樊敏杰

（河南財經(jīng)政法大學(xué) 財政稅務(wù)學(xué)院，河南 鄭州 450046）

1 引言

農(nóng)村勞動力的大規(guī)模鄉(xiāng)城遷移是支撐中國近年來社會經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的重要力量。十九屆五中全會審議通過的《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》指出，要解決好“三農(nóng)”問題，推動城鄉(xiāng)要素平等交換、雙向流動。同時，2021年的《政府工作報告》中也指出：“十四五”時期要深入推進(jìn)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，加快農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化。這意味著，要同步實現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化以及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，仍然要以農(nóng)村勞動力遷移為主要切入點，同時推進(jìn)遷移勞動力的城市融合和戶籍轉(zhuǎn)換。然而，近年來的情況表明，我國農(nóng)村勞動力的遷移進(jìn)程正在逐步放緩，農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)遷移的意愿并不強烈[1]。如何對這種現(xiàn)象進(jìn)行解釋，進(jìn)而提升農(nóng)村勞動力的鄉(xiāng)城遷移和居留意愿，對于提高我國的城鎮(zhèn)化水平有著重要的現(xiàn)實意義。

通常認(rèn)為，農(nóng)村勞動力的遷移往往出于趨利動機，城鄉(xiāng)工資收入差距是其遷移的主要動力。但是，近年來有學(xué)者發(fā)現(xiàn)城市的收入優(yōu)勢對農(nóng)村勞動力遷移的拉力正逐減弱[2]，工資差距可以吸引更多的農(nóng)村勞動力，但并不能提高他們的留城意愿[3]。相反，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)村勞動力低層次的生存需求早已得到滿足，而公共服務(wù)、社會階層、社會福利等非收入因素的影響日益受到關(guān)注。而最終突破戶籍壁壘取得城市戶口的農(nóng)村遷移勞動力，其留在城市生活的主要動力源于與戶籍關(guān)聯(lián)的社會福利得到了改善。因此當(dāng)前來看，對于農(nóng)村勞動力的遷移和居留決策影響因素的探討，僅從收入視角展開是不充分的，它并不能從整體上反映出一個人的生活狀態(tài)[4]。而幸福感作為衡量個體生活狀況的客觀和主觀效用的綜合指標(biāo)，通常被認(rèn)為是生活質(zhì)量的真實體現(xiàn)5]，是福利狀況的合理度量。鑒于此，本文嘗試通過對不同群體之間的主觀幸福感差異進(jìn)行比較來評估遷移行為和戶籍差異所導(dǎo)致的幸福感變化，并在其中引入社會階層中介機制，為解釋勞動力遷移進(jìn)程放緩提供一個新的視角，為提升全民幸福感提供經(jīng)驗支持和理論支撐。

2 文獻(xiàn)回顧

長期以來，幸福感是一個橫跨經(jīng)濟(jì)學(xué)、管理學(xué)、社會學(xué)、心理學(xué)等多個學(xué)科的熱點研究話題。關(guān)于幸福感的影響因素，最初多集中于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和居民收入。Easterlin（1974)曾提出了著名的“伊斯特林悖論”，即隨著時間的推移，幸福感并不會隨著收入的增加而繼續(xù)提升[6]。自此以后，很多學(xué)者開始嘗試從不同的角度探討幸福感的影響因素。既有基于經(jīng)濟(jì)制度、文化背景和自然環(huán)境等宏觀因素進(jìn)行的闡釋[7-9]，也有基于年齡、性別、教育、婚姻、健康、住房、宗教信仰等個體特征展開的分析[10-11]。主流觀點認(rèn)為，盡管不同的經(jīng)濟(jì)體之間社會發(fā)展程度有所差異，但影響主觀幸福感的關(guān)鍵變量可能是一致的[12]，且不同個體之間、不同群體之間的幸福感是可以進(jìn)行橫向比較的[13]。上述文獻(xiàn)為不同分類群體的主觀幸福感比較提供了理論依據(jù)。

關(guān)于勞動力遷移、社會階層與主觀幸福感之間的關(guān)系，現(xiàn)有文獻(xiàn)往往立足于兩兩變量之間的關(guān)系探討。基于本文的研究邏輯，下面將從以下幾個方面對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理。

