張經(jīng)緯，陳 志，丁士軍

(1.中南財經(jīng)政法大學 工商管理學院，湖北 武漢 430073；2.湖北省社會科學院 經(jīng)濟研究所，湖北 武漢 430060；3.中南財經(jīng)政法大學 公共管理學院，湖北 武漢 430073)

人類的發(fā)展歷程也是追求幸福的歷程。黨的十九大報告指出，“在中國特色社會主義新時代，我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”。人民對幸福的定義不再局限于解決溫飽問題，而是包含了滿足精神需要、實現(xiàn)個人身心全面發(fā)展等更多樣更高級的內(nèi)容。改革開放以來，我國經(jīng)濟社會快速發(fā)展，大量農(nóng)民工流入城市，為國家現(xiàn)代化建設作出巨大貢獻。國家統(tǒng)計局相關數(shù)據(jù)顯示，2019年我國農(nóng)民工總量為29077萬人，比2018年增長0.8%。其中外出農(nóng)民工17425萬人，比2018年增長0.9%(1)數(shù)據(jù)來源于《中華人民共和國2019年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，國家統(tǒng)計局，2020年2月28日，http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202002/t20200228_1728913.html.。習近平總書記多次強調(diào)，要不斷增強人民的獲得感、幸福感和安全感。農(nóng)民工作為城市中的弱勢群體，其主觀幸福感與我國民生工作密切相關。解決農(nóng)民工這一龐大群體在城市化過程中面臨的住房、就業(yè)和社會信任等問題，提升農(nóng)民工主觀幸福感，對我國全面建成小康社會具有助推作用。

長期以來，學術界對幸福感的測量與影響因素展開了多學科、多層次的廣泛研究，對其內(nèi)涵及外延已形成了較為充分的認識。幸福感可以指一個人對生活質(zhì)量的滿意度，也可以是體驗到的情緒[1-2]。對主觀幸福感的研究一般可歸結(jié)為以幸福為因變量，以人口社會學因素、經(jīng)濟因素、社會制度因素為主要自變量的函數(shù)分析。就業(yè)質(zhì)量與社會資本是上述因素的重要組成部分，也是經(jīng)濟學、社會學領域的研究熱點。從時間配置維度看，人的活動可分為工作時間、個人護理與閑暇時間[3]。一方面，農(nóng)民工通過工作獲取收入以維持生計；另一方面，在閑暇時間內(nèi)，農(nóng)民工通過社會交往實現(xiàn)信息交換、建立人際信任和滿足心理需求。已有研究多聚焦城市居民或老年人，以農(nóng)民工為研究對象的社會資本與主觀幸福感關系分析相對較少，重點考察農(nóng)民工社會信任因素的研究更是匱乏。農(nóng)民工與城市居民、老年人在人力資本、社會資本、工作特征等方面存在較大的差異，導致各群體提升主觀幸福感的主要路徑有所不同，已有研究所取得的經(jīng)驗不一定適用于農(nóng)民工群體。另外，已有研究較少將社會信任分解為面對不同對象的信任度指標，這難以反映農(nóng)民工不同維度的信任與主觀幸福感的關系。單一考慮就業(yè)質(zhì)量或社會信任對主觀幸福感的影響容易遺漏變量，也會忽視就業(yè)質(zhì)量與社會信任的交互作用。因此有必要聯(lián)合農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量與社會信任對主觀幸福感展開研究，完善農(nóng)民工主觀幸福感的影響機制。因此，本研究基于農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量、社會信任視角，探討上述因素對主觀幸福感的影響，并提出相應的政策建議。

一、文獻回顧與研究假設

1.農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量對主觀幸福感的影響

“就業(yè)質(zhì)量”概念由國際勞工組織提出的“體面勞動”衍生而來，主要用于綜合反映勞動者的就業(yè)狀況。目前學術界尚未形成統(tǒng)一的就業(yè)質(zhì)量測度指標，但學者們基本上以工資收入、就業(yè)流動性、勞資關系、工作環(huán)境、社會保障等維度構(gòu)建就業(yè)質(zhì)量指標[4-6]。收入是推動農(nóng)民工走出鄉(xiāng)村流入城市的重要因素之一，其對農(nóng)民工幸福感的影響備受關注。基于“Easterlin悖論”(2)“Easterlin悖論”是指二戰(zhàn)后美、日等發(fā)達國家的國民幸福程度并沒有隨著平均收入的增加相應提升。Easterlin最早發(fā)現(xiàn)該現(xiàn)象，故以此命名。引發(fā)的思考與討論，學者們意識到考察收入對幸福感的影響時應注意將收入?yún)^(qū)分為絕對收入與相對收入，但對于收入與幸福感的關系尚未形成一致的結(jié)論。卿石松等研究發(fā)現(xiàn)，絕對收入和相對收入都是幸福感的決定因素[7]；黃祖輝等則基于CHIP調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工與城市居民間的收入差距過大會損害幸福感[8]。

