莫 旋 陽玉香

一 引 言

改革開放以來，流動人口為中國經(jīng)濟社會發(fā)展作出了巨大貢獻，極大地促進了中國的城市化進程。一個流動的中國，充滿了繁榮發(fā)展的活力。但是，流動人口在為社會創(chuàng)造大量財富的同時，并未得到應有的報酬和待遇，他們處于社會生活的邊緣狀態(tài)，屬于社會中的弱勢群體。獲得就業(yè)機會和追求幸福生活是流動人口流入城市的主要目標。就業(yè)是民生之本，既關乎生計，又關乎尊嚴；既是人們獲取生活資料的主要方式，也是獲得身份認同與社會地位以及實現(xiàn)個人發(fā)展與提升主觀幸福感的重要途徑。幸福是人類永恒的追求，是個體對生活的主觀感知，受到正式和非正式制度環(huán)境的形塑。流動人口相對于城市居民，在其流動的過程中承受著更多難以言喻的壓力，其就業(yè)狀況與主觀幸福感更值得人們關注。習近平總書記在黨的十九大報告中指出：中國特色社會主義進入新時代，我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。這一重大的政治論斷，深刻揭示了我國社會主要矛盾運動的新變化和新特點，明確了讓人們過上更美好生活是我們一切工作的根本出發(fā)點和落腳點。因此，研究流動人口就業(yè)狀況及其與主觀幸福感之間的關系就具有更重要的現(xiàn)實意義。

主觀幸福感受到經(jīng)濟學、心理學與社會學等多個學科的廣泛關注。已有研究從多個角度探討了主觀幸福感的影響因素，一些研究關注于個體特征或社會特征的影響（種聰、岳希明，2020），一些研究則探討了心理因素對主觀幸福感的重要性（Deaton，2018），但更多的研究側(cè)重于解釋經(jīng)濟收入對主觀幸福感的作用（官皓，2010；羅楚亮，2013；王艷萍，2017）。然而，很少有研究剖析就業(yè)狀況與主觀幸福感之間的關系。

就業(yè)與主觀幸福感的關系是經(jīng)濟學的一個重要研究領域。在此方面，Jahoda（1982）提出的“就業(yè)功能論”是最具代表性的一種理論觀點。該理論認為，在現(xiàn)代社會中，就業(yè)是滿足個體心理需要的重要制度安排，因為它具有能夠滿足個體基本心理需求的潛功能；失業(yè)或退出勞動力市場可能導致這些心理需求難以得到滿足，從而影響個體主觀幸福感的提升。Fryer（1986）認為，個體是具有主觀能動性的行動者，不同特征的個體對就業(yè)功能的依賴程度存在差異。因此，研究就業(yè)與主觀幸福感之間關系，需要考慮不同個體之間存在的異質(zhì)性。就業(yè)與主觀幸福感之間的關系還與工作特征有關，雖然工作是獲取幸福感的重要來源，但并非所有工作都會帶來主觀幸福感的提升。已有研究表明，非正規(guī)就業(yè)會顯著降低勞動者的主觀幸福感（王海成、郭敏，2015；卿石松、鄭加梅，2016；丁述磊，2017），且不同就業(yè)身份流動人口的主觀幸福感之間也存在明顯差異，雇主和自營勞動者的主觀幸福感要顯著高于雇員（莫旋、陽玉香，2018；Dolan，et al.，2008）。除就業(yè)與否和工作特征外，研究流動人口主觀幸福感不能忽視勞動時間的影響。韓彥超、潘澤泉（2016）研究發(fā)現(xiàn)，勞動時間對流動人口主觀幸福感的提升有負面影響。勞動時間主要通過兩個機制對主觀幸福感產(chǎn)生影響：一是長時間勞動會損害勞動者的身心健康，從而直接造成主觀幸福感的降低；二是長時間勞動會導致工作家庭沖突，從而間接造成主觀幸福感的降低。加班勞動對中國流動人口而言已成為一種普遍現(xiàn)象（孫中偉等，2018），因長時間勞動導致的工作家庭沖突已引起學者們的廣泛關注。林忠等（2013）對工作家庭沖突進行了系統(tǒng)的分析與評述，并指出中國勞動力市場特殊定價機制導致女性的工作家庭沖突問題更為普遍與嚴重。吳愈曉等（2015）探討了城鎮(zhèn)女性就業(yè)狀態(tài)與主觀幸福感的關系，認為工作家庭沖突是連接就業(yè)與主觀幸福感的重要中介機制。宋萍、郭桂梅（2016）具體研究了流動人口工作家庭沖突與主觀幸福感之間的關系，發(fā)現(xiàn)工作家庭沖突對流動人口的主觀幸福感具有顯著的負作用，工作家庭沖突越大，主觀幸福感越低。

