社会支持与农村家政工人生活满意度关系的实证研究

徐庆振 李 彬

[内容提要] 家庭服务业是农村劳动力有序向城镇转移的重要一环,家政兴农计划推进也是城乡双向循环的转化体现,农村家政工人作为参与主体,其生活满意度既是关乎城镇劳动力输出的核心问题,同时也是关系到县域乡村振兴辨析的基础。本研究综合多个量表对375名家政工人进行了实际调查,利用探索性因子分析相关,建立中介模型来分析社会支持网络构建中家政工人城市生活满意度的影响因素,分析社会支持与生活满意度两者之间的关系与影响路径,对乡村振兴建设的制度化领域研究提供相关对策。研究表明,农村家政工人的生活满意度受部分人口学因素干预;社会支持与生活满意度之间存在显著正向相关,即社会支持水平越高,个体生活满意度越高;工作投入在社会支持与生活满意度之间发挥中介作用。未来农村劳动力转移就业及支持政策的制定要适度包容低技能服务行业,加强精细化管理,注重民间社会组织力量的协调作用,有效助力政府建立建全多层次、全方位的社会支持系统。

一、引言

我国城乡统筹发展与实现乡村振兴以城镇化作为重要动力,而缩小城乡差距的关键就在于促进农村劳动力的转移。[1]改革开放以来,随着国家及区域经济的快速发展,我国大量农村劳动力涌入城市,寻找非农就业机会,而且农村劳动力转移的规模保持快速增长的势头。长期以来,我国农村劳动力的转移主要指职业的转移,即农业产业转移向非农业产业,目前我国农村劳动力转移的产业主要分布在第二、三产业。同时,随着城市生活水平逐步提高,二胎政策、老龄化社会以及消费升级为去向的生活模式导致城市居民的消费需求也呈现较高增长态势,服务业成为吸纳农村劳动力的重要行业之一。[2]

近年来,我国家政服务业迅猛发展,市场规模庞大,并保持20%左右的增速。据商务部服贸司数据显示,2019年我国家政服务业市场规模达到6974亿元,从业人员总量高达3156万人,约占全国就业总量的4%,占第三产业就业总量的9%。家政服务行业吸纳就业人数稳步增长,区别于其他行业的门槛与技能要求,家政服务行业拓宽了农村剩余劳动力的就业途径,成为生活性服务业的重要组成部分,在促进农村劳动力转移就业上发挥着重要作用。贫困偏远地区的农村妇女通过个人关系介绍、企业培训或妇联部门帮扶等进城从事家政服务工作成为劳动力转移的主要方式,从业门槛较低使农村女性更易进入劳动力市场,既解决了城市女性工作与家庭无法兼顾的忧虑,也创造了更多的女性就业岗位。况且农村女性摆脱了传统农业,有机会得到更多平等参与家庭与社会事务的机会,挖掘了从业者人力资本、扩展了其社会网络,并且由于受城市生活方式、人际交往和价值观念的影响,发展并塑造了现代性观念[3,4],促进了女性家庭地位的提升。

2012年至今,我国异地劳动力转移逐渐减少,就地非农化转移的比例增加,县域经济成为吸纳农村转移劳动力的主体[5]。家政服务业在县域内农村劳动力就业上发挥着至关重要的作用,家政工人的县域流动可使其非农就业与在家农业就业相结合,家政服务市场的下沉可加快县域家政服务的发展,进一步促进城乡产业融合与县域经济的增长。2021年10月,为有效提升家政服务业吸纳农村劳动力就业成效,巩固家政扶贫成果,商务部等14部门研究制定了《家政兴农行动计划(2021-2025年)》[6]。未来会有更多的农村留守妇女进城务工,我们也将面临更多的家政工人群体的城市生活问题。

