制度融入影響流動(dòng)人口幸福感的機(jī)制及效應(yīng)

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(jìn)入全面開啟社會(huì)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(shí)、更有保障、更可持續(xù)，成為新階段社會(huì)建設(shè)和民生保障的核心任務(wù)。在新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程持續(xù)推進(jìn)的時(shí)代背景下，我國流動(dòng)人口規(guī)模已高達(dá)3.76億人，在近十年的時(shí)間里，增長了70%[1]。流動(dòng)人口已經(jīng)成為我國現(xiàn)代化進(jìn)程中規(guī)模十分龐大的群體。從這個(gè)角度看，提高流動(dòng)人口幸福感對(duì)提升新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量和促進(jìn)民生保障建設(shè)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。盡管學(xué)術(shù)界對(duì)流動(dòng)人口幸福感已進(jìn)行了較多研究，但是關(guān)于制度融入對(duì)流動(dòng)人口幸福感影響機(jī)制的實(shí)證研究和理論解釋仍然較為匱乏，有待進(jìn)一步拓展?；诖?，本文從職工養(yǎng)老保險(xiǎn)和居住證制度兩個(gè)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(dòng)人口幸福感的理論框架，運(yùn)用2020年度長三角地區(qū)城市流動(dòng)人口調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期為完善居住證制度和提升流動(dòng)人口幸福感提供參考。

一、流動(dòng)人口幸福感研究文獻(xiàn)述評(píng)

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(duì)移民幸福感具有顯著的正向影響[2]。而針對(duì)瑞典國內(nèi)移民的研究卻顯示，在中短期時(shí)間內(nèi)，國內(nèi)工作移民和非工作移民的幸福感都會(huì)大為提高；但只有工作移民的幸福感在更長時(shí)間之后仍有顯著上升[3]。實(shí)際上，影響移民幸福感的因素是較為多元的。例如，來自30個(gè)歐洲國家的研究表明，健康狀況的改善會(huì)顯著提高移民幸福感[4]?；?002-2018年歐洲社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)的研究顯示，相對(duì)收入（relative income）與移民主觀幸福感之間具有顯著的關(guān)系，相對(duì)收入劣勢縮小時(shí)，移民主觀幸福感會(huì)隨之顯著提高[5]。來自俄羅斯的研究表明，社會(huì)信任（general social trust）和社區(qū)移民的相對(duì)規(guī)模（relative size of the community of the migrant's compatriots）等社會(huì)資本因素對(duì)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(shí)，國內(nèi)學(xué)者對(duì)流動(dòng)人口幸福感議題也進(jìn)行了較多研究?？傮w而言，國內(nèi)學(xué)者主要運(yùn)用定量研究方法對(duì)流動(dòng)人口幸福感的影響因素進(jìn)行了多角度的實(shí)證研究，包括6個(gè)方面：一是個(gè)體人口特征。例如夏倫等指出，性別和年齡對(duì)流動(dòng)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(dòng)人口幸福感之間存在U型關(guān)系[7]。同時(shí)，教育程度對(duì)流動(dòng)人口幸福感也具有顯著提升作用[8]。二是經(jīng)濟(jì)因素。個(gè)體收入差距和家庭收入差距都與流動(dòng)人口幸福感存在顯著的U型關(guān)系，但其對(duì)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(shí)，就業(yè)單位性質(zhì)對(duì)流動(dòng)人口幸福感也具有顯著影響，流動(dòng)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(duì)流動(dòng)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(duì)較高[11]。三是權(quán)益保障因素。基于上海市調(diào)查數(shù)據(jù)的研究顯示，流動(dòng)人口社會(huì)保險(xiǎn)參與種類越多，其幸福感也越高，醫(yī)療保險(xiǎn)的提升效應(yīng)最大，養(yǎng)老保險(xiǎn)次之[12]。李瀟曉指出工傷、職業(yè)病、工資拖欠、強(qiáng)迫勞動(dòng)、有害工作環(huán)境等權(quán)益受損問題制約了流動(dòng)人口幸福感的提高[13]。四是社會(huì)融入因素。張華初指出，社會(huì)參與和社會(huì)交往對(duì)流動(dòng)人口幸福感具有顯著影響[14]。關(guān)于2012年黑龍江流動(dòng)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(huì)融入因素對(duì)流動(dòng)人口幸福感具有顯著影響，社會(huì)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(duì)流動(dòng)人口積極情感、生活滿意度等具有顯著的負(fù)向影響，并且鄰里貧困程度也對(duì)其生活滿意度具有顯著的負(fù)向影響[16]。鄰里互動(dòng)與互助等鄰里關(guān)系對(duì)流動(dòng)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(fù)向影響，良好的鄰里關(guān)系對(duì)流動(dòng)人口幸福感具有重要的現(xiàn)實(shí)意義[17]。六是城市規(guī)模因素。城市規(guī)模對(duì)流動(dòng)人口幸福感的影響呈現(xiàn)U型特征，并通過個(gè)體收入、城市生產(chǎn)率、失業(yè)率等中介路徑間接影響流動(dòng)人口幸福感，個(gè)體收入路徑的影響效應(yīng)最大[18]。而對(duì)于不同規(guī)模城市，影響流動(dòng)人口幸福感的因素存在較大差異，住房和社會(huì)交往因素對(duì)流動(dòng)人口幸福感的影響相對(duì)更為重要[19]。

