基于结构方程模型的城市居民主观幸福感影响因素分析

兰 洋

(1.郑州大学 政治与公共管理学院，河南 郑州 450001；2.信阳师范学院 美术与设计学院，河南 信阳 464000)

0 引言

随着我国城镇化进程持续推进，城市人口异质化日益增强，传统的“熟人”社会结构被打破，人们的主观幸福感面临一定的“社会资本”约束。现实社会中城市居民会因其“社会资本”不能满足相关要求而放弃原本期望的目标，从而表现出较低的主观幸福感。除了不断提高城市居民的社会经济地位外，提高社会治理水平是促进公民福利和幸福感的一项关键措施[1]，因此通过社会治理提升居民主观幸福感也受到越来越多的关注。

近年来，对幸福感的研究主要集中在三个方面：一是中国人幸福感的年代变迁研究。徐映梅等[2]采用世界价值观调查数据(WVS)从长时间跨度描述了中国人幸福感的年代变化，结果显示进入21世纪后中国居民的主观幸福感呈上升趋势，但随着经济社会发展，中国社会也出现了一定程度的“收入-幸福”悖论。二是不同群体的幸福感的比较研究。李婷[3]基于CGSS数据探讨了不同年代出生群体的幸福感的年代变迁及差异影响因素。胡荣等[4]通过对中日韩三个国家跨体制、跨群体的比较分析，探究在区域发展不同的情况下居民主观幸福感的差异性以及造成差异性的原因。三是幸福感的影响因素研究，其中以对社会资本、经济因素、社会阶层、公共服务、社会公平的研究居多。孙良顺等[5]利用CGSS数据研究认为个体如果认为自己的社会经济地位显著高于周围的熟人或同龄人，其幸福感可能就越强。徐映梅等[2]利用世界价值观调查数据，分析近20年来中国居民主观幸福感变化，发现经济因素依然是影响居民幸福感的最重要因素。陈刚等[6]采用CGSS数据，评估了政府质量对居民幸福感的影响，种聪等[7]从政府质量角度研究表明，政府规模、政府效率、公共服务、官员是否腐败等因素显著影响了居民幸福感。

已有大量研究表明，社会资本、经济社会地位和社会治理满意度均对主观幸福感有正向影响，同时亦有研究证明社会资本对社会经济地位和社会治理满意度都有正向影响，如林南等[8]发现社会资本会从接触和动员嵌入其中的资源两个方面来增加社会地位获得的机会。但对社会资本是否能通过社会经济地位和社会治理满意度的中介作用影响城市居民主观幸福感，或者如何影响的研究相对欠缺，本研究以CGSS2015调查数据为研究样本，采用定量分析方法，研究社会资本对城市居民主观幸福感的影响及其是否通过社会经济地位和社会治理满意度的中介作用影响城市居民幸福感。

1 研究假设和模型构建

1.1 研究假设

社会资本体现的关联特征可以为个人或集体带来增值资源，罗伯特·帕特南[9]认为社会资本的特征集中表现为信任、规范和网络，这些特征就是测量社会资本的主要指标。主观幸福感指人们对他们生活的认知和情感的评价[10]，可以用来描述人们在复杂经验与情感背景下的决定带来的满足感，可以作为测度人类福祉的重要方式[11]。国内外学者普遍认可社会资本对居民主观幸福感有显著正向影响[12-16]。为追求稳定发展和高福祉，各个国家都比较重视社会资本的发展。城市社会治理满意度反映了居民对城市治理和公共服务水平满足其自身需求和心理期望的评价体验，同时也是衡量城市居民其社会信任水平以及对地方政府治理绩效、城市社会发展水平满意度的重要指标[17]。基于此，提出以下假设：

H1：社会网络对城市居民幸福感有正向影响；

H2：社会信任对城市居民幸福感有正向影响；

H3：社会规范对城市居民幸福感有正向影响；

H4：社会网络对社会治理满意度有正向影响；

H5：社会信任对社会治理满意度有正向影响。

社会信任通常是指个体对所在社会的大多数人的信任[18]。社会经济地位是指相对于其他人的经济和社会地位的总体衡量[19]。长期以来，人们认为社会信任对社会的经济发展和个体的行为具有重要且广泛的影响[20]。罗伯特·帕特南[21]研究认为社会信任会增加人力资本的积累和质量的提升。蔡起华等[22]研究认为社会信任会提高个体对社会活动的参与水平等，进而提高个人的社会经济地位。张雅欣等[23]实证研究结果证实，主观社会地位与主观幸福感呈现出显著正向的相关关系。龙斧等[24]研究发现主客观社会经济地位越高，人们的幸福感越强。陈志霞等[25]研究发现城市社会管理及其各项指标满意度对城市居民幸福指数具有显著的正向作用。社会治理水平是居民幸福感的重要影响因素，在社会治理水平较好的国家，居民对自己的生活更加满意[26]。基于此，提出以下假设：

