张雅欣:人口流动如何影响主观幸福感——基于主观社会地位的中介效应论文

【摘要】中国城镇化背景下的大规模人口流动现象一直都是学术界关注的焦点,但是人口流动行为与迁移个体的主观幸福感之间的关系鲜有研究。采用2014年中国劳动力动态调查(CLDS)数据,通过倾向得分匹配法研究迁移人群对幸福感认知的中介作用机制。研究结果发现:迁移行为显著影响个体的主观幸福感;主观社会地位对于迁移行为-主观幸福感的关系具有明显的中介作用。最后,对于该研究的理论贡献和实践意义进行了讨论,并指出了未来的研究方向。

关键词:人口流动;流动人口;主观幸福感;主观社会地位

主观幸福感(Subjective Well-being,SWB)是指人类为满足自身的满足感与安全感而主观产生的一系列欣喜与愉悦的情绪,是对于自我生活状况和情感状态的总体感知水平。幸福感的情绪体验与周围环境和亲朋好友的沟通交流密切相关[1];中国人的主观幸福感呈现出一种双重的表现:一方面,自1979年改革开放以来的经济发展使人们的生活水平有了普遍提高;另一方面,各种社会问题层出不穷,贫富差距逐步扩大[2]。中国目前进入到经济增长对国民幸福感提升作用逐步减弱的阶段,改善民生对国民幸福感的影响更大[3]。

伊斯特林悖论是幸福经济学中的重要研究方向,从提出至今一直受到各界学者的广泛关注。对于伊斯特林悖论的理论解释分为两个方面:一方面,影响人们主观幸福感的因素除了收入、财富等经济学关注的变量外,还有许多其他因素,如不平等、政治参与、自由、健康、社会资本的减少和地位外部性等。如果这些非经济因素与经济增长之间负相关,当经济增长时,这些非经济因素会使主观幸福感下降,抵消由经济因素造成的主观幸福感上升的作用,表现出收入增加而主观幸福感没有增加。另一方面,从收入的角度考虑,个人效用与自身收入水平正相关,但与社会平均收入水平负相关,表现出比较效应。即经济增长会使社会福利整体提升,但却导致个体收入-幸福感的曲线下降。

中国城市化的迅速发展,给中国带来巨大的社会变迁,在取得重大成就的同时,也面临着城市化进程的一些突出问题,如随着城市的快速发展,城市户籍制度使得农村流迁到城市的流动劳动力与城市居民的福利矛盾日益凸显,由此引发的政策享受差异、就业歧视、医疗和教育等各项社会保障不平等。在中国,人口流动是一个重要的社会和经济现象,根据国家卫计委2017年《中国流动人口发展报告2017》公布的数据,2016年中国流动人口规模为2.45亿人,虽然户籍制度改革部分缓解了流动人口导致的问题,但庞大的群体及其相应的社会问题依然值得学界的关注。另外,由于当下工作的流动性增大,越来越少的人可以像计划经济时代拥有“铁饭碗”,中国的流动人口群体不仅包含底层农民工,还有中上层的知识和技术型人才,这个广义的流动人口群体的问题亟待学术界的深入探讨和研究。人口流动行为会导致其主观价值判断的异化,即有人口流动行为的特定群体会产生与没有人口流动行为的群体不同的主观价值判断,幸福感是其中一个重要的衡量指标。从农村到城市的流迁是农村流动劳动力获取公平就业机会、改善自身和家人生活水平的重要途径,同时,农村流动人口为城市的经济文化等各项发展做出了贡献,带动了城市的建设。然而,农村劳动力的流动依然受制于户籍制度,即使户籍制度改革在不断推进,但农村劳动力实现自由迁移,依然存在很多障碍[4]。中国农村劳动力通过迁移寻求机会公平的成本很高,即使表面上劳动力的自由流动没有受到限制,但是隐性或间接阻碍因素仍然存在。徐清[5]认为中国城市工资对劳动力要素流入的拉力,整体上呈递减状态。最终取得城市户口的农村劳动力,其选择留在城市生活很大程度上是和这个城市带给他的社会福利状况改善有关,而对社会福利的良好度量就是本文所关注的主观幸福感指标。除了农村劳动力受到迁移的影响,因升学、婚姻、工作而迁入新地区的流动人口群体在生活方式与习惯上将受到新的冲击;同时,也应看到流动人口进行迁移行为的内在原因。个体在做出人口流动行为前会比较在流出地和流入地之间的差异,从而作出流动迁移决策,这些使主观幸福感增值的因素与地区的经济发展水平[6]、社会意识形态和文化氛围[7]、地理区位和生活便利程度[8]以及社会治安情况[9]等相关。从微观个体的综合角度,即把主观幸福感的增值匹配至人们的生活中,流动人口会考虑即将流入的地方会给他们自己和家人带来更好的生活条件、更快乐的生活方式、更加优厚的薪资待遇、更加便利的交通、更加方便的基础生活设施、更加稳定的社会治安、更多使子女后代接受更好教育的机会等。因此,人们作出流动决策的一个重要考虑是获得主观幸福感的增加。

