返鄉(xiāng)農(nóng)民工幸福度研究—外出務工經(jīng)歷的潛在影響

徐 慧，梁 捷，賴德勝

（1. 北京師范大學 經(jīng)濟與工商管理學院，北京 100875；2. 上海財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，上海 200433）

一、引 言

改革開放以來，伴隨著中國經(jīng)濟的高速發(fā)展和城市化的深入，農(nóng)村勞動力大規(guī)模持續(xù)流向城市。中國人口遷移的主要類型是“勞動力遷移”（Roberts，2005），大部分農(nóng)民工只是城市的“暫住者”（白南生和李靖，2008）。國家統(tǒng)計局2009年調(diào)查顯示，55.14%的農(nóng)民工有在城市發(fā)展和定居的愿望，但1.32億農(nóng)民工中僅有10.8%（1 430萬）具有轉為城市市民所必需的經(jīng)濟能力，這就意味著絕大多數(shù)農(nóng)民工最后只能返鄉(xiāng)（《中國農(nóng)民工戰(zhàn)略問題研究》課題組，2009；張世勇，2013；王秀妹，2014）。20世紀90年代中期以后，返鄉(xiāng)潮開始出現(xiàn)。近年來，隨著北京、上海等大城市紛紛制定明確的城市人口控制目標，返鄉(xiāng)農(nóng)民工的數(shù)量勢必將進一步增加。

經(jīng)歷了從農(nóng)村到城市、再從城市回到農(nóng)村的時空變換，規(guī)模龐大的農(nóng)民工群體返鄉(xiāng)以后是否適應農(nóng)村生活？與從未外出的留守者（以下簡稱“留守者”）相比，他們?nèi)绾卧u估自己返鄉(xiāng)后的生活？客觀經(jīng)濟指標不足以描述他們的生活，為了全面評估其返鄉(xiāng)后的生活，我們還需要考慮主觀體驗指標。黨的十九大報告關于“實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”著重提出了三農(nóng)問題是關系國計民生的根本性問題。因此，研究農(nóng)村地區(qū)不斷增長的返鄉(xiāng)農(nóng)民工群體的幸福度不僅具有理論意義，還有重要的政策參考價值。

幸福度研究的重要出發(fā)點是Easterlin（1974）關于幸福與經(jīng)濟收入并不總是同步的經(jīng)典論文。中國學者也已針對Easterlin問題全面探討了中國人幸福感的多元層次和社會影響（邢占軍，2011；李路路和石磊，2017）。幸福度是一種對生命質量的主觀自我評價。個體的幸福度受多種因素的影響，其中個體所處的環(huán)境是影響幸福度的重要因素之一。經(jīng)典的參照點理論（Kahneman和Tversky，1979；Kahneman，1999）指出，個體往往因環(huán)境、社會參照點的變化而改變對自己的預期，從而影響個體對生活滿意度的自我評價。例如，與高水平參照點相比，個體會產(chǎn)生強烈的被剝奪感，從而降低自己的幸福度。經(jīng)歷了從農(nóng)村到城市、從城市到農(nóng)村的兩次遷移，經(jīng)歷了不同社會參照點的返鄉(xiāng)農(nóng)民工的幸福度是否會因此而有所不同。迄今為止，對返鄉(xiāng)農(nóng)民工群體的關注大多集中在他們對當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的貢獻，較少關注他們的個人生活感受，僅有媒體有零散報道。然而返鄉(xiāng)農(nóng)民工如何評價自己的生活，這是一個有待于深入研究的重要社會問題。

幸福度研究對農(nóng)村發(fā)展非常有價值。從長遠看，研究返鄉(xiāng)農(nóng)民工的幸福度對如何更好地發(fā)揮他們的人力資本價值和帶動當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，具有重要意義。許多研究表明，農(nóng)民工返鄉(xiāng)的“腦力回流”將會提升當?shù)氐娜肆Y本水平，促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。例如Murphy（2002）在江西農(nóng)村的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，外出務工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)有積極影響。Démurger和Xu（2011）利用2008年安徽無為縣的農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，與留守者相比，返鄉(xiāng)農(nóng)民工更容易成為自雇傭的企業(yè)家，他們的外出務工經(jīng)歷（尤其是資金積累）起到了非常積極的影響。以上研究都表明，作為農(nóng)村勞動力的回流輸入，返鄉(xiāng)農(nóng)民工是一種可以帶動當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的人力資本，對個人、家庭和當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展都具有積極的影響。一些研究發(fā)現(xiàn)，幸福度高的個體常會表現(xiàn)出更高的勞動生產(chǎn)率（Oswald等，2015）、更高的收入（Graham 等，2004，De Neve 和 Oswald，2012）和更好的健康（Veenhoven，2008）。因此，提升返鄉(xiāng)農(nóng)民工幸福度將更有效地發(fā)揮他們的人力資本和物質資本的作用，從而促進當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展。

