梁土坤

（華東政法大學(xué)政府管理學(xué)院，上海 201620）

我國已經(jīng)進入全面開啟社會主義現(xiàn)代化建設(shè)新征程的新階段，有效回應(yīng)人民美好生活需要，使人民的幸福感更加充實、更有保障、更可持續(xù)，成為新階段社會建設(shè)和民生保障的核心任務(wù)。在新型城鎮(zhèn)化進程持續(xù)推進的時代背景下，我國流動人口規(guī)模已高達3.76億人，在近十年的時間里，增長了70%[1]。流動人口已經(jīng)成為我國現(xiàn)代化進程中規(guī)模十分龐大的群體。從這個角度看，提高流動人口幸福感對提升新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量和促進民生保障建設(shè)具有重要的現(xiàn)實意義。盡管學(xué)術(shù)界對流動人口幸福感已進行了較多研究，但是關(guān)于制度融入對流動人口幸福感影響機制的實證研究和理論解釋仍然較為匱乏，有待進一步拓展?；诖耍疚膹穆毠ゐB(yǎng)老保險和居住證制度兩個維度來測量制度融入，建構(gòu)制度融入、生活信心、世代結(jié)構(gòu)影響流動人口幸福感的理論框架，運用2020年度長三角地區(qū)城市流動人口調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證檢驗，以期為完善居住證制度和提升流動人口幸福感提供參考。

一、流動人口幸福感研究文獻述評

國外關(guān)于移民幸福感的相關(guān)研究較多。關(guān)于歐洲國家的研究顯示，跨國移民與本地人之間存在顯著的主觀幸福感差距，但這種差距隨著年齡的增長而減??；移民政策開放性對移民幸福感具有顯著的正向影響[2]。而針對瑞典國內(nèi)移民的研究卻顯示，在中短期時間內(nèi)，國內(nèi)工作移民和非工作移民的幸福感都會大為提高；但只有工作移民的幸福感在更長時間之后仍有顯著上升[3]。實際上，影響移民幸福感的因素是較為多元的。例如，來自30個歐洲國家的研究表明，健康狀況的改善會顯著提高移民幸福感[4]?；?002-2018年歐洲社會調(diào)查數(shù)據(jù)的研究顯示，相對收入（relative income）與移民主觀幸福感之間具有顯著的關(guān)系，相對收入劣勢縮小時，移民主觀幸福感會隨之顯著提高[5]。來自俄羅斯的研究表明，社會信任（general social trust）和社區(qū)移民的相對規(guī)模（relative size of the community of the migrant's compatriots）等社會資本因素對移民幸福感具有重大積極意義[6]。這些研究為我們了解移民幸福感相關(guān)議題提供了重要參考。

與此同時，國內(nèi)學(xué)者對流動人口幸福感議題也進行了較多研究?？傮w而言，國內(nèi)學(xué)者主要運用定量研究方法對流動人口幸福感的影響因素進行了多角度的實證研究，包括6個方面：一是個體人口特征。例如夏倫等指出，性別和年齡對流動人口幸福感具有重要影響。女性幸福感顯著高于男性，而年齡與流動人口幸福感之間存在U型關(guān)系[7]。同時，教育程度對流動人口幸福感也具有顯著提升作用[8]。二是經(jīng)濟因素。個體收入差距和家庭收入差距都與流動人口幸福感存在顯著的U型關(guān)系，但其對雇員、雇主、自雇者等不同就業(yè)身份群體的影響存在異質(zhì)性[9]。同時，就業(yè)單位性質(zhì)對流動人口幸福感也具有顯著影響，流動人口幸福感按照外資企業(yè)、私有制企業(yè)、公有制企業(yè)的就業(yè)單位性質(zhì)變化而依次降低[10]。此外，住房性質(zhì)對流動人口幸福感具有顯著影響，擁有自購房等自有產(chǎn)權(quán)房群體的幸福感相對較高[11]。三是權(quán)益保障因素?；谏虾Ｊ姓{(diào)查數(shù)據(jù)的研究顯示，流動人口社會保險參與種類越多，其幸福感也越高，醫(yī)療保險的提升效應(yīng)最大，養(yǎng)老保險次之[12]。李瀟曉指出工傷、職業(yè)病、工資拖欠、強迫勞動、有害工作環(huán)境等權(quán)益受損問題制約了流動人口幸福感的提高[13]。四是社會融入因素。張華初指出，社會參與和社會交往對流動人口幸福感具有顯著影響[14]。關(guān)于2012年黑龍江流動人口調(diào)查數(shù)據(jù)的研究顯示，城市喜愛、城市關(guān)注、融入意愿、本地歧視等社會融入因素對流動人口幸福感具有顯著影響，社會融入水平的提高有利于其幸福感的提升等[15]。五是社區(qū)鄰里因素。劉義等指出，社區(qū)人口密度對流動人口積極情感、生活滿意度等具有顯著的負向影響，并且鄰里貧困程度也對其生活滿意度具有顯著的負向影響[16]。鄰里互動與互助等鄰里關(guān)系對流動人口幸福感具有顯著的正向影響，鄰里剝奪指數(shù)則呈現(xiàn)顯著的負向影響，良好的鄰里關(guān)系對流動人口幸福感具有重要的現(xiàn)實意義[17]。六是城市規(guī)模因素。城市規(guī)模對流動人口幸福感的影響呈現(xiàn)U型特征，并通過個體收入、城市生產(chǎn)率、失業(yè)率等中介路徑間接影響流動人口幸福感，個體收入路徑的影響效應(yīng)最大[18]。而對于不同規(guī)模城市，影響流動人口幸福感的因素存在較大差異，住房和社會交往因素對流動人口幸福感的影響相對更為重要[19]。

