1 研究背景

改革开放以来，中国国内人口流动加快，大量农村剩余劳动力向城市转移，但由于户籍制度的存在，农业转出人口并未成为市民，而是构成了一个城市新群体“农民工”（王春光，2001［1］）。由于这一规模庞大的群体对我国经济社会产生了深远影响，他们在迁移过程中可能产生的诸多问题已经成为学术界关注的焦点和热点（刘一伟，2016［2］）。其中，幸福感成为国内农民工研究中的重要问题之一，农民工幸福感不仅关系到该群体的生活质量，也关系到农民工的“城市梦”，甚至对中国经济发展、社会稳定与社会转型产生重要影响。

(1)诊断中包含幽门螺旋杆菌感染。(2)处方药物为指定药物。PPI包括：奥美拉唑、泮托拉唑、雷贝拉唑、兰索拉唑、埃索美拉唑；铋剂包括：胶体果胶铋、枸橼酸铋钾；指定抗生素包括：阿莫西林、克拉霉素、甲硝唑(奥硝唑)、左氧氟沙星(莫西沙星)、呋喃唑酮、四环素；以上药物均为口服制剂。(3)合格处方标准：经典三联处方(1种PPI药物+两种根除抗生素)，含铋剂四联疗处方(铋剂+1种PPI药物+两种抗生素)，疗程为7～14d。

国家统计局网站公布的我国农民工监测调查报告显示，2015年全国农民工总量2.77亿人，比上年增长1.3%，可见农民工群体依然庞大。孙三百和白金兰（2014）［3］指出迁移者（特别是城乡移民）的幸福感变化，体现了农民工在城镇是否生活的安稳。一般而言，幸福感越强则表明他们越可能更好地，或者已经很好地融入所在城市；反之则表明他们仍然徘徊在城市的边缘。张鹏等（2014）［4］研究发现，农民工迁入地落户意愿与幸福感及社会融合具有密不可分的联系。事实上，国家调查的数据显示有超过一半的农民工愿意在城市定居。而按照中国新型城镇化发展规划，至2020年要努力实现1亿左右农业转移人口和其他常住人口在城镇落户。可见，城市定居已成为农民工个体和政府共同的目标。那么，一个值得深思的问题是：城市定居提高了农民工的幸福感吗？

干部网络教育的标准化建设，以及按照标准开展本地本行业的干部网络教育平台研发、学习管理以及资源建设，将是未来的重要工作。

与此同时，农民工群体已经不是同质性的群体，其内部结构发生了诸多变化。随着第一代农民工年龄的增大，其在城市定居的能力与生活感受发生诸多变化。相对而言，新生代农民工对农业、农村、土地、农民等已经不是那么熟悉。他们在文化程度、人格特征、打工的主要目的、城市认同感、生活方式、工作期望、价值取向、行为逻辑与农村家庭的经济联系等方面与第一代农民工也迥然不同（符平和唐有财，2009［5］）；他们的“城市梦”也比他们的父辈更执著，他们中间大多数人不愿意在结束了若干年的打工生涯后回乡务农（殷俊和刘一伟，2017［6］），而这种代际差异极大地影响着农民工幸福感。因此，以代际差异的分析视角探讨城市定居对农民工幸福感的影响无疑具有重要的现实意义。

基于上述，本文使用2013年中国七城市调查的数据，采用Ordered Probit模型和工具变量法（IV Probit），立足于农民工当下的幸福和未来预期的幸福，将农民工幸福感分为幸福程度、未来信心程度与生活满意程度三个维度，通过代际差异的视角，对城市定居影响两代农民工幸福感进行比较与分析，试图揭示城市定居对两代农民工幸福感影响程度存在的差异，进而剖析两代农民工群体对主观幸福的判断标准和需求偏好方面的差别。诸多研究分析农民工城市定居的偏好，及城市定居对流动人口生育意愿、子女教育期望与市民化行为等的影响。由于未来将有越来越多的农村人口迁入城市居住，进而在城镇化加速发展，迫切需要深入对农民工幸福感这一问题进行探讨。城市定居有利于推动新型城镇化的推动，如果这个问题不解决，未来城镇化的推进就可能偏离合理的轨道，新型城镇化和提高城镇化的质量也缺乏应有的着眼点和立足点。因此，从这个角度说，本文的研究为提高公共政策制定提供了有益的建议。此外，以往研究要么仅关注第一代农民工，要么仅关注新生代农民工，本文同时比较分析城市定居对第一代农民工与新生代农民工的幸福感影响，力图为提高不同代际农民工幸福感提供有益的启示。本文的结构安排如下：第二部分为相关文献回顾；第三部分为数据来源、变量选取与样本基本情况；第四部分为基本模型的回归结果分析；第五部分为结论与讨论。