国内对于人口流动的研究主要是从户籍变化的角度,然而,传统的户籍迁移只是反映中国人口变迁图景的一个侧面,很多人口流动不涉及户籍的变迁,仅仅属于人们行为上的一个变化,这是一个更大范围的群体,这类群体作出的人口流动的行为决策,会使他们和没有流动经历的群体之间的主观幸福感产生差异。因此,本文的研究群体是14岁以后发生从一个居住地到另一居住地变化的个体,这其中包含户籍有变迁和无变迁的个体。在进行人口流动与主观幸福感之间关系的分析中,引入了主观社会地位这一中介变量,探讨了社会地位的中介机制在人口流动与主观幸福感之间的中介作用。

本文在人口流动行为与主观幸福感的研究中引入了主观社会地位的中介机制,立足于流动人口这一特殊群体,解释人口流动行为和个体主观幸福感之间的关系;采用具有全国代表性的中国劳动力动态调查(CLDS)2014年微观数据进行实证检验,检验主观社会地位在人口流动和主观幸福感之间具有的部分中介作用。最后,为丰富流动人口的幸福感作出了文献贡献,对移民研究也是新的补充。

1 理论建构与研究假设

一直以来,幸福感是横跨经济学、管理学、社会学和心理学等多个学科领域的热点研究话题[10-12]。最初的研究聚焦于经济发展水平或个体收入对于主观幸福感的影响。研究发现,在给定的时间内,收入越高的群体一般而言更加幸福。然而,提升所有人的收入并不会增加人群整体的主观幸福感,原因是对于幸福感评判的物质标准会随着社会的实际收入的增加而增加,由此出现了著名的伊斯特林悖论——当经济发展到一定阶段后,幸福感指数会保持一个常数,不会随着经济的发展而增加[10]。很多学者基于不同的约束条件对伊斯特林悖论进行了检验与解释[11-12]。

我要去找那个狗日的煤老板去。那个胖乎乎的家伙，此前他一整天都去泡桑拿玩小姐，他挥霍的那可是我们这些下窑工的血汗啊。我要去找他讨债，血债，命债！妈的，我既然有了鬼的能耐，我就得发挥我的能力，去做我乐意做的事情。现在，既然我这人已经不是人了，死都死了，死了的人是不再惧怕死的了。我他妈的，我连死都不再怕了，我还怕什么？

由此可见,绝对的收入水平或经济发展状况不是衡量主观幸福感的唯一决定性因素。后来的学者尝试通过其他不同的侧面解读幸福感的影响因素,提供了丰富的文献基础。这些文献主要分为宏观因素和微观因素。

宏观因素包括经济环境、社会文化和自然环境等。首先,稳定的经济秩序和健全的经济制度是维持个体正常生活和工作的有力保障,从而使个体的主观幸福感维系在一定的水平;反之,动荡、萧条的经济环境则难以维持正常的幸福感水平。Tella等[13]发现,居高不下的失业率和通货膨胀率显著降低了个人的主观幸福感评价。而无论是国际性的经济危机或是区域性的经济波动都会影响主观幸福感。Deaton[14]的研究表明,2008年经济危机大幅度降低了美国民众的主观幸福感水平,而焦虑和不安等负面情绪不断增长。Hariri等[15]以货币贬值为准自然实验说明,经济冲击给个体幸福感知水平带来了显著的负面效应;积极有效的经济改革则为提高主观幸福感注入了强心剂[16],有效地缓解了经济危机对民众内心造成的失落感。刘军强等[2]研究了10年间中国宏观经济增长对国民幸福感的影响,一部分检验了伊斯特林悖论,结果认为,国民幸福感在10年间一直处于上升态势,不支持“幸福悖论”。

