［摘要］住房是流动人口在城市发展的重要生活资料和基本物质保障，居住选择的不同也使得流动人口所获得的社区各项服务存在差异，最终决定着流动人口城市生活质量和社会融入水平。利用流动人口动态监测数据研究了流动人口居住选择和社区融合状况对幸福感的影响。研究发现，拥有产权住房的流动人口、在正规社区居住的流动人群幸福感更强；住房支出占总支出的比例越高，意味着流动人口住房支付压力越大，会增加城市生活压力进而形成对流动人口幸福感的抑制；拥有投票权、社区文体活动和公益活动参与频次越多的流动人口主观幸福感会更强；相较于很少与他人交往的流动人口，在闲暇时候与本地人的交往越频繁的群体幸福感越强。
［关键词］流动人口；居住选择；社区融合；幸福感
改革开放以来中国的人口迁移规模和迁移速度在不断增加，截至2017年年末，中国城镇化率达到58.85%，国家卫计委数据显示，2016年中国流动人口达到2.45亿。中国共产党的十九大报告指出“要把人民对美好生活的向往作为奋斗目标”“使人民获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续”。城镇化进程中，使流动人口与户籍人口一样享受经济发展成果和制度红利，提升流动人口城市生活幸福指数，是保障中国城镇化质量的关键。主观幸福感是个人对自身生活状况所做出的满意度评价，以被调查人的主观感受作为评价基准。当前中国仍处于城镇化的快速发展阶段，人口流入城市后，住房是其在城市发展的重要生活资料和基本物质保障，流动人口的居住状况一定程度也决定着其城市生活质量和社会融入水平。由于各城市当前住房保障政策仅针对户籍的准入设置仅针对户籍人口（刘保奎、冯长春2012［1］；马光红，2008［2］），流动人口只能在价格较低的非正规社区或高价的商品住房社区两者之间来选择解决住房问题的途径。居住选择的不同，背后是所在社区各项服务的差异，这不仅影响流动人口所获的教育资源和就业机会（高波等，2015［3］），也会影响流动人口的社会交往网络和社会参与度，进而作用于流动人口城市生活幸福感。因此多渠道解决流动人口住房问题，改善居住环境，提高社区融合度，使流动人口能更好地融入城市，提高其主观幸福感，是当前中国城镇化建设迫切需要解决的现实问题。
一、文献综述
（一）流动人口社区融合状况与幸福感
流动人口的社会融合包括经济、人际交往、文化和政治等多维度的评价（杨菊华，2009［4］），其中人际交往中的心理融合、文化融合和政治融合均会对流动人口社区融合状况产生影响。当前部分学者尝试建立流动人口社区融合的评价体系，陆自荣等（2016）［5］将社区融合分为社区认同、社区参与和社区交往三个层面，比较了农民工、非农外来工和户籍居民的社区融合度差异。关信平与刘建娥（2010）［6］则从社区交往、社区活动、社区选举、社区管理和社区服务五个方面分析了当前农民工群体的社区融入状况。近年来国内学者亦从不同角度研究了社区层面各因素对流动人口城市生活幸福感的影响。徐延辉与兰林火（2014）［7］以社区组织活动频次、居民参与程度作为社区组织能力的评价标准，以社区提供的公共服务、社区环境和社区民生来衡量社区效能感，以此为基础研究了其对居民幸福感的影响。俞林伟与朱宇（2017）［8］、汤兆云与张憬玄（2017）［9］从社会交往关系层面研究了该因素对流动人口城市生活的影响，流动人口在流入地，原有的社会支持网络破碎，需要建立新的社交关系，如与新住宅区的邻居、与所在社区居民之间的沟通和交流，研究发现，当流动人口的邻居也是外地人时，会与本地居民产生隔离，缺乏与本地人口的接触和交往，使得其生活满意水平较低。吴素雄等（2015）［10］、肖云与邓睿（2015）［11］则从社区组织管理角度展开研究，指出传统的社区组织和基层政府无法有效提供社区居民当下所需的社区服务，社区组织效率不高，这使得传统乡土文化与现代城市文化之间存在差异性，流动人口与多数城市社区居民在文化资本上往往产生落差，无法有效融入。