已有研究大多從就業(yè)潛功能、工作特征與勞動時間等角度來理解就業(yè)與主觀幸福感之間的內(nèi)在關系，這對解釋中國流動人口就業(yè)狀況與主觀幸福感之間的關系有著重要的參考價值。然而，要深刻理解這兩者之間的關系，還需充分考慮當前我國勞動力市場結(jié)構(gòu)與宏觀制度環(huán)境，因此，這一領域的研究仍存在進一步提升和深入的空間。一方面，在研究方法上，現(xiàn)有研究普遍忽視流動人口數(shù)據(jù)的分層聚類性，這可能會導致估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤。另一方面，在研究對象與研究內(nèi)容上，研究流動人口就業(yè)和主觀幸福感的文獻較多，但已有文獻大多關心流動人口是否就業(yè)，將就業(yè)流動人口看作是一個高度同質(zhì)性的整體，忽視了勞動力市場的異質(zhì)性。而且現(xiàn)有文獻大多關注影響流動人口就業(yè)的因素，對就業(yè)狀況帶來的后果，尤其是對主觀幸福感的影響鮮有討論；在研究流動人口主觀幸福感時，通常視就業(yè)狀況為控制變量，尚未有專門研究來探討流動人口就業(yè)狀況與主觀幸福感之間的關系。有鑒于此，本文采用流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，基于分層模型技術，從分層異質(zhì)視角研究流動人口就業(yè)狀況及其與主觀幸福感的關系，試圖為相關分析提供一個全新的研究視角。

二 研究假設與思路

（一）研究假設

中國市場化改革過程中逐漸形成的正式制度（二元勞動力市場）與非正式制度（性別角色觀念與性別分工模式）是影響流動人口就業(yè)狀況與主觀幸福感的重要因素。流動人口不同的就業(yè)狀況，意味著其在社會和家庭中處于不同的社會階層和具有不同的生活機遇。根據(jù)中國二元勞動力市場結(jié)構(gòu)的現(xiàn)實，本文將流動人口的就業(yè)狀況分為體制外就業(yè)、體制內(nèi)就業(yè)和未就業(yè)三種類型，并提出家庭庇護機制、體制庇護機制和工作家庭沖突三個概念，然后基于家庭庇護、體制庇護與工作家庭沖突視角，考慮到流動人口數(shù)據(jù)的分層聚類性，利用分層模型全面系統(tǒng)地研究流動人口的就業(yè)狀況，及其與主觀幸福感之間的內(nèi)在聯(lián)系。為此，以下首先簡要闡述這三個機制，在此基礎上提出一系列研究假設，并進行實證檢驗。

家庭庇護是指流動人口的家庭為其提供身份認同與經(jīng)濟支持，以助其抵御勞動力市場風險。就業(yè)是流動人口收入的主要來源，是其在流入地立足的經(jīng)濟基礎。當前流動人口勞動力市場的就業(yè)是勞資雙方自主選擇的結(jié)果，流動人口家庭是否擁有足夠的經(jīng)濟資源，以滿足其離開勞動力市場后的生活需要，就成為影響流動人口就業(yè)決策的關鍵性因素。在實證研究中，我們使用婚姻狀況、家庭化流動與家庭經(jīng)濟狀況作為家庭庇護機制的具體操作指標。對流動人口而言，在婚意味著可以從配偶那里獲得經(jīng)濟支持，即使離開勞動力市場也能夠滿足其基本的經(jīng)濟需求。由于受“男主外，女主內(nèi)”等傳統(tǒng)的性別角色觀念與性別分工模式的影響，婚姻對流動人口就業(yè)的作用具有明顯的性別差異（Pierce，et al.，2013；Ye & Zhao，2018）。家庭化流動能為流動人口提供精神慰藉與經(jīng)濟支持，家庭經(jīng)濟狀況更是影響流動人口就業(yè)與主觀幸福感的直接因素。雖然就業(yè)具有滿足個體多種心理需要的功能，但是有家庭庇護的流動人口，更可能選擇不就業(yè)，且主觀幸福感更高。因此，未就業(yè)者的主觀幸福感并不一定低?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵卵芯考僭O：

假設1a：家庭庇護會影響流動人口的就業(yè)決策。在婚者比非在婚者更可能離開勞動力市場，對女性而言尤其如此；家庭化流動、家庭經(jīng)濟狀況較好的流動人口，其離開勞動力市場的可能性更大。