以上文獻為我們了解流動人口幸福感議題提供了重要參考，影響因素的定量研究構(gòu)成流動人口幸福感研究的內(nèi)容主體。盡管已經(jīng)有部分學(xué)者分析了社會保險因素對流動人口幸福感的影響，但關(guān)于制度融入對流動人口幸福感的影響機制仍然缺乏系統(tǒng)性研究。基于此，下文嘗試建立制度融入影響流動人口幸福感的理論框架，并進行實證檢驗。

二、制度融入影響流動人口幸福感的理論框架

流動人口問題的本質(zhì)是戶籍制度及依托其上的不合理的公共服務(wù)和社會治理機制，進而導(dǎo)致流動人口對基本公共服務(wù)獲得的“多重弱勢”問題[20]。在差別化落戶政策及全面實施居住證制度的背景下，居住證及其積分是大城市流動人口獲得城市戶籍的重要制度通道[21]。從理論上看，養(yǎng)老保險和居住證等制度融入因素可能對流動人口的主觀感受、生活方式和未來安排等產(chǎn)生重要影響。一些研究也指出，社會保險是影響流動人口幸福感的顯著要素[22]。而且，居住證對流動人口落戶意愿等主觀態(tài)度也具有重要影響?；?017年數(shù)據(jù)的研究顯示，居住證制度對流動人口落戶意愿具有正向過渡效應(yīng)，顯著提升了其落戶意愿的發(fā)生概率[23]。因此，職工養(yǎng)老保險和居住證制度等制度融入因素可能對流動人口幸福感產(chǎn)生重要影響?；诖?，本文提出制度融入對流動人口幸福感的直接影響假設(shè)。

假設(shè)1：制度融入對流動人口幸福感具有顯著的直接正向影響。

同時，社會政策對居民生活信心也具有重要影響。歐洲的實證研究顯示，失業(yè)救濟政策能夠緩解失業(yè)者的經(jīng)濟壓力，降低失業(yè)者對未來經(jīng)濟安全的擔(dān)憂，從而增強其未來生活信心[24]。針對中國農(nóng)村地區(qū)的實證研究也顯示，農(nóng)村養(yǎng)老保險政策能夠顯著地提高農(nóng)民的生活信心[25]。因此，養(yǎng)老保險和居住證制度可能也對流動人口生活信心產(chǎn)生重要影響。于是，提出制度融入對流動人口生活信心的影響假設(shè)。

假設(shè)2：制度融入對流動人口生活信心具有顯著的正向影響。

生活信心是個體幸福感的重要影響因素。關(guān)于立陶宛1723名青少年的研究表明，生活信心對青少年幸福感確實具有顯著的影響[26]。另一項基于中國家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究顯示，生活信心對居民幸福感具有顯著的提升作用[27]。因此，生活信心可能也對流動人口幸福感具有重要的現(xiàn)實意義。這可能會使養(yǎng)老保險和居住證等制度融入因素通過生活信心的中介橋梁間接影響流動人口幸福感。于是，可以提出制度融入對流動人口幸福感的間接影響假設(shè)。

假設(shè)3：制度融入通過生活信心間接影響流動人口幸福感。

最后，流動人口作為龐大的社會群體，其特征存在明顯的代際差異。這可能使養(yǎng)老保險和居住證等制度融入因素對不同世代流動人口幸福感的影響存在差異。醫(yī)療保險對新生代流動人口幸福感具有顯著的影響，但其對老一代流動人口的影響不顯著[28]。而一項關(guān)于珠三角地區(qū)的研究顯示，居住證制度對不同生命歷程階段流動人口的心理融入的影響效應(yīng)存在顯著差異[29]。因此，養(yǎng)老保險和居住證等制度融入因素對流動人口幸福感的影響也可能因流動人口的世代結(jié)構(gòu)而存在差異。由此，本文提出制度融入對流動人口幸福感的世代差異影響假設(shè)。

假設(shè)4：制度融入對流動人口幸福感的效應(yīng)存在顯著的世代結(jié)構(gòu)差異。

綜合上述研究假設(shè)，可得到制度融入影響流動人口幸福感的理論框架（圖1）。下文根據(jù)數(shù)據(jù)特征，選擇指標(biāo)建構(gòu)實證模型，檢驗研究假設(shè)。