此外还有学者从社区活动参与角度展开系列研究，社区活动参与包括政治性参与和娱乐性参与。娱乐性参与主要指社区的文体活动，通过参加社区组织的文体活动，可以提高流动人口对于城市文化的了解，扩大其社会关系。李倩（2015）［12］、汤秀娟（2008）［13］、盛光华与张天舒（2015）［14］研究认为流动人口社区文体活动举办得越多，其娱乐性参与感更强，会提高其幸福感，完善社区居民文化活动设施和场所，可以提高流动人口的社区活动参与积极性，丰富其闲暇生活，促进身心健康。政治参与感亦会影响流动人口幸福感，严志兰和邓伟志（2014）［15］研究中国城市社区治理的挑战时提出建议建设社区参与平台、参与机制以提高社区居民参与社区治理的积极性。谢霏雰等（2015）［16］从社区融合上，发现影响中国大城市流动人口幸福感最显著因素为融入社区的程度、社区对流动人口的接纳程度等。李强和谈小燕（2016）［17］对两个中产社区的幸福社区测量表明，社区成员的政治参与感越高，居民幸福感越显著。陈鹏（2016）［18］则通过对四个商品房管理模式的案例分析，指出当业主参与居委会的竞选与任职时，基层民主自治更充分，进而会提高居民的参与感和幸福感。
其中，1>η1>0，1>η2>0.η1、η2分别代表零售商、供应商收益所占总收益的权重)，供应链可以协调.
（二）流动人口住房状况与幸福感
近年来国内学者关于流动人口住房问题的研究颇丰，侯慧丽和李春华（2013）［19］将流动人口居住社区划分为居委会社区和村委会社区，发现在居委会社区居住的流动人口的住房状况、收入、人均居住面积和住房质量比村委会要高。王宗萍与邹湘江（2013）［20］、林李月等（2014）［21］、刘厚莲（2016）［22］分别利用人口普查数据或全国流动人口动态监测调查数据对全国和不同类型城市流动人口的居住质量、住房选择空间分布格局和居住特征进行了分析，研究普遍认为当前中国流动人口居住质量相对较差，住房获取渠道也比较单一，流动人口住房选择具有很明显的集聚特征，流动人口过于集中居住会固化其交往空间，造成一定程度的居住隔离。汪思慧与冉凌风（2008）［23］、李强与李洋（2009）［24］研究指出居住隔离是社会分层在居住空间地域上的反应，居住隔离强化了群体的分化程度，使得居民社会距离扩大，隔离感增强。戚迪明等（2016）［25］认为居住选择是隔离还是融合会影响邻里关系，从社会交往层面影响农民工的城市融入。雷敏等（2007）［26］则对流动人口的居住隔离现状进行了研究，指出居住隔离程度越高，不同群体之间的交流越少，在城市边缘区集中地居住的流动人口，主要依靠传统的血缘、地缘人际构成社会网络，与其他群体交往受限，易缺乏归属感。
针对50cm厚的级配砂砾垫层，对机械设备进行了比选试验，原回填土方机械无法在中粗砂中自由行走，最终选取履带式推土机和前后轮驱动的振动压路机进行砂砾垫层的压实施工，并提高级配砂砾垫层的含水量，使其达到更好的压实效果。
李涛等（2011）［27］、孙伟增与郑思齐（2013）［28］、范红忠与侯亚萌（2017）［29］的研究论证了产权类型、住房质量和房屋价值对居民幸福感的作用机制和影响程度，流动人口住房状况是其城市生活质量评价的重要决定内容，也会进一步作用于该群体的主观幸福感。祝仲坤与冷晨昕（2017）［30］基于居住模式和住房类型两个角度进行了考察，研究显示从住房类型上分析，居住在自有房产中的农民工幸福感最强，从居住模式上看，分散居住的农民工群体幸福感最强。朱帅与郑永君（2018）［31］则认为住房主要通过经济和象征价值维度对农民幸福感产生影响，经济价值的衡量显示拥有产权房屋数量越多的农民工群体幸福感会更高，价值影响机制评价则表现为城镇有房农民工比城镇无房农民工幸福感更高。
（三）文献评述
流动人口的住房选择决定了其所在的社区环境，建立多渠道的流动人口住房供给体系，提高流动人口居住质量，以流动人口社区融合进一步促进其城市融入，是增强城市对流动人口吸引力的关键，也关系到流动人口的市民化进程。目前较少有从流动人口居住选择角度对其社区融合状况以及居民幸福感问题进行的研究，仅邹静等（2017）［32］使用流动人口动态监测数据，比较了正规社区和非正规社区的流动人口的社会融合状况，建议从提高流动人口居住在正规社区的可能性，提高住房支出角度来提高其社区融合度。当前从社区角度展开的流动人口融合研究大多属于案例分析，缺乏实证研究，居住选择的差异性，使得社区融合视角下的社区参与感、社区组织管理和社会交往均存在差异，会影响流动人口的幸福感。本文从流动人口的居住选择和社区融合度出发，研究居住选择与社区融合状况对流动人口主观幸福感影响，进而从社区层面提出建议，为提高流动人口的幸福感和安全感提出相关建议。
