費佐蘭 高啟杰

摘 要：我國社會主要矛盾發(fā)生巨大轉變，影響居民主觀幸福感的因素不局限于經濟因素?；诖?，利用2017年對北京市16區(qū)居民主觀幸福感的調查數據，采用OLS估計方法，分析居民社會參與、社會公平、人際信任對其主觀幸福感的影響。結果顯示，居民社會參與、社會公平和人際信任顯著地正向影響其主觀幸福感;社會參與和社會公平對農業(yè)籍居民主觀幸福感的影響程度大于非農業(yè)籍居民，而人際信任對非農業(yè)籍居民主觀幸福感的影響程度卻大于農業(yè)籍居民;非城六區(qū)居民主觀幸福感受社會參與、社會公平、內核層信任和外層信任的影響程度大于城六區(qū)居民，僅有中間層信任的影響程度是城六區(qū)居民大于非城六區(qū)居民。

關鍵詞：社會參與;社會公平;人際信任;主觀幸福感

中圖分類號：C912 ? ? ? ?文獻標志碼：A ? ? ?文章編號：1673-291X（2022）07-0090-06

改革開放以來，我國人民生活水平日益提高，物質生活得到極大滿足，人們對幸福生活非經濟層面的追求也與日俱增。然而，近年來中國正面臨著貧富差距擴大、資源分配不公、誠信與信任缺失等嚴重的社會問題，人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展間的社會矛盾尤為突出[1]。2016年，中國GDP總量高達74.4萬億元，穩(wěn)居世界第二。但同時，《2016年世界幸福報告》卻指出，中國大陸居民的幸福指數得分為5.245，在全球157個國家中僅排名第83位[2]。就中國目前的發(fā)展情況來看，中國居民的幸福感并沒有隨著國民收入水平的增加而提升，出現了“東亞快樂鴻溝”，陷入了“收入—幸福悖論”。國內大部分學者對此的解釋是影響居民幸福感的因素發(fā)生了轉變——經濟條件對幸福的影響程度逐漸降低，而非經濟因素對其影響程度逐漸提高。基于以上考慮，本文以現有文獻為基礎，分析社會參與、社會公平、人際信任對居民主觀幸福感的影響。

一、概念界定與研究假設

（一）相關概念界定

本文的關鍵詞有主觀幸福感、社會參與、社會公平和人際信任四個。首先，主觀幸福感。不同學者給出了不同的理解，國外社會心理學家Diener（1984）認為，主觀幸福感是個人根據自身的感知和判斷對其生活質量所進行的綜合評價，包括認知和情緒兩個基本部分。人們對生活的滿意程度屬于主觀幸福感的認知部分，而情緒體驗部分則包括積極情緒（包括愉快、開心等）和消極情緒（包括悲傷、沮喪、焦慮等）兩個方面[3]。國內學者大多采用了Diener對主觀幸福感的理解[4]，可通過問卷中的自我報告幸福來獲取[5]。因此，本文從認知維度和情感維度考察居民的幸福感。其次，社會參與。楊永嬌（2016）根據馬斯洛需求層次理論，將社會參與分為個人情感和歸屬需要的社會參與、滿足個人尊重需要的社會參與和滿足個人自我實現需要的社會參與[6]。楊風雷等（2012）認為，社會參與是指參與者在社會互動過程中，通過社會勞動或者社會活動的形式，實現自身價值的一種行為模式[7]。本文認為，社會參與是一種綜合性指標，涵蓋個人情感與歸屬需要、滿足個人尊重需要和自我實現需要三個層次。再次，社會公平。不同學者的理解有所不同，阿馬蒂亞·森（2015）從能力賦予角度出發(fā)，認為判斷一個社會是否公平就要看每個人是否被賦予了完成某些基本活動的能力[8];徐夢秋（2001）認為，公平應該涵蓋起點公平、過程公平和結果公平[9];Colquitt J.A.（2001）認為，社會公平的主要內容是組織公平，包括分配公平、程序公平和互動公平三種不同的類型[10]。本文的社會公平是指人們之間一種平等的社會關系，包括生存公平、產權公平和發(fā)展公平。最后，是人際信任。根據人與人之間交往的性質和關聯，人際信任被分為特殊信任和普遍信任，特殊信任是建立在血緣、親情或友情之上的信任，而普遍信任是對自己所屬團體之外的陌生人的信任[11]。本文的信任是指人與人間的信任，根據人際交往不同的對象將信任分為了內核層信任、中間層信任和外層信任，內核層信任是指建立在血緣之上的家人和親戚的信任，中間層信任是指建立在友情和同事或同學情之上的朋友信任和同事或同學的信任，外層信任是指對陌生人的信任。