圖1 制度融入，生活信心，世代結(jié)構(gòu)與幸福感的理論框架

三、制度融入影響流動人口幸福感的實證模型

（一）數(shù)據(jù)來源

本文運用“2020年長三角地區(qū)城市流動人口調(diào)查”的問卷數(shù)據(jù)進行實證分析。該調(diào)查由華東政法大學(xué)師生所組成的項目組具體執(zhí)行和實施，調(diào)查時間為2020年11月-2021年1月，調(diào)查地區(qū)主要為上海市、安徽省合肥市、江蘇省蘇州市、浙江省杭州市等長三角地區(qū)大城市。有效數(shù)據(jù)分析樣本為1735個，其中安徽省樣本為202個（11.6%），浙江省樣本281個（16.2%），江蘇省303個（17.5%），上海市949個（54.7%）。

（二）變量概述

核心自變量為制度融入。制度融入包括社會保險等基本公共服務(wù)制度和居住證等與落戶掛鉤的戶籍制度。社會保險是基本公共服務(wù)的核心內(nèi)容，職工社會保險已經(jīng)全面實行養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、失業(yè)保險、工傷保險、生育保險“五險合一”的統(tǒng)一征繳模式，因而職工養(yǎng)老保險可以全面反映流動人口職工社會保險的參與狀況。于是，本文主要以職工養(yǎng)老保險和居住證來具體測量制度融入。后文將以職工醫(yī)療保險替代職工養(yǎng)老保險，對研究結(jié)論穩(wěn)健性進行必要的檢驗。核心因變量為幸福感和生活信心（在幸福感模型中作為自變量），兩個變量都是多分類變量。幸福感采用問卷中的題目“總體而言，你對當(dāng)前的生活感覺怎么樣？”來測量，根據(jù)答案選項數(shù)據(jù)特征進行處理和賦值，不幸福=1，一般=2，比較幸福=3，非常幸福=4。生活信心采用問卷中的題目“就目前情況看，您對自己家庭的未來生活是否有信心？”來測量并賦值，沒有信心=1，一般=2，比較有信心=3，非常有信心=4。

此外，世代結(jié)構(gòu)根據(jù)國外學(xué)者以15年為間隔周期的做法進行劃分。一般來說，X世代來源于道格拉斯·柯普蘭（Douglas Coupland）的小說《X世代：速成文化的故事》[30]；Y世代（Millennial generation）主要是指出生于1980-1994年的一代，又稱“千禧一代”；而Z世代（Generation Z）主要指出生于1995-2009年的群體，強調(diào)其伴隨著以數(shù)字技術(shù)和智能手機等為代表的互聯(lián)網(wǎng)時代環(huán)境而成長，其生活方式、價值觀和文化偏好等與其他世代存在顯著差異[31]。根據(jù)這種方法對世代結(jié)構(gòu)進行劃分并賦值，X世代（1980年以前出生）=1，Y世代（1980-1994年出生）=2，Z世代（1995-2009年出生）=3。將戶口等個體特征及人均收入作為控制變量納入模型（如表1所示）。

表1 變量概述

（三）模型設(shè)定

幸福感和生活信心兩個指標(biāo)的取值都為1、2、3、4，故采用有序多分類logistic回歸模型建構(gòu)職工養(yǎng)老保險和居住證對流動人口生活信心和幸福感的影響機制模型。假設(shè)因變量的取值水平為4，于是建立3個Cumulative Logits Model模型。因變量各個取值的對應(yīng)概率為P1、P2、P3、P4，擬合3個模型（如下述公式所示）。

采取將變量逐步納入模型的擬合方法，將控制變量、世代結(jié)構(gòu)、制度融入、生活信心等變量逐步納入模型，得到幸福感影響機制模型1、模型2和模型3（表2），以及分世代結(jié)構(gòu)的幸福感影響機制模型14、模型15和模型16（表7）。同時可以得到樣本總體和分世代結(jié)構(gòu)的流動人口生活信心影響機制模型4、模型5、模型6、模型7（表3）。此外，以職工醫(yī)療保險代替職工養(yǎng)老保險，可以得到穩(wěn)健性檢驗?zāi)Ｐ?和模型9（表5）?？紤]到長三角地區(qū)中，上海市作為直轄市可能與其他省份的情況有所不同，故將上海市與其他地區(qū)進行簡要的地區(qū)差異對比分析，得到模型10、模型11、模型12和模型13（表6）。各檢驗結(jié)果顯示，模型都符合適用要求以及具有統(tǒng)計學(xué)分析意義。

表2 流動人口幸福感的logistic回歸模型

表3 流動人口生活信心影響機制的logistic回歸模型

四、制度融入影響流動人口幸福感的具體路徑

（一）流動人口幸福感的基本特征

流動人口幸福感的均值為2.50。其中對目前生活的主觀感受為“一般”的受調(diào)查者最多，有838人，占流動人口的48.3%。而分別有39.3%、7.8%的流動人口對目前生活的感受為“比較幸?！迸c“非常幸?！?，兩者之和為47.1%。此外，還有4.6%的流動人口認為其生活“不幸?！?。由此可見，流動人口幸福感的整體水平中等偏上，少數(shù)流動人口的幸福感水平相對較低。因而，流動人口幸福感水平仍有較大的提升空間。