以上文獻(xiàn)為我們了解流動(dòng)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(dòng)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(huì)保險(xiǎn)因素對(duì)流動(dòng)人口幸福感的影響，但關(guān)于制度融入對(duì)流動(dòng)人口幸福感的影響機(jī)制仍然缺乏系統(tǒng)性研究?；诖?，下文嘗試建立制度融入影響流動(dòng)人口幸福感的理論框架，并進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

二、制度融入影響流動(dòng)人口幸福感的理論框架

流動(dòng)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(huì)治理機(jī)制，進(jìn)而導(dǎo)致流動(dòng)人口對(duì)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(shí)施居住證制度的背景下，居住證及其積分是大城市流動(dòng)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(xiǎn)和居住證等制度融入因素可能對(duì)流動(dòng)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(huì)保險(xiǎn)是影響流動(dòng)人口幸福感的顯著要素[22]。而且，居住證對(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)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(xiǎn)和居住證制度等制度融入因素可能對(duì)流動(dòng)人口幸福感產(chǎn)生重要影響?；诖耍疚奶岢鲋贫热谌雽?duì)流動(dòng)人口幸福感的直接影響假設(shè)。

假設(shè)1：制度融入對(duì)流動(dòng)人口幸福感具有顯著的直接正向影響。

同時(shí)，社會(huì)政策對(duì)居民生活信心也具有重要影響。歐洲的實(shí)證研究顯示，失業(yè)救濟(jì)政策能夠緩解失業(yè)者的經(jīng)濟(jì)壓力，降低失業(yè)者對(duì)未來經(jīng)濟(jì)安全的擔(dān)憂，從而增強(qiáng)其未來生活信心[24]。針對(duì)中國農(nóng)村地區(qū)的實(shí)證研究也顯示，農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)和居住證制度可能也對(duì)流動(dòng)人口生活信心產(chǎn)生重要影響。于是，提出制度融入對(duì)流動(dòng)人口生活信心的影響假設(shè)。

假設(shè)2：制度融入對(duì)流動(dòng)人口生活信心具有顯著的正向影響。

生活信心是個(gè)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(duì)青少年幸福感確實(shí)具有顯著的影響[26]。另一項(xiàng)基于中國家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究顯示，生活信心對(duì)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(duì)流動(dòng)人口幸福感具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。這可能會(huì)使養(yǎng)老保險(xiǎn)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(dòng)人口幸福感。于是，可以提出制度融入對(duì)流動(dòng)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(dòng)人口幸福感。

最后，流動(dòng)人口作為龐大的社會(huì)群體，其特征存在明顯的代際差異。這可能使養(yǎng)老保險(xiǎn)和居住證等制度融入因素對(duì)不同世代流動(dòng)人口幸福感的影響存在差異。醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)新生代流動(dòng)人口幸福感具有顯著的影響，但其對(duì)老一代流動(dòng)人口的影響不顯著[28]。而一項(xiàng)關(guān)于珠三角地區(qū)的研究顯示，居住證制度對(duì)不同生命歷程階段流動(dòng)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(xiǎn)和居住證等制度融入因素對(duì)流動(dòng)人口幸福感的影響也可能因流動(dòng)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(duì)流動(dòng)人口幸福感的世代差異影響假設(shè)。