2.2.5计量模型设计为了减少样本的异质性,首先采用基本的人口统计学特征变量对样本进行一对多倾向得分匹配,对匹配后的样本进行多元回归分析。倾向得分的概念由Rosenbaum 等(1983)提出,定义为个体i的倾向得分是在给定的情况下,个体i进入处理组的条件概率p(Xi)=P(Di=1|x=Xi)。使用倾向得分对距离函数进行匹配,称为倾向得分匹配。这种匹配方法在微观计量实证中可以有效地控制可观测个体因素的异质性,从而得到更加精准的结果。回归模型为:

最后,近些年,伴随着环境问题的突出,自然环境对于幸福感的塑造也引起了学者的广泛关注。良好的生态环境有益于个人生理和心理健康的发展,直接关系到个人幸福感知水平。Zhang等[20]发现,当地空气污染水平直接降低了居民的幸福感知水平,增加了抑郁症的患病几率。

微观因素方面,大量的研究从个体的一系列特征入手,探究影响主观幸福感的微观水平因素,这其中相对收入成为最受关注的决定因素。通过采取社会比较理论,进行当前与过去、自己与他人之间的收入对比,在一定程度上解释了主观幸福感的差异分布[21]。也有研究利用人口统计学特征如性别、年龄和教育水平等研究幸福感水平在不同群体间的差异[22-23]。除此之外,城市与农村之间存在的医疗资源、教育环境和就业机会等方面的巨大差异也导致了城乡居民主观幸福感的不平等[24],研究结果显示,收入不平等、比较轨迹和不安全感程度的差异使得农村家庭的幸福感指数表现优于富裕的城市家庭[24-25]。李树等[26]从幸福感和就业之间的关系展开研究,从幸福感影响人的行为角度,采用工具变量对中国家庭住户收入调查(CHIP)的数据进行回归评估,认为幸福感提升了劳动力就业的概率,也提高了失业劳动力的隐性再就业的概率。周绍杰等[3]对改善民生与提升居民的主观满意度进行了理论分析和实证研究,发现民生改善对民生主观满意度存在正向效应,对公共服务满意度存在明显的人群异质性:高学历、城市居民和中青年个体因为对公共服务的期望过高而产生较低的公共服务满意度;低收入、外地户籍和社会地位较低的个体因为在获得公共服务时处于劣势地位而产生较低的公共服务满意度。刘斌等[2]分析了社区中他人的幸福感对个体本人幸福感的影响,结果表明,社区平均幸福感对个体幸福感存在正向影响,幸福感具有传染效应。

中国的城镇化进程催生了一个特殊的群体,即流动人口群体,这些为了寻求更好的工作岗位和机会来到城市的农村移民,由于错误估计自己在城市中的社会地位,高估自己未来愿望、自我价值实现的可能性,导致他们的幸福感比纯粹的城市或农村居民要低得多[27-28]。研究人口流动这一具有中国特色的人口流动社会现象可以为解释中国转型经济现状下国民幸福感的降低提供独特视角。本文的研究聚焦两个基本问题:①人口流动是否影响个体的主观幸福感。②如果人口流动影响主观幸福感,其影响渠道是什么。

1.1 人口流动与个体主观幸福感

窗框采用铝合金窗框喷塑处理，外表美观，具有质量小、强度高、密封性能好，隔音、隔热、防震等特性。窗扇采用5mm+6mm+5mm中空玻璃，经铁路行业长期使用验证保温性、透光性、防爆性良好。密封胶条、导轨等非金属材料的防火、阻燃性能符合UIC 564-2OR H-91《国际联运客车和类似客车防火，灭火的规定》（第3版），DIN5510-2《铁路车辆防止燃烧》等相关要求。

