個(gè)人認(rèn)知社會(huì)資本與青少年健康水平及幸福感關(guān)系的實(shí)證分析
——來(lái)自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)的證據(jù)

王曉星

(中國(guó)社會(huì)科學(xué)院研究生院，北京 102448)

一、引言

青少年是社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的重要資源，其身心健康水平關(guān)系到個(gè)人乃至整個(gè)國(guó)家的未來(lái)發(fā)展和整體競(jìng)爭(zhēng)力。因而其健康水平的決定因素是衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要課題。而社會(huì)資本作為一個(gè)連接個(gè)人與社會(huì)環(huán)境的重要社會(huì)學(xué)概念，成為眾多決定因素中的研究熱點(diǎn)。社會(huì)資本概念由Bourdieu最先提出，隨后Coleman[1](1988)擴(kuò)展并實(shí)證檢驗(yàn)了社會(huì)資本的作用，他指出了社會(huì)資本的三種重要形式，分別為責(zé)任與期望、信息渠道和社會(huì)規(guī)范。Putnam[2](1993)把社會(huì)資本定義為包含有信任、公民參與、合作和互惠的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，并指出社會(huì)資本是行動(dòng)者在行動(dòng)中獲取和使用嵌入在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的資源。雖然對(duì)社會(huì)資本的定義還有差異，但是總體來(lái)說社會(huì)資本可以分為結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本和認(rèn)知性社會(huì)資本兩大類型：結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本是客觀可測(cè)量的部分，如兄妹數(shù)量和家庭結(jié)構(gòu)等；而認(rèn)知性社會(huì)資本是主觀的認(rèn)知因素，如信任與共享的規(guī)則和價(jià)值觀等。

不同種類的社會(huì)資本對(duì)于青少年健康水平的作用機(jī)制也不相同。就家庭內(nèi)的社會(huì)資本而言，父母通過家庭社會(huì)資本對(duì)青少年的行為模式和社會(huì)規(guī)則習(xí)得產(chǎn)生影響，良好的管控和積極的家庭氛圍會(huì)對(duì)學(xué)齡期的子女的社會(huì)適應(yīng)能力有正向促進(jìn)作用，進(jìn)而也會(huì)提高其健康水平和幸福感(Parcel等，2010)[3]。就家庭外的社會(huì)資本而言，主要以社區(qū)社會(huì)資本為主，可以形成有益的社會(huì)交往和相互信任的社會(huì)環(huán)境，有助于降低青少年的身心壓力；同時(shí)高的社區(qū)資本可以給孩子提供安全的活動(dòng)場(chǎng)所，增強(qiáng)對(duì)他人的信任感，降低危險(xiǎn)發(fā)生的可能性。社會(huì)資本對(duì)青少年健康狀況的多重影響機(jī)制彰顯了社會(huì)資本在決定青少年健康水平上的重要作用，因而討論社會(huì)資本對(duì)中國(guó)青少年健康狀況的影響，對(duì)于更好促進(jìn)青少年健康發(fā)展具有重要意義。

本文使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2012年和2014年數(shù)據(jù)，研究青少年的個(gè)人層面的認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于自身健康狀況和幸福感的影響。本文的研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本對(duì)于自評(píng)健康水平和幸福感水平均有顯著正向影響，個(gè)人認(rèn)知社會(huì)資本(以“對(duì)他人的信任程度”衡量)每提高10%，青少年自評(píng)健康水平增加0.31%，青少年自評(píng)非常幸福的概率增加0.82%。同時(shí)認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于幸福感的影響存在性別、城鄉(xiāng)和家庭結(jié)構(gòu)的差異。傾向得分匹配(PSM)的估計(jì)結(jié)果表明，認(rèn)知社會(huì)資本每提高10%，女性青少年自評(píng)非常幸福的概率比男性青少年要提高0.06%，城市青少年的概率比農(nóng)村青少年提高0.17%，非獨(dú)生子女青少年比獨(dú)生子女青少年提高0.23%。