假設(shè)4：制度融入對(duì)流動(dòng)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(dòng)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(shí)證模型，檢驗(yàn)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(dòng)人口幸福感的實(shí)證模型

（一）數(shù)據(jù)來源

本文運(yùn)用“2020年長三角地區(qū)城市流動(dòng)人口調(diào)查”的問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。該調(diào)查由華東政法大學(xué)師生所組成的項(xiàng)目組具體執(zhí)行和實(shí)施，調(diào)查時(shí)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(gè)，其中安徽省樣本為202個(gè)（11.6%），浙江省樣本281個(gè)（16.2%），江蘇省303個(gè)（17.5%），上海市949個(gè)（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(huì)保險(xiǎn)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(huì)保險(xiǎn)是基本公共服務(wù)的核心內(nèi)容，職工社會(huì)保險(xiǎn)已經(jīng)全面實(shí)行養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)、工傷保險(xiǎn)、生育保險(xiǎn)“五險(xiǎn)合一”的統(tǒng)一征繳模式，因而職工養(yǎng)老保險(xiǎn)可以全面反映流動(dòng)人口職工社會(huì)保險(xiǎn)的參與狀況。于是，本文主要以職工養(yǎng)老保險(xiǎn)和居住證來具體測量制度融入。后文將以職工醫(yī)療保險(xiǎn)替代職工養(yǎng)老保險(xiǎn)，對(duì)研究結(jié)論穩(wěn)健性進(jìn)行必要的檢驗(yàn)。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(gè)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(duì)當(dāng)前的生活感覺怎么樣？”來測量，根據(jù)答案選項(xiàng)數(shù)據(jù)特征進(jìn)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(duì)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(jìn)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(qiáng)調(diào)其伴隨著以數(shù)字技術(shù)和智能手機(jī)等為代表的互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代環(huán)境而成長，其生活方式、價(jià)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(duì)世代結(jié)構(gòu)進(jìn)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(gè)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(gè)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(xiǎn)和居住證對(duì)流動(dòng)人口生活信心和幸福感的影響機(jī)制模型。假設(shè)因變量的取值水平為4，于是建立3個(gè)Cumulative Logits Model模型。因變量各個(gè)取值的對(duì)應(yīng)概率為P1、P2、P3、P4，擬合3個(gè)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(jī)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(jī)制模型14、模型15和模型16（表7）。同時(shí)可以得到樣本總體和分世代結(jié)構(gòu)的流動(dòng)人口生活信心影響機(jī)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(xiǎn)代替職工養(yǎng)老保險(xiǎn)，可以得到穩(wěn)健性檢驗(yàn)?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(jìn)行簡要的地區(qū)差異對(duì)比分析，得到模型10、模型11、模型12和模型13（表6）。各檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型都符合適用要求以及具有統(tǒng)計(jì)學(xué)分析意義。

表2 流動(dòng)人口幸福感的logistic回歸模型

表3 流動(dòng)人口生活信心影響機(jī)制的logistic回歸模型

四、制度融入影響流動(dòng)人口幸福感的具體路徑

（一）流動(dòng)人口幸福感的基本特征

流動(dòng)人口幸福感的均值為2.50。其中對(duì)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(dòng)人口的48.3%。而分別有39.3%、7.8%的流動(dòng)人口對(duì)目前生活的感受為“比較幸福”與“非常幸?！?，兩者之和為47.1%。此外，還有4.6%的流動(dòng)人口認(rèn)為其生活“不幸?！薄Ｓ纱丝梢?，流動(dòng)人口幸福感的整體水平中等偏上，少數(shù)流動(dòng)人口的幸福感水平相對(duì)較低。因而，流動(dòng)人口幸福感水平仍有較大的提升空間。

分世代來看，流動(dòng)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(dòng)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“比較幸福”和“非常幸?！钡牧鲃?dòng)人口人數(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(dòng)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(yàn)的概率值為0.028，說明流動(dòng)人口幸福感確實(shí)存在顯著的世代差異?？傮w而言，流動(dòng)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(dòng)人口幸福感水平的世代遞降性。因而關(guān)注“Z世代”流動(dòng)人口幸福感，對(duì)提高流動(dòng)人口整體幸福感具有更為重要的意義。

