身份认同对流动人口主观幸福感的影响

○蒋晓敏 杨梦莹 周战强

（1中央财经大学经济学院，北京 102206；2昆仑银行股份有限公司西安分行，陕西 西安710016 ）

一、引言

幸福感是近些年来备受关注的热点议题。自我国经济进入“新常态”以来，各级政府更加重视民生问题，更加关注人民幸福，党的十九大报告提出“要使人民获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续”，把关注和增加人民群众的幸福感提升到了新的高度。流动人口离开家乡，到新的地方寻找工作，谋求发展，主要是为了追求更多的幸福。然而，根据《世界幸福指数报告2019》显示，流动人口，尤其是农业户籍流动人口的幸福感低于城市居民。根据北京大学中国家庭追踪调查2014—2018 年的数据，流动人口的幸福感呈现出下降趋势。由此产生的问题是：什么因素导致流动人口较低的幸福感，或者说什么因素影响流动人口的幸福感？深入探讨这一问题，对于有效提升流动人口幸福感，促进流动人口市民化，保持整个社会的和谐稳定等都有重要意义。

国内外学者们对主观幸福感的影响因素进行了许多富有价值的研究，主要可以归纳为以下几个方面：一是人口统计特征，如年龄、性别、教育水平、婚姻状况等都会影响幸福感。学者DIENER[1]发现年龄与幸福感之间呈“U”型关系，即在中年时期处于幸福感最低水平；PINQUART等[2]研究发现，随着年龄的增长，女性的主观幸福感要显著低于男性；邱红和张凌云[3]的分析表明随着青年人受教育水平的提高，人们的主观幸福感也有所提升；邢占军和金瑜[4]发现城市中未婚居民的幸福感整体高于已婚居民。二是家庭因素，如家庭环境、住房状况、子女数量等会影响幸福感。SABINE 等[5]认为家庭环境对个人的幸福感有显著影响；林江等[6]发现家庭住房状况会影响幸福感；李婷和范文婷[7]研究表明孩子数量对中青年时期的父母的幸福感产生负向影响，而对处于老年时期的父母的幸福感产生正向显著影响。三是经济因素，收入、失业等对幸福感有明显影响。从收入角度看，SACK 等[8]使用盖洛普数据的研究发现，绝对收入对幸福感有显著促进作用，而以EASTERLIN 为代表的学者提出了“EASTERLIN 悖论”，即影响幸福感的是相对收入而非绝对收入[9]。我国学者巫强和周波[10]利用CGSS2003—2010 年的数据研究发现，对低收入者而言，绝对收入对幸福感有显著正向影响，对高收入者而言，则是相对收入对幸福感有显著正向影响。从失业角度看，DITELLA 等[11]研究了1975—1991 年欧洲12 个国家的情况，发现失业者的幸福感显著低于工作者；OESCH和LIPPS[12]发现失业的持续期对幸福感有显著负向影响。四是社会心理因素，如机会不平等、社会资本、认同等会影响幸福感。万广华和张彤进[13]发现机会不平等会通过影响人们的信任或者健康进而影响幸福感水平。HELLIWELL[14]用社交性指标衡量社会资本，发现社会资本对幸福感具有积极影响；ADAMS 等[15]的研究表明，种族认同能增加幸福感；姜兆萍[16]发现农民工认同城市人身份会增加幸福感。这些研究对于理解和改进幸福感提供了多维视角，但是以流动人口这一特殊群体为对象，从身份认同角度专门探讨幸福感的研究很少，虽然有个别研究涉及这一问题，但对其中的内生性问题缺乏讨论。

本文借助2014 年流动人口动态监测调查数据，采用OLS 和内生转换模型的方法，研究流动人口的身份认同对主观幸福感的影响。研究结果表明：身份认同会显著提升流动人口的主观幸福感，此外，流入农村、有社会保障的流动人口的主观幸福感受身份认同的影响要更大一些。本文的主要贡献在于：一是分析了流动人口因工作和生活地点的变化带来的身份认同的变化对主观幸福感的影响；二是使用内生转换模型解决了流动人口身份认同与主观幸福感之间的内生性问题。

