The Influence of Relationship Self-expansion on the Stability of College Students' Romantic Relationship: The Role of General Self-concept and Neuroticism
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摘要:目的 探讨关系自我扩展对大学生恋爱关系稳定性的影响以及一般自我概念的中介作用和神经质的调节作用。方法 采用自我扩展问卷、中国成年人自我概念量表、大五人格量表中的神经质分量表、恋爱关系稳定性量表，对2 133名正在恋爱的大学生开展调查。结果 一般自我概念在关系自我扩展和关系稳定性之间的部分中介作用显著；一般自我概念的中介作用的前半路径和关系自我扩展对关系稳定性的直接效应都受到神经质的调节。结论 在关系自我扩展对关系稳定性的影响中，一般自我概念具有部分中介作用，并且一般自我概念的中介作用在低神经质群体中更为显著；随着神经质水平的升高，关系自我扩展对关系稳定性的预测作用呈上升趋势。Abstract: The self-expansion questionnaire, the Chinese adult self-concept scale, the neurotic subscale of the Big Five Personality Scale and the relationship stability scale are used to investigate 2, 133 college students who are in love to explore the influence of relational self-expansion on the stability of their romantic relationship and the mediating effect of general self-concept and the moderating effect of neuroticism. It is found that general self-concept plays a significant mediating role in the influence of relationship self-expansion on relationship stability and that the first-half path of the mediating role of general self-concept and the direct effect of relationship self-expansion on relationship stability are moderated by neuroticism. In conclusion, the mediating effect of general self-concept on relationship stability is partial and the mediating effect of general self-concept is more significant in the low neurotic group; the predictive effect of relationship self-expansion on relationship stability increases with the neuroticism level.
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一. 问题的提出
建立和完善覆盖全民的社会保障体系是现代福利国家的基本特征，也是促进我国共同富裕的基础性制度安排。在既有工人福利可及性的研究中，企业因天然含有“反对增加生产成本的福利项目”的假设，被塑造为“逃费者”，国家和政府通过多种管治手段提高工人福利可及性，而被视为“监管者”，最终呈现出“企业—政府”对立的研究视角。以社会保险为例，一方面，过高的社会保险缴费率降低了企业的参保积极性[1-2]，企业常通过不与劳动者签订书面合同、不向有关部门翔实登记雇员信息、少报缴费基数、拖欠社保缴费等方式“逃费”[3]，造成参保率长期“居低不上”；另一方面，我国“社保扩面”的成功与国家能力提高密不可分。一是国家自主性提高，通过《劳动合同法》和《社会保险法》明确企业的缴费责任[4-5]；二是财政汲取能力增强，通过中央调剂金制度均衡地区社保费率的再分配[6]；三是行政能力提高，通过税务部门代征堵住企业的逃费空间[7]。可见，主流文献中形成清晰的“逃费企业”假设和“政府中心”视角。
但是，从雇主中心视角出发，企业并不必然是工人福利的反对者，也可能会主动要求政府实施工人福利制度。它来源于资本主义多样性(Varieties of Capitalism, VoC)理论，企业不仅对于工人福利具有工具性偏好，也具有结构性力量影响政策制定过程，因此企业在工人福利发展过程中的角色不可忽视[8-9]。进一步讲，企业将工人福利视为制度资源，以支持劳工技能养成(skill formation)[10]。这一视角在我国既有文献中也零星可见，既表现在企业对不同技能的员工采取差别对待，雇主更愿意为有职业资格证书的农民工购买社会保险[11]；也表现在行业差异，制造业的社会保险覆盖率明显高于建筑业，原因在于建筑业工人技能水平要求较低，流动性更强[12]。可见，在我国，企业本身也会因为风险程度、所需技能的差异而发展出不同的工人福利偏好[13]，但尚未得到充分研究。
有鉴于此，本文从雇主中心视角出发，利用2020年一项流动人口调查数据，系统分析我国企业向流动人口提供福利的诱因结构。本文以流动人口为研究对象。第七次全国人口普查结果显示，我国流动人口约有3.76亿，占全国总人口的26.0%[14]。由于流动人口在居住城市和就业单位间流动频繁，且难以取得流入地户籍，导致难以被基于稳定就业和本地户籍身份建立起来的福利体系所覆盖。因此，流动人口的福利可及性成为“社会保障全覆盖”目标能否实现的标尺之一。
本文以住房公积金制度为例。随着近年来我国住房公积金征缴扩面出现瓶颈期，这一制度如何覆盖流动人口和灵活就业人员逐渐进入政府的政策议程[15]。本文放弃更为直接体现工人福利的社会保险制度①，而选择住房公积金政策的原因在于，从“政府—企业—个体”的“行动者三角”出发，现阶段对于住房公积金制度的考察能够较好剥离“政府强制执行”或“流动个体政策抵触”对于职工参缴结果的影响，从而更直接地探究企业主体提供工人福利的诱因结构。从政策实施来看，目前住房公积金缴存主要使用自我申报的方式，企业享有较大政策执行空间；同时，住房公积金已基本实现异地互认和转移，流动人口对于政策的抵触性较低。因此，本文的研究问题是：什么因素影响了企业为流动人口缴纳住房公积金的决策偏好?
