韓彥超，潘澤泉

（1.復(fù)旦大學(xué)社會發(fā)展與公共政策學(xué)院，上海 200433；2.中南大學(xué)公共管理學(xué)院，長沙 410083）

勞動時間與農(nóng)民工主觀幸福感
——基于湖南省農(nóng)民工三融入調(diào)查數(shù)據(jù)的分析

韓彥超1，潘澤泉2

（1.復(fù)旦大學(xué)社會發(fā)展與公共政策學(xué)院，上海 200433；2.中南大學(xué)公共管理學(xué)院，長沙 410083）

幸福是人們永恒的話題，如何讓全體國民生活的更幸福是國家和社會的重要目標(biāo)。本文在以往研究的基礎(chǔ)上，運用消費社會的理論視角，來探討農(nóng)民工的勞動時間與其主觀幸福感的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)民工群體主觀幸福感整體水平不高，且勞動時間普遍過長，勞動時間對于農(nóng)民工主觀幸福感有著顯著的負(fù)向作用，勞動時間越長其主觀幸福感水平越低。要提升農(nóng)民工主觀幸福感需要提升最低工資標(biāo)準(zhǔn)，并限制用人單位的加班時間，使農(nóng)民工在城市有更多的閑暇時間。同時，性別、健康、住房、外出務(wù)工時間、相對收入、不確定性防范、城市融入和身份認(rèn)同等因素對于農(nóng)民工主觀幸福感也有重要影響。

農(nóng)民工；主觀幸福感；勞動時間

大量的農(nóng)村勞動力向城市轉(zhuǎn)移是過去幾十年中國經(jīng)濟高速發(fā)展的重要動力之一。然而，這些為經(jīng)濟發(fā)展做出重大貢獻的農(nóng)民工并沒能和城市居民一樣，共享改革發(fā)展的成果。相關(guān)研究表明，進城務(wù)工的農(nóng)民工在生活滿意度上不但低于城市本地居民，甚至還低于純粹的農(nóng)村人口[1]。對于如何解釋這一現(xiàn)象，學(xué)術(shù)界展開了不同的討論，研究表明：個人心理因素雖然對個人主觀幸福感有影響，但這些影響往往要通過宏觀的環(huán)境來發(fā)揮作用。在宏觀環(huán)境的構(gòu)成要素中，相對收入、社會認(rèn)同、社會保障、社會融合等對于農(nóng)民工主觀幸福感有著重要影響。以往這些研究還是建立在生產(chǎn)社會的視角上強調(diào)積累、所得對于個人主觀幸福感的影響。而當(dāng)今社會的一個主要特征便是消費社會的到來。消費取代生產(chǎn)成為了時代的特征。而消費社會的一個主要特征便是時間的匱乏。閑暇時間的多少也是社會分層和主觀幸福感的重要標(biāo)準(zhǔn)。而從這一視角進行的研究還相對較少。因此，本文在以往的研究基礎(chǔ)上，運用消費社會的理論視野對農(nóng)民工主觀幸福感進行研究，探討農(nóng)民工勞動時間與其主觀幸福感的關(guān)系。

一、文獻回顧與研究假設(shè)的提出

古希臘哲學(xué)家伊壁鳩魯曾經(jīng)說過，幸福生活是人們天生的善，我們的一切取舍都從快樂出發(fā)，我們的最終目標(biāo)乃是得到快樂。之后關(guān)于人們主觀性福感的研究大多沒能超出這一范疇。在當(dāng)代社會，隨著物質(zhì)生活條件的改善，人們越來越追求精神上的滿足，與這一趨勢相一致，學(xué)者們關(guān)于主觀幸福感的研究也日益增多且覆蓋了心理學(xué)、經(jīng)濟學(xué)、社會學(xué)等多個學(xué)科。

（一）心理學(xué)視角下的主觀幸福感研究

在心理學(xué)的研究中，主觀幸福感大多是基于SWB（subject well-being）結(jié)構(gòu)展開的[2]。該結(jié)構(gòu)由積極情感、消極情感和生活滿意感三個維度組成。而以往的研究主要涉及人格、基因、自尊、期望值、社會比較等因素對于個人主觀幸福感的影響。

