莫旋, 阳玉香丨流动人口就业的影响因素及与主观幸福感之关系——基于分层模型的实证分析

社会经济新发展探讨

流动人口就业的影响因素及与主观幸福感之关系

——基于分层模型的实证分析

文/莫旋, 阳玉香

摘要

基于流动人口动态监测调查数据，考虑到中国二元劳动力市场的特殊性，将流动人口的就业状况分为体制外就业、体制内就业和未就业三种类型，从家庭庇护、体制庇护和工作家庭冲突视角，利用分层模型研究流动人口就业状况及其与主观幸福感之关系，其结果发现：在婚、家庭化流动和家庭经济状况较好的流动人口更可能退出或不参加劳动力市场，女性在此方面表现得尤其明显；未就业和体制内就业流动人口主观幸福感要高于体制外就业者；长时间加班导致的工作家庭冲突，是不同就业状况流动人口主观幸福感差异的中介机制。有鉴于此，建议有关方面采取措施逐步消除劳动力市场分割，加强对体制外就业的劳动保护，构建规范和谐的劳动关系；同时，完善流动人口家庭化流动的服务政策体系，为流动人口家庭化流动创造便利条件，将性别因素纳入公共政策制定的考量范畴，以进一步促进经济社会中的两性平等。     

关键词

流动人口, 就业状况, 主观幸福感, 劳动时间, 工作家庭冲突, 分层模型

作者简介

莫旋，经济学博士，衡阳师范学院经济与管理学院副教授

阳玉香，衡阳师范学院经济与管理学院教授

目

录

一 引 言

二 研究假设与思路

三 数据、变量与描述性统计

四 分层模型的分析结果

五 结 论 与 启 示

一、引言

改革开放以来，流动人口为中国经济社会发展作出了巨大贡献，极大地促进了中国的城市化进程。一个流动的中国，充满了繁荣发展的活力。但是，流动人口在为社会创造大量财富的同时，并未得到应有的报酬和待遇，他们处于社会生活的边缘状态，属于社会中的弱势群体。获得就业机会和追求幸福生活是流动人口流入城市的主要目标。就业是民生之本，既关乎生计，又关乎尊严；既是人们获取生活资料的主要方式，也是获得身份认同与社会地位以及实现个人发展与提升主观幸福感的重要途径。幸福是人类永恒的追求，是个体对生活的主观感知，受到正式和非正式制度环境的形塑。流动人口相对于城市居民，在其流动的过程中承受着更多难以言喻的压力，其就业状况与主观幸福感更值得人们关注。习近平总书记在党的十九大报告中指出：中国特色社会主义进入新时代，我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。这一重大的政治论断，深刻揭示了我国社会主要矛盾运动的新变化和新特点，明确了让人们过上更美好生活是我们一切工作的根本出发点和落脚点。因此，研究流动人口就业状况及其与主观幸福感之间的关系就具有更重要的现实意义。

主观幸福感受到经济学、心理学与社会学等多个学科的广泛关注。已有研究从多个角度探讨了主观幸福感的影响因素，一些研究关注于个体特征或社会特征的影响（种聪、岳希明，2020），一些研究则探讨了心理因素对主观幸福感的重要性（Deaton，2018），但更多的研究侧重于解释经济收入对主观幸福感的作用（官皓，2010；罗楚亮，2013；王艳萍，2017）。然而，很少有研究剖析就业状况与主观幸福感之间的关系。

