社會支持與農村家政工人生活滿意度關系的實證研究

徐慶振 李 彬

[內容提要] 家庭服務業是農村勞動力有序向城鎮轉移的重要一環,家政興農計劃推進也是城鄉雙向循環的轉化體現,農村家政工人作為參與主體,其生活滿意度既是關乎城鎮勞動力輸出的核心問題,同時也是關系到縣域鄉村振興辨析的基礎。本研究綜合多個量表對375名家政工人進行了實際調查,利用探索性因子分析相關,建立中介模型來分析社會支持網絡構建中家政工人城市生活滿意度的影響因素,分析社會支持與生活滿意度兩者之間的關系與影響路徑,對鄉村振興建設的制度化領域研究提供相關對策。研究表明,農村家政工人的生活滿意度受部分人口學因素干預;社會支持與生活滿意度之間存在顯著正向相關,即社會支持水平越高,個體生活滿意度越高;工作投入在社會支持與生活滿意度之間發揮中介作用。未來農村勞動力轉移就業及支持政策的制定要適度包容低技能服務行業,加強精細化管理,注重民間社會組織力量的協調作用,有效助力政府建立建全多層次、全方位的社會支持系統。

一、引言

我國城鄉統籌發展與實現鄉村振興以城鎮化作為重要動力,而縮小城鄉差距的關鍵就在于促進農村勞動力的轉移。[1]改革開放以來,隨著國家及區域經濟的快速發展,我國大量農村勞動力涌入城市,尋找非農就業機會,而且農村勞動力轉移的規模保持快速增長的勢頭。長期以來,我國農村勞動力的轉移主要指職業的轉移,即農業產業轉移向非農業產業,目前我國農村勞動力轉移的產業主要分布在第二、三產業。同時,隨著城市生活水平逐步提高,二胎政策、老齡化社會以及消費升級為去向的生活模式導致城市居民的消費需求也呈現較高增長態勢,服務業成為吸納農村勞動力的重要行業之一。[2]

近年來,我國家政服務業迅猛發展,市場規模龐大,并保持20%左右的增速。據商務部服貿司數據顯示,2019年我國家政服務業市場規模達到6974億元,從業人員總量高達3156萬人,約占全國就業總量的4%,占第三產業就業總量的9%。家政服務行業吸納就業人數穩步增長,區別于其他行業的門檻與技能要求,家政服務行業拓寬了農村剩余勞動力的就業途徑,成為生活性服務業的重要組成部分,在促進農村勞動力轉移就業上發揮著重要作用。貧困偏遠地區的農村婦女通過個人關系介紹、企業培訓或婦聯部門幫扶等進城從事家政服務工作成為勞動力轉移的主要方式,從業門檻較低使農村女性更易進入勞動力市場,既解決了城市女性工作與家庭無法兼顧的憂慮,也創造了更多的女性就業崗位。況且農村女性擺脫了傳統農業,有機會得到更多平等參與家庭與社會事務的機會,挖掘了從業者人力資本、擴展了其社會網絡,并且由于受城市生活方式、人際交往和價值觀念的影響,發展并塑造了現代性觀念[3,4],促進了女性家庭地位的提升。

2012年至今,我國異地勞動力轉移逐漸減少,就地非農化轉移的比例增加,縣域經濟成為吸納農村轉移勞動力的主體[5]。家政服務業在縣域內農村勞動力就業上發揮著至關重要的作用,家政工人的縣域流動可使其非農就業與在家農業就業相結合,家政服務市場的下沉可加快縣域家政服務的發展,進一步促進城鄉產業融合與縣域經濟的增長。2021年10月,為有效提升家政服務業吸納農村勞動力就業成效,鞏固家政扶貧成果,商務部等14部門研究制定了《家政興農行動計劃(2021-2025年)》[6]。未來會有更多的農村留守婦女進城務工,我們也將面臨更多的家政工人群體的城市生活問題。

從城市融入進程來看,家政服務業現有的行業經營策略、家政工人自身較低的教育背景以及弱勢的社會經濟地位令家政工人難以在此過程中獲得相對有利的職業發展機會,非正式就業的性質無法形成法律雇傭關系,因而缺乏相應權益保護、職業福利保障等相關物質性支持。[7]而且進城農民工多依賴于親緣、地緣等初級社會關系(親戚、鄰居、老鄉等)獲取資源、信息、解決困難等來融入城市,但脫離鄉村的“人情社會”,現存狹窄、高同質性的社會關系也造成了當前個人的情感與信息支持不足的缺陷。職業的特殊性、農民工割裂的社會關系等環境壓力在一定程度阻礙了家政工人獲取穩定的社會支持,從而影響工人的心理狀態,這可能導致其較低的城市生活滿意度。[8]

生活滿意度是個體對持續一定時期的生活狀況總體性的認知評估,它通常反映了個體自身狀況的心理體驗,是衡量人們社會生活質量水平和心理健康的重要指標。而來自朋友、家庭、社區等社會網絡的精神或物質上的支持可以提高個體的社會適應性,良好的社會支持有利于身心健康。工作投入是一種積極、充實、與工作相關的心理狀態,體現了工作中的高能量水平和強烈的認同感,工作倦怠則具有相反的情緒特征。[9]2因此,了解農村家政工人脫離“鄉土”社會網絡進城后的社會支持水平,分析其環境壓力下的工作應對表現,研究影響家政工人的生活滿意度的限制因素關系到家庭服務業的健康發展,對促進農村剩余女性勞動力有序、平穩、持續地向城鎮轉移,推進農民工城市融入以及助力縣域鄉村振興具有一定的借鑒意義。