分世代來看，流動人口幸福感的均值水平沿著“X世代”“Y世代”“Z世代”的轉(zhuǎn)變而順次下降（2.64＞2.50＞2.46）。具體而言，流動人口幸福感為“一般”的人數(shù)比例，隨著“X世代”“Y世代”“Z世代”的轉(zhuǎn)變而逐步提高（40.8%＜47.7%＜51.5%）。與之相反的是，幸福感為“比較幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡牧鲃尤丝谌藬?shù)比例，隨著“X世代”“Y世代”“Z世代”的轉(zhuǎn)變而不斷降低（46.7%＞39.5%＞36.8%，10.0%＞7.8%＞7.1%）?！癤世代”流動人口幸福感為“不幸?！钡娜藬?shù)比例最低（2.5%）；“Y世代”的比例略高于“Z世代”（5.3%＞4.6%），但差異程度較小。皮爾遜卡方檢驗的概率值為0.028，說明流動人口幸福感確實存在顯著的世代差異?？傮w而言，流動人口幸福感水平沿著“X世代”“Y世代”“Z世代”轉(zhuǎn)變而順次下降，凸顯流動人口幸福感水平的世代遞降性。因而關(guān)注“Z世代”流動人口幸福感，對提高流動人口整體幸福感具有更為重要的意義。

（二）制度融入對流動人口幸福感的直接影響

制度融入對流動人口幸福感具有重要的現(xiàn)實影響?；谥袊C合社會調(diào)查數(shù)據(jù)的研究顯示，養(yǎng)老保險對流動人口幸福感的影響為負向，但并不顯著[32]。本文實證結(jié)果顯示，職工養(yǎng)老保險的影響與此基本一致。從模型1和模型3可知，職工養(yǎng)老保險的系數(shù)都為負，但在0.1顯著性水平下都不顯著。這說明職工養(yǎng)老保險對流動人口幸福感不具有顯著的影響。但與此不同的是，居住證作為大城市面向流動人口的重要社會政策，不僅能有效提高流動人口福利水平[33]，具有客觀政策效應(yīng)，而且居住證也對流動人口幸福感具有顯著影響，具有主觀福利效應(yīng)。

從調(diào)查數(shù)據(jù)看，獲得居住證的流動人口幸福感均值水平為2.59，比未獲得居住證群體高出5.28%。具體而言，獲得居住證的流動人口，其幸福感為“比較幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡娜藬?shù)比例分別為42.0%和10.2%，高于未獲得居住證群體（38.2%和6.7%）。與之對應(yīng)的是，獲得居住證的流動人口幸福感為“不幸?！焙汀耙话恪钡娜藬?shù)比例都低于未獲得居住證群體。從模型1可知，居住證的系數(shù)為0.509，在0.01顯著性水平下顯著。當(dāng)生活信心指標(biāo)加入模型后（模型3），居住證的系數(shù)下降為0.301，但仍然顯著（顯著性水平0.01）。這說明居住證確實對流動人口幸福感具有顯著的提升效應(yīng)。獲得居住證能夠使流動人口幸福感更高的發(fā)生概率提高35.12%（OR值-1，模型3）?？梢娐毠ゐB(yǎng)老保險對流動人口幸福感的影響不顯著，但居住證具有顯著的正向提升效應(yīng)。故制度融入對流動人口幸福感的顯著影響主要體現(xiàn)在居住證制度之中，凸顯制度融入對流動人口幸福感影響的類型差異性，以及居住證影響的關(guān)鍵性。

（三）制度融入對流動人口幸福感的間接作用

制度融入也會對流動人口幸福感產(chǎn)生間接作用，包括兩個階段。第一階段是生活信心對流動人口幸福感的提升效應(yīng)。從模型2可知，生活信心的系數(shù)為1.532，在0.01水平下顯著。將職工養(yǎng)老保險和居住證加入模型后（模型3），生活信心的系數(shù)幾乎沒有太大變化（1.508），且仍然顯著。生活信心每提高一個層級，流動人口幸福感更高的發(fā)生概率將提高3.5倍（OR值-1）?？梢娚钚判氖橇鲃尤丝谛腋８械暮诵膩碓粗?，提升生活信心對提高流動人口幸福感具有重要的現(xiàn)實意義。

第二階段是制度融入對流動人口生活信心的提振效應(yīng)。職工養(yǎng)老保險的系數(shù)為0.030，但不顯著（模型4，顯著性水平0.1）。由此可以認為，職工養(yǎng)老保險對流動人口幸福感也不具有顯著的間接影響。但居住證的情況完全不同。從調(diào)查數(shù)據(jù)看，獲得居住證的流動人口的生活信心均值水平為3.16，高于未獲得居住證群體（3.04）。具體而言，獲得居住證的流動人口中生活信心為“非常有信心”的人數(shù)比例為34.5%，高于未獲得居住證群體（29.4%）。其中生活信心為“沒有信心”和“一般”的人數(shù)比例都遠低于未獲得居住證群體（1.5%＜2.8%，15.8%＜19.4%）。從模型4可知，居住證的系數(shù)為0.354，在0.01水平下顯著。同時，獲得居住證可以使得流動人口生活信心更高的發(fā)生概率提高42.48%。

