戶籍身份轉換如何影響農(nóng)村移民的主觀福利—基于CLDS 微觀數(shù)據(jù)的實證研究

溫興祥，鄭 凱

（1. 南京財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，江蘇 南京 210023；2. 上海財經(jīng)大學 商學院，上海 200433）

一、引 言

幸福是人們追求的終極目標，如何提高人們的主觀幸福感是各學科研究者、政策制定者和普通老百姓都關注的重要議題。傳統(tǒng)的經(jīng)濟學研究，強調收入等社會經(jīng)濟狀況對個體主觀福利的影響（Easterlin，2014）。例如，發(fā)展經(jīng)濟學家們致力于尋找擺脫貧困、改善人們物質生活水平的辦法，以此提高人們的主觀福利（Becker 等，2008；Requena，2016）。雖然收入和主觀福利這兩者存在較強的相關性，但是發(fā)達國家戰(zhàn)后經(jīng)濟持續(xù)增長帶來的收入水平的不斷提升，并沒有持續(xù)不斷地提高人們的主觀福利水平，出現(xiàn)了收入和幸福感的悖論。中國目前也出現(xiàn)了類似的情況，國民收入水平隨著經(jīng)濟的增長而持續(xù)提高，但人們的主觀福利并未得到相應的提高（Easterlin 等，2012）。研究者們從不同的角度，考察了影響人們主觀福利的影響因素，其中包括制度因素（陳剛和李樹，2012；陳前恒等，2014；張峰和賈嵐暄，2016）。中國作為典型的制度轉型國家，計劃經(jīng)濟體制時期遺留下來的制度安排對當下人們的社會生活仍然具有持久的影響。本文考察戶籍制度如何影響人們的主觀福利，具體為城市中農(nóng)村移民的主觀福利水平是否以及如何隨著戶籍身份的轉換而得到提升。

戶籍制度改革和城鎮(zhèn)化發(fā)展密切相關。計劃經(jīng)濟時代的戶籍制度嚴格限制了人口的異地流動，使城市化的進程異常緩慢。改革開放后，戶籍制度隨著社會經(jīng)濟狀況的變化處于不斷的改革之中。戶口對人口流動的限制日益放松，人口的異地流動促進了城市化的發(fā)展（Tan 等，2016）。隨著人口流動規(guī)模的持續(xù)增加，戶籍制度的改革已滯后于城鎮(zhèn)化的現(xiàn)實發(fā)展，突出表現(xiàn)為常住人口城鎮(zhèn)化率和戶籍人口城鎮(zhèn)化率的差異。經(jīng)濟社會的發(fā)展對城鎮(zhèn)化提出了新的要求，不同于過去以城市建成區(qū)面積的擴大為表現(xiàn)形式的土地城鎮(zhèn)化（Wang 等，2015），新時期的城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略強調以人為本，更多地關注城鎮(zhèn)化中的人。從人的發(fā)展的角度來說，我國的城鎮(zhèn)化已經(jīng)從人口流動階段過渡到了市民化階段。由于城鄉(xiāng)之間巨大的生活水平差距，老一代農(nóng)民工流動就業(yè)的目的是提高生活水平，他們最終會返回農(nóng)村老家。在城鎮(zhèn)化的新時期，新生代農(nóng)民工的流動就業(yè)，更多的是追求自身發(fā)展和生活質量的提高，他們渴望融入城市社會、渴望和城市居民一樣幸福。

新老農(nóng)民工追求美好生活的方式發(fā)生了變化，城鎮(zhèn)化的發(fā)展方式也需要發(fā)生相應的轉變。新型城鎮(zhèn)化強調以人為本，通過賦予農(nóng)民工均等的公共服務，實現(xiàn)農(nóng)民工的市民化（蔡昉，2013）。農(nóng)民工和城市居民的戶籍身份差異只是一種名義上的不同，更為實質的是附著于戶籍之上的公共服務和福利。城市居民擁有住房、子女教育、社會保障等方面的種種福利，而身在城市的農(nóng)民工則無法享有這些本地城市政府提供的公共服務和福利。農(nóng)民工實現(xiàn)戶籍身份的轉換，成為城市永久性居民，也就意味著獲得了在住房、子女教育、社會保障等方面的權益（Deng 和Gustafsson，2014）。能夠實現(xiàn)戶籍身份轉換的農(nóng)民工往往具有較好的勞動力市場表現(xiàn)，這有利于他們社會經(jīng)濟狀況的提高和社會資本的積累。本文從與戶籍身份密切相關的三個方面，即勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況，實證考察了戶籍的農(nóng)轉非如何影響農(nóng)村移民的主觀福利。

