蘭 洋

(1.鄭州大學(xué) 政治與公共管理學(xué)院，河南 鄭州 450001；2.信陽師范學(xué)院 美術(shù)與設(shè)計學(xué)院，河南 信陽 464000)

0 引言

隨著我國城鎮(zhèn)化進程持續(xù)推進，城市人口異質(zhì)化日益增強，傳統(tǒng)的“熟人”社會結(jié)構(gòu)被打破，人們的主觀幸福感面臨一定的“社會資本”約束?，F(xiàn)實社會中城市居民會因其“社會資本”不能滿足相關(guān)要求而放棄原本期望的目標(biāo)，從而表現(xiàn)出較低的主觀幸福感。除了不斷提高城市居民的社會經(jīng)濟地位外，提高社會治理水平是促進公民福利和幸福感的一項關(guān)鍵措施[1]，因此通過社會治理提升居民主觀幸福感也受到越來越多的關(guān)注。

近年來，對幸福感的研究主要集中在三個方面：一是中國人幸福感的年代變遷研究。徐映梅等[2]采用世界價值觀調(diào)查數(shù)據(jù)(WVS)從長時間跨度描述了中國人幸福感的年代變化，結(jié)果顯示進入21世紀(jì)后中國居民的主觀幸福感呈上升趨勢，但隨著經(jīng)濟社會發(fā)展，中國社會也出現(xiàn)了一定程度的“收入-幸?！便Ｕ?。二是不同群體的幸福感的比較研究。李婷[3]基于CGSS數(shù)據(jù)探討了不同年代出生群體的幸福感的年代變遷及差異影響因素。胡榮等[4]通過對中日韓三個國家跨體制、跨群體的比較分析，探究在區(qū)域發(fā)展不同的情況下居民主觀幸福感的差異性以及造成差異性的原因。三是幸福感的影響因素研究，其中以對社會資本、經(jīng)濟因素、社會階層、公共服務(wù)、社會公平的研究居多。孫良順等[5]利用CGSS數(shù)據(jù)研究認(rèn)為個體如果認(rèn)為自己的社會經(jīng)濟地位顯著高于周圍的熟人或同齡人，其幸福感可能就越強。徐映梅等[2]利用世界價值觀調(diào)查數(shù)據(jù)，分析近20年來中國居民主觀幸福感變化，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟因素依然是影響居民幸福感的最重要因素。陳剛等[6]采用CGSS數(shù)據(jù)，評估了政府質(zhì)量對居民幸福感的影響，種聰?shù)萚7]從政府質(zhì)量角度研究表明，政府規(guī)模、政府效率、公共服務(wù)、官員是否腐敗等因素顯著影響了居民幸福感。

已有大量研究表明，社會資本、經(jīng)濟社會地位和社會治理滿意度均對主觀幸福感有正向影響，同時亦有研究證明社會資本對社會經(jīng)濟地位和社會治理滿意度都有正向影響，如林南等[8]發(fā)現(xiàn)社會資本會從接觸和動員嵌入其中的資源兩個方面來增加社會地位獲得的機會。但對社會資本是否能通過社會經(jīng)濟地位和社會治理滿意度的中介作用影響城市居民主觀幸福感，或者如何影響的研究相對欠缺，本研究以CGSS2015調(diào)查數(shù)據(jù)為研究樣本，采用定量分析方法，研究社會資本對城市居民主觀幸福感的影響及其是否通過社會經(jīng)濟地位和社會治理滿意度的中介作用影響城市居民幸福感。

1 研究假設(shè)和模型構(gòu)建

1.1 研究假設(shè)

社會資本體現(xiàn)的關(guān)聯(lián)特征可以為個人或集體帶來增值資源，羅伯特·帕特南[9]認(rèn)為社會資本的特征集中表現(xiàn)為信任、規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)，這些特征就是測量社會資本的主要指標(biāo)。主觀幸福感指人們對他們生活的認(rèn)知和情感的評價[10]，可以用來描述人們在復(fù)雜經(jīng)驗與情感背景下的決定帶來的滿足感，可以作為測度人類福祉的重要方式[11]。國內(nèi)外學(xué)者普遍認(rèn)可社會資本對居民主觀幸福感有顯著正向影響[12-16]。為追求穩(wěn)定發(fā)展和高福祉，各個國家都比較重視社會資本的發(fā)展。城市社會治理滿意度反映了居民對城市治理和公共服務(wù)水平滿足其自身需求和心理期望的評價體驗，同時也是衡量城市居民其社會信任水平以及對地方政府治理績效、城市社會發(fā)展水平滿意度的重要指標(biāo)[17]?；诖耍岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：社會網(wǎng)絡(luò)對城市居民幸福感有正向影響；

