公共服务供给何以影响居民生活满意度?——社会公平感的调节效应分析

文/李进华(中国政法大学,北京 100088)

内容提要:政府公共服务供给如何影响人民生活满意度是新时代的重要命题,二者之间的作用机制亟待讨论。基于CSS2017全国4335份居民样本数据,运用OLS回归模型检验不同类型的政府公共服务供给如何影响居民生活满意度,引入社会公平感的调节效应机制。实证结果表明,当前我国居民生活满意度处于中等偏上水平,安全保障型、民生普惠型和个人发展型公共服务供给均对居民生活满意度具有正向显著影响,其中民生普惠型公共服务供给是影响居民生活满意度的核心因素。研究进一步表明,社会公平感在安全保障型公共服务供给和居民生活满意度之间没有发挥调节效应,而在民生普惠型公共服务供给和居民生活满意度之间发挥正向调节作用,且在个人发展型公共服务供给和居民生活满意度之间发挥负向调节效应。

一、引言

党的十九大报告强调,要建立以人民为中心,职能科学、结构优化、廉洁高效、人民满意的服务型政府,不断满足人民日益增长的美好生活需要,使人民的获得感、幸福感和安全感更加充实、更有保障、更可持续。这深刻阐明了政府公共服务供给与人民生活幸福之间的现实性关联,同时为新时代的国家治理和政府公共服务供给体系完善提供了重要指引。

进入新世纪,伴随着服务型政府理念逐渐被实务界广泛接受,[1]政府公共服务供给与居民生活满意度之间的作用关系逐渐为学界所关注,并且实证导向愈加明显。较早实证研究中,马亮运用中国地级市数据分析了公共服务绩效与公民幸福感之间的关系。[2]此后,研究议题逐渐丰富:其一,研究对象的选择更加细致化,包括有意识地选择“城市”或“农村”作为分析单元。其中,以城市作为研究对象,重点关注了城市规模[3]、城市社区[4]、城市(镇)化程度[5]等代表城市异质性特征的变量如何对居民生活满意度(幸福感)产生影响。农村作为研究对象的分析中,纳入了“村庄民主”变量来观察政府公共服务供给与居民生活满意度之间的作用关系。[6]其二,作为自变量的影响因素被不断地挖掘。包括社会资本、个人发展型公共服务和社会保障型公共服务等。[7]总之,回顾现有文献发现,学者们在分析政府公共服务供给对居民生活满意度(幸福感)的影响时,核心论点可以分为“正向显著影响论”和“无显著影响论”两种观点。“正向显著影响论者”认为,政府公共服务供给质量和效率的提升能对居民的幸福感和生活满意度产生显著正向影响。[8][9]而“无显著影响论者”的结论则表明,公共服务对居民幸福感的影响可能并非都是显著的。这一结论的得出在张应良[10]、梁思源等人的研究中得到了验证。[11]

上述研究得出看似矛盾的结论可能源于以下三个方面:一是抽样单元选择的不同或是样本选择存在误差。二是概念测量和操作化不当导致出现偏误。三是尚未关注到解释变量和被解释变量之间可能存在某种中介或调节效应。前面两点可以在技术层面通过合理设计抽样方法与提升概念测量的精准性来规避,但对于第三个方面现有研究则缺少对其展开深入讨论。为弥补这一不足,本文以2017年中国社会状况综合调查(Chinese Social Survey,CSS)数据库为研究样本来源,引入社会公平感概念,分析政府公共服务供给影响居民生活满意度的具体作用机制,进而揭晓政府公共服务供给如何影响居民生活满意度这一核心问题。本文可能的边际贡献在于:一是丰富和发展了政府公共服务供给的概念范畴,将其分为安全保障、民生普惠和个人发展三种类型。二是运用较新的全国样本数据和采用更合理的维度来测量政府公共服务供给、居民生活满意度以及社会公平感等核心概念。三是引入社会公平感的调节效应分析政府公共服务供给影响居民生活满意度的具体作用机制。