本文的第二部分為相關(guān)文獻(xiàn)綜述，第三部分為數(shù)據(jù)、關(guān)鍵變量和模型方法說明，第四部分為實(shí)證結(jié)果分析，第五部分為本文的結(jié)論與啟示。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于社會(huì)資本對(duì)于青少年健康狀況的研究早期主要在西方發(fā)達(dá)國(guó)家中展開。最早把社會(huì)資本概念引入青少年研究領(lǐng)域的是Coleman[1(1988)。他分析了社會(huì)資本對(duì)于高中生輟學(xué)的影響，并把青少年社會(huì)資本分為家庭內(nèi)的社會(huì)資本和家庭外的社會(huì)資本。但是他主要關(guān)注的是結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本對(duì)于青少年的影響，而隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本已經(jīng)不能很好地代表社會(huì)資本，學(xué)者開始更加關(guān)注認(rèn)知性社會(huì)資本對(duì)于青少年的影響。如Morrow[4](1999)研究了子女對(duì)家庭關(guān)系的認(rèn)知和親子互動(dòng)質(zhì)量對(duì)于青少年的身心健康影響，發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本質(zhì)量高的家庭的青少年擁有更高的自評(píng)健康水平。Ferguson(2006)5和d’Hombres等(2010)[6]進(jìn)一步指出高社會(huì)資本家庭養(yǎng)育的孩子總體上更為幸福，身心健康程度更高，教育獲得與就業(yè)更好，并且構(gòu)建了家庭結(jié)構(gòu)的五種成分，分別包括家庭結(jié)構(gòu)、親子關(guān)系質(zhì)量、成人對(duì)孩子的關(guān)注、父母對(duì)孩子活動(dòng)的監(jiān)管和家庭交換與支持的擴(kuò)展。

在社會(huì)資本的實(shí)證研究方面，Parcel等(2010)[3]利用1988年美國(guó)國(guó)家青年跟蹤調(diào)查中的母親與子女?dāng)?shù)據(jù)，對(duì)524名兒童的家庭社會(huì)資本與行為進(jìn)行了研究，結(jié)果表明母親對(duì)于兒童的良好管控與積極的家庭氛圍對(duì)于子女幸福感水平有正向影響。King等(2004)[7]對(duì)5377名美國(guó)青少年健康跟蹤研究發(fā)現(xiàn)，父親對(duì)于子女生活的卷入程度和親子關(guān)系質(zhì)量對(duì)于青少年精神健康有重要影響，認(rèn)知社會(huì)資本多寡與兒童精神疾病有顯著的負(fù)相關(guān)，來(lái)自家庭成員的信任和關(guān)愛越多，子女患精神疾病的可能性越低。De Clercq等(2012)[8]通過比利時(shí)2005—2006年學(xué)齡兒童健康行為調(diào)查，進(jìn)行了社會(huì)資本與青少年健康的社會(huì)不平等研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本能有效預(yù)測(cè)青少年健康與幸福。同年Camfield(2012)[9]研究了埃塞俄比亞貧困地區(qū)社會(huì)資源、抗逆力與青少年幸福的關(guān)系，指出貧困社區(qū)通過構(gòu)建社會(huì)網(wǎng)絡(luò)提高社區(qū)社會(huì)資本，進(jìn)而提高了青少年的幸福水平。

國(guó)內(nèi)青少年社會(huì)資本與健康狀況的研究文獻(xiàn)不是太多，且大多集中于港臺(tái)地區(qū)學(xué)者。Lau and Li(2011)[10]對(duì)深圳1306名六年級(jí)學(xué)生及其家長(zhǎng)進(jìn)行了關(guān)于社會(huì)資本與主觀幸福感的問卷調(diào)查，結(jié)果顯示家庭社會(huì)資本與兒童主觀幸福感有顯著的正向影響。Wu等(2012)[11]對(duì)北京806名外來(lái)務(wù)工家庭的青少年精神健康與社區(qū)社會(huì)資本和家庭社會(huì)資本之間的結(jié)構(gòu)方程研究發(fā)現(xiàn)，社區(qū)社會(huì)資本通過家庭社會(huì)支持對(duì)青少年精神健康產(chǎn)生積極的影響，但與西方研究不同的是，他們研究發(fā)現(xiàn)家庭經(jīng)濟(jì)資本對(duì)于青少年的精神健康具有消極阻礙作用。