2.1 勞動力遷移與主觀幸福感

關(guān)于遷移是否能提高個體的主觀幸福感，多數(shù)研究關(guān)注了跨國遷移與幸福感之間的關(guān)系。例如，有研究表明，移民的幸福感低于本地居民，社會資本差異、文化差異等是造成其幸福感下降的主要原因[14-15]。與上述結(jié)論不同，Nikolova & Graham ( 2015)則發(fā)現(xiàn)，遷移行為對遷移者的收入水平、幸福感等福利指標(biāo)均有顯著正向影響[16]。Knight & Gunatilaka首次以發(fā)展中國家的鄉(xiāng)城遷移為視角，研究發(fā)現(xiàn)遷移到城鎮(zhèn)的農(nóng)村勞動力收入水平顯著高于農(nóng)村居民，然而幸福感卻同時低于農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民[17]。國內(nèi)有學(xué)者認(rèn)為，勞動力遷移使得個體在資源獲取、生活期望以及文化適應(yīng)上的沖擊降低了主觀幸福感[18]，而且無論是否發(fā)生戶籍變動，有過遷移經(jīng)歷的個體主觀幸福感均顯著低于未遷移居民[19]。而關(guān)于戶籍變動與幸福感之間的關(guān)系，溫興祥、鄭凱則得出了不同的結(jié)論，他們發(fā)現(xiàn)獲取戶籍的遷移行為并未降低幸福感，而未獲取戶籍的遷移行為則產(chǎn)生了負(fù)向幸福效應(yīng)[20]。戶籍制度成為了限制遷移勞動力在流入地城市享受和當(dāng)?shù)鼐用裢鹊慕逃?、醫(yī)療和養(yǎng)老等福利待遇的一道壁壘[21]。祝仲坤等利用全國性的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，相對于省內(nèi)遷移，跨省遷移者的主觀幸福感損失更大；相對于家庭化遷移，孤身遷移也存在顯著的幸福弱化效應(yīng)[22]。陳飛、蘇章杰的研究認(rèn)為高教育水平和異地遷移的農(nóng)村勞動力幸福損失更大，且損失程度不隨遷移時間的延長而下降[1]。其中，自評社會階層、社會公平感等因素的降低，是導(dǎo)致遷移者幸福損失的重要原因。

2.2 社會階層與主觀幸福感

關(guān)于社會階層與主觀幸福感的關(guān)系，無論是對跨國移民的樣本研究[23]，還是針對某一國家或地區(qū)內(nèi)部移民的具體分析[24]，大多得到了相似的結(jié)論：社會階層認(rèn)同及階層的向上流動對幸福感均有顯著的正向效應(yīng)，而且這種影響存在顯著的城鄉(xiāng)差異。相對于城鎮(zhèn)居民來說，農(nóng)村居民的幸福感對社會階層變化更為敏感[25]。此外，子代相對父代的職業(yè)地位下降會顯著降低其主觀幸福感，而自評階層及預(yù)期階層的正向變化則有利于提升個體的主觀幸福感[26]。還有學(xué)者認(rèn)為，應(yīng)當(dāng)區(qū)分客觀社會階層和主觀社會階層對幸福感的影響差異。主觀幸福感更多地是個體與周圍熟人或同齡人進(jìn)行橫向比較以及與自已的過去進(jìn)行縱向比較而得出的綜合評價。也就是說，與收入、職業(yè)等客觀指標(biāo)相比，主觀社會階層是個體綜合考慮各項因素之后的心理感知，不僅能夠在一定程度上反映其客觀社會階層，更是進(jìn)行了社會比較之后的結(jié)果[27]。

2.3 勞動力遷移與社會階層

在現(xiàn)有的文獻(xiàn)中，針對勞動力遷移與社會階層之間關(guān)系的研究還比較匱乏，且多基于社會階層的認(rèn)知視角。有研究認(rèn)為，對于農(nóng)村勞動力來說，遷移是個人提升收入、獲取更多就業(yè)機會以及改善階層的重要途徑[28-29]。然而，由于地理環(huán)境、社會關(guān)系以及語言文化的差異，遷移過程勢必會給遷移者的行為習(xí)慣、生活狀態(tài)帶來沖擊[30]。首先，遷移者需要適應(yīng)陌生地理環(huán)境的飲食習(xí)慣、居住條件以及氣候變化。其次，勞動力遷移意味著脫離原籍地的社會網(wǎng)絡(luò)和社會資本，轉(zhuǎn)而在流入地城市構(gòu)建新的社會關(guān)系。然而，這將是一個漫長的過程，需要耗費較長的時間周期進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)重構(gòu)，并投入大量精力來維持新的網(wǎng)絡(luò)。最后，地域的生活文化差異可能會使遷移者在城市融入過程中產(chǎn)生一種天然的自卑感和心理劣勢。對于大多數(shù)農(nóng)村遷移勞動力來說，只有在職業(yè)發(fā)展、財富積累以及社會資本上優(yōu)于城市本地居民，其主觀社會階層才會有正向感知，甚至戶籍轉(zhuǎn)換也無法改善遷移帶來的負(fù)向影響[31]。因此，遷移過程可能是一個遷移者從城市社會底層重新向上攀升的過程。

同時考慮勞動力遷移、社會階層與主觀幸福感三者之間關(guān)系的探討較少，張雅欣、孫大鑫利用2014年中國勞動力調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，遷移行為對個體的主觀幸福感有顯著的影響，在這個過程中主觀社會地位具有明顯的中介作用[19]。