二. 理论框架和研究假设
雇主中心视角揭示了福利国家发展历史上的一个重要现象，那就是雇主主动提供工人福利和支持建立福利国家。它认为，劳资双方之间不仅只有争夺利润的对抗关系，还能发展出相互依存的关系，企业不同的生产策略会影响其实施工人福利的偏好[16]。
一 产业部门和企业规模
风险重分配(risk redistribution)是影响企业偏好的重要维度，这主要体现在产业部门。风险程度高的企业倾向普及型的工人福利体系，以将风险成本外部化；相反，风险程度低的企业，则偏好自行承担风险成本。以德国为例，化工产业偏好国家主导型的职业灾害保险，但是德国服务业反对通过普遍性的社会保障来补偿化工行业的高风险成本[17]。可见，现代产业部门的偏好分殊主要表现在服务业和制造业之间，通常来说，服务业是典型内需导向型，风险程度较低，而外需导向型的制造业则呈现出高风险特征。综上，提出假设1：
H1 相较于服务业企业，制造业企业更倾向于为流动人口缴存住房公积金。
控制(control)是影响企业偏好的另一个重要维度，主要体现在企业规模上。通常，企业规模越大，控制能力越强。具体而言，大企业财务状况较好，更有能力通过提高产品价格，将福利等非工资劳动成本转移到消费者身上；同时，大企业能够获得更完备的市场信息并在生产中获利。因此大型企业在发展工人福利时，更容易将福利成本内部化，选择方案的自主性也较强。而中小企业往往缺乏足够的资源去承担工人福利成本，对于成本的敏感性导致他们往往忽略实施工人福利项目所可能带来的收益[18]。综上，提出假设2：
H2 相较于中小企业，大企业更倾向于为流动人口缴存住房公积金。
二 所有制类型
所有制类型也是考察雇主福利偏好的重要因素。在工人福利发展的历史过程中，公共部门和国有企业扮演了重要角色。首先，公共部门担当“制度协调者”的角色。在后工业社会中，伴随着服务业兴起而产生的劳动市场双元化极大地削弱了传统工业社会中的劳工团结。公共部门作为最大的服务业部门，通过协调服务业的工会并抑制服务业的集体行动，而促进工人福利的持续发展[19]。其次，在东亚福利体制中，公共部门和国有企业通常是政策执行的“模范生”。以日本为例，日本私营企业一开始缺乏足够的财务能力与诱因，工人福利的“扩面”必须依赖国有企业和公共部门的示范效应才得以成功[20]。三是我国单位福利政策的惯性影响。我国工人福利的特征是典型的“社会身份本位”，即福利政策是从属并服务于经济发展和政治合法性的，因而福利供给往往集中于国有企业和政府公务员[21]。综上，提出假设3：
H3 相较私营企业和外商投资企业，国有企业更倾向于为流动人口缴存住房公积金。
三 企业技能体系
技能养成是雇主中心视角的核心。根据可携性程度不同，技术可分为通用型技能(general skill)和专用型技能(specific skill)，前者可以在众多产业和企业中应用，而后者只能应用于某类产业甚至某个行业。通用型技能以福特主义为代表，在这一生产体制下，量产和低成本是其竞争基础，由于技术的转移性(transferability)高，企业倾向从外部劳动力市场中获得劳动力，故将增加生产成本和妨碍劳动市场流动的工人福利视为负担。例如美国、英国等强调自由竞争市场机制的福利国家，多呈现低度的社会保险与就业保障。相反，如果企业以产品品质为竞争策略，就会依赖产业专用型技能(industry-specific skill)或企业专用型技能(firm-specific skill)，前者以德国、瑞典为代表，后者以日本和韩国为代表。在这种生产体制下，劳工通常不愿意将职业生涯投资于转移程度较低的技术上，因为一旦因为失业或家庭照顾而离开劳动市场后，难以重返劳动市场。为了解决这一困境，就要打消工人对于失业的忧虑，因此企业或直接提供福利和承诺就业稳定，或直接游说政府来推行相关政策，而这些国家多呈现出高度的社会保险和就业保障[22-23]。综上，提出假设4。
H4: 在企业层面，相较于低技能产业的企业，属于高技能产业的企业更倾向于为流动人口缴存住房公积金。
具体到我国，企业往往差别对待不同技能水平的员工[24]。劳工所持有的技术类型分为通用型高技能(high general skill)、通用型低技能(low general skill)和专用型技能(specific skill)[22]。总体而言，企业更倾向于通过社会保障来锁定技能型工人。综上，提出假设5：
H5 在个体层面，相较于低技能工人，企业更倾向于为高技能和专用型技能的流动人口缴存住房公积金。
三. 数据和模型
一 数据来源
本文使用数据来自由华南师范大学政治与公共管理学院与其他高校团队合作开展的“2020年流动人口就业与社会服务状况”调查。此问卷调查以长三角和珠三角地区的流动人口为对象，数据搜集时间为2020年7月至2021年1月，内容主要涉及被访者的个人家庭状况、就业、社会保障、城市融入等方面。受疫情影响，本次调查以被访者驱动抽样(Respondent Driven Sampling, RDS)的方式开展，共完成有效问卷4 403份, 其中受雇者样本3 079份。
二 变量说明
本文的被解释变量是企业是否缴存住房公积金。本文将问卷问题“您目前的企业是否帮您缴纳社会保险”与“如果拥有社会保险，是否包括住房公积金”合并为被解释变量“企业是否为员工缴存住房公积金”。当两者都回答“是”，则赋值为1，表示企业有为员工缴存住房公积金；若回答“社会保险为自购”或“企业未缴存”，则赋值为0，表示企业尚未缴纳。若“不知道是否拥有公积金项目”，则处理为缺失值。最终得到样本2 873，数据显示，共有1 380名流动人口参缴住房公积金，占比48.03%，即样本中超半数员工没有被住房公积金制度所覆盖。
本文核心解释变量为企业规模、企业所有制类型、企业技能体系和个体技能。(1)企业规模根据问卷题目“目前，您所在这家企业或单位的全职人数”来测算，全职人数在1—29人的为微型企业，30—300人的为小型企业，301—1 000人的为中型企业，超过1 000人的为大型企业。(2)所有制类型。根据问卷题目“您目前所在企业的性质”，将企业分为四类，分别为民营企业、国有和集体企业、外商投资企业(港澳台资企业和外资企业)、其他企业。(3)企业技能体系。在企业层面，结合了产业部门和技能体系分类标准，根据题目“如果所在企业为制造业，具体行业是什么？”和题目“如果所在企业为服务业，具体行业是什么？”，将企业产业部门分为低技能制造业、高技能制造业、低技能服务业、高技能服务业四类②。(4)在个体技能层面，分别用岗位和专业技术来测量。根据题目“您目前工作的岗位是”，将岗位分为四类，分别是一线服务岗、专业技术岗、行政管理岗、其他辅助岗。根据题目“您目前专业技术层级是什么？”分为技术工人但无专业技术职称、技术工人且已获得专业技术职称(初、中、高级专业职称)、非技术工人(其他)三类。
