城市融入与进城“农民”环境行为——基于CGSS(2013)的经验证据

何 兴 邦，　周 　 葵

(西南财经大学 中国西部经济研究中心,四川 成都 611130)

一、引言和文献述评

改革开放以来，中国的城市化进程迅速加快，城镇化率由1978年的17.9%提升到2017年的58.52%[1]。随着城镇化的稳步推进，大量农村户籍居民迁移进入城市生活。进城人口的生产、生活和消费对于城市环境的压力是显而易见的。何兴邦和周葵认为在城镇化过程中，农村迁移人口的环保意识和环保行为对城市环境保护将起到十分重要的影响。只要每一位迁移者能够积极践行亲环境行为，将较大程度降低城镇化带来的环境压力[2]。在这个背景下，本研究将着重从城市融入的角度探讨进城“农民”的环境行为。

城市融入是国内学者较为关注的问题，较多学者从不同维度实证分析了进城农民工城市融合的影响要素。秦立建和陈波发现医疗保险对进城农民工城市融入的影响存在分位效应，随着分位点的提高，医疗保险对进城农民工城市融入的影响不断增强[3]。谢桂华发现随着进城农民工职业技能水平的不断提升，收入将逐步赶上本地劳动力，经济收入的增加有助于提升城市融入水平[4]。悦中山等考察了政府、市场和社会3方面因素对进城农民工城市融入的影响，发现社会互动和社会参与有力地促进了进城农民工的城市融入[5]。罗明忠和卢颖霞认为职业认同状况不但决定进城农民工的职业选择，也会影响他们的城市融入进程，实证结果表明职业认同的确显著影响了进城农民工的城市融入水平[6]。考虑到本文研究目的，本研究并不考察何种因素促进进城“农民”的城市融入，而是分析城市融入对于进城“农民”环境行为的影响，这个研究视角有助于从进城“农民”环境行为的微观视角验证城市融入对环境保护的重要性。

目前，较少有研究者考察城市融入对进城“农民”环境行为的影响。国外一些文献从人口迁移的角度探讨了迁移者的环境行为。Hunter发现外来移民的环境行为与本地居民并没有差异，因此并不必过分担忧移民带来的环境问题[7]。Brechin和Kempton认为随着时间的推移，迁移者对迁入地的环境关心水平会不断提升并改善自身环境行为[8]。Pfeffer和Stycos以纽约市移民为研究对象，发现迁移者在节水、绿色消费等私人环境行为领域与本地居民并无太大差异，但在公共环境行为参与上差距则较为明显[9]。Abrahamson认为外来移民的环境行为反而更优，因为环境因素本身就是影响移民选择迁移地点的原因之一[10]。Kidd和Lee也认为环境因素是选择迁移的重要原因，因此选择迁移的移民本身环境素养就更高，完全不必过分担心迁移者行为对环境的影响[11]。不过，也有学者持不一样的观点。Inglehart认为来自贫穷和落后地区迁移者的大量涌入对环境保护是不利的，甚至是破坏性的[12]。Chapman也认为外来移民不采取环境行为可能对环境造成破坏性影响[13]。

上述研究从人口迁移角度探讨迁移者的环境行为对本文研究有一定启示意义。本文与上述研究相似的地方在于研究对象都关注迁移人口的环境行为。不过，本文与上述研究也存在着明显的差异，主要有3点：(1)上述研究大多将国外移民作为研究对象，而基于中国城乡分割和城镇化加速的事实，我国的人口流动主要是农村人口向城镇转移。因此，本研究的对象选取为国内农村人口向城市流动过程中进城“农民”的环境行为。(2)上述研究一般只强调了国外移民和本国居民环境行为的差异或者趋同，并没有探讨环境行为差异或趋同的机制，本文从社会融合的角度探讨迁移人口环境行为的改善机制。(3)城镇化的本质是实现进城“农民”的市民化且真正融入城市社会之中。之前关于城市融合的研究更多探讨城市融合的影响因素，较少有研究分析城市融合究竟能给进城“农民”的意识和行为带来何种影响。这是一个重要的问题，而本文将从城市融入的角度探讨城市融入对进城“农民”环境行为改善的影响。

