○侯志陽

(華僑大學(xué) 公共管理學(xué)院，福建 泉州 362021)

一 導(dǎo) 言

生活質(zhì)量是人們從事各種活動所需的客觀條件及人們對自身生活的感受評價之和。應(yīng)從主客觀結(jié)合的方法來研究生活質(zhì)量，才能有更強的說服力。但當前國內(nèi)學(xué)者對農(nóng)民生活質(zhì)量的研究呈現(xiàn)“重客觀因素，輕主觀因素”的特點。比如，多數(shù)人是從下列數(shù)據(jù)判斷農(nóng)民生活質(zhì)量的提高。一組數(shù)據(jù)是，1997年，我國農(nóng)民的人均純收入為2090元，到2007年為4140元，10年的時間里翻了一番，平均增速達7.1%。從2004年到2009年中央連續(xù)發(fā)布6個以“三農(nóng)”為主題的“一號文件”，出臺了一系列強農(nóng)惠農(nóng)政策，有力地改善了農(nóng)民的生活。還有，2006年中央政府對“三農(nóng)”的總投入是3397億元，2007年在這個基礎(chǔ)上預(yù)算增加了800多億元。而在2008年，中央財政對“三農(nóng)”投入預(yù)算增加超過千億元。此外，取消農(nóng)業(yè)稅、特產(chǎn)稅、牧業(yè)稅和屠宰稅，比稅改前每年減輕農(nóng)民負擔(dān)1200億元。國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，我國農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)由2002年的46.25%下降到2006年的43.02%，農(nóng)民的生活質(zhì)量不斷提高。另外，為應(yīng)對2008年全球金融危機，2009年中央財政預(yù)算特別安排250億元補貼資金，支持家電、汽車摩托車下鄉(xiāng)，以拉動農(nóng)村內(nèi)需，客觀上也大大提高了農(nóng)民的生活質(zhì)量。誠然，農(nóng)民收入增加、負擔(dān)減輕、物質(zhì)條件得到改善等都會提高他們的生活質(zhì)量。但我們認為，農(nóng)民生活質(zhì)量研究不應(yīng)局限于這些客觀因素，更重要的是應(yīng)關(guān)注他們的主觀感受，如身心健康情況、生活滿意度等。

社會資本是近年來中國學(xué)術(shù)界一個非常流行的概念工具。對社會資本的界定目前也沒有形成統(tǒng)一共識，學(xué)者們都是從自身的研究需要出發(fā)來使用這一概念[1]142-157。本研究主要使用帕特南的社會資本概念作分析工具。真正運用該概念對生活質(zhì)量的影響進行經(jīng)驗研究的學(xué)者尚屬少數(shù)。在《使民主運轉(zhuǎn)起來》一書中，帕特南認為社會資本是指“社會組織的特征，諸如信任、規(guī)范以及網(wǎng)絡(luò)，它們能夠通過促進合作來提高社會的效率”[2]167。他認為“在一個擁有大量社會資本存量的共同體中，生活是比較順心的。公民參與的網(wǎng)絡(luò)孕育了一般性交流的牢固準則，促進社會信任的產(chǎn)生。這種網(wǎng)絡(luò)有利于協(xié)調(diào)和交流，擴大聲譽，因而也有利于解決集體行動的困境?！盵3]165總之，帕特南認為，社會資本能夠增加信任水平和提高集體行動能力，從而提高人們之間的互惠水平，加強社區(qū)團結(jié)和增強社區(qū)安全感等，提高人們的生活質(zhì)量。

于是，為彌補國內(nèi)生活質(zhì)量學(xué)術(shù)研究的不足，我們運用2005年全國城鄉(xiāng)居民生活綜合研究項目的數(shù)據(jù)，考察農(nóng)民對生活質(zhì)量的主觀感受情況，并建立多元回歸模型，重點探討社會資本與農(nóng)民生活質(zhì)量的關(guān)系，然后提出相應(yīng)的政策建議，力求從新的角度提升農(nóng)民的生活質(zhì)量。

