一、引　言

“中国社会是乡土性的，在乡村比在城市更易于观察中国人的生活知识，必须把乡村视为中国社会的一个基本单位”（亚瑟·史密斯，2005）。传统乡土社会结构以血缘、宗族、土地为情感纽带，形成了中国人极具特色的地缘认同观念和恋土情节，塑造了中国人安土重迁的社会心理结构。无论是费孝通的“乡土中国”，还是晏阳初的“中国元气在农村”，对于中国社会乡土本底的追问似乎是学界一个绕不开的话题。

尽管工业化、城镇化带来的城乡要素非均衡流动对乡村社会产生了巨大冲击，但乡土文化本身的传承并未彻底断裂（文军和吴越菲，2017）。尤其是对亲历“乡—城”迁移和生活空间转换的农民工而言，依然或多或少地维持着家乡地的风俗习惯，并不断在固有的乡土文化情境中调整自身的价值观念和行为取向。那么，农民工的乡俗惯性如何实现与城市文明的融合呢？抑或是乡俗惯性的延续将如何影响农民工的城市生活体验？对此，结构主义学派和移民同化理论虽然提供了不同的解释路径，但都未摆脱将乡土性与现代性对立的基本假设，普遍认为当乡土社会规则嵌入城市的生产生活空间，往往会因其“异文化”的本质而对农民工形成排斥反应，导致农民工在语言习俗、生活方式、消费观念等方面陷入被动模仿，逐步形成较为强烈的相对剥夺感甚至非制度性抗争行为（楚德江，2019）。然而，也有研究指出，移民对家乡习俗观念保持较高的“忠诚度”，既是一种故土情感的维系，也是一种文化联结的纽带，有助于克服这一群体初入城市的文化孤独感（Portes等，1999；Al-Ali和Koser，2002）。尤其是将研究对象从跨国移民转换到国内乡城之间流动的农民工群体时，一方面要考虑既有理论框架对农民工文化适应和社会融入的解释力，另一方面更要关注中国农民工乡城迁移的制度动因和文化传统。相较于跨国移民群体，中国农民工在与流入地社会保持互动的同时，亦保留着与流出地乡土社会的频繁联系（张桂金和刘小敏，2018）。基于地缘、血缘的乡土社会关系以及安土重迁的乡土文化惯性在农民工的城市融入及生活体验中可能扮演着重要角色。

当前，以人为核心的新型城镇化的高阶段目标，即在于不断改善作为融入主体的农民工的城市生活体验，这种主观感知因素的变化往往建立在农民工心理层面的观念转变上，而其中文化的潜移默化作用又是不可忽视的。从理论和实证上厘清传统乡土文化在农民工融入城市及生活体验变化中的作用及机制，有助于推动市民化政策设计思路从侧重经济层面的资源整合转向关注心理层面的文化驱动，化解农民工融入城市过程中的文化适应困境。基于此，本文通过构建乡俗惯性的综合测量指标，以系统评估乡俗惯性对农民工城市生活体验的重要表征−主观生活质量的影响，并对这一影响过程的可能机制及异质特征展开进一步讨论。本文的边际贡献在于：一方面，不同于大多数研究所青睐的以单向现代性为导向的市民化范式和社会排斥范式，本文力图在整合的“乡土—现代”分析框架内，由关注移民文化性身份转换的影响因素过渡到分析农民工乡城文化冲击所带来的后果，为研究农民工所经历的文化惯性的作用结果及机制提供了一种可能性视角；另一方面，目前关于农民工文化适应与文化融入的研究主要依赖于定性演绎的判断或案例分析的归纳，使得相应研究结论的可靠性及推广意义受到质疑，本文则从实证层面给出了传统乡土文化影响农民工主观生活质量的经验证据，对理解文化冲突论或文化适应论对农民工文化融入现象的解释力具有一定的参考价值。

本文后续主要包括以下几个部分：第二部分通过文献评述和理论分析提出了研究假说；第三部分对检验理论假说所涉及的主要变量、实证方法、数据来源进行介绍和初步分析；第四部分重点利用流动人口动态监测数据，就乡俗惯性对农民工主观生活质量的影响展开实证检验；第五部分就这种影响的可能机制、作用条件和异质性展开进一步讨论；第六部分为结论性评述。

