基于結(jié)構(gòu)方程模型的城市居民主觀幸福感影響因素分析

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(yáng)師范學(xué)院 美術(shù)與設(shè)計(jì)學(xué)院，河南 信陽(yáng) 464000)

0 引言

隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程持續(xù)推進(jìn)，城市人口異質(zhì)化日益增強(qiáng)，傳統(tǒng)的“熟人”社會(huì)結(jié)構(gòu)被打破，人們的主觀幸福感面臨一定的“社會(huì)資本”約束?，F(xiàn)實(shí)社會(huì)中城市居民會(huì)因其“社會(huì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位外，提高社會(huì)治理水平是促進(jìn)公民福利和幸福感的一項(xiàng)關(guān)鍵措施[1]，因此通過社會(huì)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(duì)幸福感的研究主要集中在三個(gè)方面：一是中國(guó)人幸福感的年代變遷研究。徐映梅等[2]采用世界價(jià)值觀調(diào)查數(shù)據(jù)(WVS)從長(zhǎng)時(shí)間跨度描述了中國(guó)人幸福感的年代變化，結(jié)果顯示進(jìn)入21世紀(jì)后中國(guó)居民的主觀幸福感呈上升趨勢(shì)，但隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，中國(guó)社會(huì)也出現(xiàn)了一定程度的“收入-幸福”悖論。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(duì)中日韓三個(gè)國(guó)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(duì)社會(huì)資本、經(jīng)濟(jì)因素、社會(huì)階層、公共服務(wù)、社會(huì)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(gè)體如果認(rèn)為自己的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位顯著高于周圍的熟人或同齡人，其幸福感可能就越強(qiáng)。徐映梅等[2]利用世界價(jià)值觀調(diào)查數(shù)據(jù)，分析近20年來中國(guó)居民主觀幸福感變化，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)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(píng)估了政府質(zhì)量對(duì)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(huì)資本、經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位和社會(huì)治理滿意度均對(duì)主觀幸福感有正向影響，同時(shí)亦有研究證明社會(huì)資本對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和社會(huì)治理滿意度都有正向影響，如林南等[8]發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本會(huì)從接觸和動(dòng)員嵌入其中的資源兩個(gè)方面來增加社會(huì)地位獲得的機(jī)會(huì)。但對(duì)社會(huì)資本是否能通過社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和社會(huì)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(duì)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(huì)資本對(duì)城市居民主觀幸福感的影響及其是否通過社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和社會(huì)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(huì)資本體現(xiàn)的關(guān)聯(lián)特征可以為個(gè)人或集體帶來增值資源，羅伯特·帕特南[9]認(rèn)為社會(huì)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(cè)量社會(huì)資本的主要指標(biāo)。主觀幸福感指人們對(duì)他們生活的認(rèn)知和情感的評(píng)價(jià)[10]，可以用來描述人們?cè)趶?fù)雜經(jīng)驗(yàn)與情感背景下的決定帶來的滿足感，可以作為測(cè)度人類福祉的重要方式[11]。國(guó)內(nèi)外學(xué)者普遍認(rèn)可社會(huì)資本對(duì)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(gè)國(guó)家都比較重視社會(huì)資本的發(fā)展。城市社會(huì)治理滿意度反映了居民對(duì)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(píng)價(jià)體驗(yàn)，同時(shí)也是衡量城市居民其社會(huì)信任水平以及對(duì)地方政府治理績(jī)效、城市社會(huì)發(fā)展水平滿意度的重要指標(biāo)[17]?；诖?，提出以下假設(shè)：

H1：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)城市居民幸福感有正向影響；

H2：社會(huì)信任對(duì)城市居民幸福感有正向影響；

H3：社會(huì)規(guī)范對(duì)城市居民幸福感有正向影響；

H4：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)社會(huì)治理滿意度有正向影響；

H5：社會(huì)信任對(duì)社會(huì)治理滿意度有正向影響。

社會(huì)信任通常是指?jìng)€(gè)體對(duì)所在社會(huì)的大多數(shù)人的信任[18]。社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是指相對(duì)于其他人的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)地位的總體衡量[19]。長(zhǎng)期以來，人們認(rèn)為社會(huì)信任對(duì)社會(huì)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和個(gè)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(huì)信任會(huì)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(huì)信任會(huì)提高個(gè)體對(duì)社會(huì)活動(dòng)的參與水平等，進(jìn)而提高個(gè)人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。張雅欣等[23]實(shí)證研究結(jié)果證實(shí)，主觀社會(huì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，人們的幸福感越強(qiáng)。陳志霞等[25]研究發(fā)現(xiàn)城市社會(huì)管理及其各項(xiàng)指標(biāo)滿意度對(duì)城市居民幸福指數(shù)具有顯著的正向作用。社會(huì)治理水平是居民幸福感的重要影響因素，在社會(huì)治理水平較好的國(guó)家，居民對(duì)自己的生活更加滿意[26]?；诖?，提出以下假設(shè)：

H6：社會(huì)信任對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位有正向影響；

H7：社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)城市居民幸福感有正向影響；

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

H9：社會(huì)治理滿意度對(duì)城市居民幸福感有正向影響；

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

H11：社會(huì)治理滿意度在社會(huì)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(huì)資本、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、社會(huì)治理滿意度與城市居民主觀幸福感之間的影響機(jī)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(cè)量模型[27]。結(jié)構(gòu)模型為：

城市居民主觀幸福感：

(1)

社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位：

Y2=α21X1+γ21ξ1+γ22ξ2+ε2,

(2)