假設1b：家庭庇護能提升流動人口的主觀幸福感。在婚者的主觀幸福感高于非在婚者；家庭化流動、家庭經(jīng)濟狀況較好的流動人口，其主觀幸福感更高。

假設1c：因受到家庭庇護，未就業(yè)流動人口的主觀幸福感并不低于就業(yè)流動人口。

體制庇護是指流動人口所在不同類型單位給其提供的資源與保護。中國在市場化改革進程中逐漸形成了體制內(nèi)（國有經(jīng)濟）與體制外（非國有經(jīng)濟）并存的二元分割勞動力市場格局。流動人口就業(yè)體制內(nèi)外的分化，反映了中國市場經(jīng)濟中并存著政府主導和市場主導的兩種資源分配模式。體制分割與庇護是計劃經(jīng)濟時代社會分層的重要影響因素，其影響力在市場化改革中雖有所減弱，但卻得以延續(xù)（付連峰，2019）。與體制外就業(yè)相比，體制內(nèi)就業(yè)具有較高的工資、社會聲望和福利水平，且勞動者權益也能得到更好的保障，因此，進入體制內(nèi)就業(yè)即被視為獲得體制庇護（蔡昉，1998；Cao & Rubin，2014）。我們主要關注體制庇護對就業(yè)流動人口勞動權益（具體操作指標為周工作時間與周加班時間）和主觀幸福感的影響。體制外就業(yè)因遠離正規(guī)監(jiān)管體系，超時加班現(xiàn)象已成常態(tài)。超時加班可分為被動加班和主動加班。被動加班多發(fā)生在低端勞動力市場，因勞動者權益無法得到保障，雇主往往通過延長勞動時間來獲取剩余價值。主動加班原因可能有二：一是在高端勞動力市場，因競爭異常激烈，勞動者為了獲取競爭優(yōu)勢而主動加班，這甚至成為一種企業(yè)文化；二是在低端勞動力市場，勞動者為了提高自己的收入水平而主動延長勞動時間（羅連化、周先波，2019；Lee，et al.，2015）。張峰、賈嵐暄（2016）揭示了體制內(nèi)外的分化及其不平等是影響人們幸福感的重要根源?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵卵芯考僭O：

假設2a：對就業(yè)流動人口而言，體制內(nèi)就業(yè)者每周的工作時間和加班時間都要少于體制外就業(yè)者。

假設2b：對就業(yè)流動人口而言，體制內(nèi)就業(yè)者的主觀幸福感要高于體制外就業(yè)者。

工作家庭沖突是指流動人口因受資源約束，無法同時滿足工作與家庭需要而產(chǎn)生的角色沖突，它是影響流動人口就業(yè)與主觀幸福感之間關系的重要因素。隨著勞動力市場競爭加劇和家庭結(jié)構(gòu)變化，流動人口面臨的工作壓力和家庭責任日益增加，工作家庭沖突時有發(fā)生，這對流動人口的工作生活與主觀幸福感都會產(chǎn)生負面影響（穆瀅潭，2020；Amstad，et al.，2011）。在實證分析中，我們使用加班時間作為工作家庭沖突的具體操作指標。因為個人的可支配時間是有限的，工作時間過長會擠占家庭生活所需時間，導致工作家庭沖突，從而對主觀幸福感產(chǎn)生負面影響，且不同就業(yè)狀況流動人口的工作時間存在顯著差異，工作時間導致的工作家庭沖突可能是不同就業(yè)狀況流動人口主觀幸福感差異的中介機制?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵卵芯考僭O：

假設3a：加班時間，尤其是長時間加班對流動人口主觀幸福感有負面影響；加班時間越長，流動人口的主觀幸福感越低。

假設3b：長時間加班導致的工作家庭沖突，是不同就業(yè)狀況流動人口主觀幸福感差異的中介機制。

（二）研究思路

本文旨在探討中國流動人口就業(yè)狀況的影響因素，以及流動人口就業(yè)狀況與主觀幸福感之間的內(nèi)在聯(lián)系。本文包括統(tǒng)計分析與模型分析：首先對流動人口的就業(yè)和主觀幸福感進行統(tǒng)計分析，考察流動人口不同就業(yè)狀況個體特征的異質(zhì)性；然后對流動人口的就業(yè)狀況及其與主觀幸福感之關系展開模型分析。由于流動人口數(shù)據(jù)具有明顯的分層聚類性，因此，本文采用分層模型技術來進行處理，具體模型的選取取決于實證分析中的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。

本文具體的研究路徑為：（1）評估流動人口不同就業(yè)狀況的影響因素，以檢驗家庭庇護機制是如何影響流動人口的就業(yè)選擇，并著重分析女性流動人口的家庭庇護機制。（2）分析體制內(nèi)就業(yè)與體制外就業(yè)流動人口勞動時間與加班時間的差異，以檢驗體制庇護機制對流動人口就業(yè)的影響。（3）分析流動人口主觀幸福感與家庭因素、就業(yè)狀況以及工作時間之間的內(nèi)在聯(lián)系，以檢驗家庭庇護、體制庇護與工作家庭沖突如何共同影響我國流動人口的主觀幸福感。

三 數(shù)據(jù)、變量與描述性統(tǒng)計

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文使用的是2014年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查按照多階段、分層、與規(guī)模成比例的PPS方法進行樣本抽樣。以北京市朝陽區(qū)、山東省青島市、河南省鄭州市、浙江省嘉興市、四川省成都市、福建省廈門市、廣東省深圳市和中山市為調(diào)查城市，每個城市抽取的樣本量為2 000個。本文主要考察流動人口就業(yè)狀況及其與主觀幸福感之間的關系，考慮到研究對象的就業(yè)狀況分為未就業(yè)、體制內(nèi)就業(yè)和體制外就業(yè)三種類型，我們選取未就業(yè)流動人口和就業(yè)身份為雇員的流動人口作為研究對照樣本；根據(jù)國家有關法律規(guī)定，我們在研究樣本中排除法定退休年齡以上的樣本，將男性樣本的年齡限制在18—60歲、女性樣本的年齡限定在18—55歲。對數(shù)據(jù)進行相關處理后，最終保留8 469個樣本，個體樣本來自于769個社區(qū)，每個社區(qū)平均擁有約11個樣本。