本文纳入性别(男、女)、户口(农业、非农业)、年龄(连续变量)、教育程度(小学及以下、中学及以下、大专及以上)和就业正规程度(签订劳动合同、签订劳务派遣合同、未签订任何合同)作为控制变量。各变量定义及赋值见表 1。
表 1 变量定义与取值变量 N 变量说明 均值 标准差 最小值 最大值 被解释变量 是否缴存住房
公积金2 873 否=0，是=1 0.480 0.499 0 1 核心解释
变量企业规模 2 009 微型企业=0，小型企业=1，中型企业
=2，大型企业=31.293 1.040 0 3 企业所有制 1 997 民营企业=0，国有和集体企业=1，外
商投资企业=2，其他企业=30.758 1.034 0 3 企业技能 1 605 低技能制造业=0，高技能制造业=1，
低技能服务业=2，高技能服务业=31.592 1.164 0 3 岗位类型 2 009 一线服务岗=0，专业技术岗=1，行政
管理岗=2，其他辅助岗=31.351 1.027 0 3 专业职称 2 009 技术工人但无专业职称=0，技术工人
且获得专业职称=1，非技术工人=20.605 0.707 0 2 控制变量 性别 3 079 女=0，男=1 0.482 0.500 0 1 户口 3 079 农业户口=0，非农业户口=1 0.442 0.497 0 1 年龄 3 079 17—65岁 30.251 9.844 17 65 教育程度 3 079 小学及以下=0，中等教育水平=1，高
等教育水平=21.458 0.590 0 2 劳动合同 2 009 未签订合同=0，签订劳动合同=1，签
订劳务派遣合同=20.973 0.368 0 2 三 使用模型
鉴于被解释变量“企业是否缴存住房公积金”为二分类变量，本文采用二元逻辑回归(Binary Logistic Regression)模型, 并构建回归模型如下：
其中，pi代表的是企业为员工缴存公积金的发生概率，xi代表的是影响发生概率的解释变量，βi表示的是解释变量xi对pi的回归系数，β0代表误差项。
四. 实证结果分析
一 描述性统计分析结果
表 2报告了不同类型员工参与公积金的状况(2 873份样本)，并用卡方检验分析不同企业实施住房公积金的偏好是否存在显著性差异。第一，从企业规模看，中小微企业在总样本中占比近80%，符合我国企业的样本分布。而不同规模企业间，公积金缴存存在显著差异性(χ2 =164.488, p < 0.001)。在样本中，83.3%的大型企业员工缴存公积金，随着企业规模依次递减，仅有40.1%的微型企业员工缴存公积金。
表 2 变量的描述性统计企业是否缴存住房公积金 总体 是 否 χ2 企业规模 微型企业 439(23.2%) 176(40.1%) 263(59.9%) 164.488*** 小型企业 793(41.9%) 479(60.4%) 314(39.6%) 中型企业 277(14.6%) 184(66.4%) 93(33.6%) 大型企业 383(20.2%) 319(83.3%) 64(16.7%) 企业类型 民营企业 1 074(57.1%) 627(58.4%) 447(41.6%) 80.010*** 国有和集体企业 397(21.1%) 302(76.1%) 95(23.9%) 外商投资企业 202(10.7%) 140(69.3%) 62(30.7%) 其他企业 209(11.1%) 87(41.6%) 122(58.4%) 产业部门 低技能制造业 368(24.3%) 161(43.8%) 207(56.2%) 75.832*** 高技能制造业 306(20.2%) 206(67.3%) 100(32.7%) 低技能服务业 368(24.3%) 183(49.7%) 185(50.3%) 高技能服务业 470(31.1%) 325(69.1%) 145(30.9%) 岗位类型 一线服务岗 528(27.9%) 258(48.9%) 270(51.1%) 71.369*** 专业技术岗 398(21.0%) 290(72.9%) 108(27.1%) 行政管理岗 729(38.5%) 484(66.4%) 245(33.6%) 其他辅助岗 237(12.5%) 126(53.2%) 111(46.8%) 专业职称 技术工人且无专业职称 987(52.2%) 538(54.5%) 449(45.5%) 53.519*** 技术工人并有专业职称 660(34.9%) 447(72.3%) 183(27.7%) 非技术工人 245(12.9%) 143(58.4%) 102(41.6%) 控制变量 性别 男 1 382(48.1%) 667(48.3%) 715(51.7%) 0.056 女 1 491(51.9%) 713(47.8%) 778(52.2%) 户口 农业 1 605(55.9%) 731(45.5%) 874(54.5%) 9.020** 非农业 1 268(44.1%) 649(51.2%) 619(48.8%) 教育程度 小学及以下 143(5.0%) 18(12.6%) 125(87.4%) 300.931*** 中等教育水平 1 247(43.4%) 427(34.2%) 820(65.8%) 高等教育水平 1 483(51.6%) 935(63.0%) 548(37.0%) 劳动合同 签订劳动合同 1 639(86.6%) 1 064(64.9%) 575(35.1%) 105.106*** 签订劳务派遣合同 97(5.1%) 58(59.8%) 28(40.2%) 未签订任何合同 156(8.2%) 36(23.1%) 120(76.9%) 注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。 第二，从企业类型上看，我们的假设也基本得到支持，不同类型企业间的公积金覆盖率存在显著差异(χ2 =80.010, p < 0.001)。样本中，公积金缴存合规程度依次为国有和集体企业(76.1%)、外商投资企业(69.3%)和民营企业(58.4%)。
第三，从技能体系看，不同技能类型企业之间的偏好差异也很显著(χ2=75.832, p < 0.001)。总体而言，高技能行业的员工拥有公积金的比例要显著高于低技能行业，可见技术型行业偏好将住房公积金作为锁定人才的工具。但是，与既有假设不同的是，服务业的公积金缴存程度要高于制造业，其中高技能服务业的公积金缴存比例最高，达到69.1%;而低技能制造业的缴存水平最低，为43.8%。这主要是因为住房公积金制度属于资产型福利政策工具，与社会保险分摊传统工业风险(如工伤、失业等)的性质不同，因此制造业和服务业之间不存在明显的偏好分殊。