本文數(shù)據(jù)來源于2005年全國城鄉(xiāng)居民生活綜合研究項目的調(diào)查。該項目由中國人民大學(xué)社會學(xué)系和香港科技大學(xué)調(diào)查研究中心共同主持。主要目的是了解改革開放近30年來，中國城鄉(xiāng)居民的社會關(guān)系、生活方式和生活環(huán)境等方面的狀況。此次訪問的對象是根據(jù)隨機抽樣的方法，在全國26個省市、100多個區(qū)縣抽取10000個家庭戶，然后在每個被選中的居民戶中按一定規(guī)則隨機選取1人作為被訪者，由訪問員手持問卷對該被訪者進行訪問。整個入戶訪問工作在2005年9-10月份進行。入戶時以中國人民大學(xué)社會學(xué)系的名義或受中國人民大學(xué)社會學(xué)系委托的名義進行入戶。本文選取的是其中的農(nóng)村問卷的調(diào)查結(jié)果，樣本總數(shù)4560人，其中男性占47.2%，女性占52.8%；已婚占93.9%，未婚占6.1%；中共黨員占5.9%，非黨員占94.1%；文化程度為小學(xué)及小學(xué)以下的高達58.5%，初中占31.4%，高中或中專占9.7%，大專以上只有0.5%；每個年齡段的受訪者分布較均勻。

二 農(nóng)村居民生活質(zhì)量的現(xiàn)狀與構(gòu)成

根據(jù)我們的研究目的及這次調(diào)查問卷設(shè)計的實際情況，本研究選取調(diào)查問卷中10個方面的項目測量農(nóng)村居民的生活質(zhì)量這一指標。項目的答案全部轉(zhuǎn)換為李克特量表的設(shè)計形式并進行賦值。其中據(jù)其答案所示生活質(zhì)量的高低，分別記作6分至1分的項目有2項; 5分至1分的有7項;10分至1分的有1項。(見表1)

表1 農(nóng)村居民生活質(zhì)量的基本狀況

從表1可看出農(nóng)民的生活質(zhì)量總體情況處于中等狀態(tài)，10個項目中7個項目的平均得分大于4，占總數(shù)的70%。另外，根據(jù)主成分法對生活質(zhì)量的10個項目進行因子分析，經(jīng)過最大方差旋轉(zhuǎn)(Varimax)，共抽取2個因子(如表2所示)。根據(jù)因子負載，將2個因子分別取名為：“身心健康因子”和“生活滿意度因子”。

表2 生活質(zhì)量的因子分析

三 社會資本及其他因素對農(nóng)村居民生活質(zhì)量的影響

作為本項研究重要預(yù)測變量的社會資本，主要從如下幾個方面來測量。

第一，農(nóng)民的社會交往。本文選取“您和鄰居, 街坊/同村其他居民互相之間的熟悉程度是怎樣的？”“在日常生活中, 您與您的鄰居, 街坊/同村其他居民之間有互助行為嗎？”“您和親戚/朋友之間的接觸和聯(lián)系的密切程度是怎樣的呢？”3個問題來測量?；卮鸩捎玫氖抢羁颂亓勘恚?級評定法，分為：“非常熟悉”、“比較熟悉”、“一般”、“不太熟悉”、“非常不熟悉”；“很多”、“較多”、“有時有”、“偶爾有”、“沒有”;“非常密切”、“密切”、“一般”、“不密切”、“非常不密切”。以上答案賦值5至1分。

第二，農(nóng)民的社會信任。我們采用“在不直接涉及金錢利益的一般社會交往/接觸中, 您覺得下列人士中可以信任的人多不多呢？”這個問題來測量。選項包括“(近)鄰居、(鄉(xiāng)村)鄰居以外的同村居民、同村的同姓人士、同村的非同姓人士、親戚”。問題的答案分為“絕大多數(shù)可信”、“多數(shù)可信”、“可信者與不可信者各半”、“多數(shù)不可信”、“絕大多數(shù)不可信” 5個等級，分別賦值5至1分。