2 文献综述

国内外学者对居民幸福感的研究较为丰富。在幸福感影响因素的研究中，收入成为现有研究关注的重点（田国强和杨立岩，2006［7］；官皓，2010［8］）。西方主流经济学将幸福定义为效用，发现将收入看成决定效用的唯一标准下，收入与幸福呈现显著的正相关，即收入水平越高，居民幸福感越高。然而，大量的实证结果却证伪了收入与幸福感并非正向关系。其中，“世界价值观调查”一项调查的报告显示，从1995年到2012年，中国经济快速增长，居民的收入水平也不断提高，但2012年中国居民幸福指数为6.85，较1995年下降0.28a 世界价值普查向被调查者提出如下问题：“综合考虑所有因素，你如何评价这段时期的生活状况？”回答者在1（不满意）—10（满意）数值中选择答案来表征其生活满意度，具体参见http://www.worldvaluessurvey.org//WVSContents.jsp.。随后，学术界将此现象成为“Easterlin悖论”。

说话时他们坐在罗衫的单身公寓里吃面，罗衫闻到此言，猛抬起头，表情惊异。一根面条抻得很长，挂在她的嘴角，不停地荡来荡去。

公式（1）中，Individuali表示影响农民工的个体层面变量，Societyi表示影响农民工幸福感的社会层面变量，Settlei是本文重点关注的城市定居变量。

表明城市定居者幸福感高于非城市定居者。

然而，就目前而言，有关农民工幸福感的研究相对较少，且主要基于“收入—幸福”悖论，考察了该群体的主观幸福感。李丹和李玉凤（2012）［18］指出经济收入对农民工生活满意度有着重要影响。杨东亮和陈思思（2015）［19］从经济、社会和心理三个层面选取指标，研究发现工作收入与流动人口幸福感呈正相关性，支持“收入—消费—效用—幸福感”的传递链条。黄祖辉和朋文欢（2016）［20］基于CHIPS数据，发现农民工收入与主观幸福感的关系也出现了“伊斯特林悖论”。此外，林晓娇（2007）［21］、叶鹏飞（2011）［22］认为社会支持与婚姻家庭优势对农民工幸福感起到正向影响；刘靖等（2013）［23］认为农民工权益会影响农民工幸福感，不同权益对农民工幸福感的影响不同，而且相同权益对不同群体农民工幸福感的影响也不同。

综上所述，个体主观幸福感已受到国内外学者的广泛关注，但以往的研究存在以下不足：一是过往的研究多着眼于影响主观幸福感的因素是什么，这类研究过于泛化，难以找到影响主观幸福感的核心因素；二是以往研究没有充分考虑到农民工群体内部的异质性，对不同代际农民工主观幸福感的研究着墨较少；三是在新型城镇推进的过程中，城市定居成为农民工与国家共同的心声，然而城市定居对农民工幸福感的影响如何并未得到应有的关注。不同于上述研究，本文的贡献主要以下几点：首先，在研究内容上，回应了在新型城镇化推进过程的关键因素，城市定居对农民工幸福感的影响如何；其次，在研究对象上，对新生代农民工与第一代农民工进行了区分，分别考察城市定居对其幸福感的影响。最后，研究方法上，采用工具变量法，在控制内生性的基础上，将幸福感分为幸福程度、生活满意程度与未来信心程度，从而更好地避免了将幸福感看做一个维度对研究结论可能造成的误差。

3 数据来源、变量选取与描述分析

3.1 数据来源

本文旨在探讨城市定居影响农民工幸福感的净效应，但由于存在内生性问题，可能导致估计结果不准确，其中城市定居与农民工幸福感之间的双向因果关系是导致内生性的主要原因。为进一步验证结果的可靠性与稳健性，排除遗漏变量等原因导致的内生性问题，本文采用工具变量法再次估计城市定居对农民工幸福感的影响效应。工具变量的选择需满足工具相关性与工具外生性，在原模型中城市定居是关键的内生变量，而选择城市定居与农民工愿意放弃老家户口有关。一般而言，在中国的语境下，户籍制度与定居选择具有密不可分的联系。

3.2 变量选取

本文的被解释变量为幸福感，对幸福感的测量可从主、客观两个层面入手。在现有研究中，最常用的指标是主观幸福感，即个体自我描述的快乐或生活满意度。同时，幸福程度的理解更多的是一种暂时性主观感受，不是一种可以长期延续的感受，为了更好地体现幸福程度，将其分解为当下生活满意程度和未来信心程度，进而把当下的幸福和未来预期的幸福评价联系起来，形成一个相对完整的幸福评价。因此，本文将农民工幸福感设定为三个维度：幸福程度、未来信心程度与生活满意程度。

