卢剑忧
（顺德职业技术学院，广东 佛山 528333）
城镇是承载人口和高质量发展的主要载体。“十三五”期间，1 亿多农业转移人口有序实现了市民化，常住人口城镇化率目标基本完成。至2020 年末，我国常住人口城镇化率达到60%以上［1］。目前，新型城镇化建设已经迈入了新征程。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035 年远景目标纲要》中强调：“提升城镇化发展质量”，要“深入推进以人为核心的新型城镇化战略”。这就意味着，农业转移人口不但要市民化，还要使他们真正融入城市，增加其在城市生活的幸福感。
农民工群体是“农业转移人口”的重要组成部分。农民工是我国社会转型时期出现的一个特殊群体。目前，农民工群体内部已经出现了代际更替，80 年代及之后出生的 “新生代农民工”成为主体。与第一代农民工相比，他们具有更强的留城意愿，是城镇落户的主力。新型城镇化“以人的城镇化为核心”。这意味着，不仅需要关注进城新生代农民工的就业、收入和社会保障等状况，更要关心他们在城市停留过程中，心理层面的体验和认知过程，也就是主观幸福感。由于新生代农民工对职业、生活的较高期望及其与城市真实生活的巨大落差，与第一代农民工相比，他们在城市停留过程中的幸福感更低［2］，由此形成了他们逃离城市的“拉力”。
因此，在新型城镇化背景下，研究新生代农民工的主观幸福感及其影响因素，提高新生代农民工的幸福感，实现“人的城镇化”，显得尤为重要。
目前，我国针对流动人口或农民工主观幸福感的研究主要包括以下三个方面：一是针对流动人口内部不同群体主观幸福感差异的研究，如夏伦利用2012 年中国流动人口动态监测调查数据，得出城镇流动人口主观幸福感高于农村流动人口的结论［3］；
二是针对特定地区农民工主观幸福感的研究，如乔小棠和倪永良等分别对北京市和陕西省流动人口的分析［4-5］。三是某一特定生活领域的幸福感分析，如肖慧等比较和探讨了社会网络、社会信任、社会互助对幸福感的影响［6］。张经纬等对农民工就业质量如何影响幸福感进行了实证分析［7］。
综上所述，幸福感影响因素众多，需要对这些影响因素进行梳理，否则难以判定不同变量对主观幸福感的影响程度。
第一代农民工和新生代农民工主观幸福感的影响因素已经发生了变化。第一代农民工是农业劳动生产率提高后“溢出”的农村剩余劳动力，他们外出打工是为了寻找出路，影响他们外出打工决策的是生存理性［8］。因此，他们在城市停留期间的幸福感往往是与生存保障因素相关的。新生代农民工具有高学历、高职业追求和高物质享受的特点。他们外出打工已经不是为了生存，而是在主动追求进入城市发展的机会［9］，他们的行为决策已经由生存理性走向发展理性为导向的思维方式。他们的幸福感更多与尊重、认同和自我价值等因素实现相关。
对于停留在城市的新生代农民工而言，他们进入城市，首先要保障基本生存，但这并非是影响他们主观幸福感的最重要因素。他们追求的是获得认同和尊重，再次是自我实现。由此，影响他们幸福感的因素应该分为以下几个部分：一是生存保障因素，包括绝对收入水平是否足以维持在城市的基本生活开支需要；
能否拥有一处安全、舒适和稳定的住所等；
二是认同尊重因素，包括对城市生活的认同程度，与城市居民的交往程度和是否受流入地城市居民歧视等；
三是自我实现因素，包括在城市中的社会地位、工作发展前景等。此外，还应该考虑是否拥有伴侣或者居家迁移的问题，因为完整的家庭、和睦的夫妻关系有助于缓解农民工负面情绪，使他们更好适应城市生活。
生存保障因素是新生代农民工能够留在城市的基本条件，但认同尊重因素，自我实现因素能够直接影响农民工的心理感受，对他们有更重要的影响，左右了他们未来是否留城的决策，这也是本文想从实证分析证明的观点。
2.1 样本的基本情况
项目组在2019 年8 月以珠三角地区务工人员为总体开展调查，从中抽取了出生年份在1980 年及以后的被调查对象，获得了575 份有效样本。其中，男性占48.61%；
女性占51.39%；
高中（含中专和技校）及以上学历占到64.20%。基本符合新生代农民工“出生在80 年代及以后、较高学历”的特征。
2.2 变量释义
1）主观幸福感。
