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就业质量、社会认知与农民工幸福感

作者:卢海阳 杨 龙 李宝值  责任编辑:中农网  信息来源:《中国农村观察》2017年第3期  发布时间:2018-02-14  浏览次数: 1041

【摘 要】本文基于2013年中国综合社会调查(CGSS)和《中国统计年鉴2014》数据,应用有序Logit模型和OLS模型探讨了就业质量和社会认知对农民工幸福感的影响及其代际差异。进一步地,为了克服主观变量间双向因果关系所导致的潜在内生性问题,本文选取是否熟悉居委会历史是否有投票经历作为工具变量,采用2SLS模型进行了内生性分析和稳健性检验。研究结果显示:第一,就业质量对农民工幸福感影响显著,其中,劳动报酬对农民工幸福感有显著的正向影响,参加医疗保险或养老保险的农民工的幸福感更高,而工作时间有显著的负向影响,签订劳动合同的农民工的幸福感更低;第二,良好的社会公平感知、较高的经济地位感知和积极的情绪状态可以提高农民工幸福感,积极的情绪状态还能有效缓解工作时间对农民工幸福感的负向效应;第三,就业质量和社会认知对农民工幸福感的影响存在代际差异,工作类型和劳动报酬对新生代农民工幸福感的影响显著高于对老一代农民工幸福感的影响,而劳动合同签订状况、是否参加养老保险和经济地位感知的影响则呈现相反的情况。

【关键词】农民工;幸福感;就业质量;社会认知;内生性


一、引言

幸福是人类追求的终极价值之一,对于绝大多数人来说,终其一生努力的目标就在于获得幸福(CamfieldandEsposito2014)。自经济发展进入新常态以来,民生已经成为中国现阶段政策语境下的热词,各级政府将民生改善摆在了突出位置,并相继推出了一系列民生工程幸福工程,其目的在于将经济快速发展所创造的物质财富转化为国民更高程度的幸福或生活满意度。农民工是推动中国经济社会发展的重要人力资源,在不断推进新型城镇化的背景下,有效提高农民工的幸福感,显然是国家改善民生的必要之举,也是当前政府服务民生的题中应有之义。

“幸福感”也常被称作“快乐”或“生活满意度”,是学术界用来度量人们幸福状态的主要指标(KnightandGunatilaka2010)。自20世纪中叶以来,主观幸福感引起了心理学(例如Lyubomirskyetal.2005)、经济学(例如Easterlin2001)和社会学(例如Winkelmann2009)等领域诸多学者的关注。其中最具代表性的研究是有关国民收入与幸福感关系的讨论。一些实证研究发现,第二次世界大战以后,美、英、日等国居民收入水平快速提升,但其幸福感水平却并没有同步提高,这一现象被称为幸福收入之谜伊斯特林悖论(参见Easterlin1974)。改革开放30多年来,中国居民收入水平显著增长,其幸福感是否会随收入增长而提升随之成为国内外学术界研究的一个重要主题。基于世界价值观调查、盖勒普调查等多种来源的数据,Easterlinetal.2012)的研究表明,在1990~2010年的20年间,中国居民人均消费支出增长了近4倍,但其幸福感却并没有显著提升,而是随时间推移呈现U变化趋势。受国外研究的启示,近年来,有关中国居民幸福感的变化趋势和影响因素的国内研究也开始涌现。例如,刘军强等(2012)对2003~2010年间中国居民幸福感的实证研究表明,居民幸福感在这10年呈现显著的上升趋势,经济增长可能是决定该上升趋势的最主要因素。

纵观现有文献,国内有关幸福感的研究所关注的重点对象是城市和农村居民,基于农民工视角的幸福感研究仍然是该研究领域中较薄弱的方面。而从现实来看,农民工已成为中国产业工人的重要组成部分,是支撑社会发展的重要力量,他们的幸福状况不仅关系到新型城镇化和农民工市民化的稳步推进,也在一定程度上决定了社会的和谐稳定与可持续发展的质量。那么,农民工的幸福感究竟如何?他们幸福或不幸福受哪些因素影响?农民工的幸福感是否存在代际差异?对这些问题作出回答,不仅能够拓展学界对居民幸福感及其影响因素的研究,而且可以为政府制定公共政策提供经验证据。鉴于此,本文在已有研究的基础上,试图对上述问题进行深入研究,特别关注就业质量和社会认知两个维度的因素对农民工幸福感的影响及其代际差异。