从城市融入进程来看,家政服务业现有的行业经营策略、家政工人自身较低的教育背景以及弱势的社会经济地位令家政工人难以在此过程中获得相对有利的职业发展机会,非正式就业的性质无法形成法律雇佣关系,因而缺乏相应权益保护、职业福利保障等相关物质性支持。[7]而且进城农民工多依赖于亲缘、地缘等初级社会关系(亲戚、邻居、老乡等)获取资源、信息、解决困难等来融入城市,但脱离乡村的“人情社会”,现存狭窄、高同质性的社会关系也造成了当前个人的情感与信息支持不足的缺陷。职业的特殊性、农民工割裂的社会关系等环境压力在一定程度阻碍了家政工人获取稳定的社会支持,从而影响工人的心理状态,这可能导致其较低的城市生活满意度。[8]

生活满意度是个体对持续一定时期的生活状况总体性的认知评估,它通常反映了个体自身状况的心理体验,是衡量人们社会生活质量水平和心理健康的重要指标。而来自朋友、家庭、社区等社会网络的精神或物质上的支持可以提高个体的社会适应性,良好的社会支持有利于身心健康。工作投入是一种积极、充实、与工作相关的心理状态,体现了工作中的高能量水平和强烈的认同感,工作倦怠则具有相反的情绪特征。[9]2因此,了解农村家政工人脱离“乡土”社会网络进城后的社会支持水平,分析其环境压力下的工作应对表现,研究影响家政工人的生活满意度的限制因素关系到家庭服务业的健康发展,对促进农村剩余女性劳动力有序、平稳、持续地向城镇转移,推进农民工城市融入以及助力县域乡村振兴具有一定的借鉴意义。

二、文献回顾与假设

(一)社会支持的内涵

尽管近年来人们对社会支持的研究很多,但对于社会支持的定义还存在较多分歧。例如Sarason等人[10]认为社会支持是个体对期望得到或能够得到的外界支持的感知。Cullen[11]则认为社会支持是个体从社区、社会网络或亲戚朋友那里得到的物质或精神帮助。而我国学者黄希庭(2001)[12]认为社会支持指伴侣、朋友、同时和家庭成员在精神上或物质上对个人的支持和援助。

Cohen和Wills(1985)[13]用“主效应模型”和“压力缓冲模型”来解释社会支持和幸福感之间的积极联系。按照他的观点,社会网络可以看做社会支持的结构性方面(网络关系、社会互动、地位支持等),它主要指社会关系的存在、数量或密度。而社会支持的功能性方面包括情感支持、信息支持、工具性支持等,是使用这些网络关系的实际功能支持。根据文献研究,社会形成的基础是社会互动,个体在社会互动中形成各种社会关系,构成社会网络。因此,社会支持是嵌入社会网络中的,通过社会网络来摄取社会资源,从而寻求物质或精神上的支持。

(二)社会支持与生活满意度

格兰若维特的“弱关系优势理论”、边燕杰“强关系”假说以及林南等人的社会资本理论都表明了社会网络作为人情资源优势在个人社会生活中发挥的作用。以往关于流动人群研究中众多学者肯定了社会网络与农村劳动力转移的相关性。多数学者认为,社会网络会为农民工提供资源、信息获取、解决困难等融入城市的途径,以增强城市文化认同与归属感,促进农村劳动力非农化转移,提高城市融入意愿等。[14-16]而部分学者发现农民工初始社会支持网络无法实现资源增殖而逐渐“内卷”,阻碍社交活动外延,增加了城市冷漠与疏离感。[17,18]国外也有文献表明个人社会关系如何为移民(包括家政工人)创造就业机会,社会关系在家务劳动领域充当着求职的主渠道,对于确保获得更高的工资和更好工作条件具有重要意义。[19,20]

社会支持与心理健康之间存在联系最早可以追溯到迪尔凯姆[21]关于“失范性自杀”的研究。迪尔凯姆认为,当人们在社会动荡或社会转型时期失去原有社会的道德理念和价值原则支持时,失范性自杀就会较常出现。社会网络较小,所建立的社会亲密关系就少,得到的社会支持不充分,就会对个人的心理健康形成挑战。现在大多数学者都同意社会支持对心理健康和个人幸福度具有正面的影响。[22,23]