二、理论基础与研究假设

(一)理论基础

1.公共服务型政府理论。该理论是由服务型政府理论派生而来。服务型政府是一种相对于管制型政府(强调政府本位、官本位体制)而言的一种政府管理模式,是一个以政府公共性理论、民主政治理论、马克思主义代表制、行政法治理论和新公共服务理论等为理论基础,[12]遵循社会本位、公民本位的理念,致力于建设一个为公民服务、公正公平、负责任的现代政府。[13]公共服务型政府理论的理念和内容与服务型政府理论基本相近,均是强调转变政府本位的理念,但其更加强调的是政府要为社会和市场提供各种优质的公共服务。[14][15]公共服务型政府理论下,政府公共服务供给类型被划为了“保障型公共服务”和“个人发展型公共服务”等。前者是指满足居民生存需要、被广泛认可的公共服务,即基本的公共服务;后者则指满足居民对更高品质生活和发展需求的公共服务。[16][17]公共服务型政府理论是将“政府公共服务供给”概念进行操作化的重要理论依据。

2.公共服务需求层次理论。该理论是在马斯洛需求层次理论基础之上提出的有关政府公共服务供给次序与等级的理论。马斯洛需求层次理论将人的需求层次分为五个等级,自下而上分别是“生理需求”“安全需求”“社交需要”“尊重需求”和“自我实现需求”。[18]公共服务需求层次理论认为,随着社会发展日趋多元化和人们生活水平的大幅度提升,相应地会对公共服务产生不同层次的需求——如安全型、民生型、个人发展型、文化型和生态型。[19]公共服务需求层次理论对本文研究的理论贡献在于——不仅要认识到政府公共服务供给是多种类的,同时也要关注公众对不同类型的公共服务需求也是有等级次序的,政府公共服务供给等级可分为:安全保障型、民生普惠型和个人发展型政府公共服务。

3.社会公平理论。公共管理理论范式下的社会公平理论直接来自新公共行政学派,以弗雷德里克森为代表。该学派受到了罗尔斯的《正义论》关于社会公平正义的两个基本原则影响。新公共行政学派的社会公平理论认为,应该加强少数人的政治权利,并增强其经济生存条件的满意度,强调以社会公平作为政府工作的基本准则。[20]现实中,每个人心中都有一个关于社会公平的杠杆,而这个杠杆在实证社会科学家看来,可以通过社会公平感量表加以测量。社会公平理论连接了政府服务工作与居民生活满意度,是本文调节变量引入的重要理论依据。

(二)研究假设

在前述理论基础之上,结合现有的一些研究成果,本文的研究假设如下:

1.安全保障型公共服务与居民生活满意度。在公共服务需求层次理论当中,除了生活资料的需求外,最基本的安全需求会显著影响人的生活质量和幸福感。这一结论在一些心理学研究中得到了证明。[21]公共安全认知与市民的生活满意度(幸福感)之间具有正相关的关系。[22]据此,本文提出以下假设:

H1:安全保障型公共服务对居民生活满意度提升显著影响,二者呈正相关关系。

2.民生普惠型公共服务与居民生活满意度。增加民生普惠型公共服务的投入对居民生活满意度的提升具有显著性影响已经得到了多数研究验证。[23][24]相比城市,农村居民希望获取民生普惠型公共服务的愿望更加迫切,因而在获得同等条件的民生普惠型公共服务下,农村居民满意度比城镇更高。[25]据此,本文提出以下假设:

H2:民生普惠型公共服务对居民生活满意度提升显著影响,二者呈正相关关系。

H2a:在相同等级普惠型公共服务供给上,农村居民生活满意度高于城市。

3.个人发展型公共服务与居民生活满意度。结合公共服务型政府理论和公共服务需求层次理论,个人发展型公共服务超越了安全保障型和民生普惠型公共服务,具有尊重和自我实现的“超我”特点。不少研究表明,无论是在城市还是农村,个人发展型公共服务均对促进居民生活满意度产生正向影响。[26][27]如绿色发展总体上有利于增强居民幸福感。[28]据此,本文提出以下假设:

H3:个人发展型公共服务显著影响居民生活满意度,二者呈正相关关系。

4.社会公平的调节作用。研究中国文化和中国农民心理的理论认为,中国人习惯于比较,且在比较中容易产生“不患多寡患不均”的心理。在公共服务获得上,有研究指出社会公平感知调节了居民实际获得和主观获得之间的关系。[29]社会公平程度越高,公共服务提升幸福感的作用越强[30]。据此,本文提出以下假设:

H4:社会公平感在安全保障型公共服务供给和居民生活满意度之间发挥显著的正向调节作用。

H5:社会公平感在民生普惠型公共服务供给和居民生活满意度之间发挥显著的正向调节作用。

H6:社会公平感在个人发展型公共服务供给和居民生活满意度之间发挥显著的正向调节作用。

综上,本文的分析框架如下(见图1):

图1 政府公共服务供给对居民生活满意度影响的分析框架

三、数据来源与变量测量

(一)数据来源

本文数据来自中国社会科学院社会学研究所2017年在全国范围实施的“中国社会状况综合调查”(Chinese Social Survey,CSS)。此调查采用了多阶段复合抽样方法,覆盖全国31个省、自治区、直辖市,包括了151个区市县,604个村、居委会,共访问城乡居民10143名,数据结果能推论全国18-69岁城乡居民。如一些研究所说,[31]一些大型社会综合调查数据往往存在指标异常、指标缺失、样本错配和测度误差等问题。为尽可能减少样本和测量误差给研究结论带来的影响,本研究做了如下的数据清洗工作:第一,剔除与本研究问题和主题不相关的变量;第二,剔除“无法回答”和有“缺失值”的样本;第三,对一些相反的问题答案进行转置,保证与其他构念维度测量方向的一致性;第四,对原始数据进一步处理,将出生年份转为实际年龄,将其他人口学变量转为虚拟变量,将居住类型用虚拟变量表示,将具体个人年收入转为收入等级。经过数据清理后,共获得4335份有效样本数据。

(二)变量测量与操作

1.因变量:居民生活满意度。“居民生活满意度”是指个体在理性判断与感性认知的基础上对自身生活体验或未来生活的良好预期和乐观期待。本文以CSS2017问卷中题项D4(D4_1至D4_7七个题项)测量“居民生活满意度”这一概念。1分表示非常不满意,10分表示非常满意。

2.自变量:政府公共服务供给水平。“政府公共服务供给水平”可通过居民对政府公共服务供给的居民获得感来衡量,即“政府公共服务获得感”。本文主要用“安全保障型公共服务”“民生普惠型公共服务”和“个人发展型公共服务”的满意程度(即获得感)三个维度来测量“政府公共服务获得感”。具体维度操作化如下:(1)以CSS2017问卷中题项G6(G6_1至G6_9九个题项)测量“安全保障型公共服务获得感”,1分表示非常不满意,5分表示非常满意。(2)以CSS2017问卷中题项E1c(E1c_1至E1c_6六个题项)测量“民生普惠型公共服务获得感”,1分表示非常不满意,10分表示非常满意。(3)以CSS2017问卷中题项G3(G3_4、G3_8、G3_9、G3_12 四个题项)测量“个人发展型公共服务获得感”。原问卷中,1分代表很好,4分代表很不好,为保证测量方向的一致性,对变量进行了变换和重新赋值,1分表示很不好,4分表示很好。

3.调节变量:社会公平感。“社会公平感”主要是指个体对社会资源、机会分配等情况的主观感知和评价。[32]本文以CSS2017问卷中题项F4(F4_1至F4_9九个题项)测量“社会公平感”,原问卷中,1分代表非常不公平,4分代表非常公平,赋分值为8代表不好说。借助一些学者的观点[33],本文将赋分值为8代表不好说视为中立观点,重新赋值为“3”。对原来分值重新赋分,1分表示非常不公平,5分表示非常公平。