二、文献述评

居民的幸福感往往受主观和客观两方面因素的影响。从客观层面来看,就业质量是个人在城市生存立足之根本,也是社会地位的重要体现,对居民幸福感具有基础性的影响(PinaandBengtson1993);在主观层面,农民工在城市务工和生活必然面对城乡文化的相互碰撞与融合,价值观念的转变尤其是社会认知的变化是体现其城市融入的核心要素,理应被重点纳入农民工幸福感研究的分析框架。

(一)就业质量对农民工幸福感的影响

关于就业对居民幸福感的影响,最具代表性的理论是由英国社会心理学家Jahoda提出的就业功能论。该理论认为,就业具有满足个体心理需求的5种潜功能,包括社会交往、集体参与、身份认同、时间结构及常规活动;而失业或离开劳动力市场是阻碍这些潜功能有效发挥,导致个体产生剥夺感并对心理健康或幸福感产生负面影响的重要因素(Jahoda1981)。就业功能论曾得到学界的广泛认可,但是,由于假定所有个体都是外部结构性环境的被动接受者,该理论表现出强烈的结构功能主义倾向,并且忽略了结构因素对不同个体影响的差异性,因此也受到一些研究者的批评(吴愈晓等,2015)。

“就业质量”是劳动者就业状况的综合反映,这一概念源自于国际劳工组织体面劳动的理念。围绕这一理念,国内外学者对就业质量提出了多种测量指标,虽然在具体指标构成上存在一定差异,但基本都围绕工资收入、就业流动性、劳资关系、工作环境、社会保障等维度展开(Handel2005)。就业质量的改善或许是能够最快和最有效地提高农民工幸福感的一种方式。从就业质量的具体维度来看,收入是其核心测度指标,获得稳定的收入是农民工进城务工的主要初衷之一,也是农民工群体最关心的问题(国务院发展研究中心课题组,2011)。就收入与农民工幸福感的关系而言,现有研究尚未达成一致意见。例如,王玉龙等(2014)认为,收入对农民工的幸福感有显著的正向影响,而社会支持在两者的关系中起部分中介作用。也有研究指出,在考察收入与幸福感的关系时,应注意区分绝对收入和相对收入对幸福感的影响,收入差距的扩大可能会抵消绝对收入增加对农民工幸福感的正向影响(黄祖辉、朋文欢,2016)。事实上,在具有城乡差异内外之别双重特征的现有户籍制度的约束下,在城市就业的农民工一直被排斥在城市福利的覆盖范围之外(WangandFan2012)。在进入城市以后,权益的受损和公共服务的缺失成为农民工实际生存状况与进城初衷差距悬殊的重要原因之一。超长的工作时间、缺失的社会保障与福利、较差的工作环境以及频繁的就业流动等,成为农民工就业和生存环境的主要特征,当这些外在环境因素的变化超过一个临界值时,农民工的幸福感无疑会受到影响(刘靖等,2013)。此外,也有一些实证研究表明,职业流动是影响农民工幸福感的重要因素。例如,费菊瑛、王裕华(2010)的研究表明,农民工职业流动会使其参照人群发生变化,在目前普遍存在城镇居民和农民工同岗不同酬现象的情况下,进入较高的职业层次并不能显著提升农民工的生活满意度,反而可能产生负向影响。

(二)社会认知对农民工幸福感的影响

社会认知是将认知心理学的研究范式和社会心理学的相关概念相结合所形成的一种新理论视角,自20世纪70年代兴起至今,已成为社会心理学乃至整个心理学领域的热门研究主题。学界将社会认知定义为:个体对来自于自身、他人和周围环境的社会信息例如社会性客体和社会现象及其关系的认知,以及对这种认知与行为之间关系的理解和预测(GreenwaldandBanaji1995),其研究对象主要包括自我身份认知、人际关系认知、群体认知及社会现象认知4个方面(李宇等,2014)。态度、情绪和社会知觉是社会认知领域最核心的3大主题(Niedenthaletal.2005;伍秋萍等,2011),这些要素在人们幸福感的形成过程中发挥着重要作用。诺贝尔经济学奖得主卡内曼及其团队的研究表明,个体幸福感的形成受4种效用的影响:记忆效用、即时效用、预期效用和决策效用(Kahnemanetal.1997)。例如,个体对不同选择将产生的结果进行正确预期,是其幸福感的重要来源,而过往的经历是其行为选择的一种重要依据(Kim-Prietoetal.2005)。

