身份认同与流动人口劳动时间

周战强 王 馨

引 言

随着中国工业化、城镇化的发展,出现了大规模的流动人口。流动人口是流入地劳动供给的重要来源。然而,大多数流动人口劳动时间过长。根据原国家卫生和计划生育委员会流动人口动态监测调查的数据,2016年流动人口平均周工作时间为54.57小时,超过国家法律规定的周工作时间40小时的占72.58%,超过44小时的占70.41%。劳动时间过长会严重影响流动人口的身心健康,降低其生活质量,不利于推进健康中国建设和高质量发展。因此深入研究流动人口劳动时间的影响因素具有重要意义。

目前,学界主要从流动人口的家庭特征、人力资本特征、就业特征等方面分析其劳动时间。从家庭特征看,拥有子女数越多的新生代农民工的劳动时间越长,而需要亲自照顾孩子的新生代农民工的工作时间会相对较短①石丹淅、赖柳华:《新生代农民工的工作时间及其影响因素》,《现代财经(天津财经大学学报)》2014年第7期。。从人力资本看,拥有某项技能对劳动时间有显著负向影响②谢勇:《农民工劳动权益影响因素的实证研究——以南京市为例》,《中国人口科学》2008年第4期。。但是健康状况对劳动时间的影响并没有一致结论。秦立建等人发现健康对农村居民外出打工劳动时间有显著正向影响③秦立建、程杰、潘杰:《健康对农民工劳动供给时间的影响》,《统计与信息论坛》2015年第3期。,而罗俊峰和童玉芬的研究显示身体状态差的流动人口劳动时间长于身体状态好的流动人口④罗俊峰、童玉芬:《流动人口工作时间及影响因素研究——基于2013年流动人口动态监测数据的经验分析》,《贵州财经大学学报》2016年第3期。。从就业特征看,在建筑业、制造业、私营和个体单位中就业的农民工劳动时间显著增加,而在批发贸易零售业、国有或集体单位的农民工劳动时间显著减少⑤谢勇、史晓晨:《农民工的劳动时间及其影响因素研究——基于江苏省的调研数据》,《河北大学学报》(哲学社会科学版)2013年第1期。。拥有劳动合同、参加工会、小时工资高的农民工超时劳动的概率较低⑥朱玲:《农村迁移工人的劳动时间和职业健康》,《中国社会科学》2009年第1期。。但是现有研究忽视了流动人口对流入地人身份认同的作用。流动人口在流入地的工作和生活过程中,会逐渐缩小与流入地户籍居民的心理距离,认可、接受流入地的社会规范,产生对流入地人身份的认同。身份经济学的研究表明身份认同会影响行为选择⑦Akerlof,G.A.,and Kranton,R.E.,“Economics and Identity,”Quarterly Journal of Economics,2000,115(3):715-753.。国际和国内人口迁移的研究表明:对流入地人身份的认同会提高迁移人口的就业概率⑧Islam,A.,and Raschky,P.A.,“Genetic Distance,Immigrants’Identity,and Labor Market Outcomes,”Journal of Population Economics,2015,28(3):845-868.、就业收入⑨Drydakis,N.,“Ethnic Identity and Immigrants’Wages in Greece,”International Journal of Intercultural Relations,2012,36(3):389-402.、就业质量[10]邓睿:《身份的就业效应——“城市人”身份认同影响农民工就业质量的经验考察》,《经济社会体制比较》2019年第5期。。仅有Lu和Ivan分析了身份认同对农民工劳动时间的影响,结果表明这种影响并不存在[11]Lu H.,and Ivan K.T.,“The Effect of Identity Integration on the Employment of Rural-Urban Migrants:Based on a PSM Approach,”Journal of China Agricultural University,2018,23(7):182-197.。这与身份经济学理论的预测并不一致,也没有对两者之间的影响机制进行探讨。