除了收入，就業(yè)流動性、就業(yè)環(huán)境、社會保障也是影響農(nóng)民工幸福感的重要因素。已有研究顯示，由于農(nóng)民工人力資本不足、工作流動性過大，農(nóng)民工將會延長勞動時間，以犧牲休息、娛樂、學習作為代價換取穩(wěn)定的工作及收入，而過長的勞動時間對農(nóng)民工的身心健康及主觀幸福感造成嚴重損害[9-10]，不利于農(nóng)民工提升人力資本。社會保障不僅為降低農(nóng)民工的城市生活風險提供制度支持，還具有為農(nóng)民工提供“市民身份”的功能，農(nóng)民工被納入社會保障范圍內(nèi)后，會顯著提高主觀幸福感[11]。

馬斯洛需求層次理論指出，“當一個人滿足了較低層次的需求后，會提高需求的層次，希望滿足更高級別的需求”。因此，農(nóng)民工在獲得較為穩(wěn)定的工作與收入后，將會向縮短勞動時間、提高工作自由度等方面提出要求，從而提高個人福利乃至主觀幸福感。由此可見，高質(zhì)量的就業(yè)情況是農(nóng)民工獲取幸福感的重要來源之一?；诖耍狙芯刻岢龅谝粋€研究假設及其子假設：

H1：就業(yè)質(zhì)量對農(nóng)民工主觀幸福感有顯著影響；

H1-1：工作收入對農(nóng)民工主觀幸福感有顯著正向的影響；

H1-2：勞動時間對農(nóng)民工主觀幸福感有顯著負向的影響；

H1-3：獲得社會保障的農(nóng)民工具有更多的幸福感。

2.農(nóng)民工社會信任對主觀幸福感的影響

經(jīng)濟學、社會學、心理學等學科長期將社會信任作為研究熱點，并從不同的視角探討社會信任與社會變遷的相互關系。社會信任反映了人對陌生人或社會上大多數(shù)人的信任，是社會資本的重要組成部分[12]，也是衡量社會和諧程度的一個重要指標。

學術界通常用“一般來說，您認為大多數(shù)人是可以信任的，還是要和人相處越小心越好？”作為度量人們社會信任的核心設問，單一維度的度量方法不能充分體現(xiàn)社會信任的復雜內(nèi)涵[13]。國內(nèi)學者基于人際交往的性質(zhì)與關聯(lián)，將社會信任分為特殊信任與普遍信任。特殊信任是建立在血緣、親情或友情之上的信任，而普遍信任則是對自己所屬團體之外的陌生人的信任[14]。通過將社會信任分解為多個不同維度的指標，能夠?qū)崿F(xiàn)對社會信任的多方面解讀，但無法在不同研究之間直接比較社會信任總量。因此，不同研究主題應根據(jù)各自需要選擇社會信任的度量方式。

已有研究表明，社會信任對社會發(fā)展具有重要意義：從社會經(jīng)濟角度看，社會信任能夠推動經(jīng)濟增長[15-16]、降低契約成本、提高交易效率和規(guī)模、營造更好的就業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)文化[17]；從人口流動角度看，社會信任對人口流動存在兩面性：在中國農(nóng)村，人和人之間形成的社會信任一定程度上阻礙了勞動力向外流動，但市場化程度達到一定水平后，社會信任則起到促進勞動力流動的作用[18-19]；對于流入異地的外來人口而言，社會信任增進了他們的權力平等感，并在一定程度上降低市民化的社會成本[20]。此外，社會信任還與農(nóng)民工的健康、行為決策密切相關：陳其進等研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工的信任傾向能夠預測其心理健康水平[21]；越信任他人、自評健康水平越高的農(nóng)民工，其行為決策往往更喜好風險[22-23]。