總結(jié)以往的研究，我們可以看出現(xiàn)有文獻(xiàn)可能存在以下兩點(diǎn)不足：①現(xiàn)有對(duì)于社會(huì)資本對(duì)青少年健康水平影響的研究仍待開展，且現(xiàn)有研究主要集中于西方發(fā)達(dá)國(guó)家地區(qū)，而對(duì)于包括我國(guó)在內(nèi)的發(fā)展中國(guó)家地區(qū)的青少年健康研究則仍待進(jìn)一步加強(qiáng)，且從Wu等(2012)[11]的研究也可看出，我國(guó)國(guó)內(nèi)社會(huì)資本與青少年健康水平關(guān)系也與西方國(guó)家有所差異，這更突顯了開展國(guó)內(nèi)研究的必要性。②現(xiàn)有大部分關(guān)于青少年社會(huì)資本代表指標(biāo)的選取主要集中在父母的視角，而未能強(qiáng)調(diào)青少年本身的行動(dòng)所帶來(lái)的社會(huì)資本對(duì)于其自身的健康狀況的影響，因而賦予青少年以主動(dòng)性，從其自身視角選取社會(huì)參與等指標(biāo)則有著重要的意義，畢竟青少年本身才是自己的建構(gòu)者。

本文也正是基于這兩點(diǎn)考慮拓展了已有的研究。首先是選取中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)，同時(shí)從青少年自身的視角選取了社會(huì)資本的代表性指標(biāo)，進(jìn)而研究其對(duì)健康和幸福感水平的可能影響。

三、數(shù)據(jù)、關(guān)鍵變量和模型方法說明

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)。該數(shù)據(jù)由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心與美國(guó)密歇根大學(xué)調(diào)查研究中心等合作搜集和發(fā)布，是兩年一期的跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，旨在對(duì)全國(guó)代表性的村居、家庭和成員進(jìn)行追蹤調(diào)查，以反映中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)變遷情況。CFPS問卷分為村(居)問卷、家庭問卷和個(gè)人問卷，分別從不同角度反映社會(huì)環(huán)境、家庭環(huán)境條件與個(gè)人的生存狀況等。其中個(gè)人問卷中包括成人問卷和兒童問卷。本文所采用的主要數(shù)據(jù)為2012年和2014年的兒童問卷調(diào)查組成的混合截面數(shù)據(jù)，來(lái)源于全國(guó)25個(gè)省(市、自治區(qū))、105個(gè)縣和416個(gè)行政居。在兒童問卷中，本文選取了10～15歲的青少年兒童作為研究對(duì)象。且本文主要的解釋變量為青少年個(gè)人的社會(huì)資本，因而在剔除信息缺失和不完整的觀察值后，本文最終的研究樣本數(shù)為2756人，其中2012年的樣本數(shù)為1038人，2014年的樣本數(shù)為1718人。

(二)關(guān)鍵變量

1.被解釋變量

本文的被解釋變量分別為青少年個(gè)人的自評(píng)健康狀況和自評(píng)的幸福感水平。根據(jù)Poortinga(2006)[12]和Yip(2007)[13]等人的研究，雖然個(gè)人對(duì)于健康的主觀評(píng)價(jià)具有一定的誤差，但相比于身高與體重等客觀指標(biāo)來(lái)說，仍然是預(yù)測(cè)客觀健康水平的有效指標(biāo)，甚至具有更好的穩(wěn)健性。因而本文也用自評(píng)健康水平和幸福感水平作為健康和幸福的代理變量。

在CFPS兒童問卷中，主要關(guān)注的問題是WL1:“你認(rèn)為自己身體的健康情況如何？”及WM302：“你覺得自己有多幸福？”前一個(gè)問題共有“非常健康、很健康、比較健康、一般、不健康”5個(gè)選項(xiàng)；后一個(gè)問題有0～10的評(píng)分，0分代表非常不幸福，10分表示非常幸福。為了研究的方便，也參考了黃乾(2010)[14]、周廣肅等人(2014)[15]的做法，將“非常健康、很健康”重新編碼為健康狀況很好的青少年，定義為1；將“比較健康、一般、不健康”重新編碼為健康狀況不太好的青少年，定義為0。

2.解釋變量

(2)其他解釋變量。在參考相關(guān)文獻(xiàn)后，本文選取的其他解釋變量主要包括青少年的個(gè)人層面、家庭層面和社區(qū)層面的變量。其中青少年個(gè)人解釋變量年齡、年齡平方、性別、教育程度、居住地區(qū)和戶籍。家庭層面的控制變量包括父母的教育年限、父母的年齡、家庭的人口規(guī)模和家庭的收入水平，當(dāng)然家庭的人口規(guī)模也是青少年家庭結(jié)構(gòu)社會(huì)資本的代理變量。社區(qū)層面的變量包括社區(qū)醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)量。表1給出了所有統(tǒng)計(jì)變量的定義和描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 變量定義和描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表