就业与主观幸福感的关系是经济学的一个重要研究领域。在此方面，Jahoda（1982）提出的“就业功能论”是最具代表性的一种理论观点。该理论认为，在现代社会中，就业是满足个体心理需要的重要制度安排，因为它具有能够满足个体基本心理需求的潜功能；失业或退出劳动力市场可能导致这些心理需求难以得到满足，从而影响个体主观幸福感的提升。Fryer（1986）认为，个体是具有主观能动性的行动者，不同特征的个体对就业功能的依赖程度存在差异。因此，研究就业与主观幸福感之间关系，需要考虑不同个体之间存在的异质性。就业与主观幸福感之间的关系还与工作特征有关，虽然工作是获取幸福感的重要来源，但并非所有工作都会带来主观幸福感的提升。已有研究表明，非正规就业会显著降低劳动者的主观幸福感（王海成、郭敏，2015；卿石松、郑加梅，2016；丁述磊，2017），且不同就业身份流动人口的主观幸福感之间也存在明显差异，雇主和自营劳动者的主观幸福感要显著高于雇员（莫旋、阳玉香，2018；Dolan，et al.，2008）。除就业与否和工作特征外，研究流动人口主观幸福感不能忽视劳动时间的影响。韩彦超、潘泽泉（2016）研究发现，劳动时间对流动人口主观幸福感的提升有负面影响。劳动时间主要通过两个机制对主观幸福感产生影响：一是长时间劳动会损害劳动者的身心健康，从而直接造成主观幸福感的降低；二是长时间劳动会导致工作家庭冲突，从而间接造成主观幸福感的降低。加班劳动对中国流动人口而言已成为一种普遍现象（孙中伟等，2018），因长时间劳动导致的工作家庭冲突已引起学者们的广泛关注。林忠等（2013）对工作家庭冲突进行了系统的分析与评述，并指出中国劳动力市场特殊定价机制导致女性的工作家庭冲突问题更为普遍与严重。吴愈晓等（2015）探讨了城镇女性就业状态与主观幸福感的关系，认为工作家庭冲突是连接就业与主观幸福感的重要中介机制。宋萍、郭桂梅（2016）具体研究了流动人口工作家庭冲突与主观幸福感之间的关系，发现工作家庭冲突对流动人口的主观幸福感具有显著的负作用，工作家庭冲突越大，主观幸福感越低。

已有研究大多从就业潜功能、工作特征与劳动时间等角度来理解就业与主观幸福感之间的内在关系，这对解释中国流动人口就业状况与主观幸福感之间的关系有着重要的参考价值。然而，要深刻理解这两者之间的关系，还需充分考虑当前我国劳动力市场结构与宏观制度环境，因此，这一领域的研究仍存在进一步提升和深入的空间。一方面，在研究方法上，现有研究普遍忽视流动人口数据的分层聚类性，这可能会导致估计结果出现偏误。另一方面，在研究对象与研究内容上，研究流动人口就业和主观幸福感的文献较多，但已有文献大多关心流动人口是否就业，将就业流动人口看作是一个高度同质性的整体，忽视了劳动力市场的异质性。而且现有文献大多关注影响流动人口就业的因素，对就业状况带来的后果，尤其是对主观幸福感的影响鲜有讨论；在研究流动人口主观幸福感时，通常视就业状况为控制变量，尚未有专门研究来探讨流动人口就业状况与主观幸福感之间的关系。有鉴于此，本文采用流动人口动态监测调查数据，基于分层模型技术，从分层异质视角研究流动人口就业状况及其与主观幸福感的关系，试图为相关分析提供一个全新的研究视角。

二、研究假设与思路

（一）研究假设

中国市场化改革过程中逐渐形成的正式制度（二元劳动力市场）与非正式制度（性别角色观念与性别分工模式）是影响流动人口就业状况与主观幸福感的重要因素。流动人口不同的就业状况，意味着其在社会和家庭中处于不同的社会阶层和具有不同的生活机遇。根据中国二元劳动力市场结构的现实，本文将流动人口的就业状况分为体制外就业、体制内就业和未就业三种类型，并提出家庭庇护机制、体制庇护机制和工作家庭冲突三个概念，然后基于家庭庇护、体制庇护与工作家庭冲突视角，考虑到流动人口数据的分层聚类性，利用分层模型全面系统地研究流动人口的就业状况，及其与主观幸福感之间的内在联系。为此，以下首先简要阐述这三个机制，在此基础上提出一系列研究假设，并进行实证检验。

家庭庇护是指流动人口的家庭为其提供身份认同与经济支持，以助其抵御劳动力市场风险。就业是流动人口收入的主要来源，是其在流入地立足的经济基础。当前流动人口劳动力市场的就业是劳资双方自主选择的结果，流动人口家庭是否拥有足够的经济资源，以满足其离开劳动力市场后的生活需要，就成为影响流动人口就业决策的关键性因素。在实证研究中，我们使用婚姻状况、家庭化流动与家庭经济状况作为家庭庇护机制的具体操作指标。对流动人口而言，在婚意味着可以从配偶那里获得经济支持，即使离开劳动力市场也能够满足其基本的经济需求。由于受“男主外，女主内”等传统的性别角色观念与性别分工模式的影响，婚姻对流动人口就业的作用具有明显的性别差异（Pierce，et al.，2013；Ye & Zhao，2018）。家庭化流动能为流动人口提供精神慰藉与经济支持，家庭经济状况更是影响流动人口就业与主观幸福感的直接因素。虽然就业具有满足个体多种心理需要的功能，但是有家庭庇护的流动人口，更可能选择不就业，且主观幸福感更高。因此，未就业者的主观幸福感并不一定低。基于上述分析，本文提出以下研究假设：

