劳动力迁移、社会阶层与居民幸福感——基于CGSS数据的经验分析①

樊敏杰

（河南财经政法大学 财政税务学院，河南 郑州 450046）

1 引言

农村劳动力的大规模乡城迁移是支撑中国近年来社会经济快速发展的重要力量。十九届五中全会审议通过的《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》指出，要解决好“三农”问题，推动城乡要素平等交换、双向流动。同时，2021年的《政府工作报告》中也指出：“十四五”时期要深入推进以人为核心的新型城镇化战略，加快农业转移人口市民化。这意味着，要同步实现新型城镇化以及农业现代化，仍然要以农村劳动力迁移为主要切入点，同时推进迁移劳动力的城市融合和户籍转换。然而，近年来的情况表明，我国农村劳动力的迁移进程正在逐步放缓，农村劳动力向城镇迁移的意愿并不强烈[1]。如何对这种现象进行解释，进而提升农村劳动力的乡城迁移和居留意愿，对于提高我国的城镇化水平有着重要的现实意义。

通常认为，农村劳动力的迁移往往出于趋利动机，城乡工资收入差距是其迁移的主要动力。但是，近年来有学者发现城市的收入优势对农村劳动力迁移的拉力正逐减弱[2]，工资差距可以吸引更多的农村劳动力，但并不能提高他们的留城意愿[3]。相反，随着经济的发展，农村劳动力低层次的生存需求早已得到满足，而公共服务、社会阶层、社会福利等非收入因素的影响日益受到关注。而最终突破户籍壁垒取得城市户口的农村迁移劳动力，其留在城市生活的主要动力源于与户籍关联的社会福利得到了改善。因此当前来看，对于农村劳动力的迁移和居留决策影响因素的探讨，仅从收入视角展开是不充分的，它并不能从整体上反映出一个人的生活状态[4]。而幸福感作为衡量个体生活状况的客观和主观效用的综合指标，通常被认为是生活质量的真实体现5]，是福利状况的合理度量。鉴于此，本文尝试通过对不同群体之间的主观幸福感差异进行比较来评估迁移行为和户籍差异所导致的幸福感变化，并在其中引入社会阶层中介机制，为解释劳动力迁移进程放缓提供一个新的视角，为提升全民幸福感提供经验支持和理论支撑。

2 文献回顾

长期以来，幸福感是一个横跨经济学、管理学、社会学、心理学等多个学科的热点研究话题。关于幸福感的影响因素，最初多集中于经济发展水平和居民收入。Easterlin（1974)曾提出了著名的“伊斯特林悖论”，即随着时间的推移，幸福感并不会随着收入的增加而继续提升[6]。自此以后，很多学者开始尝试从不同的角度探讨幸福感的影响因素。既有基于经济制度、文化背景和自然环境等宏观因素进行的阐释[7-9]，也有基于年龄、性别、教育、婚姻、健康、住房、宗教信仰等个体特征展开的分析[10-11]。主流观点认为，尽管不同的经济体之间社会发展程度有所差异，但影响主观幸福感的关键变量可能是一致的[12]，且不同个体之间、不同群体之间的幸福感是可以进行横向比较的[13]。上述文献为不同分类群体的主观幸福感比较提供了理论依据。