要确保公路桥梁养护质量的提升，工程建设单位还应就养护队伍的专业性进行规范建设。一方面，通过专业的养护培训，确保在以“专”为核心的指导下，公路养护人员能够实现工程潜在问题的有效发现，并能进行规范性的防治处理。另一方面，确保公路桥梁养护人员具有较高的职业素养，能够积极、主动且负责的进行养护管理，从而避免养护过程责任心不强、养护怠工等现象的发生。

文章的主要解释变量是城市定居。我们将城市定居者赋值为“1”，不在城市定居者赋值为“0”。另外，为降低解释变量以外的因素对回归结果造成偏差，我们选取个体层面与社会层面作为控制变量。其中个体层面的控制变量包括年龄、性别、婚姻状况等；社会层面的控制变量包括流动范围、流入区域等。各变量的定义如表1所示。

 

表1 变量的选取与定义

  

变量 定义第一代农民工 新生代农民工 显著性检验均值 标准差 均值 标准差幸福程度 0=非常不幸福，1=不幸福，2=一般，3=很幸福，4=非常幸福 3.49 0.75 3.47 0.76 ***幸福感变量未来信心 0=没有信心，1=一般，3=很有信心，4=非常有信心 2.02 0.82 1.89 0.75 ***生活满意度0=不满意，1=一般，3=很满意，4=非常满意 2.60 0.67 2.48 0.66 ***自变量 城市定居 0=不定居，1=定居 0.57 0.49 0.62 0.49 ***

 

续表

  

注：***、**、*分别表示在1%，5%和10%的显著性水平。

 

第一代农民工 新生代农民工 显著性检验均值 标准差 均值 标准差变量 定义性别 0=女，1=男 1.61 0.49 1.57 0.50婚姻 0=无恋爱对象，1=有恋爱对象，2=已婚 1.95 0.30 0.92 0.84 ***收入水平 连续变量（对数，元） 7.92 0.51 7.98 0.46 ***工作 0=非正规，1=正规 1.42 0.49 1.18 0.39 ***政治面貌 0=群众，1=党员 0.10 0.30 0.49 0.50 ***个体层面控制变量教育程度 0=小学及以下，1=初中，2=高中，3=大学 8.98 3.30 12.96 3.28 ***健康状况 0=不健康，1=一般，3=健康 1.65 0.60 1.76 0.50 ***职业证书 0=没有，1=有 0.21 0.41 0.41 0.49 ***老家土地 被访者老家土地亩数（亩） 0.73 0.45 0.63 0.48务农经历 0=没有，1=有 0.67 0.47 0.36 0.48 ***社会保险 0=没有，1=有 0.68 0.47 0.44 0.50 ***流动范围 0=跨省流动，1=本省流动 0.48 0.50 0.55 0.50 ***流入区域 0=西部城市，1=中部城市，2=东部城市 1.11 0.85 1.12 0.83 *社会层面控制变量

3.3 描述性分析

表2描述了第一代农民工幸福感的基本状况。研究表明，非城市定居者非常不幸福感、生活不满意与未来没有信心的比重分别为1.27%、5.08%与1.52%；对应的，城市定居者的比重分别为0.94%、2.26%与1.32%。表明城市定居者感觉不幸福的比重较低。非城市定居者很幸福感、生活非常满意与非常有信心的比重分别为5.84%、31.22%与64.97%，城市定居者对应的比重分别为8.46%、46.99%与72.74%。可见，城市定居者幸福感高于非城市定居者。

 

表2 第一代农民工幸福感的基本状况

  

注：小数点四舍五入。

 

因变量 幸福程度 因变量 未来信心程度 因变量 生活满意程度自变量 非定居者 定居者 自变量 非定居者 定居者 自变量 非定居者 定居者非常不幸福 1.27 0.94 不满意 1.52 1.32 不满意 5.08 2.26不幸福 4.82 4.89 一般 7.61 5.26 一般 25.38 20.11一般 46.7 43.98 很满意 25.89 20.68 很满意 38.32 30.64幸福 41.37 41.73 非常满意 64.97 72.74 非常满意 31.22 46.99很幸福 5.84 8.46

表3描述了新生代农民工幸福感的基本状况。研究发现，非城市定居者非常不幸福感、生活不满意与未来没有信心的比重分为为0.92%、5.2%与2.45%；对应的，城市定居者的比重分为为0.47%、3.02%与0.75%。可见，城市定居者感觉不幸福的比重较低。城市定居者很幸福感、生活非常满意与非常有信心的比重分别为6.72%、19.88%与51.38%，而城市定居者相对应的比重分别为7.84%、22.08%与59.34%。

