就业质量对农民工主观幸福感的影响及其作用机制——基于CHIP2013的实证分析

姜春云

(重庆工商大学 法学与社会学学院，重庆 400067)

改革开放以来，特别是自20世纪90年代初期开始，我国出现了大规模的民工潮[1]，在我国经济社会转型过程中，民工潮所产生的农民工这一特殊群体，其总量目前已经达到29 077万人[2]。这一庞大群体为我国城市的迅猛发展做出了不可忽视的贡献，但却没有相应地享受到改革发展的成果，普遍存在工资水平低、工作强度大、就业稳定性弱和福利待遇缺失等一系列问题，导致其就业质量整体偏低，进而削弱了其自身的幸福感[3]。而农民工幸福感是衡量社会和谐的一个重要晴雨表[4]，更是中国梦实现的一个关键风向标[5]。因此，在新型城镇化战略背景下，讨论农民工就业质量对其自身幸福感的影响及其作用机制，对于改善农民工群体的就业和生活质量，加快农民工的市民化进程，稳步推进新型城镇化战略具有重要的现实意义和政策价值。

一、主观幸福感相关文献综述

(一)关于幸福的理论研究

“幸福”是人们对现实生活需求得到满足的一种主观感受，其在心理学、经济学和社会学等社会科学中受到广泛关注。在关于幸福的理论研究中，心理学占据主导地位，主要包括适应平衡理论、人格理论、比较理论以及认知理论。适应平衡理论认为个体的幸福感是由其遗传基因等因素所决定的较为稳定的主观态度，即个体天生具有一定水平的幸福感，外界环境和生活事件只会暂时影响个体幸福感[6]。在肯定生活事件和外界环境对幸福感具有影响效应的基础上，人格理论认为，自尊心、控制倾向和自我概念等人格因素对幸福感发挥着持续的重要作用[7]。比较理论认为，个体拥有属于自己的关于生活质量的标准，幸福感是其将客观现实与主观标准相比较的产物，它并不是适应平衡理论所认为的稳定状态，而是在比较中动态变化的[8]。认知理论认为，个体的认知结构和水平会改变其对外部环境和生活事件的反应，进而对幸福感产生影响[9]。

除了心理学研究以外，经济学和社会学在幸福的理论研究中也扮演着重要角色。经济学的幸福感研究经历了由早期的传统效用理论到后来的“收入—幸福悖论”的变化过程。传统效用理论认为个体的幸福与经济发展和收入水平提高密切相关，而“收入—幸福悖论” 则认为人均收入的增加与幸福感之间并不存在必然联系[10-11]，但相对收入对幸福感的提升作用更为明显[12]，并且这一理论在发达国家和发展中国家均适用[13]。在社会学的幸福感研究中，社会融合理论和社会资本理论得到广泛应用。社会融合理论认为，个体越是被他人、社会团体以及正式组织所认可和接纳，越能够感受到生活的意义和生命的价值，从而有助于幸福感的提升[14]。社会资本理论强调，在个体所处的社会网络中嵌入的工具性和情感性资源越丰富，越有助于个体行动目标的实现，进而能够提升个体的幸福感[15-16]。

(二)关于主观幸福感的影响因素研究

国内外关于主观幸福感影响因素的实证研究，主要可以分为微观层面和宏观层面两类。在微观层面的研究中，讨论个人收入与主观幸福感的关系研究倍受关注，主要是对“收入—幸福悖论”的再检验和讨论。比如在中国语境下，官皓、王毅杰和丁百仁以及黄祖辉和朋文欢关于居民和农民工主观幸福感的研究中，均证实绝对收入对主观幸福感不存在显著影响，而相对收入对主观幸福感具有显著的正向影响[17-19]。而其他诸如性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、健康状况和娱乐时间等因素，在不同研究中也与主观幸福感之间表现出显著的相关性。其中，女性相较于男性更容易获得幸福[17][20-21]，年龄与主观幸福感之间呈现“U”型关系[17,19,21]，受教育程度和已婚都对主观幸福感具有显著的积极影响[19-21]，较好的健康状况有助于提升主观幸福感[20-21]，休闲娱乐时间也有助于提升主观幸福感[22-23]。关于宏观层面的研究中，主要关注个体所处的社会环境对主观幸福感的影响。相关研究表明，通货膨胀、政府支出、环境污染、居住城市规模等因素均会对居民主观幸福感产生重要影响。其中，通货膨胀、环境污染以及居住城市的规模均不利于主观幸福感的提升[24-26]，而政府支出的增加则有利于主观幸福感的提升[27]。