关于劳动力迁移、社会阶层与主观幸福感之间的关系，现有文献往往立足于两两变量之间的关系探讨。基于本文的研究逻辑，下面将从以下几个方面对相关文献进行梳理。

2.1 劳动力迁移与主观幸福感

关于迁移是否能提高个体的主观幸福感，多数研究关注了跨国迁移与幸福感之间的关系。例如，有研究表明，移民的幸福感低于本地居民，社会资本差异、文化差异等是造成其幸福感下降的主要原因[14-15]。与上述结论不同，Nikolova & Graham ( 2015)则发现，迁移行为对迁移者的收入水平、幸福感等福利指标均有显著正向影响[16]。Knight & Gunatilaka首次以发展中国家的乡城迁移为视角，研究发现迁移到城镇的农村劳动力收入水平显著高于农村居民，然而幸福感却同时低于农村居民和城镇居民[17]。国内有学者认为，劳动力迁移使得个体在资源获取、生活期望以及文化适应上的冲击降低了主观幸福感[18]，而且无论是否发生户籍变动，有过迁移经历的个体主观幸福感均显著低于未迁移居民[19]。而关于户籍变动与幸福感之间的关系，温兴祥、郑凯则得出了不同的结论，他们发现获取户籍的迁移行为并未降低幸福感，而未获取户籍的迁移行为则产生了负向幸福效应[20]。户籍制度成为了限制迁移劳动力在流入地城市享受和当地居民同等的教育、医疗和养老等福利待遇的一道壁垒[21]。祝仲坤等利用全国性的微观调查数据发现，相对于省内迁移，跨省迁移者的主观幸福感损失更大；相对于家庭化迁移，孤身迁移也存在显著的幸福弱化效应[22]。陈飞、苏章杰的研究认为高教育水平和异地迁移的农村劳动力幸福损失更大，且损失程度不随迁移时间的延长而下降[1]。其中，自评社会阶层、社会公平感等因素的降低，是导致迁移者幸福损失的重要原因。

2.2 社会阶层与主观幸福感

关于社会阶层与主观幸福感的关系，无论是对跨国移民的样本研究[23]，还是针对某一国家或地区内部移民的具体分析[24]，大多得到了相似的结论：社会阶层认同及阶层的向上流动对幸福感均有显著的正向效应，而且这种影响存在显著的城乡差异。相对于城镇居民来说，农村居民的幸福感对社会阶层变化更为敏感[25]。此外，子代相对父代的职业地位下降会显著降低其主观幸福感，而自评阶层及预期阶层的正向变化则有利于提升个体的主观幸福感[26]。还有学者认为，应当区分客观社会阶层和主观社会阶层对幸福感的影响差异。主观幸福感更多地是个体与周围熟人或同龄人进行横向比较以及与自已的过去进行纵向比较而得出的综合评价。也就是说，与收入、职业等客观指标相比，主观社会阶层是个体综合考虑各项因素之后的心理感知，不仅能够在一定程度上反映其客观社会阶层，更是进行了社会比较之后的结果[27]。

2.3 劳动力迁移与社会阶层

在现有的文献中，针对劳动力迁移与社会阶层之间关系的研究还比较匮乏，且多基于社会阶层的认知视角。有研究认为，对于农村劳动力来说，迁移是个人提升收入、获取更多就业机会以及改善阶层的重要途径[28-29]。然而，由于地理环境、社会关系以及语言文化的差异，迁移过程势必会给迁移者的行为习惯、生活状态带来冲击[30]。首先，迁移者需要适应陌生地理环境的饮食习惯、居住条件以及气候变化。其次，劳动力迁移意味着脱离原籍地的社会网络和社会资本，转而在流入地城市构建新的社会关系。然而，这将是一个漫长的过程，需要耗费较长的时间周期进行网络重构，并投入大量精力来维持新的网络。最后，地域的生活文化差异可能会使迁移者在城市融入过程中产生一种天然的自卑感和心理劣势。对于大多数农村迁移劳动力来说，只有在职业发展、财富积累以及社会资本上优于城市本地居民，其主观社会阶层才会有正向感知，甚至户籍转换也无法改善迁移带来的负向影响[31]。因此，迁移过程可能是一个迁移者从城市社会底层重新向上攀升的过程。

同时考虑劳动力迁移、社会阶层与主观幸福感三者之间关系的探讨较少，张雅欣、孙大鑫利用2014年中国劳动力调查数据研究发现，迁移行为对个体的主观幸福感有显著的影响，在这个过程中主观社会地位具有明显的中介作用[19]。

综上来看，已有文献对于分析劳动力迁移与社会阶层、个体主观幸福感的关系具有重要的指导意义，但同时也存在一定的局限性：第一，现有研究多关注劳动力迁移与主观幸福感、社会阶层与主观幸福感之间的关系，对于劳动力迁移与社会阶层之间的关系鲜有研究，而关于劳动力迁移、社会阶层与幸福感三者之间的逻辑探讨更是少见；第二，关于社会阶层指标的选取较为单一，很少有研究能够将客观社会阶层和主观社会阶层、阶层认同和阶层流动等不同维度的指标结合起来展开系统探讨；第三，在考察劳动力迁移行为对社会阶层、主观幸福感的影响时，多数文献仅笼统地将迁移群体与非迁移群体进行对照研究，而未根据迁移特征和户籍属性等对样本进行细分，全面考察各分类群体之间的差异。