第三，農(nóng)民的社會參與。本文選取“您在上一次的村民委員會選舉中有沒有投過票呢？”“您對村民委員會日常工作和決策的關(guān)注程度是怎樣的呢？”2個問題來測量?；卮鸱譃椋骸?有, 是自己自發(fā)/主動去的”、“有,但是因為鄉(xiāng)鎮(zhèn)或村干部要求才去的”、“沒有”(賦值3至1分);“非常關(guān)注”、“比較關(guān)注”、“一般”、“不太關(guān)注”、“一點也不關(guān)注”(賦值5至1分)。

為便于分析，我們對以上有關(guān)社會資本的問題和項目進行因子分析。經(jīng)過最大方差旋轉(zhuǎn)，共抽取3個因子，根據(jù)因子負載，我們分別將這些因子命名為：信任因子、網(wǎng)絡(luò)互助因子、社區(qū)參與因子。(見表3)

表3 社會資本的因子分析

在研究社會資本對農(nóng)村居民生活質(zhì)量的多元回歸分析中,本研究用受訪者居住社區(qū)類型、性別、年齡、婚姻、政治面貌、文化程度、個人年收入在內(nèi)的個人社會地位作為控制變量，以社會資本的3個因子為解釋變量對農(nóng)村居民生活質(zhì)量的2個因子進行多元回歸分析。多元回歸模型的建立，可以使得在控制其他自變量的情況下，分別對每個變量所產(chǎn)生的影響進行準確的分析。在回歸分析的模型中，除了年齡、個人年收入為數(shù)值型變量之外，居住社區(qū)類型、性別、婚姻、政治面貌、文化程度等都是虛擬變量。在多元回歸分析中,設(shè)置了A1、A2、B1、B2這4個模型。模型A1、B1的自變量是居住社區(qū)類型、性別、年齡、婚姻、政治面貌、文化程度、個人年收入，這2個模型的因變量分別是“身心健康因子”、“生活滿意度因子”。模型A2、B2除了上述自變量之外，還加入了社會資本的3個因子作為自變量。在這些自變量中，居住社區(qū)類型、性別、婚姻、政治面貌、文化程度均為虛擬變量。其中居住社區(qū)類型的參考變量為農(nóng)村(非農(nóng)村社區(qū)主要包括未經(jīng)改造的老城區(qū)、集鎮(zhèn)社區(qū)、單一或混合的單位社區(qū)、新近由農(nóng)村社區(qū)轉(zhuǎn)變過來的城市社區(qū)、別墅區(qū)或高級住宅區(qū)、移民社區(qū)、普通商品房小區(qū))、性別的參考變量為女性 、婚姻的參考變量為未婚、政治面貌的參考變量為非黨員、文化程度的參考變量為小學(xué)及小學(xué)以下。年齡與個人年收入仍然為數(shù)值型的變量(見表4)。

表4 影響農(nóng)民生活質(zhì)量因素的回歸分析

說明：*P≤0.05，**P≤0.01，***P≤0.001；a、b、c、d、e參考變量分別是：農(nóng)村社區(qū)、女性、未婚、非黨員、小學(xué)及以下

表4的分析結(jié)果表明：

1．受訪者居住的社區(qū)類型對其生活質(zhì)量具積極顯著的影響。在4個模型中，該變量對2個因變量均具統(tǒng)計的顯著性。從回歸系數(shù)可看出，居住在非農(nóng)村社區(qū)的受訪農(nóng)民比住在農(nóng)村社區(qū)的農(nóng)民在身心健康水平、生活滿意度總體較低。這可能是因為他們住在城鎮(zhèn)或城市社區(qū)里，但又是農(nóng)村戶口，與城里人相比，生活質(zhì)量較低，相對剝奪感較強。