农民工的市民化不仅仅是就业的非农化和标签意义上的户籍转化,更重要的是心理层面的城市适应。对农民工而言,融入城市社会要求其内化城市的文化价值观念和生活方式,在情感上找到归宿,在心理上获得认同,而良好的社会认知是其维持心理健康和适应城市生活的基础(刘电芝等,2008)。在融入城市社会的过程中,城市的消费文化(例如借贷消费、网购等)刺激了农民工的物质欲望,而城乡二元社会经济结构与户籍制度则加剧了他们心理上的各种紧张和矛盾,一定程度上会对他们的偏好、自我评价和身份认同产生消极作用。尤其当期望与现实之间的差距突现时,很多农民工会感到迷茫和困惑,甚至形成各种消极的社会认知,例如由留城定居还是返乡择业引发的矛盾心理、相对困难的就业环境与较低的社会地位导致的悲观情绪、由所遭受的不平等和不公正待遇造成的心理剥夺等,这些心理困扰都会对他们的幸福感产生一定的消极影响(符平,2006)。

(三)简要评述和研究设计

通过文献梳理,可以发现,首先,现有文献或单独关注就业的某个维度(例如收入)对农民工幸福感的作用,或单独考察某些心理因素对农民工幸福感的影响,缺少将就业状况、社会认知和农民工幸福感置于同一框架下的研究。从理论上说,幸福感是一种愉悦的心理体验或精神感受,而其影响因素则必然包括主观和客观两个基本维度(Han2015)。一方面,幸福感是人们对经济社会发展所引致的客观福祉条件(例如就业和社会保障状况)改善的主观反映,两者具有内在的一致性(陈惠雄、潘护林,2015);另一方面,从社会心理学的角度来看,客观条件的改善并不会必然提升个体的幸福感,个体的人生观、价值观等认知因素也发挥着不容忽视的作用。而从计量经济学的角度来看,单独考虑就业或认知因素对农民工幸福感的影响,都会产生因遗漏关键变量所导致的模型设定偏误。其次,多数现有相关研究在探讨自变量对因变量的影响时,都假设每个自变量对因变量的影响不受其他自变量取值的影响,即只考虑了主效应。然而,在现实中,某个自变量对因变量的影响很可能依赖于其他自变量的取值,即存在交互效应,这就使得对交互效应的分析变得尤为必要。此外,对农民工幸福感影响因素的代际差异展开研究的文献也明显缺乏。因此,作为对已有相关研究的补充,本文研究拟做以下改进:第一,在分析就业质量和社会认知对农民工幸福感影响的主效应的基础上,探讨这两类因素对农民工幸福感的交互效应。第二,深度剖析农民工幸福感影响因素的代际差异。不同世代农民工的价值观念和现实需求实际上存在着较大差异,对农民工群体分世代进行讨论,将有助于提高有关结论的针对性。第三,处理模型中可能存在的内生性问题,使实证分析结果更具可靠性。

三、数据来源与变量描述

(一)数据来源

本文研究所采用的数据来自于2013年中国综合社会调查(ChineseGeneralSocialSurvey,简称“CGSS2013”),这一调查在全国范围内开展大规模抽样,旨在探索社会变迁的趋势。该调查由中国人民大学中国调查与数据中心负责实施,采取四级分层抽样方案,涵盖个人、家庭、社区与社会多个层次,是国内较为公认的权威的微观调查数据。本文研究以是否从事非农产业是否为农业户口作为农民工样本的筛选依据,同时剔除学历为本科及以上的少数样本,最终得到农民工有效样本1674个。

从样本的性别分布情况来看,男性农民工的比例高于女性农民工,分别为61.53%38.47%。样本农民工的平均年龄为41岁,其中,1980年以后出生的新生代农民工占33.51%1980年以前出生的老一代农民工占66.49%。从受教育程度方面的特征来看,样本农民工的平均受教育年限为8.99年,受教育程度为初中及以下的农民工占74.55%;从两代农民工的对比来看,新生代农民工的平均受教育年限为10.79年,比老一代农民工高出2.70年,但是,整体而言,当前农民工的受教育程度仍然处于较低水平。