二、文献评述与理论分析

乡土性历来被认为是中国社会的底色。20世纪40年代社会学家费孝通即对乡土社会的文化特征有着深刻阐释，其提出的“差序格局”概念更是指出社会运转的价值标准不能超脱于差序的人伦而存在（费孝通，1999）。这种乡土文化观格外看重以家为基础的人伦，并强调将家之人伦规则，通过拟制的家与推己及人方法，“类”“推”至亲属之外更广泛的人际关系网络中，从而形成社会团结的基础（麻国庆，1999）。因此，中国传统社会结构以宗法血缘为主，特别看重土地、家族和邻里关系的维护，形成了独特的姓氏文化和地缘认同，也塑造了国人安土重迁的社会心理结构（张桂金和刘小敏，2018）。以故乡家园为归属的精神认同和恋土情结使乡土文化得以不断延续，并将对个体行为习惯、价值取向等心理认知层面的主观生活体验产生潜在作用（陈斌开和陈思宇，2018；李树等，2020）。当然，受乡土文化影响的个体主观生活体验仍是一个相对抽象的概念，其在经验研究层面可从主观生活质量框架寻找测量思路。西方学术界对于生活质量的关注，主要起源于20世纪60年代的“社会指标”运动，时至今日通常将生活质量划分为主客观两个维度，客观生活质量侧重反映个体的客观生活条件，主观生活质量侧重表达个体对各种生活条件的主观感受（徐延辉，2017）。社会学家林南于1985年在天津开展的千户居民生活质量调查中，首次将生活满意度、精神健康、社会反馈行为等主观层面的生活质量指标纳入测量范畴（林南等，1987）。实际上，诸如健康、就业、收入、消费等客观生活质量的高低优劣更多由个体内在能力所决定，受外部文化背景的影响相对较小，而个体对价值观、态度、认同等主观生活质量的认知往往建立在其与所处的文化环境进行互动反馈的基础上（李强和李凌，2014），这意味着乡土文化因素对个体主观生活质量将产生更为深刻的影响。

随着城镇化进程中农民工长周期、家庭化的流动趋势日渐明显（王子成和赵忠，2013；李勇辉等，2019），这一群体的乡土文化惯性必将面临现代城市文明的冲击甚至重塑，进而对其主观生活质量产生潜在影响。对于这一影响过程，文化适应理论中的结构主义学派和移民同化理论给出了不同的解释框架。其中，结构主义学派秉持绝对文化冲突论的基本立场，认为移民与本地居民之间可辨别的宗教信仰、文化习俗以及行为习惯上的差异，很可能导致两者在文化价值观念和社会行为规则上的冲突（Sides和Citrin，2007；McDaniel等，2011），这不仅无益于移民的文化适应和社会融入，反而会强化移民群体内部的身份认同（Cleveland等，2009）。同时，与文化冲突相伴随的还有来自流入地经济利益和社会权利上的排斥，使移民被排斥在正规劳动力市场和社会福利体系之外。这意味着移民的原生文化背景将成为这一群体融入城市社会的关键阻碍，并导致移民形成直接的相对剥夺感。从中国农民工的社会融入事实来看，一方面，城市价值观念和行为规则的强势特征会不断消解农民工的乡土观念，使其在客观纽带和主观认同上脱嵌于传统的乡土中国（朱妍和李煜，2013；李蓉蓉和段萌琦，2019）；另一方面，根植于城市文明的经济政策和福利制度又无法有效惠及农民工，导致这一群体出现制度脱嵌，形成文化心理认同上的“漂泊无根”状态（陈云松和张翼，2015；李斌和张贵生，2019）。因此，源自流出地的乡土文化烙印很有可能对农民工流入地的主观生活质量产生负面影响。

移民同化理论则立足于绝对文化适应论展开分析，关注移民外来文化的适应过程以及由此带来的认同、价值观及行为转变。该理论认为移民的流入地认同建构必然经历从接触到竞争再到适应的过程，而移民的社会阶层、语言文化等结构性约束因素与社会经济地位的结合将直接影响这一群体同化的速度。移民融入主流社会的强烈动机使其不得不摒弃流出地的族裔特征、习俗规则乃至文化价值观（Portes等，1980）。脱胎于移民同化理论的市民化分析范式即被用来解释中国“乡—城”移民的城市融入过程。一般而言，农民工的城市社会融入主要通过经济整合、社会适应、文化习得和心理认同四个维度来实现（杨菊华，2015），而文化心理层面的认同又是市民化的关键阶段（秦立建和陈波，2014）。城市文化系统诸元素对农民工潜移默化的影响，将使这一群体为适应城市价值观念和行为规则而被动地褪去乡土本色，通过习得更多的城市性和现代性以融入城市社会（吕效华，2013）。这意味着，如果农民工在融入城市社会的过程中过于保留传统的乡俗惯性，将延缓其对城市文化的适应进程，不利于这一群体主观生活质量的提升。