在中國的流動人口幸福度研究領域，絕大多數(shù)學者關注的是從農(nóng)村到城市、從落后地區(qū)到發(fā)達地區(qū)的單程遷移，即俗話說的“人往高處走”（Knight和Gunatilaka，2010；Akay等，2012；Jiang等，2012；李丹丹，2017），本文研究的返鄉(xiāng)農(nóng)民工則經(jīng)歷了從農(nóng)村到城市、再從城市回到農(nóng)村的雙程遷移，他們返鄉(xiāng)后的幸福度受到城市和農(nóng)村兩個社會參照點的影響。為了系統(tǒng)研究返鄉(xiāng)農(nóng)民工的幸福度問題，本文利用北京師范大學2013年中國家庭收入調(diào)查項目（CHIPS2013）的農(nóng)村住戶數(shù)據(jù)，使用傾向得分匹配（PSM）和工具變量法控制內(nèi)生性，考察外出務工經(jīng)歷對個體幸福度的影響。研究結果顯示：與留守者相比，返鄉(xiāng)農(nóng)民工的幸福度較低。實證結果通過了穩(wěn)健性檢驗。這一結果為國內(nèi)外人口流動和幸福度等相關學術研究提供了實證依據(jù)，同時也對促進我國返鄉(xiāng)農(nóng)民工的福祉、有效發(fā)揮他們所積累的人力資本和物質資本的作用具有重要的政策意義。

本文的其他部分結構如下：第二節(jié)進行文獻回顧并介紹理論基礎；第三節(jié)介紹數(shù)據(jù)及描述性統(tǒng)計；第四節(jié)為實證結果；第五節(jié)進行實效性檢驗；第六節(jié)總結。

二、文獻回顧

（一）文獻回顧：人口流動與幸福度。幸福度是哲學、社會學、心理學等領域的永恒話題，現(xiàn)在中國的幸福度問題已經(jīng)成為學術熱點（林洪和孫求華，2013）。有研究證明，經(jīng)濟增長、失業(yè)、移民、社會安全、民生、公共服務等宏觀因素都對幸福度有影響（Easterlin等，2012；Akay等，2012和2014；劉軍強等，2012；周紹杰等，2015；姜揚等，2017）。收入差距（相對收入和絕對收入）、收入預期、機會不均等微觀因素也會直接影響幸福度（Appleton和Song，2008；羅楚亮，2009；Knight和Gunatilaka，2010；何立新和潘春陽，2011；Liu 和 Shang，2012；Jiang 等，2012）。當然，幸福度也與性別、年齡、身體健康等個體特征緊密相關（Bian等，2015）。另一些學者則關注幸福度的影響。例如幸福度與就業(yè)一直緊密糾纏在一起。幸福度的增加會直接影響個人找工作的努力程度，提高勞動力就業(yè)率（李樹和陳剛，2015）。

遷移與幸福度的關系是最近國內(nèi)外學者關注的焦點。Simpson（2013）研究發(fā)現(xiàn)，對幸福的追求是效用函數(shù)的一部分，也是個體移民決策的一個重要動機。同時，遷移經(jīng)常會影響到家庭團聚，而家庭庇護對個體幸福感則有著極大影響（吳愈曉等，2015）。反過來說，遷移也會影響遷移者在目的地的幸福度。這種影響很大程度上取決于他們所參照的群體。一方面，與來源地相比，在目的地獲取更高的收入可能會增加遷移者的幸福度。另一方面，遷移者也會根據(jù)目的地情況調(diào)整預期，若以當?shù)鼐用褡鳛閰⒄杖后w，遷移者的幸福度可能還會下降，增加新的壓力和負擔。相關研究證實了這一點，并發(fā)現(xiàn)那些對現(xiàn)狀更不滿意的個體更容易選擇遷移（Otrachshenko和 Popova，2014）。

國內(nèi)外學者對中國人口流動（遷移）過程中幸福度的變化進行了深入研究。Akay等（2012）研究了相對收入對外出務工者幸福度的影響，發(fā)現(xiàn)參照群體的重要影響。外出務工者的福利受到城市其他移民和來源地未外出務工居民相對收入的負面影響，同時受城市居民收入的積極影響。Knight和Gunatilaka（2010）發(fā)現(xiàn)，與城市居民和農(nóng)村居民相比，外出務工者的平均幸福度更低。Jiang等（2012）研究了戶籍身份對幸福感的影響，與當?shù)鼐用裣啾?，屬于弱勢群體的移民對戶籍身份引起的不平等更加厭惡，從而影響他們在城市的幸福度。除了經(jīng)濟收入以外，社會支持也是農(nóng)民工幸福度的重要影響因素，他們的幸福度與所處的工作、生活環(huán)境之間有著密切聯(lián)系（李虹軒等，2014）。另有研究表明，隨著農(nóng)民工的平均教育水平的提高，他們對社會環(huán)境的認識變得更深刻，幸福度會隨之顯著下降（李丹丹，2017）。

除了農(nóng)村流向城市的單程遷移之外，從城市再返回農(nóng)村的雙程遷移已成為中國的一個重要現(xiàn)象（張世勇，2013）。返鄉(xiāng)農(nóng)民工的工作狀態(tài)與心理狀態(tài)都頗值得關注。返鄉(xiāng)農(nóng)民工的就業(yè)情況既受個人能力、遷移經(jīng)歷的影響，也受生活所處環(huán)境的影響（馬芒等，2012；魏鳳和薛會會，2013）。有一些成功人士可以返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，對鄉(xiāng)村經(jīng)濟有重大影響，但這類人的比例不高（張秀娥等，2012）。大多數(shù)返鄉(xiāng)農(nóng)民工都必須經(jīng)歷一個不短的階段，才可能重新適應鄉(xiāng)村的工作與生活（盧云龍子和張世勇，2016）。