心理學(xué)研究發(fā)現(xiàn)人具有快樂或者不快樂的人格特質(zhì)，人格特質(zhì)的差異使得個人對于SWB結(jié)構(gòu)的不同維度有著不同程度的體驗。一些人天生具有快樂的素質(zhì)，主觀上更容易產(chǎn)生幸福感[3]。而不同的人格特質(zhì)則是由神經(jīng)系統(tǒng)的先天個體差異造就的，并通過基因遺傳傳遞。著名的雙生子研究表明，不同家庭環(huán)境下長大的同卵雙生子在SWB結(jié)構(gòu)上的接近程度要高于同一個家庭成長的異卵雙生子[4]。對于心理學(xué)界在主觀幸福感的研究中過于注重個體生理因素這一現(xiàn)狀，一些學(xué)者提出了質(zhì)疑，基因雖能影響人的行為，但這種影響是間接的，基因只能增加經(jīng)歷某種生活事件的可能性，并在特定情境下使某種行為反應(yīng)更有可能發(fā)生，從而影響SWB[5]。為了證明這一點，學(xué)者們進行了自尊與SWB的關(guān)系的跨文化研究，發(fā)現(xiàn)，在美國等個人主義價值觀占據(jù)主流的文化中，高自尊往往伴隨著高幸福感；而在集體價值高于個人價值的文化中，高自尊并不一定伴隨高幸福感[6]。隨著各學(xué)科的交流，社會心理學(xué)通過自己的研究視角，擴展了心理學(xué)對于主觀幸福感研究的局限。社會心理學(xué)的貢獻主要在于期望值理論和社會比較理論。期望值理論認(rèn)為，生活中的高期望值對于個體的主觀幸福感是一個重要威脅。期望值過高會造成與個人實際差距過大從而使人喪失信心和勇氣；而期望值過低則會使人厭煩。期望值與實際成就之間的差距會影響SWB[7]。而社會比較理論則強調(diào)對比對于個人幸福感的影響。幸福的人更喜歡向下比較，而感到不幸福的人既向下比較也向上比較[8]。

（二）經(jīng)濟學(xué)視角下的主觀幸福感研究

經(jīng)濟學(xué)界國內(nèi)外關(guān)于主觀幸福感的研究在于驗證或探討如何破解伊斯特林悖論。研究主要涉及公民的絕對收入、相對收入、收入差距擴大、及國家或地區(qū)GDP的增長對于公民主觀幸福感的影響。1974年，經(jīng)濟學(xué)家Easterlin通過研究發(fā)現(xiàn)，對于一個社會總體來說，富裕的人會比貧窮的人更加幸福，但一個社會的幸福感總量卻是一個恒量，即隨著經(jīng)濟的發(fā)展，整個社會的幸福感并不會增強。而這一理論的兩個假設(shè)即為標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整和相對優(yōu)勢。一是，隨著人們生活水平的提高人們很快就會適應(yīng)這種優(yōu)勢并形成新的參照標(biāo)準(zhǔn)，因此，單靠提高生活水平并不能提高幸福感，基于此，本文提出假設(shè)1：農(nóng)民工的絕對收入對其幸福感并沒有顯著影響。另一方面，幸福感來源于相對于其他群體而言的相對優(yōu)勢，這也就造成了社會地位高的人比社會地位低的人更加幸福，然而，如果整個群體內(nèi)部這兩部分人的比例如果沒有變化，或者該群體與其他群體相比處于弱勢地位，就必定造成幸福感的缺失或者下降?；诖?，本文提出假設(shè)2：農(nóng)民工的相對收入對于個人的主觀幸福感有顯著影響。Esterlin的理論過分強調(diào)了生活滿意度的穩(wěn)定性，在生活水平較低時，收入增加會提高人們對生活的滿意度，然而，隨著收入的持續(xù)增加，幸福感的增加會趨于平緩[9]。

（三）社會學(xué)視角下的主觀幸福感研究

社會學(xué)對于進城務(wù)工人員幸福感的研究也相當(dāng)豐富，研究者從不同的視角進行了探討，主要包括：社會融合、社會認(rèn)同、不確定性防范等。

