轉型期“農轉居”居民社會心理處境的實證研究

黃雪娜，崔 淼

（1.北京師范大學心理學院，北京 100875；2.遼寧大學哲學與公共管理學院，遼寧 沈陽110036；3.寧夏大學教育科學學院心理系，寧夏 銀川 750021）

轉型期“農轉居”居民社會心理處境的實證研究

黃雪娜1，2，崔 淼1，3

（1.北京師范大學心理學院，北京 100875；2.遼寧大學哲學與公共管理學院，遼寧 沈陽110036；3.寧夏大學教育科學學院心理系，寧夏 銀川 750021）

中國城市化進程中的“農轉居”居民感知當前中國不同社會領域社會變遷，其社會變遷感知、評價、主觀支持資源、社會支持資源和主觀幸福感之間具有復雜關系，中國“農轉居”居民的社會心理處境表現在農轉居居民的年齡、教育程度、就業狀態對主觀幸福感、和社會支持的影響有顯著差異；教育程度高中以下的無業新居民主觀幸福感、社會支持顯著低于其他新居民；社會變遷速度地感知和評價、主觀支持、客觀支持和主觀幸福感之間相關顯著。對社會變遷的主觀評價在社會變遷速度和主觀幸福感之間的關系起到中介作用；社會支持通過主觀支持這個有調節的中介變量來影響主觀幸福感。

“農轉居”居民；轉型期；心理處境；主觀幸福感；城市化

一、問題的提出

在中國城市化的研究中，時代和人群是兩個重要的考察變量。改革開放以來，中國社會出現了急劇的社會變遷。城市化和社會分層是中國社會變遷的主要內容[1]。城市化現象主要表現為農村人口轉化為城市人口，并不斷發展完善的過程。隨著我國城市化進程的推進和土地征用，出現了一個新的社會群體——“農轉居”居民，即離開土地和農業生產，進入城市社區生活的“農轉居”居民（即新居民）。有關他們的實際生活水平、生活質量、就業、養老、醫療，以及心理健康和主觀幸福感水平引起了政府及社會的關心、重視。

縱觀國內外研究，當前對“農轉居”居民社會變遷感知、應對資源、幸福感等相關內容進行研究的學術成果不多,且主要集中在對單一內容的研究,未見對三者的綜合研究。有關社會變遷的研究，在20世紀90年代有關社會變遷的研究主要集中在前蘇聯和前東歐集團國家快速的社會變革中的如何影響人民的社會和心理的生活[2]。通常這些研究所關注的與社會變革有關的心理健康指標主要是自殺，抑郁，或精神病院住院率等[3]鮮有將主觀幸福感作為心理健康和生活狀態的指標的。有關“農轉居”居民的幸福感研究中，則大多集中在社會資本與幸福感的關系研究。例如，王洪法認為現代人幸福感悟能力的弱化源于以信任為基礎的社會資本的缺失,由此探討了社會資本和幸福感的關系[4]。吳麗、楊保杰和吳次芳的實證研究也表明，社會資本對“農轉居”居民的健康水平和幸福感起著正向的促進作用[5]。

“農轉居”居民的心理健康和幸福感作為社會現象的反映，往往表現出社會依從性特征，會隨著時代的變遷發生相應變化。社會經濟、政治等各方面的發展通過政府政策、社會思潮等方式影響著人們的基本身心健康和幸福感水平。例如，社會心理學研究表明，社會的急劇變化與動蕩將導致負面的心理體驗。除此之外，在社會自然發展進程中，某一突發的重大社會事件也會對人們的心理健康和幸福感水平產生深刻的影響與強烈的沖擊。因此，“農轉居”居民的主觀幸福感體驗既是中國社會變遷的一種敏感的折射，同時也是中國社會變遷的縮影。因此，本研究從心理學角度出發，以“農轉居”居民主觀幸福感為切入點，研究在社會變遷背景下，“農轉居”居民的社會心理處境怎樣，他們是如何感知這種社會變遷以及這種感知是如何影響其主觀幸福感的。