二、影响机制及假设的提出

本文主要研究城市融入对进城“农民”环境行为的影响。本部分将阐述城市融入影响进城“农民”环境行为的机制并提出两个假设：

首先，本文认为城市融入可以提升进城“农民”对移入城市的环境关心进而改善环境行为。目前，尽管没有相关的研究验证这一机制，但国内外一些研究已经发现对迁入地的身份认同和感情会影响移民的环境关注和环境行为。Wolch 和Zhang认为外来迁移人口对迁入地的认同感会影响其环境关注水平进而影响环境行为[14]。Pfeffer和Stycos发现对迁入城市的身份认同会使得移民更加关注迁入地的环境，其环境行为也会向本地居民收敛[7]。不过上述研究并没有进一步详述城市融入如何影响环境关心进而影响进城“农民”环境行为。本研究认为主要有两个原因:一是城市融入增加了进城“农民”在移入城市长期居住或定居意愿。在这种情况下，关注所居住城市环境就成了一个经济学上合乎利己动机的合理行为。比如，进城“农民”首先就会较为关注所居住社区的环境，通过对垃圾分类、积极参与社区环境事务等行为以维护所居住社区环境。另外，出于对城市整体环境的关心，进城“农民”也会积极响应政府和媒体号召，采取乘坐公共交通工具等行为以减少城市空气污染，甚至可能参与到重大环境安全风险事件的申诉和上访等公共领域以维护所在城市的环境安全。另一个原因则是进城“农民”对居住城市的感情回馈，正如祁秋寅以九寨沟旅游者为样本，发现游客对当地越有感情和认同，自身越倾向保护当地环境[15]。城市融入未必会使得进城“农民”选择定居，但城市融入增加了进城“农民”对迁移城市的感情认同。出于对城市的感情认同，关心城市环境并保护城市环境就成为个人回馈城市的合理方式。基于以上分析，本研究提出：

假设H1:城市融入可以通过提升进城“农民”对城市环境关心进而改善环境行为。

另外，本研究认为城市融入可以增加媒体信息接触进而改善进城“农民”的环境行为。相比于农村，城市平面媒体、电视、网络等媒体资源更加丰富，尤其是城市有更优的微博、微信、手机定制信息等新媒体使用环境。城市融入有助于提升进城“农民”对城市化生活方式的接受度，这其中就包含对传统和各类现代化媒体的使用度。李智和杨子认为城市居民社交媒体的普及提升了女性农民工使用各类新媒体的频率[16]。周葆华和吕舒宁发现城市媒介的发达使得新生代农民工更易接受QQ、网络交友、网络游戏等新媒体[17]。城市融入提升了进城“农民”媒体的使用频率，这显然有助于进城“农民”通过媒体接触更多环境信息进而影响其环境意识，提升环境行为。Chan就认为公众对于媒体信息的接触增加了公众环境知识进而改善其环境行为[18]。巫喜玲基于深圳市的调查统计数据发现媒体的频繁使用显著改善了居民的环境意识和环境行为[19]。杨英新认为手机使用网络的普及增加了公众环境信息的接触频率，因此，对于公众环保意识提升具有重要作用[20]。基于以上分析，本研究提出：

假设H2：城市融入可以通过媒体信息接触渠道改善进城“农民”的环境行为。

三、数据来源和变量选择

本文的实证研究采用了中国人民大学开展的2013年中国综合社会调查数据(CGSS2013)。该项目调查涵盖了受访者年龄、户籍、婚姻等人口学信息以及社会交往、城市心理认同、经济参与、文化参与、环境知识、环境关心、环境行为等与本研究相关的信息。本文定义进城“农民”为原户籍在农村但目前通过迁移到城市生活的居民。通过CGSS(2013)调查所设计的问题可得到进城“农民”的样本：首先，通过匹配受访者居住地类型，我们筛选出目前在城镇居住的受访者样本。然后，通过问卷中一个关于受访者迁移经历的问题设计“您是哪一年来到本地(本区/县/县级市)居住的？”，可筛选得到迁移人口的样本。最后，按照获得城镇户口的时间删除掉迁移进入城市之前本身就已经是城市户口的受访者样本，就得到所有进城“农民”的样本。在删除信息缺失的受访者样本后，共获得1881个进城“农民”的研究样本。