从上述两种解释框架不难发现，结构主义学派和移民同化理论的分析前提都是将乡土性和现代性对立，而近年来兴起的多元文化理念却认为两者可以共存。实际上，结构主义学派过于关注流入地的文化强势地位以及制度结构对农民工的单向排斥，而忽略了作为融入主体的农民工的文化适应策略；移民同化理论虽意识到了文化适应的重要性，但往往将农民工的城市文化适应简单地视为该群体对于传统乡土文化的被动摒弃。尽管两种解释框架的分析路径有别，但不是要将农民工的乡土性看作其实现文化重塑的阻碍，并认为这种乡俗惯性将对农民工在流入地的主观生活质量产生不利影响。近年来，在多元文化观和人与环境互动观的影响下，一些研究者提出了多元文化研究的动态建构主义取向，认为文化适应具有一定的领域特殊性，文化适应的取向及行为会随生活领域和环境的不同而发生变化，当移民群体与流入地文化在不同领域内发生接触时，并非是在所有领域采取同样的适应策略。例如，在文化适应过程中，个体在工作态度、经济观念等物质和技术文化领域内表现得较为现实，逐步淡化原有文化理念并与流入地文化背景相趋同，而在宗教信仰、风俗习惯等文化传统领域则趋向于保守（Navas等，2005）。文化框架转换模型对这种多元文化理念进行了理论解剖，认为个体认知与行为的文化构念具有动态性和情境性，个体可以发展出与不同文化情景相适应的认知行为反应，在多种文化框架之间灵活选择和转换（Hong等，2000）。移民接受新文化并不意味着否认原有文化，文化适应策略的灵活性完全能够使移民拥有多种文化观念，而且对于不同文化观念的整合和利用反而能够提升移民在流入地的生存和适应能力，带给其积极的主观生活体验。

基于文化框架转换模型回顾农民工的文化适应与城市融入过程可发现，将农民工原生的乡土性和习得的现代性看作同一变项的相反两端可能存在理论假设上的局限，现代社会中乡土文化传统的部分特质依然得以保留，并与城市文明元素实现共存（杨国枢，2004；赵志裕和康萤仪，2011）。例如，中国人在接受现代化理念的同时也保留了家庭观念、权威观念、差序格局、强关系依赖等文化传统（李强和李凌，2014）。因此，农民工在进入城市的再社会化过程中尽管习得了现代性，但并不意味着乡土性就会丢失。农民工所保留的乡俗惯性也并非只会产生消极影响，乡土性和城市性的双重文化经验对其城市主观生活体验也可能具有积极作用的一面。这主要是由于乡土本色和现代文明的辩证统一已内化于农民工身体内部，在组织和管理双重文化经验的同时，其自身的文化调适能力也会相应提高，并孕育出实践性这一实践世界的特殊习性。因此，农民工并非一定要获得现代性以融入城市（符平，2006），在保留乡俗惯性的基础上，通过发展出与个体特征和环境相适应的文化适应策略，不仅可以有效避免融入城市过程中可能出现的文化冲突，而且也有助于提升主观生活质量。

当然，值得注意的是，文化心理层面的融入是农民工完全融入城市的重要标志，若从这一长期融入目标来看，农民工过于保留乡俗惯性可能不利于其最终融入到城市主流文化环境中。因此，乡俗惯性对农民工主观生活质量的积极影响可能只存在于其初入城市的特定时间阶段。一般而言，农民工在初入城市时通常还具有较为明显的乡土文化烙印，这为其实现乡俗惯性与城市文明的整合提供了重要契机，尤其可以使农民工借助城市文化的组织化优势改造传统的家族网络关系，从而形成更为有效的文化适应策略（李强和李凌，2014）。具体来看，农民工初入城市务工时虽然仍需依靠家族“强关系”网络，但家族的范围、结构、功能都较传统的乡土社会发生了变化。此时，根植于乡土文化的传统家族网络吸纳了一系列新鲜元素，从而形成了由血缘、乡缘、友缘相互交织，以及功能结构具有现代社会性质的新网络，这种网络并非完全处在现代性的对立面，反而能够用以构建现代化的新传统（Schiller等，1992；疏仁华，2009）。这种跨地域社会网络的组织化呈现形态，主要是以乡籍为纽带的老乡会等组织，它们是外乡人在“生人社会”中建立“熟人关系”的重要载体，属于以个体参与某些团体获得身份归属为基础的正式社会网络，可以通过非市场化方式克服农民工在城市工作生活中的信息传递瓶颈和资源获取障碍，不仅大大降低了农民工的乡城迁移风险，而且对这一群体在流入地的主观生活质量提升也将产生积极作用（杨宜音和张曙光，2012；曹春方和贾凡胜，2020）。

基于此，本文提出第一个理论假说：乡俗惯性的延续提高了农民工加入务工地老乡会的积极性，借助于这种跨地域正式社会网络组织的资源支持和风险分担功能，农民工群体可以在一定程度上提升主观生活质量。

需要进一步明确的是，基于文化框架转换模型的解释不能忽视主流文化群体在移民流入地文化适应中所扮演的角色。移民在流入地的社会融入及生活体验并不是该群体单向的行动过程，还包括流入地主流群体的调适和应对过程，如果主流群体认可移民的文化特征，或重视移民的个体性而淡化其群体属性，则可能形成和谐的群体关系（Barrette等，2004）。因此，城市居民积极的接纳态度可能成为乡俗惯性影响农民工主观生活质量的重要调节因素，如果城市社会和本地居民对农民工的乡俗习惯抱以接纳的态度，抑或是减弱对农民工的社会排斥，均可以帮助农民工更好地实现乡土文化经验与现代城市文明的交融和整合，进一步提高农民工的文化适应能力并丰富其实践行动策略，从而使农民工获得更好的城市生活体验，提升这一群体的主观生活质量。