同时，宏观环境因素与个体幸福感也息息相关。如Welsch（2006）［14］研究发现，环境污染对居民幸福感产生不利影响。得出相似观点的还有郑君君等（2015）［15］，进一步指出客观存在的环境污染因素通过经济增长这一传导途径从实质上促进了居民的幸福感，而主观感知环境污染程度则会对居民的幸福感产生负面影响。胡洪曙和鲁元平（2012）［16］点出教育、医疗卫生和社会保障支出等社会性支出是促进农民主观幸福感的主要支出，其他支出对农民幸福感并没有显著影响。何强（2011）［17］研究发现，重视社会公平、建立良好的收入获取和消费习惯、增强人们对未来的预期，对持续提高居民幸福感起着关键作用。总之，上述有关影响居民幸福感的个体特征、社会特征等，为本文寻找控制变量提供了借鉴。

 

表3 新生代农民工幸福感的基本状况

  

注：小数点四舍五入。

 

因变量 幸福程度 因变量 未来信心程度 因变量 生活满意程度自变量 非定居者 定居者 自变量 非定居者 定居者 自变量 非定居者 定居者非常不幸福 0.92 0.47 不满意 2.45 0.75 不满意 5.2 3.02不幸福 10.09 5.75 一般 7.03 4.34 一般 22.78 19.06一般 46.64 41.79 很满意 39.14 35.57 很满意 52.14 55.85幸福 35.63 44.15 非常满意 51.38 59.34 非常满意 19.88 22.08很幸福 6.72 7.84

4 实证分析

4.1 城市定居对农民工幸福感的影响

根据相关文献阐述和本文研究目的，假设农民工的幸福感取决于个体层面和社会层面状况及是否在城市定居，构建如下实证分析模型：

国外学者重新审视现代经济学中的标准经济理论，就收入与幸福之间的关系及“Easterlin悖论”形成机制展开更为深入的研究。王鹏发现随着收入差距的扩大居民幸福感会提升，过了该临界值后，收入差距的拉大则会降低居民幸福感（王鹏，2011［9］），即收入差距与居民幸福感间的关系并非线性的，而是呈倒“U”型关系（Wang等，2015［10］）。鲁元平和王韬（2010）［11］的研究表明，中国的收入不平等降低居民幸福感，且这种不平等对农村居民和低收入者的负面影响大于城市居民和高收入者。

 

此外，部分学者从个体特征出发，考察了非收入因素对居民幸福感的影响。发现性格、外貌、遗传基因等均可能对个体幸福感产生重要作用（Hamermesh和Abrevaya，2011［12］）。更为具体的，何立华和金江（2011）［13］将经济因素与非经济因素进行了综合比较分析，发现与个体特征紧密联系的年龄、健康与性格等因素，以及收入公平感的评价、社会民主的满意度都显著影响了居民的幸福感，其中居民性格因素对居民幸福感起到了决定性的作用；收入因素的边际作用高于收入不平等因素，不过相对于其他因素，收入因素和收入不平等因素的边际作用最小。

六要着力抓好队伍建设。要加强水利财务管理干部的专业技术和职业技能培训，强化职业道德教育和工作作风建设，努力打造一支政治坚定、业务精通、作风优良、廉洁勤政的水利财务管理队伍，全面提高执行政策和依法理财的能力和水平。要切实加强基层水利财务管理队伍建设，健全财务管理机构，配备高素质财务管理人员。要加强关键岗位人员的廉政监督，做到防微杜渐，警钟长鸣。

如果建筑墙体的高度小于60cm，那么该建筑空间的合理性就会在无形之中受到影响。此外，若建筑设施的墙体高度上调至200cm以上，那么该建筑空间就会呈现出一种较为强烈的围合感，另外其还带有很强的空间划分效用，L型墙体垂直面的围合感比较弱，但是平行的墙体吹面的方向感以及导向性会比较强。可以合理的利用相应类型的墙体垂直面设计形式，提升该建筑空间的方位感，遵循建筑空间的设计原理，并依据原理设计各类的建筑空间形式，尽可能的满足人们对于功能性建筑空间的各类需求。