假设1a：家庭庇护会影响流动人口的就业决策。在婚者比非在婚者更可能离开劳动力市场，对女性而言尤其如此；家庭化流动、家庭经济状况较好的流动人口，其离开劳动力市场的可能性更大。

假设1b：家庭庇护能提升流动人口的主观幸福感。在婚者的主观幸福感高于非在婚者；家庭化流动、家庭经济状况较好的流动人口，其主观幸福感更高。

假设1c：因受到家庭庇护，未就业流动人口的主观幸福感并不低于就业流动人口。

体制庇护是指流动人口所在不同类型单位给其提供的资源与保护。中国在市场化改革进程中逐渐形成了体制内（国有经济）与体制外（非国有经济）并存的二元分割劳动力市场格局。流动人口就业体制内外的分化，反映了中国市场经济中并存着政府主导和市场主导的两种资源分配模式。体制分割与庇护是计划经济时代社会分层的重要影响因素，其影响力在市场化改革中虽有所减弱，但却得以延续（付连峰，2019）。与体制外就业相比，体制内就业具有较高的工资、社会声望和福利水平，且劳动者权益也能得到更好的保障，因此，进入体制内就业即被视为获得体制庇护（蔡昉，1998；Cao & Rubin，2014）。我们主要关注体制庇护对就业流动人口劳动权益（具体操作指标为周工作时间与周加班时间）和主观幸福感的影响。体制外就业因远离正规监管体系，超时加班现象已成常态。超时加班可分为被动加班和主动加班。被动加班多发生在低端劳动力市场，因劳动者权益无法得到保障，雇主往往通过延长劳动时间来获取剩余价值。主动加班原因可能有二：一是在高端劳动力市场，因竞争异常激烈，劳动者为了获取竞争优势而主动加班，这甚至成为一种企业文化；二是在低端劳动力市场，劳动者为了提高自己的收入水平而主动延长劳动时间（罗连化、周先波，2019；Lee，et al.，2015）。张峰、贾岚暄（2016）揭示了体制内外的分化及其不平等是影响人们幸福感的重要根源。基于上述分析，本文提出以下研究假设：

假设2a：对就业流动人口而言，体制内就业者每周的工作时间和加班时间都要少于体制外就业者。

假设2b：对就业流动人口而言，体制内就业者的主观幸福感要高于体制外就业者。

工作家庭冲突是指流动人口因受资源约束，无法同时满足工作与家庭需要而产生的角色冲突，它是影响流动人口就业与主观幸福感之间关系的重要因素。随着劳动力市场竞争加剧和家庭结构变化，流动人口面临的工作压力和家庭责任日益增加，工作家庭冲突时有发生，这对流动人口的工作生活与主观幸福感都会产生负面影响（穆滢潭，2020；Amstad，et al.，2011）。在实证分析中，我们使用加班时间作为工作家庭冲突的具体操作指标。因为个人的可支配时间是有限的，工作时间过长会挤占家庭生活所需时间，导致工作家庭冲突，从而对主观幸福感产生负面影响，且不同就业状况流动人口的工作时间存在显著差异，工作时间导致的工作家庭冲突可能是不同就业状况流动人口主观幸福感差异的中介机制。基于上述分析，本文提出以下研究假设：

假设3a：加班时间，尤其是长时间加班对流动人口主观幸福感有负面影响；加班时间越长，流动人口的主观幸福感越低。

假设3b：长时间加班导致的工作家庭冲突，是不同就业状况流动人口主观幸福感差异的中介机制。

（二）研究思路

本文旨在探讨中国流动人口就业状况的影响因素，以及流动人口就业状况与主观幸福感之间的内在联系。本文包括统计分析与模型分析：首先对流动人口的就业和主观幸福感进行统计分析，考察流动人口不同就业状况个体特征的异质性；然后对流动人口的就业状况及其与主观幸福感之关系展开模型分析。由于流动人口数据具有明显的分层聚类性，因此，本文采用分层模型技术来进行处理，具体模型的选取取决于实证分析中的数据结构。

