身份認同對流動人口主觀幸福感的影響

○蔣曉敏 楊夢瑩 周戰(zhàn)強

（1中央財經大學經濟學院，北京 102206；2昆侖銀行股份有限公司西安分行，陜西 西安710016 ）

一、引言

幸福感是近些年來備受關注的熱點議題。自我國經濟進入“新常態(tài)”以來，各級政府更加重視民生問題，更加關注人民幸福，黨的十九大報告提出“要使人民獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續(xù)”，把關注和增加人民群眾的幸福感提升到了新的高度。流動人口離開家鄉(xiāng)，到新的地方尋找工作，謀求發(fā)展，主要是為了追求更多的幸福。然而，根據(jù)《世界幸福指數(shù)報告2019》顯示，流動人口，尤其是農業(yè)戶籍流動人口的幸福感低于城市居民。根據(jù)北京大學中國家庭追蹤調查2014—2018 年的數(shù)據(jù)，流動人口的幸福感呈現(xiàn)出下降趨勢。由此產生的問題是：什么因素導致流動人口較低的幸福感，或者說什么因素影響流動人口的幸福感？深入探討這一問題，對于有效提升流動人口幸福感，促進流動人口市民化，保持整個社會的和諧穩(wěn)定等都有重要意義。

國內外學者們對主觀幸福感的影響因素進行了許多富有價值的研究，主要可以歸納為以下幾個方面：一是人口統(tǒng)計特征，如年齡、性別、教育水平、婚姻狀況等都會影響幸福感。學者DIENER[1]發(fā)現(xiàn)年齡與幸福感之間呈“U”型關系，即在中年時期處于幸福感最低水平；PINQUART等[2]研究發(fā)現(xiàn)，隨著年齡的增長，女性的主觀幸福感要顯著低于男性；邱紅和張凌云[3]的分析表明隨著青年人受教育水平的提高，人們的主觀幸福感也有所提升；邢占軍和金瑜[4]發(fā)現(xiàn)城市中未婚居民的幸福感整體高于已婚居民。二是家庭因素，如家庭環(huán)境、住房狀況、子女數(shù)量等會影響幸福感。SABINE 等[5]認為家庭環(huán)境對個人的幸福感有顯著影響；林江等[6]發(fā)現(xiàn)家庭住房狀況會影響幸福感；李婷和范文婷[7]研究表明孩子數(shù)量對中青年時期的父母的幸福感產生負向影響，而對處于老年時期的父母的幸福感產生正向顯著影響。三是經濟因素，收入、失業(yè)等對幸福感有明顯影響。從收入角度看，SACK 等[8]使用蓋洛普數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，絕對收入對幸福感有顯著促進作用，而以EASTERLIN 為代表的學者提出了“EASTERLIN 悖論”，即影響幸福感的是相對收入而非絕對收入[9]。我國學者巫強和周波[10]利用CGSS2003—2010 年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，對低收入者而言，絕對收入對幸福感有顯著正向影響，對高收入者而言，則是相對收入對幸福感有顯著正向影響。從失業(yè)角度看，DITELLA 等[11]研究了1975—1991 年歐洲12 個國家的情況，發(fā)現(xiàn)失業(yè)者的幸福感顯著低于工作者；OESCH和LIPPS[12]發(fā)現(xiàn)失業(yè)的持續(xù)期對幸福感有顯著負向影響。四是社會心理因素，如機會不平等、社會資本、認同等會影響幸福感。萬廣華和張彤進[13]發(fā)現(xiàn)機會不平等會通過影響人們的信任或者健康進而影響幸福感水平。HELLIWELL[14]用社交性指標衡量社會資本，發(fā)現(xiàn)社會資本對幸福感具有積極影響；ADAMS 等[15]的研究表明，種族認同能增加幸福感；姜兆萍[16]發(fā)現(xiàn)農民工認同城市人身份會增加幸福感。這些研究對于理解和改進幸福感提供了多維視角，但是以流動人口這一特殊群體為對象，從身份認同角度專門探討幸福感的研究很少，雖然有個別研究涉及這一問題，但對其中的內生性問題缺乏討論。