H2：社會信任對城市居民幸福感有正向影響；

H3：社會規(guī)范對城市居民幸福感有正向影響；

H4：社會網(wǎng)絡(luò)對社會治理滿意度有正向影響；

H5：社會信任對社會治理滿意度有正向影響。

社會信任通常是指個體對所在社會的大多數(shù)人的信任[18]。社會經(jīng)濟地位是指相對于其他人的經(jīng)濟和社會地位的總體衡量[19]。長期以來，人們認(rèn)為社會信任對社會的經(jīng)濟發(fā)展和個體的行為具有重要且廣泛的影響[20]。羅伯特·帕特南[21]研究認(rèn)為社會信任會增加人力資本的積累和質(zhì)量的提升。蔡起華等[22]研究認(rèn)為社會信任會提高個體對社會活動的參與水平等，進而提高個人的社會經(jīng)濟地位。張雅欣等[23]實證研究結(jié)果證實，主觀社會地位與主觀幸福感呈現(xiàn)出顯著正向的相關(guān)關(guān)系。龍斧等[24]研究發(fā)現(xiàn)主客觀社會經(jīng)濟地位越高，人們的幸福感越強。陳志霞等[25]研究發(fā)現(xiàn)城市社會管理及其各項指標(biāo)滿意度對城市居民幸福指數(shù)具有顯著的正向作用。社會治理水平是居民幸福感的重要影響因素，在社會治理水平較好的國家，居民對自己的生活更加滿意[26]?；诖?，提出以下假設(shè)：

H6：社會信任對社會經(jīng)濟地位有正向影響；

H7：社會經(jīng)濟地位對城市居民幸福感有正向影響；

H8：社會經(jīng)濟地位在社會信任影響城市居民幸福感中存在中介效應(yīng)；

H9：社會治理滿意度對城市居民幸福感有正向影響；

H10：社會治理滿意度在社會網(wǎng)絡(luò)影響城市居民幸福感中存在中介效應(yīng)；

H11：社會治理滿意度在社會信任影響城市居民幸福感中存在中介效應(yīng)。

1.2 模型構(gòu)建

根據(jù)以上分析和假設(shè)，采用結(jié)構(gòu)方程模型研究社會資本、社會經(jīng)濟地位、社會治理滿意度與城市居民主觀幸福感之間的影響機制，使用軟件Mplus7建立相應(yīng)的結(jié)構(gòu)方程模型，分為結(jié)構(gòu)模型和測量模型[27]。結(jié)構(gòu)模型為：

城市居民主觀幸福感：

(1)

社會經(jīng)濟地位：

Y2=α21X1+γ21ξ1+γ22ξ2+ε2,

(2)

社會治理滿意度：

η=α1X1+γ1ξ1+γ2ξ2+ζ1。

(3)

在結(jié)構(gòu)方程模型中，根據(jù)是否可直接測量，變量可分為觀察變量和潛變量[28]，其中社會資本包括觀察變量社會網(wǎng)絡(luò)X1、潛在外因變量社會信任ξ1和社會規(guī)范ξ2。公式(1)中的Y1表示觀察變量城市居民主觀幸福感，η表示潛在內(nèi)因變量社會治理滿意度，Y2表示觀察變量社會經(jīng)濟地位，ε1、ε2表示測量誤差，其他參數(shù)為對應(yīng)系數(shù)或常數(shù)。社會資本對于社會經(jīng)濟地位、社會治理滿意度和城市居民主觀幸福感均有直接效應(yīng)(如公式(1)～(3)所示)，同時社會經(jīng)濟地位和社會治理滿意度對于主觀幸福感亦有直接效應(yīng)(如公式(1)所示)，因此，社會資本對于主觀幸福感的影響，除了具有直接效應(yīng)外，還具有間接效應(yīng)[29]。

測量模型為：

(4)

(5)

2 數(shù)據(jù)來源和模型評估

2.1 數(shù)據(jù)來源

中國社會綜合調(diào)查項目(Chinese General Social Survey，CGSS)是目前國內(nèi)研究社會問題的權(quán)威數(shù)據(jù)來源，其中的數(shù)據(jù)采用多階段分層概率抽樣的方法獲取。本研究選用CGSS2015數(shù)據(jù)集中的城市居民，刪除相關(guān)變量中包含“拒絕回答、不知道、不想回答”的樣本，最終保留樣本數(shù)為1877條。

2.2 模型評估

模型評估分為外在質(zhì)量評估和內(nèi)在結(jié)構(gòu)評估，外在質(zhì)量評估考察理論模型與實際數(shù)據(jù)的擬合程度，使用擬合指數(shù)來評估模型的擬合度[30]。Mplus7中，擬合指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)為：絕對適配度指數(shù)RMSEA<0.08，SRMR<0.05，增值適配度指數(shù)CFI>0.90，TLI>0.90。本文模型RMSEA=0.043，SRMR= 0.027，CFI=0.962，TLI=0.948，卡方/自由度=4.49，說明模型擬合度良好。