本文具体的研究路径为：（1）评估流动人口不同就业状况的影响因素，以检验家庭庇护机制是如何影响流动人口的就业选择，并着重分析女性流动人口的家庭庇护机制。（2）分析体制内就业与体制外就业流动人口劳动时间与加班时间的差异，以检验体制庇护机制对流动人口就业的影响。（3）分析流动人口主观幸福感与家庭因素、就业状况以及工作时间之间的内在联系，以检验家庭庇护、体制庇护与工作家庭冲突如何共同影响我国流动人口的主观幸福感。

三、数据、变量与描述性统计

（一）数据来源与处理

本文使用的是2014年中国流动人口动态监测调查数据。该调查按照多阶段、分层、与规模成比例的PPS方法进行样本抽样。以北京市朝阳区、山东省青岛市、河南省郑州市、浙江省嘉兴市、四川省成都市、福建省厦门市、广东省深圳市和中山市为调查城市，每个城市抽取的样本量为2 000个。本文主要考察流动人口就业状况及其与主观幸福感之间的关系，考虑到研究对象的就业状况分为未就业、体制内就业和体制外就业三种类型，我们选取未就业流动人口和就业身份为雇员的流动人口作为研究对照样本；根据国家有关法律规定，我们在研究样本中排除法定退休年龄以上的样本，将男性样本的年龄限制在18—60岁、女性样本的年龄限定在18—55岁。对数据进行相关处理后，最终保留8 469个样本，个体样本来自于769个社区，每个社区平均拥有约11个样本。

（二）变量选取

本文的核心变量包括流动人口的就业状况、劳动权益和主观幸福感。中国流动人口动态监测调查有被调查者就业状况的信息，并将流动人口分为就业群体和未就业群体。对于就业群体，根据就业单位性质，我们将“机关、事业单位”和“国有及国有控股企业”样本归为体制内就业，将其他样本归为体制外就业。根据上述划分标准，可将所有样本划分为未就业、体制内就业与体制外就业三个群体，它们分别占总样本的比例约为9.81%、6.81%和83.37%。劳动权益具体由工作时间和加班时间两个指标来反映。工作时间是指流动人口每周平均工作小时数，调查问卷中有“平均每周工作天数”以及“平均每天工作小时数”的信息，流动人口工作时间即是“平均每周工作天数”与“平均每天工作小时数”的乘积。我们将流动人口工作时间减去40来定义加班时间。流动人口的主观幸福感由其生活满意度来衡量，是取值范围为1—7的排序变量，取值越大，表示主观幸福感越高。

本文的核心解释变量是婚姻状况、流动模式和家庭经济状况。一般认为婚姻状况对就业和主观幸福感有较大影响，取1表示在婚，取0表示其他；流动人口的流动模式分为家庭化流动和单人流动，取1表示家庭化流动，取0表示单人流动；家庭经济状况由其他家庭成员的月收入来表示。这三个变量用来反映家庭庇护对流动人口就业状况与主观幸福感的影响。

其他控制变量包括流动人口的性别、户口、年龄、受教育程度、健康状况、政治身份、未成年子女。性别为虚拟变量，对女性取值为1，对男性取值为0，以反映性别差异对流动人口就业和主观幸福感的影响。户口为虚拟变量，对城—城流动人口取值为1，对乡—城流动人口取值为0，以反映户籍身份对流动人口就业和主观幸福感的影响。加入年龄平方项，以考察流动人口就业和主观幸福感与年龄之间存在的非线性关系。根据调查问卷，将流动人口受教育程度处理为赋值0—6的排序变量，分别表示未上过学、小学、初中、高中、专科、本科和研究生学历，取值越大意味着受教育程度越高。健康状况是流动人口的自评身体状况，是一个取值范围为0—4的排序变量，取值越大表示身体健康状况越好。政治面貌为虚拟变量，对党员取值为1，对非党员取值为0，以反映政治身份对流动人口就业和主观幸福感的影响。未成年子女为虚拟变量，对拥有不满6周岁子女的流动人口取值为1，否则取值为0。