綜上來看，已有文獻(xiàn)對于分析勞動力遷移與社會階層、個體主觀幸福感的關(guān)系具有重要的指導(dǎo)意義，但同時也存在一定的局限性：第一，現(xiàn)有研究多關(guān)注勞動力遷移與主觀幸福感、社會階層與主觀幸福感之間的關(guān)系，對于勞動力遷移與社會階層之間的關(guān)系鮮有研究，而關(guān)于勞動力遷移、社會階層與幸福感三者之間的邏輯探討更是少見；第二，關(guān)于社會階層指標(biāo)的選取較為單一，很少有研究能夠?qū)⒖陀^社會階層和主觀社會階層、階層認(rèn)同和階層流動等不同維度的指標(biāo)結(jié)合起來展開系統(tǒng)探討；第三，在考察勞動力遷移行為對社會階層、主觀幸福感的影響時，多數(shù)文獻(xiàn)僅籠統(tǒng)地將遷移群體與非遷移群體進(jìn)行對照研究，而未根據(jù)遷移特征和戶籍屬性等對樣本進(jìn)行細(xì)分，全面考察各分類群體之間的差異。

3 數(shù)據(jù)與變量

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自于中國綜合社會調(diào)查（CGSS）。該數(shù)據(jù)由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負(fù)責(zé)搜集，從2003年開始至2017年共進(jìn)行了10次全國性調(diào)查。內(nèi)容涵蓋廣泛，主要包括個人和家庭兩個層面的信息，如個人的幸福感知、職業(yè)、階層認(rèn)知、受教育程度、婚姻狀況、家庭人口規(guī)模、家庭的收支和資產(chǎn)情況等。根據(jù)研究需要，本文選取2010～2017年度的6次調(diào)查數(shù)據(jù)作為混合橫截面數(shù)據(jù)，大容量的樣本可以提高估計結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性。根據(jù)問卷特點及農(nóng)村遷移勞動力的特征，我們把研究對象限定在16～65歲的受訪者，并且剔除了學(xué)生身份的樣本。

3.2 變量選取及其描述

（1）主觀幸福感。本文根據(jù)CGSS2010～2017的問卷中對主觀幸福感的問題及選項設(shè)計，將該變量設(shè)定為一個五取值的有序變量：非常不幸福賦值為1，比較不幸福賦值為2，說不上是否幸福或一般幸福賦值為3，比較幸福賦值為4，非常幸福賦值為5。

（2）社會階層。根據(jù)研究目的，本文將社會階層分為階層認(rèn)同和階層流動兩個維度。一是階層認(rèn)同指標(biāo)，包括職業(yè)階層認(rèn)同、主觀階層認(rèn)同以及預(yù)期階層認(rèn)同三個方面，二是階層流動指標(biāo)，包括代際職業(yè)流動和主觀階層流動兩個方面。這兩個維度同時包含了社會階層的客觀指標(biāo)和主觀指標(biāo)。本文同時控制了客觀指標(biāo)和主觀指標(biāo)，也可以驗證階層認(rèn)同偏移現(xiàn)象是否存在。

遵循傳統(tǒng)的職業(yè)階層劃分標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)受訪者當(dāng)前的職業(yè)類型及其父代職業(yè)類型來分別界定職業(yè)階層認(rèn)同和流動。本文參照殷金朋等的定義規(guī)則，將職業(yè)劃分為三個階層：第一階層主要包括黨政機關(guān)、企業(yè)、事業(yè)單位、社會團(tuán)體負(fù)責(zé)人，私營業(yè)主，技術(shù)人員以及軍人；第二階層主要包括個體工商戶，一般辦公室人員以及辦事人員等相關(guān)人員；第三階層主要包括商業(yè)、服務(wù)業(yè)人員，農(nóng)、林、牧、漁業(yè)勞動者，以及非正式就業(yè)人員和無業(yè)人員等[32]。關(guān)于代際職業(yè)流動，借鑒邵宜航、張朝陽的界定方法，通過將受訪者和父代的職業(yè)階層進(jìn)行比較來判斷流動方向[33]。父代職業(yè)階層通過比較受訪者父親和母親的職業(yè)階層取其高者而得。若子代高于父代，則表示代際職業(yè)階層向上流動（賦值為1）；若子代等于父代，則表示代際職業(yè)階層未發(fā)生改變（賦值為0）；若子代低于父代，則表明代際職業(yè)階層向下流動（賦值為-1）。

此外，根據(jù)受訪者對自身當(dāng)前和未來10年可能所處的社會等級評價將主觀階層認(rèn)同和預(yù)期階層認(rèn)同由低到高分為1～10共10個等級。同樣，將受訪者當(dāng)前的主觀階層評價與10年前的主觀階層評價進(jìn)行比較，若當(dāng)前的主觀階層高于10年之前，則表示主觀階層向上流動（賦值為1），若當(dāng)前的主觀階層等于10年之前，則表示主觀階層未發(fā)生變化（賦值為0），若當(dāng)前的主觀階層低于10年之前，則表示主觀階層向下流動（賦值為-1）。