(1)被解释变量:环境行为得分对数(Inscore)和各类环境行为参与频率(Behaviori)。本研究第一个被解释变量为环境行为得分的对数(Inscore)，可综合反映受访者日常环境行为表现。其中，环境行为得分是由受访者10个环境行为表现加总得到。这10个环境行为分别为“垃圾分类投放”“与自己的亲戚朋友讨论环保问题”“采购物品自带购物袋或购物篮”“对塑料包装重复利用”和“关注环境问题和环境信息”“参与政府组织的环保活动”“参加民间环保团体举办的环保活动”“资费养护树林或绿地”“为环境保护捐款”“积极参加要求解决环境问题的投诉与上诉”。按照参与情况，本文将回答为“经常”参与上述某个环境行为的受访者取值为2，回答“偶尔”参与的取值为1，回答“从不”参加的取值为0，将10项环境行为得分加总后取均值得到居民的环境行为得分。然后，本文取对数得到被解释变量(Inscorei)。需要说明的是，取对数在后文实证分析中可以获取城市融入与进城“农民”环境行为两者之间的变动比例关系，使得研究结论更加直观。

本文另一个被解释变量为进城“农民”各类环境行为参与频率(Behaviori)。按照Stern[21]对于环境行为的分类，本文把“垃圾分类投放”“与自己的亲戚朋友讨论环保问题”“采购物品自带购物袋或购物篮”“对塑料包装重复利用”和“关注环境问题和环境信息”5类环境行为划分为私领域的环境行为；把“参与政府组织的环保活动”“参加民间环保团体举办的环保活动”“资费养护树林或绿地”“为环境保护捐款”“积极参加要求解决环境问题的投诉与上诉”5类环境行为划分到公共领域的环境行为。其中，受访者选择“经常参与”某类环境行为取值为1，代表参与某类环境行为较为频繁，而受访者回答为“偶尔参与”和“从不参与”某类环境行为则取值为0，代表受访者参与频率不高。

(2)解释变量:城市融入度变量(Urban-integration、Soc-integration、Eco-integration)。现有研究中，对进城“农民”城市融入的测度有多种方式:一类指标是单一性指标，比如城市身份的认同[22],也有研究采用经济融合、社会适应、文化融入等维度生成的综合性指标[23-24]。结合CGSS(2013)问卷设计，本文从社会文化融合和经济融合两个维度测量进城“农民”的城市融入程度。其中，社会文化融入定义为进城“农民”社会交往、城市身份认同以及文化参与等方面的融入。经济融入定义为经济活动参与、经济地位认同、经济保障等经济方面的融入。另外，本文还将两类融入指标加总为综合城市融入指标来研究综合融入度对进城“农民”环境行为的影响。因此，本文设定了3个反映进城“农民”城市融入水平的解释变量：社会文化融入度(Soc-integration)、经济融入度(Eco-integration) 和综合融入度(Urban-integration)。

关于社会文化融入，CGSS(2013)问卷有3个问题能较好反映进城“农民”社会文化融入程度。第一个是“您认为自己属于其中的哪一个群体？”本研究将回答为“城里人”的赋值为1，代表城市身份认同强烈；回答其他选项的赋值为0，代表城市身份认同不强烈。第二个问题是“请问您与邻居进行社交娱乐活动的频繁程度？”本文将回答为“从来不”“一年1次或更少”“一年几次”“大约一个月1次”“一个月几次”“一周1到2次”“几乎每天”的分别赋值1～7。赋值越高代表受访者社会交往更加密切。第三个问题是“过去一年，您是否经常参加文化活动，比如听音乐会、看演出或展览？”本文将回答为“从不”、“一年1次或更少”、“一月数次”和“一周数次”和“每天”的分别赋值1～5。赋值越高代表受访的进城“农民”文化参与活动更加频繁。