（三）描述性统计

表1是变量全样本和就业状况分样本的描述性统计。从表1可知，流动人口主观幸福感总体并不高，从分样本来看，未就业流动人口的主观幸福感最高，体制外就业流动人口的主观幸福感最低；无论是周工作时间还是周加班时间，体制内就业流动人口都小于体制外就业流动人口；在婚者占比，未就业流动人口远高于就业流动人口；家庭化流动占比，未就业流动人口最高，体制外就业流动人口最低；未就业流动人口的家庭经济状况明显好于就业流动人口；城—城流动人口占比，体制内就业流动人口远高于未就业和体制外就业流动人口；不同就业状况流动人口之间的年龄差异并不太大；未就业流动人口中，女性占比高达85.08%，明显高于就业流动人口总体水平；体制内就业流动人口的受教育程度最高，其次是体制外就业流动人口，未就业流动人口的受教育程度最低；体制外就业流动人口的身体健康状况最好，而未就业流动人口的身体健康状况最差；体制内就业流动人口中党员占比为7.28%，远高于体制外就业和未就业的流动人口，其中，未就业流动人口中党员占比最低，仅为0.72%；未就业流动人口拥有未成年子女的比例远高于就业流动人口。

表2汇报了流动人口加班时间的体制性差异。由表2可知，有51.99%的体制内就业流动人口每周工作时间在40小时以内，而体制外就业流动人口只有21.57%符合这种情况。流动人口的加班时间也存在明显的体制差异，约有25.65%的体制内就业流动人口每周加班时间在10小时以内，而体制外就业流动人口的这一比例为31.75%；加班时间在10—20小时的情况，体制内就业与体制外就业流动人口之间的差距更加悬殊，分别为12.65%和27.49%；体制内就业流动人口每周加班时间在20小时以上的仅有9.71%，而体制外就业流动人口的这一比例高达19.19%。总之，加班现象，尤其是长时间加班，在体制内并不很常见，而在体制外却非常普遍。这表明流动人口的劳动时间存在明显的体制性差异，体制内就业流动人口较体制外就业流动人口确实得到更多的体制庇护。

四、分层模型的分析结果

(一)影响流动人口就业状况的因素分析

模型分析的被解释变量是“流动人口是否就业”，取1表示就业，取0表示未就业。考虑到被解释变量为二元虚拟变量，且数据具有分层聚类性，因此，本文采用分层二元选择模型来研究流动人口是否就业。核心解释变量为婚姻状态、家庭化流动和家庭经济状况，利用这三个变量以反映家庭庇护机制对流动人口就业的影响。其他控制变量为户口、性别、年龄、受教育程度、健康状况、政治面貌、未成年子女等影响流动人口就业的因素。模型的具体估计结果如表3所示。

表3中模型1显示的核心解释变量回归结果，与人们的预期相一致，流动人口的婚姻状况会影响其是否就业，在婚者较非在婚者更可能退出或不参加劳动力市场；家庭化流动的系数显著为负，表明家庭化流动者较单人流动者更可能退出或不参加劳动力市场；家庭经济状况的回归系数显著为负，这意味着流动人口的家庭经济状况越好，其离开劳动力市场的概率越高。总体而言，家庭庇护机制的三个解释变量对流动人口是否就业的影响都很显著，有配偶、家庭化流动或家庭经济状况较好的流动人口，更可能退出或不参加劳动力市场，在劳动力市场得到家庭庇护，假设1a得以证实。从表3的模型1可知，性别、年龄、受教育程度、健康状况、政治面貌、未成年子女都会影响流动人口是否就业。性别变量的系数显著为负，这意味着流动人口的就业存在明显的性别差异，女性较男性更可能退出或不参加劳动力市场。流动人口就业与否和年龄之间呈倒“U”形关系，青年人和老年人进入劳动力市场就业的概率较中年人要低。受教育程度越高、健康状况越好、有党员政治身份的流动人口越可能进入劳动力市场就业。未成年子女变量的系数显著为负，这表明拥有未成年子女的流动人口进入劳动力市场的可能性较低。户口变量的系数为负，但在统计上不显著，这表明城—城流动人口与乡—城流动人口参与劳动力市场并不存在显著性差异。

