Page 102 - 《社会》2017年第2期
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相对收入与主观幸福感:检验农民工的多重参照群体


   活满意度产生作用,而如果两条路径大小相似,我们就会发现总效应基
   本为零。但如果能够控制合适的未来期望指标,我们会预期原来为零
   的总效应就会变为负向,即社会比较效应显现。表 5 显示了这样的尝
   试,模型 1 和模型 3 分别重复了表 3 中的模型 3 和模型 4 作为比较基
   准,即在控制个人收入及其他控制变量后,同一省/市的城市就业居民

   的平均收入对于农民工的生活满意度没有显著影响。模型 2 和模型 4
   在基线的基础上增加了被访者对于未来的信心,作为未来期望的一个
   近似指标。我们发现,尽管对于未来信心越大,农民工的生活满意度也
   越高,但省级/市级城市就业居民的平均收入总效应依然为零。如果我
   们选取的测量的确能够代表人们对于未来向上流动的期望,那么表 5
   中的结果说明,假设 3 没有获得经验支持。也就是说,在评价自身生活
   时,农民工并不倾向于将其他城市就业居民当做参照群体,在形成对未
   来生活的期望时,也不一定以当前的城市就业居民为目标。

        表 5 :对未来的期望是否压抑了城市就业居民平均收入对农民工生活
               满意度的效应:农民工样本 ( 犖=4358 )
                              模型 1      模型 2     模型 3      模型 4
   犔狅 犵 (年收入)                0.060   0.048   0.058   0.046 
                             ( 0.020 )  ( 0.019 )  ( 0.020 )  ( 0.019 )
   犔狅 犵 (城市就业居民平均收入)_省级 -0.029        -0.008
                             ( 0.069 )  ( 0.064 )
   犔狅 犵 (城市就业居民平均收入)_市级                         0.005     0.015
                                                ( 0.059 )  ( 0.056 )
   未来期望                                0.342           0.342 
                                       ( 0.021 )          ( 0.021 )
   教育年限                     -0.013    -0.006   -0.013    -0.006
                             ( 0.008 )  ( 0.008 )  ( 0.008 )  ( 0.008 )
   职业 (参照组:办事人员)
     负责人                     0.208     0.200   0.207     0.199 
                             ( 0.110 )  ( 0.099 )  ( 0.110 )  ( 0.099 )
     专业人员                    0.063     0.044    0.067     0.046
                             ( 0.070 )  ( 0.069 )  ( 0.070 )  ( 0.069 )
     商业人员                    0.044    -0.002    0.047     0.000
                             ( 0.058 )  ( 0.057 )  ( 0.057 )  ( 0.057 )
     农业人员                    0.249     0.205    0.253     0.208
                             ( 0.130 )  ( 0.127 )  ( 0.130 )  ( 0.127 )
     操作工人                    0.001    -0.018    0.004    -0.016
                             ( 0.094 )  ( 0.092 )  ( 0.094 )  ( 0.092 )
     其他人员                    0.081     0.040    0.084     0.042
                             ( 0.130 )  ( 0.113 )  ( 0.130 )  ( 0.113 )


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