社會(huì)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(cè)量，變量可分為觀察變量和潛變量[28]，其中社會(huì)資本包括觀察變量社會(huì)網(wǎng)絡(luò)X1、潛在外因變量社會(huì)信任ξ1和社會(huì)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(huì)治理滿意度，Y2表示觀察變量社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，ε1、ε2表示測(cè)量誤差，其他參數(shù)為對(duì)應(yīng)系數(shù)或常數(shù)。社會(huì)資本對(duì)于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、社會(huì)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(shí)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和社會(huì)治理滿意度對(duì)于主觀幸福感亦有直接效應(yīng)(如公式(1)所示)，因此，社會(huì)資本對(duì)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(cè)量模型為：

(4)

(5)

2 數(shù)據(jù)來源和模型評(píng)估

2.1 數(shù)據(jù)來源

中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查項(xiàng)目(Chinese General Social Survey，CGSS)是目前國(guó)內(nèi)研究社會(huì)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(píng)估

模型評(píng)估分為外在質(zhì)量評(píng)估和內(nèi)在結(jié)構(gòu)評(píng)估，外在質(zhì)量評(píng)估考察理論模型與實(shí)際數(shù)據(jù)的擬合程度，使用擬合指數(shù)來評(píng)估模型的擬合度[30]。Mplus7中，擬合指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)為：絕對(duì)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(píng)估關(guān)注測(cè)量模型中觀察變量反映其對(duì)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(huì)信任、社會(huì)規(guī)范和社會(huì)治理滿意度潛變量對(duì)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(yàn)Tab. 1 Reliability and validity test

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

社會(huì)規(guī)范潛變量中，“不排隊(duì)購(gòu)物/付款/辦事, 夾塞/插隊(duì)”因素載荷量為0.787，受到社會(huì)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(huì)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(huì)規(guī)范潛變量解釋的百分比為48.3%。相對(duì)來說，“不排隊(duì)購(gòu)物/付款/辦事, 夾塞/插隊(duì)”與“社會(huì)規(guī)范”的關(guān)系最強(qiáng)，“隨手扔垃圾”與“社會(huì)規(guī)范”的關(guān)系較微弱。

社會(huì)治理潛變量中，提升對(duì)環(huán)境污染、城市建設(shè)、道路交通、社會(huì)治安、食品安全和市場(chǎng)秩序治理的滿意度，能顯著提高社會(huì)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(huì)治理潛變量的影響最大，為58.5%?！笆称钒踩钡囊蛩剌d荷量為0.542，能被社會(huì)治理潛變量解釋的百分比為29.3%，相對(duì)來說，“城市建設(shè)”與“社會(huì)治理”的關(guān)系最強(qiáng)，“食品安全”與“社會(huì)治理”的關(guān)系較微弱。

3 假設(shè)檢驗(yàn)

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(jì)參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差，第五列為t檢驗(yàn)的t值，此值如果大于1.96，表示達(dá)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(huì)資本對(duì)城市居民主觀幸福感的影響中，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)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(huì)信任對(duì)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(huì)規(guī)范對(duì)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(huì)規(guī)范對(duì)主觀幸福感有抑制作用，因此H3不成立。由此可見，社會(huì)資本中社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任對(duì)主觀幸福感有正向影響；社會(huì)規(guī)范對(duì)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(duì)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(qiáng)的人越不能容忍不排隊(duì)、不守信用和隨手扔垃圾等行為。因?yàn)槿耸巧鐣?huì)生活的主體，個(gè)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(huì)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(huì)資本對(duì)社會(huì)治理滿意度的影響中，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)社會(huì)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(huì)信任對(duì)社會(huì)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(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任都能顯著提高社會(huì)治理滿意度。社會(huì)資本對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響中，社會(huì)信任對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(huì)信任成為取得高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的基石。社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)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(huì)治理滿意度對(duì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位、社會(huì)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?huì)資本→社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位→社會(huì)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(huì)資本→城市居民主觀幸福感通過社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位中介的三條路徑中，社會(huì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位在社會(huì)信任影響主觀幸福感中存在中介效應(yīng)，因此H8成立。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和主觀幸福感之間的間接效應(yīng)為0.005，社會(huì)規(guī)范和主觀幸福感之間的間接效應(yīng)為-0.011；社會(huì)資本→城市居民主觀幸福感通過社會(huì)治理滿意度中介的三條路徑中，社會(huì)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(huì)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(huì)治理滿意度在社會(huì)信任影響主觀幸福感中存在中介效應(yīng)，在社會(huì)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(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn):社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和社會(huì)治理滿意度對(duì)城市居民主觀幸福感有正向影響，但社會(huì)規(guī)范對(duì)主觀幸福感有抑制作用；社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)社會(huì)治理滿意度有正向影響；社會(huì)信任對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位有正向影響；社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在社會(huì)信任影響主觀幸福感中具有中介效應(yīng)，社會(huì)治理滿意度在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響主觀幸福感和社會(huì)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(huì)資本。對(duì)于政府來說，通過相關(guān)政策為居民的社會(huì)交往、鄰里互動(dòng)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(gè)人社會(huì)資本的積極性和能動(dòng)性；全面推進(jìn)社會(huì)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(huì)交往與娛樂活動(dòng)的生活環(huán)境。對(duì)于個(gè)體來說，積極培育和發(fā)展自身的社會(huì)資本，擴(kuò)容個(gè)人社會(huì)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(xiàng)目和公益項(xiàng)目等社會(huì)活動(dòng)。其次，注重提升城市居民社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(huì)分層現(xiàn)象。進(jìn)一步提高居民養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的同時(shí)，建立公平的社會(huì)保障等資源的分配機(jī)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(jì)發(fā)展成果的機(jī)會(huì)，從制度層面緩解當(dāng)前的社會(huì)分層現(xiàn)象。最后，注重各級(jí)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(huì)治理水平,逐步健全社會(huì)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(huì)性公共物品的供給。