在调查中，被调查对象按照在城市停留期间的主观感受，选择 “非常幸福”、“比较幸福”、“一般”、“比较不幸福”和“很不幸福”。为了方便进行回归分析，对主观幸福感（sub_well-being）赋值4、3、2、1 和0 分。幸福感均值为2.46，显示珠三角地区新生代农民工的幸福感较强。
2）生存保障因素。
一是绝对收入（income）。收入水平是否足以维持在城市的基本生活决定了农民工能否留在城市。在调查中，“绝对收入”指的是被调查对象近三个月的平均收入。由于绝对收入与其它解释变量的取值相差较大，为了研究方便，对此进行了标准化处理。
二是住所（house）。稳定、安全的居住环境能够带来安全感，增强农民工的幸福感。对“自有住房”、“由企业提供的免费宿舍”、“由企业提供的付费宿舍”、“租房”和“到亲戚朋友家借宿”分别赋值4、3、2、1 和0。
3）认同尊重因素。
一是受城市居民歧视的程度（discrimination）。按受歧视的程度，对“从来没有”、“基本没有”、“偶尔”和“经常”分别赋值3、2、1 和0。
二是城市生活认同程度（recognition）。用在城市停留的时间作为代理指标。一般而言，在城市停留的时间越长，意味着对城市生活方式的认同感越高，幸福感越强，未来留在城市的可能性越大。根据被调查对象的回答，对停留在城市“10 年以上”、“5 到10 年”、“3 到5 年”、“1 到3 年”和“1年以内”分别赋值为4、3、2、1 和0。
三是社会关系网络（soc_network）。即业余时间与城市居民的交往情况。在工作之余能够与城市居民展开交往是农民工开始融入城市社会关系网络的重要表现，良好的城市社会关系网络有助于增进他们的主观幸福感。询问被调查对象在业余时间是否与本地人交往，回答“是”，则Soc_network=1，回答“否”，则Soc_network=0。
4）自我实现因素。
一是未来计划（plan）。选择未来继续停留在城市间接反映了农民工对城市生活现状满意，也反映了他们对未来城市生活的良好预期，因而对主观幸福感有重要影响。询问被调查对象未来5 年是否有继续留在城市的意愿，回答“继续留在城市”，则plan=1，回答“返回家乡”和“不清楚”，则plan=0。
二是伴侣情况（partner）。考虑到农民工在城市打工期间经常处于迁徙状态，已婚却处于夫妻分居的状况反而会降低幸福感。因此，我们将伴侣情况分为“有伴侣”和“无伴侣”两种情况。其中，“有伴侣”包括“已婚且居住在一起” 和“同居”，partner=1；
将“未婚”、“已婚但没有居住在一起”、“离婚”和“丧偶”合并为“无伴侣”，partner=0。
为了更好的进行分析，我们控制了受教育程度（education，大专及以上=3，高中、技校和中专=2，初中=1，小学及以下=0）和性别（gender，男性=1，女性=0）等个体因素。
各变量的简单描述性统计结果，见表1。
表1 变量的描述性统计（N=575）
3.1 计量模型
如前文所述，因变量“新生代农民工主观幸福感（sub_well-being）”是一个有序的五级变量，取值为0 到4。根据因变量这一特点，本文采用序次logistic 回归模型，定序变量类别间具有平行假设关系。因此，可以把定序logit 模型中因变量的次序视作一个潜在连续变量y*=x"β+μ（y*不可观测），而选择规则为
其中，r0＜r1＜r2＜r3为待估参数。
假设μ～N（0，1）（将扰动项μ的方差标准化为1），则
由此，能够计算出样本的似然函数和MLE 估计量。假设扰动项服从逻辑分布，即得到序次logit 回归模型。
3.2 基本回归结果
根据计量模型和变量设定，使用stata15 得到基本回归结果，见表2。
按照影响主观幸福感因素的不同类别，依次建立了四个模型。其中，模型1 只包括了收入、住所等生存保障因素。模型2 在模型1 基础上，加入了受歧视程度、城市生活认同程度和社会关系网络等认同尊重因素。模型3 在模型2 基础上，加入了未来计划和伴侣情况等自我实现因素。模型4 在模型3基础上加入了性别和受教育程度等个体特征因素。
从表2 的结果来看，四个模型都是显著的，拟合度较好。四个模型的对数似然估计loglikelihood 的绝对值在逐步减小，卡方检验统计量参数LRchi2 在逐步增大。解释变量的引入，能够提升对因变量变异的解释能力。伪判定系数PseuR2 从模型1 的0.023 9上升到模型4 的0.096 5 证明了这一点。