4.控制变量:人口学变量与其他关键变量。它们会影响居民生活的满意度,[34]人口学变量一般包括“性别、年龄、民族、教育程度、政治面貌、婚姻状况”等。人口学变量会对研究结果产生干扰,因此,需加以控制。城乡二元分割、[35]个人收入水平[36][37]也会影响个体的主观生活满意度。因此,本文也将“城乡居住类型”和“个人收入水平”纳入控制变量中。控制变量具体操作化为:(1)性别:女性赋值 0,男性赋值 1。(2)年龄:以2017年为参照,将出生年份转变为年龄变量;将年龄进行平方,构造年龄的平方项。(3)民族:0为少数民族,1为汉族。(4)教育程度:按学历高低排序,1为未上学,2为小学,3为初中,4为高中及中等职业教育,5为大学学历,6为研究生及以上学历。(5)婚姻状态:以法律上初婚为准,原选项的“未婚”和“同居”命名为“未婚”,赋值为0,原选项的“已婚”“初婚”“离婚”“丧偶”等均列为“已婚”,赋值为1。(6)政治面貌:0为非中共党员,1为中共党员。(7)城乡居住类型:依据居住类型,0为乡村,1为城镇。(8)个人年收入方面,参考前人研究[38],根据2016年全国居民人均可支配收入23821元,以20000元为标准。1为20000元及以下,2为20001～50000元,3为50001元～100000元,4为100001～150000元,5为150001～200000元,6为200001元及以上。

(三)研究方法与计量模型

本文采用SPSS 25.0对CSS2017的数据进行处理,以期验证研究假设。由于因变量、自变量均为连续性变量,分析自变量对因变量的影响初步判断可用多元线性回归模型。为确保变量符合线性回归模型的前提假设,分别对变量进行了正态性检验、共线性诊断和方差齐性检验,结果符合正态性分布、无多重共线性和异方差问题。因此,本文运用OLS回归模型分析自变量对因变量的影响。故建立计量模型如下:

Life_satisfactioni= β1+β2Securityi+β3Welfarei+β4Developmenti+β5Xi+εi

其中,i代表观测值;Life_satisfactioni代表单个居民个案的生活满意度。β1为常数项;Securityi代表单个居民个案的安全保障型公共服务获得感;Welfarei代表单个居民个案的民生普惠型公共服务获得感;Developmenti代表单个居民个案的个人发展型公共服务获得感;Xi代表一组控制变量,包括性别、年龄、年龄的平方、民族、教育程度、政治面貌、婚姻状况、城乡居住类型、2016年个人收入水平等;εi是随机扰动项。

(四)描述性统计结果

1.效度与信度分析。为保证本研究分析结果具有较好的效度和较高的可信度,采用主成分因子分析和Cronbach's Alpha值对问卷各构念题项间的内部一致性程度(信度)和问卷的结构效度进行检验。结果显示,KMO和巴特利特检验中,KMO值为0.929,大于0.7,适合进行因子分析;Bartlett球形检验显著性Sig值为0.000,拒绝题目之间无相关性的假设。结合自变量设定与调节变量维度,设定提取公因子数为4进行因子分析,删除因子旋转载荷量小于0.5的各维度题项后,得到以下结果(见表1)。

表1中,通过因子分析的因子载荷系数和Cronbach'sα系数可以证明:(1)构念维度因子载荷大于0.5,说明问卷结构效度良好,提取4个公因子能够解释总方差的55.03%。(2)问卷各个构念维度的Cronbach's α系数均大于0.7,[39]表明各构念题项具有高度内在一致性,测量具有良好的信度。

表1 问卷结构效度与内部一致性分析

2.变量描述性统计。为展现各变量数据分布情况,分别对各个变量的最小值、最大值、均值和标准差进行了分析(见表2)。

表2 各变量的描述性统计结果

由表2可获得以下一些基本结论:(1)“居民生活满意度”平均值为6.47分,高于理论平均分5分的“一般”水平,介于“一般”与“比较满意”之间,说明我国居民生活满意度尚有较大的提升空间。(2)政府公共服务获得感各维度中,“安全保障型公共服务获得感”“民生普惠型公共服务获得感”“个人发展型公共服务获得感”的平均值高于“一般”水平,处于中等偏上水平。(3)调节变量“社会公平感”均值为3.33分,介于“一般”与“比较满意”之间,更偏向“一般”,说明我国的社会总体公平体系建设需要进一步提升。(4)人口学变量和其他控制变量方面,个案中男性比例为47%,最小受访者是17岁,最大受访者69岁,包含了青、中、老年个案;大多数调查对象文化程度介于“初中”和“高中与中等职业教育”之间;有59%的受访者个人年收入在2万元以下。

四、政府公共服务供给对居民生活满意度影响的实证分析

(一)OLS回归结果

本文在描述统计的基础上,采用OLS多元线性回归模型分析政府公共服务供给对居民生活满意度的影响,具体步骤如下:

第一,检验因变量居民生活满意度的分布情况,结果显示呈正态分布,可用OLS进行回归分析。

第二,对本文的自变量和控制变量进行正态性检验,结果符合正态性分布要求。

第三,用方差膨胀因子对自变量和控制变量进行多元共线性检验,结果VIF均小于10,可认为不存在多重共线性问题。

第四,采用OLS模型进行多元线性回归分析,模型1只放入控制变量,模型2放入控制变量和“安全保障型公共服务获得感”,模型3分别放入控制变量、“安全保障型公共服务获得感”和“民生普惠型公共服务获得感”,最后模型4放入所有控制变量和自变量。

第五,对回归结果采用增加控制变量和变换变量测量方式进行稳健性检验,比较稳健性检验的显著性及系数与回归结果的区别,结果显示符号和显著性差异不大。

表4报告了实证分析结果。从模型的拟合优度“调整后R2”看,模型4拟合效果更好,“调整后R2”为0.382,说明模型的自变量能够中等程度解释因变量的变异情况。

表4 政府公共服务获得感效能对居民生活满意度的影响(OLS)

注:N=4335,表中括号内为标准误;*P<0.05,**P<0.01,***P<0.001(双尾检验)。

从表4的回归结果中,可以获得如下发现:

第一,模型1中,只加入控制变量时,在95%置信区间内,民族、年龄、年龄的平方、受教育程度、政治面貌、个人收入均对居民生活满意度有显著的影响,性别、婚姻状况和城乡居住类型对其影响不显著。当其他情况不变时,汉族居民生活满意度低于其他少数民族;年龄增长与主观生活满意度呈现负相关,年龄的平方与主观生活满意度呈现正相关,说明伴随着年龄的增长,个体的主观生活满意度出现先下降后上升的“U”字型变化趋势;受教育程度每增加1个等级,则主观生活满意度提升0.279分;个人收入每提升1个档次,相应的主观生活满意度提升0.222分。

第二,模型2中,加入自变量“安全保障型公共服务获得感”后,在1%的显著性水平上,安全保障型公共服务获得感对城乡居民生活满意度有正向显著的影响。因此,假设H1得到验证。

第三,模型3在模型2的基础上加入了“民生普惠型公共服务获得感”后,在1%的显著性水平上,其对城乡居民生活满意度呈现正向显著影响。且在其他情况不变时,民生普惠型公共服务获得感每提升1分,城乡居民生活满意度相应提升0.391分。因此,假设H2得到验证。模型3中,相同等级的民生普惠型公共服务获得感上,城乡居住类型对居民生活满意度的影响在5%的显著性水平上未通过显著性检验,且在系数上差异几乎可以忽略不计。因此,假设H2a未通过验证。

第四,模型4加入所有的控制变量和自变量后,在5%的显著性水平上,个人发展型公共服务获得感对城乡居民生活主观满意度呈现显著正向影响。因此,假设H3得到验证。进一步地,经过系数标准化处理后,自变量对因变量的影响重要性程度上,民生普惠型公共服务获得感(0.496)>安全保障型公共服务获得感(0.079)>个人发展型公共服务获得感(0.039)。这表明,在不同类型的公共服务供给中,“民生普惠型公共服务供给”是影响我国城乡居民生活满意度的核心变量。

(二)调节效应检验

为分析和展现公共服务供给水平对居民生活满意度影响的具体机制,本文引入“社会公平感”概念分析其中的调节效应。在分析调节效应前,为消除交互项同主效应间可能存在的多重共线性问题,需要对自变量和调节变量进行中心化处理。[40][41]以模型4作为基准模型,并加入调节变量结果如下(见表5)。

表5 社会公平感的调节效应检验(OLS)