基于此，本文提出第二个理论假说：乡俗惯性的延续对农民工主观生活质量的提升效应可能会因城市居民的积极接纳态度而变得更为强烈。

此外，在文化框架转换模型的理论假设中，乡土性和现代性被视为两个独立并存的维度，那么它们在不同农民工个体身上会有一定的强度差异，并在文化适应过程中表现为不同的适应模式或适应策略。尤其是近年来随着农民工代际更替的出现，第一代和新生代农民工的离农程度、成长环境、发展动机都出现了一定分野，导致两代农民工对于乡俗惯性的保留程度和城市文化的适应态度存在明显差异，这将直接驱动他们在融入城市社会的实践中选择不同的文化适应策略，并由此带来不同的城市生活体验。因此，尽管目前从理论层面尚无法准确厘清乡俗惯性的延续究竟会对哪一代农民工的主观生活质量产生更为积极的影响，但可以预期的是，其对两代农民工主观生活质量的作用可能存在差异。

基于此，本文提出第三个理论假说：乡俗惯性的延续对农民工主观生活质量的影响效应可能会因农民工群体的代际划分而呈现一定的异质性。

三、实证研究设计

（一）变量设置

1. 核心解释变量为乡俗惯性。主要指农民工对于家乡习俗观念的认同和保留程度。问卷包括被访者对“遵守家乡风俗（婚、丧、嫁、娶风俗）对我来说比较重要”“按照家乡习惯办事对我来说比较重要”“我的孩子应该学会说家乡话”“保持家乡生活方式（如饮食习惯）对我来说比较重要”的认同程度等题项，这些题项能够从传统习俗、处事逻辑、方言使用、生活方式等多个视角反映农民工的乡俗惯性。选项包括“非常不同意=1”“不同意=2”“既不同意也不反对=3”“同意=4”“非常同意=5”五个等级，分值越高代表被访者的乡俗惯性越强烈。对上述4个指标进行探索性因子分析，KMO值为0.739，Bartlett球形度检验的P值小于0.000，说明适合因子分析。以特征值大于1为标准保留1个因子（累积方差解释率达到62.837%），使用该因子的综合因子得分作为农民工乡俗惯性的度量指标。

2. 被解释变量为主观生活质量。借鉴林南等（1987）和徐延辉（2017）的做法，本文从生活满意度、精神健康、社会善意倾向三个方面衡量农民工在务工地的主观生活质量，它们可以较为全面地反映农民工的城市生活体验，具体如下：

（1）生活满意度。该指标主要反映个体在认知层面对于生活状态的总体评价，契合了中国人的文化偏好和情感表达习惯（孙瑞琛等，2010）。该指标在问卷中被表述为“我对我的生活是满意的”，题项从“非常不同意”到“非常同意”共7个等级。

（2）精神健康。该指标主要反映个体在情感层面对于生活状态的主观判断，是其心理健康状况的重要观测指标。该指标在问卷中主要以凯斯勒心理困扰量表（K10）的形式呈现，要求被访者自述过去30天中“紧张”“绝望”“不安或烦躁”“太沮丧以至于什么都不能让自己愉快”“做每一件事情都很费劲”“无价值”等情绪出现的频率，题项分为“全部时间”“大部分时间”“一部分时间”“偶尔”“无”5个等级，将以上项目加总，形成得分在6—30分之间的综合指标，分值越高代表农民工的精神健康状况越好。

（3）社会善意倾向。该指标主要反映个体在行为意愿层面对于社会的善意表达，是其亲社会行为的重要表征，可以判别个体目前所处的生活环境是否足以激发其社会责任感。该指标集中表现为个体是否会将时间、金钱与物品捐献给没有利益关系的人或组织，使用问卷中“是否在本地参加过社会公益活动”这一题项进行度量。

3. 控制变量。主要包括农民工的个体特征、流动及居住特征和所在城市特征变量。其中，个体特征变量主要包括性别、年龄、婚姻、教育、月收入水平、所处行业等，这些变量对农民工的主观生活质量会产生基础性影响。流动及居住特征变量主要包括流动范围、居留时间、居住产权、居住空间构成、迁移意愿等，这些变量反映了农民工由乡入城的流动特征及其在城市空间内的居住特征，不仅会对农民工乡俗惯性的保留程度产生潜在作用，也可能直接影响农民工的城市生活体验。此外，本文还控制了可能影响个体主观生活质量的城市特征变量。例如，经济增长、充分就业、物价稳定是地区政府宏观调控的主要目标，因而将GDP增长率、失业率、通货膨胀率（CPI）以及城市规模纳入模型，以此控制政府宏观调控绩效对农民工主观生活质量的潜在影响。