根据劳动力市场性别分工模式和传统的家庭性别角色定位可知，流动人口的家庭庇护机制可能具有明显的性别差异。维持家庭的城市生活需要一份稳定工作，而家庭经济生活的重担较多由男性来承担，因此，婚姻状况对流动人口是否就业的影响在男性群体与女性群体之间可能存在差别。我们在模型1的基础上，加入婚姻状况与性别的交乘项，以反映流动人口家庭庇护机制的性别差异。从表3的模型2可知，家庭化流动、家庭经济状况、户口、年龄、受教育程度、健康状况、政治面貌、未成年子女对流动人口是否就业的影响，与模型1的结果基本相同。加入婚姻状况与性别的交乘项后，性别的回归系数不再显著，婚姻状况的系数显著为正，但婚姻状况与性别交乘项的系数显著为负，这表明婚姻状况对流动人口是否就业的影响存在明显的性别差异，在婚提高了男性流动人口进入劳动力市场的概率，但降低了女性流动人口进入劳动力市场的概率。这意味着家庭庇护机制主要是针对女性，尤其是有配偶、家庭化流动且家庭经济状况较好的女性。可见，假设1a进一步得到验证。

(二)影响女性流动人口就业状况的因素分析

由表3可知，流动人口的家庭庇护机制具有明显的性别差异，家庭庇护主要针对女性流动人口，因此，我们接下来着重分析女性流动人口的就业选择。其模型分析的被解释变量是“女性流动人口的就业状况”，取0表示未就业，取1表示体制内就业，取2表示体制外就业。考虑到被解释变量为多元选择变量，且数据具有分层聚类性，因此采用分层多元选择模型来分析女性流动人口的就业选择。模型的具体估计结果如表4所示。

由表4可知，婚姻状况会影响女性流动人口的就业状况，婚姻对女性流动人口就业具有抑制作用，无论是体制内就业，还是体制外就业，在婚者较非在婚者而言更可能退出或不参加劳动力市场；婚姻状况变量在体制内就业和体制外就业中的系数分别为−1.971和−2.114，且在0.1%的显著性水平上显著，这意味着在体制外就业的女性流动人口更可能因为在婚而离开劳动力市场。家庭化流动对体制内就业的系数为负但不显著，对体制外就业的系数为负且很显著，这意味着体制外就业的女性流动人口更可能因为家庭化流动而退出或不参加劳动力市场。家庭经济状况的系数均为负数且很显著，这表明女性流动人口的家庭经济状况越好，其退出劳动力市场、选择不参加劳动的概率越大。总体而言，家庭庇护机制的三个解释变量对女性流动人口就业状况的影响基本都非常显著，表明当前女性流动人口的就业是根据性别分工模式和性别角色关系进行的自主选择行为，女性流动人口回归家庭是当前宏观制度环境下抵御市场风险的合理选择，只有那些在婚、家庭化流动且家庭经济状况较好的女性流动人口才能真正不参加劳动，这进一步验证了假设1a。

表4的回归结果显示，城镇户籍能显著提升女性流动人口在体制内就业的概率，但对体制外就业无显著性影响。无论是体制内就业还是体制外就业的女性流动人口，其就业与年龄都呈倒“U”形关系。健康状况对体制内就业与体制外就业均无显著性影响。受教育程度和政治面貌都显著影响女性流动人口的就业状况，受教育程度较高和有党员政治身份的女性流动人口，更有可能选择就业，尤其是进入体制内就业。无论是体制内就业还是体制外就业的女性流动人口，其中拥有未成年子女者离开劳动力市场的概率较大。

（三)流动人口工作时间与加班时间的体制性差异

本文通过考察流动人口工作时间和加班时间的体制性差异，验证体制庇护对其就业的影响。考虑到流动人口数据的分层聚类性，以及其工作时间与加班时间的数据结构，我们分别采用分层线性回归模型和分层Tobit回归模型来研究，具体估计结果如表5所示。

表5的回归结果显示，控制其他因素，在平均每周工作时间和加班时间上，体制内就业流动人口较体制外就业流动人口分别减少2.576小时和4.274小时。这表明流动人口的就业确实存在明显的体制差异，体制内就业流动人口每周平均工作时间尤其是加班时间少于体制外就业流动人口，这意味着流动人口就业中体制庇护机制非常显著，假设2a得到验证。婚姻状况系数为正，但不显著，这意味着对于流动人口的工作时间和加班时间，在婚者与非在婚者不存在显著性差异。但是，家庭化流动会使流动人口的工作时间和加班时间减少，家庭经济状况越好者其工作时间和加班时间会越少，这意味着流动人口就业中家庭庇护机制也很显著，假设1a得到进一步验证。