(三)关于就业质量与农民工主观幸福感

国内现有的关于就业质量与主观幸福感的关系研究中，主要研究对象集中于城市和农村居民，而涉及就业质量对农民工主观幸福感的影响研究相对较少。例如，卢海阳等以工作时间、劳动报酬、劳动合同签订情况、工作类型和是否参加养老与医疗保险衡量就业质量，并发现劳动报酬和福利因素对提升农民工主观幸福感具有显著的正向影响，而工作时间较长和劳动合同的签订都不利于其主观幸福感的提升[28]；徐彬和吴茜的研究则以就业身份、劳保福利和可支配收入来衡量就业质量，并发现收入和劳保福利有助于提升农民工的主观幸福感，并且就业身份为雇主和家庭帮工的农民工主观幸福感比雇员和自营劳动者更高[29]。盛光华和张天舒的研究发现，劳动合同性质、工作时间、保险水平和工作餐福利等对新生代农民工的主观幸福感具有显著影响[30]。

总体来看，现有的关于就业质量与农民工主观幸福感的研究，存在尚待拓展的研究空间：其一，缺乏对就业质量的综合考察，存在忽视衡量就业质量的关键指标的现象，比如缺乏对工作安全等指标的关注，导致无法系统测量农民工的就业质量及其对农民工主观幸福感的影响程度。其二，现有研究主要考察就业质量对农民工主观幸福感的直接影响，仅有少量研究对调节作用机制进行讨论[28]，而关于就业质量对农民工主观幸福感中介作用机制的讨论则几乎阙如，导致关于就业质量与农民工主观幸福感的关系研究无法深入。因此，本文主要就以上两个问题进行深入讨论。

二、就业质量影响农民工主观幸福感的研究假设

就业质量来源于20世纪90年代国际劳工组织(ILO)所提出的“体面劳动”，即促进男女在自由、公平、安全和具备人格尊严的条件下获得体面的、生产性的可持续工作机会，它是劳动者就业状况的综合体现[31]。在反映农民工就业质量的不同指标中，工资收入和劳动福利的获得是农民工进入城市的重要拉力，而较为稳定的工作也为农民工在城市的发展与生活提供保障，这些都有助于农民工主观幸福感的提升[28-30]。此外，工作时间挤占农民工的娱乐闲暇时间，造成农民工的身体疲劳等问题[28]，同时工作安全得不到保障[3]，这些会导致农民工主观幸福感的减弱。但整体而言，改善就业质量或许是提升农民工主观幸福感的最直接的途径之一。据此提出：

假设1：就业质量对农民工的主观幸福感具有显著的正向影响。

家庭发展能力是家庭凭借所获取的资源满足家庭成员生活和发展的能力[32]，学界关于其具体评价指标尚未达成一致。吴帆和李建民认为，家庭发展能力主要体现在家庭支持、经济、学习、社会交往和风险应对能力这5个方面[32]。而石智雷则将家庭发展能力建构为由家庭功能、家庭禀赋和家庭策略三要素所构成的分析框架[33]。虽然家庭发展能力的准确内涵尚无定论，但是学者们就经济能力和风险应对能力的作用是达成一致的。有关研究论证家庭的经济压力和农民主观幸福感的关系，认为消费需求与满足能力的不对等会降低农民的主观幸福感[34]，并且家庭的不同消费类型也会影响居民的主观幸福感[35]。而风险应对能力是家庭应对外界社会环境变化的能力[32]，它能够使得家庭在承受外力冲击后得以尽快恢复元气[33]，是维持家庭持续发展的重要保障之一，其与居民主观幸福感的关系不言自明。本文认为，家庭发展能力与居民幸福感的关系模式也适用于农民工群体。此外，农民工高质量的就业有助于提高家庭的收入水平和消费水平，并且提高家庭应对基本生活事件和突发事件的能力，即提升家庭发展能力，进而提升农民工的主观幸福感。据此提出：