返鄉(xiāng)農(nóng)民工經(jīng)歷從農(nóng)村到城市、再從城市到農(nóng)村的雙程遷移，甚至多次遷移，過程十分復雜。正是由于個體的遷移經(jīng)歷是一個復雜的歷史過程，追蹤性數(shù)據(jù)較難獲取，也因此很難比較個體在不同遷移階段幸福度的變化。在本文研究中，我們尋找和匹配盡可能有相似特征的返鄉(xiāng)者和留守者，將兩者在幸福度上進行對比，以此評估遷移經(jīng)歷對個體幸福度的影響。與此同時，考慮到潛在的內(nèi)生性問題，我們采用工具變量的方法來進行控制。此外，我們也將從理論機制上對原因進行進一步的探討。

（二）理論基礎：相對剝奪與參照點。相對剝奪理論和參照點理論有助于我們剖析返鄉(xiāng)農(nóng)民工幸福度評價背后的理論機制。相對剝奪理論最早由美國學者斯托弗提出，其后經(jīng)默頓發(fā)展，成為一種關于群體行為的經(jīng)典理論（Stouffer，1949；Merton，1957）。該理論認為，當人們將自己的處境與某種標準或某種參照物相比較而發(fā)現(xiàn)自己處于劣勢時，會產(chǎn)生不同程度的被剝奪感，這種感覺會產(chǎn)生消極情緒，經(jīng)常表現(xiàn)為憤怒、怨恨或不滿。簡單而言，相對剝奪是一種主觀感覺，這感覺是我們有權享有但并不擁有。這種相對剝奪的感覺會嚴重影響個體對生命質量的自我評價，也就是個體的幸福度。一般來講，相對剝奪具備四個前提：該個體不擁有X；該個體知道其他個體擁有X；該個體想要獲得X；該個體相信獲得X是現(xiàn)實的。例如個人在城市里生活一段時間，返鄉(xiāng)后意識到自己不再享有城市生活的一些便利，就可能產(chǎn)生相對剝奪感。

參照點理論是行為經(jīng)濟學和幸福研究中的重要基礎理論（Kahneman和Tversky，1979；Kahneman，1999）。Kahneman等認為，個人幸福度不僅與傳統(tǒng)理論強調(diào)的收入水平相關，還與認知中選擇的社會參照點有聯(lián)系。這些觀點已為一些幸福度的實證研究所證實（McBride，2010；雷衛(wèi)，2016）。

但是，個人選擇所處社會中的參照點來評估自身的幸福度，在穩(wěn)定社會中反而不容易觀察。個體遷移的時候，社會參照點發(fā)生變動，這就給研究者提供了良好的觀察機會。我們認為，個體在選擇社會參照點的時候，往往具有不對稱性。在農(nóng)村向城市的流動過程中，考慮到城市收入、環(huán)境、生活方式、價值觀等因素，農(nóng)民工比較容易將經(jīng)濟更發(fā)達、生活水平更高的城市社群作為新的社會參照點。而在從城里返回鄉(xiāng)村之后，返鄉(xiāng)農(nóng)民工可能會同時被兩個參照點影響：城市參照點和農(nóng)村參照點。當以較高的城市為參照點時，由于城市和農(nóng)村之間的參照點的落差，返鄉(xiāng)農(nóng)民工的“相對剝奪”感更強，也因此可能表現(xiàn)出更低的幸福度。只要這樣一種不平等存在，社會中的其他成員的優(yōu)越性不改變，“相對剝奪”感就不會消失。當以較低的農(nóng)村為參照點時，返鄉(xiāng)農(nóng)民工可能會有一定的“優(yōu)越感”。這種優(yōu)越感可能來自城市打工經(jīng)歷所積累的更多的物質財富，也可能來自城市生活經(jīng)歷而帶來的更豐富的經(jīng)驗和更開闊的視野。由于可能同時存在這兩種心理效應，孰強孰弱，需要用實證數(shù)據(jù)來進行驗證。

相比較而言，農(nóng)村留守者的社會參照點相對簡單一些。一方面，由于長期生活在同一個環(huán)境下，接觸社群變化很小，留守者更有可能和他們的過去相比。另一方面，隨著越來越多的農(nóng)民工外出打工和返回農(nóng)村，留守者也不可能避免與他們產(chǎn)生對比。因此，對留守者來說，也有可能存在兩個參照點，一個是與他們的過去對比。由于中國在過去幾十年經(jīng)濟發(fā)展的突飛猛進，農(nóng)村留守者也享有了農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的果實，從這個角度講，與過去對比，更有可能提升幸福度；然而，留守者也會與外出務工者和農(nóng)村返鄉(xiāng)者對比。由于外出務工者和返鄉(xiāng)者可能會積累更多的物質財富和其他資本，留守者也可能從這樣的對比中產(chǎn)生落差，進而產(chǎn)生“相對剝奪感”。這兩種心理狀態(tài)也可能同時發(fā)生作用。為此，我們也需要實證數(shù)據(jù)來加以驗證。

三、數(shù)據(jù)及描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)來源于北京師范大學2013年中國家庭收入調(diào)查項目（CHIPS2013）的農(nóng)村住戶數(shù)據(jù)。CHIPS2013的樣本來自國家統(tǒng)計局2013年城鄉(xiāng)一體化常規(guī)住戶調(diào)查大樣本庫。后者覆蓋全部31個省（市、自治區(qū)）的16萬戶居民。CHIPS項目組按照東、中、西分層，根據(jù)系統(tǒng)抽樣方法抽取得到樣本。樣本覆蓋了從15個省份126城市234個縣區(qū)抽選出的18 948個住戶樣本和64 777個個體樣本，其中包括7 175戶城鎮(zhèn)住戶樣本、11 013戶農(nóng)村住戶樣本和760戶外出務工住戶樣本。