結(jié)合模型1和模型3，當(dāng)生活信心加入模型后，居住證系數(shù)大幅度降低（0.301＜0.509），這說明居住證確實會通過生活信心而間接影響流動人口幸福感。這使得居住證對流動人口幸福感的作用路徑拓展為“居住證（有）→生活信心↑→幸福感↑”。所以制度融入對流動人口幸福感的間接影響也主要體現(xiàn)在居住證之中，凸顯制度融入間接影響的類型差異性。概言之，居住證對流動人口幸福感具有直接和間接的雙重效應(yīng)，而養(yǎng)老保險對流動人口幸福感的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均不顯著。

（四）制度融入對流動人口幸福感的效應(yīng)結(jié)構(gòu)

職工養(yǎng)老保險對流動人口幸福感不具有顯著影響，而居住證具有直接和間接的雙重影響，因此居住證的影響效應(yīng)體現(xiàn)了制度融入效應(yīng)的主要特征。計算相關(guān)模型中各指標(biāo)系數(shù)的OR值可以得到居住證的各個影響效應(yīng)值（如表4所示），其特征體現(xiàn)在3個方面：一是居住證對流動人口的生活信心提振效應(yīng)大于其直接幸福感效應(yīng)（0.4248＞0.3512，表4），因而一定程度而言，居住證對流動人口生活信心具有更為重要的現(xiàn)實意義。二是生活信心對流動人口幸福感具有顯著的正向效應(yīng)（3.5177，表4），其效應(yīng)遠大于居住證的生活信心效應(yīng)以及居住證對流動人口的幸福感效應(yīng)。因此生活信心是流動人口幸福感的核心來源之一，提升生活信心對流動人口幸福感具有關(guān)鍵作用。三是居住證制度的生活信心效應(yīng)與生活信心的幸福感效應(yīng)疊加，使得居住證的間接幸福感效應(yīng)較大，并遠大于其直接效應(yīng)（1.4943＞0.3512，表4）。居住證對流動人口幸福感的間接效應(yīng)占其總效應(yīng)的80.97%，其間接幸福感效應(yīng)在總效應(yīng)中占據(jù)核心地位，凸顯居住證效應(yīng)的路徑間接性。因此關(guān)注居住證的間接效應(yīng)對提高流動人口幸福感相對更為重要。

表4 居住證制度的幸福感效應(yīng)匯總

（五）制度融入影響的穩(wěn)健性檢驗

從模型8和模型9可知，職工醫(yī)療保險的系數(shù)都不顯著（0.01顯著性水平），而居住證的系數(shù)均顯著且為正（0.01顯著性水平，表5），這與模型1和模型3的結(jié)果基本一致。一定程度而言，這不但說明職工醫(yī)療保險對流動人口幸福感不具有顯著影響，還體現(xiàn)了制度融入對流動人口幸福感影響的穩(wěn)健性。制度融入對流動人口幸福感影響機制的相關(guān)結(jié)論也具有較高可信度。

表5 流動人口幸福感的logistic回歸模型（職工醫(yī)療保險）

（六）制度融入影響的地區(qū)差異分析

制度融入對流動人口幸福感的影響效應(yīng)可能因地區(qū)不同而存在差異，其特征主要包括4個方面（見表6）。一是職工養(yǎng)老保險各個系數(shù)均不顯著（0.1顯著性水平），而居住證和生活信心的各系數(shù)都顯著（0.01顯著性水平）。這與樣本總體的情況一致，說明制度融入對流動人口幸福感的影響并不會因區(qū)域差異而存在顯著差異。二是居住證對上海市流動人口幸福感的直接提升效應(yīng)小于其他長三角地區(qū)（0.2776＜0.4052，OR值-1）。三是居住證對上海市流動人口生活信心的提振效應(yīng)大于其他長三角地區(qū)（0.3758＞0.2674，OR值-1），而生活信心對上海市流動人口幸福感的影響效應(yīng)也略大于其他長三角地區(qū)（3.9382＞3.8356）。在兩者的共同作用之下，居住證對上海市流動人口幸福感的間接效應(yīng)也大于其他長三角地區(qū)（1.4798＞1.0258）。四是居住證對上海市流動人口幸福感的總效應(yīng)大于其他長三角地區(qū)（1.7574＞1.4350）。就效應(yīng)結(jié)構(gòu)而言，居住證對上海市和其他長三角地區(qū)流動人口幸福感的間接效應(yīng)分別占其總效應(yīng)的74.20%和71.49%，都在總效應(yīng)中占主導(dǎo)地位。因此，制度融入對流動人口幸福感的影響效應(yīng)雖然存在一定程度的地區(qū)差異，但其影響路徑的間接性并不會因地區(qū)差異而發(fā)生顯著變化。