持社會融合視角的研究者認(rèn)為，隨著農(nóng)民工大規(guī)模、大批量的涌入城市工作和生活，城市的生活世界已經(jīng)演化成為城市居民和農(nóng)民工共享的世界，然而，在這個共享的世界里，農(nóng)民工和城市居民卻在空間上彼此區(qū)隔，雙方缺乏有效互動，農(nóng)民工難以融入城市居民的世界，而只能生活在農(nóng)民工聚居區(qū)，在這種不平等的互動中，農(nóng)民工處于一種劣勢或者弱勢地位[10]。基于此，本文提出假設(shè)3：農(nóng)民工城市融入程度越高，其主觀幸福感也越強。持身份認(rèn)同理論研究的學(xué)者認(rèn)為，農(nóng)民工由于長時期遠離鄉(xiāng)村，生活在城市之中，對于鄉(xiāng)土生活已經(jīng)陌生，已經(jīng)適應(yīng)城市生活的他們并不認(rèn)同自己農(nóng)村人的身份，而又被城市排斥而無法獲得城市人身份，雙重身份的缺失加重了農(nóng)民工在城市的失落感，使得農(nóng)民工的主觀幸福感處于低水平[11]?；诖?，本文提出研究假設(shè)4：認(rèn)同自己屬于城市人，有利于農(nóng)民工主觀幸福感的提高。風(fēng)險社會是當(dāng)今社會的一個主要特征，而在風(fēng)險社會中如何降低各種不確定性，維持一種本體性安全感對于個體的主觀幸福感具有重要影響。各種社會保障政策是居民不確定性防范的重要措施，然而，由于制度的制約，外來務(wù)工人員很難參加或不愿參加城市中的各項社會保障政策，導(dǎo)致其不確定性防范能力減弱，無法維持本體性安全感，導(dǎo)致其主觀幸福感較低[12]。

以往的研究還有一個共性，就是沒有將當(dāng)代消費社會的社會特征考慮進去。隨著科技的發(fā)展和物質(zhì)產(chǎn)品的極大豐富，現(xiàn)代社會已經(jīng)從生產(chǎn)社會向消費社會轉(zhuǎn)型，人們生活的各個方面也產(chǎn)生了巨大變化。與以往生產(chǎn)社會注重積累不同，消費社會中的人們更注重消費和有閑。在這一背景下，時間成為了稀缺資源。閑暇時間的多少一定程度上體現(xiàn)著人們的社會地位的差異。因此，勞動時間在一定程度上也會影響個體的主觀幸福感。而目前，尚沒有學(xué)者從這一角度進行探討，本研究在以往研究的基礎(chǔ)上，考察外來務(wù)工人員的勞動時間與其主觀幸福感之間的關(guān)系，并提出假設(shè)5：農(nóng)民工的勞動時間越長，其主觀幸福感越低。

二、數(shù)據(jù)與變量

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于“農(nóng)民工三融入調(diào)研”的調(diào)查結(jié)果。這個調(diào)查是面對湖南省內(nèi)農(nóng)民工的一次綜合性調(diào)查，調(diào)查采用概率抽樣原則，通過PPS多階段抽樣法通過“地級市—企業(yè)—被訪者”三個抽樣階段，保證了抽樣的準(zhǔn)確性與樣本的代表性。這次調(diào)查共抽取了10000個個案，共收回有效問卷9987份，問卷回收率高達99.9%，問卷中包含了農(nóng)民工個人特征、就業(yè)、子女教育、社區(qū)融入等方方面面的數(shù)據(jù)，為研究提供了豐富的資料。

（一）變量及其操作化

本文主要的目的在于驗證勞動時間對于農(nóng)民工主觀幸福感的影響。因此，農(nóng)民工的主觀幸福感為本研究的因變量，而農(nóng)民工的勞動時間為本研究的核心自變量。為了考察勞動時間對于主觀幸福感的凈效應(yīng)，本研究將可能影響農(nóng)民工主觀幸福感的經(jīng)濟學(xué)變量和社會學(xué)變量也作為自變量來納入模型，建立一組嵌套模型。同時，為了與前人研究作比較，并保證模型的完整性，本文結(jié)合以往研究的結(jié)論，將個人的性別、年齡、健康程度、受教育程度、婚姻、住房狀況等作為控制變量。

1.因變量

對幸福的測量最早可追溯到柏拉圖。在當(dāng)代，主觀幸福感經(jīng)過社會學(xué)家和心理學(xué)家的共同研究，形成了兩種主流的測量工具。一種是單題測量工具，即利用一道題直接詢問被訪者是否幸福。另一種是多題測量工具，即測量工具由多道題組成，被調(diào)查著對每一道題都根據(jù)自身情況進行作答，并把得到的分?jǐn)?shù)相加得到一個總的分?jǐn)?shù)作為測量幸福感的依據(jù)[13]。單題測量雖然具有直接、信度高的優(yōu)勢，但其測量面過于狹窄，很難真正測量出個體在幸福感上的差異。因此，本文采用多題測量法來測量主觀幸福感。本研究將主觀幸福感操作化為：幸福感自評、安全感、人際關(guān)系、認(rèn)同感、適應(yīng)性等5個維度，并采用矩陣的形式通過以下六個問題來測量農(nóng)民工在城市生活中的主觀幸福感，分別為“1.我覺得自己在城市的生活很幸福；2.我居住的地方很安全；3.我周圍的鄰居彼此之間相互關(guān)心；4.在需要幫助時，本地居民愿意幫助我；5.我認(rèn)為與當(dāng)?shù)鼐用駴]有什么區(qū)別；6.我現(xiàn)在已經(jīng)適應(yīng)城市生活了”。答案包括三個選項“是、否、說不清”。為了分析的需要，我們把每條陳述中選“是”記3分，“說不清”記2分，“否”記1分。并將每個陳述者在六條陳述上的得分相加得到一個總分作為個人在城市生活的主觀幸福感，得分越高則表明個人主觀幸福感越高。