（二）變量選取

本文的核心變量包括流動人口的就業(yè)狀況、勞動權益和主觀幸福感。中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查有被調(diào)查者就業(yè)狀況的信息，并將流動人口分為就業(yè)群體和未就業(yè)群體。對于就業(yè)群體，根據(jù)就業(yè)單位性質(zhì)，我們將“機關、事業(yè)單位”和“國有及國有控股企業(yè)”樣本歸為體制內(nèi)就業(yè)，將其他樣本歸為體制外就業(yè)。根據(jù)上述劃分標準，可將所有樣本劃分為未就業(yè)、體制內(nèi)就業(yè)與體制外就業(yè)三個群體，它們分別占總樣本的比例約為9.81%、6.81%和83.37%。勞動權益具體由工作時間和加班時間兩個指標來反映。工作時間是指流動人口每周平均工作小時數(shù)，調(diào)查問卷中有“平均每周工作天數(shù)”以及“平均每天工作小時數(shù)”的信息，流動人口工作時間即是“平均每周工作天數(shù)”與“平均每天工作小時數(shù)”的乘積。我們將流動人口工作時間減去40來定義加班時間。流動人口的主觀幸福感由其生活滿意度來衡量，是取值范圍為1—7的排序變量，取值越大，表示主觀幸福感越高。

本文的核心解釋變量是婚姻狀況、流動模式和家庭經(jīng)濟狀況。一般認為婚姻狀況對就業(yè)和主觀幸福感有較大影響，取1表示在婚，取0表示其他；流動人口的流動模式分為家庭化流動和單人流動，取1表示家庭化流動，取0表示單人流動；家庭經(jīng)濟狀況由其他家庭成員的月收入來表示。這三個變量用來反映家庭庇護對流動人口就業(yè)狀況與主觀幸福感的影響。

其他控制變量包括流動人口的性別、戶口、年齡、受教育程度、健康狀況、政治身份、未成年子女。性別為虛擬變量，對女性取值為1，對男性取值為0，以反映性別差異對流動人口就業(yè)和主觀幸福感的影響。戶口為虛擬變量，對城—城流動人口取值為1，對鄉(xiāng)—城流動人口取值為0，以反映戶籍身份對流動人口就業(yè)和主觀幸福感的影響。加入年齡平方項，以考察流動人口就業(yè)和主觀幸福感與年齡之間存在的非線性關系。根據(jù)調(diào)查問卷，將流動人口受教育程度處理為賦值0—6的排序變量，分別表示未上過學、小學、初中、高中、專科、本科和研究生學歷，取值越大意味著受教育程度越高。健康狀況是流動人口的自評身體狀況，是一個取值范圍為0—4的排序變量，取值越大表示身體健康狀況越好。政治面貌為虛擬變量，對黨員取值為1，對非黨員取值為0，以反映政治身份對流動人口就業(yè)和主觀幸福感的影響。未成年子女為虛擬變量，對擁有不滿6周歲子女的流動人口取值為1，否則取值為0。

（三）描述性統(tǒng)計

表1是變量全樣本和就業(yè)狀況分樣本的描述性統(tǒng)計。從表1可知，流動人口主觀幸福感總體并不高，從分樣本來看，未就業(yè)流動人口的主觀幸福感最高，體制外就業(yè)流動人口的主觀幸福感最低；無論是周工作時間還是周加班時間，體制內(nèi)就業(yè)流動人口都小于體制外就業(yè)流動人口；在婚者占比，未就業(yè)流動人口遠高于就業(yè)流動人口；家庭化流動占比，未就業(yè)流動人口最高，體制外就業(yè)流動人口最低；未就業(yè)流動人口的家庭經(jīng)濟狀況明顯好于就業(yè)流動人口；城—城流動人口占比，體制內(nèi)就業(yè)流動人口遠高于未就業(yè)和體制外就業(yè)流動人口；不同就業(yè)狀況流動人口之間的年齡差異并不太大；未就業(yè)流動人口中，女性占比高達85.08%，明顯高于就業(yè)流動人口總體水平；體制內(nèi)就業(yè)流動人口的受教育程度最高，其次是體制外就業(yè)流動人口，未就業(yè)流動人口的受教育程度最低；體制外就業(yè)流動人口的身體健康狀況最好，而未就業(yè)流動人口的身體健康狀況最差；體制內(nèi)就業(yè)流動人口中黨員占比為7.28%，遠高于體制外就業(yè)和未就業(yè)的流動人口，其中，未就業(yè)流動人口中黨員占比最低，僅為0.72%；未就業(yè)流動人口擁有未成年子女的比例遠高于就業(yè)流動人口。