关于经济融入，问卷同样有3个问题可以较好地反映进城“农民”的经济融入程度：一是“您是否签订了固定劳动合同？”本研究将签订有固定劳动合同的受访者取值为1，没有签订劳动合同的取值为0。另一个经济融入的指标对个人经济地位的认知，对应的问题是“您家的家庭经济状况在所在地属于哪一档？”本文将回答为“远低于平均水平”“低于平均水平”“平均水平”“高于平均水平”和“远高于平均水平”分别赋值1～5。第三个问题为是否持有风险资产，本文将持有股票、基金和债券等风险资产的进城“农民”赋值为1，代表具有现代风险投资理念，这反映了城市经济生活方式的更深融入。而没有持有任何股票、基金和债券等风险资产的取值为0。

本研究将借鉴模糊集理论构建上述3个城市融入指标。模糊集理论通过隶属度函数为受访者的选择项赋值而获得隶属度指标，然后本文采用算术平均的方法将各个隶属度指标加总来反映城市融入的综合指标。具体来讲，对于二分变量，其隶属度函数为:

(1)

而对于等距变量，其隶属度函数为

(2)

(3)

其中，j为子指标的总数，μj(i)为第i个样本j个指标的隶属度。wj为：

(4)

(5)

根据上述方法就可以分别得到进城“农民”的社会文化融入度变量(Soc-integration)、经济融入度变量(Eco-integration))和综合城市融入度变量(Urban-integration)。

(3)中介变量：城市环境关心(Env-concern)和媒体信息接触(Env-information)。环境关心变量在CGSS(2013)问卷设计中对应的问题为“以下各类环境问题在您所在地区您是否知道”，选项总共涵盖了大气污染、水污染、土壤污染、固体废弃物污染等12类环境污染问题。本文将选择“知道”当地存在某一环境污染问题的取值为1，不知道取值为0。加总后得到受访者城市环境关心变量。另外，媒体信息接触在CGSS(2013)问卷中对应的问题为“过去一年，您对以下媒体的使用情况”。媒体包括杂志、报纸、电视、网络和手机定制信息5类。我们将回答“从不”“很少”“有时”“经常”“非常频繁”接触各类媒体的分别赋值1～5，然后加总后得到媒体信息接触变量。

(4)控制变量。CGSS(2013)问卷设计了一个包括10个问题的环保知识量表。受访者正确回答出某个环境问题我们取值为1，答错或不知道则取值为0，加总后得到反映受访者环境知识的变量。此外，本文还引入了受访者性别、年龄、居住地区、婚姻状况、教育程度和个人收入对数等控制变量。为了分析不同年龄段受访者环境行为的异质性，本文将受访者年龄分为30岁以下、30～40岁、40～50岁和50岁以上并分别取值1～4。为了分析教育程度对受访者环境行为的影响，本研究将受访者最高教育程度分为小学以下、初中、高中和大专以上并分别取值1～4。为了分析不同区域间进城“农民”环境行为的差异，本研究将居住地区分为东部地区、中部地区和西部地区。特别说明的是在控制变量中，受访者居住地区、性别和婚姻状况为虚拟变量，来自东部地区、男性、已婚的进城“农民”为对照组。最后，本文在回归中还加入了个人的收入对数来控制经济收入因素对个人环境行为的影响。

(5)变量描述性统计分析。为直观考察各个变量的数字特征，本文在表1列举了各变量的描述性统计结果。

如表1所示，在被解释变量中，受访者的环境行为综合得分对数均值为-0.8。居民经常参与垃圾分类投放的比例为11.4%；经常与自己的亲戚朋友讨论环保问题的比例为5.21%；经常采购物品自带购物袋的比例为33.7%；经常对塑料包装袋进行重复利用的比例为48.1%。经常为环境保护捐款的比例为1.91%；经常主动关注环境问题比例为9.99%；经常参加政府单位组织的环境宣传教育活动的比例为2.66%；经常参加民间环保团体举办的环保活动的比例为1.97%；经常资费养护树林或绿地的比例为3.24%；经常积极参加要求解决环境问题的投诉和上诉活动的比例为1.81%。整体上，受访者在私人领域环境行为参与程度较高，在公共领域环境行为参与程度则较低。在主要解释变量中，受访者综合城市融入度均值为0.247，经济融入度均值为0.206，社会文化融入度均值为0.278。受访者在社会文化方面的融入程度稍高于经济融入程度。