本文借助2014 年流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)，采用OLS 和內生轉換模型的方法，研究流動人口的身份認同對主觀幸福感的影響。研究結果表明：身份認同會顯著提升流動人口的主觀幸福感，此外，流入農村、有社會保障的流動人口的主觀幸福感受身份認同的影響要更大一些。本文的主要貢獻在于：一是分析了流動人口因工作和生活地點的變化帶來的身份認同的變化對主觀幸福感的影響；二是使用內生轉換模型解決了流動人口身份認同與主觀幸福感之間的內生性問題。

二、理論分析與研究假設

身份認同是指個體認知到自我身份歸屬于某一群體以及由此會產生歸屬、自豪等情感[17]。身份經濟學認為身份認同是個人效用的重要影響因素[18]。每一種身份都有著一套理想的行為規(guī)范，自我行為與理想行為規(guī)范越趨同，則代表身份認同度越高。如果個體行為與理想群體行為保持一致，則會由于跟理想行為的趨近而更加有歸屬感，形成正效用；如果擁有該種身份的個體做了與身份相對應的行為規(guī)范相背的事，當事人會產生某種認知失調和焦慮，從而形成一種負效用。因此，身份認同會改變個體的行為決策[19]。

身份認同包括對個體固有身份的認同和后致身份的認同兩方面。每個個體均有固有身份，如性別、種族、國家等，通過對自己固有身份的認同將自我歸屬到特定的群體，會提升自我的自信和自尊水平[20]，使自己采取積極的應對方式去緩解焦慮、懷疑等消極情緒[21]，讓自己有自洽的生活和歸屬感[22]，有益于心理健康的提升，而這些都與主觀幸福感密不可分。除了固有身份，生活在社會群體中的人們還被賦予了不同的后致身份，如職業(yè)、組織、政治身份等。身份認同會導致自己更加認可自我，提升歸屬感、滿足感[23]，也會驅使自己去調整行為，與理想群體規(guī)范保持一致，因此會表現(xiàn)出積極學習、工作的狀態(tài)，從而有利于提高學習、工作成績，對自己的生活更加滿意[24]，從而增加幸福感。對于流動人口來說，如果他們認同自己為本地人則會產生內群體偏好，喜歡流入地的生活工作環(huán)境，積極與流入地居民交往相處，覺得自己很好地融入流入地，在流入地有歸屬感，從而會提升他們的主觀幸福感。因此，本文提出以下假設：

假設H1：對本地人身份的認同會顯著提升流動人口的主觀幸福感。

根據(jù)身份經濟學理論，身份認同會使群體成員做出有利于內群或與內群規(guī)范相一致的行為[18]。認同自己是本地人的流動人口，會在生活目標和生活方式上更接近本地人，采取與本地人相近的消費方式，購買本地人喜歡或希望消費的商品，以此向本地人有效顯示和傳遞自己的身份認同[25]。由于城市居民的消費水平相對較高，流入城市的流動人口與本地居民趨近的消費方式給其帶來較大的生活壓力，使得他們在流入城市的歸屬感和主觀幸福感水平相對較低。相反，流入農村的流動人口參照和跟隨本地人的消費方式帶來的生活壓力較小，生活滿意度和主觀幸福感相對較高[26]?？梢酝茰y，認同自己為本地人的流動人口流入農村會使他們生活得更加滿意，主觀幸福感相對較高。因此，本文提出以下假設：

假設H2：流入農村的流動人口身份認同所帶來的主觀幸福感相對較高。

社會保障是通過國民收入分配和再分配對社會成員基本生活予以保障的社會安全制度。它能夠幫助流動人口抵御疾病、意外事故、失業(yè)等帶來的收入下降風險，提高其風險承受能力，形成更穩(wěn)定的預期，增加安全感[27]；能夠減少他們預防性儲蓄，增加當前消費開支；能夠使流動人口沒有必要靠過度勞動取得高一些的收入，會減少過度勞動時間[28]。在有社會保障的情況下，認同本地人身份的流動人口會有更多資金和時間，按照本地居民方式進行消費，參與社區(qū)活動，享受生活，會獲得更高的主觀幸福感。因此，本文提出以下假設：