二、理论机制和研究假设
1.3.2 颈肩技术 精索整体游离后，先在精索内侧与腹横筋膜交界处半环形切开腹横筋膜，再纵行切开精索根部内侧的提睾肌与精索内筋膜，使其形成倒“T”字形切口，切开后寻找疝囊，对疝囊可完全分离或者横断后近端继续分离，一般可以在腹横筋膜与精索和腹横肌腱弓处找到疝囊颈。高位结扎疝囊颈后，在腹横筋膜半环切开处稍作分离显露出小范围的腹膜前间隙，并重新缝合腹横筋膜以达到缩小、加固内环口的目的。
流动人口居住选择包括三个方面的考察，首先是其住房取得方式，涉及流动人口的住房购租选择，这一选择与流动人口的收入水平、城市迁移意愿有关，是流动人口经济决策的重要内容。通过购房解决住房问题的流动人口相对收入水平更高，城市迁移意愿会更强。其次是流动人口住房支出及流动人口住房支付能力，考虑到个体收入和城市房价房租水平的差异，用流动人口住房支出占支出的比例能更好地反映其住房支付能力。第三是流动人口住房选择所决定的社区类型，即流动人口所居住的社区是否为正规社区。居住选择为隔离状态的流动人口，即使其身处城市，但是由于居住的场所与城市居民隔离，既限制了流动人口与城市居民的社会交往，也使得业余生活单一，缺乏政治参与和文化适应的渠道，进而影响社会认同感和幸福感。社会融合状况与流动人口幸福感息息相关。能够参与社区举办的各项选举活动、文体活动、卫生和健康及社会公益活动，在参加活动的同时建立新的社会支持网络，既能加强流动人口的社会参与，提高流动人口社会责任感，也能够影响流动人口的主观文化认同，感到被本地居民接受，进而提高其主观幸福感。
假设一：流动人口居住选择会对其城市生活幸福感产生影响，处于居住融合状况的流动人口幸福感更强，居住在自有产权住房的流动人口幸福感更高，而住房支出占比越高的流动人口幸福感越低。
基于以上分析，提出以下假设：
假设二：社区融合状况会对流动人口城市生活幸福感产生影响，社区政治参与和文化参与程度越高、社会责任感越强的流动人口幸福感更高，社会交往层面上，与本地人的交往越多，融合越好，幸福感会更高。
以上文献主要从企业的内、外部特征进行了关于小微企业的信贷约束及信贷可获得性影响因素的研究，但未涉及银行信任可能对小微企业融资约束及信贷可获得性的影响，而与此有关的理论和实证证据正在不断丰富。
三、数据来源与变量选择
本文通过之前对企业竞争环境的分析后，再对西部矿业企业进行SWOT分析，进一步梳理归纳提高和减弱企业竞争力的主要因素。具体分析如下(见表2)：
为考察居住选择和社区融合状况对流动人口幸福感的影响，本文使用嵌套的有序ordinal logit回归模型进行分析。模型设定如下：
最先赶到的是罗爹爹的小儿子罗四强。他见状一把扶起老巴，又赶紧让土产店的王胖子叫车。李丽红正招呼一个想要批发袜子的客人，此刻也顾不上赚钱了，帮着罗四强一起把阿里的母亲送到医院。
对于解释变量的选取，根据本文的研究目的，核心解释变量为居住选择特征变量和社区融合特征变量，居住选择特征变量为居住状态、住房产权和住房支出占比，社区融合特征变量为政治参与感、文化参与状态、社会责任感和业余时间的最多交往对象。居住状态的设定中，根据问卷回答选项设置，将通过租赁市场租房和自购房群体视为与城市居民“居住融合”，将租住雇主房、借住房、单位提供免费住房、就业场所、政府提供廉租房、其他非正规住所的流动人口设定为与城市居民的“居住分隔”。根据问卷中“是否参加选举”代表流动人口的政治参与状况，“是否参加社区文体活动”作为文化参与状况，“是否参加公益活动、献血、义工”反映流动人口的社会责任感，“您业余时间在本地和谁来往最多”代表社会交往关系。控制变量选取为性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、行业类型、目前的就业身份，得出描述性统计如表1所示。
其中，X1为居住选择因变量，包括居住状态、住房产权和月住房支出比；X2为社区融合状况因变量，包括政治参与、社会责任感、文体活动参与状况和社会交往关系；Z是控制变量，包括性别、年龄、户口类型、受教育程度、婚姻状况、职业类型、家庭月收入。