本文區(qū)分兩類農(nóng)村移民：（1）在城市工作生活，但尚未實現(xiàn)戶籍身份轉換的農(nóng)民工；（2）曾經(jīng)擁有農(nóng)村戶口，但已實現(xiàn)戶籍身份轉換的城市永久性居民。這兩類農(nóng)村移民在同一調查時點處于不同的戶籍制度下，但他們有著共同的農(nóng)村居民出身。因此，相對而言具有更多的可比性。在明確研究對象的基礎上，本文采用2016 年中國勞動力動態(tài)調查微觀數(shù)據(jù)，使用主觀幸福感作為主觀福利的衡量指標，并構建了和戶籍身份密切相關的反映個體勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況的變量。借鑒Levine 和Rothman（2006）和Baum Ⅱ和Ruhm（2009）等的研究思路，為了揭示戶籍轉換影響農(nóng)村移民主觀福利的機制，并提供各因素重要程度的數(shù)值，本文運用逐步回歸和OB分解的方法。實證結果表明，相較于尚未實現(xiàn)戶籍身份轉換的農(nóng)民工，已成為永久性居民的原移民在勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況上的表現(xiàn)較好，兩者在這三個方面的差異，是造成已成為永久性居民主觀福利高于農(nóng)民工的主要原因。戶籍身份轉換通過提高農(nóng)村移民的勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況，從而提高了他們的主觀福利。本文進一步將已成為永久性居民的原移民和城鎮(zhèn)原住民作為研究對象，考察戶籍轉換的主觀福利效應是否能夠讓農(nóng)村移民實現(xiàn)和城鎮(zhèn)原住民在主觀福利上的融合。結果表明，農(nóng)村移民在實現(xiàn)戶籍身份的轉換后，和城鎮(zhèn)原住民在主觀福利上不存在顯著差異，這在一定程度上表明了已成為永久性居民的原移民實現(xiàn)了主觀福利的城市融合。

本文的主要探索在于：第一，本文以城市的農(nóng)村移民為研究對象，重點考察戶籍身份的轉變通過哪些途徑影響了農(nóng)村移民的主觀福利，是對戶籍和居民福利關系文獻的一個補充?，F(xiàn)有關于戶籍身份轉變對農(nóng)村居民，尤其是在城市的農(nóng)村移民的主觀福利影響的文獻較少，且均未探討其中的作用機制。在少數(shù)研究戶籍身份和農(nóng)村居民主觀福利的文獻中，趙奉軍（2016）和Tani（2017）實證考察了戶籍身份的轉換對農(nóng)村居民主觀福利的影響，他們都發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民獲得了城市戶口后，他們的主觀福利會得到顯著的提高。當然，兩者使用的主觀福利指標不同，前者為生活滿意度，后者為GHQ12。趙奉軍（2016）和Tani（2017）的研究都使用了面板數(shù)據(jù)，且都利用了戶籍身份的外生變化。趙奉軍（2016）使用的數(shù)據(jù)為CFPS2010 年和CFPS2012 年的數(shù)據(jù)，利用在兩年間戶籍身份發(fā)生變化的樣本構造戶籍身份轉變處理效應，采用類似雙重差分的方法估計戶籍身份轉換對農(nóng)村居民生活滿意度的影響。Tani（2017）使用的數(shù)據(jù)是RUMiC2008 年和RUMiC2009年的數(shù)據(jù)，利用在兩個年份間土地被征收從而獲得城市戶口作為戶籍身份轉換的外生變化，并采用面板數(shù)據(jù)隨機效應模型估計戶籍身份轉變對農(nóng)村居民主觀福利的影響。趙奉軍（2016）和Tani（2017）都采用了一定的解決內(nèi)生性問題的方法，并關注于戶籍身份的轉變是否影響了農(nóng)村居民的主觀福利，但兩者都未探討戶籍轉換影響農(nóng)村居民主觀福利的作用機制，且都未聚焦在城市的農(nóng)村移民群體。

第二，本文的研究為新型城鎮(zhèn)化下深化戶籍制度改革是否實現(xiàn)了以人為本，提供了基于主觀福利視角的經(jīng)驗證據(jù)。改革開放后，戶籍制度朝著逐漸放松的方向改革，數(shù)以億計的農(nóng)村移民通過各種方式實現(xiàn)了戶籍身份的轉換成為了城市永久性居民?！秶倚滦统擎?zhèn)化規(guī)劃（2014?2020 年）》（以下簡稱《規(guī)劃》）提出了至2020 年，常住人口城鎮(zhèn)化率和戶籍人口城鎮(zhèn)化率的差距，在2012 年的基礎上縮小2 個百分點的政策目標。這意味著，在不久的將來會有1 億左右的農(nóng)民工實現(xiàn)戶籍身份的轉換，成為城市的永久性居民。新型城鎮(zhèn)化強調以人為本，將人重新置于關注的焦點，這是對以往土地城鎮(zhèn)化反思后的政策調整。除了公共服務均等化這些政策手段，更應關注農(nóng)村移民的主觀福利是否與城市實現(xiàn)了融合。數(shù)量如此龐大的農(nóng)轉非農(nóng)村移民群體，他們的主觀福利狀況是否在戶籍身份轉換后得到了提高，這關系到新型城鎮(zhèn)化的質量，也是評估新型城鎮(zhèn)化是否實現(xiàn)了以人為本的重要依據(jù)之一。

二、相關文獻與研究假說

（一）勞動力市場狀況。個體在勞動力市場上的表現(xiàn)與其主觀福利具有較強的相關性，羅楚亮（2009）的研究表明，就業(yè)者的主觀福利高于失業(yè)者，且絕對收入和主觀幸福感存在顯著的正向關系。除此之外，勞動者的就業(yè)類型也會影響其主觀福利。我國的勞動力市場正在逐漸正規(guī)化，一般使用簽訂勞動合同與否來衡量是否正規(guī)就業(yè)。2008 年新《勞動合同法》的頒布和實施，越來越多的勞動者和雇主簽訂了勞動合同。王海成和郭敏（2015）考察了正規(guī)就業(yè)對城鎮(zhèn)地區(qū)勞動者主觀福利的影響，發(fā)現(xiàn)正規(guī)就業(yè)者的主觀幸福感顯著高于非正規(guī)就業(yè)者；反之，非正規(guī)就業(yè)會降低勞動者的主觀福利。相對于非正規(guī)就業(yè)者，正規(guī)就業(yè)者的工資水平相對較高、工作較為穩(wěn)定，且擁有完善的社會保險和較好的職業(yè)發(fā)展前景，這些因素都有利于提高正規(guī)就業(yè)者的主觀福利水平。雖然如此，由于戶口帶來的一系列影響，農(nóng)民工的勞動力市場表現(xiàn)和已獲得城市戶口的農(nóng)村移民存在顯著的差距。