2.自變量

本研究的核心自變量為勞動時間，由于農(nóng)民工工作的特殊性，大多需要通過加班來增加收入。因此，為了測量的精確性，本文通過兩道題來測量農(nóng)民工的勞動時間，分別為“您一般每月上幾天班”，“平均每個工作日工作幾個小時”均為填空題。本文將被調(diào)查者在兩道題上的得分相乘，得到農(nóng)民工每個月的勞動小時數(shù)作為勞動時間。

為了考察勞動時間對于主觀幸福感的凈效應(yīng)，本文將可能影響農(nóng)民工主觀幸福感的社會性因素和經(jīng)濟性因素也作為自變量納入模型之中進行考察。通過上文的文獻梳理，發(fā)現(xiàn)影響主觀幸福感的經(jīng)濟因素包括絕對收入、相對收入、收入差距和經(jīng)濟增長。由于收入差距和經(jīng)濟增長的大規(guī)模面板數(shù)據(jù)難以獲得，本文將農(nóng)民工的絕對收入和相對收入作為經(jīng)濟因素進行考察。絕對收入這一變量通過詢問被調(diào)查者的月收入來測量；相對收入是通過比較得來，本研究通過社會經(jīng)濟地位自評來測量相對收入，通過詢問“您認(rèn)為您的家庭經(jīng)濟狀況在務(wù)工地屬于什么水平”來測量，答案分別為“1.下等；2.中等；3.上等；4.不清楚”出于分析的需要，將不清楚定位缺失值。社會性因素方面主要包括不確定性防范能力，社會融入，身份認(rèn)同等。不確定性防范主要指是否參與了各種預(yù)防性社會保障政策來增加自身的抗風(fēng)險能力。通過詢問被調(diào)查者是否參與養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險來測量，將參與賦值為1，沒有參與賦值為0。社會融入程度也是一個包含多個維度的復(fù)雜概念，本研究中，采用李克特量表的形式通過5條陳述來測量被調(diào)查者的社會融入程度，分別為“從內(nèi)心里來講，您愿意和本地人交朋友嗎；您感覺當(dāng)?shù)厝嗽敢馀c您交朋友嗎；您愿意和城市居民居住在同一小區(qū)嗎；您是否愿意參加社區(qū)的公共性事務(wù)；如果條件許可，您是否愿意把戶口遷往城市?！贝鸢阜謩e為“愿意、一般、不愿意”，為了分析的方便，將每條陳述中的“愿意”記為3分，“一般”記為2分，“不愿意”記為1分，然后計算每個被調(diào)查者在五條陳述上的總分，得到的結(jié)果記為個人的社會融入程度，得分越高表明社會融入程度越高。身份認(rèn)同則是一個較為主觀的概念，問卷中通過詢問“您在城里工作了，在城里人和農(nóng)村人之間做出選擇，您認(rèn)為您是？”答案為“1.城里人；2.農(nóng)村人”。選擇城里人則認(rèn)為被調(diào)查者認(rèn)同自己城市人的身份，反之則認(rèn)為認(rèn)同農(nóng)村人身份。為了分析的需要，將身份認(rèn)同作為虛擬變量進行處理，將選擇“城里人”賦值為1，選擇“農(nóng)村人”賦值為0。