由于目前涉及流动人口所居住社区公开数据有限，比较各类数据库，中国卫计委2012年流动人口动态监测调查数据中社区层面的问题设置较为全面①相较于2013年之后的流动人口动态监测调查数据，2012年问卷中关于社区层面的问题设计最为完善。，因此本文使用该数据库。样本调查范围覆盖全国31个省、自治区和直辖市，共计流动人口158 556人。通过对样本进行筛选，剔除缺省值，共保留126 367个样本数据。
表1 变量描述性统计
变量名称 变量设置 平均值 标准差 最小值 最大值被解释变量 个体主观幸福感 很不幸福为0，不幸福为1，一般幸福为2，幸福为3，很幸福为4 2.742 9 0.719 1 0 4居住选择变量居住状态 融合1，分隔0 0.737 8 0.439 8 0 1住房产权 有产权1，无产权0 0.129 1 0.335 3 0 1住房支出比 住房支出/月总支出 0.172 3 0.168 6 0 1社区融合变量政治参与 有投票权1，无投票0 0.099 7 0.099 2 0 1文化促进 参加社区文体活动：是1，否0 0.266 3 0.442 0 0 1社会责任感 参加社会公益活动：是1，否0 0.301 6 0.459 0 0 1社会交往关系 业余时间社交情况：很少与人来往0，同乡1，本地人2，其他外地人3 0.768 4 0.986 1 0 3控制变量性别 男0，女1 0.407 3 0.491 3 0 1年龄 33.915 8 9.044 7 15 60受教育程度 小学及以下1，初中2，高中3，大学及以上4 2.253 2 0.830 6 1 4婚姻状况 未婚0，已婚1 0.241 4 0.427 9 0 1就业行业制造业0，建筑业1，批发零售业2，住宿餐饮业3，社会服务业4，其他行业5 2.535 7 1.821 1 0 5就业身份 雇员0，雇主1，自营劳动者2 0.725 3 0.904 4 0 2
四、模型设定与实证结果
（一）模型设定
本文被解释变量为流动人口主观幸福感，在流动人口动态监测社会调查（2012）中，基层调查员会询问被访者“与老家（流出地）相比，您现在是否感觉幸福?”这个问题，以此来对个人主观幸福感进行测量，被访者针对“很幸福、幸福、一般、不幸福、很不幸福”这几个选项作出答复。本文选取流动人口对该问题的回答作为被解释变量，对前述五个选项值分别赋值为4、3、2、1、0。
第一，深入推进“自主学习日”活动。组织开展“自主学习日”活动，及时总结经验，积极创新突破。“自主学习日”不但减轻了学生的课业负担，也减轻了学生的心理负担，同学们可以沉下心自我反思、自我评价、查漏补缺，还可以阅读课外书籍、培养兴趣爱好、积极参与家务、与家人交流谈心等等。
基于不同角度的流动人口居住选择考察显示，第一，居住状态为与本地人适当融合的为74%，与本地人处于居住隔离状态的流动人口占比为26%，其中处于居住融合状态的流动人口“感觉很幸福”的比例为25.8%，感觉幸福和一般幸福的占比为16.7%和8.2%。第二，从住房拥有层面考察，拥有自己住房的流动人口占比为13%，87%的流动人口通过租房解决住房问题。第三，流动人口参加过选举的10%，说明流动人口整体政治参与度很低，但是处于居住融合状况的流动人口政治参与度为72%，处于居住隔离状态的流动人口政治参与度为28%。最后，从样本的个体特征来看，调研对象中性别为男性的流动人口占比为59%，且流动人口已婚的比例达76%，平均年龄为33岁，从学历上，流动人口的受教育水平普遍不高，小学及以下、初中、高中、大学以上分别占比15%、53%、21%、10%。流动人口中农业户口的高达85%，不考虑部分失业、退休和操持家务的流动人口，就业行业分布分别为制造业（21%）、建筑业（9%）、批发零售业（23%）、住宿餐饮业（13%）、社会服务类（10%）及其他行业（24%）。
（二）全样本有序ordinal logit回归分析
