一、引言
社會網絡,即中國語境下俗稱的"關系",是社會資本①的重要內容之一\\( Putnam,1993\\) .在傳統中國,建立在地緣和血緣關系基礎上的社會網絡,不僅是一切社會制度和權力運行的基礎,也是重要的信息分享和資源配置的替代機制.直到現代中國,社會網絡等非正式制度在經濟社會中的作用仍較為突出.現有相關文獻證實,社會網絡在宏觀層面對提高就業率\\( Zhangand Li,2003\\) 、降低地區貧困率\\( 張爽等,2007\\) 以及推動商業發展\\( Peng,2004\\) 等方面具有突出作用; 社會網絡在微觀層面不僅能夠增加個人收入\\( Narayan and Pritchett,1999\\) ,有利于個人進入高收入行業\\( 陳釗等,2009\\) 以及抵御負向風險沖擊\\( Rosenzweig,1988\\) ,還能提高個人幸福感\\( 李樹、陳剛,2012; 余慧等,2008\\) .
對于中國居民社會網絡的理解至少有兩個值得注意的問題: 第一,中國居民社會網絡不同于西方團體式社會網絡,在中國從傳統走向現代的過程中,中國居民社會網絡正在經歷從以地緣和血緣關系為基礎的傳統社會網絡開始向以工作社會網絡為基礎的現代社會網絡變遷.特別是 20 世紀 50 年代以來,社會主義再分配經濟體制取代了傳統的以地緣和血緣關系為基礎的資源配置制度,為現代社會網絡的形成提供了制度基礎; 改革開放后市場經濟在中國的興起,為現代社會網絡的發展創造了市場條件.盡管這個過程經歷了五十多年,但中國實際人口城市化率和名義人口城市化率之間的巨大差距說明這個過程仍在持續.第二,在中國轉型社會中,現代社會網絡對社會不同人群的福利改善程度是不同的.一是 20 世紀 50 年代建立的戶籍制度對居民身份和享受的資源進行等級劃分,使得部分居民成為被城市戶籍歧視的人群\\( 蔡昉等,2001; 陸益龍,2008\\) ; 二是20 世紀70 年代初大力推行的計劃生育政策強制改變了居民的生育意愿,導致大批獨生子女產生.這些受城市戶籍歧視的人群和獨生子女人群可能會更重視社會網絡等社會資本的福利效應.
近年來,研究社會資本對居民幸福感的影響成為幸福經濟學研究的一個重要課題.因此,研究社會資本是否能夠提升居民幸福感,并探索社會資本是否對居民幸福感存在差異性影響,是認識和合理評判社會資本福利效應必須要面對的問題.那么,作為社會資本最基礎和重要內容的社會網絡對居民幸福感的影響如何? 這種影響是否存在差異性? 如果存在,有什么特點? 對以上問題的思考和實證研究,不僅有助于我們觀察到當前中國社會資本在轉型過程中的變化趨勢和特點,為我們對當前中國居民社會網絡的評價提供參考,也能夠為政府完善當前中國的社會管理體系提出相應的對策.本文接下來的結構安排如下: 第二部分簡要地評論與本文有關的文獻,從中揭示本文的貢獻; 第三部分是數據說明和模型設定; 第四部分是社會網絡對主觀幸福感影響的實證檢驗; 第五部分是加入身份特征后的模型拓展; 第六部分是對全文的總結.
二、文獻述評
社會網絡基于人的基本關系需要\\( Deci and Ryan,1985\\) 與歸屬感尋求\\( Burroughs andEby,1998\\) 而建立,滿足人們基本交流需求和進一步的社會關系需求.盡管學者們對社會網絡的概念尚沒有普遍認同的定義,但不同研究者基本上認同社會網絡對個人主觀幸福感產生重要影響\\( Putnam,2000; Diener,2009\\) .從已有文獻來看,社會網絡主要通過兩種途徑影響居民幸福感: 第一是心理健康改善途徑,社會網絡為個人提供情感溝通和社會支持的基礎,有助于改善個人的心理健康狀況,進而提升個人幸福感\\( Leung,et al. ,2011\\) .第二是經濟利益獲得途徑,個人通過社會網絡能在就業、收入等方面獲得優勢,取得額外的經濟利益,在一定程度上提升個人幸福感\\( Powdthavee,2008\\) .