（二）制度融入對(duì)流動(dòng)人口幸福感的直接影響

制度融入對(duì)流動(dòng)人口幸福感具有重要的現(xiàn)實(shí)影響?；谥袊C合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)的研究顯示，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)流動(dòng)人口幸福感的影響為負(fù)向，但并不顯著[32]。本文實(shí)證結(jié)果顯示，職工養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)的系數(shù)都為負(fù)，但在0.1顯著性水平下都不顯著。這說明職工養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)流動(dòng)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(dòng)人口的重要社會(huì)政策，不僅能有效提高流動(dòng)人口福利水平[33]，具有客觀政策效應(yīng)，而且居住證也對(duì)流動(dòng)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(dòng)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(dòng)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(duì)應(yīng)的是，獲得居住證的流動(dòng)人口幸福感為“不幸福”和“一般”的人數(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(shí)對(duì)流動(dòng)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(dòng)人口幸福感更高的發(fā)生概率提高35.12%（OR值-1，模型3）。可見職工養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)人口幸福感的間接作用

制度融入也會(huì)對(duì)流動(dòng)人口幸福感產(chǎn)生間接作用，包括兩個(gè)階段。第一階段是生活信心對(duì)流動(dòng)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(xiǎn)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(gè)層級(jí)，流動(dòng)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?dòng)人口幸福感的核心來源之一，提升生活信心對(duì)提高流動(dòng)人口幸福感具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

第二階段是制度融入對(duì)流動(dòng)人口生活信心的提振效應(yīng)。職工養(yǎng)老保險(xiǎn)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(rèn)為，職工養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)流動(dòng)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(dòng)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(dòng)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(yuǎn)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(shí)，獲得居住證可以使得流動(dòng)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(shí)會(huì)通過生活信心而間接影響流動(dòng)人口幸福感。這使得居住證對(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)人口幸福感具有直接和間接的雙重效應(yīng)，而養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)人口幸福感的效應(yīng)結(jié)構(gòu)

職工養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)流動(dòng)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(jì)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(gè)影響效應(yīng)值（如表4所示），其特征體現(xiàn)在3個(gè)方面：一是居住證對(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)人口生活信心具有更為重要的現(xiàn)實(shí)意義。二是生活信心對(duì)流動(dòng)人口幸福感具有顯著的正向效應(yīng)（3.5177，表4），其效應(yīng)遠(yuǎn)大于居住證的生活信心效應(yīng)以及居住證對(duì)流動(dòng)人口的幸福感效應(yīng)。因此生活信心是流動(dòng)人口幸福感的核心來源之一，提升生活信心對(duì)流動(dòng)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(yuǎn)大于其直接效應(yīng)（1.4943＞0.3512，表4）。居住證對(duì)流動(dòng)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(duì)提高流動(dòng)人口幸福感相對(duì)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(yàn)

從模型8和模型9可知，職工醫(yī)療保險(xiǎn)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(xiǎn)對(duì)流動(dòng)人口幸福感不具有顯著影響，還體現(xiàn)了制度融入對(duì)流動(dòng)人口幸福感影響的穩(wěn)健性。制度融入對(duì)流動(dòng)人口幸福感影響機(jī)制的相關(guān)結(jié)論也具有較高可信度。

表5 流動(dòng)人口幸福感的logistic回歸模型（職工醫(yī)療保險(xiǎn)）

（六）制度融入影響的地區(qū)差異分析

制度融入對(duì)流動(dòng)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(gè)方面（見表6）。一是職工養(yǎng)老保險(xiǎn)各個(gè)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(duì)流動(dòng)人口幸福感的影響并不會(huì)因區(qū)域差異而存在顯著差異。二是居住證對(duì)上海市流動(dòng)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(duì)上海市流動(dòng)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(duì)上海市流動(dòng)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(duì)上海市流動(dòng)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(duì)上海市流動(dòng)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(duì)上海市和其他長三角地區(qū)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)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(huì)因地區(qū)差異而發(fā)生顯著變化。

表6 流動(dòng)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(duì)流動(dòng)人口幸福感的世代差異影響