回归结果如表2所示，模型1报告了居住选择特征对流动人口幸福感的影响，模型2报告了社会融合特征对其幸福感的影响，模型3则综合报告了所有因素对流动人口幸福感的影响。计量结果来看，显著性较为一致，结果也较相近，表明模型的选择较为合理。模型（1）和模型（3）居住选择特征中，居住状态和住房产权均在1%水平下显著为正，即拥有产权住房的流动人口、在正规社区居住的流动人群幸福感更强。住房支出比在1%水平下显著为负，说明住房支出比越高的流动人群，生活幸福程度越低，对于已购房的流动人口，住房支出为房贷的支出，未购房人群住房支出为房屋租金，住房支出占总支出比例越高，流动人口住房支付压力越大，城市生活压力增加进而形成了对幸福感的抑制，回归结果与假设一吻合。模型（2）和（3）中关于社区融合特征的回归中，政治参与度、文体活动参与、流动人口社会责任感均在1%的水平显著为正，说明拥有投票权、社区文体活动和公益活动参与频次越多，流动人口主观幸福感会越强。反映流动人口的社会交往关系的指标中，相较于很少与他人交往，闲暇时候与本地人交往越频繁，幸福感越强，与同乡交往多的群体幸福感次之，这一定程度表明促进流动人口幸福感的提升可适当从促进流动人口社会支持网络本地化出发，整体回归结果与假设二吻合。模型（1）-（3）中各控制变量回归结果较为一致，女性、年长者城市生活幸福感更强，与在制造业就业的流动人口相比较，从事建筑、服务等其他行业的流动人口幸福感均会更高，原因在于流动人口由于学历、就业能力限制主要从事低端制造业，大多集中居住在园区宿舍，生活空间相对狭小，自由度较低，使其幸福感较低。相对雇员群体，雇主和自营劳动者的幸福感也更高，原因也与生活自由度的差异有关。
流动人口居住选择决定了其所生活的社区类型，社区类型会进一步决定流动人口的社会交往网络、社会参与度和社会责任感。本文尝试厘清流动人口居住选择与社区融合状况对幸福感的影响机制，流动人口在城市的不同的居住选择，直接决定了其接受的社区文化氛围、社区政治参与程度和城市社会交往空间，这在很大程度上决定了流动人口在最基础的社区组织层面是“隔离”还是“融入”城市生活。
表2 全样本多分类有序ordinal logit回归
注：“*”、“**”和“***”分别表示 10%、5%和 1%水平上显著。
居住选择特征（1） 社区融合特征（2） 全样本模型（3）系数 Z值 系数 Z值 系数 Z值居住状态 0.159 6*** 0.013 9 0.176 4*** 0.014 0住房产权 0.801 7*** 0.019 0 0.698 0*** 0.019 2住房支出比 -0.125 9*** 0.039 5 -0.164 6*** 0.039 7政治参与 0.173 9*** 0.019 0 0.134 1*** 0.019 1文化促进 0.223 4*** 0.014 0 0.226 7*** 0.014 1社会责任感 0.211 7**** 0.012 8 0.197 6*** 0.012 8社会交往关系（很少与人交往：对照组）同乡0.217 5*** 0.019 0 0.226 1*** 0.019 0本地人 0.544 2*** 0.020 4 0.481 2*** 0.020 5其他外地人 0.060 7** 0.024 2 0.075*** 0.024 3性别 0.072 9*** 0.011 2 0.078 8*** 0.011 3 0.067 4*** 0.011 3年龄 0.004 6*** 0.000 7 0.005 1*** 0.000 7 0.003 5*** 0.000 7受教育程度 0.000 9 0.007 0 -0.010 5 0.007 1 -0.042 7*** 0.007 2婚姻状况 -0.269 6*** 0.015 5 -0.350 5*** 0.015 3 -0.267 9*** 0.015 6就业行业（制造业：对照组）建筑业 0.074 7*** 0.021 6 0.160 4*** 0.018 7 0.156 0*** 0.018 9批发零售业 0.217 8*** 0.018 8 0.072 5*** 0.019 8 0.099 6*** 0.019 9住宿餐饮业 0.162 7*** 0.019 8 0.145 3*** 0.020 9 0.144 2*** 0.021 1社会服务业 0.229 6*** 0.020 9 0.197 0*** 0.016 9 0.116 8*** 0.017 1其他行业 0.191 3*** 0.016 9 0.214 1*** 0.019 3 0.170 6*** 0.019 5就业身份（雇员：对照组）雇主 0.182 7*** 0.019 4 0.173 9*** 0.019 0 0.176 4*** 0.014 0自营劳动者 0.064 7*** 0.014 1 0.223 4*** 0.014 0 0.698 0*** 0.019 2 N 126 367 126 367 126 367 126 367 126 367 126 367