表6 流動人口幸福感和生活信心的logistic回歸模型（分地區(qū)）

（七）制度融入對流動人口幸福感的世代差異影響

世代結(jié)構(gòu)對流動人口幸福感及其影響機制具有重要意義，體現(xiàn)在3個方面：第一，從模型1、模型2和模型3可知，“X世代”和“Y世代”的系數(shù)為正且都顯著（0.01顯著性水平），“X世代”各系數(shù)都大于對應(yīng)的“Y世代”。由此可知隨著流動人口“X世代”“Y世代”“Z世代”的轉(zhuǎn)變，其幸福感隨之顯著降低，流動人口幸福感呈現(xiàn)世代遞降的顯著特征。

第二，從模型14、模型15、模型16可知（表7），職工養(yǎng)老保險的3個系數(shù)均不顯著（0.1顯著性水平），而居住證的3個系數(shù)都顯著且為正（0.01顯著性水平）。同時，從模型5、模型6、模型7可看到，職工養(yǎng)老保險的各系數(shù)也都不顯著（0.1顯著性水平，表3），這說明職工養(yǎng)老保險對不同世代流動人口的生活信心也不具有顯著的影響?？梢娂词箙^(qū)分世代，職工養(yǎng)老保險對流動人口生活信心和幸福感的影響仍然不顯著。與之相反的是，即使區(qū)分世代結(jié)構(gòu)，居住證對流動人口生活信心和幸福感仍然具有顯著的正向提升效應(yīng)。

第三，居住證對流動人口幸福感的效應(yīng)因世代而不同。就直接效應(yīng)而言，從表7可看到，居住證的系數(shù)值隨各世代的轉(zhuǎn)變而呈現(xiàn)逐步降低的態(tài)勢（0.435＞0.368＞0.289），同時居住證對流動人口幸福感的直接效應(yīng)隨著各世代的轉(zhuǎn)變而不斷降低（0.5450＞0.4448＞0.3351，表4）。從間接效應(yīng)看，居住證的各系數(shù)值也隨著各世代轉(zhuǎn)變而持續(xù)降低（0.483＞0.396＞0.347，表3），則居住證對流動人口的生活信心效應(yīng)也呈現(xiàn)沿著各世代轉(zhuǎn)變而持續(xù)降低的發(fā)展趨勢（0.6209＞0.4859＞0.4148，表4）。從模型14、模型15、模型16可知，生活信心的各系數(shù)都顯著為正（0.01顯著性水平）且其系數(shù)值也隨著各世代的轉(zhuǎn)變而逐步降低（2.011＞1.798＞1.204，表7），同時生活信心對流動人口幸福感的影響效應(yīng)也隨著各世代的轉(zhuǎn)變而不斷降低（6.4708＞5.0376＞2.3334，表4）。在生活信心的幸福感效應(yīng)和居住證的生活信心效應(yīng)兩者共同作用下，居住證對流動人口幸福感的間接效應(yīng)隨著各世代轉(zhuǎn)變而呈現(xiàn)大幅度降低的態(tài)勢（4.0177＞2.4478＞0.9679，表4）。這使得居住證對流動人口幸福感的總效應(yīng)也隨著流動人口各世代轉(zhuǎn)變而呈現(xiàn)大幅度持續(xù)降低的態(tài)勢（4.5627＞2.8926＞1.3030，表4）。而且居住證對各世代流動人口幸福感的間接效應(yīng)在其總效應(yīng)中的占比分別為88.06%、84.62%、74.28%，可見居住證對流動人口幸福感影響的路徑間接性特征并不會因流動人口世代的轉(zhuǎn)變而發(fā)生明顯變化。

表7 流動人口幸福感的logistic回歸模型

所以居住證對流動人口的生活信心效應(yīng)以及對幸福感的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)都隨著流動人口“X世代”“Y世代”“Z世代”轉(zhuǎn)變而呈現(xiàn)不斷降低的態(tài)勢，凸顯居住證影響的世代遞降性。因而需要根據(jù)世代特征，制定相關(guān)措施以有效提高流動人口幸福感。

五、制度融入影響流動人口幸福感的理論解釋

制度融入對流動人口幸福感的具體影響路徑主要體現(xiàn)在以下3個方面（影響路徑如圖2所示）：一是職工養(yǎng)老保險對流動人口生活信心和幸福感都不具有顯著的影響，但居住證制度的作用顯著，凸顯制度融入效應(yīng)的類型差異性和居住證效應(yīng)的關(guān)鍵性。二是居住證具有生活信心效應(yīng)和幸福感效應(yīng)。居住證對流動人口幸福感不僅具有直接提升效應(yīng)，還會通過生活信心間接提升流動人口幸福感。而且居住證對流動人口幸福感的間接效應(yīng)在其總效應(yīng)中占據(jù)核心地位，凸顯其影響的路徑間接性。三是居住證制度對流動人口生活信心的提振效應(yīng)和對幸福感的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)都沿著“X世代”“Y世代”“Z世代”轉(zhuǎn)變而逐步降低，凸顯居住證影響的世代遞降性。制度融入之所以對流動人口幸福感產(chǎn)生差異化的影響，主要是源于職工養(yǎng)老保險與居住證制度之間的“三重屬性”差異。