（二）研究假設

本文的研究假設根據社會參與、社會公平和人際信任對主觀幸福感的影響而提出。首先，社會參與對主觀幸福感的影響。研究表明，中科院系統離職退休人員的社會參與顯著地正向預測幸福感和生活滿意度[12];隨著參與主體收入水平的提高，中層次的社會參與會比低層次的社會參與更有可能給個人帶來幸福感[6]?；诖?，提出本文的第一個假設：居民的社會參與顯著地正向影響其主觀幸福感。其次，社會公平對主觀幸福感的影響。Kausto等人（2005）發(fā)現，當員工具有較高水平的組織公平感知，其幸福感指數也相對較高[13]。高啟杰等（2016）指出，基層農技推廣人員的組織公平感知顯著地正向影響其主觀幸福感[14]，盧海陽等（2017）發(fā)現，良好的社會公平感知可以提高農民工幸福感[15]。故提出本文的第二個假設：社會公平顯著地正向影響居民主觀幸福感。最后，人際信任對居民幸福感的影響。Churchill（2017）指出，信任對福祉有積極影響[16];金伊蘇（2016）的研究表明，個人信任影響生活滿意度和幸福感[17];袁正等（2012）發(fā)現，信任對居民幸福感有顯著的正向作用，越信任他人，幸福感越高[18]。故提出本文的第三個假設：居民的人際信任（包括內核層信任、中間層信任和外層信任）顯著地正向影響其主觀幸福感。

二、數據、變量與方法

（一）數據

本文數據來自2017年對北京市16區(qū)居民主觀幸福感的實地調查。在實際調研過程中，首先確定了抽樣方法，即簡單隨機抽樣;其次，根據抽樣方法確定樣本規(guī)模，在置信度為95%的條件下，3%抽樣誤差的最小樣本規(guī)模為1 067;再次，根據北京市16區(qū)居民2015年常住人口數量計算各區(qū)所需的最小樣本規(guī)模;最后，采用網絡自填和實地訪談相結合的方法完成問卷調查，收集調查問卷1 338份，有效問卷1 328份?？紤]到數據在區(qū)域分布上的科學性與代表性，本文根據16區(qū)的最小樣本規(guī)模，采用隨機抽樣的方法抽取了1 070份問卷進行分析。從總體上講，樣本分布狀況較為均勻，具有一定的代表性和典型性。gzslib202204012153

（二）變量

主觀幸福感是本文的被解釋變量。世界價值觀調查通過“總的來說，您覺得幸福嗎？”這一問題來衡量幸福感，選項有“非常幸福”“幸?！薄安皇呛苄腋！焙汀耙稽c也不幸?！彼膫€;趙佳麗（2017）采用11分量表（0—10）對幸福進行衡量，分值越高表示幸福水平越高[19]。本文通過設置問題“總體而言，您最近的幸福程度如何？”衡量幸福感，被訪者給出1—10的分值，數值越高表示幸福感越強。

本文的核心變量是社會參與、社會公平和人際信任。關于社會參與的測量，張鎮(zhèn)等（2012）采用了3級評分，分別評估社會參與的4個方面：一般社會活動參與頻率、在所參與活動中扮演的角色、離退休后的工作狀態(tài)和參與原單位組織活動的頻率，作為社會參與度的指標[12]。本文通過“您在當前社會中的參與度如何？”這一問題來衡量，被訪者給出1—10的分值，數值越高表示社會參與度越高。關于社會公平的測量，盧海陽等（2017）通過問題“您認為社會公平嗎？”來衡量，問題被賦值0（否）和1（公平）[15];高啟杰等（2016）采用李克特七分制量表分別衡量分配公平、互動公平和程序公平，從1—7表示符合程度由低到高[14]。本文設置“您認為當前社會的公平程度如何？”這一問題來衡量社會公平程度，數值越高表示社會公平程度越高。在人際信任的測量方面，蘭林火等（2015）采用了四級選項測量受訪者對其家人、鄰居、朋友、陌生人、與自己不同信任的人、外國人等11個不同對象的信任程度，答案為“完全不信任”“不太信任”“一般信任”“完全信任”四個，分別賦值1—4分[20]。本文采用10級評分測量被訪者對家人、親戚、朋友、同事/同學和陌生人的信任程度，分值越高表示信任程度也越高。