各主要变量的定义及描述性统计结果参见表1。

（二）估计策略

通过构建如下回归方程评估乡俗惯性对农民工主观生活质量的影响：

其中，方程右边的 $ Rural\_custo{m_i} $ 表示农民工的乡俗惯性， $ {W_i} $ 表示农民工个体特征层面的控制变量， $ Cit{y_i} $ 表示城市特征变量， $ \beta $ 为方程待估参数， $ {\varepsilon _i} $ 为随机扰动项。方程左边的 $ Life\_quality_i^{} $ 表示农民工的主观生活质量，由于本文用以度量主观生活质量的指标包括生活满意度、精神健康、社会善意倾向三个，因此需要针对具体度量指标的属性选择合适的估计策略。其中，生活满意度指标属于有序离散变量，适合采用Ordered Probit模型进行估计；精神健康指标属于非负整数，适合采用泊松回归进行计量检验；社会善意倾向属于二元离散变量，适合采用Probit模型进行估计。

当然，上述基础回归过程可能存在一定的内生困扰。一方面，文化惯性在具有普遍性的同时，对每个个体而言也存在鲜明的程度差异，个体的能力、特质、观感等难以观测的因素可能同时影响农民工的乡俗惯性程度和主观生活质量，导致遗漏变量偏误；另一方面，农民工对于主观生活质量评价的好坏也可能直接影响其对乡俗习惯的保留程度，造成反向因果问题。一般而言，工具变量估计是解决内生性问题的常用手段，这就要求在基础回归方程之前采用工具变量法得到农民工乡俗惯性变量与工具变量之间的诱导方程：

其中， $ {Z_i} $ 为工具变量， $ \alpha $ 为待估参数， $ {\mu _i} $ 为误差项。由于被解释变量主观生活质量的度量指标包括有序离散变量、连续变量、二元离散变量等不同类型，意味着不同的回归方程将具有不同响应类型的因变量，这里引入能够拟合一系列多重方程、多级和条件递归混合过程估计量的条件混合过程估计法（Conditional Mixed Process，CMP），在统一的CMP估计框架内进行工具变量回归（Roodman，2011），以纠正基础回归过程可能存在的内生偏差。CMP估计以似不相关回归为基础，基于极大似然估计法构建递归方程组，从而实现两阶段回归。该方法需同时估计两个方程，方程一用以评估乡俗惯性对农民工主观生活质量的影响，方程二用以寻找乡俗惯性的工具变量并检验两者之间的相关性。借助两个方程误差项的相关系数atanhrho值可判断乡俗惯性变量是否存在内生性，若atanhrho值显著异于0，则CMP估计结果要优于基础回归估计结果。此外，为进行稳健性对比，本文在拓展分析部分也将采用3SLS回归、2SLS回归、IV-Probit回归等方法进行工具变量估计。

（三）数据来源

实证数据主要来源于国家卫健委流动人口动态监测调查中的“社会融合与心理健康”2014年专题模块，该专题调查问卷在北京、青岛、厦门、嘉兴、深圳、中山、郑州、成都8个城市开展，覆盖了我国东、中、西部地区，整体上具有较强的代表性。本次调查基于PPS抽样技术选取城市社区内的个体样本，重点就流动人口的家庭信息、就业现状、迁移特征、社会融合状况进行询问，共计获得16 000个样本。结合本文的研究对象，首先筛选出流动原因为务工、经商、随同流动且目前处于工作状态的样本，然后依据户籍属性筛选出属于“乡—城”流动的农民工样本，最后对遗漏重要信息变量以及极端值、异常值样本进行剔除后，最终得到12 580个观测值。此外，GDP增长率、失业率、通货膨胀率、城市规模等城市特征变量主要摘自各地级市（包括直辖市和自治州）相应年份的《国民经济和社会发展统计公报》以及《中国城市统计年鉴》。

四、实证结果分析

（一）乡俗惯性影响农民工主观生活质量的基础回归结果分析

表2从生活满意度、精神健康、社会善意倾向三个维度，分别汇报了乡俗惯性影响农民工主观生活质量的基础回归结果。首先，使用Ordered Probit回归方法评估乡俗惯性对农民工生活满意度的影响，并汇报OLS回归结果作为稳健性对比。表2第2—3列的结果显示，在控制了各层级特征变量的影响后，乡俗惯性变量的估计系数均显著为正，说明乡俗惯性的延续有助于提升农民工的生活满意度。其次，使用泊松回归方法评估乡俗惯性对农民工精神健康的影响，同样汇报OLS回归结果作为稳健性对比。表2第4—5列的结果显示，乡俗惯性变量在精神健康回归方程中的估计系数显著为正，说明其对改善农民工的精神健康状况具有积极作用。最后，使用Probit回归方法评估乡俗惯性对农民工社会善意倾向参与概率的影响。表2第6列的结果显示，乡俗惯性变量在社会善意倾向方程中的估计系数虽为正，但并不显著。此外，特征变量的估计结果在各回归方程中均呈现出较好的稳健性，具体不再一一赘述。当然，对于以上核心实证结论的因果真实性需抱以审慎的态度，因为乡俗惯性在主观生活质量方程中的潜在内生性使得基础回归结果可能存在偏误，应开展进一步的计量检验。