此外,本文研究还使用样本农民工务工所在省份人均地区生产总值作为衡量其经济发展状况的指标,数据来源于《中国统计年鉴2014》。

(二)变量选取与描述性统计

1.幸福感。

本文模型的因变量为农民工幸福感,其测量方法是由受访农民工对自己的生活状况做出总体性评价,具体而言,是通过以下问题来测量的:总的来说,您觉得您的生活是否幸福?其选项包括非常不幸福”“比较不幸福”“说不清是否幸福”“比较幸福”“非常幸福,依次赋值为1~5。受访农民工幸福感的平均得分为3.79,表明农民工的幸福感总体上处于说不清是否幸福比较幸福之间。

2.就业质量。

就业质量是反映劳动者就业状况的多维度概念。对农民工而言,实现高质量就业是其融入城市社会、实现市民化的关键。国外相关文献主要从收入、工作时间、劳动合同签订状况及社会保障4个维度来测量就业质量。例如,Kallebergetal.2000)选取工资收入、医疗保险和养老保险3个指标来测量美国劳动者的就业质量。也有学者将就业满意度(例如deBustilloLlorenteandMacias2005)和就业环境(例如毕先进,2014)作为就业质量的测量指标。本文研究基于数据的可得性,借鉴聂伟、风笑天(2016)与明娟、曾湘泉(2015)的研究,选取工作时间、劳动报酬、劳动合同签订状况、工作类型、是否参加养老保险和是否参加医疗保险6个指标来测量农民工的就业质量。

3.社会认知。

社会认知是个体根据社会上各类信息形成的对自己、他人或事物的推论,主要包括个体感知和群体(社会)感知两大维度。其中,个体感知主要涉及对个体内部因素例如态度、目标、情绪等方面的评价,而群体感知则侧重对社会阶层地位的评价(郑鸽、赵玉芳,2016)。参考GreenwaldandBanaji1995)和Han2015)的研究,本文研究选取社会公平感知、经济地位感知、情绪状态3个指标来测量农民工的社会认知。

4.控制变量和工具变量。

大量实证研究表明,幸福感还受性别、年龄、受教育程度等个体特征(KnightandGunatilaka2010)及地区发展水平(陆铭等,2014)的影响。为了控制其他可能影响农民工幸福感的因素,并考虑到模型可能存在的内生性问题,本文参考已有研究(例如张学志、才国伟,2011;李树、陈刚,2015),引入以下两类变量:一类是控制变量,主要是个人特征和家庭禀赋变量,包括性别、年龄、受教育程度、健康状况、婚姻状况、政治面貌、房产状况、宗教信仰、子女数量、务工所在地、务工地人均地区生产总值。另一类是工具变量,包括是否熟悉居委会历史是否有投票经历两个变量。选择这两个变量的原因是:第一,对社区发展历史的熟悉状况或投票经历在一定程度上体现了农民工的社会认知,满足工具变量的相关性要求;第二,这两个变量描述的是农民工对过去相关经历或信息的回忆,不受当前其他因素的影响,从而满足工具变量的外生性要求;第三,这两个变量对幸福感不具有直接影响,而是通过社会认知发挥间接作用。

上述4类变量的具体定义及描述性统计结果见表1

1变量定义及描述性统计结果

四、模型估计结果与分析

(一)计量模型选择

在回归分析中,有序概率模型(包括有序Probit、有序Logit模型)常被用在因变量为有序变量的情形下。为了考察就业质量和社会认知对农民工幸福感的影响,本文研究采用有序Logit模型(在下面各表中简称为“o-Logit”)进行估计,模型设定如下:

1)式为不含交互项的回归模型。(1)式中,iy为因变量,即农民工幸福感;Xi表示自变量向量(具体见表2);εi为随机扰动项。F)为某非线性函数,其具体形式为:

值得说明的是,有不少研究指出,不管采用OLS模型还是采用有序Probit模型或有序Logit模型,并不会对变量系数的方向和变量的显著性产生明显影响,相对于后两种模型,OLS模型的回归结果反而可以更加直观地呈现边际效应(KnightandGunatilaka2010;陆铭等,2014)。因此,在采用有序Logit模型进行回归分析的同时,本文还采用OLS模型进行稳健性检验。