除社會參與、社會公平與人際信任對居民主觀幸福感產生影響外，還有其他因素也對其幸福感產生影響，比如性別、年齡、教育程度、收入等。因此，本文選擇性別、年齡、教育程度、子女情況、學生身份和收入情況作為控制變量。其中，性別、子女情況和學生身份為虛擬變量，采用0（否或女）和1（是或男）表示;教育程度分為了小學及以下、初中、高中或中專、大?；虮究?、碩士和博士六個選項，分別賦予1—6的數值;年齡分為了20歲及以下、21～35歲、36～50歲、51～65歲、66歲及以上五個選項，分別賦值1—5;收入采用實際數據表示。

（三）方法

基于現有的文獻資料與數據支持，本文提出了三個理論假設，為了檢驗上述理論假設，構建了計量模型如下：

SWBi=α+βParticipationi+γFairnessi+δTrusti+■θj Xij+εi

其中，SWBi為居民i的主觀幸福感，Participatei為居民i的社會參與度，Fairnessi為居民i對社會公平程度的評價，Trusti為居民i的人際信任，包括內核層信任、中間層信任和外層信任;Xij為控制變量，包括性別、年齡、教育程度、子女情況、學生身份和收入情況;εi為隨機擾動項。模型采用OLS進行估計。

三、結果分析與穩(wěn)健性檢驗

（一）描述性分析

據表1可知，2017年北京市居民主觀幸福感屬于中等水平，均值為6.99;社會參與度屬于中下水平，均值為4.97;社會公平程度稍高于社會參與水平，均值為5.30;在人際信任方面，居民對家人的信任程度最高，均值高達8.98，其次是對親戚的信任（均值為7.52），對朋友的信任程度與對親戚（均值為7.50）的信任相差不大，對同事/同學的信任程度緊隨其后，均值為6.84，對陌生人的信任程度是最低的，僅為3.83;北京市居民月均可支配收入水平偏低，僅為6 300.35。

根據戶籍將居民分為農業(yè)籍居民與非農業(yè)籍居民，表1顯示，北京市農業(yè)籍居民的主觀幸福感高于非農業(yè)籍居民，評分分別為7.07和6.95;農業(yè)籍居民的社會參與度評分低于非農業(yè)籍居民，均值分別是4.80和5.03;農業(yè)籍居民的社會公平程度評分稍高于非農業(yè)籍居民，均值分別為5.34和5.28;在人際信任方面，僅有居民對親戚的信任評分是農業(yè)籍居民高于非農業(yè)籍居民，對家人、朋友、同事/同學和陌生人的信任評分均是非農業(yè)籍居民高于農業(yè)籍居民;農業(yè)籍居民的月均可支配收入低于非農業(yè)籍居民。

根據住房所在地區(qū)把居民分為城六區(qū)居民（包括東城、西城、朝陽、豐臺、石景山和海淀6個區(qū)）與非城六區(qū)居民（包括房山、通州、順義、昌平、大興、門頭溝、懷柔、平谷、密云和延慶10個區(qū)）。表1顯示，城六區(qū)居民主觀幸福感低于非城六區(qū)居民，分值分別為6.97和7.01;社會參與度評分是非城六區(qū)居民高于城六區(qū)居民，分值分別是4.98和4.96;城六區(qū)居民的社會公平程度評分為5.29，低于非城六區(qū)居民的社會公平程度評分5.32;在人際信任方面，城六區(qū)居民對同事或同學信任和對陌生人的信任均高于非城六區(qū)居民，而對家人、親戚和朋友的信任均是非城六區(qū)居民高于城六區(qū)居民。

（二）相關性分析

相關性分析顯示，在0.01置信水平下，居民主觀幸福感與社會參與、社會公平、人際信任之間存在顯著的相關性，但相關系數不大，最大的相關系數為0.31。然而，不同對象的信任變量之間，部分變量間的相關系數偏高，比如對家人的信任與對親戚的信任、對朋友的信任與對親戚的信任、對同事/同學的信任與對親戚的信任、對朋友的信任與對同事/同學的信任，兩者間的相關系數均在0.5以上，表明它們之間存在較高的相關性。如果將相關系數偏高的變量同時納入模型中，可能會出現多重共線性的問題。

為了避免模型中可能存在多重共線性的問題，本文采用主成分分析法對不同對象的信任程度進行降維處理。KMO的檢驗結果為0.761，接近于1，變量適合做因子分析，Bartlett球形檢驗Sig值為0.000小于顯著水平0.05，結果顯著;Cronbachs a系數值為0.785，大于0.7，說明對不同對象的信任量表具有較高的內在一致性，可靠性較強。從表2可知，第一主因子由朋友信任和同事或同學信任兩個變量決定，因此命名為中間層信任;第二主因子由對家人的信任和親戚的信任兩個變量決定，因此命名為內核層信任;第三主因子由對陌生人信任一個變量決定，因此命名為外層信任。gzslib202204012154