（3）遷移特征與戶籍屬性。為了識別不同的分類群體，本文根據(jù)現(xiàn)居地、戶籍所在地、戶籍性質(zhì)以及戶籍轉(zhuǎn)換經(jīng)歷等對樣本進(jìn)行界定。最終，將本文的研究對象劃分為農(nóng)村居民、未換戶遷移者、已換戶遷移者（指已進(jìn)行戶籍轉(zhuǎn)換的農(nóng)村遷移勞動力）以及城鎮(zhèn)居民四類。

表1為四類群體的主觀幸福感和各項社會階層指標(biāo)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差。未換戶遷移者的主觀幸福感、主觀階層認(rèn)同以及預(yù)期階層認(rèn)同均略低于其他三類群體。而已換戶遷移者和城鎮(zhèn)居民的主觀幸福感、職業(yè)階層認(rèn)同、主觀階層認(rèn)同以及預(yù)期階層認(rèn)同等指標(biāo)均具有較強的趨同性。各類群體的預(yù)期階層認(rèn)同均高于主觀階層認(rèn)同，其中農(nóng)村居民提升的幅度最大。這可能是由于近年來農(nóng)村發(fā)展速度加快導(dǎo)致的。同樣，主觀階層流動指標(biāo)也表明了這一點。

表1 各分類群體的主觀幸福感和社會階層變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差

(4)其他控制變量。本文還控制其他一些可能會對社會階層和主觀幸福感產(chǎn)生影響的變量，主要包括性別、年齡、民族、政治面貌、宗教信仰、婚姻狀況、受訪者及其父代的受教育年限、自評健康、醫(yī)保參保情況、本套房屋產(chǎn)權(quán)以及房產(chǎn)數(shù)量等②限于篇幅，其他控制變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差未列出。。其中，通過比較受訪者父親和母親的受教育年限，取其高者作為父代受教育年限。此外，還控制了絕對收入水平和相對收入水平。絕對收入通過家庭人均收入水平來衡量，由受訪者的家庭年度總收入除以家庭規(guī)模而得到。相對收入則由受訪者對其家庭經(jīng)濟(jì)狀況在當(dāng)?shù)厮幩降闹饔^評價來判斷。此外，本文還控制了地區(qū)和年份變量。

4 模型設(shè)計

4.1 基準(zhǔn)模型：雙變量有序probit模型

現(xiàn)有關(guān)于個體幸福感的研究多借助于OLS和Ordered Probit等計量方法，但如果存在反向因果效應(yīng)及遺漏變量問題，這些傳統(tǒng)方法的估計結(jié)果可能是有偏的和不一致的?；诖耍Y(jié)合主觀幸福感和社會階層各項指標(biāo)的性質(zhì)，本文借鑒Sajaia和殷金朋等的做法擬采用雙變量有序probit模型來解決可能存在的內(nèi)生性問題，以得到無偏且有效的估計結(jié)果[34][32]。

根據(jù)本文的設(shè)想，將雙變量有序probit模型設(shè)定如下：

其中，happiness*i為個體的主觀幸福感，soc_class*i為個體的社會階層指標(biāo)，migranti表示受訪者的遷移特征和戶籍屬性。X1i、X2i分別表示影響社會階層和主觀幸福感的其他控制變量。式(2)中，系數(shù)γ表示不同社會階層的個體主觀幸福感差異。誤差項ε1、ε2服從二元聯(lián)合正態(tài)分布，而Corr(ε1,ε2)= ρ表示二者之間的相關(guān)系數(shù)，參數(shù)ρ可以用來衡量變量soc_classi和 happinessi的相關(guān)性，若該參數(shù)具有統(tǒng)計學(xué)顯著性，則表明變量soc_classi具有內(nèi)生性。若該參數(shù)不具有統(tǒng)計學(xué)顯著性，則該模型相當(dāng)于分別對兩個Ordered Probit方程進(jìn)行獨立的估計，在滿足大樣本的條件下，最終的估計結(jié)果仍然是一致的。對于變量soc_classi可能存在的內(nèi)生性問題，可以通過選取合適的工具變量來糾正潛在的估計偏誤。本文以受訪者所在省份2008年社會階層指標(biāo)的均值作為工具變量（Ins)。一方面，個體當(dāng)前的社會階層往往是以前社會階層的慣性延續(xù)；另一方面，由于匹配層次不同以及時間差異，2008的省級社會階層均值并不會直接影響2010年以后的個體主觀幸福感。因此，能夠同時滿足相關(guān)性和獨立性假設(shè)，該工具變量是合理有效的。

4.2 中介效應(yīng)測度：KHB分解

針對非線性模型中介變量的估測問題，本文擬選用KHB方法[35]，通過對因變量、初始自變量以及中介變量之間的關(guān)系進(jìn)行設(shè)定進(jìn)而分解出中介效應(yīng)。具體來說，包括三個步驟：