有鉴于此,本文利用2014年全国流动人口动态监测调查数据,实证分析了流动人口身份认同对劳动时间的影响及其机制。与现有研究相比,本文的创新之处在于:一是从身份经济学角度分析了劳动时间问题,拓展了劳动时间的研究视角,丰富了该领域的研究内容;二是现有文献并未专门考察身份认同对劳动时间的影响机制,本文从社区参与、社会保险参与方面分析了这一影响的机制。

一、研究假设

(一)身份认同对流动人口劳动时间的影响

流动人口从流出地到流入地工作,这种地理空间的转换导致工作和生活环境的改变,必然会使他们对自己的身份重新进行认识和界定,不断追问身份归属:自己属于流入地人还是其他地方的人?身份经济学认为个体的社会身份决定了其社会类型,并与一定的社会规范相联系。如果个体按照所属群体的规范行事,效用会增加;如果违背该行为规范和准则,个体就会产生不愉快和焦虑的感觉,效用就会降低,因此身份认同影响个体的经济行为决策。每个个体都会遵循所认同群体的规范,并按照这一规范采取行动①Akerlof,G.A.,and Kranton,R.E.,“Economics and Identity,”Quarterly Journal of Economics,2000,115(3):715-753.。流动人口对流入地人身份的认同,会使其采取与该身份相匹配的行为,在劳动时间的选择上也会与流入地户籍居民趋于一致。根据原国家卫计委2014年对8个城市流动人口及流入地户籍居民抽样调查数据,流入地户籍居民平均每周工作39.52小时,而流动人口平均每周工作58.33小时,流动人口的平均劳动时间相对长很多。因此对于流入地人身份的认同,会在一定程度上减少流动人口的劳动时间,改变其过度劳动的状况。基于此,本文提出如下研究假设:

H1:对流入地人身份的认同会减少流动人口的劳动时间。

(二)身份认同对流动人口劳动时间的影响机制

1.社区参与

社区参与主要包括政治参与、文化参与、社会与公共事业参与等。与流入地户籍人口相比,大多数流动人口仅将社区作为居住场所,参与各种社区活动的程度较低。流动人口对流入地人身份的认同会显著增加其社区参与②唐有财、侯秋宇:《身份、场域和认同:流动人口的社区参与及其影响机制研究》,《华东理工大学学报》(社会科学版)2017年第3期。。从身份经济学角度看,流动人口对流入地人身份的认同,会促使其按照流入地户籍居民的行为规范行事,更多参与社区文体活动、公益活动、选举活动等。而社区参与会进一步影响劳动时间。首先,参加社区活动会增加与流入地户籍居民的交流,扩展自己的社会资本网络,在工作信息获取上更有优势,有可能获得更好的就业机会,带来更高的收入水平,从而减少过度劳动时间。其次,根据Becker的“时间分配理论”,时间具有有限性和分配的互斥性,流动人口参加更多的社区活动有可能挤占其劳动时间③Becker,G.S.The Economic Approach to Human Behavior.Chicago:The University of Chicago Press,1976.。再次,参与社区活动会提高流动人口的健康意识、在流入地的主人翁意识和权利意识,更加关注自身健康、劳动权益及社会权益的保障,由于大多数流动人口处于过度劳动状态,因此可能会减少劳动时间。可见,对流入地人身份的认同会促使流动人口更多参与社区活动,进而缩减其劳动时间。因此本文提出以下研究假设:

H2:对流入地人身份的认同会增加流动人口的社区参与,进而减少其劳动时间。

2.社会保险参与

社会保险主要包括养老保险、医疗保险、失业保险、工伤保险、生育保险。流动人口为流入城市发展做出了巨大贡献,但由于户籍制度,他们游离于城市社会保险体系之外,社会保险参保率处于较低水平。身份认同会促使流动人口更加关注社会保险等公共服务均等化建设,更加迫切地希望享有与城市居民相同的福利④秦立建、陈波:《医疗保险对农民工城市融入的影响分析》,《管理世界》2014年第10期。。因此,流动人口对流入地人身份的认同,会促使其在流入地积极关注和参加社会保险。社会保险可通过转移支付的方式增加投保人当期及未来的收入水平,提高其应对疾病、失业、养老等风险的能力,因此可能会改变其劳动供给行为。Lenhart和Shrestha的研究发现,健康保险的拥有能显著减少美国年轻人的劳动时间⑤Lenhart,O.,and Shrestha,V.,“The Effect of the Health Insurance Mandate on Labor Market Activity and Time Allocation:Evidence from the Federal Dependent Coverage Provision,”Forum for Health Economics&Policy,2015,20(1):1664-1696.。冯志坚和莫旋的研究表明,参加养老保险能够显著降低流动人口过度劳动时间⑥冯志坚、莫旋:《养老保险对乡城流动人口劳动供给的影响——基于内生转换回归模型的分析》,《人口与经济》2019年第4期。。拥有社会保险的流动人口不必靠过度劳动提高收入,以应对这些风险,因此可能会减少过度劳动时间⑦朱广琴、余建辉:《社会保险与福利对农民工城市融入影响比较》,《人民论坛》2015年第36期。。基于上述分析,本文提出以下研究假设:

H3:对流入地人身份的认同会促使流动人口参加社会保险,进而减少其劳动时间。

二、数据、模型及变量说明

(一)数据来源

本文使用的数据来自原国家卫生和计划生育委员会2014年全国流动人口动态监测调查社会融合与心理健康专题数据。该调查采取分层、多阶段、与规模成比例的PPS方法进行抽样,调查范围包括北京市朝阳区、山东省青岛市、福建省厦门市、浙江省嘉兴市、广东省深圳市与中山市、河南省郑州市和四川省成都市8个城市(区)。调查对象为在流入地居住一个月及以上的外地户籍流动人口。总样本量为15999,剔除数据缺失、不适用等个案后,最终有效样本量为14647。

(二)模型

准确估计身份认同对流动人口劳动时间的影响,需要比较同一个流动人口在建立流入地人身份认同前后的劳动时间情况,但是上述两种身份状态显然不可能同时存在,这就产生了“反事实缺失数据”。通常情况下,研究者会选择以不认同流入地人身份的流动人口状况代替认同流入地人身份的流动人口“反事实”状态下的结果,基于简单对比,评价身份认同对流动人口产生的影响,但这种做法存在的最大问题是忽略了两类群体自身特征的差异,即存在样本选择性偏差问题。由于身份认同和不认同并非随机分配或外生决定,存在“自选择”或“被选择”的情况,不认同流入地人身份的流动人口学历、健康、经济等状况通常较低或较差,如果这些因素对劳动时间产生影响,简单对比会导致处理效应估计存在偏差。

Rosenbaum和Rubin提出的倾向值匹配法(Propensity Score Matching,PSM)是用于解决选择性偏差问题较为有效的方法①Rosenbaum,P.R.,and Rubin,D.B.,“The Central Role of the Propensity Score in Observational Studies for Causal Effects,”Biometrika,1983,70(1):41-55.,因此本文选择该方法来估计流动人口身份认同对劳动时间的影响。其核心思想是利用倾向值从对照组中为处理组挑选出特征条件相同或相似的个体进行匹配,使得两组的协变量趋于均衡可比,匹配后得到的估计结果可以有效减少估计偏差问题。本文的处理组是认同流入地人身份的流动人口,对照组是不认同流入地人身份的流动人口。首先,用logit或probit模型预测流动人口身份认同的概率,即倾向值,以logit模型为例:

式(1)中P(Xi)表示流动人口身份认同的倾向值或概率;Di是衡量身份认同的变量,如果个体认同流入地人身份,Di=1,否则,Di=0;Xi是一系列控制变量,包括个人基本特征、人力资本特征、就业特征和流动特征等。

第二,选择匹配方法。为了保证估计结果的稳健性,本文选用最常用的三种匹配方法,即最近邻匹配法(Nearest Neighbor Matching)、半径匹配法(Radius Matching)和核匹配法(Kernel Matching),根据倾向值将对照组和处理组进行匹配。

第三,计算平均处理效应(Average Treatment Effect on Treated,ATT)。给定倾向值,身份认同对流动人口劳动时间的平均处理效应可以通过比较处理组和对照组的劳动时间差异得到:

其中,Y1i和Y0i分别表示同一流动人口在处理组和对照组两种情形下的劳动时间状况。

为分析身份认同对流动人口劳动时间的影响机制,借鉴Baron和Kenny②Baron,R.M.,and Kenny,D.A.,“The Moderator-Mediator Variable Distinction in Social Psychological Research:Conceptual,Strategic,and Statistical Considerations,”Journal of Personality and Social Psychology,1986,51(6):1173-1182.的研究,本文采用下述中介效应模型:

其中,Yi是流动人口年均劳动时间的自然对数,Mi是中介变量,Di、Xi与前面模型中的含义相同,εi是随机误差项。在γ0显著的情况下,如果γ1显著为正,θ显著为负,说明存在显著中介效应;如果γ1、θ中至少有一个不显著,用Bootstrap方法检验零假设θγ1=0,拒绝该零假设说明存在显著中介效应,否则中介效应不显著①温忠麟、叶宝娟:《中介效应分析:方法和模型发展》,《心理科学进展》2014年第5期。。如果存在中介效应,就说明存在相应的影响机制。

(三)变量说明

1.因变量

本文的因变量为流动人口的劳动时间。样本统计表明,流动人口平均每周工作58.33小时,其中80%以上超过国家规定的标准劳动时间,可见流动人口劳动时间过长,存在过度劳动。本文模型中用每年工作小时数的对数值衡量劳动时间。

2.核心自变量

本文的核心自变量为流动人口的身份认同,可以通过问卷中受访者对“您认为自己是不是本地人”问题的回答情况进行衡量。如果受访者对这一问题回答“是”,该变量为1,否则,该变量为0。从表1中可以看出,只有22.0%的受访流动人口认同自己的流入地人身份,所占比例相对较低。

表1 变量的描述性统计和误差消减状况

续表

续表

3.中介变量

本文的中介变量为社区参与、社会保险参与。社区参与变量可通过问卷中问题“您在本地参加过以下哪些活动”加以构造。该问题的选项包括社区文体活动、社会公益活动、选举活动(村/居委会、工会选举)、评优活动、业主委员会活动、居委会管理活动。社区参与变量为计数变量,每参加上述一项活动,变量分值增加1,分值越大代表流动人口参与社区活动越多。该变量样本均值为0.679,说明受访流动人口参与社区活动少(见表1)。社会保险参与变量可利用问卷中“失业保险、城镇职工养老保险、城镇职工基本医疗保险、工伤保险、生育保险”的参与状况加以构造。如果受访者参加上述五种保险中的任意一种,该变量为1,否则为0。样本中流动人口参加任一种社会保险比例仅为41.3%,可见其社会保险参与度较低(见表1)。

4.控制变量

参考前述文献,本文选取了四类控制变量:个人基本特征、人力资本特征、就业特征和流动特征变量。个人基本特征变量包括年龄、性别(男性为1)、婚姻状况(已婚为1)、户口性质(非农业为1)、在老家操心的事(包括老人赡养、子女照看、子女教育费用、配偶生活孤独、干活缺人手、家人有病缺钱治、土地耕种及其他,该变量为计数变量,如受访者有上述一项则分值增加1)和家庭年均收入(模型中采用的是对数形式)。人力资本特征变量包括受教育程度(分为未上过学、小学、初中、高中、专科、本科和研究生7类,分别赋值 0、6、9、12、15、16、19)、培训经历(有培训经历为 1)和自评健康状况(很健康或健康为1)。就业特征变量包括参加工会情况(参加为1)、劳动合同类型(分为固定期限合同、无固定期限合同、临时工、无合同或其他,以无合同或其他为基准)、单位类型(分为5类:国有、机关、集体单位;私营企业;三资企业;无单位;个体、土地承包户及其它。以个体、土地承包户及其它为基准)及行业类型(分为制造业、建筑业、采矿电煤水热、批发通讯餐饮、商业服务机关及其它,以建筑业为基准)。流动特征变量包括本次流动时间(以年数表示)、流动范围(分为跨省、省内跨市和市内跨县流动,以市内跨县流动为基准)及流入城市(包括北京市朝阳区、山东省青岛市、福建省厦门市、浙江省嘉兴市、广东省深圳市与中山市、河南省郑州市和四川省成都市,以成都市为基准)。控制变量的描述性统计见表1。