已獲得城市戶口的農(nóng)村移民和農(nóng)民工在城鎮(zhèn)勞動力市場上，面對不同的制度約束，進而造成了兩者不同的勞動力市場結果。農(nóng)民工在工資方面面臨著歧視，他們的工資水平顯著低于擁有城市戶口的勞動者。各種利用分解技術的研究表明，農(nóng)民工的工資劣勢存在戶籍歧視的部分（Lee，2012；章莉等，2014）。除了工資收入方面的差異，農(nóng)民工在就業(yè)選擇方面也面臨著一定的制度障礙，他們較難進入體制內(nèi)就業(yè)部門，往往就業(yè)于低收入的非正規(guī)部門（孫婧芳，2017）。體制內(nèi)部門就業(yè)崗位的正規(guī)化程度較高，工作穩(wěn)定性高且擁有完善的社會保障福利，這有助于提升勞動者的主觀福利水平。周闖和曲佳霖（2017）的數(shù)據(jù)描述性分析表明，公共部門勞動者的主觀幸福感均值高于非公共部門的勞動者。雖然勞動力市場的正規(guī)化程度正在逐漸提高，農(nóng)民工也可以通過和雇主簽訂勞動合同獲得相應的社會保障福利，但是農(nóng)民工仍然難以進入體制內(nèi)的就業(yè)部門。不同就業(yè)部門的工作狀況和福利待遇都存在顯著差異，農(nóng)轉非農(nóng)村移民在跨越部門進入的障礙后，他們的主觀福利水平會得到提高。

（二）社會保障狀況。我國的社會保險具有二元分割的特點，不同戶籍者享有不同的社會保險項目，城市社會保險的保障力度大于農(nóng)村社會保險。另外，城市政府推出的住房保障項目，也僅向擁有本地城市戶口的居民開放。農(nóng)民工雖然長期在城市工作和生活，但他們只能參加農(nóng)村社會保險，且大多租賃廉價的房屋。農(nóng)村移民戶籍身份的轉換，將帶來社會保險和住房狀況的變化，從而提高了他們的主觀福利。

在個體的生活中，存在著各種生老病死的不確定性因素，社會保險能夠有效地降低個體的預防性儲蓄、平滑當期消費，從而有利于提高個體的主觀福利。李后建（2014）使用CHIP2007 的流動人口調查數(shù)據(jù)，考察了以是否擁有養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)和工傷保險這四種社會保險項目衡量的不確定指標對城市務工人員主觀幸福感的影響。發(fā)現(xiàn)擁有社會保險能夠顯著提高農(nóng)民工的主觀幸福感，擁有社會保險能夠解釋農(nóng)民工之間幸福感差異的10%。農(nóng)民工在城鎮(zhèn)勞動力市場上遭遇就業(yè)歧視，他們在正規(guī)部門就業(yè)的比例低于城市戶口勞動者，從而使農(nóng)民工擁有城市醫(yī)療保險的比例較低。屬地化管理的社會保險制度設計，也造成了一部分農(nóng)民工沒有參加任何社會保險。農(nóng)民工可以參加農(nóng)村的社會保險項目，但是農(nóng)民工常年在城市工作、生活，使用農(nóng)村社會保險具有較高的制度成本，造成一部分農(nóng)民工沒有參加任何的社會保險項目。

住房自有能夠帶來個體主觀福利水平的提升。Hu（2013）使用CGSS2006 年數(shù)據(jù)中城鎮(zhèn)地區(qū)數(shù)據(jù)的研究表明，自有住房能夠顯著提高住房滿意度和整體生活的幸福感。祝仲坤和冷晨昕（2017）使用2012 年流動人口的動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)，考察了農(nóng)民工的居住模式和住房類型對其主觀幸福感的影響。他們的研究表明，自有住房顯著提高農(nóng)民工的主觀幸福感。自有住房能夠顯著提高個體的主觀福利，但農(nóng)民工在城市的自有住房率較低：（1）農(nóng)民工的社會經(jīng)濟狀況較低，難以購買城市的商品房；（2）和住房相關的社會保障項目，如廉租房、經(jīng)濟適用房，只針對擁有本地城市戶口的中低收入城市居民開放，擁有農(nóng)業(yè)戶口的農(nóng)民工被排斥在了城市住房福利體系之外。農(nóng)轉非永久性居民的社會經(jīng)濟狀況好于農(nóng)民工，能夠支付得起城市的房價。同時，獲得了城市戶口的永久性居民享有城市的住房福利，也有助于他們獲得自有住房。永久性居民比農(nóng)民工擁有更高的自有住房的比例，兩者的主觀福利的差異可能有來源于住房的部分。