(二)就业质量和社会认知的主效应分析

2列出了对全部有效样本进行估计的结果。第2列至第4列为用有序Logit模型拟合得到的回归结果,其中,第2列、第3列分别考察了就业质量和社会认知对农民工幸福感的影响,第4列同时考虑了这两类变量的影响;第5列则为使用OLS模型得到的回归结果。从结果来看,无论采用有序Logit模型还是OLS模型来估计,测量就业质量和社会认知的9个核心变量的显著性状况都较为一致,说明估计结果的稳健性较强。

1.就业质量的影响。

从就业质量有关变量的影响来看,劳动报酬对农民工幸福感有显著的正向影响,并未表现出伊斯特林悖论,即农民工的幸福感并未随着劳动报酬的增加而下降。究其原因,可能在于收入对幸福感存在非线性影响。张学志、才国伟(2011)对中国居民幸福感的研究发现,收入对居民幸福感的影响存在拐点,约为11.3万元/年,当收入水平较低时,收入的增加会正向作用于居民幸福感,而当收入水平超过这个拐点后,收入水平对居民幸福感呈现负向影响。对于农民工而言,基于经济理性,收入最大化是其进城务工的最大动力,尽管近年来农民工工资水平有所提升,但是,相对于城镇居民,农民工收入仍然偏低。从本文所使用的CGSS2013数据来看,2012年农民工人均工资收入仅为2.3万元,远低于上述拐点水平。由此可见,在农民工市民化过程中,收入对其幸福感的提升作用不容忽视。

合同签订状况对农民工幸福感有显著的负向影响,即在其他条件不变的情况下,签订了劳动合同的农民工,其幸福感反而更低。这一结果似乎有悖常理。石智雷、朱明宝(2014)认为,稳定的就业预期可以帮助农民工以据力争保护自己的劳动权利,有利于农民工提高生活满意度并尽快融入城市社会。出现这一悖论的原因可能是:一方面,农民工劳动合同短期化现象非常突出,这使劳动合同在农民工获得职业安全感和形成稳定预期方面的作用微乎其微,也难以发挥其在调整劳资关系方面的基础性治理功能(张永宏,2008);另一方面,从当前的情况来看,即使用人单位与农民工签订了劳动合同,合同签订形式不规范、合同条款得不到落实、同岗不同酬等现象也很普遍,对合同本应保障自身利益的期望的落空和受到不公平待遇的经历,都会对农民工的幸福感产生抑制效应。

从表22列的结果可以看出,工作时间对农民工幸福感会产生显著的负向影响。CGSS2013数据显示,2012年农民工每周的平均工作时间为47.7小时,有29.6%的农民工每周的工作时间超过60小时。过长的工作时间意味着农民工的闲暇时间和休息时间会受到较大挤压,由此会降低他们的幸福感。此外,参加医疗保险和养老保险能显著提高农民工的幸福感。需要说明的是,CGSS2013数据并未对农民工的社保类型进行划分,所以,无法得知样本农民工参加城镇社会保险和农村社会保险的具体情况。但是,无论是城镇社会保险还是农村社会保险,其所发挥的生活保障功能是一致的,都是通过减少不确定的外部冲击对农民工正常生活的干扰来提高他们的幸福感。

2.社会认知的影响。

社会公平感知对农民工幸福感有显著的正向影响。根据社会比较理论,人们在社会生活中时常将自身与周围人群在收入分配、机会公平性、信息获得和互动等方面进行比较,这既源于人的天性,也是个体追求社会公平的结果(KernanandHanges2002)。在城市务工过程中,受户籍制度、人力资本和社会资本等多重因素的限制,农民工在工资待遇、工作时间、子女就学、公共服务等方面与城镇居民待遇不平等,这使得农民工在不患寡而患不均的作用机制下更容易产生一定的相对剥夺感,进而导致其幸福感下降。从表2也可以看出,经济地位感知对农民工幸福感有显著的正向影响。大量实证研究表明,个体的客观经济地位与主观认知之间常常表现出一定的差异,经济地位对个体幸福感的作用是一个复杂多变的过程,社会经济地位越高的人并不一定越幸福(闰丙金,2012),个体幸福与否更多地取决于个人的成长或生活经历以及自身与他人的比较。需要指出的是,从农村进入城市务工会使农民工社会生活的参照人群相应发生变化,农民工所具有的与家乡农民相比较下的经济优越感将可能减少或消失,取而代之的将是与普遍具有较高经济收入的城镇同龄人相比较下的相对剥夺感。因此,不能忽视农民工经济地位感知变化对其幸福感可能带来的损害。