3.控制變量

出于分析和與前人進行比較的需要，將個人的性別、年齡、年齡的平方、受教育程度、健康程度、住房擁有情況、婚姻狀況、外出務(wù)工時間、家庭成員外出務(wù)工情況等作為控制變量。為了分析的需要，性別一項中，通過詢問“您的性別為”來獲得，出于分析的需要，將男性賦值為1，女性賦值為0；年齡則直接通過詢問“您的年齡”，有被調(diào)查者自己填答，為了考察年齡是否與主觀幸福感呈U型曲線的關(guān)系，將年齡的平方也作為控制變量納入模型。受教育程度則通過詢問“您的受教育程度”進行詢問，將答案設(shè)置為“1.文盲或識字很少；2.小學(xué)；3.初中；4.高中；5.中?；蚣夹?；6.大專；7.非全日制本科”。健康程度則通過詢問“您的健康狀況為”來獲得，答案為“1.健康；2.一般；3.不健康；4.有職業(yè)病；5.有工傷”。出于分析的需要，將健康賦值為1，其余賦值為0。婚姻狀況則通過詢問“您的婚姻狀況是”，將答案設(shè)置為“1.未婚；2.已婚；3.離異；4.喪偶；5.同居”，出于回歸分析的需要，將其設(shè)置為虛擬變量，將已婚賦值為1，其余賦值為0。住房情況則通過詢問“您現(xiàn)在的住房來源（指務(wù)工所在地）”來獲得相關(guān)數(shù)據(jù)，答案設(shè)置為“1.租住單位房；2.租住私人的房子；3.免費集體宿舍；4.借助親戚或朋友家；5.自己購買的商品房；6.自己搭建；7.其他”將自己購買的商品房一項賦值為1，其余賦值為0，作為虛擬變量納入回歸方程。研究者認(rèn)為，農(nóng)民工外出務(wù)工時間越長，越適應(yīng)城市生活，主觀幸福感越強，因此，也將外出務(wù)工時間作為控制變量，通過詢問“您進城打工多久了”來測量，答案分別為“1.1年以下；2.1-5年；3.6-10年；4.10年以上”。比起自己單獨外出務(wù)工，和其他家庭成員一起外出務(wù)工可以減少在城市的孤獨感，也可能會提升個人主觀幸福感。因此，將家庭成員外出務(wù)工情況也作為控制變量。通過詢問“您家成員外出務(wù)工情況”來測量，答案為“1.一家人全部出來；2.自己出來，父母、愛人和孩子留在農(nóng)村；3.自己和愛人出來，父母和孩子留在農(nóng)村；4.自己、愛人、孩子出來，父母留在農(nóng)村；5.其他情況”，為了分析的需要，將其做虛擬變量處理，將“自己出來，父母、愛人和孩子留在農(nóng)村”賦值為1，其余選項賦值為0。具體變量賦值見表1。

表1 變量及其賦值

（二）分析模型

由于因變量為定距變量，所以本研究采用多元線性回歸分析作為分析模型。本文的主要目的是要驗證農(nóng)民工勞動時間對于其主觀幸福感的影響。因此，本文將建立一組嵌套模型（Nested Models）來考察這種影響。首先將可能影響個人主觀幸福感的控制變量納入模型，建立模型1作為基準(zhǔn)模型；然后再將與個人經(jīng)濟因素相關(guān)的變量也納入模型之中，建立模型2。接著，將社會因素變量納入模型建立模型3，最后在前三個模型的基礎(chǔ)上將個人勞動時間納入模型，建立模型4。具體模型為：

其中Y是主觀幸福感，β1是截距，ε是模型所無法解釋的隨機誤差。方程的系數(shù)β即為變量解釋力，即在其他變量不變的情況下，目標(biāo)變量每變化一個單位對因變量產(chǎn)生的影響。

三、主要分析結(jié)果

在這一部分，我們將首先考察農(nóng)民工的主觀幸福感水平，并與前人的研究結(jié)果進行對比，然后將通過回歸分析來衡量勞動時間對農(nóng)民工主觀幸福感的影響，并通過統(tǒng)計控制來控制其他因素的影響。

