Page 95 - 《社会》2017年第2期

社会· ２０１７ · ２

最后，当确定了有效的社会比较参照群体后，我们再回到全样本的
模型 １ ，考察加入相关的参照群体平均收入后，在第一阶段所发现的 β １
是否会减小，甚至变为负向。
（二）基线证据：农民工比城市就业居民更满意？

作为分析的第一步，我们首先想要确认被解释的现象，即验证在多
元变量模型中，与城市就业居民相比，农民工的生活满意度是否更高？
由于生活满意度是一个定序变量，所以我们使用定序逻辑回归模型。
为了同时解决传统非线性概率模型中的重新标度（ 狉犲狊犮犪犾犻狀 犵 ）过程所导
致的模型间系数和标准误估计失准的问题（洪岩壁， ２０１５ ），我们通过
犢－ 标准化过程对潜因变量的标度进行了固定，使得不同模型间同一
变量的系数具有可比性。表 ２ 中的模型 １ 展示了在控制一般个人特征
后的情况。我们发现，与城市就业居民相比，农民工身份对于生活满意
度的影响并不显著。然而，如模型 ２ 所示，在考虑了代表融入的“拥有
住房”变量后，农民工身份的影响变为显著的正向。这说明，在个人社
会经济地位以及住房拥有状况相仿的情况下，农民工的满意度要显著
地高于城市就业居民。尽管农民工的社会经济地位特别是由制度而来
的社会福利低于城市居民 （谢桂华， ２００７ ），他们的主观满意度却显著
地更高，这一发现与已有研究一致（李培林、李炜， ２００７ ， ２０１０ ）。随后的
分析中，我们要尝试解释这种农民工主观评判与客观经济地位的不一
致现象。
表 ２ 中其他控制变量的效应与已有研究较为一致：已婚人士比其
他婚姻状况群体生活满意度更高（ 犇犻犲狀犲狉 ， 犲狋犪犾． ， ２０００ ）；年龄与生活
满意度之间呈 犝 形关系（ 犅犾犪狀犮犺犳犾狅狑犲狉犪狀犱犗狊狑犪犾犱 ， ２００８ ； 犈犪狊狋犲狉犾犻狀 ，
２００６ ）；男性比女性的生活满意度更低（ 犉狌 犼 犻狋犪 ， 犲狋犪犾． ， １９９１ ）；拥有住房
与主观幸福感之间有显著的正向相关（ 犎狌 ， ２０１３ ）。需要注意的是，本
文发现了教育年限对生活满意度的影响为负，这与大部分研究所发现
的正向效果相反（参见 犇狅犾犪狀 ， 犲狋犪犾． ， ２００８ ），但已有研究也的确发现
过负向影响 （如 犆犾犪狉犽 ， ２００３ ； 犆犾犪狉犽犪狀犱犗狊狑犪犾犱 ， １９９６ ）。学者认为，教
育的负向影响可能来自于它对人们期望的提高。
（三）农民工的多重参照群体：哪一个起作用？
接下来，我们检验多重参照群体的平均收入对于农民工群体生活
满意度的影响。表 ３ 分别展示了其他农民工、城市就业居民和农民作

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