（三）分地区类型的多分类有序ordinal logit回归分析
分地区类型回归中，根据流动人口动态监测问卷中流动人口现居住地省份，划分为东部、中部和西部，分别对不同区域样本进行ordinal logit回归分析。分地区类型的回归结果如表3所示，东部地区、中部地区和西部地区流动人口居住状态、住房产权对幸福感的影响均为正且在1%水平显著，住房支出比对流动人口幸福感的影响为负且在5%水平下显著。政治参与感、文化促进和社会责任感也正向显著作用于不同区域流动人口的主观幸福感。从社会交往关系看，相较于很少与人交往的流动人口群体，东、中、西部幸福感更高的群体均为与本地人交往较多的流动人口，与同乡交往多的次之。中部地区的就业行业上其他行业在10%的水平上显著，其他就业行业，雇主身份正向显著于主观幸福感，自营劳动者在10%水平上显著。
表3 分区域有序ordinal logit回归
注：“*”、“**”和“***”分别表示 10%、5%和 1%水平上显著。
东部地区 中部地区 西部地区系数 Z值 系数 Z值 系数 Z值居住状态 0.170 1*** 0.019 8 0.281 5*** 0.034 1 0.090 2*** 0.025 7住房产权 0.734 4*** 0.031 5 0.636 1*** 0.040 1 0.704 6*** 0.033 1住房支出比 -0.137 6** 0.058 1 -0.227 4** 0.089 3 -0.175 4** 0.071 4政治参与 0.063 0** 0.031 4 0.269 7*** 0.039 1 0.131 6*** 0.032 8文化促进 0.172 2*** 0.020 5 0.290 3*** 0.030 1 0.266 7*** 0.026 6社会责任感 0.166 2*** 0.018 7 0.159 4*** 0.027 9 0.234 8*** 0.023 4社会交往关系（很少与人交往：对照组）同乡 0.259 5*** 0.027 1 0.220 2*** 0.041 6 0.224 3*** 0.036 0本地人 0.581 7*** 0.031 4 0.376 0*** 0.041 6 0.449 7*** 0.037 8其他外地人 0.092 2*** 0.033 2 0.011 2 0.056 1 0.152 9*** 0.048 4性别 0.059 2*** 0.015 9 0.063 2** 0.025 5 0.092 1*** 0.021 5年龄 0.007 2*** 0.001 1 0.000 9 0.001 7 0.000 1 0.001 3受教育程度 -0.043 0*** 0.010 4 -0.010 9 0.017 7 -0.080 6*** 0.013 0婚姻状况 0.303 3*** 0.022 0 0.205 1*** 0.036 9 0.217 5*** 0.028 8就业行业（制造业：对照组）建筑业 0.184 8* 0.026 4 0.013 3 0.049 8 0.105 8 0.043 2批发零售业 0.055 9*** 0.027 5 0.056 3 0.051 6 0.040 0** 0.045 8住宿餐饮业 0.078 9** 0.029 7 -0.008 7 0.054 3 0.184 6 0.046 3社会服务业 0.103 9*** 0.023 0 0.082 1 0.048 4 0.100 5*** 0.041 0其他行业 0.189 0*** 0.029 7 0.117 0* 0.040 4 0.152 4** 0.035 0就业身份（雇员：对照组）雇主 0.170 1*** 0.019 8 0.281 5*** 0.034 1 0.090 2*** 0.025 7自营劳动者 0.734 4*** 0.031 5 0.636 1* 0.040 1 0.704 6 0.033 1 N 62 356 62 356 25 017 25 017 36 298 36 298