圖2 制度融入影響流動人口幸福感的具體路徑

一是核心功能差異。職工養(yǎng)老保險制度的目標(biāo)是為職工在退休和年老之后提供經(jīng)濟保障，其功能具有單一性特征，使其對流動人口幸福感的影響較為有限。而根據(jù)《居住證暫行條例》等各地具體政策，居住證制度的核心功能包括積分落戶、服務(wù)獲得、權(quán)益享有等方面，因此居住證的核心功能具有多元化的重要特征。更為重要的是，居住證是流動人口獲得城市本地戶籍的前置條件、核心載體和制度通道，為流動人口突破戶籍限制而實現(xiàn)遷移，從而全面獲得城市各種權(quán)益并實現(xiàn)市民化鋪墊了現(xiàn)實基礎(chǔ)。因而相對于職工養(yǎng)老保險等制度，居住證的核心功能對流動人口來說更為重要，這使得居住證能夠顯著提高流動人口的生活信心和幸福感。比如，鄔某（個案1，女，28歲，碩士研究生學(xué)歷，戶籍地在安徽省A市，上海市某本科院校勞務(wù)派遣工作人員）表示，自己是沒有編制的輔導(dǎo)員，2021年11月辦理了居住證，然后申請了上海市某區(qū)公共租賃住房。2022年6月她參加了上海市某事業(yè)單位招聘考試，9月初已經(jīng)被錄用，她對自己生活充滿信心，感覺生活各個方面都挺好。然而張某（個案2，26歲，男，戶籍地在安徽省B市某村，本科學(xué)歷，杭州某私營企業(yè)業(yè)務(wù)員）卻表示，大學(xué)畢業(yè)3年多了，工資每月大概7500元，盡管公司為自己繳納了“五險一金”，但感覺這對現(xiàn)實生活沒有太大意義。而且由于沒有辦法提供有效的居住證明材料，張某一直沒有辦理居住證。他感覺職業(yè)發(fā)展沒有方向，也不可能落戶，對目前生活不太滿意?？梢?，居住證的核心功能具有多元性特征。它為流動人口提供了相關(guān)支持和服務(wù)，因而能夠有效提升流動人口的生活信心和幸福感。

二是政策時效差異。職工養(yǎng)老保險需要個體現(xiàn)時及未來持續(xù)進行繳費，才能在年老后獲得經(jīng)濟支持，屬于未來保障型制度，其政策時效具有延時性，使得其對流動人口目前生活及幸福感難以產(chǎn)生現(xiàn)實的影響。然而居住證制度屬于即時保障型制度，其政策時效具有即時性和強時效性特征。根據(jù)《居住證暫行條例》等相關(guān)政策，流動人口在流入地城市辦理居住證后即可享有義務(wù)教育、公共就業(yè)、公共文化體育等基本公共服務(wù)，以及辦理出入境證件和居民身份證、參與職業(yè)資格考試等便利。例如，王某（個案3，男，34歲，戶籍地在河北省C市，本科學(xué)歷，南京市某企業(yè)工作人員）表示，已經(jīng)辦理居住證3年多，小孩上幼兒園等問題都得到了解決，對家庭未來生活安排充滿信心。但其認為職工養(yǎng)老保險需要在幾十年后才能夠享受，對目前生活沒有什么意義?？梢娋幼∽C制度作為一種即時性保障制度，為流動人口提供了各種可即時獲得的服務(wù)和便利，從而提升了流動人口的生活信心和幸福感。而作為未來型保障制度的職工養(yǎng)老保險卻不具有這樣的現(xiàn)實效應(yīng)。

三是覆蓋程度差異。從調(diào)查數(shù)據(jù)看，長三角地區(qū)流動人口職工養(yǎng)老保險參與率較高，其同一性也較高，這使得職工養(yǎng)老保險對流動人口幸福感的影響較為有限。然而，流動人口居住證獲得率只有29.9%，且隨著流動人口“X世代”“Y世代”“Z世代”的轉(zhuǎn)變而呈現(xiàn)先上升后大幅度降低的倒V型特征（35.8%＞38.0%＞20.2%）。例如，楊某（個案4，女，30歲，戶籍地在山西省F市，本科學(xué)歷，上海市某外貿(mào)企業(yè)人員）表示她換過兩次工作，兩家單位都是按時為其繳納了社會保險，但一直沒有辦理居住證?？梢姡幼∽C的覆蓋程度較低，使得大部分流動人口未能享有其帶來的相關(guān)服務(wù)和便利，導(dǎo)致獲得居住證的流動人口與未獲得群體之間的生活信心和幸福感存在差距，從而使得居住證具有顯著的幸福感提升效應(yīng)。因此，居住證制度核心功能的多樣性、政策時效的即時性、獲得程度的低水平性，是其能夠?qū)α鲃尤丝谏钚判暮托腋８挟a(chǎn)生顯著提升效應(yīng)的核心原因。而職工養(yǎng)老保險核心功能的單一性、保障時效的未來性、獲得程度的高水平性使其對流動人口生活信心和幸福感的影響較為有限。

六、提高流動人口幸福感的機制建設(shè)