H1人口流动行为将负向影响个体的主观幸福感。

1.2 主观社会地位与个体幸福感

社会地位的概念来自社会分层理论,意在界定个人和群体在社会体系或阶层中所处的位置[31]。社会地位的划分主要依据社会角色成员掌握社会资源的多少和社会关系的复杂程度。社会地位分为客观社会地位和主观社会地位[32]两个重要维度。客观社会地位取决于个人和群体在社会经济活动中由于收入、教育、职业及声誉等客观因素所区分的差异化社会地位。一方面,客观社会地位可以有效量化个人和群体在获取社会资源的能力和工作生活环境的优越性;另一方面,客观社会地位与幸福感之间并没有直接的因果关系。有研究显示,客观社会地位在预测个体主观幸福感上效果不明显,更发现,财富越多,其个体幸福感指数越低[33]。其原因在于主观幸福感是个体生活状况和情感的总体体验,客观社会地位忽视个体的心理感受;而在现代社会中,个体的情感体验受到前所未有的重视,由此,需要将情感体验纳入到社会地位的研究中。本文认为,主观社会地位相比较客观社会地位在预测个体主观幸福感水平上有更加明显的优势。首先,主观社会地位综合考虑个体的客观经济条件、职业声誉和主观的情感体验而恰当评估个体对于自己在社会阶层中所处地位的心理感知,与个体主观幸福感的内在逻辑与特征一致,对于个体主观幸福感的作用机制更为清晰;其次,主观社会地位在一定程度上作为社会比较的产物,与过去的自己比较,与周边的人群比较,才能在社会层级中给予自己合适的定位,高于一般群体的社会地位定位显然会提升自己的主观幸福感。因此,提出假设:

人口流动是个人获取高收入、良好就业机会和改善阶层流动而在国际、国内的迁移行为[4,34]。人口流动从地理环境、社会关系和文化适应3个方面冲击迁移人群的行为习惯和生活状态[27-28],从而影响个体的主观幸福感水平。首先,地理环境的改变要求迁移群体克服陌生环境带来的饮食习惯、居住条件和气候变化等差异。其次,人口流动意味着淡化原居住地的社会关系和人脉资源,转而在流入地建立新的社会关系。这个过程需要耗费一定的时间成本和精力成本,也是从相对社会底层再次向上攀升的阶段。最后,不同地域的文化冲击使得外来群体在面对本地人时有一种天然的心理劣势,而要克服这种心理劣势需要不断地融入当地文化,从而获得社会地位的合法性。对于大部分流动人口群体而言,只有在职业发展、财富积累和社会资本上优于当地群体,其主观社会地位才会有正面反馈,单纯地将农村户籍转为城市户籍无法真正改善流动人口的社会地位[35]。本文认为,外来人口流动对于个体主观社会地位感知有负面影响,因此,提出假设:

1.3 人口流动与主观社会地位

H2主观社会地位将正向影响个体的主观幸福感。

为了减少样本异质性的影响,本文采用倾向得分匹配的方法,采取个体的人口统计学变量(性别、年龄、上年总收入、学历变量、婚姻等)进行控制匹配,最终获得6 671个样本个体。

为评价DELTA机器人轨迹性能，本文引入具有普适性的电机输入电能与机器人机械功两种能量指标，对具有3种不同速度规划方式的Lamé，Clothoid，分段多项式曲线进行参数优化仿真和实验，最后通过9种具有最优参数的拾放轨迹比较得出最优轨迹。

生成物之一为(或 NaClO2),即,从而氧化反应只能为有残留,原因是____;加入BaCO3可进一步提高硫的脱除率,其离子方程式是____。,所以,n(ClO2)∶n(H2O2)=2∶1。(5)Cl2、NaClO2的氧化能力就是得电子能力,得电子数相同时,氧化能力相当。Cl2、NaClO2的最终还原产物均为Cl-。根据,得到电子数相等时,存在关系式:NaClO2～2Cl2,故NaClO2的有效氯含量为。