（一）農(nóng)民工主觀幸福感現(xiàn)狀的描述性分析

本文分六個維度，通過六個問題來測量。統(tǒng)計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工的生活滿意度普遍處于較低水平，這也與前人的研究結(jié)果一致[14]。具體來看，六個維度方面，農(nóng)民工在主觀幸福感一項上得分最低，在將近一萬名被調(diào)查者中，僅有35%的農(nóng)民工覺得自己在城市生活的很幸福，20.7%的農(nóng)民工并不認(rèn)為自己在城市生活的幸福，而有44.3%的農(nóng)民工表示說不清自己在城市是不是很幸福?？梢姡挥腥种坏霓r(nóng)民工在城市生活幸福，農(nóng)民工整體在城市生活的幸福感處于較低水平。當(dāng)被問及是否認(rèn)為自己與當(dāng)?shù)鼐用駴]有什么區(qū)別時，只有43.5%的農(nóng)民工認(rèn)可這一說法，23.4%的農(nóng)民工并不認(rèn)可，另有33.1%的農(nóng)民工表示說不清。當(dāng)被問及本地居民是否愿意幫助自己時，也只有46.8%的農(nóng)民工認(rèn)為在需要幫助時會得到當(dāng)?shù)鼐用竦膸椭?7.1%人否認(rèn)這一說法，另有36.1%的農(nóng)民工表示說不清。當(dāng)被問及自己是否適應(yīng)了城市生活時，只有一半的農(nóng)民工表示已經(jīng)適應(yīng)城市生活，占所有農(nóng)民工的50.1%，17.5%的農(nóng)民工認(rèn)為自己并不適應(yīng)城市生活，另有32.3%的農(nóng)民工表示說不清。當(dāng)被問及自己與周圍的鄰居之間是否彼此相互關(guān)心時，有52.1%的農(nóng)民工認(rèn)可這一說法，17.0%的農(nóng)民工否認(rèn)了這一說法，另有30.9%的農(nóng)民工表示說不清。農(nóng)民工在城市生活中滿意度最高的是居住地方的安全性，但也僅有57.2%的農(nóng)民工認(rèn)為自己居住的地方很安全，17.2%的農(nóng)民工并不認(rèn)為自己居住的地方很安全，另有25.5%的農(nóng)民工表示說不清（具體數(shù)據(jù)見表2）?？梢?，農(nóng)民工對自己在城市生活的滿意度并不高。同時，數(shù)據(jù)表明，在六條陳述中，都有很大比例的農(nóng)民工選擇了說不清，這在一定程度上說明，農(nóng)民工對于城市生活帶有矛盾心理，一方面，他們渴望城市的現(xiàn)代化生活，另一方面又被排斥在城市生活之外。

表2 農(nóng)民工主觀幸福感%

（二）農(nóng)民工主觀幸福感的回歸分析結(jié)果

本文使用多元回歸分析來檢驗研究假設(shè)是否成立，在回歸方法上使用最小二乘法（OLS）來建立回歸模型來評估勞動時間對于主觀幸福感的影響。本文將性別、年齡、健康程度、受教育程度、婚姻狀況、住房狀況作為控制變量。統(tǒng)計結(jié)果主要包括標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)誤、顯著性水平以及調(diào)整后R的平方。統(tǒng)計結(jié)果見表3。

表3 農(nóng)民工主觀幸福感的回歸分析結(jié)果

表3是農(nóng)民工主觀幸福感的多元線性回歸分析結(jié)果。其中模型1為基準(zhǔn)模型。從統(tǒng)計結(jié)果來看，性別對農(nóng)民工生活滿意度有顯著影響，標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為-0.128，即相對女性農(nóng)民工而言，男性農(nóng)民工的社會生活滿意度要低12.8%，且顯著性水平低于0.01，通過了顯著性檢驗，因而，性別是影響農(nóng)民工主觀幸福感的因素之一，女性農(nóng)民工的主觀幸福感更強，這與前人的研究結(jié)果并不一致[15]。本文認(rèn)為，女性農(nóng)民工之所以有更高的主觀幸福感可能與男性在城市中面臨的生活壓力更大有關(guān)，受傳統(tǒng)“男強女弱”文化的影響，男性往往要承擔(dān)更大的壓力。健康程度對農(nóng)民工主觀幸福感也有顯著影響，標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)達到0.138，并在0.01水平上顯著。與前人的研究結(jié)果一致[16]。本人受教育程度對于農(nóng)民工的主觀幸福感也有著顯著影響，標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)達到了0.055，且在0.01的水平上通過了顯著性檢驗。這與前人的研究結(jié)果并不一致[17]。本文認(rèn)為，受教育程度的上升可以通過提高個人對生活的控制和選擇能力，減少因習(xí)得性無助或宿命論而導(dǎo)致的無力感，更好的選擇自己的生活，同時，更高的受教育程度往往也伴隨著更高的收入，進而增強個人的幸福感。農(nóng)民工外出務(wù)工時間對于其主觀幸福感也有顯著影響，且統(tǒng)計系數(shù)達到了0.068，且統(tǒng)計結(jié)果在0.01水平上顯著。這可能是因為，隨著農(nóng)民工外出務(wù)工時間的增加，其適應(yīng)城市生活的能力在上升，城市融入的水平也得到提高，因而，其主觀幸福感也隨之上升。住房狀況同樣對于農(nóng)民工主觀幸福感有顯著影響，統(tǒng)計系數(shù)為0.118，且統(tǒng)計結(jié)果在0.01水平上顯著。住房在國人眼中依然具有不可替代的作用。國人往往把住房和家庭聯(lián)系起來，擁有自己的住房才算是擁有完美的家庭。擁有自己的住房對于提高主觀幸福感而言，具有不可替代的作用。而婚姻狀況、年齡、年齡的平方和家庭成員外出務(wù)工情況對農(nóng)民工的主觀幸福感沒有顯著影響。