此外,情绪状态对农民工幸福感有显著的正向影响。该结果表明,良好的情绪状态对于农民工提升幸福感具有重要作用,可以使他们乐观、从容地面对在城市务工和生活过程中所遭遇的挫折和困境。

2就业质量和社会认知对农民工幸福感影响的主效应分析

(三)就业质量与社会认知的交互效应分析

需要注意的是,就业质量对农民工幸福感的影响可能并不是固定的,而是取决于农民工自身的社会认知状况,即社会认知在这一关系中可能产生调节效应。调节效应的方向包括两种:一种是正向的调节效应,表示积极的社会认知会强化就业质量对农民工幸福感的影响。KnightandGunatilaka2010)将这种积极的调节效应解释为正向的隧道效应,即在拥堵的两车隧道中,人们发现旁边车道的车辆开始向前移动,尽管自己所在的车道还处于拥堵状态,但是,在摆脱拥堵的乐观预期作用下,仍能产生一定的愉悦感。另一种是负向的调节效应,即较强的社会认知可能意味着农民工有更高层次的需求,一定程度上会抵消就业质量对农民工幸福感的影响。为此,本节将测量就业质量与社会认知的变量分别构建交互项,并将交互项加入模型中进行拟合,所得到的估计结果见表3

从表3来看,测量就业质量的各个变量与社会公平感知所构建的交互项都没有通过显著性检验;而工作时间与经济地位感知的交互项对农民工幸福感有显著的负向影响,即对于经济地位感知较强的农民工,工作时间对幸福感的负向作用更大。进一步通过方差分析发现,经济地位感知较强的农民工往往有较高的劳动报酬,认为自身经济地位与同龄人相当或更高的农民工的年均劳动报酬为2.4万元,而对自身经济地位评价较低的农民工的年均劳动报酬仅为2.1万元,两者的差异在1%的统计水平上显著。由此表明,低收入人群对较长工作时间的耐受力更强。值得指出的是,该交互项的结果还可以从另一个角度解释,即经济地位感知对农民工幸福感的影响会受到工作时间的抑制,随着工作时间的增加,经济地位感知对农民工幸福感的正向作用会降低。劳动报酬与经济地位感知的交互项同样对农民工幸福感有显著的负向影响,说明劳动报酬对农民工幸福感的影响符合边际效用递减规律,即对于低收入人群,劳动报酬对其幸福感的影响更大。此外,良好的情绪状态会在一定程度上缓解工作时间对幸福感的负向作用,但这种交互效应仅在OLS估计结果中表现显著。

3就业质量和社会认知相关变量交互项对农民工幸福感的影响分析

(四)就业质量、社会认知对农民工幸福感影响的代际差异分析

4显示,就业质量相关变量对农民工幸福感影响的代际差异较为明显。其中,劳动报酬和工作类型对老一代农民工幸福感影响不显著,但对新生代农民工的幸福感有显著的正向影响,说明新生代农民工对就业岗位的选择和薪酬待遇有更高的要求。合同签订状况对新生代农民工幸福感影响不显著,但会显著影响老一代农民工幸福感,且系数为负。究其原因,受时代背景、所在行业、权利意识和自身人力资本水平等因素的制约,老一代农民工和用人单位签订的劳动合同在规范性和落实程度上都不如新生代农民工,合同中一些不平等条款所产生的负面效应可能大于其对就业的保障作用,从而对老一代农民工的幸福感产生了不利影响。此外,是否参加医疗保险对新生代农民工和老一代农民工的幸福感都有显著的正向影响,但对老一代农民工幸福感的影响更大;是否参加养老保险对老一代农民工幸福感有显著的正向影响,但对新生代农民工幸福感影响不显著。

社会认知相关变量对农民工幸福感影响的代际差异主要表现在经济地位感知的影响方面。经济地位感知对新生代农民工幸福感影响不显著,但对老一代农民工幸福感有显著的正向影响。可能的原因是:随着代际的变化,农民工群体的务工动机发生了从生存理性与经济理性向社会理性的跨越:老一代农民工更为重视收入的增加和经济地位的提升;而新生代农民工的价值取向则呈现出多元化和异质性的特征,他们务工时首先注重与自身兴趣的结合和职业的长期发展,其次才考虑收入。