注：数据来自于CGSS2013年调查统计。

四、实证分析

本文将采用(6)和(7)式的OLS回归模型来验证城市融入对进城“农民”综合环境行为表现的影响：

Inscorei=β0+β1Urban-integrationi+γXi+εi

(6)

Inscorei=β0+β1Eco-integrationi+Sco-integrationi+γXi+εi

(7)

如上文阐述，被解释变量为进城“农民”的环境行为得分的对数(Inscorei)。主要的解释变量为进城“农民”的城市融入水平，其中，Urban-integrationi为受访者i的综合融入度。Soc-integrationi和Eco-integrationi分别为社会文化融入度和经济融入度。Xi为影响进城“农民”环境行为的反映受访者环境知识、性别、年龄、婚姻状况、教育背景、收入等控制变量。其中，居住地区、性别、婚姻状况为虚拟变量，来自东部地区、男性、已婚的进城“农民”为对照组。回归结果见表2。

表2回归结果中，第一列反映社会文化融入对进城“农民”环境行为的影响，第二列加入了经济融入的影响，第三列为综合城市融入度对进城“农民”环境行为的影响。结果显示：社会文化融入度每提升1%，进城“农民”环境行为综合得分就增长1.089%；经济融入度每提升1%，进城“农民”环境行为综合得分增长0.316%；综合城市融入度每增长1%，环境行为综合得分增长0.977%。回归结果表明，综合城市融入度、社会文化融入和经济融入都有助于改善进城“农民”环境行为。其中，社会文化融入对进城“农民”环境行为影响程度更大，这与城市融入影响环境行为的机制有关。相比经济融入，社会文化融入更有助于增加进城“农民”的身份认同以提升城市环境关心效应进而影响环境行为。此外，社会文化融入更有助于激励进城“农民”与城市居民的社会互动并影响进城“农民”融入城市居民生活方式，生活方式的趋同有助于进城“农民”

注：括号内为标准误，*、**、***分别表示在10%、5%、1%统计水平上显著,下同。

增加新媒体使用频率，而媒体的信息接触增加有助于进城“农民”提升其环境行为。

另外，回归结果还表明环境知识综合得分每增长1分，环境行为综合得分增长2.15%，这说明环境知识对于公众环境行为改善的重要性。最后，回归结果表明总体上东部地区、女性、教育程度高、年龄较长和收入更高的进城“农民”综合环境行为表现更优，但婚姻状况并不影响进城“农民”的综合环境行为表现。

2.城市融入对进城“农民”各类环境行为参与率的影响

本研究还采用了Probit模型来分别验证综合城市融入度对进城“农民”10类环境行为参与频率的影响，具体的回归模型为(8)式：

Behaviorij=β0+β1Urban-integrationi+γXi+εi

(8)

其中，被解释变量Behaviorij是受访者i第j类环境行为的参与率。如上文阐述，如果受访者“经常参与”取值为1，“偶尔参与”和“从不参与”取值为0。Urban-integrationi为综合融入度。Xi为影响进城“农民”环境行为的其他控制变量，处理方式与上文模型一致。具体的回归结果见表3和表4。