現有關于社會網絡對個人主觀幸福感影響的研究大部分是基于發達國家的研究\\( Helliwell and Putnam,2004; Sarracino,2010\\) ,這些研究表明積極的社會交往顯著提升個人幸福感\\( Diener,2009\\) ,而缺乏社會交往則顯著地降低個人幸福感水平\\( Dolan,et al. ,2008\\) .少數文獻發現個人層面的非正式網絡對個人幸福感雖然存在影響但并不顯著\\( Bj\ue54frnskov,2008\\) ,參加不同組織帶來的幸福感會存在較大差別\\( Leung,et al. ,2011\\) .然而在發展中國家,數據的缺乏使得此類文獻相對較少,但也得出與發達國家類似的結論\\( Yip,et al. ,2007; Miller,etal. ,2006; 李樹、陳剛,2012; 余慧等,2008\\) .需要注意的是,由于各個國家的經濟社會發展階段和文化不同,在具體研究中,社會網絡涵蓋多種類型,已有文獻主要從非正式網絡和正式網絡兩個方面進行研究①.更進一步,現有文獻將社會網絡區分為親友網絡、鄰里網絡、參加志愿活動、組織形成的社會網絡和工作社會網絡.除工作社會網絡外,Peasgood\\( 2007\\) 已對其他社會網絡與幸福感的關系作了較完整的梳理.關于工作社會網絡對個人幸福感的影響,我們將進一步梳理.
工作社會網絡是指人們由職業活動需要而結成的社會網絡,以工作單位為劃分界限,分為工作單位內部社會網絡②和工作單位外部社會網絡.現有文獻主要將工作社會網絡與工作幸福感聯系,而多數文獻表明工作幸福感與個人幸福感顯著正相關\\( Judge and Watanabe,1993\\) .
在工作中,上下級之間的社會網絡無論對于領導通過正式或非正式方式與下屬\\( 或部門\\) 共同完成工作,還是對于下屬通過與上級領導\\( 或部門\\) 密切交流獲得工作上的認可都是至關重要的\\( Han and Altman,2009\\) .對于管理者,密切的上下級社會網絡有利于提高組織內部對上級的信任水平\\( Wong,et al. ,2003\\) 與個人職業成功\\( Bu and Roy,2005\\) .而對于下屬,其主觀幸福感與管理者給予的工作績效評估顯著相關.同時,良好的上下級社會網絡也會有利于個人的對外工作社會網絡的發揮\\( Law,et al. ,2000\\) .但是,上下級社會網絡在工作中同樣會對個人幸福感產生負面影響,如會加劇組織不公平,另一方面也會形成以領導為目標的印象管理\\( impression management\\) \\( Han and Altman,2009\\) .在同級社會網絡中,Biggio 和 Cortese\\( 2013\\) 的研究表明加強員工之間關系的開放性和相互合作有助于提高個人和組織的工作幸福感.最后,工作單位外部社會網絡主要通過企業間戰略合作取得收益影響個人幸福感.
至此,學術界對社會網絡與幸福感關系的研究已頗有成果,但是這些研究都是針對發達國家市場經濟中多種社會網絡對幸福感影響的研究,沒有針對社會網絡對幸福感影響的差異性進行研究,特別地,對于像中國這樣處在經濟轉型期的發展中國家的研究更少.同時上述社會網絡對個人主觀幸福感影響的研究基本都是基于調查數據而非實驗數據,因此都必須考慮內生性問題.
