四 研究结果

（一）城市居民阶层隔离的差异性研究

表1是以行政区为单位计算的中产阶层与非中产阶层间的居住隔离系数：差异指数和隔绝指数。总体而言，老城区的差异指数显著低于新城区，对老城区与新城区差异指数的均值进行t检验，均值差异为-0.07，p值为0.0317，说明老城区的差异指数显著小于新城区，假设1.1得到验证。进而对老城区与新城区隔绝指数的均值进行t检验，均值差异为-0.068，但p值为0.3，说明老城区的隔绝指数小于新城区，但不显著，假设1.2未得到验证。根据对居住隔离程度的界定：低于0.3为低度居住隔离；0.3～0.6为中度居住隔离；大于0.6为高度居住隔离。除了广州市，北京市和上海市不仅老城区的差异指数均低于0.3（低度居住隔离），且新城区的差异指数均高于0.3，该指标意味着新城区是存在中度居住隔离的。

表1 中产阶层与非中产阶层间的居住隔离系数

（二）不同类型的中产阶层居住地差异

1.不同类型中产阶层居住隔离

如表1至表3所示，首先，在中产阶层内部由职业类型、户籍类型产生的居住隔离远远小于阶层间的居住隔离：北京与上海两地阶层间的居住隔离已经大于0.3，达到中度居住隔离；而不同类型的中产阶层内部，主要属于低度居住隔离状态，除了上海地区中产阶层因户籍差异导致的居住隔离系数为0.33，其他居住隔离系数均低于0.3。这意味着由经济差异导致的居住隔离，高于阶层内部由职业类型和户籍类型导致的居住隔离。

表2 体制内、外中产阶层居住隔离系数

其次，对比表2、表3，在中产阶层内部，由职业类型导致的居住隔离要低于由户籍差异导致的居住隔离。体制内、外中产阶层的居住隔离差异指数低于户籍居住隔离，但不够显著（均值差异：-0.089；p值：0.159）；体制内、外中产阶层的居住隔离隔绝指数也低于户籍居住隔离，且在5%水平上显著（均值差异：-0.243；p值：0.022）。

最后，在老城区，体制内、外中产阶层的居住隔离差异指数要低于新城区（均值差异：-0.068；p值：0.0027）；但是除广州市外，老城区体制内、外中产阶层的居住隔离隔绝指数要高于新城区，但并不显著（均值差异：0.004；p值：0.528）。

表3 本地、外地户籍中产阶层居住隔离系数

2.不同类型中产阶层居住地差异

中产阶层的产生方式存在差异，这很可能影响其目前在城市的聚居方式。因此，本文首先验证中产阶层是否存在空间上的关联，即居住选择是否存在空间聚集规律；其次，则考虑不同类型中产阶层的居住模式是否有显著差异。

考虑到本研究主要使用三个城市抽样数据进行空间研究，城市间距离较远，因此除了使用莫兰指数（Global Moran's I）考察全局指数测量空间，同时使用吉尔里指数（Geary's C）以反映不同区域的空间关联度。首先，需构建空间矩阵。空间矩阵构建有两种方式：一种是邻近矩阵（Contiguity Matrix）；另一种是距离矩阵（Distance Matrix）。邻近矩阵主要考虑区域是否毗邻连接，街道边线的重合是重要的判断指标；而距离矩阵则主要将空间简化为“点”，因此可通过经纬度等位置信息构建矩阵。在以行政区为研究范畴时，我们可以获得北京、上海和广州三地的地理要素文件（Shapefile），通过这种毗邻信息能够构建相关变量的邻近矩阵。但本部分主要以社区为研究对象，因此主要采用第二种空间矩阵方式，通过社区的经纬度信息构建距离矩阵，进而计算全局空间自相关莫兰指数以及局部空间指标吉尔里指数。

如表4所示，全局空间自相关测度和局部空间指标均显示p值小于0.001。可在1%水平上拒绝原假设：误差项是独立同分布的，空间的联系会影响社区中体制内中产阶层和本地中产阶层的比例，而且两类中产阶层比例的指标呈现空间正相关，即聚集模式——这意味着社区间体制内中产阶层比例、本地中产阶层比例均属高值与高值相邻，低值与低值相邻；局部的空间指标同理。

表4 中产阶层居住隔离的Moran's I指数、Geary's C指数及统计检验

进而，我们使用空间误差回归模型进行拟合（已进行空间相关性检验，LMerr比LMbag统计值更为显著），因变量分别为体制内中产阶层比例和本地中产阶层比例；主要的自变量是城区类型（新、老城区）、距离市中心和行政区中心的距离。利用社区和城市、行政区中心经纬度计算距离[4]，如表5所示，以新城区为参考组，老城区社区体制内中产阶层比例更高。距离市中心、区中心的距离对社区的体制内中产阶层的效应为负，意味着离中心的距离越短、越靠近中心地段，社区里体制内中产阶层比例越高，但结果在统计上不显著。此外，在老城区，本地中产阶层的比例也显著更高，这与社区距离市中心、区中心的距离效应相一致，离政治空间的距离越近，社区中体制内、本地中产阶层的比例越高，验证了假设二与假设三，也说明了模型的稳健性。同时，我们发现中产阶层与市中心和区中心的距离均有负效应，这可能意味着城市中存在多中心的趋势。

表5 影响中产阶层社区分布的空间误差回归模型

（三）阶层强化：居住隔离的后果

如表6所示，在基准模型中，年龄及其平方项、婚姻状态、教育水平、职业状态、城乡户口和阶层均对收入有显著的影响。在差异指数模型中，重点考察“均匀性”对阶层影响的异质性，阶层与行政区差异指数的交互项显著，这意味着居住隔离对收入的影响在中产阶层与非中产阶层内部存在差异：隔离系数对于中产阶层的影响显著为正（0.01=-0.654+0.664）；而非中产阶层仍然是显著为负的（-0.654）。这说明，行政区层面的居住隔离越高，阶层自我强化的趋势越明显，中产阶层的收入会越高，而非中产阶层的收入越低，阶层间的收入不平等越严重。

在隔绝指数模型中，阶层与行政区接触指数交互项显著为正，说明中产阶层与非中产阶层差异明显：隔绝指数对于两个群体的收入均为负效应，中产阶层的系数为-0.183（=-0.648+0.465），非中产阶层的系数为-0.648，这说明非中产阶层与中产阶层的互动越少，两个群体的收入都越低，但是这种接触对于非中产阶层的影响更大。总体而言，我们验证了假设四：居住隔离会加深阶层的固化，如果社区内部的同质性更强、阶层分布更均匀，那么社区的优势或劣势都会得到强化；同时，阶层间接触的可能性越低，两个群体的收入都会越少。总之，阶层经济差距所投射的居住隔离主要显示为负面影响，一方面使社会不平等加深，另一方面阶层间互动的降低会导致所有居民收入减少。

表6 居住隔离对收入影响模型