魏孟等[24]分析了新生代农民工领悟社会支持与生活满意度之间的关系,证明领悟社会支持可以正向预测新生代农民工的生活满意度。杨美荣等人[25]分析了煤矿伤工的社会支持和生活满意度状况后认为积极的社会支持可提升个体的生活满意度。Leung和Tang[26]调查了对香港外来家政工人这一特殊群体,表明感悟社会支持可以提升迁移过程中的生活满意度。同样,Brian J.Hall[27]以中国澳门临时女性菲律宾家庭佣工为研究样本,探讨其健康状况不良的工作条件和危险因素对其健康和幸福的影响,验证了高质量社会支持和同伴社会网络的缺乏加剧了这些状况。

(三)生活满意度的其他影响因素

目前,有关农民工生活满意度的研究成果不断丰富,国内外以往观点均指出,生活满意度是多种因素共同作用的结果。比如,社会人口学因素,徐浙宁[28]通过研究发现户籍、年龄、收入、婚姻状况等微观变量作用于个人的生活满意度。宋丽娜[29]依据中国城市调查数据,认为除了失业、收入、婚姻、性别、健康状况和年龄等因素可以决定中国城市居民生活满意度,党员身份和政治参与度均能提升人们的生活满意度。另外,一些实证研究结果也表明心理资本对生活满意度评价的统计显著性。Rew等人[30]认为乐观的积极属性对生活满意度有更高的解释力。井力加[31]则验证了减缓孤独情绪会提高个体的生活满意度。另外,Hakanen和Schaufeli[32]通过7年纵向研究表明工作投入与生活满意度正相关,可以影响个体整体幸福感。董浩[9]44也认为员工工作投入能够正向影响个体幸福感的水平。周迎楠[33]分析了农民工的心理特征后发现工作倦怠在农民工的城市适应与生活满意度之间起中介作用。

综上所述,研究农民工生活满意度的影响因素,要在关注社会人口学因素的同时,更要考虑人与外部情景的互动,探究社会资本、心理因素及更多其他重要预测变量的作用。而社会支持对生活满意度除了存在显著的直接关联性外,也可能通过一些内部因素间接影响个体的生活满意度。换句话,工人的工作不稳定感等状况都是受到外部环境的影响,应对策略在整个过程中起到重要作用,而个人如何回应是由前因变量个人特征、社会环境等决定的,应对策略的选择也会有对应的结果变量,比如工作满意度、离职意向等。[34]

(四)研究假设

本研究以生活满意度作为整个家政工人迁移过程中的结果变量,工作的积极投入抑或职业倦怠是个人的应对策略,而人口学因素及社会支持水平是个人特征与社会环境因素的具体化变量。并尝试提出以下假设:

H1:社会人口学变量的差异会引起社会支持与生活满意度上的变化

H2:不同水平的社会支持在生活满意度上表现存在差异,且社会支持与生活满意度之间存在显著的正向相关

H3:工作投入、工作倦怠在社会支持与生活满意度之间发挥中介作用

三、方法与数据

(一)数据来源

本研究数据来自于对山东省J市Y家政服务公司的357家政工人的实际调查数据。Y公司是全国家政服务业国家级标准化示范单位,在培训、安置就业、服务家庭与引领发展上具有突出贡献,选择其员工作为调查样本极具行业代表性。为避免同一地区因公司管理等因素导致样本同质性太高,又以L市的子公司作为补充样本,在确保样本质量的同时保持了差异性。笔者在查阅相关文献和评价量表后,初步设计了一份在线结构化问卷,预调查后对其修改形成最终问卷。采取整体随机抽样的方式进行为期7天问卷数据收集,共收集问卷380份,并对原始数据进行检查筛除,条件如下:

1.挑选出农村进城家政工人,主要包括户籍仍在农村,年内居住在城镇地域内从事家政服务的劳动者。

2.剔除男性工人样本,因为男性家政工人仅占总样本的1%;

3.填写不合格(关键变量存在缺失值的样本即视为不合格)。

共得到有效问卷357份,回收有效率93.9%。在有效样本中,基本上为已婚人士,35岁以上居多(占比95%以上),教育水平普遍偏低,初中学历超过半数(64.7%),68.3%的工人从业年限不超过7年,平均月收入偏低,多数在5000元以下。