變量變量定義平均值標(biāo)準(zhǔn)差FAGE父親的年齡40.795.20MAGE母親的年齡38.905.03OHLYCHILD獨(dú)生子女=1,非獨(dú)生子女=00.180.38HINCOME家庭年收入水平(元)44374.3545256.55CHOSPITAL社區(qū)醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)量(個(gè))2.362.19

(三)模型方法

為了考察個(gè)人社會(huì)資本對(duì)于青少年健康的影響，本文設(shè)定了如下的實(shí)證模型：

Hi=β0+β1Xi+γCSCi+εi

(1)

其中Hi為青少年i自評(píng)的健康狀況(HEi)和幸福感水平(HAi)，Xi為上文所述的所有除社會(huì)資本以外的控制變量，CSCi表示為青少年的個(gè)人認(rèn)知社會(huì)資本水平，εi為模型的誤差項(xiàng)。

在估計(jì)社會(huì)資本對(duì)青少年自評(píng)健康狀況的影響時(shí)，由于本文重新定義的自評(píng)健康水平是0～1二值變量，因而本文采用的是Probit模型進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)。而在考慮估計(jì)社會(huì)資本對(duì)于青少年自評(píng)幸福感水平的影響時(shí)，由于自評(píng)幸福感水平是0～10分的得分，存在一個(gè)順序上的差異，因而本文采用的是Ordered Probit(Oprobit)模型進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)。同時(shí)為了消除潛在的異方差性，還在回歸中加入了穩(wěn)健回歸的選項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

首先如表2所示為分樣本數(shù)據(jù)所做的描述性統(tǒng)計(jì)分析，為了進(jìn)行對(duì)比，本文分別按照城鄉(xiāng)、男女、青少年和是否為獨(dú)生子女對(duì)樣本進(jìn)行了描述。

表2 分樣本數(shù)據(jù)描述性分析

從表2可以看出，無(wú)論是分城鄉(xiāng)、分性別還是分是否為獨(dú)生子女，青少年自評(píng)的健康水平的平均值差異都非常小，這說明在抽樣的青少年樣本中，自評(píng)健康水平不存在顯著的城鄉(xiāng)、性別和家庭結(jié)構(gòu)差異。而在自評(píng)幸福感水平差異上，城市青少年要高于農(nóng)村青少年(8.33 vs. 8.10)，女性青少年要高于男性青少年(8.39 vs. 8.02)，獨(dú)生子女高于非獨(dú)生子女(8.40 vs. 8.15)。而在標(biāo)準(zhǔn)化認(rèn)知社會(huì)資本平均值上，也存在樣本間的差異。其中農(nóng)村青少年的認(rèn)知社會(huì)資本平均水平比城市高(0.02 vs. -0.03)，這說明城市青少年對(duì)于他人的信任程度不如農(nóng)村青少年，這也是生存環(huán)境導(dǎo)致了兩者之間的差異。農(nóng)村青少年大多生活在熟人環(huán)境中，且接觸到的人事較城市青少年也較為純樸，因而其對(duì)他人的信任程度可能也會(huì)相對(duì)較高。此外，男性青少年的認(rèn)知社會(huì)資本平均水平要低于女性青少年(-0.02 vs. 0.02)，這也反映了男女青少年對(duì)他人信任程度的心理上的差異。最后非獨(dú)生子女的認(rèn)知社會(huì)資本平均水平要高于獨(dú)生子女(0.02 vs. -0.08)，這反映了家庭結(jié)構(gòu)對(duì)于青少年認(rèn)知社會(huì)資本的影響，兄弟姐妹之間的接觸和溝通使得青少年的認(rèn)知社會(huì)資本有明顯提高。當(dāng)然從其他控制變量的平均值也可看出，城市青少年的家庭人口規(guī)模比農(nóng)村要小，獨(dú)生子女的數(shù)量比農(nóng)村要多(4.45 vs. 5.24,0.29 vs. 0.10)，這反映了城市與農(nóng)村相比，家庭規(guī)模要更小，獨(dú)生子女家庭更多，這也與我國(guó)計(jì)劃生育政策在城市實(shí)施得更為嚴(yán)格有關(guān)。同時(shí)注意到城市青少年中大多為非農(nóng)戶口，農(nóng)村青少年基本均為農(nóng)業(yè)戶口(0.48 vs. 0.04)，反映了我國(guó)城鄉(xiāng)二元戶籍制度的事實(shí)。最后，城市家庭的收入水平和社區(qū)的醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)量都要高于農(nóng)村(53147.01 vs. 36203. 12,3.29 vs. 1.88)，這也反映出了當(dāng)下我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，城鄉(xiāng)家庭收入和醫(yī)療衛(wèi)生水平均有差異，城市地區(qū)醫(yī)療資源更為集中。