農(nóng)民工流入城市后必然面臨社會資本重構(gòu)所帶來的困境。相比于農(nóng)村的低隱私、同質(zhì)性的人格化社會，城市則是以高隱私、異質(zhì)性為代表的非人格化社會。在城鄉(xiāng)二元體制下，大部分農(nóng)民工的經(jīng)濟社會地位低于城市居民，農(nóng)民工通過在城市的社會交往轉(zhuǎn)化為私人關系和社會資本的難度巨大，城市文化觀念帶來的沖擊一定程度上造成農(nóng)民工心理上的不適，形成緊張的城鄉(xiāng)人際關系，降低了他們的社會信任水平，進而降低他們的主觀幸福感[24-25]。此外，已有研究還發(fā)現(xiàn)，低質(zhì)量的就業(yè)會損害人們的社會信任感，而社會信任則影響人們的就業(yè)決策，進而影響就業(yè)質(zhì)量[26-27]。風險理論指出，是否信任他人依賴于施信者掌握的資源種類與數(shù)量：高工作回報、短工作時間能夠使農(nóng)民工對他人失信概率作出更準確的估計，同時提高承受他人失信造成損失的閾值；而信任能夠降低交易成本，提高工作效率，上述分析說明農(nóng)民工的工作回報、工作時間可能與社會信任存在交互效應?；诖?，本研究提出第二個研究假設及其子假設：

H2：社會信任對農(nóng)民工主觀幸福感具有顯著影響；

H2-1：農(nóng)民工對不同群體的信任度均顯著正向影響自身的主觀幸福感；

H2-2：社會信任對農(nóng)民工主觀幸福感的影響還受到就業(yè)質(zhì)量的交互作用。

二、數(shù)據(jù)來源、變量描述與模型選擇

1.數(shù)據(jù)來源

本研究使用數(shù)據(jù)源自2015年中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey,CGSS)。這是迄今數(shù)據(jù)最完整的一輪調(diào)查，該調(diào)查由中國人民大學聯(lián)合全國各地的學術機構(gòu)共同執(zhí)行，調(diào)查選取了全國28省(市、自治區(qū))，共完成個人問卷調(diào)查10968份。本研究以“年齡在18歲以上60歲以下且目前的戶口登記狀況為農(nóng)業(yè)戶口/居民戶口(以前是農(nóng)業(yè)戶口)”為條件篩選出農(nóng)民工樣本，將無效樣本剔除后，獲得有效樣本1607個。從樣本的年齡分布來看，農(nóng)民工平均年齡為40.19歲，出生于1980年以前的農(nóng)民工占有效樣本的63.16%，出生于1980年以后的農(nóng)民工占有效樣本的36.84%；從樣本的性別分布來看，男性樣本占有效樣本的58.81%，比女性農(nóng)民工高出17.62%；從樣本的受教育程度來看，大部分農(nóng)民工文化水平為初中及以下，占有效樣本的68.95%。

2.變量選取與描述性統(tǒng)計

主觀幸福感：本文采用對農(nóng)民工的提問“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”測量主觀幸福感，可選項為“非常不幸?！薄氨容^不幸?！薄罢f不上幸福不幸?！薄氨容^幸?！迸c“非常幸?！?，并依次賦值1～5。有效樣本中，農(nóng)民工的主觀幸福感平均值為3.86，分別有16.99%、61.05%的農(nóng)民工感到“說不上幸福不幸?！迸c“比較幸?！薄８械健胺浅２恍腋！薄氨容^不幸?！钡霓r(nóng)民工占有效樣本的5.91%。

就業(yè)質(zhì)量：就業(yè)質(zhì)量是一個多維度概念，反映了研究對象的就業(yè)狀況。基于盧海陽等學者的經(jīng)驗[4]，并考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，將就業(yè)質(zhì)量分為工作回報、工作強度、工作自由程度、工作保障、工作類型共5個維度7個指標。以農(nóng)民工上一年工作收入來反映工作回報，并且為了縮小數(shù)據(jù)波動造成的誤差，對該指標取對數(shù)；工作強度的測量指標是農(nóng)民工上周工作小時數(shù)及農(nóng)民工是否同時兼有多份工作；工作自由程度由“自主決定自己工作程度”反映；工作保障涵蓋2個指標，分別是農(nóng)民工參加基本醫(yī)療保險情況和參加基本社會保險情況；工作類型由“主要工作是否全職”來衡量，當農(nóng)民工的職業(yè)非全職時，變量賦值為0；農(nóng)民工職業(yè)為全職時，變量賦值為1。