我們主要關注農(nóng)村住戶的個體樣本，共有39 065人。我們將樣本進一步鎖定于回答問卷的群體，即匯報了幸福度的人群，總共得到10 190人的個體樣本，匯報者以家庭戶主及其配偶為主。在原始數(shù)據(jù)中，幸福度是以一個賦值1到6的指標，其中1為非常幸福，2為比較幸福，3為一般，4為不太幸福，5為很不幸福，6為不知道。我們關注于那些清楚回答幸福度水平的樣本，將回答“不知道”的樣本進一步剔除。實際操作中，我們依照研究慣例將數(shù)據(jù)中個體幸福度進行倒序排列，將1重定義為很不幸福，5重定義為非常幸福。此外，我們還將樣本限定于18-70歲有勞動能力的人群，①考慮到農(nóng)村無實際退休年齡的存在，參照Démurger和Xu（2011）的做法，在此我們也將農(nóng)村勞動年齡寬限到70歲。去掉有變量缺失值的觀測值，最終得到的樣本數(shù)量為8 346個。

關于外出返鄉(xiāng)的定義，我們將外出返鄉(xiāng)農(nóng)民工界定為在回答問卷時身處農(nóng)村老家，且于2013年和之前有過外出務工經(jīng)歷者。留守者則為2013年和之前都從未離開農(nóng)村老家外出務工的人。根據(jù)定義，我們得到一個包括1 855個返鄉(xiāng)農(nóng)民工和6 491個留守者的數(shù)據(jù)集。

表1對比顯示了返鄉(xiāng)農(nóng)民工和留守者在個體特征、家庭特征、區(qū)域特征、幸福度等方面的差異。結果顯示，相比于留守者，從個體特征上看，返鄉(xiāng)農(nóng)民工的平均年齡較小，男性比重較大，受教育年份較高，健康狀況更好，黨員比重較小。返鄉(xiāng)農(nóng)民工與留守者在家庭年消費上存在差異，但差異并不大。此外，與許多研究一致，返鄉(xiāng)農(nóng)民工家庭的土地數(shù)量要略少于留守者，盡管并不顯著。此外，在我們的樣本中，留守者比返鄉(xiāng)農(nóng)民工更多地分布在沿海地區(qū)，也就是說沿海地區(qū)有外出務工經(jīng)歷者的人群比重較小，這與現(xiàn)實情況相吻合。

從表1中，我們還可以觀察到留守者和返鄉(xiāng)農(nóng)民工的幸福度差異。留守者的幸福度平均值為3.60，而外出返鄉(xiāng)農(nóng)民工的幸福度平均值3.53，兩者存在顯著差異。為進一步揭示留守者和返鄉(xiāng)農(nóng)民工的幸福度差異，我們又研究了留守者、返鄉(xiāng)農(nóng)民工和總體樣本下不同幸福度的具體分布，見表2所示。

表1 統(tǒng)計性描述

表2 農(nóng)村居民幸福度調(diào)查結果分布

由表2可見，留守者中回答“非常幸?！钡谋壤黠@高于返鄉(xiāng)農(nóng)民工，前者為12.5%，后者9.6%；在回答“幸?！钡谋壤?，留守者也略高于返鄉(xiāng)農(nóng)民工。此外，回答“不幸?！钡姆掂l(xiāng)農(nóng)民工比重要大于留守者，盡管在回答“一般”的情況下，返鄉(xiāng)農(nóng)民工比例高于留守者。

四、實證結果

（一）實證模型。實證模型可以分為兩部分。一是分別使用OLS模型、有序Probit模型和二元Probit模型估計外出務工和返鄉(xiāng)者對個人幸福水平的影響。二是由于存在潛在的內(nèi)生性問題，我們將采用傾向性得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）和工具變量方法來進行處理。為研究外出務工返鄉(xiāng)對個人幸福水平的影響，我們提出的基本OLS實證分析模型為：

其中：yi是因變量，表示個人主觀感知的幸福水平，以個人口頭匯報的1到5之間的幸福水平來測量。模型重點研究的自變量Outi是一個二元變量，取值為1表明個體曾外出務工，屬于返鄉(xiāng)農(nóng)民工；取值為0表示個體從未外出務工，屬于留守者。與此同時，我們也考慮了其他可能影響一個人幸福度的潛在因素Xi，如個人因素（年齡、性別、婚姻狀況、教育、健康、黨員身份等）、家庭因素（土地數(shù)量、家庭消費）和區(qū)域因素（是否為沿海地區(qū)），將其作為控制變量納入回歸模型。

由于幸福度不僅可以從基數(shù)維度探討，也可以從序數(shù)維度探討，因此，我們也使用有序Probit模型進行估計。在我們調(diào)查問卷中，可觀測到的幸福度yi的取值范圍是1到5，表示從低到高的幸福度水平，因此適合作為Ordered Probit模型的因變量進行回歸分析。其模型可表示為：