(二)實(shí)證模型總體回歸結(jié)果分析

表3報(bào)告了模型的樣本總體估計(jì)結(jié)果，即分別表示出了運(yùn)用Probit模型和Oprobit模型估出的健康水平和幸福感水平的結(jié)果。

表3 總體樣本回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)表示標(biāo)準(zhǔn)誤，“***”p<0.01,“**”p<0.05,“*”p<0.1

從表3的回歸結(jié)果可以看出，青少年的個(gè)人認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于自評(píng)健康水平和自評(píng)幸福感的影響均十分顯著，這表明青少年的個(gè)人認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于青少年的身心健康感受均有積極的促進(jìn)作用，且由邊際效應(yīng)可知，認(rèn)知社會(huì)水平每提高10%，青少年自評(píng)健康水平增加0.31%，非常幸福(HA=10)的概率增加0.82%。

同樣地，在影響健康水平的其他變量中，居住地區(qū)(RESIDENCE)和家庭人口規(guī)模(HSIZE)對(duì)青少年自評(píng)健康水平的影響是正向且十分顯著的，且由邊際效應(yīng)可知，城市青少年的自評(píng)健康水平比農(nóng)村青少年高0.039；家庭人口規(guī)模每擴(kuò)大10%，青少年自評(píng)健康水平提高0.08%。這其中的原因可能在于城市家庭的生活條件以及城市的醫(yī)療水平均比農(nóng)村要好，有助于提高青少年的自評(píng)健康水平；而家庭人口規(guī)模越大，青少年擁有的兄弟姐妹越多，其獨(dú)立自主性越強(qiáng)，那么對(duì)自身的健康水平也就更為重視。同時(shí)如上文所述，Coleman把家庭結(jié)構(gòu)定義為青少年的家庭社會(huì)資本，因而青少年的家庭社會(huì)資本對(duì)其自評(píng)健康水平還是有正向影響的。并且我們發(fā)現(xiàn)家庭收入(HINCOME)對(duì)健康水平的影響并不顯著，因而青少年自評(píng)健康水平主要取決于自身的主觀評(píng)價(jià)。

在影響自評(píng)幸福感水平的眾多其他變量中，性別、受教育程度、居住地區(qū)、家庭人口數(shù)量以及父母的年齡和受教育程度對(duì)于幸福感水平的影響都是十分顯著的，且由系數(shù)正負(fù)可知，城市青少年自評(píng)幸福感水平高于農(nóng)村青少年，女性青少年要高于男性青少年，而家庭人口規(guī)模與自評(píng)幸福感水平是反向關(guān)系。由總體回歸結(jié)果可知城鄉(xiāng)、性別和家庭人口規(guī)模對(duì)于青少年幸福感水平都有顯著影響，因而下文主要分析認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于青少年幸福感水平的異質(zhì)性影響。

(三)認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于青少年幸福感水平的異質(zhì)性影響

在分析認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于青少年幸福感水平的異質(zhì)性影響時(shí)，若直接使用(1)式對(duì)不同樣本進(jìn)行回歸并進(jìn)行系數(shù)上的比較，并不能得到正確結(jié)果，因?yàn)榭赡艽嬖谥匾兞窟z漏或潛在不可觀測(cè)的因素帶來(lái)的內(nèi)生性問題，造成回歸系數(shù)有偏差。為了進(jìn)行合理比較，本文采用傾向得分匹配方法(PSM)，通過構(gòu)造反事實(shí)估計(jì)匹配來(lái)解決內(nèi)生性問題，從而識(shí)別認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于幸福感水平的異質(zhì)性影響。

1.認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)自評(píng)幸福感水平影響的城鄉(xiāng)差異分析

首先運(yùn)用PSM評(píng)估認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)青少年自評(píng)幸福感水平在城鄉(xiāng)之間的不同影響。運(yùn)用傾向得分匹配方法之前，需要對(duì)平衡性和共同支撐假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖1和圖2所示。