（三）社會資本狀況。經(jīng)濟學家較為關注收入和個體主觀福利的關系，收入的增長需要經(jīng)濟的持續(xù)增長作為支撐。在長期，人們的主觀福利如何隨著經(jīng)濟的增長而發(fā)生變化吸引了眾多研究者的關注。相對于對個體主觀福利和經(jīng)濟增長關系的理解存在諸多爭議，社會資本和人們主觀福利的關系較為清晰。一般認為，社會資本和人們的主觀福利之間存在較強的相關關系。Bartolini 和Sarracino（2015）使用世界價值觀調查的研究表明，中國在經(jīng)濟增長的同時，面臨居民主觀福利水平的下降，社會資本水平的下降是其中重要的解釋。李樹和陳剛（2012）利用CGSS2006年調查問卷詢問受訪者與各類人打交道的頻率的問題，通過構建社會網(wǎng)絡指標，考察了以社會網(wǎng)絡為表征的社會資本對農(nóng)村居民幸福感的影響。他們發(fā)現(xiàn)，社會網(wǎng)絡能夠顯著提高農(nóng)村居民的主觀幸福感。

社會資本對勞動者的就業(yè)獲得、不同群體的收入差異都具有一定的解釋。Zhang 和Li（2003）對中國農(nóng)村的研究表明，社會關系對農(nóng)村勞動者獲得非農(nóng)就業(yè)有顯著的影響。程誠和邊燕杰（2014）使用JSent2009 全國八城市抽樣調查數(shù)據(jù)，實證考察了社會資本對農(nóng)民和城鎮(zhèn)職工收入差異的作用。他們發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工的社會資本低于城鎮(zhèn)職工，且社會資本影響職業(yè)選擇。由于不同職業(yè)的收入水平存在較大差距，從而導致了農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工的收入差距。農(nóng)民工的原生社會網(wǎng)絡在農(nóng)村老家，且他們的社會經(jīng)濟狀況較低，導致了難以在就業(yè)所在城市積累社會資本水平，農(nóng)民工的社會資本低于永久性居民。永久性居民在城市具有一定的社會資本積累，他們與農(nóng)民工在主觀福利上的差異可能來源于社會資本差異的部分。

綜上所述，本文提出如下假說：伴隨著戶籍身份的轉換，農(nóng)村移民的勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況得到了改善，從而有助于提高他們的主觀福利水平。

三、實證模型

農(nóng)村移民通過戶籍身份的轉換，成為城市永久性居民，從而實現(xiàn)了主觀福利的提升，表現(xiàn)為永久性居民的主觀福利高于未實現(xiàn)戶籍身份轉換的農(nóng)民工。本文的實證思路為，運用逐步加入和戶籍制度密切相關的勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況的逐步回歸和OB分解方法考察造成兩者主觀福利存在差異的具體因素及其重要程度。

（一）逐步回歸。借鑒Levine 和Rothman（2006）以及Baum 和Ruhm（2009）等研究，本文首先采用逐步加入機制變量的方式，檢驗勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況在戶籍身份轉換影響農(nóng)村移民主觀福利中的作用。基準模型如下：

其中，S WBi為農(nóng)村移民i的主觀福利，即為本文的幸福感變量；UrbanHukoui為戶口性質指示變量，對實現(xiàn)了戶籍身份轉換的永久性居民，UrbanHukoui取 值為1、農(nóng)民工則取值為0；incomei為收入變量；demographici為個體i的 人口學特征變量； ε1i為隨機擾動項。戶口性質指示變量的系數(shù)估計值即為在保持收入和人口學特征不變的情況下，戶籍身份的轉換對農(nóng)村移民主觀福利的影響。基于前文的理論假說，本文推測

在式（1）的基礎上，本文分別加入反映勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況的變量：

其中，Mi分別是勞動力市場狀況變量、社會保障狀況變量和社會資本狀況變量。系數(shù) α 的上標j分別對應僅控制某一類機制變量下的系數(shù)估計值。如果勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況對農(nóng)村移民的主觀福利有影響，且城市戶口顯著提高勞動者的勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況，那么式（2）的戶口性質指示變量的系數(shù)估計值 ?α1

j將小于式（1）的系數(shù)估計值分別計算即可了解勞動力市場狀況、社會保障狀況或社會資本狀況對農(nóng)轉非戶籍轉換的主觀福利效應的貢獻。

最后，估計同時控制勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況的方程。如果勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況都能夠解釋農(nóng)轉非戶籍身份轉換的主觀福利效應，那么此時的戶口性質變量的系數(shù)估計值將變得很小甚至為0，同時不具統(tǒng)計顯著性。

（二）OB分解。OB分解在主觀福利的研究中也得到了應用，本文利用OB分解的方法對農(nóng)轉非的永久性居民和農(nóng)民工的主觀福利差異進行分解（Helliwell 和Barrington-Leigh，2010；Sarracino，2013）。農(nóng)轉非永久性居民（P）和農(nóng)民工（M）主觀福利（SWB）的差異，可由包括勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況在內(nèi)的可觀測特征X所解釋：

為了考察勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況各自對永久性居民和農(nóng)民工主觀福利差異的影響，本文繼續(xù)計算構成分解（Detailed decomposition）。除了上述總分解（Aggregate decomposition），可進一步將上述特征效應部分和系數(shù)效應部分分解到各可觀測特征上。在構成分解時，本文將由總分解得到的永久性居民和農(nóng)民工的主觀福利的差異，進一步分解到收入、人口學特征、勞動力市場狀況、社會保障狀況、社會資本狀況這五類可觀測特征上，并重點關注后三者對永久性居民和農(nóng)民工的主觀福利差異的解釋。