第四，从员工个体层面看，不同岗位员工的公积金参缴存在显著差异性(χ2=71.369, P < 0.001)，其中，专业技术类员工公积金参与率最高(72.9%)，其次为行政管理类(66.4%)，最后是一线服务类(48.9%)，呈现明显的技术倾向。同时，不同技术类型员工的公积金参与也存在显著差异性(χ2=53.519, P < 0.001)，有专业职称员工的公积金参与率(72.3%)普遍高于无专业职称的员工(54.5%)。
二 回归结果
本文在仅有控制变量的基准模型的基础上，逐步考察企业规模、所有制类型和技能体系对流动人口参缴住房公积金的影响，共形成四个回归模型。经过缺省值处理后，模型四最终纳入1 512个样本进行分析，回归结果的边际效应见表 3。
表 3 企业缴存住房积金的影响因素：二元逻辑回归边际效应(仅显示AME结果)企业是否存纳住房公积金 模型一 模型二 模型三 模型四 自变量 企业规模(微型企业) 小型企业 0.124*** 0.098*** 0.066** (4.22) (3.35) (2.09) 中型企业 0.193*** 0.143*** 0.124** (5.31) (3.77) (2.97) 大型企业 0.319*** 0.277*** 0.254*** (9.64) (8.16) (6.54) 企业类型(民营企业) 国有和集体企业 0.142*** 0.135*** (5.48) (4.19) 外商投资企业 0.101** 0.160*** (2.90) (4.42) 其他企业 -0.039 -0.046 (-1.08) (-1.14) 产业部门(低技能制造业) 高技能制造业 0.168*** (4.59) 低技能服务业 0.128*** (3.55) 高技能服务业 0.192*** (5.43) 岗位类型(一线服务岗) 专业技术岗 0.123*** (3.42) 行政管理岗 0.088** (2.99) 其他辅助岗 0.025 (0.62) 专业职称(技术工人且无专业职称) 技术工人并有专业职称 0.056** (2.09) 非技术工人 0.040 (1.13) 控制变量 性别(女) 男 -0.002 -0.015 -0.011 -0.007 (-0.08) (-0.72) (-0.51) (-0.30) 户口(农业) 非农业 0.020 0.026 0.019 0.014 (0.93) (1.26) (0.90) (0.58) 年龄 0.001 0.001 0.001 0.002 (0.89) (0.79) (0.52) (1.39) 教育程度(小学及以下) 中等教育水平 0.210** 0.177** 0.157** 0.104 (3.02) (2.39) (2.08) (1.26) 高等教育水平 0.458*** 0.382*** 0.365*** 0.217** (6.50) (5.05) (4.74) (2.53) 是否签订劳动协议或合同(未签订任何合同) 签订劳动合同 0.361*** 0.291*** 0.277*** 0.310*** (9.10) (6.83) (6.41) (6.31) 签订劳务派遣合同 0.312*** 0.252*** 0.243*** 0.305*** (5.09) (4.07) (3.86) (4.36) 常量 0.612*** 0.612*** 0.614*** 0.579*** (58.38) (59.87) (60.54) (50.83) N 1 892 1 892 1 882 1 512 注：AME为dy/dx值，括号内为z值；*p < 0.1，**p < 0.05，***p < 0.001。 基准模型的回归结果显示，工人福利的可及性具有明显的群体分化。首先，企业锁定教育程度较高的员工。与低等教育水平员工相比，接受过高等教育和中等教育的员工缴存公积金的概率分别增加了45.8%和21.0%。其次，正规就业仍然是保障劳工福利可及性最有效的方式。回归结果显示，控制变量后，与未签订任何合同的劳工相比，签订劳动合同的员工缴存公积金的概率增加了36.1%。在《劳动合同法》和《社会保险法》的法律框架下，劳务派遣用工的劳工权益逐渐规范，与签订正式合同工人之间的参保差异正在缩小(4.9%)，但在实际政策执行中演变成缴费基数之间的差异。最后，流动人口是否参缴住房公积金在性别、户口、年龄等个体特征变量上不存在显著差异。
模型二的回归结果显示，企业规模对于企业提供工人福利的意愿有显著影响，假设2成立。在控制其他变量的基础上，相较于微型企业，中小型企业为员工缴纳住房公积金的概率分别增加了19.3%和12.4%，大企业缴纳公积金的概率增加了31.9%。可见，企业规模越大，向流动人口提供住房公积金的概率越高。主要有以下两个原因，一是成本考量，企业规模越大，越有能力消化制度成本；企业规模越小，对于福利成本越敏感，以避免损害企业的市场竞争力。二是监管力度，政府对于大企业的监管成本较低。相较于分散的小企业，大企业的信息相对透明，政策执行部门更容易掌握员工的信息，因此大企业也具有更强的动机遵从国家法律。
模型三的回归结果显示，相较于民营企业，国有企业和外商投资企业更倾向于为流动人口缴存公积金，假设3基本成立。具体而言，在控制其他变量后，相较于民营企业，国有和集体企业员工参与住房公积金的概率增加了14.2%，外商投资企业次之，概率增加了10.1%。对于国有企业而言，一方面，公有制特征使得他们必须通过遵守法律规范来强化合法性，并通过示范作用带动私营部门企业执行国家政策；另一方面，在竞争性偏离的二元生态结构下，国有企业以优惠价格获得生产要素，因而实施员工福利的合规程度更高，而民营企业以较高的价格获得要素资源，只能以“低价”参与工人福利项目或者不参保[25]。外商投资企业的合规程度也显著高于民营企业。主要原因在于，对于出口欧美市场的外资企业来说，它们需要严格遵守企业社会责任(CSR)以符合出口标准，例如SA8000(Social Accountability)认证中对员工的工作时间、薪酬福利、健康与安全等有清晰要求。
模型四的回归结果显示，技能体系对于企业实施工人福利的意愿有显著影响。在控制其他变量的情况下，相较于低技能制造业部门，高技能服务业公积金遵缴程度最高，概率增加了19.2%，高技能制造业次之，概率增加了16.8%，低技能服务业第三，概率增加了12.8%，低技能制造业成为工人福利的“洼地”，假设4成立。高技能服务业以一般高技能员工为主，高技能制造业以专用型技能员工为主，两个行业内劳工技术替代困难，因此显著增加了雇主提供住房公积金的诱因，以维持企业内所需的技术劳动力。回归结果也显示我国低技能制造业部门是公积金逃费的主体，假设1不成立。可能有以下三个原因，一是公积金的性质使然，住房公积金与制造业所面临的工业风险并不直接相关，因此制造业对于住房公积金政策偏好有限。二是，我国低技能制造业通常以出口竞争为导向，为了维持成本优势而倾向于压低福利成本。在调研中发现，他们通过与员工签订劳动派遣合同减少公积金缴存责任，或是将企业所应当缴纳的福利费用直接计算进劳工薪酬进行现期支付，造成制造业工人工资“虚高”假象以促进员工招募。三是，地方政府对于住房公积金的监察力度弱于社会保险。随着社会保险征收部门的法治化，社会保险对于低技能制造业企业的成本负担既定，为了维持这些企业的竞争优势，政府会放松对于公积金的管制。而相对于服务业，制造业面对地方政府的“议价能力”更强。这些都是造成我国低技能制造业内工人福利可及性差强人意的原因。