（三）回歸分析

首先是基本回歸，表3顯示，模型1的解釋變量包括社會參與、社會公平、內核層信任、中間層信任和外層信任，結果顯示社會參與、社會公平、內核層信任、中間層信任和外層信任的系數均為正，除社會公平在5%水平下顯著外，其余的均在1%水平上顯著。然而，這個結果是不可靠的，因為在基本回歸中，可能存在內生性問題，原因可能來自三個方面，一是互為因果關系，二是遺漏變量，三是測量誤差。處理內生性常用的方法是尋找工具變量和控制其他因素，故本文在模型1的基礎上加入了性別、年齡、教育程度、子女情況、學生身份和收入的控制變量。

加入控制變量后，由表4中的模型2結果可知，社會參與、社會公平、內核層信任、中間層信任、外層信任的系數均為正，除社會公平在5%水平下顯著外，其余變量均在1%水平下顯著，說明這些因素顯著地正向影響居民主觀幸福感，即居民社會參與度越高其主觀幸福感越高;居民對社會公平程度評價越高，其主觀幸福感也越高;居民對不同對象的信任程度越高，其主觀幸福感也會越高。這些因素對居民幸福感的影響程度有所不同，從高到低依次是內核層信任、中間層信任、社會公平、社會參與和外層信任。從控制變量來看，女性居民的主觀幸福感高于男性;年齡越年長居民，其主觀幸福感越低;教育程度越高的居民，其主觀幸福感越低;有子女或者是學生身份的居民，其幸福感越高;居民的幸福感會隨著收入的增加而有所增加，但是收入對居民主觀幸福感的影響程度遠遠低于社會參與、社會公平和人際信任等非經濟因素。

模型3分析了非農業(yè)籍居民，社會公平在5%水平下顯著地正向影響居民主觀幸福感;而社會參與、內核層信任、中間層信任和外層信任在1%水平下顯著地正向影響居民主觀幸福感;其影響程度從高到低依次是內核層信任、中間層信任、社會公平、外層信任和社會參與。模型4表示，對農業(yè)籍居民來講，社會參與、內核層信任和中間層信任在1%水平下顯著地正向影響居民主觀幸福感;社會公平和外層信任對居民主觀幸福感的影響不顯著，并且外層信任的系數為負，說明農業(yè)籍居民對陌生人的信任越多，其主觀幸福感越低。這五大因素對農業(yè)籍居民的主觀幸福感影響程度從高到低依次是中間層信任、社會參與、社會公平、內核層信任和外層信任，與總體情況和非農業(yè)籍居民的情況有所不同。比較模型3和模型4的結果，發(fā)現社會參與、社會公平對農業(yè)籍居民主觀幸福感的影響程度大于非農業(yè)籍居民，而內核層信任、中間層信任和外層信任對非農業(yè)籍居民主觀幸福感的影響程度卻大于農業(yè)籍居民。

模型5分析了城六區(qū)居民，其社會公平和外層信任分別在10%和5%水平下顯著地正向影響居民主觀幸福感，而社會參與、內核層信任和中間層信任在1%水平下顯著地正向影響居民主觀幸福感，這些因素對居民主觀幸福感的影響程度從高到低依次是中間層信任、內核層信任、社會公平、社會參與和外層信任。從模型6的結果可知，非城六區(qū)的居民社會公平和外層信任均在5%水平下顯著地正向影響居民主觀幸福感;而社會參與、內核層信任和中間層信任均在1%水平下顯著地正向影響居民主觀幸福感;但其影響程度有所不同，從高到低依次是社會公平、內核層信任、中間層信任、社會參與和外層信任。比較模型5和模型6的結果可知，非城六區(qū)居民主觀幸福感受社會參與、社會公平、內核層信任和外層信任的影響程度大于城六區(qū)居民，僅有中間層信任的影響程度是城六區(qū)居民大于非城六區(qū)居民。