从表5可知，女性的工作时间和加班时间都显著少于男性；城—城流动人口的工作时间和加班时间都少于乡—城流动人口；年龄对流动人口工作时间和加班时间无显著影响；受教育程度越高者，其工作时间和加班时间越少；流动人口健康状况越好，其工作时间和加班时间越少；党员的工作时间和加班时间都要少于非党员；拥有未成年子女对流动人口的工作时间和加班时间无显著性影响。

（四）就业状况、加班时间与流动人口主观幸福感

为了分析就业状况以及家庭庇护、体制庇护与工作家庭冲突如何影响流动人口的主观幸福感，我们以流动人口主观幸福感为被解释变量，以就业状况、加班时间以及婚姻状况、家庭化流动、家庭经济状况为核心解释变量开展检验。考虑到加班时间对流动人口主观幸福感可能存在非线性影响，我们将其处理成一个排序变量。由于被解释变量流动人口主观幸福感为排序变量，同时考虑到流动人口数据的分层聚类性，因此，我们采用分层排序模型。

表6报告了流动人口主观幸福感分层排序模型的回归结果。我们采用嵌套模型的建模策略，模型1在包含相关控制变量的同时，还加入婚姻状况、家庭化流动和家庭经济状况变量，以考察家庭庇护机制如何影响流动人口的主观幸福感。模型2在模型1的基础上加入就业状况变量，分析不同就业状况对流动人口主观幸福感的影响，以检验体制庇护机制如何影响流动人口的主观幸福感。模型3继续加入加班时间虚拟变量，以分析工作家庭冲突如何影响流动人口的主观幸福感，同时检验加班时间在就业与主观幸福感之间的作用机制。由表6模型1列可见，各控制变量的系数都基本符合预期。收入变量系数显著为正，表明流动人口收入越高，其主观幸福感越高。性别变量系数显著为正，意味着流动人口主观幸福感存在明显的性别差异，女性比男性觉得更幸福。健康状况系数显著为正，表明流动人口健康状况越好，其主观幸福感越高。未成年子女系数显著为负，表明流动人口拥有未成年子女会降低其主观幸福感。户口、年龄、受教育程度、政治面貌对流动人口主观幸福感的影响都不显著。从模型1可知，在控制其他解释变量之后，婚姻状况、家庭化流动和家庭经济状况对流动人口主观幸福感都有正向作用。在婚流动人口的主观幸福感显著高于非在婚者；家庭化流动能显著提升流动人口的主观幸福感；家庭经济状况越好的流动人口其主观幸福感也越高。这表明家庭庇护机制有助于提升流动人口的主观幸福感，假设1b得到验证。

从表6回归模型2可知，在其他因素保持不变的条件下，处于不同就业状况流动人口的主观幸福感存在显著差异。具体而言，体制内就业和未就业流动人口的主观幸福感均高于体制外就业流动人口，且流动人口三个群体中未就业流动人口的主观幸福感最高，体制外就业流动人口的主观幸福感最低。这意味着未就业流动人口的主观幸福感并不低于就业流动人口，这也验证了假设1c，即如果未就业流动人口有家庭庇护，且自主选择退出或不参加劳动力市场，其主观幸福感最高；对就业流动人口而言，体制内就业者的主观幸福感高于体制外就业者，假设2b得到验证。上述结果表明，家庭庇护和体制庇护对流动人口主观幸福感的提升都有显著作用。

最后，在模型3中加入每周加班时间虚拟变量，参照组为未加班群体，即未就业流动人口和就业但每周工作时间在40小时以内的流动人口。其结果显示，加班时间“小于等于10小时”的回归系数为−0.039，但统计上不显著；加班时间“10至20小时”和“大于20小时”的回归系数分别为−0.183和−0.192，且在5%水平上显著。这表明流动人口加班时间越长，对其主观幸福感的负面作用越大，假设3a得以验证。更为重要的是，在模型3中加入每周加班时间变量后，就业状况的两个虚拟变量系数大幅度下降，且在统计上不再显著。这表明控制加班时间因素后，流动人口不同就业状况之间的主观幸福感不再存在显著差异。对比表6中模型1—3，我们发现体制内就业、体制外就业和未就业流动人口三个群体之间主观幸福感的差异，很大程度上来源于这三个群体加班时间上的差异。这表明工作时间长短是流动人口就业状况和主观幸福感之间重要的中介机制，加班时间的群体性差异可以很好地解释不同就业状况流动人口主观幸福感的差异，这个结果也验证了假设3b。