模型四同时加入了个体层次的职位和技能水平变量，结果显示，住房公积金锁定技术型劳工的工具效应显著，假设5成立。从岗位类型看，控制其他变量后，专业技术岗位的员工缴存住房公积金的概率最高，比一线服务类增加12.3%，比行政管理岗增加3.5%。具体分析技能水平，相较于未获得职称的技工，获得专业职称的技工缴存公积金的概率增加了5.6%，这与既有的雇主中心视角研究结果相符合。技能劳工的可替代性较低，雇主为了减少培训成本的浪费，通常较有诱因实施公积金政策，以维持技术工人的稳定性。同时要注意的是，当模型四进一步控制了技能相关变量后，国有企业员工参与住房公积金的概率则低于外资企业，说明国有企业的制度合规效应在一定程度上被技能效应所稀释。
本部分从实证角度印证了雇主中心视角的存在。从模型的总体效应上看，企业层次的影响大于个体层次，这意味着，在我国，工人福利可及性是否得到有效保障，取决于所在企业的结构特征。从回归结果看，企业之间的诱因结构存在显著差异，这是对传统“国家中心”视角和“逃费企业”假设的挑战，即我国企业不一定会因为成本压力而统一反对工人福利的制度安排，而是会因为企业规模、企业类型、产业部门、所依赖的技术类型产生分化。
三 异质性分析
根据前述的研究结论，住房公积金作为锁定流动劳工的工具效应显著，然而受到劳动力市场供求关系影响，企业特征对于不同教育程度劳工的锁定效应可能并不相同。因此，我们将样本(1 512人)分为未接受过高等教育(662人)和接受过高等教育(850人)两组分别进行回归，以考察企业特征对公积金缴存影响的群体异质性。在所有回归中，我们控制了个体层面的特征，仅简单报告企业规模、企业类型、产业部门对于不同教育程度的工人缴存公积金的边际效应。
表 4 回归结果的群体异质性分析(仅报告AME结果)企业是否缴存住房公积金 未接受高等教育 接受高等教育 企业规模(微型企业) 小型企业 -0.002 0.116** (-0.04) (2.59) 中型企业 0.060 0.161** (0.96) (2.79) 大型企业 0.185** 0.292*** (2.70) (6.19) 企业类型(民营企业) 国有和集体企业 0.144** 0.138*** (2.66) (3.57) 外商投资企业 0.204*** 0.141** (3.56) (2.98) 其他企业 -0.002 -0.098 (-0.04) (-1.56) 产业部门(低技能制造业) 高技能制造业 0.249*** 0.091* (5.00) (1.66) 低技能服务业 0.089* 0.153** (1.76) (3.00) 高技能服务业 0.184** 0.180*** (3.12) (3.87) 个体特征 已控制 已控制 观测值 662 850 注：回归边际效应AME为dy/dx值，括号内为z值；*p < 0.1，**p < 0.05，***p < 0.001。 结果显示，无论对于哪个群体，企业的结构特征都会显著影响个体参缴住房公积金的概率，这也验证了雇主中心视角的稳健性。同时，和技能水平相比，教育水平的信号灯作用在增强，不同规模和类型企业都将工人福利视为一种维持高素质人才稳定性的政策工具。但较为特别的是，教育水平的信号灯作用在服务业中较强，在接受高等教育的样本中，相较于低技能制造业，高技能服务业和低技能服务业提供住房公积金的概率分别增加18%和15.3%，高技能制造业位居最末，概率增加约9%。而高技能制造业对未接受过高等教育的流动人口的福利保障环境最为友善，在未接受过高等教育的样本中，相较于低技能制造业，高技能制造业提供住房公积金的概率显著增加24.9%，原因在于高技能制造业更注重技能养成，对于专用型技能需求更迫切。
五. 结论与讨论
“强资本、弱劳工”的叙事框架下，我国企业主体在既有研究中往往被塑造为“消极的福利政策执行者”，而缺乏“企业中心视角”的分析。本文试图“将企业带回来”，利用2020年流动人口调查数据，分析企业实施工人福利政策的诱因结构。研究发现，企业规模、企业类型、企业所属产业部门和所依赖的技能体系都会显著影响企业为流动人口缴存住房公积金的意愿。首先，企业规模越大，越倾向于为流动人口提供福利。其次，相较于民营企业，国有企业和外商投资企业为员工提供福利的意愿较高。最后，高技能服务业和高技能制造业有较强的诱因来提供工人福利，而低技能制造业成为工人福利保障的“洼地”。总体而言，我国企业实施工人福利政策，既表现出执行政策的合规效应，也发展出维持员工技能养成的锁定效应，态度依企业结构特征的不同而具有多样性。
这一研究在理论上有两点贡献。一是，重新思考我国企业家在工人福利提供中的角色。过去研究通常会将我国现代社会保障国家建设过程中遇到的困难归咎于企业的规避甚至反对，忽略企业在社会保障提供中的正向诱因。本研究则证明了，当企业依赖专门型技能或高技能作为生产策略时，当企业扩大规模转型升级时，当企业为国有企业和外资企业时，企业通常会有较高的意愿实施工人福利。二是，在福利多元主义的视野下，企业或雇主不应该被排斥在工人福利供给网络之外。我国具有浓厚的单位制传统，让企业参与工人福利提供符合民众的社会心理期待，具有制度的正当性优势。这意味着，我国工人福利供给要强调雇主责任与政府责任相结合。进一步深化对企业诱因结构的理解和研究，将有助于我们思考未来工人福利制度的发展策略与方向。限于文章篇幅，此部分仅以养老保险和托育服务为例作政策讨论，它们分别代表了现金保护和社会服务这两大工人基本福利。
一是积极纳入雇主责任，政府在收入保障体系里的财政责任要慢慢回归“保公平”和“保基本”。我国目前政府主导的社会保障体系虽然覆盖广泛，但难以承受全社会的高度依赖。以养老保险为例，据中国社科院世界社保研究中心2019年4月发布的《中国养老金精算报告2019—2050》估算，我国养老金累计结余将在2035年耗尽。作为应对人口老龄化的主要资金来源和财富储备，发展多层次、多支柱养老保险体系是我国的必然选择，但支柱之间的“差序配置”问题突出，具体表现为“第一支柱一家独大、第二支柱发展缓慢、第三支柱空间不足”，企业年金仅覆盖不到6%的参保职工，实际保障水平仅为3%—5%[26]。第二支柱发展缓慢的主要原因是我国政府始终没有出台长期的企业年金发展战略，缺乏明确的针对企业年金的税收优惠政策和执行细则。