其中：Outi表示外出返鄉(xiāng)與否，Xi是相關控制變量，是yi所對應的不可觀測的潛變量。m為幸福度1至5的5個等級。τm為估計截距項，εi為誤差項。此外，由于樣本的平均幸福度為3.58，顯著地偏向較為幸福的一側，所以我們希望重點討論非常幸福（11.8%）以及幸福或非常幸福（55%）的人群。我們接著采用兩種標準，把樣本群體分為兩類，用二元Probit模型加以檢驗。第一種標準（模型1），我們設定非常幸福者為1，其他為0；在第二種標準（模型2），我們設定非常幸福和幸福者為1，其他為0。

由于個人是否曾出外打工并非隨機分配或外生決定，外出務工者群體有可能在個體特征上具有自我選擇性。一些觀測到和未觀測到的因素可能既是決定個體是否出外打工的重要原因，又會影響到個體的幸福水平。與此同時，也可能存在反向因果關系，即幸福度差異可能也會反過來影響個體的外出返鄉(xiāng)決策。如果不對以上問題加以控制，結果可能會有偏誤。因此，為了盡可能地控制潛在的內(nèi)生性問題，本文嘗試采用傾向性得分匹配法和工具變量法來處理，從而無偏地估計返鄉(xiāng)對個人幸福水平的影響。

傾向性得分匹配法的基本思想是，用盡量相似的控制組和對照組加以比較，從而減少估計偏誤。與傳統(tǒng)的單一維度配對方法不同，傾向性得分匹配方法可以將多個維度的信息濃縮成一個得分因子，然后再加以匹配。在本文中，我們同樣從多個維度將出外務過工的返鄉(xiāng)農(nóng)民工個體和與其特征相似然未曾外出務工的留守者個體加以匹配，從而得出外出務工經(jīng)歷對主觀幸福水平的凈影響。

我們需要先計算出每個個體成為返鄉(xiāng)農(nóng)民工的條件概率，即傾向性得分（Propensity Scores）。根據(jù)Rosenbaum和Rubin（1983）的定義，傾向性得分被定義為：在給定樣本特征z的情況下，個體進入實驗組的條件概率，可以表達如下：

其中：z為一系列影響個體是否曾外出務工的因素，p為個體曾外出務工的概率，即傾向性得分。在現(xiàn)實中，傾向性得分往往不可觀測，所以要用Probit或Logit二元概率模型進行估計。按照慣例，本文先采用Probit函數(shù)計算每個人的傾向性得分，并以此函數(shù)作為后續(xù)匹配基礎。

盡管用傾向性得分匹配法可以盡可能找到特征相似的控制組和對照組，然而一些不可觀測因素依然無法得到有效的控制，因此我們進一步采用工具變量法來進行檢驗。我們使用本縣區(qū)域內(nèi)返鄉(xiāng)者所占比重為工具變量。正如Taylor等（2003）指出，社會網(wǎng)絡和社會關系在個人遷移決策中會起到非常關鍵的作用。在一個有外出打工傳統(tǒng)的社群中，城市里潛在的工作機會或生活成本等信息會廣泛傳播，較容易被獲知，從而極大地降低了外出打工者的搜尋成本，同時也降低了他們尋找工作的不確定性（Massey，1990；Wahba和 Zenou，2009；Piracha和 Vadean，2010）。同樣地，我們認為家鄉(xiāng)的社會網(wǎng)絡也對返鄉(xiāng)者的決策具有重要影響。返鄉(xiāng)者外出與否、返鄉(xiāng)與否的決策都與他們所處的社群直接相關。在Démurger和Xu（2011）的研究中，將村莊中外出務工和返鄉(xiāng)者占總人口中的比例，作為識別返鄉(xiāng)決策的工具變量。借鑒以上文獻，本文將本縣外出打工并返鄉(xiāng)的人口占總適齡農(nóng)村常住人口的比例作為工具變量。

（二）忽略個體特征差異的回歸結果。首先，我們對個人幸福度作OLS回歸，結果如表3第1列所示。總體而言，外出返鄉(xiāng)對主觀幸福表現(xiàn)出顯著的負面效應。我們進一步用有序Probit模型回歸，其所得邊際效應的估計結果顯示（見表3），成為返鄉(xiāng)農(nóng)民工，使其感到“非常不幸?！?、“不幸?！焙汀耙话恪钡母怕史謩e約上升了0.2%，0.7%和1.7%，使其感到“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡母怕史謩e約降低了1.2%和1.3%。也就是說，返鄉(xiāng)經(jīng)歷很明確地增加了陷入不幸福的概率，降低了幸福的可能性。

表3 返鄉(xiāng)經(jīng)歷與個人幸福水平：OLS估計系數(shù)和有序Probit邊際效應

我們進一步用二元Probit模型加以檢驗?；貧w結果如表4所示，其中模型1中非常幸福者為1，其他為0；模型2中非常幸福和幸福者為1，其他為0。結果顯示，無論我們采用哪一種標準，返鄉(xiāng)經(jīng)歷都與幸福水平的變動存在顯著的負相關性。這就意味著，總體而言，外出打工返鄉(xiāng)的經(jīng)歷顯著降低了個體變得更幸福的可能性。我們在回歸中控制了幾乎所有可能影響幸福度的變量，但仍然無法排除樣本可能存在的內(nèi)生性問題。因此，下一步將采用傾向性得分匹配方法和工具變量法來進一步檢驗。