假设2：家庭发展能力在就业质量和农民工主观幸福感之间起中介作用。

假设2a：就业质量通过提升家庭消费能力，进而提升农民工的主观幸福感。

假设2b：就业质量通过提升家庭风险应对能力，进而提升农民工的主观幸福感。

三、就业质量影响农民工主观幸福感的研究设计

(一)就业质量影响农民工主观幸福感的研究数据及变量说明

使用2013年中国家庭收入调查的外来务工住户调查数据。该调查涉及劳动力跨区流动频繁的2个直辖市及15个省份，它们包括：北京和上海(大都市区)，江苏、浙江、广东和福建(东部地区)，湖北、湖南、河南、安徽和山西(中部地区)，陕西、甘肃、四川、贵州和云南(西部地区)，黑龙江(东北地区)。采用2013年CHIP数据的原因是：该数据库是针对外来务工人员的调查，具有丰富的、与就业质量相关的变量。同时，该数据包含能够反映家庭发展能力的部分指标以及幸福感这一关键变量，契合研究主题。选取16～65岁、目前正以雇员身份从事工资性工作的农业户籍人口作为研究对象，经过数据筛选，删除缺失值和无效值后，共获得有效样本777个。

被解释变量为农民工主观幸福感。在CHIP2013的问卷中，通过“考虑到生活的各个方面，您觉得幸福吗”来测量。按照答案选项设置，在删除选择“不清楚”选项的样本后，按照从“很不幸福”到“非常幸福”，分别赋值为1～5。

主要解释变量为就业质量。选取工资水平、工作强度、就业稳定性、劳动福利和工作安全5个维度来测量。工资水平以年收入来衡量，根据问卷中“2013年这份工作的收入总额”一题来确定。工作强度以周工作时间来衡量，根据问卷中“平均每天工作多少个小时”一题来确定日工作时间，进而得出周工作时间①这一指标。就业稳定性以是否签订固定期限合同或者长期劳动合同来衡量，根据问卷中“这份工作的劳动合同性质”一题来确定，将选择“固定期限合同”或“长期合同”定义为稳定就业，记为1，其余情况定义为不稳定就业，记为0。劳动福利以“五险一金”的参与情况来衡量，一方面根据“您享有以下哪种劳动福利”一题来确定，选择享有“工伤保险”“失业保险”“住房公积金”和“生育保险”中的1项或多项，记为1，4项都没有则记为0。另一方面根据“你参加了以下哪种养老保险”一题来确定，将参加任意一类养老保险的②，记为1，没有参加任何养老保险的，记为0。工作安全以农民工受伤生病的天数来衡量，根据“在2013年，您由于生病或受伤等原因不能正常工作、上学和生活的天数一共有多少天”来衡量。因此，本文选取5个维度，共6项指标来衡量并计算所需的农民工就业质量指数，具体计算方法如下：

qnorij=(qij-Minj)/(Maxj-Minj)

(1)

(2)

(1)式中，qnorij表示标准化处理后的指标，i表示农民工个体，j表示就业质量的6个分项指标，Minj为第j项指标的最小值，Maxj为第j项指标的最大值。此外，考虑到工作强度和工作安全所选取的周工作时间和因伤病无法工作的天数与就业质量呈负相关，用1减去标准化处理后该指标的差来获得工作强度和工作安全的反向指标进行计算。在进行标准化处理后，根据(2)式的等权平均法，得出所需要的就业质量指数(见表1)。

中介变量为家庭发展能力，主要根据CHIP2013的问卷信息，以“家庭消费能力”和“风险应对能力”作为家庭发展能力的代理变量。其中，消费能力根据“您认为家里的生活水平最适用于以下哪种情况”来测量，按照答案设置，在删除选择“不清楚”选项的样本后，将“生活不够舒适，并且没有能力支付一些基本的消费支出”“生活基本舒适，但没有能力支付多项额外的消费支出”到“生活非常舒适，并且有能力支付各种额外的消费支出”，分别赋值1～3。而风险应对能力根据“对于您家的收入和经济状况，您认为以下哪种描述最适用于您家的情况”来测量，按照答案设置将“没有能力应对一些生活基本事件或多项意外事件的发生”“有能力应对多项意外事件的发生”到“有能力应对各种意外事件的发生”，分别赋值1～3。

此外，参照以往的研究和CHIP2013数据中的变量可获得性[29]，控制了性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、民族、健康状况和娱乐时间③等微观层面的变量。所有变量的具体定义和描述性统计结果见表1。

表1 变量定义及描述性统计

(二)就业质量影响农民工主观幸福感及其作用机制的模型设置

因变量农民工主观幸福感属于定序变量，故采用Ologit模型进行估计，并设立如下方程：

Y=α1+β1Quality+γ1Z+μ1

(3)