世代結(jié)構(gòu)對(duì)流動(dòng)人口幸福感及其影響機(jī)制具有重要意義，體現(xiàn)在3個(gè)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(duì)應(yīng)的“Y世代”。由此可知隨著流動(dòng)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(dòng)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(xiǎn)的3個(gè)系數(shù)均不顯著（0.1顯著性水平），而居住證的3個(gè)系數(shù)都顯著且為正（0.01顯著性水平）。同時(shí)，從模型5、模型6、模型7可看到，職工養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)對(duì)不同世代流動(dòng)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(xiǎn)對(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)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(shí)居住證對(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)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(shí)生活信心對(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)人口幸福感的總效應(yīng)也隨著流動(dòng)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(duì)各世代流動(dòng)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(duì)流動(dòng)人口幸福感影響的路徑間接性特征并不會(huì)因流動(dòng)人口世代的轉(zhuǎn)變而發(fā)生明顯變化。

表7 流動(dòng)人口幸福感的logistic回歸模型

所以居住證對(duì)流動(dòng)人口的生活信心效應(yīng)以及對(duì)幸福感的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)都隨著流動(dòng)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(dòng)人口幸福感。

五、制度融入影響流動(dòng)人口幸福感的理論解釋

制度融入對(duì)流動(dòng)人口幸福感的具體影響路徑主要體現(xiàn)在以下3個(gè)方面（影響路徑如圖2所示）：一是職工養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)人口幸福感不僅具有直接提升效應(yīng)，還會(huì)通過生活信心間接提升流動(dòng)人口幸福感。而且居住證對(duì)流動(dòng)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(duì)流動(dòng)人口生活信心的提振效應(yīng)和對(duì)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(duì)流動(dòng)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(xiǎn)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(dòng)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(xiǎn)制度的目標(biāo)是為職工在退休和年老之后提供經(jīng)濟(jì)保障，其功能具有單一性特征，使其對(duì)流動(dòng)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(dòng)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(dòng)人口突破戶籍限制而實(shí)現(xiàn)遷移，從而全面獲得城市各種權(quán)益并實(shí)現(xiàn)市民化鋪墊了現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。因而相對(duì)于職工養(yǎng)老保險(xiǎn)等制度，居住證的核心功能對(duì)流動(dòng)人口來說更為重要，這使得居住證能夠顯著提高流動(dòng)人口的生活信心和幸福感。比如，鄔某（個(gè)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(qǐng)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(duì)自己生活充滿信心，感覺生活各個(gè)方面都挺好。然而張某（個(gè)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(xiǎn)一金”，但感覺這對(duì)現(xiàn)實(shí)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(duì)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(dòng)人口提供了相關(guān)支持和服務(wù)，因而能夠有效提升流動(dòng)人口的生活信心和幸福感。

二是政策時(shí)效差異。職工養(yǎng)老保險(xiǎn)需要個(gè)體現(xiàn)時(shí)及未來持續(xù)進(jìn)行繳費(fèi)，才能在年老后獲得經(jīng)濟(jì)支持，屬于未來保障型制度，其政策時(shí)效具有延時(shí)性，使得其對(duì)流動(dòng)人口目前生活及幸福感難以產(chǎn)生現(xiàn)實(shí)的影響。然而居住證制度屬于即時(shí)保障型制度，其政策時(shí)效具有即時(shí)性和強(qiáng)時(shí)效性特征。根據(jù)《居住證暫行條例》等相關(guān)政策，流動(dòng)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(gè)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(duì)家庭未來生活安排充滿信心。但其認(rèn)為職工養(yǎng)老保險(xiǎn)需要在幾十年后才能夠享受，對(duì)目前生活沒有什么意義。可見居住證制度作為一種即時(shí)性保障制度，為流動(dòng)人口提供了各種可即時(shí)獲得的服務(wù)和便利，從而提升了流動(dòng)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(xiǎn)卻不具有這樣的現(xiàn)實(shí)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(dòng)人口職工養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率較高，其同一性也較高，這使得職工養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)流動(dòng)人口幸福感的影響較為有限。然而，流動(dòng)人口居住證獲得率只有29.9%，且隨著流動(dòng)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(gè)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(shí)為其繳納了社會(huì)保險(xiǎn)，但一直沒有辦理居住證。可見，居住證的覆蓋程度較低，使得大部分流動(dòng)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(dòng)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(shí)效的即時(shí)性、獲得程度的低水平性，是其能夠?qū)α鲃?dòng)人口生活信心和幸福感產(chǎn)生顯著提升效應(yīng)的核心原因。而職工養(yǎng)老保險(xiǎn)核心功能的單一性、保障時(shí)效的未來性、獲得程度的高水平性使其對(duì)流動(dòng)人口生活信心和幸福感的影響較為有限。