三、实证结果分析

(一)倾向值匹配

1.匹配检验

logit模型的估计结果显示,年龄、户口性质、家庭收入、教育程度、自评健康状况、参加工会情况、本次流动时间等变量显著正向影响流动人口的身份认同,而在老家操心的事对身份认同的负向影响显著。进一步对匹配前后主要变量进行平衡性检验的结果显示(见表1),控制组和处理组所有混淆变量均值在匹配前有显著差异,而在匹配后均值接近,没有显著差异,说明两组的个体特征差异在匹配后基本消除①利用最近邻匹配、半径匹配及核匹配方法得到的密度分布图也显示,匹配后处理组和控制组的密度分布接近,匹配效果好。受篇幅所限,这里没有给出logit模型的估计结果和密度分布图。如有需要,可以联系作者索要。。

2.反事实估计结果比较

采用最近邻匹配、半径匹配和核匹配方法的估计结果见表2,可以看出,在匹配消除了控制组和处理组的样本误差后,流动人口身份认同对劳动时间有显著负向影响。这证明了假设H1。该结果与Lu和Ivan②Lu H.,and Ivan K.T.,“The Effect of Identity Integration on the Employment of Rural-Urban Mi-grants:Based on a PSM Approach,”Journal of China Agricultural University,2018,23(7):182-197.的研究结论不同,他们认为身份认同不能显著影响劳动时间。这可能是由于两个研究中问卷调查的地区、样本量存在差异。另外,作为对照,本文利用OLS方法估计了身份认同对劳动时间的影响,控制变量为表1中的所有控制变量。从表2中OLS的估计结果可以看出,流动人口的身份认同对劳动时间存在显著负向影响。

表2 ATT估计结果

(二)机制分析

前文的分析表明,身份认同对流动人口劳动时间有显著负向影响,但是这一影响的可能机制并不清楚。下面利用最近邻匹配(一对三匹配)后的数据,分析其中的影响机制。

1.社区参与的中介效应

为检验身份认同是否会通过社区参与影响劳动时间,本文采用前述中介效应模型进行回归,模型的回归估计结果见表3模型(1)-(3),回归系数γ0、γ1和θ分别为-0.013、0.144和-0.009,且在1%的水平上显著,说明身份认同对社区参与存在显著正向影响,社区参与对劳动时间存在显著负向影响,社区参与的中介效应显著。也就是说,在其他条件不变的情况下,认同流入地人身份会促使流动人口更多地参加社区活动,从而减少劳动时间。这验证了假设H2。

表3 中介效应模型估计结果

2.社会保险参与的中介效应

为检验身份认同是否会通过社会保险参与影响劳动时间,本文利用前面的中介效应模型进行估计,估计结果见表3模型(1)、(4)、(5),回归系数γ0、γ1和θ分别为-0.013、0.043和-0.040,且在 1%的水平上显著,说明身份认同对社会保险参与存在显著正向影响,社会保险参与对劳动时间存在显著负向影响,社会保险参与的中介效应显著。这表明,在其他条件不变的前提下,认同流入地人身份的流动人口更可能参加社会保险,进而减少劳动时间。这验证了假设H3。