H6：社会信任对社会经济地位有正向影响；

H7：社会经济地位对城市居民幸福感有正向影响；

H8：社会经济地位在社会信任影响城市居民幸福感中存在中介效应；

H9：社会治理满意度对城市居民幸福感有正向影响；

H10：社会治理满意度在社会网络影响城市居民幸福感中存在中介效应；

H11：社会治理满意度在社会信任影响城市居民幸福感中存在中介效应。

1.2 模型构建

根据以上分析和假设，采用结构方程模型研究社会资本、社会经济地位、社会治理满意度与城市居民主观幸福感之间的影响机制，使用软件Mplus7建立相应的结构方程模型，分为结构模型和测量模型[27]。结构模型为：

城市居民主观幸福感：

(1)

社会经济地位：

Y2=α21X1+γ21ξ1+γ22ξ2+ε2,

(2)

社会治理满意度：

η=α1X1+γ1ξ1+γ2ξ2+ζ1。

(3)

在结构方程模型中，根据是否可直接测量，变量可分为观察变量和潜变量[28]，其中社会资本包括观察变量社会网络X1、潜在外因变量社会信任ξ1和社会规范ξ2。公式(1)中的Y1表示观察变量城市居民主观幸福感，η表示潜在内因变量社会治理满意度，Y2表示观察变量社会经济地位，ε1、ε2表示测量误差，其他参数为对应系数或常数。社会资本对于社会经济地位、社会治理满意度和城市居民主观幸福感均有直接效应(如公式(1)～(3)所示)，同时社会经济地位和社会治理满意度对于主观幸福感亦有直接效应(如公式(1)所示)，因此，社会资本对于主观幸福感的影响，除了具有直接效应外，还具有间接效应[29]。

测量模型为：

(4)

(5)

2 数据来源和模型评估

2.1 数据来源

中国社会综合调查项目(Chinese General Social Survey，CGSS)是目前国内研究社会问题的权威数据来源，其中的数据采用多阶段分层概率抽样的方法获取。本研究选用CGSS2015数据集中的城市居民，删除相关变量中包含“拒绝回答、不知道、不想回答”的样本，最终保留样本数为1877条。

2.2 模型评估

模型评估分为外在质量评估和内在结构评估，外在质量评估考察理论模型与实际数据的拟合程度，使用拟合指数来评估模型的拟合度[30]。Mplus7中，拟合指数标准为：绝对适配度指数RMSEA<0.08，SRMR<0.05，增值适配度指数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，说明模型拟合度良好。

内在结构评估关注测量模型中观察变量反映其对应的潜变量的程度，通过信度与效度指标体现，其中因素载荷须介于0.5至0.95之间，多元相关系数平方值R2表示观察变量能被其潜变量解释的程度，组合信度属于内部一致性指标，潜变量的组合信度需在0.6以上。社会信任、社会规范和社会治理满意度潜变量对应的观察变量的因素载荷、R2、组合信度和平均变异量抽取值AVE如表1所示。

表1 信度和效度检验Tab. 1 Reliability and validity test

由表1可知，潜变量社会信任、社会规范和社会治理满意度均在0.1%显著水平上通过了检验，说明潜变量与其对应的观察变量显著正相关。社会信任潜变量中，加强与亲戚、同事和交情不深的朋友的交往，能显著提升社会信任度。其中“同事”因素载荷量为0.911，受到社会信任潜变量的影响最大，为83.1%。“亲戚”因素载荷量为0.606，受到社会信任潜变量的影响为36.7%。“交情不深的朋友/相识”的因素载荷量为0.473，能被社会信任潜变量解释的百分比为22.4%，相对来说，“同事”与“社会信任”的关系最强，“交情不深的朋友/相识”与“社会信任”的关系较微弱。

社会规范潜变量中，“不排队购物/付款/办事, 夹塞/插队”因素载荷量为0.787，受到社会规范潜变量的影响最大，为62%。“不守信用”的因素载荷量为0.719，能被社会规范潜变量解释的百分比为51.7%。“随手扔垃圾”的因素载荷量为0.695，能被社会规范潜变量解释的百分比为48.3%。相对来说，“不排队购物/付款/办事, 夹塞/插队”与“社会规范”的关系最强，“随手扔垃圾”与“社会规范”的关系较微弱。

社会治理潜变量中，提升对环境污染、城市建设、道路交通、社会治安、食品安全和市场秩序治理的满意度，能显著提高社会治理的满意度。其中“城市建设”因素载荷量为0.765，受到社会治理潜变量的影响最大，为58.5%。“食品安全”的因素载荷量为0.542，能被社会治理潜变量解释的百分比为29.3%，相对来说，“城市建设”与“社会治理”的关系最强，“食品安全”与“社会治理”的关系较微弱。