（二）考虑内生性偏误的条件混合过程估计（CMP）结果

为进一步控制乡俗惯性在主观生活质量方程中的潜在内生性，使用条件混合过程估计法（CMP）进行两阶段回归。该估计过程的实现首先需为乡俗惯性变量寻找合适的工具变量。一般而言，以宗法血缘为内核的乡土文化传统在不同地区的保存情况存在明显差异（张川川和马光荣，2017；潘越等，2019），来自宗族、家族文化浓厚地区的农民工自然也将保留更为明显的乡风民俗习惯，但农民工流出地地区层面的乡土文化传统的保存情况并不会直接影响这一群体在流入地的生活体验。基于这一思路，本文选取农民工家乡所在地区的中国传统村落的分布密度来度量地区层面的乡土文化传统的浓厚程度。传统村落主要指历史悠久、遗存雄厚和文化典型的村落，是以村落民居建筑和村落民风民俗为主的乡村人文景观，较为完整地保存了某一段历史时期的建筑、环境风貌。它不仅是一种生活、生产中的遗产，同时又饱含着乡土文化传统的生产和生活，承载着世代居民的乡愁（李江苏等，2020）。2012年住房与城乡建设部、文化部、财政部等部门组织开展了全国第一次传统村落摸底调查，将第一批共646个具有重要保护价值的村落列入中国传统村落名录，此后于2013年、2014年、2016年、2019年相继公布了第2—5批名录。考虑到本文所使用的数据调查时间为2014年，故选取各地区前3批中国传统村落入选数量作为工具变量的构造基础，具体的传统村落密度指标为各地区每万平方千米分布的传统村落数量（个/万平方千米）。从表3各方程CMP第一阶段的回归结果可以发现，传统村落密度指标对乡俗惯性的影响在1%统计水平上均显著为正，满足工具变量相关性条件。^①CMP方法的内生性检验参数atanhrho_12值都至少通过了10%统计水平的显著检验，拒绝了乡俗惯性是外生变量的原假设，采用CMP估计所得的结果要优于前述基准回归的估计结果。CMP第二阶段回归结果显示，在纠正了可能存在的内生偏误后，乡俗惯性对农民工的生活满意度、精神健康和社会善意倾向均具有显著的正向影响，从而进一步印证了乡俗惯性的积极作用，即可以明显提升农民工的主观生活质量。^②

五、进一步的讨论

（一）可能机制−乡土关系在城市空间中的社会网络组织化再造

上述实证结果意味着乡俗惯性的延续对农民工的主观生活质量具有积极影响，那么其内在的可能作用机制是什么呢？正如理论分析所指出的，基于乡俗惯性的一致认同，可使农民工将乡土原始的非正式关系网络转换为老乡会等兼具乡籍纽带和现代社会性质的正式社会网络，这种跨地域正式社会网络组织的资源支持和风险分担功能，有助于提升农民工群体的主观生活质量。因此，老乡会这一跨地域正式社会网络组织在城市空间中的再造可能是乡俗惯性影响农民工主观生活质量的作用渠道之一。该部分即对这一可能的影响机制进行实证检验。具体来看，需要证实两条作用路径：第一条是乡俗惯性对农民工的老乡会参与行为具有积极作用；第二条是加入老乡会有助于提升农民工的主观生活质量。

针对第一条路径，即乡俗惯性对农民工的老乡会参与行为的影响，设定如下回归方程：

其中， $Fellow\_clu{b_i}$ 表示农民工的老乡会参与行为（参与=1，未参与=0），由于乡土特质在农民工进城之前基本已塑造完成，来自流出地的乡俗惯性特征在农民工流入地老乡会参与方程中可能并不存在明显的内生性，可直接进行Probit回归。表4首先汇报了乡俗惯性影响农民工的老乡会参与行为的Probit回归结果。从中可以发现，依次控制特征变量和城市特征变量后，乡俗惯性的系数值显著为正，说明乡俗惯性的保留提高了农民工加入务工地老乡会组织的概率。从边际效应来看，乡俗惯性变量每上升1个标准差，农民工加入老乡会的概率将提高1.5个百分点，即第一条作用路径得以证实。