假設H3：在流入地有社會保障的流動人口身份認同所帶來的主觀幸福感相對較高。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型構建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2014年流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)。該調查是國家衛(wèi)健委為了解流動人口就業(yè)與收入支出、基本公共衛(wèi)生與醫(yī)療服務、婚育情況與計劃生育服務、社會融合、心理健康所啟動的一項調查。調查采取分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS 方法進行抽樣。調查范圍為北京市朝陽區(qū)、山東省青島市、福建省廈門市、浙江省嘉興市、廣東省深圳市和中山市、河南省鄭州市和四川省成都市，調查對象為在本地居住一個月及以上、非本區(qū)（縣、市）戶口、在2014 年5 月年齡為15～59周歲的流動人口，最終得到有效樣本為15 999個。

（二）變量及其描述性統(tǒng)計

1.因變量

本文的因變量為流動人口的主觀幸福感（haappiness）。參照已有文獻的普遍做法，主觀幸福感可從生活滿意度和情緒兩個維度進行衡量[29]。生活滿意度可用以下問題衡量：（1）生活在大多數(shù)方面接近于理想。（2）生活條件是好的。（3）對自我生活滿意。（4）在生活中已經得到了想要的重要東西。（5）假如生活重新來過，基本不會做改變。每個問題選項是從“非常不同意”到“非常同意”7 個等級，分數(shù)越高代表越同意這一看法，表明對生活狀況的滿意程度越高。情緒方面可通過詢問受訪者最近30天出現(xiàn)以下情緒的頻率衡量：（1）緊張。（2）絕望。（3）不安或煩躁。（4）沮喪。（5）感覺做事很費勁。（6）無價值。每個問題有“全部時間”“大部分時間”“一部分時間”“偶爾”“無”5 個選項，依次賦值1-5，分數(shù)越高代表自己近來較少有這種情緒，情緒越積極向上。

由上述題項構成的量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.823，兩個維度的Cronbach′s α系數(shù)分別為0.863、0.834，都大于0.8，說明信度較高。KMO值為0.874，Bartlett球形檢驗卡方統(tǒng)計值為73 000，自由度為55，P=0.000<0.05，拒絕原假設，說明相關矩陣不是單位矩陣，因此適合對量表進行因子分析。通過主成分因子分析和最大方差法的正交旋轉，該表可以提取特征值大于1 的2 個公因子，即factor1 和factor2。factor1 包含了生活滿意度方面的5 個題項，將其命名為生活滿意度，factor2 包含了情緒方面的6個題項，將其命名為情緒體驗。所提取的兩個因子累計解釋了主觀幸福感方差的60.1%，各因子分別解釋了30.4%、29.7%，因此可以說明該量表有著良好的結構效度。以旋轉后每個題項的因子載荷為權重分別計算兩個因子的得分；同時以旋轉后各因子的方差貢獻率為權重，從而可以計算出綜合因子主觀幸福感的得分。統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，我國流動人口的主觀幸福感及其兩個子維度的實際中值和均值均比理論中值和均值要高①主觀幸福感理論中值為8.64，實際中值為12.93；生活滿意度理論中值為14.02，實際中值為21.04；情緒體驗理論中值為17.19，實際中值為22.11。，表明流動人口的主觀幸福感水平整體較高、對生活的滿意程度較高以及正向情緒值較高。

2.核心自變量

本文核心自變量為流動人口的身份認同（feelidentity）。本文采用受訪者是否認為自己為本地人來衡量身份認同，如果認為自己是本地人就賦值為1，否則賦值為0。在樣本中流動人口認為自己是本地人的僅有22.0%，這說明大多數(shù)的流動人口仍將自己看作流入地的“局外人”，還沒有真正融入當?shù)厣鐣小?/p>