五、结论与讨论

本文的主要结论是：第一，在控制其他因素的前提下，在婚、家庭化流动且家庭经济状况较好的流动人口更可能离开劳动力市场，这表明流动人口就业是劳动力市场雇主与雇员双向自主选择的结果。但是，只有拥有家庭庇护的流动人口才更可能选择退出或不参加劳动力市场，且家庭庇护对流动人口就业的影响具有明显的性别差异，家庭庇护机制对女性的影响更加明显。第二，体制内就业流动人口的工作时间和加班时间都显著低于体制外就业流动人口，这表明体制内就业流动人口得到更多的体制庇护。第三，不同就业状况下流动人口的主观幸福感存在显著差异，未就业和体制内就业流动人口的主观幸福感都高于体制外就业流动人口，这表明家庭庇护和体制庇护都有助于提升流动人口的主观幸福感。第四，控制加班时间之后，不同就业状况流动人口之间的主观幸福感并无显著性差异，这表明加班尤其是长时间加班是导致不同就业状况流动人口之间主观幸福感差异的重要原因。长时间加班会挤压家庭生活所需时间，将导致工作家庭冲突，从而影响流动人口的主观幸福感。体制外就业流动人口由于缺少家庭庇护与体制庇护，工作家庭冲突对其主观幸福感的影响尤为明显。可见，工作家庭冲突是连接流动人口就业状况与主观幸福感之间重要的中间作用机制。

本文的研究结果表明，当前中国特殊的正式制度（二元劳动力市场）与非正式制度（性别分工模式和性别角色定位）环境，不仅影响流动人口的就业选择，而且还影响他们对幸福的感知。体制外就业由于远离监管，超时加班现象时有发生，这种状况对体制外就业流动人口的主观幸福感造成很大的负面影响。因此，体制外就业流动人口的境况与较低的主观幸福感应引起人们的高度重视。一方面，政府应该采取措施，逐步消除劳动力市场分割；另一方面，相关部门应该加强对体制外就业的劳动保护力度，完善劳动法规并严格监管执行，对任意延长劳动时间和提高劳动强度等行为要加以规范约束。同时，体制外就业流动人口境遇的改善，还有赖于相关组织管理能力的提升，如在体制外部门建立相应的工会制度，构建规范和谐的劳动关系。

正如本文的研究结果所示，对于无法获得体制内就业岗位的流动人口尤其是女性流动人口，如果他们拥有家庭庇护，很可能会选择退出或不参加劳动力市场。虽然未就业在短期对其主观幸福感并无不利影响，但流动人口离开劳动力市场的长期后果不容忽视，诸如失去职业关系网络与经济独立性，而且可能因丧偶或离婚而陷入贫困等等。因此，对于未来流动人口管理政策的顶层设计而言，不仅需要完善流动人口家庭化流动的服务政策体系，为流动人口家庭化流动创造便利条件，以提升其主观幸福感，而且还需要在制定公共政策时将性别因素纳入考量范畴，研究设计鼓励流动人口尤其是女性流动人口就业的政策，注重政策的性别平等化，以进一步促进经济社会中的两性平等。

本文也存在一些局限与不足。第一，由于中国流动人口动态监测调查数据未提供家务劳动时间信息，因此，我们不能同时检验家务劳动时间和工作时间对流动人口主观幸福感的影响。第二，本文将流动人口分为未就业、体制内就业和体制外就业三个群体，然而这三个群体内部并非完全同质。比如，对体制内就业流动人口而言，存在有编制与无编制的差别。由于相关调查未能提供这方面的详尽信息，因此，本文无法在更细层面详尽展现这些差异，及其对主观幸福感的影响。弥补上述不足，既有待于流动人口调查问卷设计的完善，也需要开展更深入、更有针对性的分析。

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