社會信任：社會信任反映了人與人交往的性質(zhì)與關系，具有維持人們之間合作的功能[14,28]。本研究基于數(shù)據(jù)的可獲得性，以農(nóng)民工分別對鄰居、親戚、同事、一起參加業(yè)余活動人士的信任度作為測量指標共同反映農(nóng)民工的社會信任狀況。原數(shù)據(jù)將信任度共分為“絕大多數(shù)不可信”“多數(shù)不可信”“可信者與不可信者各半”“多數(shù)可信”“絕大多數(shù)可信”，并依次賦值1～5；為了降低模型誤差，本研究將“絕大多數(shù)不可信”“多數(shù)不可信”“可信者與不可信者各半”賦值為0，代表“不可信”；同時將“多數(shù)可信”“絕大多數(shù)可信”賦值為1，代表“可信”。

控制變量：已有研究表明，主觀幸福感受性別、年齡、受教育程度等個體因素的影響[29-31]。為了控制其他變量對主觀幸福感的影響，并考慮到年齡對主觀幸福感的影響可能呈現(xiàn)“U”型軌跡，本研究以農(nóng)民工的性別、年齡、年齡的平方除以100、受教育程度、主觀身體健康程度、民族、婚姻狀況以及政治面貌作為控制變量。其中，受教育程度以小學及以下為參照組；婚姻狀況以未婚為參照組。

上述變量的定義及描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

3.模型選擇

由于被解釋變量“農(nóng)民工主觀幸福感”是有序的等級變量，為了考察就業(yè)質(zhì)量和社會信任對農(nóng)民工主觀幸福感的影響，本研究參考陳強[32]和陳鑫等[33]的經(jīng)驗，采用有序logit模型(o-logit模型)進行估計。本研究的有序logit模型表達式如式(1)：

(1)

式(1)中Xi為自變量向量，εi為隨機擾動項，y為農(nóng)民工主觀幸福感的觀測值，分別賦值為1～5。假設yi*為第i個農(nóng)民工的真實主觀幸福感，該值無法直接測量，且符合條件：

yi*=AXi+αi

(2)

式(2)中，A為待估參數(shù)，αi為模型截距。令u1、u2、u3、u4為4個臨界點，使得：

(3)

在得到αi和A的參數(shù)估計后，測量結(jié)果y的各個取值概率由式(4)得到。

(4)

三、實證結(jié)果分析

1.就業(yè)質(zhì)量、社會信任對農(nóng)民工主觀幸福感的主效應分析

本研究首先建立就業(yè)質(zhì)量對農(nóng)民工主觀幸福感的回歸模型，得到模型1；其次，建立社會信任對農(nóng)民工主觀幸福感的回歸模型，得到模型2；在模型1和模型2的基礎上，建立涵蓋就業(yè)質(zhì)量與社會信任的回歸模型，即模型3。各模型擬合結(jié)果詳見表2。

(1)就業(yè)質(zhì)量對農(nóng)民工主觀幸福感的影響。模型1與模型3的回歸分析結(jié)果表明，工作回報的增加能夠有效提升農(nóng)民工的主觀幸福感。由于工作回報變量反映了農(nóng)民工的絕對收入水平，因此回歸結(jié)果也說明絕對收入對農(nóng)民工主觀幸福感具有顯著正向作用，并未出現(xiàn)“Easterlin悖論”所指的“財富增加未能帶來更多幸?！爆F(xiàn)象，研究假設H1-1得到證實。有國內(nèi)學者指出，收入對居民幸福感的影響存在“拐點”，只有居民收入越過“拐點”時，其幸福感才會隨著收入的增加而降低[34]。本研究中的農(nóng)民工年平均收入僅為38696元，低于2014年全國城鎮(zhèn)就業(yè)人員的56360元(3)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒(2015)》。，農(nóng)民工的年收入未越過“拐點”。因此，增加絕對收入仍是農(nóng)民工獲取更高幸福感的重要渠道。