二、研究方法

（一）研究對象

本研究隨機選取沈陽市沈北新區蒲河、道義、虎石臺3個“農轉居”社區新居民為研究對象，發放調查問卷300份，回收有效問卷230份。其中男性107例（46．5%），女性 123 例(53．5%)；工作所屬部門：無業 60 例（26%）；政府部門 42 例（18．3%）；事業單位42 例（18．3%）；國有企業 11 例（4．8%）；私營企業 6（2．6%）例；個體經營 23 例（10%）；農村務農 43 例（18．7%）；上學 3 例（1．3%）；平均年齡 33．6±11．52。

（二）測量工具

1．社會變遷進程量表。

我們根據開放式問卷編碼，自編5個問題的量表來測量被試對社會變遷進程的主觀感受。計分采用五點量表，1為及其緩慢，5為及其快速。例如：當前的經濟發展速度你認為——。這個問題重復測量了5個社會領域（經濟、教育、社會福利、犯罪和房地產）。這5個社會社會領域是根據在當前社會情境中與人們息息相關的重要程度選擇的。本研究內部一致性信度為．81。

2．社會變遷評價量表。

我們根據預研究自編五個項目的量表來引發對社會變遷的主觀評價。計分采用5點量表（1=非常消極的，5=非常積極的）。在5個社會領域中（經濟、教育、社會福利、犯罪和住房），十分將社會變遷看作是積極的還是消極的（例如：當前發生在經濟上的改變你認為是積極的還是消極的）。本研究內部一致性系數為．72。

3．主觀幸福感。

為了衡量主觀幸福感，我們采用總體幸福感量表（GWB），量表由美國國立統計中心制定，共33個題目。本研究中采用國內段建華(1996)對該量表的修訂，即采用該量表的前18項對被試進行施測，本研究內部一致性系數α為．933。

4．領悟社會支持量表（PSSS）。

該量表由Blumenthal于1987年報告。用以評定個體主觀知覺到的社會支持程度,包括家庭支持,朋友支持和其他人支持3種各4個自評條目。本研究采用6點計分，本研究內部一致性系數α為．930。

5．自我效能量表。

一般自我效能量表(GSES)由Schwarzer等人編制，中文版由王才康等人（2001）翻譯修訂，共10個項目，采用6點計分。本研究內部一致性系數α為．898。

三、結果與分析

（一）社會變遷感知的描述統計分析

所有“農轉居”居民所感知到的社會變遷速度是快速的（M=4．16,SD=1．24），對社會變遷的評價都是偏向積極方面的，他們認為這種社會變遷是朝好的方向發展（M=2．82,SD=1．39）。 被試所感知到的社會變遷速度以及他們對社會變遷的主觀評價在不同的社會領域是不同的。一個重復測量的單因素方差分析結果表明，在感知社會變遷速度上，5個社會領域有顯著差異，F(4，916）=32．52，P〈．001；在對社會變遷的主觀評價上，F(4，916)=12．64，P〈．001，5 個社會領域也有顯著性差異。通過post-hoc分析進行組間比較，結果表明，在社會變遷速度和社會變遷主觀評價上，除了經濟和教育兩個社會領域，所有的社會領域都與彼此顯著差異。尤其是，房地產變化的感知是最快的（M=4．82，SD=1．26），同時也是評價最為消極的（M=3．11，SD=1．24）。 而且社會不同領域的社會變遷的差異在人口學變量上并沒有顯現差異性。

（二）主觀幸福感、主觀支持和社會支持基本狀況的描述

1．不同性別“農轉居”居民的主觀幸福感、主觀支持及社會支持狀況的描述統計。

男性主觀幸福感（M=78．92，SD=11．11）與女性的主觀幸福感（M=81．26，SD=10．60）相比，沒有顯著性差異（t=-1．64，p=0．10）；男性主觀支持（M=40．87，SD=9．10）與女性的主觀支持（M=40．30，SD=9．70）相比，沒有顯著性差異（t=0．46，p=0．65）；男性社會支持（M=52．19，SD=12．12） 與女性社會支持 （M=53．63，SD=12．35） 相比， 沒有顯著性差異 （t=12．35，p=-0．90）；