模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入了可能影響個人主觀幸福感的經(jīng)濟學(xué)變量，包括絕對收入、相對收入兩個變量。統(tǒng)計結(jié)果顯示絕對收入對農(nóng)民工生活滿意度幾乎沒什么影響，統(tǒng)計結(jié)果沒有通過顯著性檢驗。因此，假設(shè)1得到驗證，即農(nóng)民工的絕對收入與其主觀幸福感無關(guān)。這可能與我國目前持續(xù)的民工荒有關(guān)，即隨著適齡勞動人口比例的下降，農(nóng)民工收入水平有所提高，其基本生活水平已經(jīng)得到有效滿足，因而產(chǎn)生了更高層次的需要。絕對收入的高低已不能單獨影響農(nóng)民工的主觀幸福感。

而農(nóng)民工在城市中的相對收入是影響農(nóng)民工主觀幸福感的重要因素，統(tǒng)計結(jié)果顯示，農(nóng)民工在相對收入上每上升一個單位，其主觀幸福感就會高出20.4%，且統(tǒng)計結(jié)果在0.01水平上顯著。假設(shè)2得到驗證，即農(nóng)民工在城市中的相對收入越高，其主觀幸福感越強。

模型3在模型2的基礎(chǔ)上又加入了社會學(xué)相關(guān)變量。包括不確定性防范措施、城市融入、身份認(rèn)同。整個模型發(fā)生了巨大變化。首先，年齡和年齡的平方對于主觀幸福感的影響變得顯著，其中年齡與主觀幸福感關(guān)系為負(fù)，而年齡的平方與主觀幸福感關(guān)系為正。這說明，年齡與農(nóng)民工主觀幸福感的關(guān)系為U型曲線，即隨著年齡的上升，主觀幸福感會降低，到了拐點之后，主觀幸福感又會隨著年齡的上升而上升，且這一影響是與社會學(xué)相關(guān)變量共同發(fā)生作用的。而受教育程度在模型中則變得不再顯著，說明受教育程度是通過社會學(xué)相關(guān)變量來發(fā)揮作用的，而其他變量的作用則變化不大。

在新加入的社會學(xué)變量方面，參與醫(yī)療保險對于提升農(nóng)民工主觀幸福感有顯著正向作用，統(tǒng)計系數(shù)為0.041，且在0.01水平上顯著?？梢?，醫(yī)療保險作為不確定性防范措施對于農(nóng)民工主觀幸福感有重要影響。而社會融入對于農(nóng)民工主觀幸福感的影響同樣顯著，統(tǒng)計系數(shù)為0.278，且統(tǒng)計結(jié)果在0.01水平上顯著。假設(shè)3得到驗證，即農(nóng)民工城市融入程度越高，其主觀幸福感越強。社會融入是所有變量中影響最大的一個，可見，農(nóng)民工渴望融入城市生活，提高農(nóng)民工城市融入程度對于提高其主觀幸福感有著重要意義。身份認(rèn)同對于農(nóng)民工主觀幸福感同樣影響顯著，認(rèn)同自己是城市人的農(nóng)民工的主觀幸福感要比認(rèn)同自己是農(nóng)村人的農(nóng)民工主觀幸福感要高出10.5%，且統(tǒng)計結(jié)果在0.01水平上顯著。假設(shè)4得到驗證，即認(rèn)同自己城市人身份有利于提升農(nóng)民工的主觀幸福感。可見，接納農(nóng)民工成為城市人對于提高其主觀幸福感有著重要意義。而養(yǎng)老保險則對于農(nóng)民工主觀幸福感并沒有顯著影響。這可能與我國現(xiàn)行的城鄉(xiāng)二元養(yǎng)老保險制度有關(guān)，城鄉(xiāng)分割的養(yǎng)老保險制度使得農(nóng)民工無法參加城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險。

模型4在模型3的基礎(chǔ)上又加入了勞動時間這一變量。統(tǒng)計結(jié)果顯示，勞動時間與農(nóng)民工主觀幸福感的統(tǒng)計系數(shù)為-0.050，且統(tǒng)計結(jié)果在0.05水平上顯著。假設(shè)5得到驗證，即農(nóng)民工的勞動時間越長其主觀幸福感越低。在消費社會中，時間屬于稀缺資源也是影響個人生活質(zhì)量的重要因素，而農(nóng)民工群體由于普遍工作時間較長，要靠加班來增加收入，使其缺少足夠的閑暇時間來享受生活。長此以往，必然導(dǎo)致其較低的主觀幸福感。