表4 返鄉(xiāng)經(jīng)歷與個人幸福水平：二元Probit邊際效應

續(xù)表4 返鄉(xiāng)經(jīng)歷與個人幸福水平：二元Probit邊際效應

（三）傾向性得分匹配結果。我們用一個Probit模型來構造外出打工的傾向性得分函數(shù)，然后據(jù)此進行匹配。Probit估計結果如表5所示，其中模型2在模型1的基礎上控制了地區(qū)差異。結果顯示，個人因素、家庭因素和區(qū)域因素都會對個人是否做出外出務工決策產(chǎn)生顯著影響。因此，我們將個人因素（年齡、性別、教育水平、健康程度、婚姻狀況、黨員身份）、家庭因素（家庭消費水平、土地數(shù)量）和區(qū)域因素（沿海地區(qū)）（模型2）作為傾向性得分匹配的依據(jù)。根據(jù)前文討論過的方法，計算每個個體的傾向性得分。依據(jù)是否有外出務工經(jīng)歷將所有觀察個體分為兩組，然后根據(jù)傾向性得分對有外出務工經(jīng)歷的個體和無外出務工經(jīng)歷的個體進行匹配比較。

表5 Probit傾向得分函數(shù)

匹配前的傾向性得分的分布如圖1所示。我們可以看到，匹配之前，留守者（控制組）的傾向性得分值的最高頻率出現(xiàn)在0.15左右，嚴重向左偏移。而返鄉(xiāng)農(nóng)民工（處理組）的最高頻率值出現(xiàn)在0.32左右，沒有顯著偏移。所以總體來看，返鄉(xiāng)農(nóng)民工（處理組）的傾向性得分的分布與留守者（控制組）有顯著差異。兩者在這個問題上的傾向性得分分布不同，說明兩組樣本在對外出的決策機制上有所不同，直接加以比較的確會產(chǎn)生個體特征差異問題。

圖1 匹配之前的傾向得分分布

接下來，我們根據(jù)傾向性得分，使用最常用的最近鄰匹配方法加以匹配，匹配結果如表6所示。匹配之后，留守者（控制組）只保留與返鄉(xiāng)農(nóng)民工人群（處理組）傾向性得分最為近似的樣本，刪除沒有匹配成功的樣本。

表6清楚地表明，進行匹配之后，兩組的分布變得較為類似，絕大多數(shù)返鄉(xiāng)農(nóng)民工樣本（處理組）找到了可以匹配的留守者樣本（控制組）。我們可以認為，匹配結果明顯修正了外出務工經(jīng)歷的傾向性得分偏差，即控制了個體特征差異，從而使樣本變得更適于比較。

表6 變量誤差的消減

（四）平均處理效果。傾向性得分匹配以后，我們就可以估計外出務工這個事件對主觀幸福水平的平均處置效果。為了保證檢驗結果的穩(wěn)健性與一致性，下面我們采用最近鄰匹配法加以匹配，并以半徑匹配法和核匹配法進行檢驗。

我們分別計算匹配前與匹配后、返鄉(xiāng)農(nóng)民工人群（處理組）與留守者人群（控制組）的平均主觀幸福水平，并計算出兩組之間的差異。匹配之后兩組間的平均幸福水平差異用ATT表示，就是我們關注的外出務工對主觀幸福水平的影響。外出務工的影響結果如表7所示。

從總體樣本看，當被解釋變量為主觀幸福水平時，最近鄰匹配法所估算的ATT值變動到-0.055，在p=0.10的概率水平上顯著。這表明成為返鄉(xiāng)農(nóng)民工會顯著地降低個體的主觀幸福水平，在匹配消除個體特征差異后仍然穩(wěn)定。ATT值小于未匹配時參與組與控制組的差異，這進一步說明了假如沒有考慮外出務工的個體特征差異，我們一定會低估外出務工對主觀幸福水平的負作用。在這種環(huán)境下，傾向性得分匹配方法顯得非常必要。

為了考察以上研究結果的準確性和一致性，本文繼續(xù)使用兩種不同的匹配方法進行檢驗。除了最近鄰匹配法，我們還利用核匹配法和半徑匹配法對總體樣本的ATT值進行估計，結果如表7所示。由表7可見，采用核匹配法和半徑匹配法估算的結果與采用最近鄰匹配法的結果基本一致，這意味著通過傾向性得分匹配，有外出務工經(jīng)歷的返鄉(xiāng)農(nóng)民工確實顯示出較低的主觀幸福水平。

總體而言，經(jīng)過傾向性得分匹配，留守者的幸福水平仍然顯著高于返鄉(xiāng)農(nóng)民工。這就說明，雖然遷移和返鄉(xiāng)的目的都是為了追求更為幸福的生活，然而結果則與之相反。中國農(nóng)村地區(qū)勞動力外出務工并返鄉(xiāng)后，與從未外出務工過的留守者相比，往往顯得更不幸福。有過出外務工經(jīng)歷且最終返鄉(xiāng)，這個過程最終降低了個人的主觀幸福水平。

表7 基于各匹配方法的ATT

（五）內(nèi)生性及工具變量。個體的幸福度和返鄉(xiāng)經(jīng)歷之間可能存在復雜的內(nèi)生性問題。首先，可能存在反向因果關系，個體的幸福度可能會反過來影響遷移決策。比如由于主觀感受不幸福，可能導致個體更容易選擇外出和返鄉(xiāng)。其次，可能存在同時影響幸福度和遷移決策的可觀測和不可觀測的因素。以上傾向性得分匹配方法盡可能地控制了影響控制組和對照組的可觀測到的因素，然而不可觀測因素也可能潛在地對估計結果產(chǎn)生影響。為此，我們進一步采用工具變量方法進行處理。