此外，为检验家庭发展能力(消费能力和风险应对能力)在就业质量对农民工主观幸福感影响中的中介作用，借鉴温忠麟等人关于中介作用检验的方法[36]，在方程(3)的基础上，设置方程(4)和(5)。因为消费能力和风险应对能力属于定序变量，故也采用Ologit模型进行估计。

M=α2+β2Quality+γ2Z+μ2

(4)

Y=α3+β3Quality+β4M+γ3Z+μ3

(5)

式中，Y表示农民工的主观幸福感，Quality表示农民工的就业质量，M表示农民工的家庭消费能力和风险应对能力，Z表示控制变量，包括性别、年龄、民族、受教育程度、婚姻状况、健康状况和娱乐时间。

四、就业质量影响农民工主观幸福感及其作用机制的实证分析

(一)就业质量对农民工主观幸福感的影响

表2呈现了就业质量对农民工幸福感的模型估计结果。模型1仅仅加入就业质量进行估计，结果表明，就业质量对农民工主观幸福感在1%的水平上呈现显著的正向影响。模型2加入了相关控制变量后，就业质量仍在1%的水平上显著提升农民工主观幸福感，具体表现为在控制其他变量的情况下，就业质量每增加1个单位，农民工幸福感提升的可能性增加1.1%(e0.010-1≈0.011)。这表明就业质量作为农民工劳动力市场状况的综合体现，是农民工主观幸福感提升的经济和物质基础之一，假设1得到验证。从控制变量的回归结果来看，除了农民工的婚姻状况、健康状况和娱乐时间表现出显著性外，其余控制变量均不显著。具体来看，在控制其他变量后，有配偶的农民工主观幸福感比无配偶的农民工高57%(e0.452-1≈0.57)。农民工健康水平每提高1个单位，其主观幸福感提升约1.4倍(e0.865-1≈1.38)。此外，娱乐时间较多的农民工主观幸福感提升的可能性比娱乐时间较少的农民工高出41%左右(e0.345-1≈0.41)。

为检验上述模型估计的稳健性，采用更换自变量的测量指标进行估计，同时采用不同的计量方法进行回归，综合考察回归结果的稳健性(见表2)。在更换自变量测量指标的检验中，采用稳健性检验1，以工作转换次数衡量就业稳定性，并重新测算农民工的就业质量指数进行回归。检验结果表明，就业质量对农民工的主观幸福感呈现显著的正相关，同上文回归结果相比未发生较大变化，表明上文的回归结果具有稳健性。在更换计量分析方法的检验中，稳健性检验2是采用Oprobit模型进行估计；稳健性检验3则是采用OLS模型进行估计。回归结果显示，无论是Oprobit模型还是OLS模型，就业质量的回归系数都显著为正，并且所有控制变量的显著性均与基准回归(模型2)保持一致，进一步证明了上文回归结果的稳健性。

(二)就业质量对农民工主观幸福感的影响机制：家庭发展能力的中介作用

为进一步分析就业质量对农民工主观幸福感的作用机制，在模型2的基础上，引入家庭消费能力和风险应对能力这两个有关农民工主观幸福感的中介变量进行检验(见表3)。

第一步，以农民工主观幸福感为被解释变量，就业质量为解释变量，并控制相关变量进行回归(模型2)，就业质量回归系数β=0.011(P<0.01)。第二步分别以家庭消费能力和风险应对能力为被解释变量，就业质量为解释变量，并控制相关变量进行回归(模型3和模型4)。当家庭消费能力作为被解释变量时，就业质量回归系数β=0.019(P<0.01)；当风险应对能力作为被解释变量时，就业质量的回归系数β=0.010(P<0.1)。第三步以农民工主观幸福感为被解释变量，就业质量、消费能力和风险应对能力作为解释变量，并控制相关变量进行回归(模型5)。就业质量回归系数β=0.004(P>0.1)，家庭消费能力的回归系数β=1.186(P<0.01)，风险应对能力回归系数β=0.349(P<0.05)。由此可见，家庭发展能力(家庭消费能力和风险应对能力)对就业质量和农民工主观幸福感的确存在中介作用。具体来看，就业质量能够显著提升农民工家庭的消费能力，就业质量每提升1个单位，家庭消费能力提升的可能性增加2%(e0.018-1≈0.02)。并且家庭消费能力对于农民工幸福感的提升具有显著的正向影响，表现为家庭消费能力每提升1个单位，农民工主观幸福感提升2.3倍(e1.186-1≈2.27)，故假设2a得到验证。同时，就业质量也能够显著提升农民工家庭的风险应对能力，就业质量每提升1个单位，风险应对能力提升的可能性增加1%(e0.010-1≈0.01)。风险应对能力对农民工主观幸福感的提升也具有显著的正向影响，表现为风险应对能力每提升1个单位，农民工幸福感提升42%(e0.349-1≈0.42)，故假设2b得到验证。综合以上分析，这意味着代表“家庭发展能力”的“家庭消费能力”和“风险应对能力”变量的加入能解释就业质量对农民工幸福感的影响，构成两者的关系机制。因此，假设2得到验证。