(三)异质性分析

身份认同会显著减少流动人口的劳动时间,这种影响是否因流动人口出生年代、户籍类型、流动范围、流入地区等而存在差异,需要进一步分析。

1.基于出生年代的分组分析

年轻一代的流动人口在学历上通常要优于上一代,更愿意接受新生事物,更迫切希望融入城市成为流入地市民,因此拥有更强的动机和能力去完成自身角色的转换①王丽丽、梁丹妮:《两代农业转移人口市民身份认同影响因素的异同》,《城市问题》2017年第2期。,采取与流入地市民相一致的劳动供给行为,减少劳动时间。而年长流动人口在流入地工作的目标主要是生存以增加收入,又因年龄较大及对故乡的依恋,对新生事物的接纳程度较低,因此很难对流入地产生较强的认同感和归属感,也很难改变自身行为②杨菊华、张莹、陈志光:《北京市流动人口身份认同研究——基于不同代际、户籍及地区的比较》,《人口与经济》2013年第3期。,其身份认同对劳动时间的影响可能较小。为分析不同出生年代流动人口身份认同的影响是否存在差异,本文将1980年及以后出生的流动人口划为新生代流动人口,1980年以前出生的划为老一代流动人口。两组的估计结果见表4模型(1)和(2)。可以看出,身份认同显著减少了新生代流动人口的劳动时间,而对老一代流动人口的劳动时间没有显著影响。

2.基于户籍类型的分组分析

中国户籍制度是造成流动人口身份认同问题的根源。由于二元户籍制度的存在,农业户籍的流动人口被赋予了农民的身份,他们在城市的生活环境和工作经历等与之前差距较大,行为规范和准则差别也较大,更渴望像城里人那样工作和生活,因此对流入地人身份的认同通常会改变行为方式,采取与流入地市民相一致的劳动力市场行为,减少劳动时间。而非农户籍的流动人口虽然也属于外来人口身份,但他们与流入地市民有着相同的户籍类型,工作和生活方式等相似性较大③王丽丽、梁丹妮:《两代农业转移人口市民身份认同影响因素的异同》,《城市问题》2017年第2期。。因此这部分流动人口在流动前所认同群体的行为规范、准则与流入地差别较小,在劳动力市场中的行为也基本一致,其身份认同对劳动时间的影响相对要小。基于此,本文按照流动人口的户籍类型,将流动人口划分为农业户籍流动人口和非农户籍流动人口,考察不同户籍类型下流动人口身份认同对劳动时间影响的差异。估计结果见表4模型(3)和(4)。可以看出,农业户籍流动人口的身份认同对劳动时间存在显著负向影响,而非农户籍流动人口的身份认同对劳动时间没有显著影响。

表4 异质性分析的估计结果

3.基于流动范围的分组分析

流动人口流动范围的差异会对其身份认同产生影响,进而使劳动时间产生差异。通常来说,流入地和流出地距离较近时,两地的社会文化和生活方式差异较小,流动人口身份认同带来的行为方式改变较少,对劳动时间的影响程度也较小。而流入地和流出地距离较远时,两地的社会文化和生活方式差别较大,流动人口对流入地人的身份认同引起行为方式变化较大,对劳动时间的影响程度也较大。鉴于此,本文按照流动范围将流动人口划分为跨省流动和省内流动,探究两个群体身份认同影响的差异。估计结果见表4模型(5)和(6)。可以看出,跨省流动人口对流入地身份的认同对劳动时间有显著负向影响,而省内流动人口身份认同的影响并不显著。

4.基于流入地区的分组分析

不同地区的经济发展状况不尽相同,因此可能导致身份认同的影响存在差异。东部地区比中部、西部地区经济发达,基本公共服务较为完善,居民闲暇生活较为丰富,保障水平和福利水平都较高①王丽丽、梁丹妮:《两代农业转移人口市民身份认同影响因素的异同》,《城市问题》2017年第2期。。而流动人口大多来自中西部地区,如果流入到东部地区,流入地与流出地的生活方式、行为规范等差别较大,对流入地人身份的认同会促使其采取与流入地居民相匹配的行为方式,积极参加社区活动,关注社会保障和劳动权益保障,可能会适当减少其劳动时间。而如果流入到中西部地区,流出地与流入地的生活方式、行为规范等差别较小,其身份认同对劳动时间影响也较小。基于此,本文按照所在地区,将流入城市划分为东部城市(北京、浙江嘉兴、福建厦门、山东青岛、广东深圳、广东中山)和中西部城市(河南郑州、四川成都),分析不同流入地区流动人口身份认同影响的差异。估计结果见表4模型(7)和(8)。可以看出,东部城市流动人口的身份认同对劳动时间存在显著负向影响,而中西部城市流动人口的身份认同没有显著影响。