3 数据与变量

3.1 数据来源

本文所使用的数据来自于中国综合社会调查（CGSS）。该数据由中国人民大学中国调查与数据中心负责搜集，从2003年开始至2017年共进行了10次全国性调查。内容涵盖广泛，主要包括个人和家庭两个层面的信息，如个人的幸福感知、职业、阶层认知、受教育程度、婚姻状况、家庭人口规模、家庭的收支和资产情况等。根据研究需要，本文选取2010～2017年度的6次调查数据作为混合横截面数据，大容量的样本可以提高估计结果的稳健性和可靠性。根据问卷特点及农村迁移劳动力的特征，我们把研究对象限定在16～65岁的受访者，并且剔除了学生身份的样本。

3.2 变量选取及其描述

（1）主观幸福感。本文根据CGSS2010～2017的问卷中对主观幸福感的问题及选项设计，将该变量设定为一个五取值的有序变量：非常不幸福赋值为1，比较不幸福赋值为2，说不上是否幸福或一般幸福赋值为3，比较幸福赋值为4，非常幸福赋值为5。

（2）社会阶层。根据研究目的，本文将社会阶层分为阶层认同和阶层流动两个维度。一是阶层认同指标，包括职业阶层认同、主观阶层认同以及预期阶层认同三个方面，二是阶层流动指标，包括代际职业流动和主观阶层流动两个方面。这两个维度同时包含了社会阶层的客观指标和主观指标。本文同时控制了客观指标和主观指标，也可以验证阶层认同偏移现象是否存在。

遵循传统的职业阶层划分标准，根据受访者当前的职业类型及其父代职业类型来分别界定职业阶层认同和流动。本文参照殷金朋等的定义规则，将职业划分为三个阶层：第一阶层主要包括党政机关、企业、事业单位、社会团体负责人，私营业主，技术人员以及军人；第二阶层主要包括个体工商户，一般办公室人员以及办事人员等相关人员；第三阶层主要包括商业、服务业人员，农、林、牧、渔业劳动者，以及非正式就业人员和无业人员等[32]。关于代际职业流动，借鉴邵宜航、张朝阳的界定方法，通过将受访者和父代的职业阶层进行比较来判断流动方向[33]。父代职业阶层通过比较受访者父亲和母亲的职业阶层取其高者而得。若子代高于父代，则表示代际职业阶层向上流动（赋值为1）；若子代等于父代，则表示代际职业阶层未发生改变（赋值为0）；若子代低于父代，则表明代际职业阶层向下流动（赋值为-1）。

此外，根据受访者对自身当前和未来10年可能所处的社会等级评价将主观阶层认同和预期阶层认同由低到高分为1～10共10个等级。同样，将受访者当前的主观阶层评价与10年前的主观阶层评价进行比较，若当前的主观阶层高于10年之前，则表示主观阶层向上流动（赋值为1），若当前的主观阶层等于10年之前，则表示主观阶层未发生变化（赋值为0），若当前的主观阶层低于10年之前，则表示主观阶层向下流动（赋值为-1）。

（3）迁移特征与户籍属性。为了识别不同的分类群体，本文根据现居地、户籍所在地、户籍性质以及户籍转换经历等对样本进行界定。最终，将本文的研究对象划分为农村居民、未换户迁移者、已换户迁移者（指已进行户籍转换的农村迁移劳动力）以及城镇居民四类。

表1为四类群体的主观幸福感和各项社会阶层指标的均值和标准差。未换户迁移者的主观幸福感、主观阶层认同以及预期阶层认同均略低于其他三类群体。而已换户迁移者和城镇居民的主观幸福感、职业阶层认同、主观阶层认同以及预期阶层认同等指标均具有较强的趋同性。各类群体的预期阶层认同均高于主观阶层认同，其中农村居民提升的幅度最大。这可能是由于近年来农村发展速度加快导致的。同样，主观阶层流动指标也表明了这一点。