六、提高流動(dòng)人口幸福感的機(jī)制建設(shè)

流動(dòng)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(dòng)人口幸福感的重要因素，但職工養(yǎng)老保險(xiǎn)和居住證對(duì)流動(dòng)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(jī)制，采取相應(yīng)措施以有效提高流動(dòng)人口幸福感。

（一）以人為本：健全居住證服務(wù)機(jī)制

居住證制度能夠有效提振流動(dòng)人口生活信心及其幸福感，因此需要完善居住證服務(wù)機(jī)制，提升流動(dòng)人口居住證可及性。一方面，需要結(jié)合流動(dòng)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(jī)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(huì)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(shí)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(tái)，打通公安、住建、民政等各個(gè)部門的信息共享平臺(tái)，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(jī)制，提升服務(wù)質(zhì)量，促進(jìn)流動(dòng)人口居住證獲得率的提高。

此外，基于2017年流動(dòng)人口監(jiān)測數(shù)據(jù)的實(shí)證研究顯示，職工醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)流動(dòng)人口居住證可及性具有顯著的影響。經(jīng)過對(duì)調(diào)查數(shù)據(jù)的進(jìn)一步分析，本文也發(fā)現(xiàn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)和職工醫(yī)療保險(xiǎn)的獲得確實(shí)能夠顯著提高流動(dòng)人口居住證的獲得率。從這個(gè)角度來看，職工養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠通過居住證對(duì)流動(dòng)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(xiǎn)等社會(huì)保險(xiǎn)參保率對(duì)提高流動(dòng)人口幸福感也具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

（二）多措并舉：建設(shè)生活信心提振機(jī)制

生活信心是流動(dòng)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(dòng)人口生活信心提振機(jī)制，以有效促進(jìn)幸福感的提高。一是隨著年齡的增長，流動(dòng)人口生活信心顯著降低，故需要重點(diǎn)關(guān)注那些年齡相對(duì)較大的流動(dòng)人口群體的生活信心問題。二是相對(duì)于已婚群體而言，未婚群體生活信心相對(duì)較低，因而需要立足社區(qū)，以社區(qū)社會(huì)組織為載體，拓展流動(dòng)人口交流平臺(tái)和交友渠道，提高流動(dòng)人口婚戀可能性，從而提振其生活信心。三是收入水平對(duì)流動(dòng)人口生活信心具有顯著正向影響，因而需要為流動(dòng)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(shí)，要加大對(duì)流動(dòng)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(jìn)流動(dòng)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(dòng)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(dòng)人口保障性住房購買的支持性政策，以提高流動(dòng)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(duì)焦：完善服務(wù)類型化治理機(jī)制

居住證對(duì)流動(dòng)人口幸福感的效應(yīng)具有世代遞降性，因此需要聚焦流動(dòng)人口世代特征，完善服務(wù)類型化治理機(jī)制，以提高流動(dòng)人口幸福感。從工具性視角看，居住證對(duì)“X世代”流動(dòng)人口幸福感的提升效應(yīng)最大，因而重點(diǎn)著力提升“X世代”的居住證可及性尤為重要。相對(duì)而言，“Z世代”流動(dòng)人口幸福感水平最低，因此提升其幸福感具有現(xiàn)實(shí)迫切性。但居住證對(duì)“Z世代”流動(dòng)人口幸福感的提升效應(yīng)也相對(duì)最低，這使得“Z世代”流動(dòng)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(dòng)人口對(duì)居住證的功能期待與居住證的現(xiàn)實(shí)效能之間存在較大差異。在實(shí)地調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，大部分“Z世代”流動(dòng)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(jì)社會(huì)地位。但事實(shí)上，在絕大部分城市，流動(dòng)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(dòng)人口參與招考，但“Z世代”流動(dòng)人口普遍認(rèn)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(dòng)人口的核心功能需求。所以需要針對(duì)“Z世代”流動(dòng)人口的現(xiàn)實(shí)需要，進(jìn)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(jī)制，并著力提升其居住證獲得率。