（四）分户口类型的多分类有序ordinal logit回归分析
根据流动人口动态监测（2012）问卷中“您的户口性质属于下列何种”的回答，本文将问卷答案中的“其他”类型剔除，保留“农业”和“非农业”户籍的类型，进行回归分析，回归结果如表4。
模型回归结果显示，居住状态和住房产权对农业户籍和非农户籍的流动人口幸福感的影响均在1%水平显著为正，这与全样本回归结果保持了一致。但住房支出比对农业户籍流动人口幸福感的影响显著为负，对非农户籍流动人口幸福感的影响不显著，分析原因，可能在于农业户籍流动人口整体收入均低于非农户籍流动人口，因而住房支出占比的提高会对其城市其他消费造成挤出效应，整体消费水平受限，带来城市居住幸福感的下降。此外，政治参与、文化促进和社会责任感这些方面对农业和非农户籍人口幸福感的影响也与整体样本保持了一致，说明流动人口的社区融合状况对其幸福感具有显著影响。此外，年龄对非农户籍流动人口幸福感的影响不显著；相较从事制造
业的人群，从事建筑和餐饮业的非农户籍流动人口幸福感并未显著增强，这与建筑和餐饮业主要吸纳的是技术含量略低的劳动群体有关。而对农业户籍流动人口而言，无论从事哪类行业，相较原来的农业生产活动而言，投入产出的性价比都更高，因此就业行业的分类回归结果均显著。
表4 分户口类型样本多分类有序ordinal logit回归
注：“*”、“**”和“***”分别表示 10%、5%和 1%水平上显著。
农业户口 非农业户口系数 Z值 系数 Z值居住状态 0.165 8*** 0.015 0 0.261 2*** 0.039 8住房产权 0.715 9*** 0.021 7 0.622 6*** 0.046 3住房支出比 -0.195 4*** 0.043 3 -0.095 1 0.103 3政治参与 0.148 1*** 0.021 8 0.099 3** 0.040 2文化促进 0.234 2*** 0.015 4 0.185 3*** 0.034 9社会责任感 0.190 6*** 0.014 1 0.230 2*** 0.030 3社会交往关系（很少与人交往：对照组）同乡 0.233 0*** 0.020 6 0.187 3*** 0.049 7本地人 0.488 1*** 0.022 5 0.436 3*** 0.050 2其他外地人 0.091 6*** 0.026 6 -0.005 3 0.060 1性别 0.060 8*** 0.012 3 0.101 6*** 0.028 4年龄 0.004 3*** 0.000 8 -0.000 2 0.001 9受教育程度 -0.035 3*** 0.008 8 -0.064 5*** 0.017 4婚姻状况 0.258 9*** 0.017 3 0.314 8*** 0.035 9就业行业（制造业：对照组）建筑业 0.166 0** 0.020 5 0.093 6 0.050 2批发零售业 0.104 1*** 0.021 4 0.069 8* 0.056 2住宿餐饮业 0.132 1*** 0.022 8 0.205 1 0.055 6社会服务业 0.112 4*** 0.018 8 0.134 2*** 0.042 5其他行业 0.162 2*** 0.021 4 0.217 4*** 0.046 8就业身份（雇员：对照组）雇主 0.165 8*** 0.015 0 0.261 2*** 0.039 8自营劳动者 0.715 9*** 0.021 7 0.622 6*** 0.046 3 N 106 840 106 840 19 527 19 527
五、稳健性检验
流动人口动态监测社会调查（2012）中，基层调查员会询问被访者“您是否同意以下说法?”这个问题中的问题A“我喜欢我现在居住的城市”，被访者针对“1.完全不同意、2.不同意、3.基本同意、4.完全同意”这几个选项作出答复。将幸福感的指标转换为对此问题的回答，以此作为被解释变量，对前述4个选项值分别赋值为0、1、2、3。再进行一次全样本有序ordinal logit回归，回归结果如表5所示，核心解释变量与全样本回归在显著性和系数符号上均保持了一致，说明模型具有较好的稳健性。