內(nèi)在結(jié)構(gòu)評估關(guān)注測量模型中觀察變量反映其對應(yīng)的潛變量的程度，通過信度與效度指標(biāo)體現(xiàn)，其中因素載荷須介于0.5至0.95之間，多元相關(guān)系數(shù)平方值R2表示觀察變量能被其潛變量解釋的程度，組合信度屬于內(nèi)部一致性指標(biāo)，潛變量的組合信度需在0.6以上。社會信任、社會規(guī)范和社會治理滿意度潛變量對應(yīng)的觀察變量的因素載荷、R2、組合信度和平均變異量抽取值A(chǔ)VE如表1所示。

表1 信度和效度檢驗Tab. 1 Reliability and validity test

由表1可知，潛變量社會信任、社會規(guī)范和社會治理滿意度均在0.1%顯著水平上通過了檢驗，說明潛變量與其對應(yīng)的觀察變量顯著正相關(guān)。社會信任潛變量中，加強與親戚、同事和交情不深的朋友的交往，能顯著提升社會信任度。其中“同事”因素載荷量為0.911，受到社會信任潛變量的影響最大，為83.1%?！坝H戚”因素載荷量為0.606，受到社會信任潛變量的影響為36.7%。“交情不深的朋友/相識”的因素載荷量為0.473，能被社會信任潛變量解釋的百分比為22.4%，相對來說，“同事”與“社會信任”的關(guān)系最強，“交情不深的朋友/相識”與“社會信任”的關(guān)系較微弱。

社會規(guī)范潛變量中，“不排隊購物/付款/辦事, 夾塞/插隊”因素載荷量為0.787，受到社會規(guī)范潛變量的影響最大，為62%。“不守信用”的因素載荷量為0.719，能被社會規(guī)范潛變量解釋的百分比為51.7%?！半S手扔垃圾”的因素載荷量為0.695，能被社會規(guī)范潛變量解釋的百分比為48.3%。相對來說，“不排隊購物/付款/辦事, 夾塞/插隊”與“社會規(guī)范”的關(guān)系最強，“隨手扔垃圾”與“社會規(guī)范”的關(guān)系較微弱。

社會治理潛變量中，提升對環(huán)境污染、城市建設(shè)、道路交通、社會治安、食品安全和市場秩序治理的滿意度，能顯著提高社會治理的滿意度。其中“城市建設(shè)”因素載荷量為0.765，受到社會治理潛變量的影響最大，為58.5%。“食品安全”的因素載荷量為0.542，能被社會治理潛變量解釋的百分比為29.3%，相對來說，“城市建設(shè)”與“社會治理”的關(guān)系最強，“食品安全”與“社會治理”的關(guān)系較微弱。

3 假設(shè)檢驗

3.1 結(jié)構(gòu)模型分析

結(jié)構(gòu)模型是變量間因果關(guān)系的說明，表2顯示了模型的擬合結(jié)果。其中第一列為結(jié)構(gòu)模型中的路徑名稱，第二列為標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)值，第三列為非標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)值，第四列為估計參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差，第五列為t檢驗的t值，此值如果大于1.96，表示達到0.05顯著水平。

表2 模型擬合結(jié)果Tab. 2 Model fitting results

由表2可知，社會資本對城市居民主觀幸福感的影響中，社會網(wǎng)絡(luò)對主觀幸福感的影響系數(shù)為0.051，且在5%顯著水平上顯著，即H1成立；社會信任對主觀幸福感的影響系數(shù)為0.093，且在1%顯著水平上顯著，因此H2成立；社會規(guī)范對主觀幸福感在1%顯著水平上的影響系數(shù)為-0.092，說明社會規(guī)范對主觀幸福感有抑制作用，因此H3不成立。由此可見，社會資本中社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任對主觀幸福感有正向影響；社會規(guī)范對主觀幸福感有負(fù)向影響，其原因可能是隨著文明化程度的提高，城市居民對于不文明或不規(guī)范的行為更為反感。一定程度上，主觀幸福感越強的人越不能容忍不排隊、不守信用和隨手扔垃圾等行為。因為人是社會生活的主體，個體的不文明行為(例如在馬路上亂扔垃圾、亂停車輛，隨地吐痰等)會直接影響到從馬路上經(jīng)過的城市居民的生存狀況和生活質(zhì)量等，從而影響到他們的主觀幸福感。社會資本對社會治理滿意度的影響中，社會網(wǎng)絡(luò)對社會治理滿意度的影響系數(shù)為0.071，且在1%顯著水平上顯著，因此H4成立；社會信任對社會治理滿意度在0.1%顯著水平上有正向影響，路徑系數(shù)為0.106，因此H5成立，說明社會網(wǎng)絡(luò)和社會信任都能顯著提高社會治理滿意度。社會資本對社會經(jīng)濟地位的影響中，社會信任對社會經(jīng)濟地位的影響系數(shù)為0.101，且在0.1%顯著水平上顯著，因此H6成立，說明社會信任成為取得高社會經(jīng)濟地位的基石。社會經(jīng)濟地位對主觀幸福感的影響系數(shù)為0.222，且在0.1%顯著水平上顯著，因此H7成立。社會治理滿意度對主觀幸福感的影響系數(shù)為0.114，且在0.1%顯著水平上顯著，因此H9成立。