表 1 變量的描述性統(tǒng)計

表2匯報了流動人口加班時間的體制性差異。由表2可知，有51.99%的體制內(nèi)就業(yè)流動人口每周工作時間在40小時以內(nèi)，而體制外就業(yè)流動人口只有21.57%符合這種情況。流動人口的加班時間也存在明顯的體制差異，約有25.65%的體制內(nèi)就業(yè)流動人口每周加班時間在10小時以內(nèi)，而體制外就業(yè)流動人口的這一比例為31.75%；加班時間在10—20小時的情況，體制內(nèi)就業(yè)與體制外就業(yè)流動人口之間的差距更加懸殊，分別為12.65%和27.49%；體制內(nèi)就業(yè)流動人口每周加班時間在20小時以上的僅有9.71%，而體制外就業(yè)流動人口的這一比例高達19.19%?？傊影喱F(xiàn)象，尤其是長時間加班，在體制內(nèi)并不很常見，而在體制外卻非常普遍。這表明流動人口的勞動時間存在明顯的體制性差異，體制內(nèi)就業(yè)流動人口較體制外就業(yè)流動人口確實得到更多的體制庇護。

表 2 加班時間的體制性差異（單位：%）

四 分層模型的分析結(jié)果

（一）影響流動人口就業(yè)狀況的因素分析

模型分析的被解釋變量是“流動人口是否就業(yè)”，取1表示就業(yè)，取0表示未就業(yè)?？紤]到被解釋變量為二元虛擬變量，且數(shù)據(jù)具有分層聚類性，因此，本文采用分層二元選擇模型來研究流動人口是否就業(yè)。核心解釋變量為婚姻狀態(tài)、家庭化流動和家庭經(jīng)濟狀況，利用這三個變量以反映家庭庇護機制對流動人口就業(yè)的影響。其他控制變量為戶口、性別、年齡、受教育程度、健康狀況、政治面貌、未成年子女等影響流動人口就業(yè)的因素。模型的具體估計結(jié)果如表3所示。

表 3 流動人口就業(yè)狀況的分層二元選擇模型估計結(jié)果

表3中模型1顯示的核心解釋變量回歸結(jié)果，與人們的預期相一致，流動人口的婚姻狀況會影響其是否就業(yè)，在婚者較非在婚者更可能退出或不參加勞動力市場；家庭化流動的系數(shù)顯著為負，表明家庭化流動者較單人流動者更可能退出或不參加勞動力市場；家庭經(jīng)濟狀況的回歸系數(shù)顯著為負，這意味著流動人口的家庭經(jīng)濟狀況越好，其離開勞動力市場的概率越高?？傮w而言，家庭庇護機制的三個解釋變量對流動人口是否就業(yè)的影響都很顯著，有配偶、家庭化流動或家庭經(jīng)濟狀況較好的流動人口，更可能退出或不參加勞動力市場，在勞動力市場得到家庭庇護，假設1a得以證實。從表3的模型1可知，性別、年齡、受教育程度、健康狀況、政治面貌、未成年子女都會影響流動人口是否就業(yè)。性別變量的系數(shù)顯著為負，這意味著流動人口的就業(yè)存在明顯的性別差異，女性較男性更可能退出或不參加勞動力市場。流動人口就業(yè)與否和年齡之間呈倒“U”形關系，青年人和老年人進入勞動力市場就業(yè)的概率較中年人要低。受教育程度越高、健康狀況越好、有黨員政治身份的流動人口越可能進入勞動力市場就業(yè)。未成年子女變量的系數(shù)顯著為負，這表明擁有未成年子女的流動人口進入勞動力市場的可能性較低。戶口變量的系數(shù)為負，但在統(tǒng)計上不顯著，這表明城—城流動人口與鄉(xiāng)—城流動人口參與勞動力市場并不存在顯著性差異。

根據(jù)勞動力市場性別分工模式和傳統(tǒng)的家庭性別角色定位可知，流動人口的家庭庇護機制可能具有明顯的性別差異。維持家庭的城市生活需要一份穩(wěn)定工作，而家庭經(jīng)濟生活的重擔較多由男性來承擔，因此，婚姻狀況對流動人口是否就業(yè)的影響在男性群體與女性群體之間可能存在差別。我們在模型1的基礎上，加入婚姻狀況與性別的交乘項，以反映流動人口家庭庇護機制的性別差異。從表3的模型2可知，家庭化流動、家庭經(jīng)濟狀況、戶口、年齡、受教育程度、健康狀況、政治面貌、未成年子女對流動人口是否就業(yè)的影響，與模型1的結(jié)果基本相同。加入婚姻狀況與性別的交乘項后，性別的回歸系數(shù)不再顯著，婚姻狀況的系數(shù)顯著為正，但婚姻狀況與性別交乘項的系數(shù)顯著為負，這表明婚姻狀況對流動人口是否就業(yè)的影響存在明顯的性別差異，在婚提高了男性流動人口進入勞動力市場的概率，但降低了女性流動人口進入勞動力市場的概率。這意味著家庭庇護機制主要是針對女性，尤其是有配偶、家庭化流動且家庭經(jīng)濟狀況較好的女性。可見，假設1a進一步得到驗證。