四、數(shù)據(jù)與變量

（一）數(shù)據(jù)。本文所用數(shù)據(jù)來自2016 年中國勞動力動態(tài)調查（China Labor-force Dynamic Survey，CLDS）。該調查由中山大學社會科學調查中心組織實施，旨在通過對中國城鄉(xiāng)以村居為追蹤范圍的家庭、勞動力個體開展每兩年一次的動態(tài)追蹤調查，系統(tǒng)地監(jiān)測村居社區(qū)的社會結構和家庭、勞動力個體的變化與相互影響，建立勞動力、家庭和社區(qū)三個層次上的追蹤數(shù)據(jù)庫，從而為進行實證導向的高質量的理論研究和政策研究提供基礎數(shù)據(jù)。CLDS的調查對象為15?64 歲的勞動年齡人口，是我國第一個以勞動力為主題的全國性跟蹤調查。CLDS采用多階段、多層次、與勞動力規(guī)模成比例的概率抽樣方法獲取調查樣本，CLDS團隊在2012 年開展了全國層面的基線大調查，并每兩年開展一次追蹤調查。CLDS2016 年調查在全國（除港澳臺、西藏、海南外）29 個省、直轄市、自治區(qū)展開，共完成了401 份村居社區(qū)問卷、14 226 份家庭問卷、21 086 份15?64 歲勞動力人口個體問卷，數(shù)據(jù)樣本具有全國代表性。

（二）主要變量。

1.主觀福利與戶籍轉換。（1）主觀福利。以往的文獻使用幸福感、生活滿意度等衡量主觀福利（Easterlin 等，2012；Bartolini和Sarracino，2015）。本文使用CLDS2016 數(shù)據(jù)中的幸福感作為主觀福利的衡量指標。CLDS2016 的問卷設計了主觀幸福感問題，共有五個選項可供受訪者選擇：非常不幸福取值為1，非常幸福取值為5，介于非常不幸福和非常幸福之間的幸福感程度分別取對應的整數(shù)值。因此，本文的主觀福利變量，即主觀幸福感是一個五取值的有序變量，數(shù)值越大，表示幸福感越高。圖1 為已獲得城市戶口的農(nóng)民工和尚未獲得城市戶口的農(nóng)民工的幸福感分布。尚未獲得城市戶口的農(nóng)民工在非常不幸福、不幸福和一般的比例上相對較大，在幸福和非常不幸福上的比例較小；反之，已獲得城市戶口的農(nóng)民工在非常幸福和幸福上的比例較大，在一般、不幸福和非常不幸福上的比例較小。

圖 1 永久移民與農(nóng)民工的幸福感分布

（2）戶籍轉換。為了反映戶籍身份轉換，本文根據(jù)戶口所在地、調查時點的戶口性質、農(nóng)轉非的經(jīng)歷構建永久性居民和農(nóng)民工的指示變量。首先，根據(jù)戶口所在地判斷受訪者是本地戶口人員還是外來戶口人員。其次，根據(jù)戶口性質得到戶口屬性信息，將樣本分為城市戶口居民和農(nóng)村戶口居民。然后，CLDS2016 針對城市戶口居民，設計了農(nóng)轉非相關問題，本文可以將城市戶口居民劃分為城鎮(zhèn)原住民和農(nóng)轉非永久性居民。據(jù)此，可以識別三類和本文研究相關的人群，即農(nóng)民工、農(nóng)轉非城市居民和城鎮(zhèn)原住民。本文主要實證部分反映戶籍轉換的城市戶口變量為虛擬變量，永久性居民取值為1、農(nóng)民工取值為0。

2.勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況。（1）勞動力市場狀況。借鑒林易（2010）對單位性質的劃分方法，本文將在黨政機關、國有事業(yè)、國有企業(yè)、集體企事業(yè)工作的勞動者定義為體制內(nèi)就業(yè)者，將個體、私營、民營、三資和其他工作的視為體制外就業(yè)者。工作滿意度反映了勞動者對工作整體狀況的主觀評價，工作滿意度越高的勞動者，他們的主觀福利也會更高。本文利用CLDS2016 中的工作滿意度問題考察勞動力市場狀況在農(nóng)轉非農(nóng)民工的主觀福利效應中的作用。CLDS中的工作滿意度問題由5 個選項構成，本文將原始選項做逆序處理，使選項數(shù)值越大，表示工作滿意度越高。

（2）社會保障狀況。本文從社會保險（醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險）和住房狀況兩個方面，考察社會保障在農(nóng)轉非農(nóng)民工的主觀福利效應中的作用。第一，社會保險。CLDS2016 詢問了受訪者的醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險擁有狀況，本文定義城市醫(yī)療保險、城市養(yǎng)老保險和沒有相應的社會保險；第二，自有住房。住房狀況對居民主觀福利影響的研究表明，人們是否自有住房對其主觀福利有較顯著的影響（Hu，2013；祝仲坤和冷晨昕，2017）。CLDS2016 年調查的家庭問卷設計了住房條件模塊，詢問了受訪家庭現(xiàn)在居住的房子的產(chǎn)權情況，本文據(jù)此構建了住房是否自有的二值變量。