表8匯報了使用本縣返鄉(xiāng)者比重作為工具變量的第一階段的估計結果。第一階段回歸結果的F統(tǒng)計量排除了弱工具變量的可能性?；貧w結果表明，作為工具變量的本縣返鄉(xiāng)者比重和本縣個體是否為返鄉(xiāng)者顯著相關，即本縣人口中返鄉(xiāng)者比重越高，則該縣個體成員成為返鄉(xiāng)者的可能性越大。

表9呈現(xiàn)了使用同樣的樣本，工具變量法所估計出來的第二階段的系數(shù)，并和表3的OLS結果一起進行對比展現(xiàn)。結果顯示，在使用工具變量回歸后，外出返鄉(xiāng)經(jīng)歷對幸福度依然具有顯著的負作用。對比無工具變量和有工具變量的估計結果，我們發(fā)現(xiàn)變量返鄉(xiāng)農(nóng)民工的估計系數(shù)比沒有進行內(nèi)生性處理之前要大。這表明，如果不進行內(nèi)生性處理的話，我們得到的估計結果偏小，會低估外出返鄉(xiāng)經(jīng)歷對返鄉(xiāng)者幸福度的影響。

表8 第一階段回歸估計結果

表9 返鄉(xiāng)經(jīng)歷與個人幸福水平：內(nèi)生性處理前后

五、時效性檢驗

考慮到外出和返鄉(xiāng)在短期內(nèi)的沖擊效應，排除外出務工返鄉(xiāng)對幸福度的影響是否是由于短期沖擊所帶來的，我們采用縮小樣本的方式，進一步檢驗原先結果的穩(wěn)健性。我們首先將研究的返鄉(xiāng)農(nóng)民工的樣本繼續(xù)縮小到距離第一次外出時間超過3年的返鄉(xiāng)農(nóng)民工。即排除新近3年內(nèi)第一次外出務工并返鄉(xiāng)的群體。在檢驗中，我們?nèi)詫⑼瑫r采用三種不同的匹配方式以保證結果的一致性?？s小樣本后的比較結果如表10所示。表10說明，在縮小樣本并加以傾向性得分匹配之后，留守者的幸福水平仍然顯著高于返鄉(xiāng)農(nóng)民工，與我們初始選用樣本所得的結果一致。這就意味著，排除短時間環(huán)境改變而導致的暫時性沖擊的影響，且經(jīng)過傾向性得分匹配消除了個體特征差異后，留守者的幸福水平仍然高于返鄉(xiāng)農(nóng)民工的幸福水平。外出務工返鄉(xiāng)對人的幸福度的影響，是一個長期作用的過程，不會隨著時間延續(xù)而消失。

因此，無論我們用什么標準來界定返鄉(xiāng)農(nóng)民工，幸福水平差異都顯著存在。由于我們對比的兩類人群無論是從個體特征、家庭特征還是區(qū)域特征等方面都不存在明顯差異。因此，我們根據(jù)實證結果認為，關于返鄉(xiāng)農(nóng)民工有較低的幸福度的解釋理論是，曾經(jīng)外出務工的經(jīng)歷會調(diào)高個體的社會參照點，從而使個體產(chǎn)生了相對剝奪感，想追求更好環(huán)境而又不能，最終對個體對自我生命質量的評價造成了不利的影響。而且這種影響長期存在，即使經(jīng)過很多年，仍會對個體的幸福度造成不利的影響。

表10 縮小返鄉(xiāng)農(nóng)民工樣本比較

六、結 論

本文利用2013年中國住戶收入調(diào)查（CHIPS2013）的農(nóng)村住戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了農(nóng)村地區(qū)有外出經(jīng)歷的返鄉(xiāng)農(nóng)民工和無外出經(jīng)歷的留守者的幸福度差異。我們利用傾向性得分匹配方法控制樣本的自我選擇性以排除個體特征差異的影響，對兩類人群加以對比。結果顯示，在排除個體特征差異因素干擾之下，返鄉(xiāng)農(nóng)民工的幸福度顯著低于留守者。在此基礎上，我們進一步使用工具變量方法，在對內(nèi)生性問題進行處理以后，結果始終一致。總之，實證結果顯示，返鄉(xiāng)農(nóng)民工成為不幸福人群的可能性顯著增加，而成為幸福人群的可能性顯著降低，這意味著外出返鄉(xiāng)經(jīng)歷對農(nóng)村居民的幸福度具有負面影響。此外，我們的研究也表明，這種負面影響有一定的可持續(xù)性，能對個體生活產(chǎn)生長遠的影響。

我們認為，農(nóng)村地區(qū)的返鄉(xiāng)農(nóng)民工的幸福度更容易受到城市這個社會高參照點的影響。盡管以農(nóng)村為參照點，返鄉(xiāng)農(nóng)民工可能會有一定的優(yōu)越感，但是城市生活經(jīng)歷所形成的城市參照點對其影響更大，“相對剝奪感”的影響較大，因而會顯著地拉低個體對自我生活的幸福評價。與留守者相比，返鄉(xiāng)農(nóng)民工對生命質量的自我評價不再是簡單地參照來源地農(nóng)村居民的生活，而會對比城市生活，包括其在城市工作的收入、工作、城市環(huán)境、生活方式和價值觀等一系列與城市務工經(jīng)歷相關的因素，從而產(chǎn)生落差和不適應。