四、小結(jié)與討論

本文是在消費社會的語境下來考察農(nóng)民工的主觀幸福感，具體來說，就是利用統(tǒng)計控制的原理，在控制其他變量的基礎(chǔ)上來考察農(nóng)民工的勞動時間對于其主觀幸福感的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

性別、健康程度、住房狀況、進城務(wù)工時間對于農(nóng)民工主觀幸福感有重要影響，具體表現(xiàn)為女性農(nóng)民工比男性農(nóng)民工幸福感更強，身體健康的農(nóng)民工比身體不健康的農(nóng)民工更幸福，擁有住房可以顯著提升農(nóng)民工的主觀幸福感，隨著進城務(wù)工時間的增加，農(nóng)民工的主觀幸福感也會上升。

在收入方面，單靠收入的提高并不能提升人們的幸福感，在相對收入上處于有利地位才能顯著提高農(nóng)民工的幸福感。因而，要提高農(nóng)民工的幸福感不但要提高農(nóng)民工的絕對收入，還要改變農(nóng)民工在收入體系中的不利地位。同時，參加醫(yī)療保險、城市融入程度的提高和城市人身份的認(rèn)同會顯著的提升農(nóng)民工的主觀幸福感。因此，要提升農(nóng)民工幸福感，需要積極采取農(nóng)民工市民化策略，接納農(nóng)民工成為城市居民。

勞動時間對于農(nóng)民工主觀幸福感有重要影響，勞動時間越長，農(nóng)民工的主觀幸福感越低。當(dāng)代社會已經(jīng)從傳統(tǒng)的以生產(chǎn)為主的社會轉(zhuǎn)向以消費為主的社會。在消費社會中，消費取代了生產(chǎn)成為當(dāng)今社會的核心要素。而消費社會的一個重要特征即是時間的匱乏，在時間成為稀缺資源的社會，擁有更多的閑暇時間往往意味著更高的生活質(zhì)量，可以顯著提高個人的主觀幸福感和社會地位。而為了取得更高收入而選擇進城務(wù)工的農(nóng)民工大多處在社會產(chǎn)業(yè)鏈的最低端，從事一些低技術(shù)含量的工作。只有靠大規(guī)模的加班和延長勞動時間來換得高收入，這就使得其勞動時間更長，閑暇時間更少，時間更為匱乏。使其沒有時間來享受生活，也使得其主觀幸福感處于較低水平。農(nóng)民工為城市發(fā)展做出了重大貢獻，提升其主觀幸福感，使其更幸福的生活是全社會的責(zé)任。要實現(xiàn)這一目標(biāo)，不但要在宏觀上改變不合理的分配制度，促進農(nóng)民工市民化，同時，也需要相關(guān)部門通過提升最低工資標(biāo)準(zhǔn)，嚴(yán)格限制企業(yè)加班時間來降低農(nóng)民工過長的工作時間，使其獲得更多的閑暇時間來投入到生活之中，進而提升其主觀幸福感。

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A Study on Labor Time and Subject Well-being of Migrant Workers

HAN Yan-chao1，PAN Ze-quan2
（1.Social development and public policy department，F(xiàn)udan university，Shanghai 200433；2.Public administration department Central south university，Changsha 410083）

Happiness is a perpetual topic for human beings，and make the life of its citizens with more happiness is an important goal of the state.This paper，based on previous studies，use the theory of consumer society to analyze the relationship between labor time and subject well-being of migrant workers.The research find that，the group of migrant workers has a low level of SWB，what’s worse，they also worked for too many hours each month.The labor time has an significant negative effect on the SWB of migrant workers.The longer the labor time The lower of the SWB.To improve the SWB of migrant workers，related departments should take measures to improve the lowest salary standard and limit the labor time to give the migrant workers more leisure time.At the same time，the elements of sex，health，house owning，work experience，related income，measures to reduce uncertain，integrate and self-identify are also influence the SWB of migrant workers.

migrant worker；SWB；Labor time

C912.6

A

1007-0672（2016）01-0038-07

2015-07-15

本文為2012年國家社科基金“社會轉(zhuǎn)型期的農(nóng)村貧困問題研究”（項目編號：12BSH019）的階段性成果。

韓彥超，男，河南鄭州人，復(fù)旦大學(xué)社會學(xué)系博士，研究方向：文化與社會；潘澤泉，男，湖南武岡人，中南大學(xué)社會學(xué)系主任，博士生導(dǎo)師，研究方向：社會學(xué)理論。