（3）社會資本狀況。社會資本分可分為認知型社會資本和結構型社會資本，本文通過CLDS提供的信息構建了反映認知型社會資本的信任度變量和反映結構型社會資本的組織參與變量。第一，鄰里信任。社區(qū)（村）是大部分人長期活動的場所，社區(qū)成員之間的交往互動會對個體的主觀福利具有重要的影響。CLDS2016 詢問了受訪者對本社區(qū)（村）的鄰里、街坊和其他居民的信任情況，有五個選項可供選擇。本文將非常不信任和不太信任歸為一類、一般信任歸為一類、比較信任和非常信任歸為一類，構造了反映三類信任程度的認知型社會資本變量。第二，組織參與。在社會參與和支持部分，CLDS2016 詢問了受訪者的社團、社會組織參與狀況，共計詢問了九類活動。CLDS2016 詢問了受訪者是否是其成員，以及過去一年參加該組織活動的頻率。本文根據(jù)過去一年參加該組織活動的頻率來構建本文的結構型社會資本。由于大部分受訪者在過去一年中從不參加這九項社會活動，所以本文構建了一個社會活動參與的指示變量，只要在過去的一年里參加了任何一項社會活動，就定義社會活動參與變量為1，在過去的一年里沒有參加任何一項社會活動，則定義社會活動參與變量為0。①由于篇幅所限，本文對控制變量就不再做說明，且略去變量的描述性統(tǒng)計結果。

五、實證結果與討論

（一）主觀福利的決定因素：逐步回歸估計結果。表1 為逐步回歸估計結果。第（1）列基準模型的回歸結果顯示，城市戶口和家庭人均年收入對農(nóng)村移民的主觀幸福感具有顯著的影響：實現(xiàn)了戶籍身份轉換的農(nóng)民工，他們的主觀幸福感比尚未實現(xiàn)戶籍身份轉換的農(nóng)民工高出一個等級的概率為10.5%，且家庭人均年收入每增加1 萬元，主觀幸福感提高一個等級的概率提高了7%。

第（2）列在第（1）列基準模型的基礎上，加入了勞動力市場狀況變量。體制內(nèi)就業(yè)者比體制外就業(yè)者的幸福感高出一個等級的概率為11.3%。個體的工作滿意度越高，其主觀幸福感也更高。非常滿意和滿意變量的系數(shù)估計值都為正，且非常滿意變量的系數(shù)估計值大于滿意變量。相對于對工作感到不滿意者，對工作感到滿意者的幸福感往上提高一個等級的可能性會提高40%；對工作感到非常滿意者，這一提高的比例為68.8%。工作滿意度為勞動者對自身工作狀況的整體主觀感受和主觀幸福感一樣，都是個體的主觀感受。個體的主觀感受往往密切相關，工作滿意度的系數(shù)估計值比體制內(nèi)就業(yè)變量的系數(shù)估計值大。城市戶口變量的系數(shù)估計值為0.07，在10.6%的統(tǒng)計水平上顯著。相對于基準模型下城市變量0.105 的系數(shù)估計值，加入了勞動力市場狀況變量后，城市戶口變量的系數(shù)估計值下降了33.3%。

表 1 主觀福利決定因素的逐步回歸結果

第（3）列在第（1）列的基礎上，加入了社會保障狀況變量。醫(yī)療保險比養(yǎng)老保險對農(nóng)村移民的主觀幸福感的影響更大，且醫(yī)療保險變量具有統(tǒng)計顯著性、養(yǎng)老保險變量不具有統(tǒng)計顯著性。同時，城市醫(yī)療保險比農(nóng)村醫(yī)療保險更能提高個體的主觀幸福感。擁有農(nóng)村醫(yī)療保險者的主觀幸福感比沒有醫(yī)療保險者的主觀幸福感高出一個等級的概率提高了16.2%，而擁有城市醫(yī)療保險者的主觀幸福感比沒有醫(yī)療保險者的幸福感高出一個等級的概率提高了17.1%。自有住房變量的估計結果表明，住房狀況對個體的主觀幸福感具有顯著的影響，第（3）列自有住房變量系數(shù)的估計值為0.107，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著。我們在基準模型的基礎上，進一步控制了醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和住房是否自有這些社會保障狀況，從而使城市戶口變量的系數(shù)估計值下降為0.037 且不具有統(tǒng)計顯著性，系數(shù)估計值數(shù)值下降的幅度為67.8%。第（4）列在第（1）列基準模型的基礎上，加入了社會資本狀況變量后顯示，信任和組織參與顯著影響了農(nóng)村移民的主觀幸福感。相對于對鄰里感受不信任者，非常信任者的主觀幸福感為更高一級者顯著高出了13.3%。在過去的一年里，參加過各類組織的農(nóng)村移民的幸福感刻度比沒有參加者高出了15.2%。城市戶口變量的系數(shù)估計值下降為0.082，下降了21.9%。

比較第（2）列至第（4）列分別加入了勞動力市場狀況變量、社會保障狀況變量和社會資本狀況變量后，城市戶口變量的系數(shù)估計值和表（3）基準模型下城市戶口變量的系數(shù)估計值顯示：加入了社會保障狀況變量后，城市戶口變量的系數(shù)估計值減小的幅度最大；其次是加入了勞動力市場狀況變量后的變化結果；最后是加入了社會資本狀況變量后的變化結果，也即相應的城市戶口變量估計值下降的幅度分別為67.8%、33.3%和21.9%。獲得城市戶口的農(nóng)民工和未獲得城市戶口的農(nóng)民工在勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況上的差異，各自都能夠解釋兩者間主觀幸福感的差異，第（2）列至第（4）列的逐步回歸結果表明：社會保障的差異對兩者主觀幸福感差異的解釋力最大。

表1 第（5）列為在基準模型的基礎上，同時加入了勞動力市場變量、社會保障變量和社會資本變量的全設定下的估計結果。此時，城市戶口變量的系數(shù)估計值減小為0.025，并不再具有統(tǒng)計顯著性。表明在同時控制了勞動力市場狀況、社會保障狀況、社會資本狀況的差異的情況下，已農(nóng)轉非的農(nóng)民工和尚未農(nóng)轉非的農(nóng)民工之間不存在主觀幸福感的差異。換言之，農(nóng)村移民在獲得城市戶口后，實現(xiàn)了勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況的改善，從而提高了其主觀幸福感。