从雇主中心视角出发，国家应当建立相应的税收和管制框架，引导企业积极履行雇主责任，激励企业建立与自身技能需要和经营状况相匹配的企业年金计划。以日本为例，基于不同的企业偏好，日本在2001年引入了双元化企业年金体系。待遇确定型(DB)企业年金主要提供给技能专用型企业所培养的核心劳动者，协助企业与劳工建立长期稳定的雇佣关系，解决其技能养成的问题，以此作为日本企业在全球市场的比较竞争优势。而缴费确定型(DC)企业年金则提供给非典型劳动者和中小企业劳工，以此增加企业劳动用工的弹性，并降低企业成本。
二是为了应对女性进入劳动市场所衍生的新的社会风险，雇主中心视角开始关注家庭政策如何解决服务业技术养成问题。以英德两国家庭政策为例，英国服务业多以低技能部门为主，因此雇主反对普及式的家庭政策，以避免增加企业负担。德国在转型过程中发展出高技能为主的服务业，因此发展出了高品质的照顾服务让女性劳动力停留在劳动市场，以维持高技能养成[27]。2021年6月，国家发改委等部门印发《“十四五”积极应对人口老龄化工程和托育建设实施方案》，强调推动企业等用人单位参与提供托育服务是我国托育服务体系建设的重要内容。企业参与办托具有多重积极作用，是促进“工作—家庭”平衡、建设“家庭友好型”组织的重要措施，能够稳定企业的运作和生产。
然而，我国中小企业和低技能产业部门较多，按照前述研究结论，企业对于推动托育政策的意愿较弱，担心面临“投入成本高、经营压力大”的困境。长远来看，缺乏托育措施，企业或女性劳工考量因生育或照顾需求而中断劳动市场，不愿意投资于转移程度较低的技术上，而集中于通用型技能[28]，最终带来女性总体劳动力的“技能损失”。因此，这对于我国的政策启示在于，从雇主中心视角出发，我国企业具有动机来参与托育服务，但需要更多的政策创新来降低企业主体提供福利服务的风险和成本。例如，可以考虑让规模、产业相近的企业联合开办托育机构，国家则在其中扮演好规范者和补贴者的角色。总而言之，我国工人福利服务的供给也需要强调雇主责任，并且要深化相关研究，在企业有限的提供社会服务的偏好框架内积极实施政策创新。
① 随着2011年《社会保险法》实施，企业执行社会保险的力度明显提高，社会保险在实际政策执行中的问题已从“参保不足”演变成“缴费不实”。从本文所用数据库来看，流动人口参与养老保险、医疗保险和失业保险的比例均达到60%以上，显著高于48.03%的住房公积金参与率。
② 其中，(1)低技能制造业包括“纺织、服装、皮革、制鞋等制造业”“家具、玩具、办公用品制造业”“金属加工行业”“化工、橡胶、塑料等行业”和“其他制造业”；(2)高技能制造业包括“计算机、通信、电器和电子设备制造业”“机械、汽车、装备制造业”和“食品饮料药品加工业”；(3)低技能服务业包括“住宿餐饮等”“批发和零售业”“美容美发休闲等行业”“家政、维修、物业等居民服务业”“交通运输、仓储和邮政业”“快递”和“其他服务业”；(4)高技能服务业包括“旅游、文化和体育等行业”“政府部门和社会组织等服务行业”“金融、保险、证券等行业”“教育、科技、培训等行业”“咨询和商务服务业”和“房地产业”。
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表 1 描述性统计分析与相关分析
M(SD) 1 2 3 4 5 6 1. 性别a 0.61(0.49) — 2. 年龄 19.92(1.42) -0.10*** — 3. 关系自我扩展 3.51(0.83) 0.01 -0.05* — 4. 一般自我概念 2.95(0.44) 0.02 -0.06** 0.40*** — 5. 神经质 2.69(0.64) 0.01 0.07** -0.23*** -0.70*** — 6. 关系稳定性 3.32(0.68) -0.12 -0.07** 0.24*** 0.28*** -0.27*** — 注：性别a为虚拟变量，0=男，1=女，均值表示女生所占的比例。*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001，下同。 
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表 2 神经质对一般自我概念中介效应的调节作用
预测变量 方程1(效标：一般自我概念) 方程2(效标：关系稳定性) β SE 95%CI β SE 95%CI 性别 0.04 0.03 [-0.02, 0.10] -0.26*** 0.04 [-0.34, -0.18] 年龄 0.00 0.01 [-0.02, 0.02] -0.04** 0.01 [-0.07, -0.01] 关系自我扩展 0.26*** 0.02 [0.23, 0.29] 0.16*** 0.02 [0.12, 0.20] 神经质 -0.63*** 0.02 [-0.66, -0.60] -0.17*** 0.03 [-0.22, -0.11] 关系自我扩展×神经质 -0.04** 0.02 [-0.07, -0.01] 0.06** 0.02 [0.02, 0.10] 一般自我概念 0.11*** 0.03 [0.05, 0.17] R2 0.55 0.14 F 523.76*** 54.65***
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表 3 不同神经质水平下一般自我概念的中介效应
神经质水平 中介效应 SE Bootstrap下限 Bootstrap上限 M-SD 0.03 0.01 0.02 0.05 M+SD 0.02 0.01 0.01 0.04
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[1] 赵锦权. 大学生恋爱问题现状调查[J]. 教育与职业, 2011(1): 48-51. doi: 10.3969/j.issn.1004-3985.2011.01.010 [2] MEIER A, ALLRN G. Romantic relationships from adolescence to young adulthood: evidence from the national longitudinal study of adolescent health[J]. Sociological quarterly, 2009, 50(2): 308-335. doi: 10.1111/j.1533-8525.2009.01142.x