表3和表4结果显示城市融入对进城“农民”在私人领域和公共领域的环境行为影响都是显著的。以私人环境行为领域为例，综合城市融入度每增加1%，经常垃圾分类行为的概率增长0.222%，经常主动关注广播、电视和报刊中报道的环境问题和环保信息概率增长0.178%，经常与自己的亲戚朋友讨论环保问题的概率增长0.123%，经常采购日常用品时自己带购物篮或购物袋的概率增长0.115%，经常对塑料包装袋进行重复利用的概率增长0.232%。而在公共领域的环境行为中，城市融入度每增长1%，进城“农民”经常参加政府和单位组织的环境宣传教育活动的概率增长0.078%，参加民间环保团体举办的环保活动概率增长0.07%，经常资费养护树林的概率增长0.05%，经常为环境保护捐款概率增长0.009%，经常积极参加要求解决环境问题的投诉与上诉的概率增长0.0195%。

尽管城市融入对私人领域和公共领域各类环境行为影响都是显著的，但城市融入对进城“农民”在私人领域的环境行为提升较大，而对公共领域环境行为提升作用则较小。本文认为这可能是因为城市缺少公共领域环境事务参与渠道。尽管城市融入促进了进城“农民”对城市公共领域环境的关心，比如增加了进城“农民”对空气污染、环境安全等公共环境议题的关心，但由于参与渠道较为缺乏，进城“农民”并无法有效参与城市公共领域环境事务。因此，城市融入对公共领域环境行为的提升效果较为有限。

本文提出城市融入可以通过城市环境关心和环境信息接触两个中介机制影响进城“农民”环境行为。在本部分，研究将借鉴Preacher和Hayes[25]采用的多重中介效应检验方法构建一个单步多重中介效应模型，以检验城市融入影响进城“农民”环境行为的中介机制。如图1所示，因变量为环境行为变量(Inscore)，中介变量为环境关心变量(Env-concern)和媒体信息接触变量(Env-information)。

图1　城市融入影响进城“农民”环境行为的单步多重中介模型

基于本研究目的，多重中介效应分析可以得到3个方面的结论：(1)城市环境关心和媒体信息接触两个特定路径中介效应(specific mediation effect)中，城市环境关心中介效应可用α1β1表示，媒体信息接触中介效应可以α2β2表示。(2)城市环境关心与媒体信息接触总的中介效应(total mediation effect)等于α1β1+α2β2。(3)可以得到城市环境关心中介效应与媒体信息接触的对比中介效应，即α1β1-α2β2。对于中介效应的检验方法，学者主要采用的方法有逐步检验法、Sobel检验法以及Bootstrap检验法。逐步检验法一般只能用作单个中介变量的模型，因此本文不予采用。另外，Sobel检验法近几年来也越来越受到研究者的质疑，Soble检验基于正态分布假设，而各个中介效应的估计值都涉及到参数的乘积，因此很难满足正态分布假设[26]。其次，Sobel检验需要大样本，小样本得到的检验值的准确性值得怀疑。最后， Sobel检验统计量公式的分母是中介效应估计值的标准误，其计算也较为繁琐。因此，本文也不采用Soble检验法。

本文将采用偏差校正百分位的Bootstrap方法来进行中介效应分析。本文具体采用MPLUS7.0软件来分析多重中介效应，不过，由于该软件的汇报结果不包括对比中介效应α1β1-α2β2。因此，本文将其设置为辅助变量，样本量(bootstrap samples)设定为1000次，置信区间设置为95%。

表5为中介效应检验模型的结果。MPLUS软件得到的模型拟合程度良好，其中,χ2=861.792,自由度为32，GFI=0.98，TLI=0.97，RMSEA=0.037。而表5的中介效应分析结果显示城市环境关心的中介效应(α1β1)为0.002，而95%置信区间为(0.000，0.007)，该结果表明城市融入通过城市环境关心影响进城“农民”环境行为的中介效应是显著的。因此，假设H1成立。媒体信息接触的中介效应(α2β2)为0.014，95%置信区间为(0.008，0.021)，这个结果表明城市融入通过媒体信息接触影响进城“农民”环境行为的中介效应也是显著的。因此，假设H2成立。另外，总中介效应(α1β1+α2β2)也是显著的。最后，我们对比两个中介效应的大小(α1β1-α2β2)，可以发现媒体信息接触中介效应显著高于城市环境关心的中介效应，这个结果表明媒体的信息接触在城市融入影响进城“农民”环境行为的过程中发挥了更为重要的中介作用。