（二）影響女性流動人口就業(yè)狀況的因素分析

由表3可知，流動人口的家庭庇護機制具有明顯的性別差異，家庭庇護主要針對女性流動人口，因此，我們接下來著重分析女性流動人口的就業(yè)選擇。其模型分析的被解釋變量是“女性流動人口的就業(yè)狀況”，取0表示未就業(yè)，取1表示體制內(nèi)就業(yè)，取2表示體制外就業(yè)?？紤]到被解釋變量為多元選擇變量，且數(shù)據(jù)具有分層聚類性，因此采用分層多元選擇模型來分析女性流動人口的就業(yè)選擇。模型的具體估計結(jié)果如表4所示。

由表4可知，婚姻狀況會影響女性流動人口的就業(yè)狀況，婚姻對女性流動人口就業(yè)具有抑制作用，無論是體制內(nèi)就業(yè)，還是體制外就業(yè)，在婚者較非在婚者而言更可能退出或不參加勞動力市場；婚姻狀況變量在體制內(nèi)就業(yè)和體制外就業(yè)中的系數(shù)分別為?1.971和?2.114，且在0.1%的顯著性水平上顯著，這意味著在體制外就業(yè)的女性流動人口更可能因為在婚而離開勞動力市場。家庭化流動對體制內(nèi)就業(yè)的系數(shù)為負但不顯著，對體制外就業(yè)的系數(shù)為負且很顯著，這意味著體制外就業(yè)的女性流動人口更可能因為家庭化流動而退出或不參加勞動力市場。家庭經(jīng)濟狀況的系數(shù)均為負數(shù)且很顯著，這表明女性流動人口的家庭經(jīng)濟狀況越好，其退出勞動力市場、選擇不參加勞動的概率越大。總體而言，家庭庇護機制的三個解釋變量對女性流動人口就業(yè)狀況的影響基本都非常顯著，表明當前女性流動人口的就業(yè)是根據(jù)性別分工模式和性別角色關系進行的自主選擇行為，女性流動人口回歸家庭是當前宏觀制度環(huán)境下抵御市場風險的合理選擇，只有那些在婚、家庭化流動且家庭經(jīng)濟狀況較好的女性流動人口才能真正不參加勞動，這進一步驗證了假設1a。

表4的回歸結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)戶籍能顯著提升女性流動人口在體制內(nèi)就業(yè)的概率，但對體制外就業(yè)無顯著性影響。無論是體制內(nèi)就業(yè)還是體制外就業(yè)的女性流動人口，其就業(yè)與年齡都呈倒“U”形關系。健康狀況對體制內(nèi)就業(yè)與體制外就業(yè)均無顯著性影響。受教育程度和政治面貌都顯著影響女性流動人口的就業(yè)狀況，受教育程度較高和有黨員政治身份的女性流動人口，更有可能選擇就業(yè)，尤其是進入體制內(nèi)就業(yè)。無論是體制內(nèi)就業(yè)還是體制外就業(yè)的女性流動人口，其中擁有未成年子女者離開勞動力市場的概率較大。

表 4 女性流動人口就業(yè)狀況的分層多元選擇模型估計結(jié)果

（三）流動人口工作時間與加班時間的體制性差異

本文通過考察流動人口工作時間和加班時間的體制性差異，驗證體制庇護對其就業(yè)的影響。考慮到流動人口數(shù)據(jù)的分層聚類性，以及其工作時間與加班時間的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，我們分別采用分層線性回歸模型和分層Tobit回歸模型來研究，具體估計結(jié)果如表5所示。

表5的回歸結(jié)果顯示，控制其他因素，在平均每周工作時間和加班時間上，體制內(nèi)就業(yè)流動人口較體制外就業(yè)流動人口分別減少2.576小時和4.274小時。這表明流動人口的就業(yè)確實存在明顯的體制差異，體制內(nèi)就業(yè)流動人口每周平均工作時間尤其是加班時間少于體制外就業(yè)流動人口，這意味著流動人口就業(yè)中體制庇護機制非常顯著，假設2a得到驗證?；橐鰻顩r系數(shù)為正，但不顯著，這意味著對于流動人口的工作時間和加班時間，在婚者與非在婚者不存在顯著性差異。但是，家庭化流動會使流動人口的工作時間和加班時間減少，家庭經(jīng)濟狀況越好者其工作時間和加班時間會越少，這意味著流動人口就業(yè)中家庭庇護機制也很顯著，假設1a得到進一步驗證。