第一步，設(shè)定簡化模型。檢驗不同分類群體對主觀幸福感影響的總效應(yīng)：

第二步，設(shè)定完整模型。檢驗不同分類群體對主觀幸福感影響的直接效應(yīng)：

第三步，由總效應(yīng)和直接效應(yīng)可得差分系數(shù)（θ-θ’），該差值就是核心自變量migranti的間接效應(yīng)，也即變量soc_classi所發(fā)揮的中介作用。若差分系數(shù)顯著為正，則表明變量migranti的系數(shù)在中介變量的作用下減小，即中介變量在其中產(chǎn)生了中介效應(yīng)；若差分系數(shù)顯著為負(fù)，則表明該變量在其中產(chǎn)生了抑制效應(yīng)。

4.3 穩(wěn)健性檢驗：傾向得分匹配（PSM)

在其他條件相同的情況下，社會經(jīng)濟(jì)地位或幸福感較低者往往更傾向于向外遷移以尋求機會改變現(xiàn)狀，而未遷移的農(nóng)村居民可能本身就擁有較高的社會階層或主觀幸福感，這就意味著農(nóng)村勞動力的遷移行為并非隨機的。為了避免可能存在的“自選擇”問題而導(dǎo)致嚴(yán)重的樣本選擇偏誤，本文根據(jù)個體特征變量對樣本進(jìn)行傾向得分匹配（PSM)以平衡數(shù)據(jù)，剔除遷移勞動力和農(nóng)村居民可觀測的個體異質(zhì)性，使得匹配后的處理組與控制組的個體特征保持一致。傾向得分法可以定義個體在控制可觀測到的“混淆”變量后，受到某個解釋變量影響的條件概率。由此得到的因果關(guān)系可以排除 “混淆”變量的影響，進(jìn)行獲取變量之間影響的“凈效應(yīng)”。為了進(jìn)一步區(qū)分戶籍屬性的影響，本文將分別對未換戶遷移者（處理組）和農(nóng)村居民（對照組）、已換戶遷移者（處理組）和農(nóng)村居民（對照組）進(jìn)行傾向得分匹配。首先利用logit回歸估算個體鄉(xiāng)城遷移的傾向得分：

其中，Xi表示農(nóng)村勞動力遷移的影響因素，也即匹配變量，主要包括性別、年齡、民族、收入水平、自評健康、受教育水平、婚姻狀況等。根據(jù)傾向得分的共同支撐區(qū)域?qū)μ幚斫M和對照組進(jìn)行匹配，進(jìn)而采用相應(yīng)的匹配方法計算平均處理效應(yīng)（ATT)：

5 實證結(jié)果與分析

5.1 基準(zhǔn)分析：勞動力遷移對社會階層和主觀幸福感的影響

如上所述，本文將勞動力遷移與社會階層、幸福感的影響分為階層認(rèn)同與階層流動兩個維度分別進(jìn)行考察，基于雙變量有序probit模型的估計結(jié)果如表2、表3所示。模型（1）～模型（3）包含了不同維度的階層認(rèn)同指標(biāo)，模型（4）～模型（5）則是包括了階層流動變量的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，各個模型中兩個方程的隨機擾動項相關(guān)系數(shù)ρ均具有較強的統(tǒng)計學(xué)顯著性，這表明關(guān)鍵解釋變量確實存在內(nèi)生性，并且模型設(shè)置中所選取的工具變量是有效的。此外，各模型中參數(shù)γ均顯著為正，這表明各社會階層指標(biāo)與主觀幸福感之間存在著正向的內(nèi)在聯(lián)系，在控制其他變量的情況下，社會階層在一定程度上影響著居民的主觀幸福感。