表1 各分类群体的主观幸福感和社会阶层变量的均值和标准差

(4)其他控制变量。本文还控制其他一些可能会对社会阶层和主观幸福感产生影响的变量，主要包括性别、年龄、民族、政治面貌、宗教信仰、婚姻状况、受访者及其父代的受教育年限、自评健康、医保参保情况、本套房屋产权以及房产数量等②限于篇幅，其他控制变量的均值和标准差未列出。。其中，通过比较受访者父亲和母亲的受教育年限，取其高者作为父代受教育年限。此外，还控制了绝对收入水平和相对收入水平。绝对收入通过家庭人均收入水平来衡量，由受访者的家庭年度总收入除以家庭规模而得到。相对收入则由受访者对其家庭经济状况在当地所处水平的主观评价来判断。此外，本文还控制了地区和年份变量。

4 模型设计

4.1 基准模型：双变量有序probit模型

现有关于个体幸福感的研究多借助于OLS和Ordered Probit等计量方法，但如果存在反向因果效应及遗漏变量问题，这些传统方法的估计结果可能是有偏的和不一致的。基于此，结合主观幸福感和社会阶层各项指标的性质，本文借鉴Sajaia和殷金朋等的做法拟采用双变量有序probit模型来解决可能存在的内生性问题，以得到无偏且有效的估计结果[34][32]。

根据本文的设想，将双变量有序probit模型设定如下：

其中，happiness*i为个体的主观幸福感，soc_class*i为个体的社会阶层指标，migranti表示受访者的迁移特征和户籍属性。X1i、X2i分别表示影响社会阶层和主观幸福感的其他控制变量。式(2)中，系数γ表示不同社会阶层的个体主观幸福感差异。误差项ε1、ε2服从二元联合正态分布，而Corr(ε1,ε2)= ρ表示二者之间的相关系数，参数ρ可以用来衡量变量soc_classi和 happinessi的相关性，若该参数具有统计学显著性，则表明变量soc_classi具有内生性。若该参数不具有统计学显著性，则该模型相当于分别对两个Ordered Probit方程进行独立的估计，在满足大样本的条件下，最终的估计结果仍然是一致的。对于变量soc_classi可能存在的内生性问题，可以通过选取合适的工具变量来纠正潜在的估计偏误。本文以受访者所在省份2008年社会阶层指标的均值作为工具变量（Ins)。一方面，个体当前的社会阶层往往是以前社会阶层的惯性延续；另一方面，由于匹配层次不同以及时间差异，2008的省级社会阶层均值并不会直接影响2010年以后的个体主观幸福感。因此，能够同时满足相关性和独立性假设，该工具变量是合理有效的。

4.2 中介效应测度：KHB分解

针对非线性模型中介变量的估测问题，本文拟选用KHB方法[35]，通过对因变量、初始自变量以及中介变量之间的关系进行设定进而分解出中介效应。具体来说，包括三个步骤：

第一步，设定简化模型。检验不同分类群体对主观幸福感影响的总效应：

第二步，设定完整模型。检验不同分类群体对主观幸福感影响的直接效应：

第三步，由总效应和直接效应可得差分系数（θ-θ’），该差值就是核心自变量migranti的间接效应，也即变量soc_classi所发挥的中介作用。若差分系数显著为正，则表明变量migranti的系数在中介变量的作用下减小，即中介变量在其中产生了中介效应；若差分系数显著为负，则表明该变量在其中产生了抑制效应。

4.3 稳健性检验：倾向得分匹配（PSM)

在其他条件相同的情况下，社会经济地位或幸福感较低者往往更倾向于向外迁移以寻求机会改变现状，而未迁移的农村居民可能本身就拥有较高的社会阶层或主观幸福感，这就意味着农村劳动力的迁移行为并非随机的。为了避免可能存在的“自选择”问题而导致严重的样本选择偏误，本文根据个体特征变量对样本进行倾向得分匹配（PSM)以平衡数据，剔除迁移劳动力和农村居民可观测的个体异质性，使得匹配后的处理组与控制组的个体特征保持一致。倾向得分法可以定义个体在控制可观测到的“混淆”变量后，受到某个解释变量影响的条件概率。由此得到的因果关系可以排除 “混淆”变量的影响，进行获取变量之间影响的“净效应”。为了进一步区分户籍属性的影响，本文将分别对未换户迁移者（处理组）和农村居民（对照组）、已换户迁移者（处理组）和农村居民（对照组）进行倾向得分匹配。首先利用logit回归估算个体乡城迁移的倾向得分：