[3] COLLINS W A. More than myth: the developmental significance of romantic relationships during adolescence[J]. Journal of research on adolescence, 2003, 13(1): 1-24. doi: 10.1111/1532-7795.1301001
[4] COLLINS W A, WELSH D P, FURMAN W. Adolescent romantic relationships[J]. Annual review of psychology, 2009, 60(1): 631-652. doi: 10.1146/annurev.psych.60.110707.163459
[5] 孙时进, 李淑梅. 研究生特定群体婚恋问题研究[J]. 心理学探新, 2010(2): 60-65. doi: 10.3969/j.issn.1003-5184.2010.02.012 [6] ZIMMER-GEMBECK M J. Stability, change and individual differences in involvement with friends and romantic partners among adolescent females[J]. Journal of youth & adolescence, 1999, 28(4): 419-438. doi: 10.1023/A%3A1021612907073
[7] XU X, LEWANDOWSKI G W, ARON A. Positive approaches to optimal relationship development: the self-expansion model and optimal relationship development[M]. Cambridge: Cambridge University Press, 2016: 79-100.
[8] ARON A, ARON E N. Love and the expansion of self: understanding attraction and satisfaction[D]. New York: Hemisphere, 1986.
[9] LEWANDOWSKI G W, ACKERMAN R A. Something's missing: need fulfillment and self-expansion as predictors of susceptibility to infidelity[J]. The journal of social psychology, 2006, 146(4): 389-403. doi: 10.3200/SOCP.146.4.389-403
[10] LEWANDOWSKI L B, MATTINGLY G W, KORN B A, et al. Self-expansion and closeness as predictors of infidelity in romantic relationships[C]//The Tenth Annual Meeting of the Society of Personality and Social Psychology. Tampa FL, 2009.
[11] JOHNSON D J, RUSBULT C E. Resisting temptation: devaluation of alternative partners as a means of maintaining commitment in close relationships[J]. Journal of personality & social psychology, 1989, 57(6): 967-980. http://psycnet.apa.org/journals/psp/57/6/967/
[12] MILLER, ROWLAND S. Inattentive and contented: relationship commitment and attention to alternatives[J]. Journal of personality & social psychology, 1997, 73(4): 758-766. http://psycnet.apa.org/journals/psp/73/4/758/
[13] VANDERDRIFT L E, LEWANDOWSKI G W, AGNEW C R. Reduced self-expansion in current romance and interest in relationship alternatives[J]. Journal of social & personal relationships, 2011, 28(3): 356-373. http://www.researchgate.net/publication/258189512_Reduced_self-expansion_in_current_romance_and_interest_in_relationship_alternatives
[14] REISSMAN C, ARON A, BERGEN M R. Shared activities and marital satisfaction: causal direction and self-expansion versus boredom[J]. Journal of social and personal relationships, 1993, 10(2): 243-254. doi: 10.1177/026540759301000205
[15] LEWANDOWSKI G W, ARON A. The self-expansion scale: construction and validation[C]//The Third Annual Meeting of the Society of Personality and Social Psychology. Savannah GA, 2002.
[16] NARDONE N, LEWANDOWSKI G W, JR, et al. The relation of self-expansion to well-being and relationship quality[C]//The ninth Annual Meeting of the Society of Personality Psychology. Albuquerque NM, 2008.