二、理论分析与研究假设

身份认同是指个体认知到自我身份归属于某一群体以及由此会产生归属、自豪等情感[17]。身份经济学认为身份认同是个人效用的重要影响因素[18]。每一种身份都有着一套理想的行为规范，自我行为与理想行为规范越趋同，则代表身份认同度越高。如果个体行为与理想群体行为保持一致，则会由于跟理想行为的趋近而更加有归属感，形成正效用；如果拥有该种身份的个体做了与身份相对应的行为规范相背的事，当事人会产生某种认知失调和焦虑，从而形成一种负效用。因此，身份认同会改变个体的行为决策[19]。

身份认同包括对个体固有身份的认同和后致身份的认同两方面。每个个体均有固有身份，如性别、种族、国家等，通过对自己固有身份的认同将自我归属到特定的群体，会提升自我的自信和自尊水平[20]，使自己采取积极的应对方式去缓解焦虑、怀疑等消极情绪[21]，让自己有自洽的生活和归属感[22]，有益于心理健康的提升，而这些都与主观幸福感密不可分。除了固有身份，生活在社会群体中的人们还被赋予了不同的后致身份，如职业、组织、政治身份等。身份认同会导致自己更加认可自我，提升归属感、满足感[23]，也会驱使自己去调整行为，与理想群体规范保持一致，因此会表现出积极学习、工作的状态，从而有利于提高学习、工作成绩，对自己的生活更加满意[24]，从而增加幸福感。对于流动人口来说，如果他们认同自己为本地人则会产生内群体偏好，喜欢流入地的生活工作环境，积极与流入地居民交往相处，觉得自己很好地融入流入地，在流入地有归属感，从而会提升他们的主观幸福感。因此，本文提出以下假设：

假设H1：对本地人身份的认同会显著提升流动人口的主观幸福感。

根据身份经济学理论，身份认同会使群体成员做出有利于内群或与内群规范相一致的行为[18]。认同自己是本地人的流动人口，会在生活目标和生活方式上更接近本地人，采取与本地人相近的消费方式，购买本地人喜欢或希望消费的商品，以此向本地人有效显示和传递自己的身份认同[25]。由于城市居民的消费水平相对较高，流入城市的流动人口与本地居民趋近的消费方式给其带来较大的生活压力，使得他们在流入城市的归属感和主观幸福感水平相对较低。相反，流入农村的流动人口参照和跟随本地人的消费方式带来的生活压力较小，生活满意度和主观幸福感相对较高[26]。可以推测，认同自己为本地人的流动人口流入农村会使他们生活得更加满意，主观幸福感相对较高。因此，本文提出以下假设：

假设H2：流入农村的流动人口身份认同所带来的主观幸福感相对较高。

社会保障是通过国民收入分配和再分配对社会成员基本生活予以保障的社会安全制度。它能够帮助流动人口抵御疾病、意外事故、失业等带来的收入下降风险，提高其风险承受能力，形成更稳定的预期，增加安全感[27]；能够减少他们预防性储蓄，增加当前消费开支；能够使流动人口没有必要靠过度劳动取得高一些的收入，会减少过度劳动时间[28]。在有社会保障的情况下，认同本地人身份的流动人口会有更多资金和时间，按照本地居民方式进行消费，参与社区活动，享受生活，会获得更高的主观幸福感。因此，本文提出以下假设：

假设H3：在流入地有社会保障的流动人口身份认同所带来的主观幸福感相对较高。

三、数据来源、变量选取与模型构建

（一）数据来源

本文使用的数据来源于2014年流动人口动态监测调查数据。该调查是国家卫健委为了解流动人口就业与收入支出、基本公共卫生与医疗服务、婚育情况与计划生育服务、社会融合、心理健康所启动的一项调查。调查采取分层、多阶段、与规模成比例的PPS 方法进行抽样。调查范围为北京市朝阳区、山东省青岛市、福建省厦门市、浙江省嘉兴市、广东省深圳市和中山市、河南省郑州市和四川省成都市，调查对象为在本地居住一个月及以上、非本区（县、市）户口、在2014 年5 月年龄为15～59周岁的流动人口，最终得到有效样本为15 999个。