（二）已農(nóng)轉非的農(nóng)民工和尚未農(nóng)轉非的農(nóng)民工主觀福利的差異分解：OB分解結果。表2 為農(nóng)轉非的農(nóng)民工和尚未農(nóng)轉非的農(nóng)民工幸福感差異的OB分解結果。第（1）列總分解估計結果顯示，已農(nóng)轉非的農(nóng)民工和尚未農(nóng)轉非的農(nóng)民工在幸福感的均值上存在0.205 個單位的統(tǒng)計顯著性差異。特征效應和系數(shù)效應的估計值分別為0.210 和?0.006，僅特征效應的估計值具有統(tǒng)計顯著性。特征效應為已農(nóng)轉非的農(nóng)民工和尚未農(nóng)轉非的農(nóng)民工在可觀測特征上的差異對兩者主觀福利差異的解釋部分，系數(shù)效應為已農(nóng)轉非的農(nóng)民工和尚未農(nóng)轉非的農(nóng)民工在可觀測特征對主觀福利影響的效應差異對兩者主觀福利差異的解釋部分。已農(nóng)轉非的農(nóng)民工和尚未農(nóng)轉非的農(nóng)民工在可觀測特征上的差異，是前者的主觀福利高于后者的主要原因。

表2 第（2）和第（3）列為構成分解的估計結果。本文將控制的可觀測變量分為六類，分別是家庭人均年收入、人口學特征、省份固定效應、勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況，構成分解將總分解的結果進一步分解到這六類特征上。第（3）列系數(shù)效應的構成分解均不具有統(tǒng)計顯著性，因為第（1）列的總分解結果表明，特征效應才是解釋已農(nóng)轉非的農(nóng)民工和尚未農(nóng)轉非的農(nóng)民工主觀福利差異的主要原因，本文將分析的重點放在特征效應的構成分解上。家庭人均年收入和人口學特征不具有統(tǒng)計顯著性，勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況均具有統(tǒng)計顯著性。社會保障狀況變量的系數(shù)估計值為0.084，占整個特征效應的40%；其次為勞動力市場狀況變量，系數(shù)估計值為0.058，占特征效應的27.6%；最后是社會資本狀況變量，系數(shù)估計值和占比分別為0.024 和11.4%。構成分解的估計結果表明，對可觀測特征而言，已農(nóng)轉非的農(nóng)民工和尚未農(nóng)轉非的農(nóng)民工在社會保障狀況上的差異，是造成兩者主觀福利差異的主要原因；其次是勞動力市場狀況和社會資本狀況。

表 2 永久移民與農(nóng)民工的幸福感差異分解

表2OB分解的估計結果表明：已農(nóng)轉非的農(nóng)民工和尚未農(nóng)轉非的農(nóng)民工在可觀測特征上的差異，是造成兩者主觀福利差異的主要原因。在這些可觀測特征上，兩者在家庭人均年收入和人口學特征上的差異對兩者主觀福利差異的解釋不具有統(tǒng)計顯著性，勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況的差異占到了可觀測特征解釋部分的79%。其中，已農(nóng)轉非的農(nóng)民工和尚未農(nóng)轉非的農(nóng)民工在社會保障狀況上的差異又是起著重要作用的部分，占到了整個特征效應的40%。表2OB分解的估計結果和表1 逐步回歸的估計結果相類似，已農(nóng)轉非的農(nóng)民工和尚未農(nóng)轉非的農(nóng)民工在勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況上的差異，是比家庭人均年收入和人口學特征更重要的解釋兩者主觀福利差異的因素，其中又以社會保障上的差異最具解釋力。

（三）對不同形式戶籍轉換的農(nóng)民工的異質性考察。本文繼續(xù)利用CLDS數(shù)據(jù)中關于戶籍轉換的詳細信息，考察戶籍身份轉換的不同形式對農(nóng)村移民的農(nóng)轉非主觀福利效應的影響。借鑒相關文獻，本文按照農(nóng)轉非的不同形式，將已獲農(nóng)轉非身份的農(nóng)村移民分為兩類：自致型農(nóng)轉非農(nóng)村移民和外致型農(nóng)轉非農(nóng)民移民（鄭冰島和吳曉剛，2013）。自致型農(nóng)轉非農(nóng)村移民更多的是依靠自身的努力，選擇去實現(xiàn)戶籍身份的轉換，他們往往比外致型農(nóng)轉非農(nóng)村移民具有更強的“能力”。