(二)测量工具

一般人口学资料调查表自行设计,基本信息包括性别、年龄、户口类型、教育程度、婚姻状况、职业工种、从业年限、月收入共8项。

社会支持程度采用以肖水源[35]社会支持评定量表(SSRS)为基础,该量表包括客观支持 (3条)、主观支持 (4条 )和对社会支持的利用度( 3条 )等三个维度。本研究针对家政工人的群体特征进行了适当调整,将客观支持题条目选项进行了修改,并加注重工作支持的倾向。本量表的测量采取各题项得分的加和,得分越高代表社会支持程度越高,使用此量表的Cronbach＇s α系数为0.766。

工作投入的测量采用Schaufeli,Bakker和Salanova[36]对Utrecht工作投入量表(UWES)进行缩减后的UWES-9版本,即只有 9道题的简版量表。所有的测量都是按 Likert式7点量表计分方式,本量表的Cronbach＇sα系数为0.894。工作倦怠的定量测量采用Maslach和Schaufeli[37]等人对工作倦怠问卷(MBI)再次进行改形成的MBI-GS版本(工作倦怠量表-生活服务版),此量表不单单指向“受助者”及“学生”,应用范围更广泛,更具适用性。Cron-bach＇s α系数为0.814。

Diener等人[38]编制的生活满意度量表是测量生活满意度有效而可靠的工具,我们使用的是由我国学者熊承清和许远理[39]译制的生活满意度量表(中文版),该量表由5个题项组成,采用7点计分法,Cronbach＇s α系数为0.844。

本研究通过整合以上量表,得到验证社会支持与生活满意度的相关的评价方法,并采用因子分析的方法来检验问卷数据的结构效度。使用KMO和Bartlett检验进行效度验证,KMO值为0.859>0.8,从侧面反应出效度很好,研究数据非常适合因子分析。

(三)研究方法

本研究采用SPSS24.0统计软件进行统计分析。首先,采用探索性分析方法检验量表数据的分布和方差同质性。采用 Harman单因子法检验共同方法偏差,结果表明,因子的变异解释量为26.95%,小于临界标准值40%,证明本研究不存在共同方法偏差方面的问题。如果数据为正态分布或均质分布,则采用t检验或方差分析(anova)来检验不同组间的评分差异。其次,采用皮尔逊相关分析方法分析社会支持、工作投入和生活满意度之间的相关性。采用 SPSSAU构建中介模型,Bootstrap抽样检验法分析了中介问题,p<0.05被认为是“有统计学意义”。

四、分析结果

(一)按人口统计学特征进行的社会支持、工作投入与生活满意度的比较

表1显示了年龄、教育水平、婚姻等人口学因素在社会支持、工作投入与生活满意度上得分的平均值和标准差。年龄分组上,除最小和最大年龄外,生活满意度得分均值逐渐升高,意味着年纪越大,生活满意度越高。55岁以上群体生活满意度突然降低(4.90±1.65),这可能与其临退或离退休情况有关[40]。教育水平在工作投入上表现出差异性,但得分均值相对比较分散,并没有因更高教育经历而产生更积极的工作投入。而婚姻状态上,已婚同居的群体在社会支持上得分均值为31.81,在工作投入上为6.61,生活满意度上为5.20,且为各项最高,这就意味着婚姻关系越稳定,社会支持、工作投入与生活满意度的获得感更高。另外,多数人口学变量并没有在各项的得分上表现出预期差异性。

表1 人口学因素在各项得分的平均值与标准差

(二)不同社会支持组间生活满意度比较

根据社会支持评分,对社会支持进行正态性检验,平均值得分31.266,我们将调查样本分为高水平与低水平两组,得分小于31分的受访者属于低水平社会支持小组,得分大于或等于31分的调查样本属于高水平社会支持小组。结果显示(见表2),工作投入量表(χ2= 248.959,p=0.001<0.01),生活满意度量表(χ2=328.155, p=0.000<0.01)。因此,工作投入、生活满意度水平在不同支持小组中存在明显差异。