2 数据和变量描述

2.1 数据和样本描述

本文的数据主要采用中山大学社会科学调查中心2014年在全国展开的中国劳动力动态调查数据(China Labor-force Dynamics Survey,CLDS),CLDS的调查目的是通过对中国城乡以村/居社区为追踪范围的家庭、劳动力个体开展每两年一次的动态追踪调查,系统地监测村/居社区的社会结构和家庭、劳动力个体的变化与相互影响,建立劳动力、家庭和村/居社区3个层次上的追踪数据库,从而为进行实证导向的高质量理论和政策研究提供基础数据。CLDS聚焦于中国劳动力的现状与变迁,内容涵盖教育、工作、人口流动、健康、社会参与、经济活动以及基层组织等议题,是一项跨学科的大型追踪调查,被广泛用于社会学、经济学和管理学等多学科领域。2014年是CLDS的第2轮动态追踪调查,其样本覆盖中国29个省市(除港澳台、西藏、海南外),401个社区,14 214个家庭和23 594个劳动力个体;从调查样本量上是对2012年CLDS第1轮调查的扩充。CLDS2014调查问卷所获取的数据具有全国代表性,具有本文需要的主观幸福感、主观社会地位、人口流动和人口统计学特征等变量。因此,本文选取1986～2014年期间具有流动行为的个体和没有流动行为的个体作为样本。

H3主观社会地位在人口流动和个体主观幸福感的关系中具有中介作用。

3.1 变量的整体描述性统计从表2 可以看出，杭州龙井品牌真实性的平均值为5.804 4，高于中间值4，尽管尚没有达到比较高的水平，但是在消费者的心目中该品牌的真实性已经达到一定的水平，这说明农业品牌真实性与一个地区的自然环境和风土人情等有高度的关联；网络口碑的均值为4.733 7，虽然高于中间值4，但离较高的水平有不小的距离，说明在消费者眼里目前杭州龙井茶品牌的网络口碑一般，今后应该加强品牌的网络口碑建设；而顾客参与价值共创意愿的总体平均值是5.281 0，该值低于其品牌真实性的均值，说明与该品牌的真实性相比，消费者参与价值共创的意愿尚待提高。

2.2 变量选取

2.2.1因变量本文的因变量为个体的主观幸福感,在CLDS 2014调查问卷中,有关主观幸福感的问题是:总的来说,您认为您的生活过得是否幸福?采用李克特量表选项,1～5分别表示“非常不幸福”～“非常幸福”。

2.2.2自变量本文的关键自变量为是否有迁移经历(原问卷的“迁移”本文将其广义理解并称为人口流动,问卷中“迁移”的说法被保留,下同),在CLDS 2014调查问卷中,有关“迁移”的问题是:请问您自14岁以来,您是否有过跨县市迁移经历? 这里的“迁移”定义为从一个县市迁移到另一县市,并连续居住6个月及以上;同一个城市内县与区之间的迁移视为本文所定义的迁移,而同一个城市内区与区之间的迁移不被定义为本文的迁移范围;如果被访者目前在本地居住不满半年,也作为一次迁移经历。因为这里的迁移人群既包含户籍地发生变更的群体,又包含户籍地没有发生变更的群体,所以把这种迁移经历视为广义的人口流动。

3.3.3稳健性检验为了验证模型的稳健性,首先,用全样本、及5年前的主观社会地位作为中介变量进行稳健性检验(见表5)。通过对全样本3个模型的回归分析,可以得到与匹配后样本、目前的主观社会地位作为中介变量的类似实证结论,即有人口流动行为经历的被访者对于自评5年前社会地位显著低于没有人口流动行为经历的被访者;其主观幸福感的高低关系与5年前社会地位变量类似,即5年前主观社会地位的评价越低,主观幸福感越低,5年前的社会地位部分正向调节了人口流动与主观幸福感的负向效应关系。对5年前的社会地位进行Sobel-Goodman检验后,得到其间接效应为0.02(z=3.899,p＜0.01);中介效应对主效应的贡献为17.699%。其次,用匹配样本及目前的主观社会地位作为中介变量,采用Ordered Probit模型进行回归方法的稳健性检验(见表6)。通过Ordered Probit模型的回归,得到与匹配后样本、用目前的主观社会地位的OLS回归类似的结果。

2.2.3中介变量本文的中介变量为主观社会地位,在CLDS 2014调查问卷中,有关主观社会地位的问题是:在我们的社会里,有些人居于顶层,有些人则在底层,下面这种卡片上有一个从上往下的梯子,最高“10”分表示最顶层,最低“1”分表示最底层,请被访者在1～10的分值内进行打分。本文选取的主观社会地位问题有3个,分别为目前的主观社会地位以及5年前的主观社会地位、5年后的主观社会地位,即:①您认为您自己目前在哪个等级上?②您认为5年前您在哪个等级上? 该主观性量表采用定距变量,用1～10作为连续变量,相比于传统的社会地位划分为上上层、中上层、中层、中下层和最底层等层次,能够覆盖更全面的信息。本文在主要结果中选用目前的主观社会地位作为中介变量中介幸福感和迁移行为的关系,在稳健性检验中,选用5年前主观社会地位作为中介变量,观察其中介作用。