其中，Xi表示农村劳动力迁移的影响因素，也即匹配变量，主要包括性别、年龄、民族、收入水平、自评健康、受教育水平、婚姻状况等。根据倾向得分的共同支撑区域对处理组和对照组进行匹配，进而采用相应的匹配方法计算平均处理效应（ATT)：

5 实证结果与分析

5.1 基准分析：劳动力迁移对社会阶层和主观幸福感的影响

如上所述，本文将劳动力迁移与社会阶层、幸福感的影响分为阶层认同与阶层流动两个维度分别进行考察，基于双变量有序probit模型的估计结果如表2、表3所示。模型（1）～模型（3）包含了不同维度的阶层认同指标，模型（4）～模型（5）则是包括了阶层流动变量的回归结果。结果显示，各个模型中两个方程的随机扰动项相关系数ρ均具有较强的统计学显著性，这表明关键解释变量确实存在内生性，并且模型设置中所选取的工具变量是有效的。此外，各模型中参数γ均显著为正，这表明各社会阶层指标与主观幸福感之间存在着正向的内在联系，在控制其他变量的情况下，社会阶层在一定程度上影响着居民的主观幸福感。

表2 劳动力迁移、社会阶层认同与主观幸福感的估计结果

表2和表3中，不同分类的城乡居民群体主观幸福感存在显著差异，该结果在不同的模型中具有高度的一致性。未换户迁移者对应的幸福感回归系数均显著为负，这表明相对于农村居民（参照组）而言，未换户迁移者往往面临着更高的幸福损失风险。与之相反，已换户迁移者和城镇居民的主观幸福感却显著更高。不难推断，拥有城镇户籍的受访者感知到的幸福程度在所有城乡居民中是最高的。而从社会阶层方程可以看出，不同模型中迁移特征对各个阶层认同和阶层流动指标的影响并不一致。首先，从阶层认同维度来看，无论是否发生户籍身份转换，迁移人口的职业阶层认同均得到了显著提升。这意味着，从农村到城镇的迁移能够创造更多的就业机会，拓宽了劳动力的职业选择空间。然而，从主观指标来看，未换户迁移者对应的主观阶层认同和预期阶层认同回归系数则显著为负。究其原因，随着劳动力从农村迁移到城镇，其所处的社会经济环境也会发生较大的变化，参照对象也由农村居民变为城镇居民，然而由于户籍壁垒，未换户迁移者并不能同步享受到城镇的社会保障以及福利等户籍关联待遇，进一步强化了主观感知的社会阶层下移倾向。与其他阶层认同指标不同，相对于参照组而言，已换户迁移者和城镇居民的预期阶层指标的回归系数均显著为负。原因在于，随着近年来乡村振兴战略的提出，一系列“三农”利好政策促进了农村地区的“加速度”发展，使得农村居民对未来生活的期望值同样以“加速度”上升，而其他群体对未来阶层的预期则相对下降。其次，从阶层流动维度来看，未换户迁移者、换户迁移者以及城镇居民的影响系数均显著为正，即迁移人口与城镇居民的代际职业阶层均呈现出显著的向上流动倾向。尽管城乡整体的代际职业阶层流动性较弱，但是由于农村家庭子女职业向上流动存在着明显的“天花板效应”[36]，相对而言，城镇多层次的就业市场为代际职业阶层向上流动提供了更多的可能性。未换户迁移者的回归系数要小于已经进行户籍转换的受访者，这可能是由于劳动力市场分割使得农村户籍的迁移者多集中于低端行业所导致的。

表3 劳动力迁移、社会阶层流动与主观幸福感的估计结果

从以上分析不难看出，无论是社会阶层还是主观幸福感，换户迁移者均呈现出与城镇居民趋同的趋势。与农村居民相比，未换户迁移者的客观职业阶层认同和流动均有显著改善，而主观阶层认同和流动指标则显著下降，且各个模型均显示出了负向的幸福效应。作为迁移群体的主力，未换户迁移者的幸福感最低，成了名副其实的“弱势群体”。不同分类群体对客观阶层与主观阶层认知的不一致性，也从侧面验证了阶层地位认同偏移现象，个体的主观认知评价更容易受周围参照系的影响，“不患寡而患不均”的横向公平更有利于提升个体的主观阶层认知。