2．不同年齡“農轉居”居民的主觀幸福感、主觀支持及社會支持狀況的描述統計。

在主觀幸福感、主觀支持和主觀支持3個因素上未表現出顯著的年齡差異)。通過post-hoc分析進行組間比較，結果表明，30歲以下新居民（M=51．70，SD=12．48） 和 60 歲以上的新居民 (M=51．38，SD=11．22)在社會支持得分顯著低于40-50歲年齡階段的被試(M=56．63，SD=11．47)。 其他年齡階段被試得分在社會支持方面的差異均不明顯。

3．不同工作所屬部門的“農轉居”居民在主觀幸福感、主觀支持及社會支持情況的描述統計。

表1顯示從事不同工作的被試在主觀幸福感、主觀支持及社會支持各維度的得分情況。在主觀幸福感、主觀支持和主觀支持3個因素上均表現出顯著的年齡差異，其中在主觀幸福感維度上這種差異表現為非常顯著（p〈0．01），在主觀支持和社會支持維度上，差異極其顯著（p〈0．001）。 通過 post-hoc 分析進行組間比較，結果表明：處在無業狀態的新居民在這3個變量的得分均顯著低于處于就業狀態的被試。在主觀幸福感維度上，處于無業狀態的農轉居居民的得分均顯著低于政府部門工作的被試、事業單位工作的被試、國有企業工作的被試、個體經營的被試和農村務農的被試，而與正在上學的被試差異不顯著；在主觀支持維度上，處于無業狀態的農轉居居民的得分除了與上學的被試差異不顯著外，均顯著低于其他工作部門的被試，同時，在事業單位工作的被試和在國有企業工作的被試在主觀支持方面有顯著差異；在社會支持維度上，處于無業狀態的被試除了與私營企業的被試無明顯差異外，與其他工作狀態的被試均差異明顯，在國有企業工作的被試與在政府部門和事業單位工作的被試在社會支持方面有顯著差異。

表1 不同工作所屬部門人群在主觀幸福感、主觀支持及社會支持各維度的平均數與標準差

4．不同教育程度的“農轉居”居民在主觀幸福感、主觀支持及社會支持情況的描述統計。

不同教育程度的“農轉居”居民在主觀支持方面存在顯著差異，而在主觀幸福感和社會支持方面差異不顯著。多因素方差MANOVA分析發現，新居民在社會支持上存在3(教育程度)×8(工作所屬部門)的顯著交互作用，F(12，207)=1．74，P〈．05。 進一步的簡單效應分析發現，教育程度為初中以下的處于無業狀態與就業狀態的人群在總體幸福感上有顯著性差異(P=0．005)；“政府部門”與“事業單位”的人群在總體幸福感上不存在顯著差異。教育程度為高中和大專以上的在工作所屬部門方面均沒有顯著差異。

（三）社區新居民社會變遷感知、社會變遷評價、主觀幸福感、主觀支持和社會支持各維度之間的相關分析

表2 社會變遷感知、社會變遷評價、主觀幸福感、主觀支持和社會支持的相關分析

表2顯示對“農轉居”社區居民的主觀幸福感、主觀支持及社會支持的相關分析。主觀幸福感與主觀支持、客觀支持存在非常顯著正相關，與社會變遷評價存在顯著負相關，主觀幸福感和社會變遷速度之間相關不顯著；對社會變遷速度的感知和對社會變遷速度的評價之間存在非常顯著相關；主觀支持與社會變遷速度存在非常顯著相關關系，與社會變遷評價存在顯著負相關關系。

（四）社區新居民社會變遷速度感知、社會變遷評價、主觀支持和社會支持對主觀幸福感的回歸分析

為進一步探討新居民的社會變遷感知、社會變遷評價、主觀支持和社會支持與主觀幸福感之間關系，本研究以主觀幸福感為因變量，社會變遷速度、社會變遷評價、主觀支持和社會支持為預測變量進行了逐步多元回歸分析，結果見表3。