3.控制變量

由于存在很多其他變量會混淆核心自變量與因變量之間的因果關系，產生選擇性偏差，因此參考前述研究，本文引入了個人及家庭特征、就業(yè)特征、居住與流動特征等控制變量。各變量的定義與描述性統(tǒng)計特征如表1所示。

表1 變量的定義與描述性統(tǒng)計

（三）模型設計

1.基準模型

由于主觀幸福感變量是使用主成分因子分析得出的連續(xù)變量，為研究流動人口身份認同對主觀幸福感的影響，本文設定了下列基準模型：

其中，下角標i代表受訪者，j代表流入城市，happinesss為主觀幸福感，feelidentity是身份認同，X為個人特征、家庭特征、就業(yè)特征、居住特征及流動特征等控制變量向量，β、γ是常數(shù)項，μ是誤差項。

2.模型的內生性問題

上述基準模型可能存在內生性問題。一方面，身份認同與主觀幸福感之間可能存在反向因果關系，這是因為主觀幸福感高的流動人口可能更愿意在流入地居住和生活，增加對流入地居民身份的認同程度；另一方面，數(shù)據(jù)中缺少有關受訪者性格特征、社區(qū)環(huán)境因素等變量，這些遺漏變量可能導致模型的內生性問題。為解決模型中可能存在的內生性問題，本文使用內生轉換模型[30]。這種方法不僅可以解決由于遺漏變量或反向因果關系導致的內生性問題，還可以有效解決模型由于個體異質性及其選擇偏差所引起的回歸偏誤，使結果更為接近真實的情況[31]。為得到一致無偏的估計結果，本文使用如下模型（2）至模型（4）對內生轉換模型進行估計：

流動人口在流入地的身份認同存在差異，其主觀幸福感也可能存在差別，在總樣本下，兩種身份認同下的主觀幸福感可以表示為：

其中，?(?)和Φ(?)分別表示為標準正態(tài)分布的密度函數(shù)和分布函數(shù)，在全樣本的情況下，假定隨機誤差項(μ0,μ1,υ)服從三元聯(lián)合正態(tài)分布，則可以基于流動人口身份認同構建主觀幸福感的內生轉換模型，對不同身份認同下的主觀幸福感進行刻畫，對回歸結果進行修正，進而得到一致有效估計結果。

內生轉換模型的兩種估計思路為，首先利用MLE對模型（2）進行Probit 回歸，估計出系數(shù)η，并計算和，基于模型（3）至模型（6），對獲得身份認同和沒有獲得身份認同的兩個子樣本模型（7）和模型（8）進行OLS 穩(wěn)健標準誤一致估計，從而可以得到γ0,γ1的有效估計結果。

基于內生轉換模型（7）和模型（8），流動人口在流入地沒有獲得身份認同和獲得身份認同所帶來的主觀幸福感可以表述為模型（9）和模型（10）。他們的反事實主觀幸福感分別為：沒有獲得身份認同的流動人口如果獲得身份認同所帶來的主觀幸福感和獲得身份認同的流動人口如果沒有身份認同所帶來的主觀幸福感，可以表述為條件期望模型（11）和模型（12）：

對于獲得身份認同的流動人口，其主觀幸福感的平均處理效應（ATT）可以用條件期望模型（10）和條件期望模型（11）之差來表示：

沒有獲得身份認同的流動人口，其主觀幸福感的平均處理效應（ATU）可以用條件期望模型（9）和條件期望模型（12）之差來表示：

四、實證結果分析

（一）基準模型回歸結果

表2 是根據(jù)基準模型（1）回歸估計的結果，由表2可知，身份認同使得流動人口的主觀幸福感顯著提高53.4%，而對其子維度生活滿意度和情緒體驗的影響分別顯著提高140.5%和36.1%，這一結果與ADAMS等[15]研究認為種族身份認同能夠顯著提高個體的主觀幸福感的結果一致，而與種族身份認同降低了個體的心理健康的結果并不一致。表明身份認同是影響主觀幸福感及其子維度生活滿意度和情緒體驗的重要因素，驗證了假設H1。認同自己為本地人的流動人口，更愿意接受并采納本地人的生活方式，參與本地社區(qū)活動，與更多本地人進行交流，產生親近感、歸屬感和自尊感，從而提高生活滿意度，引發(fā)積極情緒體驗，增加主觀幸福感。