圖1匹配前后各協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差圖示

圖2傾向得分共同取值范圍

從圖1的平衡性檢驗(yàn)可以看出，大多數(shù)協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差在匹配后相對(duì)于匹配前都有較大幅度的減小，這在一定程度上說明了匹配的有效性。從圖2來(lái)看，大多數(shù)觀測(cè)值都在共同取值范圍內(nèi)，這說明使用傾向得分匹配可以有效地為處理組尋找合適的對(duì)照組作對(duì)比，匹配損失的樣本量極少。這也表明本文的匹配可以滿足共同支撐假設(shè)。在滿足平衡性和共同支撐假設(shè)后，便可利用PSM方法進(jìn)行估計(jì)，表4顯示了分別對(duì)城市青少年和農(nóng)村青少年使用PSM回歸的結(jié)果。

表4 分城鄉(xiāng)樣本PSM回歸結(jié)果

由表4可知，個(gè)人認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于城市青少年和農(nóng)村青少年均有十分顯著的影響。從PSM估計(jì)得到的平均處理效應(yīng)(ATT)值來(lái)看，對(duì)于城市青少年來(lái)說，認(rèn)知社會(huì)資本每提高10%，自評(píng)幸福感水平提高0.79%，農(nóng)村青少年自評(píng)幸福感水平提高0.62%，城市青少年認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于自評(píng)幸福感的水平影響要高于農(nóng)村青少年。其可能的原因在于，如上文所述，城市青少年的認(rèn)知社會(huì)資本水平要低于農(nóng)村青少年，因而其對(duì)幸福感水平的平均影響會(huì)更大一些。而農(nóng)村青少年認(rèn)知社會(huì)資本處于較高水平，對(duì)幸福感水平的平均影響要小一些。

2.認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)自評(píng)幸福感水平影響的性別差異分析

接著，類似上文，利用PSM方法考察認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)不同性別青少年自評(píng)幸福感水平的影響。圖3和圖4顯示了平衡性和共同支撐假設(shè)的檢驗(yàn)結(jié)果。

圖3匹配前后各協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差圖示

圖4傾向得分共同取值范圍

從圖3和圖4可以看出，協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差在匹配后大幅減小且大多數(shù)觀測(cè)值都在共同取值范圍內(nèi)，表明匹配通過了平衡性檢驗(yàn)和滿足共同支撐假設(shè)。表5顯示了對(duì)男性青少年與女性青少年使用PSM方法回歸的結(jié)果。

表5 分性別樣本PSM回歸結(jié)果

由表中可知，個(gè)人認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于男性青少年和女性青少年也均有十分顯著的影響。邊際上，對(duì)于男性青少年來(lái)說，認(rèn)知社會(huì)資本每提高10%，自評(píng)幸福感水平提高0.51%，女性青少年自評(píng)幸福感水平提高0.57%，女性青少年認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于自評(píng)幸福感的水平影響要略高于男性青少年，但差異并不顯著。其可能的原因也與城鄉(xiāng)差異類似，即由于女性青少年的認(rèn)知社會(huì)資本平均水平要低于男性青少年，因而其對(duì)幸福感水平的平均影響會(huì)更大一些。在社會(huì)上，女性青少年的自我防范意識(shí)要普遍高于男性青少年，要贏得女性青少年的信任并不容易，因而一旦她的信任水平提高，自我的幸福感水平提高的程度會(huì)更大一些。

3.認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)自評(píng)幸福感水平影響的家庭人口規(guī)模分析

類似地，也可根據(jù)樣本數(shù)據(jù)利用PSM方法分析出獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女之間認(rèn)知社會(huì)資本水平對(duì)于自評(píng)幸福感水平影響的差異。平衡性和共同支撐假設(shè)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示如圖5和圖6。

圖5匹配前后各協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差圖示

圖6傾向得分共同取值范圍

同樣圖5和圖6表明協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差在匹配后大幅減小且大多數(shù)觀測(cè)值都在共同取值范圍內(nèi)，通過了平衡性檢驗(yàn)和滿足共同支撐假設(shè)。PSM回歸結(jié)果如表6所示。