电源结构明显优化。火电装机占比由2015年约75%下降至2030年的55%，新能源装机占比由2015年的3%大幅提高至15.5%。

2.2.4其他控制变量本文研究的是个体行为对个体主观价值判断的影响,因此,需要控制个体层面的人口统计学特征:性别、年龄、年龄的平方、各类收入(包括农业收入、工资收入、经营性收入等)、婚姻状况(是否结婚)、健康状况、教育状况(初中、高中、大专及以上)、职业类型、政治面貌(是否党员)和居住地类型(是否城市居民)。为了控制地区特征,本文加入了东、中、西部地区变量(其中中部变量为基准组),并且在所有回归中在城市层面聚类修正。为了测度影响主观社会地位评判的社会因素,本文控制了惨痛经历变量并重点关注,即“在近一年中个体是否遭遇过不良事件(被殴打、诈骗财物、偷窃、恐吓勒索、抢劫)”,关注这一变量的原因是本文认为社会上发生的客观不良事件可能会影响人的主观价值判断(包括影响主观幸福感和主观社会地位)。

其次,社会文化作为非正式制度的集中体现,能够塑造和引导个体价值观取向,从而影响幸福感水平。就社会质量而言,社会参与、社会信任和社会异化被证实影响幸福感;同时,社会对于成功的定义也会影响幸福感水平[17]。宗教文化作为社会文化的重要组成部分,透过宗教活动的社会性和参与性机制强化人们的宗教认同,从而与主观幸福感产生积极关联[18-19]。

式中:Happinessi为因变量,表示个体的主观幸福感;Statusi为中介变量,表示主观社会地位;Migrationi为是否有迁移经历的虚拟变量或相关的不同移民经历的度量,是个体统计学变量;i 为个体。本文在主回归中直接采用普通最小二乘法(OLS)进行分析,而用有序Probit模型进行稳健性检验的回归处理。Ferrer-I-Carbonell等[36]研究发现,Ordered Probit模型与OLS模型的系数估计和显著性具有一致性的特征,Ordered Probit模型的系数不能直接反映变量的边际效应,而OLS模型相较于Ordered Probit模型,其参数和边际效应更加直观、准确,而且便于解释。

(1) 合金钢板Q345。Q345即常说的16 Mn钢，一般其成本比普通Q235钢板高5%，耐磨性能比普通钢板略有提高，但抗砸性能较好。对于溜槽直接抗砸的部位，建议采用该衬板：如余吾煤业井底煤仓螺旋溜槽出口的耐磨格栅，五阳煤矿地面生产系统的矸石仓漏斗段的抗砸格栅等都使用该材料，在较低成本情况下取得了较好的抗砸效果。

关于人口流动的经济学动机研究已见诸各类经济学文献,但是关于人口流动对于个体主观幸福感的关系鲜有研究。人口流动使得个人在资源获取、生活期望和文化适应上的冲击降低了主观幸福感。首先,中国区域经济发展不平衡的现实与人口流动多发性、密集性特征导致中国的人口流动有别于一般意义的国际人口流动和小国内人口流动[27-28]。中国的人口流动方向主要从农村到城市,但特殊的户籍制度制约流动人口在流入地区享受和当地人同样的教育、医疗和养老等福利待遇[29]。其次,流动人口群体的目标阶层与实际阶层的差别导致这部分人群产生巨大的心理落差。少数流动人口通过个人努力摆脱不平等待遇,争取与城市人口同等甚至超越其一般水平的优越生活,但是绝大部分流动人口群体长期面临的生活强度和压力远超农村地区,以及期望目标可望不可及的尴尬境地。与流出地的未流动人群和流入地的本地人相比,人口流动行为将会降低流动人口群体的幸福感知。最后,流动人口群体不可避免地会遭遇当地的文化冲击,在饮食习惯、交流方式和生活节奏等方面感到同流出地区有一定的差异[30]。在适应新环境的过程中会产生对流出地的怀念及对流入地的不满,两相比较之下会降低个体的主观幸福感。因此,提出假设:

The expression indicates the result of conversation but without referring any specific contents.Some sensitive issues may be involved,and“broad-ranging”and“many aspects”may be employed to describe the result.