[17] ARON A, ARON E N, SMOLLAN D. Inclusion of other in the self scale and the structure of interpersonal closeness[J]. Journal of personality & social psychology, 1992, 63(4): 596-612. http://psycnet.apa.org/journals/psp/63/4/596
[18] MASHEK D J, ARON A, BONCIMINO M. Confusions of self with close others[J]. Personality & social psychology bulletin, 2003, 29(3): 382-392. http://europepmc.org/abstract/MED/15273015
[19] MATTINGLY B A, LEWANDOWSKI G W, MCINTYRE K P. "You make me a better/worse person": a two-dimensional model of relationship self-change[J]. Personal relationships, 2014, 21(1): 176-190. doi: 10.1111/pere.12025
[20] MCINTYRE K P, MATTINGLY B A, LEWANDOWSKI G W. When "we" changes "me" the two-dimensional model of relational self-change and relationship outcomes[J]. Journal of social & personal relationships, 2015, 32(7): 857-878. http://www.mendeley.com/research/we-changes-me-twodimensional-model-relational-selfchange-relationship-outcomes/
[21] LEWANDOWSKI G W, NARDONE N, RAINES A J. The role of self-concept clarity in relationship quality[J]. Self & identity, 2010, 9(4): 416-433. http://psycnet.apa.org/record/2010-19811-006
[22] 浦昆华. 大学生自我拓展、自我概念与爱情嫉妒的现状及其关系研究[D]. 昆明: 云南师范大学, 2013. [23] ROSENBERG M. Self-concept from middle childhood through adolescence[M]//Psychological perspectives on the self. Hillsdde, NJ: Erlbaum, 1986: 107-135.
[24] HARTER S. Competence as a dimension of self-evaluation: toward a comprehensive model of self-worth[M]. New York: Academic Press, 1985.
[25] MCCULLOUGH G, HUEBNER E. S, LAUGHLIN J E. Life events, self-concept, and adolescents' positive subjective well-being[J]. Psychology in the schools, 2000, 37(3): 281-290. doi: 10.1002/(SICI)1520-6807(200005)37:3<281::AID-PITS8>3.0.CO;2-2
[26] 陈媛, 杨凯迪, 兰菁, 等. 新婚夫妻神经质对婚姻稳定性的即时与长时效应: 婚姻质量的中介作用[J]. 中国临床心理学杂志, 2020(2): 217-222. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZLCY202002001.htm [27] 张小红, 陈红. 人格特质对婚姻影响的研究概述[J]. 中国临床心理学杂志, 2008(4): 406-408. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZLCY200804027.htm [28] 郭积椿. 自我结构的启动对自我扩张动机水平的影响实验研究[D]. 重庆: 西南大学, 2011. [29] 崔剑海. 自我扩张与调节定向对亲密关系影响的研究[D]. 重庆: 西南大学, 2013. [30] MATTINGLY B A, MCINTYRE K P, LEWANDOWSKI G W. Approach motivation and the expansion of self in close relationships[J]. Personal relationships, 2012, 19(1): 113-127. doi: 10.1111/j.1475-6811.2010.01343.x
[31] DONAHUE E M, ROBINS R W, ROBERTS B W, et al. The divided self: concurrent and longitudinal effects of psychological adjustment and social roles on self-concept differentiation. [J]. Journal of personality & social psychology, 1993, 64(5): 834-846. http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/8505712
[32] ROBINS R W, HENDIN H M, TRZESNIEWSKI K H. Measuring global self-esteem: construct validation of a single-item measure and the rosenberg self-esteem scale[J]. Personality and social psychology bulletin, 2016, 27(2): 151-161. http://www.tandfonline.com/servlet/linkout?suffix=CIT0024&dbid=16&doi=10.1080%2F10376178.2018.1441729&key=10.1177%2F0146167201272002
[33] PILARSKA, ALEKSANDRA. Big-five personality and aspects of the self-concept: variable- and person-centered approaches[J]. Personality & individual differences, 2018, 127: 107-113. http://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S0191886918300588
[34] 向小平, 张春妹, 邹泓. 小学生自我概念的发展特点及其与人格的相关研究[J]. 中国临床心理学杂志, 2006(3): 294-299. doi: 10.3969/j.issn.1005-3611.2006.03.028 [35] 林嘉元, 何宁. 初中生人格特质对逆反心理的影响——自我概念清晰性和生命意义感的链式中介作用[C]//第二十二届全国心理学学术会议摘要集. 北京: 中国心理学会, 2019. [36] 方晓义, 袁晓娇, 曹洪健, 等. 心理健康素质测评系统·中国成年人一般自我概念量表的编制[J]. 心理与行为研究, 2012(4): 248-254. doi: 10.3969/j.issn.1672-0628.2012.04.002 [37] MCCRAE R R, COSTA P T, DEL PILAR G H, et al. Cross-cultural assessment of the five-factor model the revised neo personality inventory[J]. Journal of cross-cultural psychology, 1998, 29(1): 171-188. doi: 10.1177/0022022198291009
[38] 钟梦宇, 贺琼, 兰菁, 等. 新婚夫妻婚姻质量对婚姻稳定性的影响: 婚姻承诺的中介作用[J]. 中国临床心理学杂志, 2016(6): 106-110. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZLCY201606022.htm [39] HAYES A. Introduction to mediation, moderation, and conditional process analysis[J]. Journal of educational measurement, 2013, 51(3): 335-337. http://psycnet.apa.org/psycinfo/2013-21121-000
[40] 金盛华. 自我概念及其发展[J]. 北京师范大学学报(社会科学版), 1996(1): 30-36. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-BJSF601.003.htm [41] 贾凤翔, 石伟. 自我扩张模型的研究述评[J]. 心理科学进展, 2012(1): 137-148. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-XLXD201201016.htm -
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