表2 基準模型回歸結果

除身份認同外，個人基本特征、家庭特征、就業(yè)特征、居住特征及流動特征等控制變量也會影響流動人口的主觀幸福感及其子維度生活滿意度和情緒體驗。

從個人基本特征來看，相較于女性，男性流動人口需要承擔起照料家庭的社會責任，在融入社區(qū)，與本地人社會交往方面相對較弱，社會壓力較高，生活滿意度和主觀幸福感相對較低。年齡越大的流動人口積累了越多的資源和社會資本，越容易融入本地，在本地的生活滿意度、情緒體驗和主觀幸福感較高。相對于少數(shù)民族來說，漢族流動人口的情緒壓力較大，生活滿意度和主觀幸福感相對較低。受教育程度越高的流動人口在本地越容易找到機會較好的工作，改善居住狀況的意愿較為強烈，日常所面臨的社會壓力相對較高，主觀幸福感較低。已婚者多為舉家流動，有家人陪伴會提高主觀幸福感。完善的基礎設施，便利化的生活服務使得農業(yè)戶籍的流動人口生活狀況得到明顯改善，引發(fā)積極情緒體驗，生活滿意度和主觀幸福感較高。健康狀況越好的流動人口在本地工作和生活的較為舒心，主觀幸福感和生活滿意度相對較高。

從家庭特征來看，孩子作為家庭生活的調味劑，在帶來巨大生活壓力的同時，能夠增加家庭日常生活的滿意度，帶來較好情緒體驗，提高家庭的主觀幸福感。對老家操心的事情越多，流動人口在本地工作生活的心理壓力越大，主觀幸福感較低。家庭收入水平越高，流動人口的主觀幸福感及其子維度生活滿意度和情緒體驗較高。

從就業(yè)特征來看，雇員相對于雇主收入較低，擁有的社會資本較少，在本地的歸屬感和認同感相對較低，生活滿意度下降，主觀幸福感較低。平均工作時間越長的流動人口，生活較為忙碌，和本地人交往的時間較少，生活滿意度和主觀幸福感較低。

從居住特征來看，相對于居住在經濟適用房、機關事業(yè)單位、工礦企業(yè)社區(qū)的流動人口而言，居住在別墅或者商品房、未改造的老城區(qū)、城中村或棚戶區(qū)的流動人口的主觀幸福感較低，居住在城鄉(xiāng)接合部、農村社區(qū)的流動人口主觀幸福感較高，這可能是前者生活區(qū)域大都是本地人，收入水平相對較高，在文化觀念和生活方式上和流動人口有很大區(qū)別，導致流動人口難以融入本地，主觀幸福感下降。后者流動人口和本地人的生活差異較小，提高了他們的生活滿意度。

從流動特征來看，流動時間越長的受訪者，在技能和經驗方面有明顯優(yōu)勢，收入相對較高，歸屬感較強，生活滿意度和主觀幸福感更高。

（二）異質性分析

前述分析表明，流動人口身份認同會影響主觀幸福感及其子維度生活滿意度和情緒體驗，考慮到流動人口群體的不同特征，這種影響在不同流入地類型、社會保障類型的流動人口之間是否存在差異，還需要進一步分析。

1.基于流入地類型的分組分析

與以往身份認同類型與流動人口幸福感的研究不同[16]，本文基于流入地類型，將樣本分為流入城市和流入農村兩種類別，研究流動人口身份認同對主觀幸福感的影響是否因流入地類型而存在差異。由表3中的回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，無論是對于流入城市還是對于流入農村的樣本，流動人口身份認同對主觀幸福感及其子維度生活滿意度和情緒體驗的影響均較為顯著，但對分組回歸后的組間差異進行檢驗發(fā)現(xiàn)，相較于流入城市的樣本，流入農村的樣本中身份認同的影響較大，使得流動人口的主觀幸福感提高68.2%，而使其子維度生活滿意度和情緒體驗分別提高163.8%和62.1%，驗證了假設H2。這是由于與流入城市的流動人口相比，流入農村的流動人口無論是在生活方式、生活目標還是習慣等方面與本地人的差異相對較小，在心理上的距離相對較近，容易提高自身生活上的滿足感以及主觀上的幸福感。