（二）变量及其描述性统计

1.因变量

本文的因变量为流动人口的主观幸福感（haappiness）。参照已有文献的普遍做法，主观幸福感可从生活满意度和情绪两个维度进行衡量[29]。生活满意度可用以下问题衡量：（1）生活在大多数方面接近于理想。（2）生活条件是好的。（3）对自我生活满意。（4）在生活中已经得到了想要的重要东西。（5）假如生活重新来过，基本不会做改变。每个问题选项是从“非常不同意”到“非常同意”7 个等级，分数越高代表越同意这一看法，表明对生活状况的满意程度越高。情绪方面可通过询问受访者最近30天出现以下情绪的频率衡量：（1）紧张。（2）绝望。（3）不安或烦躁。（4）沮丧。（5）感觉做事很费劲。（6）无价值。每个问题有“全部时间”“大部分时间”“一部分时间”“偶尔”“无”5 个选项，依次赋值1-5，分数越高代表自己近来较少有这种情绪，情绪越积极向上。

由上述题项构成的量表的Cronbach′s α系数为0.823，两个维度的Cronbach′s α系数分别为0.863、0.834，都大于0.8，说明信度较高。KMO值为0.874，Bartlett球形检验卡方统计值为73 000，自由度为55，P=0.000<0.05，拒绝原假设，说明相关矩阵不是单位矩阵，因此适合对量表进行因子分析。通过主成分因子分析和最大方差法的正交旋转，该表可以提取特征值大于1 的2 个公因子，即factor1 和factor2。factor1 包含了生活满意度方面的5 个题项，将其命名为生活满意度，factor2 包含了情绪方面的6个题项，将其命名为情绪体验。所提取的两个因子累计解释了主观幸福感方差的60.1%，各因子分别解释了30.4%、29.7%，因此可以说明该量表有着良好的结构效度。以旋转后每个题项的因子载荷为权重分别计算两个因子的得分；同时以旋转后各因子的方差贡献率为权重，从而可以计算出综合因子主观幸福感的得分。统计发现，我国流动人口的主观幸福感及其两个子维度的实际中值和均值均比理论中值和均值要高①主观幸福感理论中值为8.64，实际中值为12.93；生活满意度理论中值为14.02，实际中值为21.04；情绪体验理论中值为17.19，实际中值为22.11。，表明流动人口的主观幸福感水平整体较高、对生活的满意程度较高以及正向情绪值较高。

2.核心自变量

本文核心自变量为流动人口的身份认同（feelidentity）。本文采用受访者是否认为自己为本地人来衡量身份认同，如果认为自己是本地人就赋值为1，否则赋值为0。在样本中流动人口认为自己是本地人的仅有22.0%，这说明大多数的流动人口仍将自己看作流入地的“局外人”，还没有真正融入当地社会中。

3.控制变量

由于存在很多其他变量会混淆核心自变量与因变量之间的因果关系，产生选择性偏差，因此参考前述研究，本文引入了个人及家庭特征、就业特征、居住与流动特征等控制变量。各变量的定义与描述性统计特征如表1所示。

表1 变量的定义与描述性统计

（三）模型设计

1.基准模型

由于主观幸福感变量是使用主成分因子分析得出的连续变量，为研究流动人口身份认同对主观幸福感的影响，本文设定了下列基准模型：

其中，下角标i代表受访者，j代表流入城市，happinesss为主观幸福感，feelidentity是身份认同，X为个人特征、家庭特征、就业特征、居住特征及流动特征等控制变量向量，β、γ是常数项，μ是误差项。

2.模型的内生性问题

上述基准模型可能存在内生性问题。一方面，身份认同与主观幸福感之间可能存在反向因果关系，这是因为主观幸福感高的流动人口可能更愿意在流入地居住和生活，增加对流入地居民身份的认同程度；另一方面，数据中缺少有关受访者性格特征、社区环境因素等变量，这些遗漏变量可能导致模型的内生性问题。为解决模型中可能存在的内生性问题，本文使用内生转换模型[30]。这种方法不仅可以解决由于遗漏变量或反向因果关系导致的内生性问题，还可以有效解决模型由于个体异质性及其选择偏差所引起的回归偏误，使结果更为接近真实的情况[31]。为得到一致无偏的估计结果，本文使用如下模型（2）至模型（4）对内生转换模型进行估计：