其他控制变量对农民工幸福感也有重要影响。具体而言，无论是第一代农民工还是新生代农民工，男性的幸福程度均低于女性。相比于未婚无恋爱对象的农民工，未婚有对象和已婚的新生代农民工幸福程度更高；同时已婚的农民工对未来更有信心。收入水平与农民工未来信心程度呈显著正相关，即收入水平越高，农民工对未来越有信心。农民工工作类型得出了一些有意思的发现，正规就业的新生代农民工幸福程度高，但正规就业却降低了第一代农民工的未来信心程度。中共党员身份与受教育程度仅对第一代农民工未来信心程度与生活满意程度有提升作用，对新生代农民工则没有影响。健康水平显著提高了两代农民工的幸福程度与生活满意程度，这点不难理解，健康直接决定了幸福程度与生活状况。职业证书与老家土地亩数显著提高了新生代农民工的生活满意程度，但务农经历却降低了农民工的生活满意程度。有社会保险的新生代农民工幸福程度更高，但社会保险对第一代农民工幸福感没有显著影响。此外，相比于流入西部的新生代农民工，流入中部与东部的新生代农民工幸福程度更高。

 

表4 城市定居对农民工幸福感的影响（Ordered Probit）

  

幸福程度 未来信心程度 生活满意程度第一代 新生代 第一代 新生代 第一代 新生代变量0.00165 0.178** -0.0239 0.246*** 0.162 0.135*(0.120) (0.079) (0.138) (0.086) (0.120) (0.080)城市定居-0.278** -0.230*** -0.112 0.112 -0.0073 -0.0684(0.133) (0.081) (0.156) (0.087) (0.134) (0.081)婚姻（0=未婚）性别-0.76 0.165* -0.0856 0.0583 -1.028 -0.0485(0.674) (0.092) (0.721) (0.099) (0.675) (0.093)未婚有对象-0.406 0.366*** 0.739* 0.271** 0.199 -0.137(0.382) (0.098) (0.394) (0.108) (0.374) (0.099)已婚0.222 0.0665 0.366** 0.193* -0.0321 0.0753(0.137) (0.094) (0.165) (0.104) (0.138) (0.095)收入水平0.730 1.305** -1.204** 0.198 0.300 0.584(0.570) (0.580) (0.591) (0.611) (0.573) (0.569)工作

 

续表

  

注：***、**、*分别表示在1%，5%和10%的显著性水平。

 

幸福程度 未来信心程度 生活满意程度第一代 新生代 第一代 新生代 第一代 新生代变量0.182 0.089 0.603** 0.037 0.211 -0.0133(0.217) (0.092) (0.306) (0.100) (0.223) (0.093)中共党员0.0105 0.00724 0.0351 -0.0141 0.0361* -0.0155(0.021) (0.016) (0.024) (0.018) (0.022) (0.017)健康（0=不健康）受教育程度-0.000623 -0.0598 0.0701 -0.0337 0.422 0.349(0.269) (0.229) (0.308) (0.240) (0.266) (0.230)一般健康0.471* 0.391* 0.139 0.369 0.632** 0.639***(0.253) (0.215) (0.290) (0.225) (0.250) (0.216)非常健康0.0758 0.00122 0.112 0.0823 0.122 0.195**(0.156) (0.084) (0.188) (0.091) (0.157) (0.085)职业证书0.239 0.0629 0.0349 0.0871 0.173 0.178*(0.203) (0.103) (0.236) (0.111) (0.201) (0.104)土地亩数-0.077 -0.100 -0.264 -0.160* -0.101 -0.195**(0.147) (0.078) (0.184) (0.085) (0.148) (0.079)务农经历0.241 0.171** -0.187 -0.0318 0.134 0.110(0.148) (0.078) (0.178) (0.084) (0.148) (0.079)社会保险-0.0351 -0.00367 -0.121 -0.119 -0.0568 -0.0808(0.152) (0.092) (0.175) (0.100) (0.151) (0.093)区域（0=西部）本省流动-0.0721 0.239** 0.255 0.151 0.266* 0.0632(0.160) (0.106) (0.187) (0.115) (0.160) (0.106)中部0.146 0.217* 0.0447 -0.0862 0.210 0.156(0.172) (0.115) (0.196) (0.124) (0.172) (0.116)PseudoR2 0.0259 0.0306 0.0376 0.0407 0.0224 0.0238 Observations 714 1041 714 1041 714 1041东部

4.2 回归结果的稳健性检验

本文所用的数据来自南开大学、华东理工大学、哈尔滨工业大学、华中师范大学、中山大学、兰州大学、四川大学等7所高校联合课题组2013年“流动人口管理和服务对策研究”调查。该调查根据地理位置和经济发展水平，选取天津、上海、广州、武汉、哈尔滨、成都、兰州七大城市作为调查地点。由于缺乏流动人口的总体抽样框，难以严格按照随机抽样的方式开展调查。对此，课题组根据七城市政府部门公布的人口统计数据作为参数，在考虑了性别、行业等指标后进行配额抽样。为进一步提高样本分布的广泛性和代表性，调查时规定:企业规模在30人以下的，只做一份；规模在30－299人之间的可做三份；规模在300人以上的，可做五份；多份问卷须选择不同性别、工种、年龄或来源地的外来流动人口，最大可能地增加样本代表性。根据问卷设计以及本文的研究目的与需要，经过筛选，剔除缺乏相关变量的样本，最终选取农民工的样本量为2241人。