在模型1與模型3中，農(nóng)民工的工作時間對主觀幸福感存在負面影響，農(nóng)民工的工作時間越長，其主觀幸福感越低，研究假設H1-2得到證實。我國《勞動法》規(guī)定，勞動者平均每周工作不超過44小時，但本研究中，農(nóng)民工平均一周工作時長為53.13小時，過長的勞動時間會導致休閑時間偏少，可能對農(nóng)民工身心健康造成損害。農(nóng)民工從事兼職工作既增加勞動收入也增加勞動時間，兼職工作對主觀幸福感的影響取決于勞動收入與勞動時間的凈效應，模型1與模型3回歸結(jié)果均說明上述凈效應為正向效應，農(nóng)民工為了獲取更多收入而犧牲業(yè)余時間來從事其他工作，從而提高自身的主觀幸福感。

參加基本醫(yī)療保險能夠顯著提升農(nóng)民工的主觀幸福感，這是因為基本醫(yī)療保險能夠較好地降低農(nóng)民工應對疾病所付出的成本，改善農(nóng)民工身體健康狀況，進而提升主觀幸福感[35]，表2的回歸結(jié)果支持了上述分析。此外，從事全職工作的農(nóng)民工擁有更高的主觀幸福感，這說明工作的穩(wěn)定性也是農(nóng)民工獲取幸福的來源之一，工作的不穩(wěn)定會對農(nóng)民工造成較大的心理壓力，影響其主觀幸福感，研究假設H1-3得到證實。

(2)社會信任對農(nóng)民工主觀幸福感的影響。表2的結(jié)果顯示，農(nóng)民工對不同群體的平均信任程度從高到低依次為：親戚>鄰居>同事>一起參加業(yè)余活動人士；社會信任能夠提升農(nóng)民工的主觀幸福感，對鄰居、親戚及一起參加業(yè)余活動人士越信任的農(nóng)民工，其主觀幸福感越高，假設H2-1得到部分證實；社會信任推動了農(nóng)民工融入城市，但不同維度的社會信任對農(nóng)民工主觀幸福感的邊際作用存在差異：農(nóng)民工能夠從更加親近的群體中獲取更多的幸福感。以上結(jié)果說明在城市生活的農(nóng)民工人際關系具有以血緣、地緣為基礎的差序格局特征。注意到農(nóng)民工對同事信任度的提升并不能顯著影響自身主觀幸福感，實證結(jié)果與假設H2-1有所差別，造成該現(xiàn)象的原因可能是農(nóng)民工與同事血緣、地緣關系相對疏遠，兩者工作外利益交集較少，但在工作中又可能存在競爭關系。另外，業(yè)余活動使農(nóng)民工的社會關系從人格化關系向非人格化關系過渡，相比于信任親戚、鄰居與同事，農(nóng)民工信任一起參加業(yè)余活動人士能夠獲得更大的幸福效應，因此不可忽視業(yè)余活動對農(nóng)民工主觀幸福感的正面作用。

表2 就業(yè)質(zhì)量與社會信任對農(nóng)民工主觀幸福感的回歸結(jié)果

2.就業(yè)質(zhì)量與社會信任的交互效應分析

王寧等從組織溝通入手，發(fā)現(xiàn)人際信任在組織共同與工作投入關系之間起中介作用，該研究一定程度上說明在職場內(nèi)部，信任是能夠影響工作投入的[36]。類似地，社會信任作為社會資本的重要組成部分并反映農(nóng)民工的社會態(tài)度，是否會影響農(nóng)民工勞動的投入和產(chǎn)出、從而起到對主觀幸福感的交互作用？表2中的模型分別考察了農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量與社會信任對主觀幸福感的影響，并沒有考察兩者的交互關系。為此，本研究接下來建立就業(yè)質(zhì)量與社會信任的交互項，加入模型中。模型擬合結(jié)果如表3所示。

模型擬合結(jié)果表明，農(nóng)民工對鄰居以及親戚信任度能夠增強工作回報對主觀幸福感的正向影響，假設H2-2得到證實。這是因為農(nóng)民工能夠通過與親戚交換信息、相互協(xié)助，實現(xiàn)工作與生活上的決策最優(yōu)。從其他視角來看，工作回報較高的農(nóng)民工更有可能加大與鄰居、親戚往來的支出，提高與鄰居、親戚間的互信帶來的幸福感。田北海等指出，農(nóng)民工與市民的社會交往以工具性交往為主，情感性交往相對較少[24]。而表3反映了農(nóng)民工對鄰居及一起參加業(yè)余活動人士的信任度均能降低工作時間對主觀幸福感的負面影響，兩種交互效應中的前者只在模型4(o-logit)中顯著。這是因為與鄰居、一起參加業(yè)余活動人士互信程度較高的農(nóng)民工有更大機會獲得來自多方面幫助，基于信任基礎上的人際交往也給農(nóng)民工帶來心理支持，在工作中表現(xiàn)出良好的狀態(tài)?？紤]到業(yè)余活動包含更多的情感交往因素以及表3各指標顯著性、回歸系數(shù)的差異，可以認為當前農(nóng)民工的社會交往仍然以工具性交往為主，但不可忽視情感性交往對農(nóng)民工主觀幸福感的交互作用。