流動人口幸福感水平處于中等程度，并沿著“X世代”“Y世代”“Z世代”的變化而不斷降低。制度融入是影響流動人口幸福感的重要因素，但職工養(yǎng)老保險和居住證對流動人口幸福感的影響截然不同。因此，需要根據(jù)制度融入的具體作用機制，采取相應(yīng)措施以有效提高流動人口幸福感。

（一）以人為本：健全居住證服務(wù)機制

居住證制度能夠有效提振流動人口生活信心及其幸福感，因此需要完善居住證服務(wù)機制，提升流動人口居住證可及性。一方面，需要結(jié)合流動人口的主要特征，繼續(xù)降低準(zhǔn)入條件，提高服務(wù)的多元化機制?？煽紤]將“能夠提供身份和居住證明”作為居住證的主要準(zhǔn)入條件，將就業(yè)單位集體居住證明、居委會證明、住房租賃合同等材料作為居住證明。另一方面，在數(shù)字政府建設(shè)的時代背景下，各大城市可以參考和借鑒上海市的“一網(wǎng)通辦”的居住證辦理模式，依托居民服務(wù)信息平臺，打通公安、住建、民政等各個部門的信息共享平臺，采取無紙化的網(wǎng)絡(luò)服務(wù)模式，簡化辦理程序，提高辦事效率，健全居住證辦理人性化服務(wù)機制，提升服務(wù)質(zhì)量，促進流動人口居住證獲得率的提高。

此外，基于2017年流動人口監(jiān)測數(shù)據(jù)的實證研究顯示，職工醫(yī)療保險對流動人口居住證可及性具有顯著的影響。經(jīng)過對調(diào)查數(shù)據(jù)的進一步分析，本文也發(fā)現(xiàn)職工養(yǎng)老保險和職工醫(yī)療保險的獲得確實能夠顯著提高流動人口居住證的獲得率。從這個角度來看，職工養(yǎng)老保險能夠通過居住證對流動人口的生活信心和幸福感產(chǎn)生一定影響。因此，繼續(xù)提高職工養(yǎng)老保險等社會保險參保率對提高流動人口幸福感也具有一定的現(xiàn)實意義。

（二）多措并舉：建設(shè)生活信心提振機制

生活信心是流動人口幸福感的核心源泉之一，因而需要多措并舉，建立完善的流動人口生活信心提振機制，以有效促進幸福感的提高。一是隨著年齡的增長，流動人口生活信心顯著降低，故需要重點關(guān)注那些年齡相對較大的流動人口群體的生活信心問題。二是相對于已婚群體而言，未婚群體生活信心相對較低，因而需要立足社區(qū)，以社區(qū)社會組織為載體，拓展流動人口交流平臺和交友渠道，提高流動人口婚戀可能性，從而提振其生活信心。三是收入水平對流動人口生活信心具有顯著正向影響，因而需要為流動人口提供必要的技能培訓(xùn)，提升其技能人力資本，為提高其就業(yè)質(zhì)量鋪墊基礎(chǔ)。同時，要加大對流動人口就業(yè)創(chuàng)業(yè)政策支持力度，拓展其就業(yè)路徑，多渠道促進流動人口收入的提高。四是自有住房群體的生活信心顯著高于非自有住房流動人口群體。故需要立足現(xiàn)行住房保障體系，拓展公共租賃住房覆蓋面，制定流動人口保障性住房購買的支持性政策，以提高流動人口住房質(zhì)量及自有住房擁有率，提振其生活信心。

（三）世代對焦：完善服務(wù)類型化治理機制

居住證對流動人口幸福感的效應(yīng)具有世代遞降性，因此需要聚焦流動人口世代特征，完善服務(wù)類型化治理機制，以提高流動人口幸福感。從工具性視角看，居住證對“X世代”流動人口幸福感的提升效應(yīng)最大，因而重點著力提升“X世代”的居住證可及性尤為重要。相對而言，“Z世代”流動人口幸福感水平最低，因此提升其幸福感具有現(xiàn)實迫切性。但居住證對“Z世代”流動人口幸福感的提升效應(yīng)也相對最低，這使得“Z世代”流動人口幸福感的提升面臨較大的壓力。原因主要在于“Z世代”流動人口對居住證的功能期待與居住證的現(xiàn)實效能之間存在較大差異。在實地調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，大部分“Z世代”流動人口希望通過公務(wù)員考試、事業(yè)單位競聘、國有企業(yè)就職等渠道提升就業(yè)層次和經(jīng)濟社會地位。但事實上，在絕大部分城市，流動人口不具備參加流入地城市公務(wù)員和事業(yè)單位招聘考試資格。盡管上海市允許持有居住證一年以上的流動人口參與招考，但“Z世代”流動人口普遍認為一年期限太長，這限制了其職業(yè)發(fā)展，因而居住證制度難以滿足“Z世代”流動人口的核心功能需求。所以需要針對“Z世代”流動人口的現(xiàn)實需要，進一步拓展居住證的主要功能，建立更加完善的服務(wù)類型化治理機制，并著力提升其居住證獲得率。