已有一些研究社會網絡與個人主觀幸福感關系的文獻,如 Helliwell 和 Putnam\\( 2004\\) 、Yip 等\\( 2007\\) 等并沒能解決互為因果的內生性問題.此外,遺漏變量問題也是當前研究難以克服的一個問題.例如個人能力和性格特征都是被忽略的重要影響因素\\( Helliwell and Huang,2011\\) ,特別在截面數據中.因此本文的貢獻主要體現在兩個方面,第一,立足于中國處于經濟轉型期的基本事實,從中國社會網絡變遷視角研究不同社會網絡對中國居民幸福感的影響,并探討個人身份差異的影響,為深入理解當代中國社會資本提供依據.第二,針對以往研究方法的不足,本文通過構建新的工具變量和引入代理變量解決內生性問題,具體見下文第四部分.
三、數據說明與模型設定
\\( 一\\) 數據說明
本文采用的數據來源于"中國綜合社會調查\\( CGSS\\) "項目.該調查始于 2003 年,到目前為止已進行了五次,本文使用的是第三輪調查數據即 2006 年數據①.樣本覆蓋全國 28 個省級單位的 18 歲及以上、70 歲以下的城鄉居民,總樣本為 10 151 個,其中城市樣本6 013個,農村樣本 4 138 個.由于農村問卷中沒有工作社會網絡這一調查項目,因而本文選取家庭卷和城市卷的調查數據,最后的樣本主體是非農就業人口.基于該數據集,我們獲得了受訪者的主觀幸福感以及一些表征個人、家庭及工作特征的客觀變量,在剔除指標缺失和回答異常的樣本后,最終得到 3 013 個有效樣本.②
\\( 二\\) 模型設定
根據研究的問題,本文將基本模型設定為如下形式:
變量 happiness 是居民的主觀幸福感指標,變量 work_relationship 是工作社會網絡指標,即現代社會網絡指標\\( 現代社會資本代理變量\\) ,X 是影響居民主觀幸福感的控制變量矩陣,包括個人社會經濟特征、家庭關系、傳統社會網絡\\( 傳統社會資本代理變量\\) 、工作特征、家庭背景和宏觀環境影響因素.β1是工作社會網絡的影響系數,∏是相應控制變量的系數矩陣,下標 i 表示第 i 個觀察樣本,ε 是隨機擾動項.
模型的主要被解釋變量是受訪者的主觀幸福感.在 CGSS 數據中,主觀幸福感的測度是通過詢問受訪者"總體而言,您對自己所過的生活的感覺是怎么樣的呢?",受訪者在分別賦值為 1、2、3、4、5 的"非常不幸福、不幸福、一般、幸福、非常幸福"幾個選項中作選擇.雖然這種測度方法在測量時較為簡單,但是這種方法具有心理測量學的充分性 \\( Veenhoven andEhrhardt,1995\\) ,能在較大程度上反映出受訪者真實幸福感.為了檢驗模型的穩健性,我們將被解釋變量替換為生活滿意程度指標再作回歸.生活滿意程度指標來自問卷中的問題"總體而言,您對目前的生活狀況是否滿意?",受訪者在分別賦值為 1、2、3、4 的"非常不滿意、不太滿意、比較滿意、非常滿意"幾個選項中作回答③.根據以上定義,回歸模型主要采取有序離散因變量概率模型\\( ordered probit model\\) .
模型的核心解釋變量是工作社會網絡.指標的衡量通過詢問受訪者"在工作中,您與下列各類人員打交道的頻繁程度怎樣?",受訪者分別從"從不"、"很少"、"有時"和"經常"幾個選擇中作回答,本文將其分別賦值為 1、2、3、4④.然后,采用主成分分析法為受訪者與之打交道的各類人員和部門確定權重\\( 具體權重見表 1\\) .最后,通過對各類打交道對象的頻繁程度進行加權,得到一個正向衡量受訪者工作社會網絡的綜合指標.傳統社會網絡指標用春節拜年網中相互拜年來往的"親屬、親密朋友人數"來衡量⑤.受訪者的社會經濟特征變量包括性別、年齡、收入、受教育年限、健康狀況、黨員身份、婚姻狀況、能力和性格.其中能力采用個人工作中的"管理職位"作為代理指標,受訪者的性格特征用采訪員對受訪者"合作程度"的評價來反映.其他解釋變量還包括受訪者的工作單位性質、工齡、家庭關系、家庭教育背景、家庭政治背景.①此外,我們還設置宏觀環境變量來控制宏觀環境的影響,包括地區收入差距和地區啞變量.