4就业质量、社会认知对农民工幸福感影响回归结果的代际差异

(五)对社会认知变量内生性的处理

由于社会认知和幸福感都是主观变量,存在某种类似的心理作用机制,从而可能存在反向因果关系,即实际上是较高的幸福感带来了积极的社会认知,而非社会认知影响了幸福感;或者可能存在非常重要的未被观察到的遗漏变量同时影响着社会认知和幸福感,使得社会认知对幸福感影响的估计结果出现偏误。为了解决农民工的社会认知可能存在的内生性问题,本文生成一个新的虚拟变量:当且仅当测量社会认知的3个变量同时取值为1时,将该虚拟变量赋值为1,并将其命名为积极认知,同时采用是否熟悉居委会历史是否有投票经历两个变量作为积极认知的工具变量进行内生性检验与分析。

本文采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行参数估计,并依次采用弱工具变量检验、过度识别检验和内生性检验来判断工具变量的有效性、外生性和变量积极认知的内生性,具体回归结果见表5。从第一阶段的回归结果可以看出,是否熟悉居委会历史是否有投票经历都对农民工的积极认知有显著影响,联合显著性检验的F统计量也大于10,说明不存在弱工具变量问题;Sargan检验和Basmann检验的p值均大于0.05,说明在5%的统计水平上无法拒绝工具变量符合外生性条件的原假设;内生性Hausman检验的p值为0.234,无法推翻积极认知为外生变量的原假设。根据计量经济学理论,在不存在内生性的条件下,有序Logit模型、OLS模型比2SLS模型更有效。从有序Logit模型和OLS模型的回归结果来看,积极认知对农民工幸福感有显著的正向影响,再次印证了本文实证分析结果的稳健性。

5社会认知对农民工幸福感影响的TSLS回归结果

五、结论与启示

本文利用2013年中国综合社会调查数据分析了就业质量和社会认知对农民工幸福感的影响及其代际差异。在处理社会认知的内生性问题后,本文研究得出以下结论:第一,就业质量的提高是农民工幸福感提升的重要原因。其中,劳动报酬对农民工幸福感有显著的正向影响,参加医疗保险或养老保险的农民工的幸福感更高,而工作时间有显著的负向影响,签订劳动合同的农民工的幸福感更低。第二,良好的社会公平感知、较高的经济地位感知和积极的情绪状态可以提高农民工的幸福感,积极的情绪状态还能有效缓解工作时间对农民工幸福感的负向效应。第三,就业质量和社会认知对农民工幸福感的影响存在明显的代际差异。劳动报酬提高和在体制内单位务工能显著提升新生代农民工的幸福感,但对老一代农民工幸福感影响不显著;劳动合同签订状况和经济地位感知则对老一代农民工幸福感的影响更大。

本文结论的政策启示是:在推进城镇化的过程中,各级政府在制定相关政策时应关注就业质量和社会认知等因素对农民工幸福感的影响。首先,政府应当加快完善劳动法律体系和相应的劳动监管细节,为农民工就业质量的改善营造良好的制度条件。在当前阶段,仍然应该将提高农民工的收入水平作为提升农民工幸福感的主要手段。与此同时,还要在工资拖欠、劳动合同签订与落实、工作时间、社会保险购买等方面加强对企业的监督,以保护农民工的合法劳动权益免受侵害。其次,营造公平的市场环境,赋予农民工与市民平等享受城市公共服务的机会,积极倡导客观、公平、公正、包容的社会舆论导向,引导和帮助农民工在城市融入过程中形成合理的心理预期和良好的心理状态。最后,有关政策的制定与实施不仅要考虑新老两代农民工的共性,还要兼顾两者的差异性。对于老一代农民工来说,提升他们幸福感的政策着力点应放在提高收入水平和完善社会保障等方面;而对于新生代农民工而言,由于他们有更高的留城意愿和更大的市民化潜力,政府和企业可以通过强化技能培训和加强社区建设等提高他们的人力资本水平,为他们发展城市社会关系网络创造机会,逐步提高他们的城市融入能力,使他们有更多获得幸福的选择。


参考文献

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注 释

1) (1) 指独立于具有主动性的个人并对个人有制约力的外部整体环境。

1) (1) 国家统计局 (编) ,2014:《中国统计年鉴2014》,北京:中国统计出版社。