有一个大胡子照相师曾经骑着一匹枣红马来我们村。他第一次来，我以为是您回来了。那天，我远远看见他，不知道怎么就跑上去，问他认不认识一杭。我很希望他说认识。但他说不认识。还反问我认识吗？不过，我还是很喜欢他，他有很粗很黑的胡子，看上去特别威风。爸爸，您也要为我留一把大胡子。

由于幸福感变量是有序离散变量，一般使用有序Probit模型，因此，本文分析中主要使用了有序Probit模型的估计结果。表4报告了报告了城市定居对农民工幸福感的影响，由于汇报的结果是估计系数，并不是边际效应，边际效应则在分析时单独计算。结果表明，对第一代农民工而言，虽然城市定居在幸福程度、未来信心程度与生活满意程度模型中回归系数的符号为正，但在统计水平上均不显著，表明城市定居对第一代农民工幸福感没有显著影响。对新生代农民工而言，无论是在幸福程度模型，还是在未来信心程度模型与生活满意程度模型中，城市定居均在统计水平上显著为正，表明在城市定居不但提高了其幸福程度，而且对未来信心程度与生活满意有显著的正向影响。同时，求得各自的边际效应分别为0.0230、0.1210，0.0148，即城市定居每提高一个等级，农民工非常幸福、未来非常有信心与生活非常满意的概率分别提高2.30%、12.10%与1.48%。我们认为，农民工在城市定居，不仅有助于拓展自我发展的空间与提高生活水平，同时有利于获得社会尊重与认同。下文将通过解释机制具体探讨城市定居对不同代际农民工幸福感的影响，此不赘述。

因此，本文选取是否愿意放弃老家户口作为城市定居的工具变量，在问卷中对应的问题为“您是否愿意放弃原来的户口，换取目前工作城市的户口”，回答分为“很不愿意、不愿意、无所谓、愿意与很愿意”，我们将该问题进一步操作化为二分类变量，其中回答“很不愿意、不愿意、无所谓”赋值为“0”，否则，赋值为“1”。为了检验“放弃户籍”是否为幸福感的有效工具变量，我们使用幸福感对工具变量和其他控制变量进行第一阶段的OLS回归和第二阶段的Probit回归。在模型检验中，测算了Wald统计量，其估计值均高于10% 统计水平上拒绝弱工具变量的临界值16.38，故本文不存在弱工具变量问题。Hansen-J统计量表明，工具变量与方程误差项不相关，符合外生性条件。表5报告了回归结果，可以发现，城市定居确实显著提高了新生代农民工的幸福程度与未来信心程度，而对第一代农民工的幸福感没有显著影响。简言之，表4的结论表明本文的回归结果具有稳健性与可信性。

 

表5 稳健性检验：工具变量法（IV Probit）

  

注：***、**、*分别表示在1%，5%和10%的显著性水平。

 

幸福程度 未来信心程度 生活满意程度第一代 新生代 第一代 新生代 第一代 新生代变量0.127 0.295*** 0.0996 0.227** 0.120 0.026(0.111) (0.111) (0.096) (0.095) (0.120) (0.110)其他变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制城市定居3.395*** 3.321*** 2.556*** 2.363*** 1.952*** 1.914***(0.068) (0.065) (0.056) (0.059) (0.070) (0.067)Observations 714 1131 714 1131 714 1131 Constant

4.3 城市定居与农民工幸福感的机制分析

上述回归结果表明城市定居对农民工幸福感的影响具有显著的代际差异。那么，城市定居为何对两代农民工幸福感的影响不同？是什么原因造成了代际差异呢？对此，下文将分析城市定居影响不同代际农民工幸福感的途径与机制。

根据《中国流动人口发展报告》显示，七成流动人口家庭不能举家迁移，导致了他们的幸福感低。事实上，举家迁移的农民工保持了家庭的完整性，有助于家庭资源的合理配置和形成稳定和睦的家庭关系，能够更好地适应城市生活，可能影响了农民工的幸福感。与此同时，有学者指出农民工在城市的负面遭遇在一定程度上体现了城市排斥，如果农民工在城市不受尊敬，反而由于“农民工”等标签而成为歧视的对象，那么农民工感知到的城市排斥会降低其幸福感（刘一伟，2017［24］）。此外，自我实现是农民工定居城市的重要因素之一，许世存指出稳定且体面的职业是农民工主观幸福感的基础（许世存，2015［25］）。