3.2 中介效應(yīng)分析

社會經(jīng)濟地位、社會治理滿意度在結(jié)構(gòu)方程模型中的中介效應(yīng)如表3所示，其中鏈?zhǔn)蕉刂薪槭侵干鐣Y本→社會經(jīng)濟地位→社會治理滿意度→城市居民主觀幸福感路徑中的間接效應(yīng)。

由表3可知，社會資本→城市居民主觀幸福感通過社會經(jīng)濟地位中介的三條路徑中，社會信任和主觀幸福感在0.1%水平上具有顯著的間接效應(yīng)，為0.022，這說明社會經(jīng)濟地位在社會信任影響主觀幸福感中存在中介效應(yīng)，因此H8成立。社會網(wǎng)絡(luò)和主觀幸福感之間的間接效應(yīng)為0.005，社會規(guī)范和主觀幸福感之間的間接效應(yīng)為-0.011；社會資本→城市居民主觀幸福感通過社會治理滿意度中介的三條路徑中，社會網(wǎng)絡(luò)和主觀幸福感之間在5%水平上具有顯著的間接效應(yīng)，為0.008；社會信任和主觀幸福感之間在5%水平上具有顯著的間接效應(yīng)，為0.012，這說明社會治理滿意度在社會信任影響主觀幸福感中存在中介效應(yīng)，在社會網(wǎng)絡(luò)影響主觀幸福感中亦存在中介效應(yīng)，因此H10和H11成立。

表3 中介效應(yīng)Tab. 3 Mediating effect

4 結(jié)論和建議

通過實證分析，研究發(fā)現(xiàn):社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會經(jīng)濟地位和社會治理滿意度對城市居民主觀幸福感有正向影響，但社會規(guī)范對主觀幸福感有抑制作用；社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任和社會經(jīng)濟地位對社會治理滿意度有正向影響；社會信任對社會經(jīng)濟地位有正向影響；社會經(jīng)濟地位在社會信任影響主觀幸福感中具有中介效應(yīng)，社會治理滿意度在社會網(wǎng)絡(luò)影響主觀幸福感和社會信任影響主觀幸福感中具均有中介效應(yīng)。

為了提高城市居民的主觀幸福感，結(jié)合研究結(jié)果給出以下建議：首先，注重提高城市居民社會資本。對于政府來說，通過相關(guān)政策為居民的社會交往、鄰里互動和公共參與創(chuàng)造良好的條件，激發(fā)居民培育和發(fā)展個人社會資本的積極性和能動性；全面推進社會信用體系建設(shè)，健全基本文化服務(wù)體系，完善社區(qū)文化設(shè)施，創(chuàng)造有利于居民社會交往與娛樂活動的生活環(huán)境。對于個體來說，積極培育和發(fā)展自身的社會資本，擴容個人社會資本存量，構(gòu)建和諧友愛的人際關(guān)系，改變不文明習(xí)慣，培養(yǎng)健康的生活方式，拓展自己的生活邊界，積極參與多樣的文化項目和公益項目等社會活動。其次，注重提升城市居民社會經(jīng)濟地位。一要多措并舉提高城市居民的收入水平,二要緩解社會分層現(xiàn)象。進一步提高居民養(yǎng)老保險待遇水平的同時，建立公平的社會保障等資源的分配機制，著力縮小不同地區(qū)、不同單位類型的養(yǎng)老金收入差距，保障各類居民平等享受經(jīng)濟發(fā)展成果的機會，從制度層面緩解當(dāng)前的社會分層現(xiàn)象。最后，注重各級地方政府自身的質(zhì)量提升，不斷完善城市基本公共服務(wù)體系，提高城市社會治理水平,逐步健全社會公平保障體系，提高政務(wù)服務(wù)水平、提升政府辦事效率，增加包括安全、教育醫(yī)療、衛(wèi)生、環(huán)境、市政等社會性公共物品的供給。