流动人口在流入地的身份认同存在差异，其主观幸福感也可能存在差别，在总样本下，两种身份认同下的主观幸福感可以表示为：

其中，ϕ(∙)和Φ(∙)分别表示为标准正态分布的密度函数和分布函数，在全样本的情况下，假定随机误差项(μ0,μ1,υ)服从三元联合正态分布，则可以基于流动人口身份认同构建主观幸福感的内生转换模型，对不同身份认同下的主观幸福感进行刻画，对回归结果进行修正，进而得到一致有效估计结果。

内生转换模型的两种估计思路为，首先利用MLE对模型（2）进行Probit 回归，估计出系数η，并计算和，基于模型（3）至模型（6），对获得身份认同和没有获得身份认同的两个子样本模型（7）和模型（8）进行OLS 稳健标准误一致估计，从而可以得到γ0,γ1的有效估计结果。

基于内生转换模型（7）和模型（8），流动人口在流入地没有获得身份认同和获得身份认同所带来的主观幸福感可以表述为模型（9）和模型（10）。他们的反事实主观幸福感分别为：没有获得身份认同的流动人口如果获得身份认同所带来的主观幸福感和获得身份认同的流动人口如果没有身份认同所带来的主观幸福感，可以表述为条件期望模型（11）和模型（12）：

对于获得身份认同的流动人口，其主观幸福感的平均处理效应（ATT）可以用条件期望模型（10）和条件期望模型（11）之差来表示：

没有获得身份认同的流动人口，其主观幸福感的平均处理效应（ATU）可以用条件期望模型（9）和条件期望模型（12）之差来表示：

四、实证结果分析

（一）基准模型回归结果

表2 是根据基准模型（1）回归估计的结果，由表2可知，身份认同使得流动人口的主观幸福感显著提高53.4%，而对其子维度生活满意度和情绪体验的影响分别显著提高140.5%和36.1%，这一结果与ADAMS等[15]研究认为种族身份认同能够显著提高个体的主观幸福感的结果一致，而与种族身份认同降低了个体的心理健康的结果并不一致。表明身份认同是影响主观幸福感及其子维度生活满意度和情绪体验的重要因素，验证了假设H1。认同自己为本地人的流动人口，更愿意接受并采纳本地人的生活方式，参与本地社区活动，与更多本地人进行交流，产生亲近感、归属感和自尊感，从而提高生活满意度，引发积极情绪体验，增加主观幸福感。

表2 基准模型回归结果

除身份认同外，个人基本特征、家庭特征、就业特征、居住特征及流动特征等控制变量也会影响流动人口的主观幸福感及其子维度生活满意度和情绪体验。

从个人基本特征来看，相较于女性，男性流动人口需要承担起照料家庭的社会责任，在融入社区，与本地人社会交往方面相对较弱，社会压力较高，生活满意度和主观幸福感相对较低。年龄越大的流动人口积累了越多的资源和社会资本，越容易融入本地，在本地的生活满意度、情绪体验和主观幸福感较高。相对于少数民族来说，汉族流动人口的情绪压力较大，生活满意度和主观幸福感相对较低。受教育程度越高的流动人口在本地越容易找到机会较好的工作，改善居住状况的意愿较为强烈，日常所面临的社会压力相对较高，主观幸福感较低。已婚者多为举家流动，有家人陪伴会提高主观幸福感。完善的基础设施，便利化的生活服务使得农业户籍的流动人口生活状况得到明显改善，引发积极情绪体验，生活满意度和主观幸福感较高。健康状况越好的流动人口在本地工作和生活的较为舒心，主观幸福感和生活满意度相对较高。

从家庭特征来看，孩子作为家庭生活的调味剂，在带来巨大生活压力的同时，能够增加家庭日常生活的满意度，带来较好情绪体验，提高家庭的主观幸福感。对老家操心的事情越多，流动人口在本地工作生活的心理压力越大，主观幸福感较低。家庭收入水平越高，流动人口的主观幸福感及其子维度生活满意度和情绪体验较高。

从就业特征来看，雇员相对于雇主收入较低，拥有的社会资本较少，在本地的归属感和认同感相对较低，生活满意度下降，主观幸福感较低。平均工作时间越长的流动人口，生活较为忙碌，和本地人交往的时间较少，生活满意度和主观幸福感较低。