表3 是不同農(nóng)轉非形式農(nóng)村移民和尚未農(nóng)轉非農(nóng)民工主觀福利差異的OB分解結果。自致型農(nóng)轉非農(nóng)村移民的主觀幸福感高于外致型農(nóng)轉非農(nóng)村移民，且Panel A和Panel B的總分解結果顯示，僅特征效應的系數(shù)估計值具有統(tǒng)計顯著性、系數(shù)效應均不具有統(tǒng)計顯著性。和表2 不考慮戶籍轉換形式的分解結果的結論相類似，自致型農(nóng)轉非農(nóng)村移民和尚未農(nóng)轉非農(nóng)民工的主觀福利差異與外致型農(nóng)轉非農(nóng)村移民和尚未農(nóng)轉非農(nóng)民工的主觀福利差異都是由群體內(nèi)的特征差異所造成。分別計算兩組樣本的主觀幸福感差異由可觀測特征解釋的比例顯示，外致型農(nóng)轉非農(nóng)村移民和尚未農(nóng)轉非農(nóng)民工主觀福利的差異更多的是由兩者可觀測特征所解釋。表3Panel A列和Panel B列構成分解的特征效應估計結果顯示，勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況的系數(shù)估計值均具有統(tǒng)計顯著性，能夠解釋自致型農(nóng)轉非農(nóng)村移民和尚未農(nóng)轉非農(nóng)民工、外致型農(nóng)轉非農(nóng)村移民和尚未農(nóng)轉非農(nóng)民工之間由可觀測特征解釋的主觀幸福感差異。分別計算Panel A和Panel B的勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況占特征效應的比例，發(fā)現(xiàn)這三類特征占特征效應的比例對Panel B外致型農(nóng)轉非和尚未農(nóng)轉非農(nóng)民工主觀福利的差異由可觀測特征解釋的比例都大于Panel A自致型農(nóng)轉非和尚未農(nóng)轉非農(nóng)民工組。社會保障的差異在外致型農(nóng)轉非組和自致型農(nóng)轉非組中，都是解釋兩者和尚未農(nóng)轉非農(nóng)民工由可觀測特征差異造成的主觀福利差異的最重要部分，在外致型農(nóng)轉非組中占到了93.5%、在自致型農(nóng)轉非組中占到了24.5%。

表 3 不同形式戶籍轉換的農(nóng)村移民與尚未獲得戶籍的農(nóng)民工的幸福感差異分解

（四）農(nóng)轉非農(nóng)村移民實現(xiàn)了主觀福利的城市融合了嗎？為了考察已農(nóng)轉非的農(nóng)村移民在主觀福利上是否實現(xiàn)了和城鎮(zhèn)原住民的融合，本文繼續(xù)利用CLDS數(shù)據(jù)中的城鎮(zhèn)原住民樣本，考察農(nóng)轉非農(nóng)村移民和城鎮(zhèn)原住民是否存在主觀福利上的差異，表4 為農(nóng)轉非農(nóng)村移民和城鎮(zhèn)原住民主觀幸福感的OB分解結果。總分解估計結果顯示，農(nóng)轉非農(nóng)村移民的幸福感均值為3.889，城鎮(zhèn)原住民的幸福感均值為3.921，兩者不存在顯著的差異。特征效應和系數(shù)效應的系數(shù)估計值也不具有統(tǒng)計顯著性。表4 對農(nóng)轉非農(nóng)村移民和城鎮(zhèn)原住民幸福感差異的OB分解結果表明，農(nóng)轉非使農(nóng)村移民在主觀福利上實現(xiàn)了和城鎮(zhèn)原住民的融合。當然，由于各地的戶籍政策不盡相同，再加上各地的經(jīng)濟社會狀況存在差異，農(nóng)轉非農(nóng)村移民實現(xiàn)了主觀福利上與城鎮(zhèn)原住民的融合這一結論是僅就平均意義而言。

表 4 農(nóng)轉非農(nóng)村移民與城鎮(zhèn)原住民的幸福感差異分解

六、結 論

本文運用CLDS2016 年數(shù)據(jù)，實證考察了戶籍身份的農(nóng)轉非通過哪些因素影響進入城市的農(nóng)村移民的主觀福利。采用幸福感衡量農(nóng)村移民的主觀福利，數(shù)據(jù)表明已農(nóng)轉非的農(nóng)村移民的主觀幸福感顯著高于尚未農(nóng)轉非的農(nóng)民工。逐步加入了機制變量的逐步回歸和OB分解結果均表明：戶籍身份轉換提高了農(nóng)村移民的主觀福利效應主要是通過勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況的改善而實現(xiàn)的，兩者主觀福利的差異并非來自收入和人口學特征的差異。已農(nóng)轉非的農(nóng)村移民比尚未農(nóng)轉非的農(nóng)民工在體制內(nèi)部門就業(yè)更多、工作滿意度也更高，農(nóng)轉非的農(nóng)村移民擁有城市社會保險的可能性更大、自有住房的比例更高，其對本社區(qū)（村）的鄰里、街坊和其他居民的信任程度更高、參加各種社會組織的可能性也更大。按照農(nóng)轉非的不同形式的分析結果表明：戶籍轉換的主觀福利效應對自致型農(nóng)轉非農(nóng)村移民的主觀福利提升的效應更大。

在新型城鎮(zhèn)化條件下，戶籍制度的深化改革將使更多的農(nóng)村移民實現(xiàn)戶籍身份的農(nóng)轉非，成為城市的永久性居民。已農(nóng)轉非的農(nóng)村移民是否實現(xiàn)了和城鎮(zhèn)原住民在社會經(jīng)濟等各個方面的融合，是評估新型城鎮(zhèn)化是否做到了以人為本的重要依據(jù)。能夠實現(xiàn)戶籍身份的農(nóng)轉非進而成為城市永久性居民的農(nóng)村移民能夠獲得勞動力市場狀況、社會保障狀況和社會資本狀況的改善，這有利于提高他們的主觀福利水平，從而實現(xiàn)其與城鎮(zhèn)原住民在主觀福利上的融合。本文對已農(nóng)轉非的農(nóng)村移民和城鎮(zhèn)原住民的主觀福利差異的分析表明，兩者的主觀福利總體上不存在顯著差異，即戶籍身份的轉換使農(nóng)村移民能夠實現(xiàn)其與城鎮(zhèn)原住民在主觀福利上的完全融合。