四、社會網絡對主觀幸福感影響的實證檢驗
社會網絡對主觀幸福感影響的實證結果如表 2 所示.模型\\( 1\\) 是工作社會網絡、傳統社會網絡、家庭關系三個變量對主觀幸福感的簡單回歸,其系數都在 1% 的水平上顯著為正.模型\\( 2\\) 控制了個人的主要社會經濟特征、工作單位性質、工齡以及宏觀環境變量.模型\\( 3\\) 是在模型\\( 2\\) 基礎上控制受訪者的性格與能力因素后的回歸結果.進一步地模型\\( 4\\) 控制了受訪者家庭教育背景和家庭政治背景.從這四個模型的回歸結果來看,工作社會網絡、傳統社會網絡、家庭關系、收入、受教育年限、健康狀況、黨員身份、已婚有配偶、工齡和個人能力在 1%水平上顯著,說明這些因素對提升個人幸福感具有重要作用,受訪者家庭政治背景存在正的影響但是并不顯著.男性和年齡變量在 1%水平上顯著為負,說明與女性相比,男性不幸福的可能性更大,年齡越大個人不幸福的可能性也越大.
表 2 報告的是 ordered probit 模型的估計系數,根據這些系數可以確定解釋變量對居民幸福感影響的方向和顯著性,但不能據此判斷特定變量對居民幸福感程度的邊際貢獻,因此我們根據模型\\( 4\\) 在表 3 中計算出解釋變量對不同幸福感程度的平均邊際效應.
從表 3 可以看出,工作社會網絡每提高 1 個賦值等級分數就會使個人感覺"幸福"的概率增大 2. 9%,"非常幸福"的概率提高 1. 1%.傳統社會網絡對個人幸福感的提升相對較弱,如果春節多走訪 10 人,就會使個人"幸福"的概率增大 0. 8%,"非常幸福"的概率僅略微提高0. 3% .對此我們可以從中國社會網絡變遷的角度來理解.傳統中國在很大程度上是一個注重傳統社會網絡的國家.同時中國傳統社會網絡存在顯著的"差序格局"特點,其存在和維持的基礎就是地緣和血緣關系,特別是血緣關系\\( 費孝通,1985\\) .1949 年之后,社會主義再分配經濟體制取代了傳統的以地緣和血緣為基礎的資源配置制度,致使稀缺資源配置制度發生根本性變化.于是縱向的庇護主義關系與橫向的工具性的個人關系在中國再分配體制下確立并穩固.這時在衡量一個人的社會資源時,就要看他是否既善于與領導建立庇護主義關系,也要看他是否能夠與單位內外其他人搞好關系.倘若這個人在縱向的庇護關系和橫向的個人關系都表現得很好,那么這個人就能從中得到諸多好處,這樣的人通常被形容為"吃的開"\\( 孫立平,1996\\) .直到改革開放以后,隨著市場經濟在中國興起,這種工作社會網絡開始出現局部弱化并進一步地復雜化,形成當前中國社會中最主要的個人關系,即日常生活中最常用和稱呼的"關系".從這個意義上來說,隨著市場經濟在中國的發展與完善,工作社會網絡的重要性相對于非正式傳統社會網絡開始上升,并成為現代社會資本的重要組成部分.在個人幸福感提升上,出現工作社會網絡的作用超過傳統社會網絡的作用也就不足為奇.