農(nóng)村留守者由于長期生活在同一個環(huán)境下，由于無外出務工經(jīng)歷，在評價自身生命質量時，更多的是對比自己的過去和現(xiàn)在，不容易在內(nèi)心產(chǎn)生落差和不適應。在過去的幾十年里，中國廣大農(nóng)村地區(qū)獲得了引人矚目的經(jīng)濟發(fā)展，留守者也能夠享受到整體經(jīng)濟增長帶來的進步和發(fā)展果實。對比過去和現(xiàn)在，留守者對目前生命質量有較高評價就變得很自然了。外出務工經(jīng)歷改變了農(nóng)村地區(qū)返鄉(xiāng)農(nóng)民工和留守者兩類人群的幸福度的影響機制，這可能是中國轉型期城鄉(xiāng)二元分割大背景下的一種特殊現(xiàn)象。在已有遷移與幸福度研究中，絕大多數(shù)學者所關注的是一種從農(nóng)村到城市、從落后地區(qū)到發(fā)達地區(qū)的單向遷移，即俗話說的“人往高處走”（Knight和Gunatilaka，2010；Akay 等，2012；Jiang 等，2012；李丹丹，2017）。但是，返鄉(xiāng)農(nóng)民工經(jīng)歷的是雙向遷移，既經(jīng)歷了從落后的農(nóng)村到發(fā)達的城市，又經(jīng)歷了從發(fā)達的城市返回到落后的農(nóng)村。復雜的生活經(jīng)歷也會使他們的幸福度受多種因素和參照點的影響。我們的研究結果顯示，外出務工的城市社會參照點似乎給他們留下了深深烙印，也影響了他們返鄉(xiāng)后對自我生活的認識和評價。從這個意義上講，本文的研究結論拓展了Simpson（2013）關于遷移與幸福度的主流觀點。

關注返鄉(xiāng)農(nóng)民工的福祉是發(fā)展經(jīng)濟學的重要課題。隨著越來越多的農(nóng)民工返鄉(xiāng)，尤其是在當前大城市不斷提高門檻、低端勞動力較難市民化的大背景下，有關農(nóng)村地區(qū)如何更好地重新吸納返鄉(xiāng)農(nóng)民工成為了重要而緊迫的課題。許多研究都表明，回流農(nóng)民工由于在城市積累的物質資本和人力資本，結果可能使他們更具備農(nóng)業(yè)經(jīng)營革新的條件和認知，應充分發(fā)揮該回流群體的這些優(yōu)勢，積極扶持他們逐漸成長為合格的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體（尹虹潘和劉渝琳，2016）。對如何提升返鄉(xiāng)農(nóng)民工的福祉，更好地發(fā)揮他們的人力資本的作用，我們提出如下政策建議：

第一，應大力發(fā)展農(nóng)村地區(qū)的基礎設施建設、基本公共服務和相應的社會保障，縮小鄉(xiāng)村與城市之間多方面的差距。正如十九大報告所指出的那樣，應加快推進農(nóng)業(yè)和農(nóng)村現(xiàn)代化，建立健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機制和政策體系。城鄉(xiāng)發(fā)展差距是返鄉(xiāng)農(nóng)民工“相對剝奪感”產(chǎn)生的重要原因之一。如果返鄉(xiāng)農(nóng)民工即便回到農(nóng)村地區(qū)，也能體驗到與城市一樣的基礎設施以及在醫(yī)療、教育和文化等方面的配套服務，還有更好的住房條件和生活環(huán)境（譚清香和張斌，2015），那么他們的心理落差和“相對剝奪感”就會降低，福祉可以提升。第二，應為返鄉(xiāng)農(nóng)民工提供多方位的再就業(yè)機會，并且支持他們自主創(chuàng)業(yè)。農(nóng)民工返鄉(xiāng)后感到不幸福，主要是城鄉(xiāng)差異所導致，而城鄉(xiāng)差異很大程度上表現(xiàn)為就業(yè)機會和就業(yè)環(huán)境的差異。農(nóng)民工在城市積累的特殊工作技能很多時候無法在農(nóng)村得到有效發(fā)揮，勞動力價值就有可能因此被低估。所以，政府應適當考慮為返鄉(xiāng)農(nóng)民工提供再就業(yè)機會，使他們在老家也能找到與人力資本盡可能相匹配的工作機會，或者有更多的創(chuàng)業(yè)機會，能夠更好地發(fā)揮他們在城市積累的人力資本的作用。第三，應為返鄉(xiāng)農(nóng)民工提供必要的心理咨詢和心理輔導，幫助他們盡快轉變觀念，適應環(huán)境。返鄉(xiāng)農(nóng)民工多是從小在農(nóng)村地區(qū)長大，由于他們離開的這些年里，家鄉(xiāng)已經(jīng)發(fā)生了很大變化，個人心理也已經(jīng)發(fā)生了很大變化，兩者可能不再相配。返鄉(xiāng)農(nóng)民工不僅需要在工作上適應新環(huán)境，還需要在心理上適應新生活。政府應該提供適當?shù)男睦碇С?，幫助他們更幸福地投入到生活和工作中去?/p>