表3 就業(yè)質(zhì)量與社會信任的交互分析結(jié)果

3.農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量、社會信任對主觀幸福感影響的異質(zhì)性分析

已有研究表明，農(nóng)民工在城鎮(zhèn)的就業(yè)狀況存在性別上的差異，表現(xiàn)為女性的就業(yè)機會等方面普遍低于男性[37-38]，因此農(nóng)民工性別差異也許會導致提升幸福感的路徑有所不同。表4反映了農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量、社會信任對主觀幸福感影響的性別差異?？傮w上看，就業(yè)質(zhì)量對男性農(nóng)民工幸福感的影響維度更多、程度更大，而社會信任對女性農(nóng)民工主觀幸福感的影響更加明顯。社會背景與家庭內(nèi)部分工因素能較好地解釋上述現(xiàn)象：農(nóng)民工群體的工作收入與社會地位普遍較低，為了獲取更多收入且兼顧對家庭的照料，農(nóng)民工家庭內(nèi)部形成分工，男性作為務工的主力，而女性則以務工作為家庭收入的補充。男性農(nóng)民工在獲取收入方面負擔更重，因此他們會更希望工作回報、工作強度獲得改善；此外，社會上仍然存在忽視女性工作權益現(xiàn)象，這使女性農(nóng)民工相比于男性更希望參加基本保險，以保障自身的工作權益。群際接觸理論指出，增加不同群體之間的接觸，能夠有效改善群體間的關系[39]。女性農(nóng)民工需要在照料家庭成員方面付出更多精力，這一定程度上為她們利用休閑時間與不同群體往來提供便利，既提高對外界不同群體的信任度，也通過社會信任獲取更多的幸福感。

表4 農(nóng)民工主觀幸福感影響因素的異質(zhì)性回歸結(jié)果

4.穩(wěn)健性檢驗

為了使回歸結(jié)果更加穩(wěn)健，本研究在已采用o-logit回歸探討農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量、社會信任對主觀幸福感的主效應的基礎上，引入o-probit模型及OLS模型作為對比。若o-logit、o-probit和OLS模型的變量顯著性沒有較大變動，可以認為回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表5所示。

對比表2和表5發(fā)現(xiàn)，各自變量的顯著性基本一致，且系數(shù)方向沒有變化?？梢哉J為，本研究的模型回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

5.內(nèi)生性問題處理

上述研究結(jié)果表明，農(nóng)民工的勞動時間對其主觀幸福感具有顯著的負向作用。但由于數(shù)據(jù)和變量的限制，可能存在農(nóng)民工為了獲取更多幸福感而選擇從事勞動時間較短的工作，即樣本“自選擇”問題。為了降低模型可能存在的內(nèi)生性問題對估計結(jié)果所帶來的影響，本研究采用兩階段最小二乘法(2SLS)，以解決內(nèi)生性問題。

本研究設置虛擬變量“工作穩(wěn)定性”并作為工作時間的工具變量：當農(nóng)民工的工作單位類型屬于“自雇或無單位”“其他”時，“工作穩(wěn)定性”取值為0，代表工作不穩(wěn)定；當工作單位類型屬于“公務員或事業(yè)單位”“企業(yè)”時，“工作穩(wěn)定性”取值為1，代表工作穩(wěn)定。通常而言，公務員、企業(yè)等單位的工作時間相對穩(wěn)定，而自雇、打零工等工作時間不確定性較大。Hausman檢驗的P值為0.202，說明工具變量是外生的。