比較各個解釋變量的平均邊際貢獻發現,家庭關系是提高個人幸福感的一個十分重要的因素,家庭關系提高 1 個賦值等級分數使個人"幸福"和"非常幸福"的概率分別提升 11% 和4. 4% ,驗證了中國俗語"家和萬事興"的說法.已婚有配偶對個人幸福感的作用和家庭關系處在同樣重要程度上,對個人"幸福"的邊際貢獻達到 11%.健康狀況提高 1 個賦值等級分數會使個人"幸福"的概率提高 8. 2%,黨員相比非黨員"幸福"的概率要高 4%.
前面我們通過在模型中加入多個代理變量減少一些由遺漏變量造成的偏誤,但仍無法排除這種正向關系可能是由幸福感更高的個人傾向于發展工作社會網絡導致的.因此,我們采用工具變量法來解決這個問題,使用的工具變量是受訪者使用手機的年數和配偶的政治背景①.配偶的政治背景是基于工具變量選擇要求考慮的,一方面配偶的政治背景相對于受訪者來說是外生的,另一方面配偶的政治背景對受訪者能力等方面的影響微乎其微,最主要的影響體現在對受訪者工作中的人際交往范圍和層次方面.一個需要注意的問題是,婚姻是一個自主追求的結果,在選擇配偶時可能會出現自我選擇效應,即偏向于選擇有政治背景的配偶.如果自我選擇效應較為突出,那么配偶的政治背景并不完全是外生的,因此需要檢驗是否存在自我選擇效應.以是否結婚為被解釋變量,結婚時配偶是黨員為解釋變量,運用 probit 方法進行回歸,回歸結果報告在表4 中.結果顯示結婚時配偶是黨員這一變量并不顯著,再控制住性別后回歸結果仍不顯著,說明配偶的黨員身份并不是個人結婚的主要參考方面,即不存在自我選擇效應.
從表 2 的模型\\( 5\\) 看出,運用工具變量法后,工作社會網絡對個人幸福感的影響仍在 5%水平上顯著,回歸系數也變化不大.其余解釋變量的顯著性和回歸系數沒有發生大的變化,在此不再贅述.最后,我們對結果的穩健性進行了檢驗,用個人對當前生活滿意度指標替代個人主觀幸福感指標,運用 ordered probit 方法進行回歸,結果報告在模型\\( 6\\) 中.結果顯示,工作社會網絡在 10%的水平上顯著,說明工作社會網絡是影響個人生活滿意程度的重要影響因素,進一步間接證明工作社會網絡對個人幸福感存在影響.除性別、年齡、已婚有配偶、國有企業和個人能力這幾個變量不再顯著外,其他變量的顯著性沒有發生較大變化,影響方向也沒有發生變化,從總的結果來看回歸結果較為穩健.
五、身份特征、社會網絡與主觀幸福感
第四部分證實了工作社會網絡能夠提升個人主觀幸福感,那么這種影響是否會因人而異,這是我們接下來要研究的問題,即個人身份特征的決定作用.身份原指人的出身和社會地位,在中國,由身份形成的身份制是一種意識形態,也是人們重要的道德行為規范準則,對人們的心理和行為產生持續的作用.不同身份特征是人們行為產生差異的重要原因.因此,從身份特征角度進行進一步的研究有助于我們更深入認識工作社會網絡在主觀幸福感中的作用.文中的身份差異是從戶籍制度和計劃生育政策兩個方面進行考慮,具體實證結果如表 5、表 6.
\\( 一\\) 戶籍身份差異
根據是否擁有本城鎮戶口將樣本分為擁有本地戶口居民和沒有本地戶口居民兩個子樣本.實證結果報告在表 5 中.
首先與第四部分的結果相似,家庭關系是影響個人幸福感的重要因素,工作社會網絡對個人感覺"幸福"的邊際影響大于傳統社會網絡.其次,工作社會網絡對兩個群體的個人幸福感的影響是顯著的,工作社會網絡每提高 1 個賦值等級分數,本地戶口居民感覺"幸福"的概率提高 2. 5%,沒有本地戶口的外來居民則提高 7. 2%,是本地戶口居民的 3 倍,說明工作社會網絡對外來居民個人主觀幸福感的提升作用更為突出.