5.2 中介效应：迁移行为及户籍属性的幸福效应与阶层效应

由前文可知，社会阶层可能是迁移与户籍属性影响主观幸福感的间接渠道。基准回归结果表明，各项社会阶层指标的幸福效应显著，这意味着阶层认同和阶层流动在一定程度上影响着个体的主观幸福感。然而这只是一种粗略的估计，在这一逻辑链条中社会阶层是否真的充当着中介变量？如果是，其中介效应的贡献率有多大？本文基于KHB方法对社会阶层各项指标对幸福感知的影响效应进行分解和统计检验，结果如表4所示。

表4 迁移特征与户籍属性对主观幸福感影响的KHB分解结果

KHB分解结果显示，从总效应来看，不同分类群体之间的主观幸福感具有显著差异，与农村居民相比，未换户迁移者的主观幸福感更低，而换户迁移者与城镇居民的主观幸福感显著更高。从直接效应来看，迁移行为对未换户迁移者的直接影响均为负值。与此对应，已换户迁移者以及城镇居民的直接效应则为正值。这表明户籍壁垒是抑制个体幸福感知的主要因素之一。

从间接效应来看，预期阶层认同指标的间接效应并未通过显著性检验，说明迁移特征和户籍属性并不通过预期阶层认同进而对个体幸福感知产生显著影响。原因可能在于10年的时期跨度会弱化某些个体对未来阶层预期的敏感性。除此之外，其他的社会阶层指标则展现了显著的中介效应或抑制效应。值得注意的是，对于未换户迁移者来说，职业阶层认同和代际职业流动对幸福感的间接效应约占总效应的-18.21%、-10.24%，这意味着该变量起到了抑制效应，该结果表明迁移进城有利于促进职业阶层向上流动和幸福感提升，但由于数值较小，其正向影响未能扭转迁移本身带来的负向直接影响。类似地，已换户迁移者与城镇居民的主观阶层流动变量均显示了抑制效应，其贡献率分别为-5.25%、-18.56%，这是由于城乡发展日趋融合导致的。

综上可知，不涉及户籍转换的迁移有助于改善职业阶层认同和流动，但却不利于主观阶层感知。但无论如何，由于迁移行为所带来的社会阶层改变并不能转变迁移本身的负向幸福效应。

5.3 异质性分析：基于似不相关回归模型（SUR）的检验

为了检验迁移行为对个体的社会阶层和主观幸福感的影响是否存在群体差异，本文依据迁移区域、迁移距离、迁移时间以及迁移方式等迁移特征对样本进行分组③由于已换户迁移者与城镇居民的趋同性，这里主要以未换户迁移者为研究对象。。为了验证变量在两组之间的系数是否存在显著差异，本文以Ordered Probit模型为基础，利用似不相关回归模型（SUR）分别对每个分类的两个样本组进行联合估计，对组间系数差异的显著性进行检验，具体结果如表5所示。

接下来我们就不同的分组回归结果展开讨论。

第一，从迁移区域来看，由于经济发展不平衡，中西部地区企业的劳动力生产率和回报率始终落后于东部地区。农村劳动力迁移的最初动力通常来自于收入诱导，这也是大多数劳动力向东迁移的主要原因。但是表5的回归结果表明，向东部地区迁移的劳动力主观幸福感却显著更低。这可能是由于东部地区对于劳动力的吸引力更强，岗位竞争更为激烈，压力更大。此外，尽管东部地区就业机会更多，但是由于劳动力市场分割，加上竞争激烈带动就业门槛提升，导致中西部地区的职业阶层认同和代际职业流动均显著优于东部地区。

表5 基于似不相关回归模型（SUR）的检验结果

第二，从迁移距离来看，外地迁移者主观幸福感知下降的幅度显著高于本地迁移者。迁移距离越远，生活方式、民俗文化、社会环境等差异越大，伴随着远离家乡和亲人导致的社交网络缺失，极易降低个体归属感和社会适应性。然而，从职业阶层认同来看，向外迁移往往能够带来更多的就业机会，提高职业层次。

第三，从迁移时间来看，在城镇生活的时间越长越有利于职业阶层的代内和代际流动。不可否认，工作经验的积累、社会融合度的相对提高可以促进迁移劳动力职业阶层提升，但这并不意味着个体的主观幸福感也能得到同步改善。随着迁移者在城镇的居住时间拉长，他们在进行主观幸福感知评价时更倾向于选择周围的城镇居民作为参照组，更易产生强烈的相对剥夺感。