2SLS第一階段的回歸結(jié)果表明，農(nóng)民工的工作穩(wěn)定性對工作時間影響系數(shù)在1%水平上顯著為正，農(nóng)民工從事更穩(wěn)定的工作會顯著減少工作時間，工具變量與內(nèi)生解釋變量相關性條件得到滿足；F值為13.383，高于臨界點10，說明不存在弱工具變量問題。第二階段的回歸結(jié)果表明，引入工具變量“工作穩(wěn)定性”并控制相關變量后，農(nóng)民工的工作時間對主觀幸福感的影響系數(shù)在5%的水平上顯著為負，說明過長的工作時間會損耗主觀幸福感，見表6。

表6 農(nóng)民工工作時間對主觀幸福感影響的2SLS回歸結(jié)果

四、結(jié)論與啟示

本研究基于2015年CGSS數(shù)據(jù)，考察了農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量、社會信任對主觀幸福感的主效應和交互效應，得出以下結(jié)論：(1)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量能夠顯著提升主觀幸福感。收入偏低使農(nóng)民工群體并沒有出現(xiàn)“Easterlin悖論”。高工作回報、短工作時間、自由的工作環(huán)境、明確的工作保障是農(nóng)民工獲得幸福感的重要渠道。(2)農(nóng)民工不良健康狀況帶來的負擔會降低主觀幸福感，不良健康狀況降低幸福感的途徑既來自主觀感受，也來自恢復健康所帶來的經(jīng)濟負擔。(3)農(nóng)民工社會信任對主觀幸福感具有顯著影響。對鄰居、親戚以及參加業(yè)余活動人士的信任度越高，農(nóng)民工的主觀幸福感越強。在城市中參加業(yè)余活動是農(nóng)民工融入非人格化社會的重要渠道。(4)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量、社會信任對主觀幸福感的影響存在交互效應。對親戚和鄰居的信任能夠正向促進工作回報所帶來的主觀幸福感，對鄰居、參加業(yè)余活動人士的信任則可以緩解工作時間對主觀幸福感造成的負面影響。(5)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量與社會信任對主觀幸福感的影響均存在性別差異。改善勞動收入、工作時間對男性農(nóng)民工提升主觀幸福感作用更明顯；就業(yè)質(zhì)量對女性農(nóng)民工主觀幸福感的影響維度較少，女性農(nóng)民工更希望基本醫(yī)療保險方面的權益得到保障。

基于研究結(jié)論，得出了如下政策啟示：第一，工作收入目前仍然是影響農(nóng)民工主觀幸福感的重要因素。對于不良企業(yè)拖欠工資、惡意壓縮員工收入等現(xiàn)象，政府加大打擊力度，并不斷完善相關的勞動法規(guī)，保障農(nóng)民工及時足額獲得勞動報酬，遏制上述現(xiàn)象的發(fā)生；除了關注收入問題，政府還需要完善市場機制，營造健康有效的環(huán)境，增加對農(nóng)民工職業(yè)培訓、自主創(chuàng)業(yè)的投入，為農(nóng)民工高質(zhì)量、多途徑就業(yè)提供支持。第二，加強對農(nóng)民工權益尤其是生理健康權益的保障力度。對于定期為農(nóng)民工提供體檢服務的企業(yè)，政府可以適當提供補貼予以支持。督促企業(yè)依法依規(guī)為農(nóng)民工購買基本醫(yī)療保險、基本養(yǎng)老保險，降低農(nóng)民工在就業(yè)、疾病等領域的風險沖擊。第三，政府積極引導社會輿論，增強城市的包容度，消除社會對農(nóng)民工群體的偏見；嚴厲打擊各類失信行為，提高失信的機會成本，為建設遵紀守法、團結(jié)互助的和諧社會，增強城市的包容度奠定基礎，推動農(nóng)民工在城市中平等就業(yè)與生活。第四，充分發(fā)揮社區(qū)治理機構(gòu)的相關職能與優(yōu)勢，對農(nóng)民工群體展開專項訪問調(diào)查，了解該群體的訴求，關心農(nóng)民工生活狀況；同時，積極舉辦多種文化活動以豐富農(nóng)民工的業(yè)余生活，增進農(nóng)民工與不同群體的社會交往與互信程度，從精神、心理層面上提高農(nóng)民工主觀幸福感以及留居城市的意愿。

值得注意的是，囿于數(shù)據(jù)局限性，本研究保留樣本的比例較低，樣本的代表性、結(jié)論的外部有效性有所下降，在獲取后續(xù)數(shù)據(jù)的基礎上可進一步深化研究。