注:N=4335,括号内为T统计量;*P<0.05,**P<0.01,***P<0.001(双尾检验)。

根据表5的结果,在没有交互项的条件下,社会公平感对居民生活满意度的影响呈正相关关系,但在5%的显著性水平上显著性没有通过验证。加入社会公平感与不同类型的公共服务供给交互项后,具体的调节效应为:(1)社会公平感在安全保障型公共服务获得感和居民生活满意度之间没有调节效应。因此,假设H4没有通过验证。(2)社会公平感在民生普惠型公共服务获得感和居民生活满意度之间存在显著的正向调节作用。意味着政府提供的民生普惠型公共服务时,社会公平感越高的居民,其生活满意度也相应更高。因此,假设H5通过验证。(3)社会公平感在个人发展型公共服务获得感和居民生活满意度之间发挥显著的负向调节效应。这种调节效果在个人发展型公共服务获得感和居民生活满意度之间发挥了抑制作用。因此,假设H6没有得到验证。背后的调节机制可能表明,个人发展型公共服务供给较好的地区,人们对公平的理解会有“劫富济贫”的刻板倾向,而这种心理倾向则降低了居民的生活满意度。最后,本文用图解程序[42]展现了社会公平感在不同类型的政府公共服务供给与居民生活满意度之间发挥的调节效应(见图2)。

图2 社会公平感的调节效应图

五、结论与讨论

(一)研究结论

本文根据CSS 2017的全国样本数据,分析了政府公共服务供给对居民生活满意度的影响。结合前文的分析,得到以下一些基本结论。

第一,当前我国居民生活满意度平均得分为6.47分,处于中等偏上水平,城乡之间差异不大,且尚有较大的提升空间。

第二,本文在公共服务型政府理论与公共服务需求层次理论的基础上,将“政府公共服务获得感”操作分为三个主要方面,分别是“安全保障型公共服务获得感”“民生普惠型公共服务获得感”和“个人发展型公共服务获得感”。

第三,通过运用OLS线性回归模型分析人口学变量和其他控制变量对居民生活满意度的影响。结果显示,在5%的显著性水平上,民族、年龄、年龄的平方、受教育程度、政治面貌、个人收入均对居民生活满意度有显著影响。伴随着个体年龄的增长,年龄对主观生活满意度的影响出现先下降后上升的“U”字型变化趋势。

第四,政府公共服务供给水平对居民生活主观满意度的影响方面,在5%的显著性水平上,安全保障型公共服务、民生普惠型公共服务和个人发展型公共服务对居民生活主观满意度均有显著正向影响。其中,民生普惠型公共服务是核心的影响因素。

第五,检验社会公平感的调节效应结果显示,社会公平感只有在民生普惠型公共服务获得感和居民生活满意度之间存在显著的正向调节作用。

(二)进一步讨论

在新时代国家治理现代化背景下讨论政府公共服务供给何以影响居民生活满意度,揭示背后具体的作用机制,对建立以人民为中心、职能科学、结构优化、廉洁高效与人民满意的服务型政府具有重要的理论和实践指导意义。首先,理论层面。本文发展了测量政府公共服务供给水平的不同维度,对深刻把握政府公共服务的概念内涵具有一定的认识论价值。其次,实践层面。未引入调节变量社会公平感时,民生普惠型公共服务获得感相比于其他两个维度是影响居民生活满意度的核心变量,说明政策制定者和执行者应当注重对民生普惠型公共服务,尤其是兜底性政策的投入来提高居民的生活满意度。最后,方法论层面。引入了社会公平感这一调节变量分析具体作用机制,有助于纠正当前研究主要关注的简单线性因果,进而转向链式因果分析。尤其是引入调节变量后,社会公平感显著提升了民生普惠型公共服务供给对居民生活满意度的影响。这意味着,在关注民生获得感比较强烈的社会发展阶段,要提升居民生活满意度,在加大民生普惠型公共服务投入的同时,更要注重营造公平的社会环境。而相比,社会公平感在居民个体的个人发展型公共服务供给和自身的生活满意度之间发挥了负向的调节作用,即会降低前者对后者的正向影响效果。这背后可能的原因在于,超越了生活和温饱考虑的个体,他们所关注的社会公平不再是政府再分配公平,而可能实际劳动所得的公平——如亚当·斯密的分配公平理论提出的:“人们往往会将自己获得的相对报酬与他人进行横向比较,最后产生了公平和不公平的认知。”[43]换言之,这告诫公共政策制定不仅要关注社会资源和机会分配的社会公平维度,还要关注效率方面所呼吁的按劳分配公平。