表2 勞動力遷移、社會階層認(rèn)同與主觀幸福感的估計結(jié)果

表2和表3中，不同分類的城鄉(xiāng)居民群體主觀幸福感存在顯著差異，該結(jié)果在不同的模型中具有高度的一致性。未換戶遷移者對應(yīng)的幸福感回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，這表明相對于農(nóng)村居民（參照組）而言，未換戶遷移者往往面臨著更高的幸福損失風(fēng)險。與之相反，已換戶遷移者和城鎮(zhèn)居民的主觀幸福感卻顯著更高。不難推斷，擁有城鎮(zhèn)戶籍的受訪者感知到的幸福程度在所有城鄉(xiāng)居民中是最高的。而從社會階層方程可以看出，不同模型中遷移特征對各個階層認(rèn)同和階層流動指標(biāo)的影響并不一致。首先，從階層認(rèn)同維度來看，無論是否發(fā)生戶籍身份轉(zhuǎn)換，遷移人口的職業(yè)階層認(rèn)同均得到了顯著提升。這意味著，從農(nóng)村到城鎮(zhèn)的遷移能夠創(chuàng)造更多的就業(yè)機會，拓寬了勞動力的職業(yè)選擇空間。然而，從主觀指標(biāo)來看，未換戶遷移者對應(yīng)的主觀階層認(rèn)同和預(yù)期階層認(rèn)同回歸系數(shù)則顯著為負(fù)。究其原因，隨著勞動力從農(nóng)村遷移到城鎮(zhèn)，其所處的社會經(jīng)濟(jì)環(huán)境也會發(fā)生較大的變化，參照對象也由農(nóng)村居民變?yōu)槌擎?zhèn)居民，然而由于戶籍壁壘，未換戶遷移者并不能同步享受到城鎮(zhèn)的社會保障以及福利等戶籍關(guān)聯(lián)待遇，進(jìn)一步強化了主觀感知的社會階層下移傾向。與其他階層認(rèn)同指標(biāo)不同，相對于參照組而言，已換戶遷移者和城鎮(zhèn)居民的預(yù)期階層指標(biāo)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)。原因在于，隨著近年來鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的提出，一系列“三農(nóng)”利好政策促進(jìn)了農(nóng)村地區(qū)的“加速度”發(fā)展，使得農(nóng)村居民對未來生活的期望值同樣以“加速度”上升，而其他群體對未來階層的預(yù)期則相對下降。其次，從階層流動維度來看，未換戶遷移者、換戶遷移者以及城鎮(zhèn)居民的影響系數(shù)均顯著為正，即遷移人口與城鎮(zhèn)居民的代際職業(yè)階層均呈現(xiàn)出顯著的向上流動傾向。盡管城鄉(xiāng)整體的代際職業(yè)階層流動性較弱，但是由于農(nóng)村家庭子女職業(yè)向上流動存在著明顯的“天花板效應(yīng)”[36]，相對而言，城鎮(zhèn)多層次的就業(yè)市場為代際職業(yè)階層向上流動提供了更多的可能性。未換戶遷移者的回歸系數(shù)要小于已經(jīng)進(jìn)行戶籍轉(zhuǎn)換的受訪者，這可能是由于勞動力市場分割使得農(nóng)村戶籍的遷移者多集中于低端行業(yè)所導(dǎo)致的。

表3 勞動力遷移、社會階層流動與主觀幸福感的估計結(jié)果

從以上分析不難看出，無論是社會階層還是主觀幸福感，換戶遷移者均呈現(xiàn)出與城鎮(zhèn)居民趨同的趨勢。與農(nóng)村居民相比，未換戶遷移者的客觀職業(yè)階層認(rèn)同和流動均有顯著改善，而主觀階層認(rèn)同和流動指標(biāo)則顯著下降，且各個模型均顯示出了負(fù)向的幸福效應(yīng)。作為遷移群體的主力，未換戶遷移者的幸福感最低，成了名副其實的“弱勢群體”。不同分類群體對客觀階層與主觀階層認(rèn)知的不一致性，也從側(cè)面驗證了階層地位認(rèn)同偏移現(xiàn)象，個體的主觀認(rèn)知評價更容易受周圍參照系的影響，“不患寡而患不均”的橫向公平更有利于提升個體的主觀階層認(rèn)知。

5.2 中介效應(yīng)：遷移行為及戶籍屬性的幸福效應(yīng)與階層效應(yīng)

由前文可知，社會階層可能是遷移與戶籍屬性影響主觀幸福感的間接渠道?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果表明，各項社會階層指標(biāo)的幸福效應(yīng)顯著，這意味著階層認(rèn)同和階層流動在一定程度上影響著個體的主觀幸福感。然而這只是一種粗略的估計，在這一邏輯鏈條中社會階層是否真的充當(dāng)著中介變量？如果是，其中介效應(yīng)的貢獻(xiàn)率有多大？本文基于KHB方法對社會階層各項指標(biāo)對幸福感知的影響效應(yīng)進(jìn)行分解和統(tǒng)計檢驗，結(jié)果如表4所示。

表4 遷移特征與戶籍屬性對主觀幸福感影響的KHB分解結(jié)果

KHB分解結(jié)果顯示，從總效應(yīng)來看，不同分類群體之間的主觀幸福感具有顯著差異，與農(nóng)村居民相比，未換戶遷移者的主觀幸福感更低，而換戶遷移者與城鎮(zhèn)居民的主觀幸福感顯著更高。從直接效應(yīng)來看，遷移行為對未換戶遷移者的直接影響均為負(fù)值。與此對應(yīng)，已換戶遷移者以及城鎮(zhèn)居民的直接效應(yīng)則為正值。這表明戶籍壁壘是抑制個體幸福感知的主要因素之一。