表2 就业质量对农民工主观幸福感影响的估计结果及稳健性检验

表3 就业质量对农民工主观幸福感影响机制的估计结果

此外，为准确估计整体中介比例和中介变量各自的中介比例，使用KHB命令进行分析。由表4的报告结果可知，引入的两个中介变量，即家庭消费能力和风险应对能力，其中介比例达到47.73%，并且家庭消费能力的中介程度远大于风险应对能力。具体而言，家庭消费能力中介比例为46.56%，风险应对能力的中介比例为7.17%，即就业质量对农民工主观幸福感的总体影响有46.56%是通过提高农民工家庭的消费能力来实现的，仅有7.17%是通过提升农民工家庭的风险应对能力来实现的。

表4 KHB中介分析结果

五、简要结论与政策启示

基于2013年中国家庭收入调查(CHIP2013)中的外来务工住户调查数据，并通过计量模型对就业质量提升农民工主观幸福感的影响机制进行实证检验。结果表明：第一，就业质量能够显著提升农民工的主观幸福感，具体表现为就业质量每增加1个单位，农民工主观幸福感提升的可能性增加1.1%；第二，家庭发展能力在就业质量与农民工主观幸福感之间的中介效应显著，中介比例为47.73%，即就业质量通过提高家庭发展能力，进而促使农民工主观幸福感的提升。具体而言，就业质量能够通过增强家庭的消费能力和风险应对能力来提升农民工的主观幸福感，并且家庭消费能力对农民工主观幸福感的间接提升作用比家庭风险应对能力更为明显。

随着我国社会主要矛盾转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾，提升农民工主观幸福感应该成为政府服务民生的题中应有之义。由此得出如下政策启示：其一，政府应采取相应的措施来提高农民工群体的整体就业质量。具体而言，政府不能单纯依靠增加收入或减少工时等来促进农民工就业质量的提升，而需要出台提升农民工就业质量的多维方案，在工作报酬、强度、稳定性、福利保障以及工作环境与安全等方面同时发力，从而提升农民工的整体就业质量，为其主观幸福感的提升提供直接保障。其二，政府应通过各项家庭支持政策来提升农民工的家庭发展能力。具体来看，政府在制定相关政策时，应以整体性思维将农民工家庭纳入政策考量，在不破坏其家庭独立性的前提下，给予家庭能够更好发展的政策性支持和公益性保障，增强其发展能力，为农民工主观幸福感的提升提供间接支持。

本研究尚有进一步讨论的空间，主要表现为所使用的数据资料中仅包含能够反映家庭发展能力的家庭消费能力和风险应对能力，无法全面地展现家庭发展能力的间接影响效应，今后的研究可以依据更完备的数据资料，选择更为丰富的家庭发展能力指标来讨论这一主题。

注释：

①参照李中建、袁璐璐的做法，用日工作小时数乘以7天作为周工作时间。因为对于农民工而言，尽管名义上他们存在着双休日，但往往由于监管的疏忽或双倍工资的引诱，周末仍然继续工作。

②问卷中关于“您参加以下哪种养老保险”的答案包含“城镇职工基本养老保险”“城镇灵活就业人员养老保险”“居民社会养老保险”“新型农村社会养老保险”“企业年金”和“商业养老保险”。

③以“这份工作的时间安排”一题来间接测量农民工的“娱乐时间”，将选择“白班”“三班倒”和“两班倒”定义为娱乐时间较多，记为1；选择“晚班”“夜班”定义为娱乐时间较少，记为0。