从居住特征来看，相对于居住在经济适用房、机关事业单位、工矿企业社区的流动人口而言，居住在别墅或者商品房、未改造的老城区、城中村或棚户区的流动人口的主观幸福感较低，居住在城乡接合部、农村社区的流动人口主观幸福感较高，这可能是前者生活区域大都是本地人，收入水平相对较高，在文化观念和生活方式上和流动人口有很大区别，导致流动人口难以融入本地，主观幸福感下降。后者流动人口和本地人的生活差异较小，提高了他们的生活满意度。

从流动特征来看，流动时间越长的受访者，在技能和经验方面有明显优势，收入相对较高，归属感较强，生活满意度和主观幸福感更高。

（二）异质性分析

前述分析表明，流动人口身份认同会影响主观幸福感及其子维度生活满意度和情绪体验，考虑到流动人口群体的不同特征，这种影响在不同流入地类型、社会保障类型的流动人口之间是否存在差异，还需要进一步分析。

1.基于流入地类型的分组分析

与以往身份认同类型与流动人口幸福感的研究不同[16]，本文基于流入地类型，将样本分为流入城市和流入农村两种类别，研究流动人口身份认同对主观幸福感的影响是否因流入地类型而存在差异。由表3中的回归结果可以发现，无论是对于流入城市还是对于流入农村的样本，流动人口身份认同对主观幸福感及其子维度生活满意度和情绪体验的影响均较为显著，但对分组回归后的组间差异进行检验发现，相较于流入城市的样本，流入农村的样本中身份认同的影响较大，使得流动人口的主观幸福感提高68.2%，而使其子维度生活满意度和情绪体验分别提高163.8%和62.1%，验证了假设H2。这是由于与流入城市的流动人口相比，流入农村的流动人口无论是在生活方式、生活目标还是习惯等方面与本地人的差异相对较小，在心理上的距离相对较近，容易提高自身生活上的满足感以及主观上的幸福感。

表3 基于流入地类型的分组回归结果

2.基于社会保障类型的分组分析

在以往流动人口身份认同研究的基础上[26]，本文基于社会保障类型将样本分为有社保和无社保两组，研究流动人口身份认同对主观幸福感的影响是否因社会保障而存在差异。由表4 中回归结果可以看出，流动人口身份认同对主观幸福感及其子维度生活满意度和情绪体验的影响均较为显著。对分组回归后的组间差异进行检验发现，在有社保样本中身份认同的影响较大，使得流动人口的主观幸福感及其子维度生活满意度和情绪体验分别提高56.6%、147.3%和40%，这一结果与周颖刚等[28]研究中认为社会保障能够为流动人口带来归属感、安全感的结论一致，验证了假设H3。这可能是有社保使得认同自己为本地人的流动人口更具获得感和安全感，生活更加安稳，幸福感相对较高。

表4 基于社会保障类型的分组回归结果

（三）内生性分析与稳健性检验

1.内生性分析

上述基准模型可能存在内生性问题，为解决这一问题，本文使用内生转换模型。表5是内生转换模型的估计结果，其中，第2、第5 和第8 列分别为主观幸福感及其子维度生活满意度和情绪体验内生转换模型选择方程的回归结果，由表5结果可以发现，流动人口流出地和流入地为临省，能够显著提高流动人口在流入地的身份认同，这一回归结果在1%的显著性水平上均显著为正。这可能是因为流动人口流入地和流出地距离越近，人们的生活习惯、价值观念、文化习俗越接近，越容易在流入地获得身份上的认同感。而村居流动人口占总人口的比重这一变量对流动人口身份认同的影响显著为负，表明流动人口在流入地收入水平的改善，并不能改变现有户籍制度下教育、医疗、卫生服务对流动人口和本地人分配不公平的现状，也不能改变流动人口内群体偏好的影响，使得流动人口与本地人的心理距离较远，难以获得身份上的认同感。第3 和第4 列、第6 和第7 类、第9 和第10 列是主观幸福感及其子维度生活满意度和情绪体验主方程的回归结果，由此可以发现，选择方程（2）和主观幸福感模型（8）误差项的系数rho_1 显著为负，而选择方程（2）和主观幸福感模型（7）误差项的系数rho_2 不显著，表明流动人口身份认同对主观幸福感及其子维度生活满意度和情绪体验的影响存在选择偏误，有必要使用内生转换模型进行纠正。但内生转换模型并不能直接估计流动人口身份认同对主观幸福感的影响，需要根据内生转换模型的反事实框架进行分析[31]。由表5 可以发现，流动人口身份认同对主观幸福感影响的平均处理效应ATT和ATU分别为0.739和5.265，对子维度生活满意度影响的平均处理效应ATT和ATU分别为1.568 和12.233，对子维度情绪体验影响的平均处理效应ATT 和ATU 分别为0.605 和8.648，在1%的显著性水平上均显著且为正，表明流动人口身份认同是影响主观幸福感及其子维度生活满意度和情绪体验的重要因素，这一结果与表2中OLS回归结果相比，OLS结果低估了流动人口身份认同对主观幸福感及其子维度生活满意度和情绪体验的影响。