针对第二条路径，即老乡会参与行为对农民工主观生活质量的影响，构建如下回归方程：

与乡俗惯性变量相似，在估计老乡会参与行为对农民工主观生活质量的影响时可能同样面临内生性问题。诸如个体的能力、特质、性格偏好等难以观测的因素会同时影响农民工的老乡会加入决策和主观生活质量，而且主观生活质量更高的农民工也可能更倾向加入老乡会组织以满足自己的身份宣示需要，此时老乡会参与行为与主观生活质量之间的因果联系不一定是真实的。借鉴姚洋和钟宁桦（2008）的做法，本文的估计策略是：如果能够找到乡俗惯性的合适工具变量，而乡俗惯性又与老乡会参与行为相关（即前述方程（3）的估计结果），则可运用上述工具变量对乡俗惯性进行回归（即前述方程（2）的估计结果），剥离出与主观生活质量不相关的那部分乡俗惯性变量，再以这部分乡俗惯性变量作为老乡会参与行为的工具变量，来估计其对农民工主观生活质量的影响，这样就克服了老乡会参与变量与主观生活质量之间的潜在内生性。将方程（2）—方程（4）构成联立方程组，使用三阶段最小二乘回归估计，即可计量分析乡俗惯性对农民工主观生活质量影响的可能传导机制。表5的估计结果显示，在控制了潜在的内生性后，老乡会参与行为对农民工生活满意度、精神健康、社会善意倾向均具有显著的正向影响，即第二条作用路径得以证实。一般而言，在城市家庭生活或私人交往中表现出乡村的文化习惯和行为特点，既是农民工老乡情结的体现，也能够帮助农民工从城市同乡群体中获得更多的社会支持，这使得以血缘、亲缘、地缘为纽带的老乡会等组织有了更为适宜的发育环境，并成为农民工获取社会资本和情感支持的重要来源，这种在乡土社会中逐步发展出来的新型社会关系网络对农民工初入城市就业生活具有积极意义（李强和李凌，2014）。因此，乡俗惯性的保留能够使农民工更积极地加入务工地老乡会，这种跨地域正式社会网络组织的资源支持和风险分担功能，有助于提升农民工的主观生活质量，即本文的研究假说1得以证实。这一结果具有两个方面的积极价值，老乡会不仅能够帮助农民工在改善主观生活质量的同时慢慢融入城市，而且又能在一定程度上使农民工延续了“乡愁”，保持了乡土本色。

（二）作用条件−城市居民接纳态度变量的交互作用分析

正如理论分析所言，乡俗惯性对农民工主观生活质量的提升效应可能会因城市居民的积极接纳态度而变得更为强烈。为验证这一假说，本文在工具变量回归的计量框架内，将乡俗惯性变量与城市居民接纳态度变量的交互项分别纳入主观生活质量的各个回归方程，以检验城市居民接纳态度在上述影响过程中是否存在一定的交互作用。^③其中，城市居民接纳变量采用专题调查问卷中“我觉得本地人愿意接受我成为其中一员”题项进行度量，选项包括“完全不同意”“不同意”“基本同意”“完全同意”4个等级。由表6的估计结果可以看出，城市居民接纳变量在生活满意度回归方程、精神健康回归方程、社会善意倾向回归方程中均显著为正，说明当农民工感知到城市居民对其持以善意的接纳态度时，有助于提升这一群体的主观生活质量。在各个主观生活质量回归方程中进一步纳入乡俗惯性变量和城市居民接纳变量的交互项后，该交互项的系数值在生活满意度方程和精神健康方程中为正，但并未通过显著性检验，而在社会善意倾向方程中则显著为正。上述结果意味着乡俗惯性对农民工社会善意倾向的积极作用会因城市居民接纳程度的提高而变得强烈，但乡俗惯性对农民工生活满意度和精神健康水平的提升作用则不受城市居民接纳态度的影响。因为与生活满意度和精神健康相比，社会善意倾向更加体现了农民工与城市社会以及城市居民的互动与交往，此时城市居民接纳态度的改善，将加速农民工乡俗惯性与城市文明的融合和适应过程，并使这一群体在亲社会行为等方面表现出更高的积极性。

（三）异质性检验−基于农民工代际划分的讨论

乡俗惯性对农民工主观生活质量的影响，还会因农民工的代际划分而呈现出一定的异质性。本部分进一步区分第一代农民工和新生代农民工样本，借助CMP方法计量分析乡俗惯性影响农民工主观生活质量的群内差异。由表7的估计结果可以发现，乡俗惯性对新生代农民工生活满意度和精神健康的影响明显强于第一代农民工；尽管乡俗惯性对第一代和新生代农民工的社会善意倾向均具有显著的积极效应，但在新生代农民工群体中相对更为强烈。总体来看，乡俗惯性的保留对新生代农民工主观生活质量的提升作用较之老一代农民工而言更为明显。因为第一代农民工出生在农村，对城市文化更易采取隔离的适应策略，其往往并不热衷于融入城市社会，反而会有比较稳定的回乡预期，此时乡俗惯性并未对这一群体的文化重塑和文化融入产生实质作用，可能也较难影响第一代农民工的主观生活质量；而新生代农民工虽大都出生在农村，但其务农经历明显较少，教育水平则普遍高于第一代农民工（李培林和田丰，2012），对于城市文化更可能采取整合的适应策略，此时乡俗惯性与城市文化的融合有助于提高新生代农民工的文化适应能力，也可以帮助其实现乡土关系网络在城市空间中的社会网络组织化再造，对其主观生活质量的提升将起到更为明显的作用。