表3 社會變遷速度感知、社會變遷評價、主觀支持和社會支持對主觀幸福感的回歸分析

從表3的結果可以發現，社會支持和社會變遷評價變量進入回歸方程，這說明社會支持和社會變遷評價對于主觀幸福感均有良好的預測作用。其聯合解釋變異量R2為0．25，即表中3個變量能聯合預測主觀幸福感25%的變異量。其中，社會支持的預測力最佳，其次為社會變遷評價。

鑒于社會變遷評價和主觀支持、社會變遷速度感知之間的高相關，本研究進一步探討社會變遷速度感知、主觀支持與社會變遷評價的關系，以社會變遷評價為因變量，社會變遷速度和主觀支持為預測變量進行回歸分析，發現社會變遷速度和主觀支持均能有效預測農專居居民對社會變遷的評價。

（五）中介作用檢驗

如表4所示，“農轉居”居民的主觀幸福感受到社會支持資源影響。并且這種影響作用通過新居民的主觀支持資源這個中介因素起作用；“農轉居”居民的主觀支持資源對其主觀幸福感的影響作用是通過中介變量 “社會變遷的評價”來起作用的；“農轉居”居民對社會變遷的速度的感知對其主觀幸福感的影響通過其對社會變遷的主觀評價這個因素的中介作用來起作用。

表4 三個中介作用的檢驗

（六）居民的支持資源對社會變遷評價中介作用的調節作用檢驗

Muller，Judd和Yzerbyt指出，有調節的中介效應是指中介變量對預測變量與因變量關系的中介作用的大小依賴于調節變量[5]。通過上述中介效應檢驗，可以看出個體的主觀支持資源是有調節的中介變量，于是本研究進行了“農轉居”居民的支持資源對社會變遷評價中介作用的調節作用檢驗。為避免多重共線性的影響，首先對中介變量 “社會變遷評價”、調節變量“主觀支持”以及預測變量“主觀幸福感”進行中心化處理，然后以社會變遷速度、主觀支持以及這兩者的交互作用項一起作為預測變量，以社會變遷評價為因變量采用強迫進入法進行回歸分析[7]。結果表明，整體模型具有統計顯著性，交互作用項對社會變遷評價的影響達到顯著水平 （p〈0．01）。這說明主觀支持在社會變遷速度和社會變遷評價之間存在調節效應。最后，以社會變遷速度、主觀支持、社會變遷評價、社會變遷速度與主觀支持的交互作用項以及社會變遷評價與主觀支持的交互作用項一起作為預測變量，以主觀幸福感為因變量進行回歸分析，主要考察主觀支持對社會變遷評價和主觀幸福感的調節作用，具體結果見表5。

表5 主觀支持對社會變遷評價中介作用的調節

從表5可以看出，“農轉居”居民對社會變遷的評價與主觀支持交互對主觀幸福感的預測作用顯著，這說明主觀支持資源對社會變遷評價與主觀幸福感的關系存在調節作用。前面的結果分析已經表明，對社會變遷速度和主觀幸福感的關系而言，社會變遷評價是一個中介變量，而這里的分析表明這個中介變量對主觀幸福感的影響受到主觀支持所調節，因此，可以認定主觀支持對社會變遷評價的中介效應起著調節作用。

（七）社會變遷速度感知、社會變遷評價、支持資源和主觀幸福感的路徑分析

本研究采取路徑分析的方法進一步探討了各個變量間之間的影響關系，結果如圖1示。

由路徑圖可以看出，在社會變遷速度、社會變遷評價、主觀支持資源和社會支持資源與生活滿意度對主觀幸福感的影響路徑中主觀支持、客觀支持以及社會變遷評價對主觀幸福感有直接預測作用，社會變遷評價是社會變遷速度和主觀幸福感關系的中介變量，主觀支持資源可以通過社會變遷評價來影響“農轉居”居民的主觀幸福感，社會支持資源通過主觀支持資源來影響新居民的主觀幸福感。