3 实证分析与结果

3.1 描述性统计分析

表1所示为在经过用基本的人口统计学特征变量一对多倾向得分匹配后得到的样本描述性统计,其中有效样本量6 671个。被访者的平均主观幸福感为3.733,属于比较幸福。样本中,流动人口群体占总样本量的34.4%。因为控制了流动时间是从1986～2014年,所以流动距离2014年的最大时长为29年,最小时长为1年(2014年本年流动算作流动1年),平均流动时长为14.720年。作为中介变量的主观社会地位有目前的主观社会地位、5年前的主观社会地位两个测度,从平均效应上看,被访者认为目前的社会地位高于5年前的社会地位;同时,也加入了性别、年龄、上年各类总收入、婚姻、健康状况、政治面貌、现居地类型、文化教育程度(小学、初中、高中、大专及以上)、职业类型以及是否有惨痛经历(被殴打、诈骗财物、偷窃、恐吓勒索、抢劫)等控制变量。另外,为了控制区域因素的影响,加入了东部、西部两个哑变量,并且在回归中在城市层面进行聚类修正。

表1 变量的描述性统计

3.2 变量间相关性系数

表2所示为变量之间Pearson相关性系数,其中所有变量的相关性系数都小于0.6,均处在可接受域内,这在一定程度上可以排除被解释变量之间存在强相关关系的可能性。

而小型农田水利基础设施产权不清晰,金融机构对其信贷服务缺乏主体资格。近年，农田水利设施建设和管理改革进展缓慢。受益对象少的农田水利工程如机井、堰塘等一般可通过承包、租赁、拍卖等形式进行产权或管理体制改革。但以公益性为主的灌溉排水渠道、渠首建筑物等很少有人承包经营。

3.3 假设检验

3.3.1人口流动与个体的主观幸福感表3 中:模型(1)为人口流动与中介变量目前的主观社会地位的多元回归结果,该结果显示,有人口流动行为经历的被访者相比于没有流动行为经历的被访者,其目前的主观社会地位评判显著降低(β=-0.64,p＜0.01);模型(2)为人口流动与主观幸福感之间的多元回归结果,该结果表明,有人口流动行为经历的被访者比没有人口流动行为经历的被访者的主观幸福感显著降低(β=-0.117,p＜0.01),验证了假设H1。

3.3.2主观社会地位的中介效应表3 中模型(3)给出了加入目前的主观社会地位中介变量后,人口流动与主观幸福感的多元回归结果。该结果显示,有人口流动行为经历的被访者相比于没有人口流动行为经历的被访者,其主观幸福感显著降低(β=-0.008,p＜0.01),该系数比模型(2)的系数小,而目前的主观社会地位显著正向影响主观幸福感(β=0.111,p＜0.01),即被访者认为自己目前的社会地位越高,主观幸福感越强(验证了假设H2)。这说明,目前的主观社会地位在人口流动和主观幸福感变量之间具有部分中介作用(上述实证结果和论述验证了假设H3)。运用Sobel-Goodman中介效应检验对采用的主观社会地位中介变量进行检验,结果如表4所示,自变量人口流动通过中介变量主观社会地位对因变量主观幸福感产生的间接效应为0.029(z=4.085,p＜0.01);中介效应对主效应的贡献为24.786%。

为了更清晰地明确流动人口个体的流入地和流出地,本文采用被访者14岁以来的第1次人口流动的时间;考虑到流动时间需要一个符合经济社会发展的区间,不宜过长或过短,于是选取1986～2014年的流动时间,并且将2014年发生人口流动行为认为是流动1年,同理,1986年发生的人口流动行为认为是流动29年。

在传统农业向现代化农业转型发展的过程中，土地整治越来越受重视。土地整治的主要目的是改善土壤质量并形成固碳，通过人为措施影响土壤碳库，为农作物生长提供更有利的环境，从而达到优化土地利用和促进农业增效的目的。

表2 变量间Pearson相关性系数

表3 人口流动与幸福感——主观社会地位的中介效应