從表5可知，女性的工作時間和加班時間都顯著少于男性；城—城流動人口的工作時間和加班時間都少于鄉(xiāng)—城流動人口；年齡對流動人口工作時間和加班時間無顯著影響；受教育程度越高者，其工作時間和加班時間越少；流動人口健康狀況越好，其工作時間和加班時間越少；黨員的工作時間和加班時間都要少于非黨員；擁有未成年子女對流動人口的工作時間和加班時間無顯著性影響。

（四）就業(yè)狀況、加班時間與流動人口主觀幸福感

為了分析就業(yè)狀況以及家庭庇護、體制庇護與工作家庭沖突如何影響流動人口的主觀幸福感，我們以流動人口主觀幸福感為被解釋變量，以就業(yè)狀況、加班時間以及婚姻狀況、家庭化流動、家庭經(jīng)濟狀況為核心解釋變量開展檢驗。考慮到加班時間對流動人口主觀幸福感可能存在非線性影響，我們將其處理成一個排序變量。由于被解釋變量流動人口主觀幸福感為排序變量，同時考慮到流動人口數(shù)據(jù)的分層聚類性，因此，我們采用分層排序模型。

表 5 流動人口工作時間與加班時間的分層模型估計結(jié)果

表6報告了流動人口主觀幸福感分層排序模型的回歸結(jié)果。我們采用嵌套模型的建模策略，模型1在包含相關控制變量的同時，還加入婚姻狀況、家庭化流動和家庭經(jīng)濟狀況變量，以考察家庭庇護機制如何影響流動人口的主觀幸福感。模型2在模型1的基礎上加入就業(yè)狀況變量，分析不同就業(yè)狀況對流動人口主觀幸福感的影響，以檢驗體制庇護機制如何影響流動人口的主觀幸福感。模型3繼續(xù)加入加班時間虛擬變量，以分析工作家庭沖突如何影響流動人口的主觀幸福感，同時檢驗加班時間在就業(yè)與主觀幸福感之間的作用機制。由表6模型1列可見，各控制變量的系數(shù)都基本符合預期。收入變量系數(shù)顯著為正，表明流動人口收入越高，其主觀幸福感越高。性別變量系數(shù)顯著為正，意味著流動人口主觀幸福感存在明顯的性別差異，女性比男性覺得更幸福。健康狀況系數(shù)顯著為正，表明流動人口健康狀況越好，其主觀幸福感越高。未成年子女系數(shù)顯著為負，表明流動人口擁有未成年子女會降低其主觀幸福感。戶口、年齡、受教育程度、政治面貌對流動人口主觀幸福感的影響都不顯著。從模型1可知，在控制其他解釋變量之后，婚姻狀況、家庭化流動和家庭經(jīng)濟狀況對流動人口主觀幸福感都有正向作用。在婚流動人口的主觀幸福感顯著高于非在婚者；家庭化流動能顯著提升流動人口的主觀幸福感；家庭經(jīng)濟狀況越好的流動人口其主觀幸福感也越高。這表明家庭庇護機制有助于提升流動人口的主觀幸福感，假設1b得到驗證。

從表6回歸模型2可知，在其他因素保持不變的條件下，處于不同就業(yè)狀況流動人口的主觀幸福感存在顯著差異。具體而言，體制內(nèi)就業(yè)和未就業(yè)流動人口的主觀幸福感均高于體制外就業(yè)流動人口，且流動人口三個群體中未就業(yè)流動人口的主觀幸福感最高，體制外就業(yè)流動人口的主觀幸福感最低。這意味著未就業(yè)流動人口的主觀幸福感并不低于就業(yè)流動人口，這也驗證了假設1c，即如果未就業(yè)流動人口有家庭庇護，且自主選擇退出或不參加勞動力市場，其主觀幸福感最高；對就業(yè)流動人口而言，體制內(nèi)就業(yè)者的主觀幸福感高于體制外就業(yè)者，假設2b得到驗證。上述結(jié)果表明，家庭庇護和體制庇護對流動人口主觀幸福感的提升都有顯著作用。

表 6 流動人口主觀幸福感的分層排序模型估計結(jié)果

最后，在模型3中加入每周加班時間虛擬變量，參照組為未加班群體，即未就業(yè)流動人口和就業(yè)但每周工作時間在40小時以內(nèi)的流動人口。其結(jié)果顯示，加班時間“小于等于10小時”的回歸系數(shù)為?0.039，但統(tǒng)計上不顯著；加班時間“10至20小時”和“大于20小時”的回歸系數(shù)分別為?0.183和?0.192，且在5%水平上顯著。這表明流動人口加班時間越長，對其主觀幸福感的負面作用越大，假設3a得以驗證。更為重要的是，在模型3中加入每周加班時間變量后，就業(yè)狀況的兩個虛擬變量系數(shù)大幅度下降，且在統(tǒng)計上不再顯著。這表明控制加班時間因素后，流動人口不同就業(yè)狀況之間的主觀幸福感不再存在顯著差異。對比表6中模型1—3，我們發(fā)現(xiàn)體制內(nèi)就業(yè)、體制外就業(yè)和未就業(yè)流動人口三個群體之間主觀幸福感的差異，很大程度上來源于這三個群體加班時間上的差異。這表明工作時間長短是流動人口就業(yè)狀況和主觀幸福感之間重要的中介機制，加班時間的群體性差異可以很好地解釋不同就業(yè)狀況流動人口主觀幸福感的差異，這個結(jié)果也驗證了假設3b。

