出現(xiàn)明顯分化，在80后農(nóng)民工是進(jìn)城務(wù)工主力軍的同時(shí)，廣大90后農(nóng)民工已經(jīng)開始大量進(jìn)入城市，基于此，本文接下來重點(diǎn)探討保障房對(duì)80后農(nóng)民工和90后農(nóng)民工城市居留意愿影響的差異。

從表8可知，對(duì)于90后農(nóng)民工而言，保障房對(duì)城市居留意愿影響不顯著，但會(huì)使90后農(nóng)民工的長(zhǎng)期居留意愿顯著提升14.2%；對(duì)于80后農(nóng)民工來講，保障房會(huì)使他們的城市居留意愿顯著提升4%，長(zhǎng)期居留意愿顯著提升16%。這意味著保障房對(duì)80后農(nóng)民工的影響比90后農(nóng)民工更明顯，換句話說，相比于90后農(nóng)民工，保障房對(duì)80后農(nóng)民工的城市居留意愿影響更顯著。

這一結(jié)果可能的解釋在于，90后農(nóng)民工大多處于職場(chǎng)的進(jìn)入期與適應(yīng)期，職業(yè)生涯規(guī)劃仍不明朗，發(fā)展的不確定性仍比較大，對(duì)未來的定居地仍不清晰。因此，保障房的需求相對(duì)偏低，保障房對(duì)其城市居留意愿的影響偏弱。相比于90后農(nóng)民工，80后農(nóng)民工職業(yè)規(guī)劃清晰，工作經(jīng)驗(yàn)豐富，對(duì)未來在何處定居已經(jīng)有了明確的目標(biāo)。對(duì)于他們而言，在無法購買自有產(chǎn)權(quán)住房時(shí)，擁有保障房也是其融入城市、扎根城市的重要途徑之一。

表8 異質(zhì)性分析——80后vs. 90后

注：控制變量的實(shí)證結(jié)果未列出，留存?zhèn)淙　?/p>

四、結(jié)論與啟示

本文結(jié)合國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)最新開展的CMDS2017數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察了保障房對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響。研究表明：第一，樣本范圍內(nèi)，居住在保障房的農(nóng)民工比例不足2%，由此可見，保障房在部分地區(qū)只是“紙上談兵”并未真正“落地”，針對(duì)農(nóng)民工的保障房建設(shè)依然任重道遠(yuǎn)。第二，相比于租房，保障房對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿具有顯著正向影響，在加入其他解釋變量后，結(jié)論保持一致。考慮到模型中潛在的選擇性偏誤，本文運(yùn)用傾向得分匹配法構(gòu)建反事實(shí)框架加以糾正，并通過逆向概率加權(quán)法、逆向概率加權(quán)回歸調(diào)整法、調(diào)整變量衡量方式等進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)論依然成立。第三，保障房對(duì)農(nóng)民工城市居留意愿的影響存在鮮明的代際差異，相比于90后農(nóng)民工而言，保障房對(duì)80后農(nóng)民工城市居留意愿的影響要更加明顯。

為農(nóng)民工提供住房保障是國(guó)家的分內(nèi)之事、應(yīng)盡之責(zé)。當(dāng)前以公租房為核心的保障房建設(shè)是改善農(nóng)民工居住條件、使農(nóng)民工在城市中“沉淀”下來的重要舉措，本文的分析結(jié)果也表明，相比于租房，保障房會(huì)顯著提升農(nóng)民工的市民化意愿。然而令人遺憾的是，時(shí)至今日，農(nóng)民工的保障房覆蓋狀況依然堪憂，多數(shù)地區(qū)保障房可能形同虛設(shè)，要發(fā)揮保障房在農(nóng)民工市民化進(jìn)程中的作用，依然任重道遠(yuǎn)。近年來，城市中低收入群體的住房問題已經(jīng)有所緩解，今后的政策重點(diǎn)應(yīng)當(dāng)向市民化意愿強(qiáng)烈的新生代農(nóng)民工傾斜，加快推進(jìn)以“新市民”為核心的住房保障體系建設(shè)，使保障房在農(nóng)民工市民化進(jìn)程中真正發(fā)揮定盤星、壓艙石的作用。

首先，要突出保障房建設(shè)的多樣性與差異化。第一，可嘗試制定土地、金融、稅收優(yōu)惠政策，在土地招拍掛時(shí)要求商品房開發(fā)必須配建一定比例的保障房，同時(shí)通過保有一定規(guī)模的公租房平抑市場(chǎng)租金，降低農(nóng)民工的居住成本。第二，鼓勵(lì)公租房專業(yè)運(yùn)營(yíng)機(jī)構(gòu)租賃社會(huì)閑置存量住房用作公租房，納入公租房發(fā)展規(guī)劃和年度計(jì)劃，并參照享受公租房配套支持政策。同時(shí)，降低公租房申請(qǐng)門檻和租金標(biāo)準(zhǔn)，提高現(xiàn)有公租房的使用效率，避免長(zhǎng)期空置造成的資源浪費(fèi)。第三，各地區(qū)在推進(jìn)保障房建設(shè)過程中要堅(jiān)持因地制宜的基本原則，同時(shí)要注重創(chuàng)新融資機(jī)制、完善準(zhǔn)入分配機(jī)制、建立健全進(jìn)入退出機(jī)制。條件適宜的地方可嘗試推廣重慶的公租房制度，近年來，重慶市逐步摸索、并建立起先租后售、資金可平衡的滾動(dòng)開發(fā)模式，為中國(guó)的保障房建設(shè)提供了可資推廣的發(fā)展路徑。

其次，要針對(duì)就業(yè)居住超過五年和80后農(nóng)民工多下功夫。一方面，應(yīng)當(dāng)將就業(yè)居住超過五年作為落戶的重要依據(jù)，優(yōu)先解決就業(yè)居住超過五年農(nóng)民工群體的落戶問題；另一方面，80后農(nóng)民工是今后各城市實(shí)現(xiàn)人才積累、發(fā)揮人口紅利的核心群體，也是當(dāng)前市民化最迫切、最執(zhí)著的群體，因此，在住房制度改革和戶籍制度改革過程中應(yīng)當(dāng)側(cè)重考慮廣大80后農(nóng)民工。