六、研究结论与启示

农民工的乡俗惯性反映了这一群体在由乡入城流动中所保留的乡土本色，其与城市文明的交融与碰撞将直接影响农民工的城市生活体验。本文选取生活满意度、精神健康、社会善意倾向三个观测维度，从理论和实证层面系统评估了乡俗惯性对农民工城市生活体验的重要表征−主观生活质量的影响及其作用机制。结果表明，在纠正了潜在的内生偏误后，乡俗惯性对农民工的生活满意度、精神健康和社会善意倾向均具有显著的正向影响，从而印证了乡俗惯性的积极作用。机制检验表明，乡俗惯性的延续能够使农民工更积极地加入务工地老乡会，借助于这种跨地域正式社会网络组织的资源支持和风险分担功能，农民工的主观生活质量可以得到有效提升。进一步的拓展性分析显示，乡俗惯性积极作用的发挥有一定的条件和限度，其对农民工社会善意倾向这类主观生活质量的积极作用会因城市居民接纳程度的提高而变得强烈，但对农民工各类主观生活质量的正向影响也可能因农民工居留城市时间的延长而有所消减。此外，乡俗惯性的保留对新生代农民工主观生活质量的提升作用较之老一代农民工而言更为明显。

在结构主义学派和移民同化理论的分析范式下，乡俗惯性的延续往往被认为是农民工实现城市文化重塑和文化适应的阻碍，并可能对其城市生活体验产生一定的负面影响。然而，本文的经验研究证实，乡土性与现代性并非不可调和，农民工乡土本色的保留与城市文明的融入也不是非此即彼的竞争性关系。更为重要的是，基于传统乡俗惯性的文化认同在农民工初入城市时恰恰是其建构新型社会资本的重要来源，通过老乡会这一中介组织不仅能够帮助农民工在改善主观生活质量的同时慢慢融入城市，还能够在一定程度上帮助农民工延续“乡愁”。本文的研究结论也是对党中央新型城镇化建设思路的积极呼应，新型城镇化既要融入现代文明元素，又要保护和弘扬优秀传统文化。更为重要的是，新型城镇化的核心是人的城镇化，而要真正实现农民工这一城镇化主力军的城市融入，就不能忽视传统乡土文化在引领农民工主观生活质量提升中的积极作用。对此，首先要塑造农民工的传统文化自信，这不仅有赖于农民工自身的观念转变，更需要流入地政府营造开放包容的城市文化氛围，充分尊重文化差异和文化多样性，可通过设立城市“农民工日”主题活动、依托网络自媒体制作推送“农民工家乡风味”专题节目等方式以畅通城乡文化交流渠道，使农民工在融入城市的同时依然能够保留和发扬传统乡土文化中的积极因素。其次，要提高农民工的文化适应能力，借助流入地志愿服务组织的社工介入和心理疏导，帮助农民工充分挖掘乡土性和现代性双重文化经验的积极作用，使这一群体发展出更为有效的文化适应策略。最后，还要规范化发展以乡缘、地缘等为依托的农民工城市初级社会网络组织，引导这类组织发挥自身在提供就业信息、互助渠道、社会资源等方面的积极作用，帮助农民工化解在初入城市时的信息搜寻瓶颈和资源获取障碍，使这一群体在记住“乡愁”的同时能够不断改善自身的主观生活质量，强化自身融入城市社会的信心和能力。

① 传统村落密度指标作为乡俗惯性的工具变量，不仅应满足相关性条件，还应满足外生性条件，但CMP估计结果未直接提供工具变量有效性检验指标，本文也使用普通工具变量回归法对工具变量的有效性进行了证实。以生活满意度方程的2SLS回归结果为例，一阶段回归稳健F值为33.18，超出通常临界值10；Cragg-Donald Wald F统计量为31.636，大于10%显著水平临界值（10% maximal IV size：16.38；15% maximal IV size：8.96），说明不存在明显的弱工具变量问题。Kleibergen-Paap rk LM统计量为30.932，其P值为0.0000，强烈拒绝不可识别的原假设。

② 本文在理论分析中指出，乡俗惯性对农民工主观生活质量的积极影响可能只存在于该群体初入城市的特定时间阶段，这意味着仍需进一步验证农民工乡俗惯性的主观生活质量提升效应是否因该群体在城市居留时间的长短而发生变化。由于在CMP估计框架内纳入交互项进行计量检验存在操作问题，本文主要依托普通工具变量回归方法，将乡俗惯性变量与居留时间变量的交互项纳入各主观生活质量回归方程，结果发现该交互项的系数尽管在三个方程中均未通过显著性检验，但估计系数为负。这在一定程度上反映了乡俗惯性的作用限度，即乡俗惯性对农民工生活满意度、精神健康、社会善意倾向等主观生活质量的正向影响可能会因农民工居留城市时间的延长而有所消减，也印证了本文的推断。估计结果不再详细列出，备索。

③ 由于在CMP估计框架内纳入交互项进行计量检验存在操作问题，本部分同样根据不同主观生活质量指标的变量特征，采用2SLS、IV Probit等工具变量回归方法对交互项的调节效应进行计量检验。此外，工具变量有效性检验过程同上，不再赘述。