 

表6 农民工举家迁移、城市排斥与自我实现的比重（百分比）

  

举家迁移 城市排斥 自我实现是否是否是变量否第一代农民工 14.41 85.59 64.90 35.10 61.17 38.83新生代农民工 27.16 72.84 53.03 46.97 80.78 19.22

基于此，我们在表6中报告了两代农民工举家迁移、城市排斥与自我实现的比重。可以发现，第一代农民工举家迁移、城市排斥与自我实现的比重分别为14.41%、64.90%与61.17%。对应的，新生代农民工的比重分别为27.16%、53.03%与80.78%。可见，新生代农民工举家迁移与自我实现的比重高于第一代农民工，而城市排斥的比重低于第一代农民工。

为了进一步分析城市定居是否通过举家迁移、城市排斥与自我实现影响不同代际农民工的幸福感，我们构建如下估计方程：

 

在公式中，FM表示举家迁移，UE表示城市排斥，SR表示自我实现。我们重点关注交互项，如果交互项为零，表示城市定居与“举家迁移”、“城市排斥”及“自我实现”各自独立影响农民工的幸福感。如果交互项系数是异于零的正数，表明城市定居可能通过“举家迁移”、“城市排斥”及“自我实现”影响农民工幸福感。

[68]“Secret Papers (Review of U.S. Foreign Policy and Foreign Relations)”, 1952, National Archives of Myanmar,12/9-22.

表7中的Panel A与Panel B分别报告了第一代农民工与新生代农民工幸福感的机制分析。在Panel A中，我们发现城市排斥降低了第一代农民工的幸福程度（第（2）列）与生活满意程度（第（8）列）；而自我实现提高了第一代农民工的生活满意程度（第（9）列）。需要指出的是，在第（9）列中，城市定居与自我实现的交互项在10%的统计水平上显著为正，表明城市定居的第一代农民工能够通过自我实现提高其生活满意程度。

“我觉得……你现在需要好好睡一觉，恢复体能，这才有利于你继续寻找答案。”米多开着玩笑，“不过，我倒不希望你一直这么清醒，反倒希望你是糊涂状态，因为我是个喜欢听‘谢谢’的人。”

在Panel B中，结果表明，举家迁移提高了新生代农民工的生活满意程度（第（8）列）；城市排斥则显著降低了新生代农民工的幸福感，但自我实现提高了新生代农民工的幸福感（第（2）、（5）与（8）列）。在第（3）列与第（9）列模型中，发现城市定居与举家迁移、城市排斥及自我实现的交互项均在统计水平上显著为正，表明实现举家迁移、降低城市排斥与自我发展的实现，有助于城市定居的新生代农民工幸福程度与生活满意程度的提高；此外，在第（6）列中，发现城市定居与举家迁移及自我实现的交互项在1%的统计水平上显著，且回归系数的符号为正，表明城市定居能够通过实现举家迁移与自我发展强化新生代农民工的幸福感。

总之，表6的描述统计结果与表7的回归结果已然表明，农民工在实现举家迁移、降低城市排斥感与自我发展的实现等方面具有显著的代际差异，而实现居家迁移、降低城市排斥感与自我发展的实现对农民工幸福感有正向的作用，且城市定居能够强化这一积极效应对新生代农民工的影响，这可能是造成城市定居对不同代际农民工幸福感影响不同的重要因素。

 

表7 城市定居影响农民工幸福感代际差异的机制分析

  

Panel A 幸福程度 未来信心程度 生活满意程度变量 （1） （2） （3） （4） （5） （6） （7） （8） （9）0.106 0.101 0.0655 0.227** 0.252*** 0.0747 0.0211 0.0186 0.0679(0.082) (0.083) (0.226) (0.094) (0.095) (0.260) (0.066) (0.067) (0.124)城市定居举家迁移0.136 0.0806 0.238** 0.610*** 0.0958 0.363**(0.099) (0.162) (0.111) (0.170) (0.099) (0.161)城市排斥-0.225*** 0.203 -0.116 -0.113 -0.158* -0.211*(0.087) (0.127) (0.098) (0.141) (0.086) (0.126)0.00391 0.00295 0.000839 0.00332 0.00331 0.00977*(0.004) (0.006) (0.005) (0.006) (0.004) (0.006)城市定居 0.283 0.119 0.0557 x举家迁移 (0.200) (0.221) (0.202)城市定居 0.0304 0.00507 0.123 x城市排斥 (0.173) (0.197) (0.172)城市定居 0.00282 0.00911 0.0162*X自我实现 (0.009) (0.010) (0.009)其他变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制Observations 714 712 712 714 712 712 714 712 712 Panel B 幸福程度 未来信心程度 生活满意程度变量 （1） （2） （3） （4） （5） （6） （7） （8） （9）自我现实0.195*** 0.165** 0.0549*** 0.239*** 0.198*** 0.0451*** 0.167** 0.153* 0.399*(0.065) (0.066) (0.020) (0.072) (0.072) (0.013) (0.082) (0.083) (0.227)城市定居