表5 内生转换模型估计结果

2.稳健性检验

本文使用三种方法进行稳健性检验，第一种方法为替换核心自变量。本文采用认同结果对身份认同进行衡量。借鉴BROWN 等[35]的研究，采用下述问题衡量身份认同：（1）感觉自己属于这个城市。（2）觉得自己是这个城市的成员。（3）把自己看作城市的一部分。（4）愿意融入社区/单位成为其中一员。（5）觉得本地人愿意接受自己成为其中一员。每个问题选项从“完全不同意”到“完全同意”4 个等级，分数越高代表身份认同度越高。通过这五个问题求得算数平均值，若该值大于中位数，则设身份认同变量为1，否则为0。回归结果见表6中第2至第4列，由此可以看出，身份认同的系数在1%显著性水平上统计显著，与前文结果一致。第二种方法为替换因变量。以往研究中大都使用单项指标来度量主观幸福感这一变量，本文使用问卷中的问题“我对我的生活是满意的”来衡量受访者的主观幸福感水平，若受访者对选项1-7的得分，回答在4分及其以上，则受访者的主观幸福感变量设置为1，否则设置为0，回归结果见表6中第5列，可以发现身份认同显著提高了流动人口的主观幸福感水平，与前述回归结果一致。第三种方法为采用子样本进行稳健性检验。首先，问卷中“农业转居民”或“非农业转居民”这一居民户口类型，不同于以往“农业户口”和“非农业户口”的区分，是人们平等地享有教育、医疗、卫生、社会保障等服务的一种新的户籍人口登记管理制度，样本中仅有1.26%的受访者为居民户口。将这部分样本删除，仅保留“农业”和“非农业”的样本作为子样本1。回归结果见第6至第8列，可以发现流动人口身份认同能够显著提高主观幸福感及其子维度生活满意度和情绪体验，与前述回归结果基本一致。其次，为了减少主观幸福感及其子维度的极端值对结论的影响，本文将样本中主观幸福感及其子维度数值中最高与最低的0.5%样本剔除，作为子样本2，回归结果见第9 至第11列。可以看出，身份认同的系数在1%的显著性水平上统计显著，与上文结果一致。

表6 稳健性检验估计结果

五、结论与建议

本文利用2014 年流动人口动态监测调查数据，实证分析了流动人口的身份认同对主观幸福感的影响，结果表明：（1）流动人口认同自己为本地人会显著提升其主观幸福感。（2）考虑到流动人口群体的不同特征，流动人口身份认同对主观幸福感的影响可能存在差异，这一影响对流入农村地区、有社会保障的流动人口要更大一些。（3）采用内生转换模型处理内生性问题，以及使用替换核心自变量、因变量和子样本方法进行稳健性检验，发现结果仍然成立。

与流入、流出地居民相比，流动人口的主观幸福感不仅受经济、健康、社会资本、家庭等因素的影响，还受到身份认同的影响。身份认同是流动人口在流入地社会融合的重要方面，是深层次的社会融合。目前流动人口在这方面的融合相对较差。这显然不利于提升流动人口的主观幸福感。因此，要提升流动人口的主观幸福感，除了经济、健康、社会资本、家庭等因素外，还要重视提高流动人口的身份认同。户籍制度是阻碍流动人口身份认同的重要因素，因此政府应当深化户籍制度改革，消除制度带来的身份区别及衍生的歧视性政策，在就业、收入、住房、医疗、教育等方面真正享受与本地居民平等的待遇，鼓励流动人口参加各类社会活动，加强与本地人的社会交往，增强其身份认同，使得流动人口能更好更快地适应并融入流入地的生活，才能提高在流入地的幸福感。