表2 基本回归结果
从伪判定系数PseuR2 的结果来看，模型4 的解释力最强。另外，模型4 加入了受教育程度和性别等个体特征因素，能够有效降低模型的估计偏误。因此，下文使用模型4 进行分析。
从回归结果看，第一类解释变量即生存保障因素中，住房情况（house）的改善可以显著地使新生代农民工感到更幸福，感到幸福的概率提升20.22%。绝对收入（income）对主观幸福感的影响为正，但不显著，原因可能是新生代农民工的绝对收入近年来有所提高，但农民工的平均工资与城镇职工平均工资一直存在差距［10］。相对收入减少对新生代农民工的幸福感有负面影响。
第二类解释变量认同尊重因素中，受本地居民歧视的程度（discrimination）、城市生活认同程度（recognition）和社会关系网络（soc_network）的影响都是显著的。由于在赋值时，受歧视程度（discrimination）越深，变量得分越低。受歧视程度（discrimination）系数为正，说明了越不受歧视，主观幸福感越高。受歧视频率降低，会使主观幸福的程度提高43.54%。城市生活认同程度即在城市生活的年数对主观幸福感有显著的负相关，在城市生活的年数越长，相应地感到更幸福的概率降低20.87%。这与我们以往研究的结论相反。可能的原因是新生代农民工如果无法定居城市，在城市累计生活的年数越长，相对剥夺感和“边缘人”心态对其幸福感的负面影响越强。相反，在城市累计生活的年数越短，对城市的新鲜感越强，越容易感到幸福。社会网络对主观幸福感有显著的正相关，这意味着与本地人开展交往可以显著地使幸福感增加，感到幸福的概率提高67.48%。这印证了以往研究的观点，认识更多的城市朋友，建立城市社会关系网络，有助于增加农民工的主观幸福感。
第三类解释变量自我实现因素中，未来计划（plan）和是否有伴侣（partner）都在1%水平上对新生代农民工的幸福感有显著影响。未来计划留在城市的新生代农民工，意味着他/她对城市生活有一定信心，其幸福感也较强。拥有伴侣可以显著的增加新生代农民工的幸福感，使他们感到幸福的概率提高66.28%。这表明拥有伴侣，将家庭安置于城市中，有利于培养夫妻双方在城市生活的主观幸福感。
作为控制变量的受教育程度和性别因素，对主观幸福感的影响均不显著。但从数据上看，受教育程度显示出弱显著的负相关水平。这可能是由于农民工进入城市后，由于职业选择受户籍制度限制，与城市居民的竞争处于劣势，由此导致他们的收入、职业声望和社会地位等与文化程度不符。在高学历新生代农民工身上，这种不相称的程度更高。因此，相对于文化程度较低的农民工而言，高学历层次的农民工相对剥夺感更强，导致他们有更低的主观幸福感。
如何使进入城市打工的新生代农民工受惠于新型城镇化，提升他们在城市停留期间的幸福感，是目前及未来相当长一段时间政府和学界重点讨论的问题。目前，主导新生代农民工进城打工的决策方式是发展理性。生存保障因素对新生代农民工幸福感的影响，要弱于认同尊重因素和自我实现因素。通过实证分析发现：1）相对于生存保障因素，认同尊重因素和自我实现因素对新生代农民工的幸福感影响更重要、更稳健。2）在生存保障因素中，住房状况对幸福感有显著的正向影响，而绝对收入与幸福感的关系不显著。3）在认同尊重因素中，更少的歧视、更多与本地人展开交往有助于提高幸福感。4）在自我实现因素中，未来有留在城市意愿、拥有伴侣的新生代农民工有更高的主观幸福感。5）在城市中停留的时间越长，幸福感越低，受教育程度和主观幸福感也有弱的负相关关系，而这二者都与农民工的相对剥夺感有关，在今后的研究和政策制订过程中需要引起关注。
在新型城镇化进程中，要提升进城新生代农民工的幸福感，要改变以往只重视生存保障因素的做法，从认同尊重和自我实现因素入手。在保障农民工的基本住房、提升其绝对收入水平基础上，增强新生代农民工和城市居民间的了解和信任程度；
加快积分入户制度改革，从根本上扫除新生代农民工融入城市的身份障碍；
通过技能培训、高职扩招等手段，提升农民工人力资本，实现自我价值；
创造条件促使农民工实现举家迁移到城市中并定居。