從間接效應(yīng)來看，預(yù)期階層認(rèn)同指標(biāo)的間接效應(yīng)并未通過顯著性檢驗，說明遷移特征和戶籍屬性并不通過預(yù)期階層認(rèn)同進(jìn)而對個體幸福感知產(chǎn)生顯著影響。原因可能在于10年的時期跨度會弱化某些個體對未來階層預(yù)期的敏感性。除此之外，其他的社會階層指標(biāo)則展現(xiàn)了顯著的中介效應(yīng)或抑制效應(yīng)。值得注意的是，對于未換戶遷移者來說，職業(yè)階層認(rèn)同和代際職業(yè)流動對幸福感的間接效應(yīng)約占總效應(yīng)的-18.21%、-10.24%，這意味著該變量起到了抑制效應(yīng)，該結(jié)果表明遷移進(jìn)城有利于促進(jìn)職業(yè)階層向上流動和幸福感提升，但由于數(shù)值較小，其正向影響未能扭轉(zhuǎn)遷移本身帶來的負(fù)向直接影響。類似地，已換戶遷移者與城鎮(zhèn)居民的主觀階層流動變量均顯示了抑制效應(yīng)，其貢獻(xiàn)率分別為-5.25%、-18.56%，這是由于城鄉(xiāng)發(fā)展日趨融合導(dǎo)致的。

綜上可知，不涉及戶籍轉(zhuǎn)換的遷移有助于改善職業(yè)階層認(rèn)同和流動，但卻不利于主觀階層感知。但無論如何，由于遷移行為所帶來的社會階層改變并不能轉(zhuǎn)變遷移本身的負(fù)向幸福效應(yīng)。

5.3 異質(zhì)性分析：基于似不相關(guān)回歸模型（SUR）的檢驗

為了檢驗遷移行為對個體的社會階層和主觀幸福感的影響是否存在群體差異，本文依據(jù)遷移區(qū)域、遷移距離、遷移時間以及遷移方式等遷移特征對樣本進(jìn)行分組③由于已換戶遷移者與城鎮(zhèn)居民的趨同性，這里主要以未換戶遷移者為研究對象。。為了驗證變量在兩組之間的系數(shù)是否存在顯著差異，本文以O(shè)rdered Probit模型為基礎(chǔ)，利用似不相關(guān)回歸模型（SUR）分別對每個分類的兩個樣本組進(jìn)行聯(lián)合估計，對組間系數(shù)差異的顯著性進(jìn)行檢驗，具體結(jié)果如表5所示。

接下來我們就不同的分組回歸結(jié)果展開討論。

第一，從遷移區(qū)域來看，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，中西部地區(qū)企業(yè)的勞動力生產(chǎn)率和回報率始終落后于東部地區(qū)。農(nóng)村勞動力遷移的最初動力通常來自于收入誘導(dǎo)，這也是大多數(shù)勞動力向東遷移的主要原因。但是表5的回歸結(jié)果表明，向東部地區(qū)遷移的勞動力主觀幸福感卻顯著更低。這可能是由于東部地區(qū)對于勞動力的吸引力更強，崗位競爭更為激烈，壓力更大。此外，盡管東部地區(qū)就業(yè)機會更多，但是由于勞動力市場分割，加上競爭激烈?guī)泳蜆I(yè)門檻提升，導(dǎo)致中西部地區(qū)的職業(yè)階層認(rèn)同和代際職業(yè)流動均顯著優(yōu)于東部地區(qū)。

表5 基于似不相關(guān)回歸模型（SUR）的檢驗結(jié)果

第二，從遷移距離來看，外地遷移者主觀幸福感知下降的幅度顯著高于本地遷移者。遷移距離越遠(yuǎn)，生活方式、民俗文化、社會環(huán)境等差異越大，伴隨著遠(yuǎn)離家鄉(xiāng)和親人導(dǎo)致的社交網(wǎng)絡(luò)缺失，極易降低個體歸屬感和社會適應(yīng)性。然而，從職業(yè)階層認(rèn)同來看，向外遷移往往能夠帶來更多的就業(yè)機會，提高職業(yè)層次。

第三，從遷移時間來看，在城鎮(zhèn)生活的時間越長越有利于職業(yè)階層的代內(nèi)和代際流動。不可否認(rèn)，工作經(jīng)驗的積累、社會融合度的相對提高可以促進(jìn)遷移勞動力職業(yè)階層提升，但這并不意味著個體的主觀幸福感也能得到同步改善。隨著遷移者在城鎮(zhèn)的居住時間拉長，他們在進(jìn)行主觀幸福感知評價時更傾向于選擇周圍的城鎮(zhèn)居民作為參照組，更易產(chǎn)生強烈的相對剝奪感。

第四，從遷移方式來看，孤身遷移的受訪者主觀幸福感損失更為顯著。孤身遷移與家人隨遷的社會階層差異也主要體現(xiàn)在更易受心理感知影響的主觀階層認(rèn)同、預(yù)期階層認(rèn)同兩個方面。這表明親人團(tuán)聚、家庭照料、社會關(guān)系及支持是影響遷移勞動力主觀幸福感知的重要因素。

5.4 穩(wěn)健性檢驗：基于傾向得分匹配（PSM)的反事實估計

圖1 和圖2分別展示了兩次匹配前后處理組和對照組的傾向得分分布情況。從核密度曲線圖可以看出匹配效果較好，在匹配之后兩組樣本分布形態(tài)更為接近，此時可以將每次匹配的兩組樣本近似看作來自同一總體的兩次隨機抽樣。接下來本文將基于匹配后的樣本，探討遷移行為對個體主觀幸福感的影響差異。