四、討論與分析

1．社會變遷對于轉型期的“農轉居”居民來說是影響其主觀幸福感的消極影響因素，應積極應對。

描述性統計分析表明，農轉居居民對房地產領域速度的感知最快，同時評價也最為消極，從而表明了“住房”是“農轉居”居民的最大壓力源。大城市近郊農民主要是因為征地補償過低，實際使他們不愿意土地被征用，政府的征地力度卻越來越大；農民強烈要求提高補償標準、希望失土后能充分就業，政府卻遲遲不出臺相應政策，這大傷農民感情，使農轉居居民心理失衡。

2．性別和年齡的描述統計分析。

本研究結果發現，“農轉居”居民男女被試在社會變遷感知、主觀幸福感、主觀支持和社會支持各因素上均沒有顯著差異，這說明不同性別的“農轉居”居民對社會變遷速度和評價無明顯差異，性別差異也沒有對 “農轉居”居民的主觀幸福感造成重大影響。30歲以下新居民和60歲以上的新居民在社會支持得分顯著低于40-50歲年齡階段的被試，其他年齡階段被試得分在社會支持方面的差異均不明顯。目標理論認為，主觀幸福感產生于需要的滿足和目標的實現。年齡處于40-50歲的被試，比其他年齡段的被試占有更多的社會資源，因此，所擁有的社會支持較30歲以下剛剛走入社會的年輕人和已經退休走出社會大環境，回歸家庭小環境的老年人來說要多得多。因此，為了使新居民能快速和良好的適應城市生產和生活方式，加強年輕一代的農轉居居民上崗和就業培訓，豐富老年一代農轉居居民的業余文化生活，推進醫療保險等社會保障制度的完善顯得尤為重要。

3．就業狀態和教育程度對其主觀幸福感的預測分析。

本研究表明，“農轉居”居民處于無業狀態的被試主觀幸福感體驗、主觀支持體驗和社會支持體驗均普遍低于就業狀態的被試，且達到了統計學上的顯著性水平。究其原因，一方面，剛跳出農門，免不了對城市生活和自身發展前景等產生較大期望，然而由于自身能力和技術水平有限，有些被試上崗就業都成了一大難題，更別提理想的實現了。由此，體驗到的幸福感水平自然很低。另一方面，與城市居民的盲目攀比更農轉居居民被試倍感自卑，加劇了他們對自我效能的消極評估，從而對幸福的消極體驗。

此外，本研究結果來顯示，“農轉居”居民的教育程度和工作狀態存在顯著交互作用，其中教育程度在高中以下的無業被試，其幸福感體驗明顯低于其他教育程度無業的被試。教育程度對于以往傳統的以耕地為主的勞作和“日出而作，日落而息”的生活方式的農民來說，并不是一個重要的因素，但是對于接受現代化機器生產和快速緊張的城市生活的農轉居居民來說，是否接受高等教育，則是安身立命之本。在這種情況下，缺少教育和培訓則是農轉居居民在城市生活中影響幸福感體驗的主要壓力源。如果他們適應不良則可能導致一些心理問題和社會問題，長此下去將影響到和諧社會的長遠發展。因此，要解決就業問題,就要進行就業培訓制度的改革與創新。要進行全方位地對“農轉居”勞動力開展全免費培訓。針對地區經濟發展情況及用人單位的勞動力需求狀況,結合“農轉居”勞動力的年齡結構、文化層次等特點,調整培訓形式,加大培訓硬件投入,采取靈活有效的培訓方式,大力開展村民的職業技能培訓。