(四)稳健性检验

本文从以下三个方面对前文结果进行了稳健性检验:

1.基于Oster方法②Oster,E.,“Unobservable Selection and Coefficient Stability:Theory and Evidence,”Journal of Business&Economic Statistics,2019,37(2):187-204.的分析

前文利用倾向值匹配法解决了由可观测变量样本选择性偏差引起的内生性问题,但这种方法无法处理由遗漏变量导致的内生性问题,可能会影响因果推断的结论。因此,本文基于Oster提出的方法评估遗漏变量是否会对估计结果的稳健性产生影响。该方法利用有无控制变量情况下核心自变量的系数变动以及最大可得R2,计算得到检验统计量δ,来评估核心自变量系数估计对遗漏变量偏差的稳健性。如果核心自变量系数为零时δ的值大于1,就表明估计结果对于遗漏变量是稳健的。由于该方法是基于OLS进行评估的,这里遵循这一思路,间接分析前面估计结果对遗漏变量的稳健性。本研究计算得到δ=1.640,这在一定程度上说明估计结果对遗漏变量是稳健的。

2.替换因变量

将因变量“每年工作小时数对数值”替换为“每月工作小时数对数值”,利用一对三匹配后的数据,进行OLS估计,估计结果见表5模型(1)。可以看出,身份认同对流动人口劳动时间的估计结果与前文结果在方向和显著性上保持一致。

3.采用倾向值加权方法的分析

倾向值加权方法是使用倾向值作为抽样权重,对处理组和对照组成员进行再加权,从而使得它们能够代表研究总体③郭申阳、弗雷泽:《倾向值分析:统计方法与应用》,重庆大学出版社2012年版。,因此可利用该方法进行稳健性检验。对采用该方法加权后的样本进行OLS估计的结果见表5模型(2)。可以看出,身份认同系数在方向和显著性与前文匹配结果相似。

表5 稳健性检验结果

四、结论与建议

本文使用2014年流动人口动态监测数据,借助倾向值匹配法实证研究了身份认同对流动人口劳动时间的影响,得出以下结论:(1)身份认同会显著影响流动人口的劳动时间,认同流入地人身份的流动人口劳动时间显著少于不认同的。(2)身份认同通过两种机制对劳动时间产生抑制作用,它使得流动人口更多地参加流入地社区活动和社会保险,进而减少其劳动时间。(3)身份认同对劳动时间的影响存在群体差异,认同流入地人身份会导致新生代流动人口劳动时间显著减少,而老一代流动人口劳动时间没有显著变化;农业户籍流动人口劳动时间显著减少,非农户籍流动人口劳动时间无显著变化;跨省流动人口劳动时间显著减少,省内流动人口劳动时间变化不显著;流入到东部城市的流动人口劳动时间显著减少,到中西部城市的则变化不显著。

流动人口在流入地劳动时间过长,说明其劳动权益保障并没有得到有效落实,不符合社会的公平及公正,不利于流动人口的身心健康,也不利于中国的高质量发展。以往关于减少流动人口过度劳动的政策,更多是从政府层面如规范劳动标准制度和对企业进行监管,或是从经济层面如提高工资水平,使得工资增长对劳动时间影响的收入效应大于替代效应,从而减少劳动时间。这些政策的确可以在一定程度上减少流动人口的过劳现象,但仍有改进空间。本文的结论为减少流动人口劳动时间过长提供一种新的政策思路:政府应积极促进流动人口在流入地的社会融合,使他们能够尽快适应流入地生活,建立对流入地人身份的认同;应重点关注新生代、农业户籍、跨省迁移、流入东部城市流动人口身份认同的劳动时间效应;应积极推进劳动力市场规范化,完善社会保险制度,倡导和鼓励流动人口积极参与社区活动,减少过度劳动,从而缓解流动人口过劳损害身心健康的状况。