表6 不同家庭人口規(guī)模間樣本PSM回歸結(jié)果

從表6可知，個(gè)人認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于是否為獨(dú)生子女均有顯著的影響。從平均效應(yīng)上來(lái)說，對(duì)于獨(dú)生青少年來(lái)說，認(rèn)知社會(huì)資本每提高10%，自評(píng)幸福感水平提高0.71%，非獨(dú)生青少年自評(píng)幸福感水平提高0.94%。也即是說非獨(dú)生青少年認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于自評(píng)幸福感的水平影響要高于獨(dú)生青少年。這其中的原因與城鄉(xiāng)和性別間的差異略有不同，因?yàn)楸M管獨(dú)生子女認(rèn)知社會(huì)資本較非獨(dú)生子女低，其對(duì)幸福感水平的影響還是較低。主要的原因非獨(dú)生子女自評(píng)的幸福感絕對(duì)量比獨(dú)生子女要低很多(7.15 vs. 8.40)，因而認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)其促進(jìn)效果要更大一些。

最后需要指出的是，從本文樣本容量來(lái)看，2756名青少年中有1074名城市青少年，有486名獨(dú)生青少年，表明本文樣本中大多數(shù)城市青少年均非獨(dú)生子女，這似乎與城市實(shí)行的計(jì)劃生育政策相悖。但是CFPS問卷是以居住地來(lái)定義青少年的類型，即居住地在城市的青少年即為城市青少年，他們出生地可能并非城市。進(jìn)一步考察本文選取的另一指標(biāo)“戶籍”表明，樣本中青少年戶籍為農(nóng)業(yè)戶口的為2182人，非農(nóng)業(yè)戶口為574人，而既是非農(nóng)業(yè)戶口又是獨(dú)生子女的青少年有430人。通常來(lái)說，戶籍為非農(nóng)業(yè)戶口的青少年大多出生在城市，這說明絕大多數(shù)出生在城市的青少年均為獨(dú)生子女，可見計(jì)劃生育政策確實(shí)對(duì)城市家庭的人口規(guī)模產(chǎn)生了很大的影響。

五、結(jié)論與啟示

本文使用2012年和2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查的混合截面數(shù)據(jù)，利用Probit和Oprobit模型實(shí)證研究了青少年的個(gè)人的認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于自身健康狀況和幸福感的影響，同時(shí)還采用PSM方法評(píng)估了認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于青少年幸福感水平的異質(zhì)性影響。本文的研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本對(duì)于自評(píng)健康水平和幸福感水平均有顯著正向影響，認(rèn)知社會(huì)水平每提高10%，青少年自評(píng)健康水平增加0.31%，自評(píng)非常幸福的概率增加0.82%。而同時(shí)認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于青少年幸福感的影響存在性別、城鄉(xiāng)和家庭人口數(shù)量上的差異，其中認(rèn)知社會(huì)資本每提高10%，女性青少年自評(píng)非常幸福的概率比男性多提高0.06%，城市青少年的概率比農(nóng)村青少年提高0.17%，非獨(dú)生子女青少年比獨(dú)生子女青少年提高0.23%。而在其他控制變量中，家庭人口數(shù)量對(duì)于青少年自評(píng)健康水平有顯著正向影響，而城鄉(xiāng)、性別和家庭人口數(shù)量差異對(duì)于青少年幸福感均有顯著影響。

基于本文的結(jié)論，由于青少年的個(gè)人認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于其健康水平和幸福感水平均有正面的促進(jìn)作用，因此應(yīng)著力提升青少年的個(gè)人認(rèn)知社會(huì)資本，而信任程度是認(rèn)知社會(huì)資本的重要評(píng)價(jià)指標(biāo)，因而應(yīng)該在整個(gè)社會(huì)大力倡導(dǎo)建立共享的規(guī)范和價(jià)值觀，提高青少年對(duì)社會(huì)的普遍信任程度。此外，本文的結(jié)果還表明認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于青少年幸福感水平的影響存在異質(zhì)性，對(duì)于城市青少年的影響高于農(nóng)村，非獨(dú)生子女高于獨(dú)生子女。這一結(jié)果也豐富了我國(guó)當(dāng)下推行的城鄉(xiāng)一體化和全面二胎政策的意義。當(dāng)城鄉(xiāng)差距逐漸縮小，更多的青少年居住在城市，以及更多非獨(dú)生子女家庭的出現(xiàn)，認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)于提高青少年幸福感水平能夠發(fā)揮更大的作用。

限于數(shù)據(jù)的可得性，本文僅僅討論了認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)健康和幸福感水平的影響，并未考慮青少年結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本，因而在未來(lái)的研究中可進(jìn)一步分析結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本對(duì)于青少年健康和幸福感水平的影響。