這個結果可以從中國當前社會現實來理解.在變量描述性統計①中本地戶口居民的主觀幸福感的平均值是 2. 71,外來居民是 2. 67,與 2002 年全國城鄉住戶的抽樣調查結果一致,即外來居民的主觀幸福感是最低的\\( 羅楚亮,2009\\) .這與近年來中國的城市化受到質疑和批判的原因相關,雖然中國的城市化率從 1978 年的 17. 92% 增長到 2012 年的 52. 57%,但是中國的戶籍人口城市化率在2012 年僅達到35. 33%,說明中國當前有2. 36 億人居住在城市但并不擁有城市戶口.②這些沒有城市戶口的外來居民相對于本地城市居民是體制外的,是受本地資源歧視的群體,不能與城市居民享受同樣的待遇和權利,其較低的幸福感值是現實制度的寫照.相對于這些無法改變的制度性因素,工作則成為外來居民改善自身經濟狀況、提高自身社會地位的有效途徑,因此由工作社會網絡帶來的幸福感提升效應遠高于本地居民.可以看出,雖然戶籍身份差異降低了城市外來居民的個人主觀幸福感,但是工作社會網絡在很大程度上成為彌補這種制度性結果的幸福感補償機制.
進一步地,我們把本地戶口居民區分為在本地出生的本地居民和后來移民過來的城鎮移民兩個子樣本,發現工作社會網絡對城鎮移民的幸福感提升效應與外來居民相當,工作社會網絡對城鎮移民感覺"幸福"的邊際概率影響達到 5. 2%,而在本地出生的居民是 2%.說明對非本地出生的居民\\( 包括城鎮移民和外來居民\\) 而言,工作中良好的社會網絡更能提升個人的幸福感.
\\( 二\\) 獨生子女和非獨生子女之間的差異
從表 6 的結果看,相對于非獨生子女,工作社會網絡對獨生子女感覺"幸福"的邊際概率效應更強,幾乎是非獨生子女的兩倍,并且系數都是顯著的.說明從跨年齡階段來看,工作社會網絡對獨生子女的幸福感提升效應要強于非獨生子女.再從政策角度考慮,中國的計劃生育政策實行于 20 世紀 70 年代,這項政策是否對此產生影響? 對此最合適的檢驗應該用面板數據進行研究,但局限于數據的可得,我們在此作簡單的分析.我們在基本回歸模型\\( 4\\) 中加入 1970 年后\\( 包括1970 年\\) 出生的人\\( 虛擬變量\\) 與工作社會網絡的交互項進行 ordered probit回歸,并計算出邊際效應,結果如表 6 所示,交互項對個人感覺"幸福"的邊際概率影響顯著為正.同時,我們對非獨生子女樣本和獨生子女樣本做了相同的回歸③,發現交互項的結果都為正,但只有非獨生子女樣本中交互項的系數是顯著的,這可能是獨生子女樣本偏少引起的.雖然結果顯示計劃生育政策強化了人們\\( 包括獨生子女和非獨生子女\\) 的工作社會網絡對個人幸福感的作用,但是所用的截面數據并不能排除年齡因素,因為這完全有可能是隨著年齡的增長工作社會網絡對個人幸福感的影響越小造成的.