2．性別對農(nóng)民生活質(zhì)量具積極顯著的影響。在4個模型中，該變量對2個因變量影響的統(tǒng)計顯著性都達0.001。但性別對2個因變量的影響方向是不一樣的。在模型A1、A2中，男性比女性身心健康水平低,但在模型B1、B2中，男性的生活滿意度要比女性高。

3．年齡只對“身心健康因子”的影響具統(tǒng)計顯著性。非標準回歸系數(shù)表明，年齡對“身心健康因子”的影響呈直線下降趨勢，即年齡越大，身心健康水平越低。

4．婚姻狀況和政治面貌都只在模型B1中對“生活滿意度因子”的影響具統(tǒng)計顯著性。從非標準回歸系數(shù)可發(fā)現(xiàn)，已婚者比未婚者生活滿意度低15.6個百分點;黨員比非黨員生活滿意度低14.1個百分點。但在加入社會資本解釋變量后，兩者對“生活滿意度因子”影響的統(tǒng)計性都消失了。

5．受教育程度和個人年收入對農(nóng)民的生活質(zhì)量均有較顯著的影響。在4個模型中，文化程度為“初中”層次和“高中或中?！睂哟蔚氖茉L者要比“小學(xué)及以下”層次的受訪者無論在身心健康水平還是在生活滿意度上都要高。“大?！焙汀氨究萍耙陨稀睂哟蔚氖茉L者與“小學(xué)及以下”層次的受訪者相比在統(tǒng)計上不具顯著性，可能是因為“大?！焙汀氨究萍耙陨稀睂哟蔚氖茉L者樣本稀少(兩者總共才占0.5%)。另一方面，個人年收入在4個回歸模型中對因變量的影響均具統(tǒng)計顯著性?；貧w系數(shù)表明，個人年收入越高，個人身心健康水平和生活滿意度也越高。

那么，社會資本諸因素對生活質(zhì)量的2個因子的影響又是如何呢？

首先，從總體上看，社會資本對生活質(zhì)量的各方面都起著一定的影響。在沒有加入社會資本各因素之前，模型A1、B1的判定系數(shù)分別只有14.7%、2.9%, 而在加入社會資本各因素之后模型A2、B2達到15.3%、5%,分別提升0.6和2.1個百分點。

其次，社會資本的“信任因子”、“網(wǎng)絡(luò)互助因子”、“社區(qū)參與因子”對生活質(zhì)量的“身心健康因子”和“生活滿意度因子”的影響都具統(tǒng)計的顯著性。非標準回歸系數(shù)表明，隨著農(nóng)民“信任”、“網(wǎng)絡(luò)互助”水平的提高，他們“身心健康”和“生活滿意度”的水平也越高;值得注意的是“網(wǎng)絡(luò)互助”對“生活滿意度”影響很大，標準回歸系數(shù)達0.151，是社會資本諸因素中對因變量影響最大的，這與國內(nèi)部分學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)相似[注]張友琴對廈門城鄉(xiāng)老年人社會支持網(wǎng)的比較研究發(fā)現(xiàn)，老年人社會支持網(wǎng)規(guī)模越大，結(jié)構(gòu)越多樣，老年人生活滿意度越高。張友琴.老年人社會支持網(wǎng)的城鄉(xiāng)比較研究——廈門市個案研究[J].社會學(xué)研究.2001,(4):11-21.；另外，隨著“社區(qū)參與”水平的提高，“身心健康”和“生活滿意度”水平也會提高。換言之，農(nóng)民社會資本的提升有助于提高其生活質(zhì)量。

四 結(jié)論與討論

以上的研究分析表明，農(nóng)民主觀感受的生活質(zhì)量總體處于中等水平。受訪農(nóng)民居住的社區(qū)類型、性別、文化程度和個人年收入等社會經(jīng)濟屬性對其生活質(zhì)量具顯著的影響。年齡、婚姻狀況和政治面貌也對生活質(zhì)量起著不同程度的影響。