五 結(jié) 論 與 啟 示

本文的主要結(jié)論是：第一，在控制其他因素的前提下，在婚、家庭化流動且家庭經(jīng)濟狀況較好的流動人口更可能離開勞動力市場，這表明流動人口就業(yè)是勞動力市場雇主與雇員雙向自主選擇的結(jié)果。但是，只有擁有家庭庇護的流動人口才更可能選擇退出或不參加勞動力市場，且家庭庇護對流動人口就業(yè)的影響具有明顯的性別差異，家庭庇護機制對女性的影響更加明顯。第二，體制內(nèi)就業(yè)流動人口的工作時間和加班時間都顯著低于體制外就業(yè)流動人口，這表明體制內(nèi)就業(yè)流動人口得到更多的體制庇護。第三，不同就業(yè)狀況下流動人口的主觀幸福感存在顯著差異，未就業(yè)和體制內(nèi)就業(yè)流動人口的主觀幸福感都高于體制外就業(yè)流動人口，這表明家庭庇護和體制庇護都有助于提升流動人口的主觀幸福感。第四，控制加班時間之后，不同就業(yè)狀況流動人口之間的主觀幸福感并無顯著性差異，這表明加班尤其是長時間加班是導致不同就業(yè)狀況流動人口之間主觀幸福感差異的重要原因。長時間加班會擠壓家庭生活所需時間，將導致工作家庭沖突，從而影響流動人口的主觀幸福感。體制外就業(yè)流動人口由于缺少家庭庇護與體制庇護，工作家庭沖突對其主觀幸福感的影響尤為明顯?？梢?，工作家庭沖突是連接流動人口就業(yè)狀況與主觀幸福感之間重要的中間作用機制。

本文的研究結(jié)果表明，當前中國特殊的正式制度（二元勞動力市場）與非正式制度（性別分工模式和性別角色定位）環(huán)境，不僅影響流動人口的就業(yè)選擇，而且還影響他們對幸福的感知。體制外就業(yè)由于遠離監(jiān)管，超時加班現(xiàn)象時有發(fā)生，這種狀況對體制外就業(yè)流動人口的主觀幸福感造成很大的負面影響。因此，體制外就業(yè)流動人口的境況與較低的主觀幸福感應引起人們的高度重視。一方面，政府應該采取措施，逐步消除勞動力市場分割；另一方面，相關部門應該加強對體制外就業(yè)的勞動保護力度，完善勞動法規(guī)并嚴格監(jiān)管執(zhí)行，對任意延長勞動時間和提高勞動強度等行為要加以規(guī)范約束。同時，體制外就業(yè)流動人口境遇的改善，還有賴于相關組織管理能力的提升，如在體制外部門建立相應的工會制度，構(gòu)建規(guī)范和諧的勞動關系。

正如本文的研究結(jié)果所示，對于無法獲得體制內(nèi)就業(yè)崗位的流動人口尤其是女性流動人口，如果他們擁有家庭庇護，很可能會選擇退出或不參加勞動力市場。雖然未就業(yè)在短期對其主觀幸福感并無不利影響，但流動人口離開勞動力市場的長期后果不容忽視，諸如失去職業(yè)關系網(wǎng)絡與經(jīng)濟獨立性，而且可能因喪偶或離婚而陷入貧困等等。因此，對于未來流動人口管理政策的頂層設計而言，不僅需要完善流動人口家庭化流動的服務政策體系，為流動人口家庭化流動創(chuàng)造便利條件，以提升其主觀幸福感，而且還需要在制定公共政策時將性別因素納入考量范疇，研究設計鼓勵流動人口尤其是女性流動人口就業(yè)的政策，注重政策的性別平等化，以進一步促進經(jīng)濟社會中的兩性平等。

本文也存在一些局限與不足。第一，由于中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)未提供家務勞動時間信息，因此，我們不能同時檢驗家務勞動時間和工作時間對流動人口主觀幸福感的影響。第二，本文將流動人口分為未就業(yè)、體制內(nèi)就業(yè)和體制外就業(yè)三個群體，然而這三個群體內(nèi)部并非完全同質(zhì)。比如，對體制內(nèi)就業(yè)流動人口而言，存在有編制與無編制的差別。由于相關調(diào)查未能提供這方面的詳盡信息，因此，本文無法在更細層面詳盡展現(xiàn)這些差異，及其對主觀幸福感的影響。彌補上述不足，既有待于流動人口調(diào)查問卷設計的完善，也需要開展更深入、更有針對性的分析。