圖1 未換戶遷移者與農(nóng)村居民的傾向得分核密度曲線圖

圖2 已換戶遷移者與農(nóng)村居民的傾向得分核密度曲線圖

表6展示了不同匹配方法之下遷移特征和戶籍屬性對遷移勞動力主觀幸福感影響的凈效應(yīng)。平均處理效應(yīng)（ATT）的結(jié)果表明，在剔除了可觀測的樣本間系統(tǒng)性差異之后，未換戶遷移者的幸福感比農(nóng)村居民約低0.03，即未進(jìn)行戶籍轉(zhuǎn)換的勞動力遷移對個體的主觀幸福感有顯著的負(fù)向效應(yīng)。進(jìn)行了戶籍轉(zhuǎn)換之后，勞動力遷移對個體主觀幸福感的影響卻顯著為正，已換戶遷移者的幸福感比農(nóng)村居民約高出0.07。這與前面的研究結(jié)論是一致的。

表6 基于不同方法的傾向得分匹配結(jié)果

6 結(jié)論與啟示

本文利用2010～2017年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)：（1）未換戶遷移者的主觀幸福感既無法與已換戶遷移者和城鎮(zhèn)居民相抗衡，也比不上農(nóng)村居民，這意味著不涉及戶籍轉(zhuǎn)換的遷移過程往往伴隨著幸福損失。（2）遷移行為有利于促進(jìn)職業(yè)階層的代內(nèi)和代際正向流動，但對于未換戶遷移者來說，同時也會對主觀階層認(rèn)同和流動產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)。（3）已換戶遷移者與城鎮(zhèn)居民的主觀幸福感和社會階層均表現(xiàn)出較強的趨同性，這表明戶籍制度背后隱藏的公共資源可及性差異是造成幸福弱化的一個重要原因。（4）通過KHB方法對效應(yīng)進(jìn)行分解可知，除了主觀預(yù)期階層之外，其他社會階層指標(biāo)均展示了顯著的中介效應(yīng)或抑制效應(yīng)。（5）異質(zhì)性分析表明，向東部地區(qū)遷移、外地遷移和個體孤身遷移的受訪者面臨著更高的幸福損失，且這種對幸福感知的負(fù)向效應(yīng)不隨遷移時間的延長而弱化。

通過上述研究結(jié)論，可得到以下政策啟示：首先，隨著農(nóng)村的發(fā)展速度加快，個體對幸福感的認(rèn)知已經(jīng)成為了現(xiàn)階段農(nóng)村勞動力鄉(xiāng)城遷移主要決定因素。為了提升城市的人口“引力”，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)需要對遷移勞動力的生活質(zhì)量和福利水平給予更多的關(guān)注。例如，加強對農(nóng)村遷移勞動力的職業(yè)技能培訓(xùn)，通過政府引導(dǎo)建立良好的勞動環(huán)境與勞動關(guān)系，緩解其就業(yè)競爭壓力。此外，由于勞動力在地區(qū)之間的遷移成本較高，為了吸引欠發(fā)達(dá)地區(qū)的勞動力，東部地區(qū)需要降低由于制度性因素所帶來的遷移成本。其次，家人隨遷是實現(xiàn)遷移勞動力親人團(tuán)聚、家庭照料和獲取親情支持的重要方式，因此應(yīng)當(dāng)順應(yīng)形勢鼓勵勞動力的家庭化遷移，同時完善子女教育、住房、醫(yī)療、社會保障等基本公共服務(wù)的配套措施，免除其后顧之憂。其中，子女教育是影響農(nóng)村勞動力舉家遷移的首要因素。因此應(yīng)當(dāng)擴大公立學(xué)校吸納能力，規(guī)范私立學(xué)校管理，將更多的農(nóng)村勞動力隨遷子女納入城鎮(zhèn)本地的義務(wù)教育體系。此外，降低農(nóng)村勞動力在城鎮(zhèn)的購房門檻，將更多的農(nóng)村遷移勞動力納入當(dāng)?shù)氐淖》勘Ｕ象w系，是使其在城鎮(zhèn)“沉淀”的另一關(guān)鍵因素。最后，深化戶籍制度改革，促進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，改善當(dāng)前人口城鎮(zhèn)化和戶籍城鎮(zhèn)化的失衡局面是推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化的內(nèi)在要求，是衡量新型城鎮(zhèn)化是否做到“以人為本”的重要依據(jù)。進(jìn)行戶籍轉(zhuǎn)換有助于農(nóng)村遷移勞動力享受與城鎮(zhèn)本地居民同等的公共服務(wù)權(quán)利，消除勞動力市場分割獲取均等的就業(yè)機會，增強其融入感和歸屬感，這是提升遷移群體社會階層和幸福感的重要途徑。