表3 基于流入地類型的分組回歸結果

2.基于社會保障類型的分組分析

在以往流動人口身份認同研究的基礎上[26]，本文基于社會保障類型將樣本分為有社保和無社保兩組，研究流動人口身份認同對主觀幸福感的影響是否因社會保障而存在差異。由表4 中回歸結果可以看出，流動人口身份認同對主觀幸福感及其子維度生活滿意度和情緒體驗的影響均較為顯著。對分組回歸后的組間差異進行檢驗發(fā)現(xiàn)，在有社保樣本中身份認同的影響較大，使得流動人口的主觀幸福感及其子維度生活滿意度和情緒體驗分別提高56.6%、147.3%和40%，這一結果與周穎剛等[28]研究中認為社會保障能夠為流動人口帶來歸屬感、安全感的結論一致，驗證了假設H3。這可能是有社保使得認同自己為本地人的流動人口更具獲得感和安全感，生活更加安穩(wěn)，幸福感相對較高。

表4 基于社會保障類型的分組回歸結果

（三）內生性分析與穩(wěn)健性檢驗

1.內生性分析

上述基準模型可能存在內生性問題，為解決這一問題，本文使用內生轉換模型。表5是內生轉換模型的估計結果，其中，第2、第5 和第8 列分別為主觀幸福感及其子維度生活滿意度和情緒體驗內生轉換模型選擇方程的回歸結果，由表5結果可以發(fā)現(xiàn)，流動人口流出地和流入地為臨省，能夠顯著提高流動人口在流入地的身份認同，這一回歸結果在1%的顯著性水平上均顯著為正。這可能是因為流動人口流入地和流出地距離越近，人們的生活習慣、價值觀念、文化習俗越接近，越容易在流入地獲得身份上的認同感。而村居流動人口占總人口的比重這一變量對流動人口身份認同的影響顯著為負，表明流動人口在流入地收入水平的改善，并不能改變現(xiàn)有戶籍制度下教育、醫(yī)療、衛(wèi)生服務對流動人口和本地人分配不公平的現(xiàn)狀，也不能改變流動人口內群體偏好的影響，使得流動人口與本地人的心理距離較遠，難以獲得身份上的認同感。第3 和第4 列、第6 和第7 類、第9 和第10 列是主觀幸福感及其子維度生活滿意度和情緒體驗主方程的回歸結果，由此可以發(fā)現(xiàn)，選擇方程（2）和主觀幸福感模型（8）誤差項的系數(shù)rho_1 顯著為負，而選擇方程（2）和主觀幸福感模型（7）誤差項的系數(shù)rho_2 不顯著，表明流動人口身份認同對主觀幸福感及其子維度生活滿意度和情緒體驗的影響存在選擇偏誤，有必要使用內生轉換模型進行糾正。但內生轉換模型并不能直接估計流動人口身份認同對主觀幸福感的影響，需要根據(jù)內生轉換模型的反事實框架進行分析[31]。由表5 可以發(fā)現(xiàn)，流動人口身份認同對主觀幸福感影響的平均處理效應ATT和ATU分別為0.739和5.265，對子維度生活滿意度影響的平均處理效應ATT和ATU分別為1.568 和12.233，對子維度情緒體驗影響的平均處理效應ATT 和ATU 分別為0.605 和8.648，在1%的顯著性水平上均顯著且為正，表明流動人口身份認同是影響主觀幸福感及其子維度生活滿意度和情緒體驗的重要因素，這一結果與表2中OLS回歸結果相比，OLS結果低估了流動人口身份認同對主觀幸福感及其子維度生活滿意度和情緒體驗的影響。