(三)社会支持与工作投入、工作倦怠及生活满意度的相关分析

采用皮尔逊相关分析方法,进一步探讨社会支持、工作投入与生活满意度各个维度之间的相关性,分析结果如表3所示。

社会支持与工作投入之间的相关系数值为0.224,与生活满意度之间的相关系数0.304,并且呈现出0.01水平的显著性,说明社会支持与工作投入、生活满意度之间有着显著的正向相关性。而工作投入与生活满意度的相关系数值为0.179,并且呈现出0.01水平的显著性,说明工作投入与生活满意度之间也呈现正相关。

而工作倦怠与社会支持与工作投入之间呈现0.01水平上的显著负相关(相关系数为-0.191,-0.160),而与生活满意度之间相关系数为-0.129,存在0.05水平的弱性负相关。

表2 社会支持组的方差分析

(四)工作投入在社会支持与生活满意度之间的中介效应

使用SPSSAU程序,控制年龄、教育水平、婚姻状态、从业年限等人口学变量,把生活满意度作为因变量,把社会支持作为自变量,分析工作投入、工作倦怠在其中是否发挥中介作用。结果显示:社会支持对生活满意度有显著正作用,加入工作投入与工作倦怠时社会支持对生活满意度的直接影响仍然显著,证明两个变量在社会支持与生活满意度之间起到中介作用(如图1和表4)。

使用Bootstrap抽样检验法进行中介效应路径研究,抽样次数为5000次,中介效应的分析结果表明:工作投入与工作倦怠在社会支持与生活满意度之间起到中介作用,中介效应值0.008,占社会支持与生活满意度总效应的12.3%。

由表5可以看出中介效应由两条条路径产生间接效应:通过社会支持—工作投入—生活满意度产生间接效应 1(0.005);社会支持—工作倦怠—生活满意度产生间接效应 2(0.002),但是中介效应不显著。

图1 影响路径图

表4 中介效应分析

表5 模型结果

五、讨论

研究发现,农村家政工人的生活满意度受部分人口学因素、社会支持及心理情绪等多种因素影响。社会支持与生活满意度呈显著正相关,即社会支持水平越高,生活满意度越高。高水平的社会支持可对家政工人的工作投入产生积极促进作用,从而提高工人的生活满意度。社会支持在直接影响家政工人生活满意度的同时,还可以通过干预工作投入积极性而间接预测生活满意度状况。

(一)农村进城家政工人的生活满意度受部分人口学因素干预

年龄、教育水平、婚姻等人口学因素对农村进城家政工人的生活满意度及社会支持等相关变量存在明显影响。首先,研究探讨了人口学因素在社会支持、工作投入、工作倦怠与生活满意度表现上的差异。年龄在生活满意度上存在差异,年龄越大生活满意度越高,说明年龄会影响个人的生活满意度自评,它对生活满意度的正向作用超过了负向作用,而这种积极作用是由年龄成熟作用导致的。[41]教育水平在工作投入上有着差异,教育水平越高的工人工作投入得分越高,可能说明高学历工人更容易投入工作,因为他们的期望更高,对失业更反感,所以会在工作中更加努力。[42]婚姻状态在社会支持、工作投入、生活满意度都存在差异,这就意味着婚姻关系越稳定,个体得到的社会支持更足、对工作投入更充分以及生活满意度更高。Headey,Veenhoven和 Wearing[43]检验了各种生活领域对全球生活满意度的影响,验证了婚姻满意度对生活满意度有显著的因果影响。而较多的人口统计学因素对变量的影响很小甚至没有,这可能取决于那些被调查的人的性格特征,而不是统计学因素本身。本次研究结果也与以往研究结果相呼应,揭示了家政工人的生活质量在很大程度上取决于雇主或工人本身的个人特征。

(二)社会支持与生活满意度存在显著正向相关

社会支持与生活满意度存在显著正向相关,即社会支持水平越高,个体生活满意度越高。通过对比相关系数发现,三类支持中,主观支持对生活满意度的影响最大,而支持利用可能要比实际的客观支持作用更大,而在描述性分析中,支持利用得分最低,说明个体在日常生活中得到的客观支持可能并不低,但对支持的利用程度不高,这也就反映了家政工人的城市社会关系网络并不狭窄,只是没有充分利用其功能性支持。研究表明了社会支持对生活满意度有着直接影响,社会支持水平不同的群体表现出不同的生活满意度,也说明个体获得更多社会支持,其生活满意度水平会更高。此结果也印证了社会支持理论中社会支持对于个体的心理健康有着直接、有效的提升作用。[44]