綜上所述，社會參與、內核層信任和中間層信任對北京市16區(qū)居民、非農業(yè)籍居民、農業(yè)籍居民、城六區(qū)居民和非城六區(qū)居民均有顯著地正向影響，評分越高其主觀幸福感越高。社會公平和外層信任對農業(yè)籍居民主觀幸福感的影響不顯著。社會公平的系數為正，說明評分越高幸福感越高，外層信任的系數為負，說明農業(yè)籍居民對陌生人信任越高其主觀幸福感越低，存在負向影響的作用。但是社會公平和外層信任對北京市16區(qū)居民、非農業(yè)籍居民、城六區(qū)居民和非城六區(qū)居民的主觀幸福感均有顯著地正向影響，評分越高其主觀幸福感越高。以上結果驗證了本文的研究假設，此外，本文還對模型的多重共線性、自相關和異方差進行了檢驗，結果顯示模型不存在多重共線性、自相關（內生性問題）和異方差，模型結果穩(wěn)健。

四、討論與啟示

本文基于2017年北京市16區(qū)居民主觀幸福感的調查數據，分析了北京市16區(qū)居民社會參與、社會公平、人際信任和幸福感狀況。結論顯示，北京市16區(qū)居民的主觀幸福感處于中等水平，社會參與和社會公平處于中下水平，對家人的信任程度最高，對陌生人的信任程度最低。社會參與、社會公平、內核層信任、中間層信任和外層信任顯著地正向影響著居民主觀幸福感，其中內核層信任的影響程度最大。對比農業(yè)籍和非農業(yè)籍居民，社會參與和社會公平對農業(yè)籍居民主觀幸福感的影響程度大于非農業(yè)籍居民;而內核層信任、中間層信任和外層信任對非農業(yè)籍居民主觀幸福感的影響程度卻大于農業(yè)籍居民。對比城六區(qū)和非城六區(qū)居民，非城六區(qū)居民主觀幸福感受社會參與、社會公平、內核層信任和外層信任的影響程度大于城六區(qū)居民;僅有中間層信任的影響程度是城六區(qū)居民大于非城六區(qū)居民。基于此，得到了一些啟示。

居民的社會參與度評價比較低，造成這一現象的原因有三個，一是人們對社會參與的理解存在偏差，二是居民本身的社會參與度較低，三是提供給居民參與的空間和機會有限。人們對社會參與理解的偏差屬于調查誤差的范疇，在接下來的研究中會進一步完善。居民本身的社會參與積極性，受到多方面條件的影響，客觀上機會或空間的缺失，主觀上社會參與的意愿，都會影響其參與的積極性。為了社會持續(xù)健康的發(fā)展，社會各界應更多地為居民提供參與的空間和機會，從而提高居民社會參與的幸福感。公平一直是社會各界關注的焦點，尤其是在經濟高速發(fā)展的今天，機會獲取的公平性、制度/政策的公平性和結果分配的公平性，嚴重地影響著現代居民的幸福感。在社會發(fā)展中，必須堅持公平原則，不斷擴展人的自由和權利，讓眾多居民享受到社會發(fā)展的成果，改善居民生活的福祉，努力構建居民幸福的和諧社會。常言道，被人信任是一種幸福，表明人們在渴望得到別人的信任，但是在渴望別人信任的前提是先給予信任。隨著社會的發(fā)展，人們對除自己熟悉人以外的人群保持著高度的戒備狀態(tài)，何談信任。在社會發(fā)展中，營造安全、誠信的社會環(huán)境，提高居民的社會信任，從而提升居民的主觀幸福感。gzslib202204012154

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Social Participation，Social Fairness，Interpersonal Trust and ResidentsSubjective Well-being

——Based on the 16 District Residents in Beijing

FEI Zuo-lan1，GAO Qi-jie2

（1.School of Economics，GuiZhou University，Guiyang 550025，China;

2.College of Humanities and Development Studies，China Agricultural University，Beijing 100193，China）

Abstract：With the rapid economic development，the main social conflicts have undergone tremendous changes.The factors that affect the subjective well-being of residents are not limited to economic factors.Based on the survey data on the subjective well-being of residents in 16 districts of Beijing in 2017，this paper adopts the OLS method to analyze the effect of social participation，social fairness and interpersonal trust on the subjective well-being.The result shows that residentssocial participation，social fairness and interpersonal trust significantly and positively affect their subjective well-being.Social participation and social fairness have greater influence on the subjective well-being of agricultural residents than that of non-agricultural residents，while the inner core trust，middle trust and outer trust have more influence on the subjective well-being of non-agricultural residents than that of agricultural residents.The factors like social participation，social fairness，trust at inner core and outer trust have greater influence on the subjective well-being of residents in six non-urban districts than that of residents in six urban districts，but the trust in the middle tier has more impact on the subjective well-being of residents in the six urban districts than that of residents in six non-urban districts.