表5 稳健性检验
注：“*”、“**”和“***”分别表示 10%、5%和 1%水平上显著。
系数 Z值居住状态 0.045 5*** 0.014 7住房产权 0.531 7*** 0.020 5住房支出比 -0.100 4** 0.041 7政治参与 0.115 8*** 0.020 4文化促进 0.053 2*** 0.014 9社会责任感 0.366 5*** 0.013 5社会交往关系（很少与人交往：对照组） 0.218 6同乡 -0.025 1 0.019 9本地人 0.209 5*** 0.021 5其他外地人 -0.176 9*** 0.025 6性别 0.054 8*** 0.011 9年龄 0.006 9*** 0.000 8受教育程度 -0.052 9*** 0.007 6婚姻状况 0.034 9* 0.016 4就业行业（制造业：对照组）建筑业0.188 7*** 0.020 0批发零售业 0.169 2*** 0.021 0住宿餐饮业 0.264 2*** 0.022 3社会服务业 0.201 3*** 0.018 1其他行业 0.134 6*** 0.020 6就业身份（雇员：对照组）雇主0.045 5*** 0.014 7自营劳动者 0.531 7*** 0.020 5 N 126 367 126 367
六、结论和建议
本文利用流动人口动态监测数据研究了流动人口居住选择和社区融合状况对幸福感的影响。研究发现，拥有产权住房的流动人口、在正规社区居住的流动人群幸福感更强；住房支出占总支出的比例越高，意味着流动人口住房支付压力越大，会增加城市生活压力进而形成对流动人口幸福感的抑制；拥有投票权、参与社区文体活动和公益活动频次越多的流动人口主观幸福感会更强；相较于很少与他人交往的流动人口，在闲暇时候与本地人的交往越频繁的群体幸福感越强。分样本回归结果也与全样本回归结果保持了较好的一致性，值得关注的是分户籍类型的回归结果显示，住房支出占比对非农户籍流动人口幸福感并不显著，原因可能在于农业户籍流动人口收入普遍低于非农户籍流动人口，住房支出成本的增加会形成对其城市生活幸福感的典型抑制。
基于上述研究结论，我们认为：第一，促进流动人口住房制度创新。当前住房制度的完善不仅是促进经济可持续增长的内在保障，也是有效提高流动人口城市生活质量，加强融合，促进社会公平的现实需要。通过住房制度创新推动农民工市民化，加快中国城镇化进程。第二，要将流动人口住房保障纳入保障房制度框架。当前中国大规模的人口流动背景下，仅从市场层面难以有效解决不同收入层次流动人口住房问题，因此需建立面向中低收入流动人口的公共租赁住房保障体系，提高其居住质量，适当降低其住房消费压力。第三，充分发挥基层社区在流动人口社会融合方面的促进作用，通过多样化的社区活动搭建社区流动人口服务平台，建立社区层面的流动人口职业技能培训、健康保障工作体系，以此促进公共服务的均等化，通过社区文娱活动加强流动人口与户籍居民之间的交流，使得流动人口城市精神生活得以丰富，各项合法权益有所保障，提高流动人口城市融入的能力。
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［中图分类号］F328
［文献标识码］A
［文章编号］1673-5609（2019）04-0033-12
［收稿日期］2019-01-20
［基金项目］国家社会科学基金项目“人口结构变动对中国住房需求的影响测度及应对政策研究”（14CRK015）；国家统计局统计科学重点研究项目“居民自有住房服务估算及对收入分配状况的影响研究”（2017LZ24）；中央高校基本科研项目（1510504）。
［作者简介］杨巧（1979—），女，湖北荆州人，中南财经政法大学金融学院副教授，经济学博士，研究方向：城市经济学、房地产市场。E-mail:aliyang123@aliyun.com；王悦（1994—），女，湖北襄阳人，中南财经政法大学金融学院硕士研究生，研究方向：房地产经济、城市公共管理。
［责任编辑：蒋椆媛］［责任校对：雯 子］
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