第四，从迁移方式来看，孤身迁移的受访者主观幸福感损失更为显著。孤身迁移与家人随迁的社会阶层差异也主要体现在更易受心理感知影响的主观阶层认同、预期阶层认同两个方面。这表明亲人团聚、家庭照料、社会关系及支持是影响迁移劳动力主观幸福感知的重要因素。

5.4 稳健性检验：基于倾向得分匹配（PSM)的反事实估计

图1 和图2分别展示了两次匹配前后处理组和对照组的倾向得分分布情况。从核密度曲线图可以看出匹配效果较好，在匹配之后两组样本分布形态更为接近，此时可以将每次匹配的两组样本近似看作来自同一总体的两次随机抽样。接下来本文将基于匹配后的样本，探讨迁移行为对个体主观幸福感的影响差异。

图1 未换户迁移者与农村居民的倾向得分核密度曲线图

图2 已换户迁移者与农村居民的倾向得分核密度曲线图

表6展示了不同匹配方法之下迁移特征和户籍属性对迁移劳动力主观幸福感影响的净效应。平均处理效应（ATT）的结果表明，在剔除了可观测的样本间系统性差异之后，未换户迁移者的幸福感比农村居民约低0.03，即未进行户籍转换的劳动力迁移对个体的主观幸福感有显著的负向效应。进行了户籍转换之后，劳动力迁移对个体主观幸福感的影响却显著为正，已换户迁移者的幸福感比农村居民约高出0.07。这与前面的研究结论是一致的。

表6 基于不同方法的倾向得分匹配结果

6 结论与启示

本文利用2010～2017年中国综合社会调查（CGSS）数据，研究发现：（1）未换户迁移者的主观幸福感既无法与已换户迁移者和城镇居民相抗衡，也比不上农村居民，这意味着不涉及户籍转换的迁移过程往往伴随着幸福损失。（2）迁移行为有利于促进职业阶层的代内和代际正向流动，但对于未换户迁移者来说，同时也会对主观阶层认同和流动产生负向效应。（3）已换户迁移者与城镇居民的主观幸福感和社会阶层均表现出较强的趋同性，这表明户籍制度背后隐藏的公共资源可及性差异是造成幸福弱化的一个重要原因。（4）通过KHB方法对效应进行分解可知，除了主观预期阶层之外，其他社会阶层指标均展示了显著的中介效应或抑制效应。（5）异质性分析表明，向东部地区迁移、外地迁移和个体孤身迁移的受访者面临着更高的幸福损失，且这种对幸福感知的负向效应不随迁移时间的延长而弱化。

通过上述研究结论，可得到以下政策启示：首先，随着农村的发展速度加快，个体对幸福感的认知已经成为了现阶段农村劳动力乡城迁移主要决定因素。为了提升城市的人口“引力”，经济发达地区需要对迁移劳动力的生活质量和福利水平给予更多的关注。例如，加强对农村迁移劳动力的职业技能培训，通过政府引导建立良好的劳动环境与劳动关系，缓解其就业竞争压力。此外，由于劳动力在地区之间的迁移成本较高，为了吸引欠发达地区的劳动力，东部地区需要降低由于制度性因素所带来的迁移成本。其次，家人随迁是实现迁移劳动力亲人团聚、家庭照料和获取亲情支持的重要方式，因此应当顺应形势鼓励劳动力的家庭化迁移，同时完善子女教育、住房、医疗、社会保障等基本公共服务的配套措施，免除其后顾之忧。其中，子女教育是影响农村劳动力举家迁移的首要因素。因此应当扩大公立学校吸纳能力，规范私立学校管理，将更多的农村劳动力随迁子女纳入城镇本地的义务教育体系。此外，降低农村劳动力在城镇的购房门槛，将更多的农村迁移劳动力纳入当地的住房保障体系，是使其在城镇“沉淀”的另一关键因素。最后，深化户籍制度改革，促进农业转移人口市民化，改善当前人口城镇化和户籍城镇化的失衡局面是推进新型城镇化的内在要求，是衡量新型城镇化是否做到“以人为本”的重要依据。进行户籍转换有助于农村迁移劳动力享受与城镇本地居民同等的公共服务权利，消除劳动力市场分割获取均等的就业机会，增强其融入感和归属感，这是提升迁移群体社会阶层和幸福感的重要途径。