 

续表

  

注：***、**、*分别表示在1%，5%和10%的显著性水平。

 

Panel A 幸福程度 未来信心程度 生活满意程度变量 （1） （2） （3） （4） （5） （6） （7） （8） （9）举家迁移0.0654 0.255 0.110 0.184 0.213** 0.172(0.091) (0.167) (0.102) (0.183) (0.093) (0.170)城市排斥-0.191*** -0.114 -0.263*** -0.170 -0.201*** -0.165(0.065) (0.100) (0.071) (0.107) (0.066) (0.101)0.00158*** 0.00726 0.0251*** 0.0147 0.0102*** 0.012(0.000) (0.011) (0.008) (0.012) (0.002) (0.011)城市定居 0.347* 0.636*** 0.762***x举家迁移 (0.205) (0.225) (0.206)城市定居 0.133*** 0.162 0.0608*x城市排斥 (0.032) (0.144) (0.033)城市定居 0.0148** 0.0177*** 0.0023***X自我实现 (0.006) (0.006) (0.000)其他变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制Observations 1131 1128 1128 1094 1128 1128 1131 1128 1128自我实现

5 结论与讨论

城市定居对农民工的幸福感有重要影响，同时对中国新型城镇化的推进亦有重大作用。本文基于2013年中国七大城市调查数据，采用Ordered Probit模型和工具变量法（IV Probit），将农民工幸福感分为幸福程度、生活满意程度与未来信心程度三个维度，实证分析了城市定居对农民工幸福感的影响及其代际差异。研究发现：城市定居对农民工幸福感的影响具有代际差异。对第一代农民工而言，城市定居对其幸福感没有显著影响。对新生代农民工而言，城市定居不但提高了其幸福程度，而且对生活满意程度与未来信心程度也起到了积极作用。解释机制显示，实现举家迁移、降低城市排斥感与实现自我发展有助于提高农民工的幸福感，且城市定居能够通过它们进一步强化新生代农民工的幸福感。

事实上，考察落脚城市人群在城市的生存现状，他们的收入水平已然不断提高。但是落脚在城市的农民工需求是多维度的，并不仅仅局限于收入，而是与城镇居民享有各项平等的权利。但在现实生活中，横隔在城镇居民与农民工之间有两堵墙，一堵墙为户籍身份的标示，一堵墙为依附于户籍身份上的就业、公共服务等方面无法享受与城镇户籍居民平等的待遇，致使他们出现身份认同上的模糊，处于“半城化”状态。这势必与城镇化本质相悖，因为城镇化本身并不是目的，最终还是为了城镇化中的人。由于，对农民工来说，城市定居本身并不是目的，最终还是为了生活更幸福，真正有意义和有价值的城市定居，并不在于简单的城市就业或者城市生活，而重在定居的城市生活更幸福，更不是城镇规模的扩张和常住人口的增加，而重在使落脚城镇人群因落脚城镇而比落脚前更幸福。否则，虽然城市定居后名义上在城市生活，但实际并没有变得更幸福，甚至更不幸福了，显然是“得不偿失”。值得庆幸的是，研究结论表明，城市定居对新生代农民工幸福感有积极的影响。

本文的研究结论具有重要的政策指导意义。要使得农民工更幸福，重要的是从影响农民工在城市定居而对心理感受有直接影响的方面入手。一方面，使农民工享受与城市户籍同等的就业机会，享受同工同酬的待遇；同时增强相互信任，消除社会歧视，形成良好的期望与认同度；此外，满足其自我发展需求和自我价值实现，最终成为真正的市民；在教育、医疗等方面创造条件以使其能够举家迁入城市并定居下来。与此同时，政府在新型城镇化建设与推进的过程中，应重视农民工的发展与生活质量的提高；改善劳动力市场环境，提高城镇公共服务资源均等化使用，为农民工实现更幸福的城市生活保驾护航。需要特别指出的是，从本文的经验研究出发，针对不同的群体，政策上也应该有所侧重。对于低年龄群体，重在通过提供同工同酬待遇和满足其工作中自我实现需求提升其幸福感；对于高年龄群体，重在通过提供就业岗位、提供住房、消除歧视、实现其合理期望、创造条件使其举家流动等途径提升其幸福感。

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