為了進一步分析年齡在個人幸福感和工作社會網絡中的作用,我們對回歸模型進行了變動,并采用 OLS 回歸方法.在表 7 中,模型\\( 9\\) 、\\( 10\\) 和\\( 11\\) 的被解釋變量是個人主觀幸福感,在模型\\( 12\\) 、\\( 13\\) 和\\( 14\\) 中我們將工作社會網絡作為被解釋變量,其他變量相應地作為解釋變量.模型\\( 9\\) 是對全部樣本進行回歸,發現年齡變量和年齡平方項都在 1% 的水平上顯著,說明年齡與個人幸福感呈 U 型關系,即當一個人的年齡大于某個臨界值時,個人自我評價的主觀幸福感會偏高.簡單地根據系數估算一下年齡的轉折點,大概是在 49 歲.① 獨生子女和非獨生子女的年齡與個人幸福感同樣呈 U 型關系,年齡的轉折點分別是 37 歲和 49 歲.根據模型\\( 12\\) 、\\( 13\\) 和\\( 14\\) ,運用同樣的方法,發現年齡和工作社會網絡也呈 U 型關系,全部樣本年齡的轉折點大概是 46 歲,非獨生子女的臨界值是 45 歲,獨生子女是 31 歲②.以上可以看出,年齡與個人主觀幸福感和工作社會網絡的關系并不是單調的線性關系,而是 U 型關系.
盡管這不是一個直接排除年齡因素的論證方式,但是可以合理地減弱年齡的影響③.因此理解了年齡的影響后,我們認為計劃生育政策的確在一定程度上強化了人們\\( 包括非獨生子女\\)的工作社會網絡對個人主觀幸福感的影響.需要注意的是,我們不能把原因完全歸于計劃生育政策,因為這個特殊的時間段\\( 1978 -1980 年\\) 也是中國改革開放開始的時期,從這時期開始中國市場經濟活動逐漸加速活躍,必然加強整個社會中工作社會網絡的聯系,這并不在本文討論的范圍之內,不作詳細討論.
六、結論及政策含義
本文基于中國社會網絡變遷視角研究了社會資本對中國居民幸福感的影響,并為中國社會資本從以血緣關系為基礎的傳統社會資本變遷到以工作社會網絡為重要基礎的現代社會資本提供了證據.我們發現,在控制了個人社會經濟特征、家庭關系、工作特征、家庭背景以及收入差距和地區特征等影響因素后,傳統社會資本和現代社會資本都是提升居民幸福感的顯著因素,在影響程度上,現代社會資本遠大于傳統社會資本的作用.在運用工具變量法解決存在的內生性問題后,工作社會網絡對個人幸福感的影響仍然顯著,進一步說明現代社會網絡成為當前中國社會資本的重要方面.但是這種影響對不同的人群存在顯著的差異性: 相對于擁有本地戶口的本地出生居民而言,工作社會網絡給予沒有本地戶口的外來居民和擁有本地戶口的城鎮移民的幸福感提升效應更強.同樣獨生子女相比非獨生子女更早也更重視工作社會網絡的幸福感提升效應.在理解了年齡的作用后,我們發現至少存在計劃生育政策和經濟更加活躍兩個方面的原因使 1970 年后\\( 包括 1970 年\\) 出生的居民相比 1970 年之前出生的居民更重視工作社會網絡,即工作社會網絡的幸福感提升效應更大.我們還注意到,工作社會網絡同年齡呈現 U 型關系,對全部居民和非獨生子女居民來說工作社會網絡的拐點大概是在 46 歲,而獨生子女的拐點較早大概在 31 歲.另外,我們的結論在一定程度上顯示,在中國當前社會階段工作社會網絡已經成為城鎮移民和城鎮外來居民改善收入狀況、提高社會地位的有效途徑,也是外來居民較低幸福感的彌補機制.
綜上,在既定的戶籍制度下,如何更大程度上增進居民幸福感\\( 福利\\) 應當是政府需要考慮的問題,特別是那些對城市發展做出貢獻的外來居民.從本文的結論來看,工作社會網絡是影響居民幸福感的重要原因,但前提是外來居民必須能在勞動力市場上通過平等競爭獲得工作職位,并且在工作中不受歧視才能擁有良好的工作社會網絡.因此,政府和當地企業有必要在輿論宣傳上消除對外來居民的歧視、減少對外來居民在勞動力市場上的不公平待遇和限制,并且在制度上逐步實現外來居民與城市居民同等的社會保障待遇,這才是構建和諧幸福城市的根本之舉.
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