本文的另一重要發(fā)現(xiàn)是社會資本對農(nóng)民生活質(zhì)量起著積極和正面的作用。在預(yù)測生活質(zhì)量的2 個模型中，無論是身心健康因子，還是生活滿意度因子，在加入社會資本的諸因素后，模型的解釋力有了一定的提高。另外，社會資本的3個因子對生活質(zhì)量的2個因子的影響都具統(tǒng)計的顯著性。這表明社會資本在一定程度上確實是可以提高生活質(zhì)量的。該結(jié)果與西方學(xué)者所做的相關(guān)研究結(jié)果一致[注]參見Bjornskov, Christian, 2003,“The Happy Few: Cross-Country Evidence on Social Capital and Life Satisfaction”. KYKLOS, Yol.56-2003-Fasc. 1, 3一16.。以上發(fā)現(xiàn)，對我們制定相關(guān)農(nóng)村社會福利政策都有一定的參考價值。

生活質(zhì)量是和諧社會的題中之義。這在“十一五規(guī)劃”和十六屆四中全會的會議精神中都得到明顯體現(xiàn)。前者指出我們要“按照民主法治、公平正義、誠信友愛、充滿活力、安定有序、人與自然和諧相處的要求，從解決人民群眾最關(guān)心、最直接、最現(xiàn)實的切身利益問題入手，扎實推進和諧社會建設(shè)。”后者形成了《中共中央關(guān)于構(gòu)建社會主義和諧社會若干重大問題的決定》，明確指出到2020年，構(gòu)建社會主義和諧社會的目標和主要任務(wù)是：“……家庭財產(chǎn)普遍增加，人民過上更加富足的生活；全民族的思想道德素質(zhì)、科學(xué)文化素質(zhì)和健康素質(zhì)明顯提高，良好道德風(fēng)尚、和諧人際關(guān)系進一步形成;實現(xiàn)全面建設(shè)惠及十幾億人口的更高水平的小康社會的目標，努力形成全體人民各盡其能、各得其所而又和諧相處的局面。”實際上正如著名哲學(xué)家休漠所說：“一切人類努力的偉大目標在于獲得幸?！?。因此，可以說，追求較高的生活質(zhì)量是和諧社會建設(shè)的重要目標。

但追求生活質(zhì)量千萬不能再以單純GDP為指標。近20年來，中國的經(jīng)濟發(fā)展相當迅速，GDP以每年9.3%的速度增長。但是，中國人的幸福指數(shù)并沒有隨著經(jīng)濟的增長而增長。根據(jù)荷蘭Erasmus大學(xué)的 Ruut veenhoven教授對中國3次幸福指數(shù)的調(diào)查，中國1990年國民幸福指數(shù)為6.64(1-10標度)，1995年上升到7.08，但2001年卻下降到6.60[4]。數(shù)據(jù)表明，即使經(jīng)濟持續(xù)快速增長也并不能保證國民幸福度的持續(xù)上升。因此可以說，社會資本對于現(xiàn)在的中國社會、對于中國人民的生活質(zhì)量絕不是無足輕重的。有的學(xué)者甚至認為非經(jīng)濟領(lǐng)域?qū)ι顫M意度的影響大于經(jīng)濟領(lǐng)域[5]11176-11183。

所以，在和諧社會建設(shè)進程中，如何構(gòu)建社會資本以追求較高的生活質(zhì)量是我們今后研究的重要課題。比如，在農(nóng)村中，如何完善村規(guī)民約，提高村民的“契約”意識、“規(guī)范”意識與“信任”意識;如何引導(dǎo)村民參加農(nóng)村合作組織、參加各種社團，增強村民溝通、互助、合作能力;如何促使村民自覺積極參加村委會選舉、關(guān)注村集體公共事務(wù)等。

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