3 假设检验

3.1 结构模型分析

结构模型是变量间因果关系的说明，表2显示了模型的拟合结果。其中第一列为结构模型中的路径名称，第二列为标准化的回归系数值，第三列为非标准化的回归系数值，第四列为估计参数的标准误差，第五列为t检验的t值，此值如果大于1.96，表示达到0.05显著水平。

表2 模型拟合结果Tab. 2 Model fitting results

由表2可知，社会资本对城市居民主观幸福感的影响中，社会网络对主观幸福感的影响系数为0.051，且在5%显著水平上显著，即H1成立；社会信任对主观幸福感的影响系数为0.093，且在1%显著水平上显著，因此H2成立；社会规范对主观幸福感在1%显著水平上的影响系数为-0.092，说明社会规范对主观幸福感有抑制作用，因此H3不成立。由此可见，社会资本中社会网络、社会信任对主观幸福感有正向影响；社会规范对主观幸福感有负向影响，其原因可能是随着文明化程度的提高，城市居民对于不文明或不规范的行为更为反感。一定程度上，主观幸福感越强的人越不能容忍不排队、不守信用和随手扔垃圾等行为。因为人是社会生活的主体，个体的不文明行为(例如在马路上乱扔垃圾、乱停车辆，随地吐痰等)会直接影响到从马路上经过的城市居民的生存状况和生活质量等，从而影响到他们的主观幸福感。社会资本对社会治理满意度的影响中，社会网络对社会治理满意度的影响系数为0.071，且在1%显著水平上显著，因此H4成立；社会信任对社会治理满意度在0.1%显著水平上有正向影响，路径系数为0.106，因此H5成立，说明社会网络和社会信任都能显著提高社会治理满意度。社会资本对社会经济地位的影响中，社会信任对社会经济地位的影响系数为0.101，且在0.1%显著水平上显著，因此H6成立，说明社会信任成为取得高社会经济地位的基石。社会经济地位对主观幸福感的影响系数为0.222，且在0.1%显著水平上显著，因此H7成立。社会治理满意度对主观幸福感的影响系数为0.114，且在0.1%显著水平上显著，因此H9成立。

3.2 中介效应分析

社会经济地位、社会治理满意度在结构方程模型中的中介效应如表3所示，其中链式二重中介是指社会资本→社会经济地位→社会治理满意度→城市居民主观幸福感路径中的间接效应。

由表3可知，社会资本→城市居民主观幸福感通过社会经济地位中介的三条路径中，社会信任和主观幸福感在0.1%水平上具有显著的间接效应，为0.022，这说明社会经济地位在社会信任影响主观幸福感中存在中介效应，因此H8成立。社会网络和主观幸福感之间的间接效应为0.005，社会规范和主观幸福感之间的间接效应为-0.011；社会资本→城市居民主观幸福感通过社会治理满意度中介的三条路径中，社会网络和主观幸福感之间在5%水平上具有显著的间接效应，为0.008；社会信任和主观幸福感之间在5%水平上具有显著的间接效应，为0.012，这说明社会治理满意度在社会信任影响主观幸福感中存在中介效应，在社会网络影响主观幸福感中亦存在中介效应，因此H10和H11成立。

表3 中介效应Tab. 3 Mediating effect

4 结论和建议

通过实证分析，研究发现:社会网络、社会信任、社会经济地位和社会治理满意度对城市居民主观幸福感有正向影响，但社会规范对主观幸福感有抑制作用；社会网络、社会信任和社会经济地位对社会治理满意度有正向影响；社会信任对社会经济地位有正向影响；社会经济地位在社会信任影响主观幸福感中具有中介效应，社会治理满意度在社会网络影响主观幸福感和社会信任影响主观幸福感中具均有中介效应。

为了提高城市居民的主观幸福感，结合研究结果给出以下建议：首先，注重提高城市居民社会资本。对于政府来说，通过相关政策为居民的社会交往、邻里互动和公共参与创造良好的条件，激发居民培育和发展个人社会资本的积极性和能动性；全面推进社会信用体系建设，健全基本文化服务体系，完善社区文化设施，创造有利于居民社会交往与娱乐活动的生活环境。对于个体来说，积极培育和发展自身的社会资本，扩容个人社会资本存量，构建和谐友爱的人际关系，改变不文明习惯，培养健康的生活方式，拓展自己的生活边界，积极参与多样的文化项目和公益项目等社会活动。其次，注重提升城市居民社会经济地位。一要多措并举提高城市居民的收入水平,二要缓解社会分层现象。进一步提高居民养老保险待遇水平的同时，建立公平的社会保障等资源的分配机制，着力缩小不同地区、不同单位类型的养老金收入差距，保障各类居民平等享受经济发展成果的机会，从制度层面缓解当前的社会分层现象。最后，注重各级地方政府自身的质量提升，不断完善城市基本公共服务体系，提高城市社会治理水平,逐步健全社会公平保障体系，提高政务服务水平、提升政府办事效率，增加包括安全、教育医疗、卫生、环境、市政等社会性公共物品的供给。