(三)工作投入在社会支持与生活满意度之间发挥中介作用

工作投入在社会支持与生活满意度之间发挥中介作用。中介模型的结果表明社会支持是由直接和间接两种方式对生活满意度产生影响的:社会支持的直接效应;工作投入的中介效应。工作投入在社会支持与生活满意度之间发挥着部分中介作用。个人资源中的社会支持是职业投入的预测因素,在参与预测中发挥着较小的正向预测作用。Rao[45]对德里家政工人的研究发现,雇主的善意和支持会导致员工情绪状态的改善。而工作投入与生活满意度正相关进而影响个体整体幸福感,说明积极和有韧性的应对策略,使其能够在限制性环境下顺利发展的成果[46]。

而社会支持水平、工作投入的提升会导致倦怠情绪的降低,工作倦怠也对生活满意度呈现负向相关,但是工作倦怠发挥的中介效应不明显,不能作为预测生活满意度的前因变量。这也就意味着工作投入与工作倦怠不能看做单一的对立关系,两者之间的关系更复杂。无论工作倦怠是否作为工作投入的对立面情绪,工作倦怠作为工作应对的一种表现形式,对身体和心理健康都有重要影响,而且社会支持来源的不同对倦怠也存在不同影响[47]。

六、建议与对策

提升家政工人的社会支持与生活满意度并不是单一政策就能达到的,这既需要坚持政府相关部门的主导地位,也需要企业、社区以及社会组织等方面的大力支持。现结合研究结论与以往治理经验,提出以下几点建议:

(一)制定包容性政策

农村外来务工人员选择从事城市居民不偏爱的低技能服务行业实则改善了其生活质量,缓解了农村劳动力过剩和城市服务行业需求不足的双重压力。[1]146因此政策制定要适度包容家政服务这种低技能服务就业,出台医疗、住房、保险及最低工资水平等支持政策以提升家政工人的权益保护力度。另外,注重人力资源投资,建立并完善就业、创业与培训机制,增强家政工人整体受教育水平和职业技能水平,为其塑造良好的职业发展环境。“自上而下”的建立政府、基层工会、非正式社会组织和社区之间的多部门协作社会支持系统,为家政工人提供个性、动态化的政策和发展的途径,最终使整个区域发展受益。

(二)加强精细化管理

从近些年操纵和加强社会支持来改善健康的干预措施看,我们要更多调动社会支持的可行性而不是有效性。[48]也就是说,社会支持干预的设计、持续时间、时机和类型存在显著差异,我们要根据个体特征进行精细化管理。比如,考虑社会网络关系较少并一定代表其获得的支持水平低,社会支持对心理健康的影响是否存在阈值效应,哪些类型的支持能使个体收益更多等问题。因此,政府在保障工人物质基础的同时,要建立有效心理干预,以培养积极态度改善人格特征和心理健康。社区应适当调整组织机构和政策实施方式,消除城市、农村居民的管理差异,以加强其居住者得到有效、可感知的支持。个体也可以积极利用社交媒体的非正式集体化和信息分享可减轻心理压力[49]。

(三)重视民间性社会组织力量

利用好政府主管单位及非正式组织的协调作用,社会组织的草根性更容易促进流动人口再社会化。政府附属的工会以及非正式组织在家政工人作为妇女和雇主的工人要求获得更大的尊严、承认和解放上发挥得重要作用[50]。正式机构有严格的规章制度,个人的意愿可能会被束缚,非正式自治提供了宽松的工作环境,有助于提高满意度。[51]中介组织、独立工会、社区活动团队等非正式社会组织可通过建立社会支持中心来积极解决实际问题、鼓励和肯定家政工人职业价值以及对其职业的发展规划来弥补公共服务的不足[52]。例如,地方妇联成立巾帼家政服务中心或劳务输出基地,将信息咨询、职业介绍、岗前培训、跟踪管理为一体,为家政工人提供服务;社区开展“物业+家政服务”的创新服务形式等。