4．社會變遷感知、主觀支持資源、社會支持資源和主觀幸福感各因素的關系。

本研究各變量相關分析結果表明，被試的主觀幸福感和社會變遷感知呈顯著負相關，和主觀支持、社會支持呈顯著正相關。在本研究中，還考慮到個體主觀支持資源和社會支持資源之間的關系。其中，主觀支持是指個體主觀上體驗的情感支持，個體在社會中受尊重、被支持、理解的情感體驗和滿意程度，與個體的主觀感受密切相關；客觀支持是指那些實際的支持，客觀、可見，是客觀存在的現實，獨立于個體之外?！岸鄶祵W者認為感受到的支持比客觀支持更有意義，因為雖然感受到的支持并不是客觀現實，但是‘卻是心理的現實’，而正是心理的現實作為實際的(中介)變量影響人的行為和發展”[8]。本研究路經分析的結果表明，社會支持資源對結果變量的影響是通過個體主觀支持資源作為中介變量來作用的。這說明只有當客觀支持被個體主觀感受和體驗到后才能真正起到社會支持的作用。這也符合庫利和米德在符號互動論中提出的假設：“自我”基本上是內在的，我們認為其他人認為我們[9]。個人界定一個人的自我意識使用重視他人在他或她的社會環境的反饋。在各種背景下，通過內部積極評價判斷，個人可以積極或消極地定義自己。這個結果對政府部門的啟示是，順利實現就業是解決“農轉居”居民生活來源,提高自我效能感，加快社會認同的重要保障。同時，有關政府盡快制定針對“農轉居”居民的社會保障制度和相關政策、法規，確保新的城市居民能夠與原城市居民一樣享受同等權利的社會保障。

[1]曾曉東.社會變遷背景下的教育問題[J].教育研究與實驗，2008，（3）.

[2]Pinquart,M.&Silbereisen,R.K.Understanding social change in conducting research on adolescent[J].Journal of Research on Adolescence,2005，15，（4），395-405.

[3]Forkel,I.,&Silbereisen,R.K.Family economy hardship and depressed mood among young adolescents from former East and West Germany[J].American Behavioral Scientist，2001，44， 1955-1971.

[4]王洪法.信任:現代人幸福感的社會資本[J].揚州大學學報(人文社會科學版)，2007，（6）.

[5]吳麗，楊保杰和吳次芳.農轉居居民健康、幸福感與社會資本關系實證研究[J].2009，（2）.

[6]Muller d,Judd C.M.，Yzerbyt Y.V.When moderation is mediated and mediation is moderated[J].Joumal of Personality and Social Psychology，2005，89，（6）:852-863.

[7]辛自強，郭肅然和池麗萍.青少年自尊與攻擊的關系：中介變量和調節變量的作用[J].心理學報，2007，39，（5）：845-851.

[8]Winnie Yipa,S1V1Subramaniana,Andrew D1Mitchella et al1,Does social cap ital enhance health and well2being[J].Evidence from ruralChina1Social Science&Medicine，2007，64:35～49.

[9]金盛華.社會心理學[M].北京：高等教育出版社，2005，25-39.

【責任編輯：陳紅】

Abstract：This empirical study investigated how the subjective perception of social changes of urban immigrants relates to the subjective well-being in China who have experienced rapid and massive changes in various social areas in the process of urbanization.It was found that the subjects’perceptions of social changes were significantly related to their subjective well-being through the mediation of social change evaluation,and that their coping resources could help reduce the impact of their perceived social changes on their subjective well-being.

Key words:urban immigrants； transitional period； psychological well-being； subjective well-being； urbanization

An Empirical Study of the Social and Psychological Well-being of Urban Immigrants in China

HUANG Xue-na1，2,CUI Miao3
(1.School of Psychology,Beijing Normal University,Beijing,100875)(2.School of Philosophy and Public Administration,Liaoning University,Shenyang,110036)(3.School of Educational Science,Ningxia University,Yinchuan,750021)

B 844.3

A

1000－260X（2010）03-0152-06

2010-04-14

遼寧省社會科學聯合會課題“改革開放以來遼寧社會結構變遷下的心理融合：一項關于沈陽市農轉居居民社會心理處境的研究”（2008lslktjyx-65）

黃雪娜（1978—），女，遼寧沈陽人，北京師范大學博士生，遼寧大學講師，從事應用心理學研究；崔淼(1976—)，女，寧夏吳忠人，北京師范大學博士生，寧夏大學講師，從事應用心理學研究。