表5 內生轉換模型估計結果

2.穩(wěn)健性檢驗

本文使用三種方法進行穩(wěn)健性檢驗，第一種方法為替換核心自變量。本文采用認同結果對身份認同進行衡量。借鑒BROWN 等[35]的研究，采用下述問題衡量身份認同：（1）感覺自己屬于這個城市。（2）覺得自己是這個城市的成員。（3）把自己看作城市的一部分。（4）愿意融入社區(qū)/單位成為其中一員。（5）覺得本地人愿意接受自己成為其中一員。每個問題選項從“完全不同意”到“完全同意”4 個等級，分數(shù)越高代表身份認同度越高。通過這五個問題求得算數(shù)平均值，若該值大于中位數(shù)，則設身份認同變量為1，否則為0?；貧w結果見表6中第2至第4列，由此可以看出，身份認同的系數(shù)在1%顯著性水平上統(tǒng)計顯著，與前文結果一致。第二種方法為替換因變量。以往研究中大都使用單項指標來度量主觀幸福感這一變量，本文使用問卷中的問題“我對我的生活是滿意的”來衡量受訪者的主觀幸福感水平，若受訪者對選項1-7的得分，回答在4分及其以上，則受訪者的主觀幸福感變量設置為1，否則設置為0，回歸結果見表6中第5列，可以發(fā)現(xiàn)身份認同顯著提高了流動人口的主觀幸福感水平，與前述回歸結果一致。第三種方法為采用子樣本進行穩(wěn)健性檢驗。首先，問卷中“農業(yè)轉居民”或“非農業(yè)轉居民”這一居民戶口類型，不同于以往“農業(yè)戶口”和“非農業(yè)戶口”的區(qū)分，是人們平等地享有教育、醫(yī)療、衛(wèi)生、社會保障等服務的一種新的戶籍人口登記管理制度，樣本中僅有1.26%的受訪者為居民戶口。將這部分樣本刪除，僅保留“農業(yè)”和“非農業(yè)”的樣本作為子樣本1?；貧w結果見第6至第8列，可以發(fā)現(xiàn)流動人口身份認同能夠顯著提高主觀幸福感及其子維度生活滿意度和情緒體驗，與前述回歸結果基本一致。其次，為了減少主觀幸福感及其子維度的極端值對結論的影響，本文將樣本中主觀幸福感及其子維度數(shù)值中最高與最低的0.5%樣本剔除，作為子樣本2，回歸結果見第9 至第11列?？梢钥闯觯矸菡J同的系數(shù)在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，與上文結果一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗估計結果

五、結論與建議

本文利用2014 年流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)，實證分析了流動人口的身份認同對主觀幸福感的影響，結果表明：（1）流動人口認同自己為本地人會顯著提升其主觀幸福感。（2）考慮到流動人口群體的不同特征，流動人口身份認同對主觀幸福感的影響可能存在差異，這一影響對流入農村地區(qū)、有社會保障的流動人口要更大一些。（3）采用內生轉換模型處理內生性問題，以及使用替換核心自變量、因變量和子樣本方法進行穩(wěn)健性檢驗，發(fā)現(xiàn)結果仍然成立。

與流入、流出地居民相比，流動人口的主觀幸福感不僅受經濟、健康、社會資本、家庭等因素的影響，還受到身份認同的影響。身份認同是流動人口在流入地社會融合的重要方面，是深層次的社會融合。目前流動人口在這方面的融合相對較差。這顯然不利于提升流動人口的主觀幸福感。因此，要提升流動人口的主觀幸福感，除了經濟、健康、社會資本、家庭等因素外，還要重視提高流動人口的身份認同。戶籍制度是阻礙流動人口身份認同的重要因素，因此政府應當深化戶籍制度改革，消除制度帶來的身份區(qū)別及衍生的歧視性政策，在就業(yè)、收入、住房、醫(yī)療、教育等方面真正享受與本地居民平等的待遇，鼓勵流動人口參加各類社會活動，加強與本地人的社會交往，增強其身份認同，使得流動人口能更好更快地適應并融入流入地的生活，才能提高在流入地的幸福感。