注：括号内为标准误。

五、结论及政策建议

城市融入既是城镇化以人为本的重要内涵，也是学术领域中重点研究的社会问题。基于CGSS(2013)数据，本文发现城市融入对进城“农民”环境行为有显著的促进作用。综合城市融入度每增长1%，环境行为综合得分增长了0.977%，经常参与各类环境行为的概率提高0.009%～0.232%。另外，本文发现城市融入对于私人领域的环境行为提升程度较大，对公共领域环境行为提升作用则相对较小。综合城市融入每增长1%，经常参与私人领域各环境行为的概率提高0.115%～0.232%；参与公共领域各环境行为概率仅提高0.009%～0.078%。最后，本研究验证了城市融入影响进城“农民”环境行为的两个中介机制：一个是城市融入通过提升进城“农民”的城市环境关心程度从而改善其环境行为，另一个是城市融入通过增加进城“农民”的媒体信息接触进而提升其环境行为。

本文的贡献主要体现在理论价值和政策建议上。理论贡献部分，之前一些国外研究者提出随着时间推移，外来移民与本地居民在环境行为上会逐渐收敛，但较少有研究阐述外来移民与本地居民环境行为收敛的机制。本文以进城“农民”为研究对象，发现外来进城“农民”的城市融入对于促进环境行为一致性具有重要影响。更细化的分析中介影响机制后发现，城市融入可以通过提升城市环境关心水平和增加媒体信息接触两个中介渠道改善影响进城“农民”的环境行为。这个研究结论对于迁移人口环境行为模式变迁的相关研究有一定的启发性。针对研究结论，本文提出以下3方面的政策建议：

第一，城镇化的本质在于人的城镇化。政府应充分认识到城市融入对进城“农民”意识和行为模式的重要性。以本文选取研究角度为例，城市融入显著提升了进城“农民”环境行为，这对于降低城镇化过程中的城市环境压力有着积极的影响。政府应继续推进医疗、教育、就业和住房保障政策等公共服务均等化，打破影响进城“农民”对城市认同和融入的制度障碍，不断提升其融入水平。另外，政府还应关注进城“农民”在心理与社会交往层面的城市融入，鼓励各个社会组织发挥平台优势，推动进城“农民”社会交往。比如政府可积极鼓励企业工会提供职业分享、社交娱乐等平台，推动进城“农民”的职场交往，拓宽社会资本。政府也可鼓励社区组织举办各类文化交流活动为进城“农民”搭建社区交流平台，加强进城“农民”与本地居民的沟通，消除彼此的心理隔阂，推动进城“农民”与本地居民的社会融合。

第二，本研究发现媒体环境信息接触是城市融入影响进城“农民”环境行为的中间渠道。政府部门应继续强化媒体的环境保护责任，鼓励和引导各类媒体积极通过科普环保知识，强化环境监督和宣传环境政策等方式引导社会公众关注环境并改善环境行为。另外，随着进城“农民”对新媒体接受度和使用率不断增加，政府在媒体渠道选择上要善于运用微博、微信等各类新媒体平台。比如各级政府可积极通过政府微博、微信公众号来进行环保宣传。最后，针对实证结论，本文认为媒体宣传只侧重环保知识和环保意识是不够的，应强化“进城‘农民’也是城市一份子”的主体身份认同的宣传，提升进城“农民”对所在城市的归属感并真正关注城市环境保护，这样才能更有效改善其环境行为。

第三，本研究发现城市融入对进城“农民”私人领域环境行为提升较大，而对公共领域环境行为影响则较小。本文认为这可能原因是由于城市公共领域环境事务参与机制不健全。政府应不断健全城市的公共环境领域参与机制，畅通参与渠道，让进城“农民”可以广泛地参与公共环保事务。比如政府在公共环境事务决策过程中应鼓励进城“农民”参与意见表达和实际参与，鼓励社会组织吸纳进城“农民”参与公共环境议题讨论，在社区组织开展各类型的公益环保活动提升进城“农民”公共环境事务参与热情。