二、文獻回顧與假設

(一)社會支持的內涵

盡管近年來人們對社會支持的研究很多,但對于社會支持的定義還存在較多分歧。例如Sarason等人[10]認為社會支持是個體對期望得到或能夠得到的外界支持的感知。Cullen[11]則認為社會支持是個體從社區、社會網絡或親戚朋友那里得到的物質或精神幫助。而我國學者黃希庭(2001)[12]認為社會支持指伴侶、朋友、同時和家庭成員在精神上或物質上對個人的支持和援助。

Cohen和Wills(1985)[13]用“主效應模型”和“壓力緩沖模型”來解釋社會支持和幸福感之間的積極聯系。按照他的觀點,社會網絡可以看做社會支持的結構性方面(網絡關系、社會互動、地位支持等),它主要指社會關系的存在、數量或密度。而社會支持的功能性方面包括情感支持、信息支持、工具性支持等,是使用這些網絡關系的實際功能支持。根據文獻研究,社會形成的基礎是社會互動,個體在社會互動中形成各種社會關系,構成社會網絡。因此,社會支持是嵌入社會網絡中的,通過社會網絡來攝取社會資源,從而尋求物質或精神上的支持。

(二)社會支持與生活滿意度

格蘭若維特的“弱關系優勢理論”、邊燕杰“強關系”假說以及林南等人的社會資本理論都表明了社會網絡作為人情資源優勢在個人社會生活中發揮的作用。以往關于流動人群研究中眾多學者肯定了社會網絡與農村勞動力轉移的相關性。多數學者認為,社會網絡會為農民工提供資源、信息獲取、解決困難等融入城市的途徑,以增強城市文化認同與歸屬感,促進農村勞動力非農化轉移,提高城市融入意愿等。[14-16]而部分學者發現農民工初始社會支持網絡無法實現資源增殖而逐漸“內卷”,阻礙社交活動外延,增加了城市冷漠與疏離感。[17,18]國外也有文獻表明個人社會關系如何為移民(包括家政工人)創造就業機會,社會關系在家務勞動領域充當著求職的主渠道,對于確保獲得更高的工資和更好工作條件具有重要意義。[19,20]

社會支持與心理健康之間存在聯系最早可以追溯到迪爾凱姆[21]關于“失范性自殺”的研究。迪爾凱姆認為,當人們在社會動蕩或社會轉型時期失去原有社會的道德理念和價值原則支持時,失范性自殺就會較常出現。社會網絡較小,所建立的社會親密關系就少,得到的社會支持不充分,就會對個人的心理健康形成挑戰?，F在大多數學者都同意社會支持對心理健康和個人幸福度具有正面的影響。[22,23]

魏孟等[24]分析了新生代農民工領悟社會支持與生活滿意度之間的關系,證明領悟社會支持可以正向預測新生代農民工的生活滿意度。楊美榮等人[25]分析了煤礦傷工的社會支持和生活滿意度狀況后認為積極的社會支持可提升個體的生活滿意度。Leung和Tang[26]調查了對香港外來家政工人這一特殊群體,表明感悟社會支持可以提升遷移過程中的生活滿意度。同樣,Brian J.Hall[27]以中國澳門臨時女性菲律賓家庭傭工為研究樣本,探討其健康狀況不良的工作條件和危險因素對其健康和幸福的影響,驗證了高質量社會支持和同伴社會網絡的缺乏加劇了這些狀況。

(三)生活滿意度的其他影響因素

目前,有關農民工生活滿意度的研究成果不斷豐富,國內外以往觀點均指出,生活滿意度是多種因素共同作用的結果。比如,社會人口學因素,徐浙寧[28]通過研究發現戶籍、年齡、收入、婚姻狀況等微觀變量作用于個人的生活滿意度。宋麗娜[29]依據中國城市調查數據,認為除了失業、收入、婚姻、性別、健康狀況和年齡等因素可以決定中國城市居民生活滿意度,黨員身份和政治參與度均能提升人們的生活滿意度。另外,一些實證研究結果也表明心理資本對生活滿意度評價的統計顯著性。Rew等人[30]認為樂觀的積極屬性對生活滿意度有更高的解釋力。井力加[31]則驗證了減緩孤獨情緒會提高個體的生活滿意度。另外,Hakanen和Schaufeli[32]通過7年縱向研究表明工作投入與生活滿意度正相關,可以影響個體整體幸福感。董浩[9]44也認為員工工作投入能夠正向影響個體幸福感的水平。周迎楠[33]分析了農民工的心理特征后發現工作倦怠在農民工的城市適應與生活滿意度之間起中介作用。

綜上所述,研究農民工生活滿意度的影響因素,要在關注社會人口學因素的同時,更要考慮人與外部情景的互動,探究社會資本、心理因素及更多其他重要預測變量的作用。而社會支持對生活滿意度除了存在顯著的直接關聯性外,也可能通過一些內部因素間接影響個體的生活滿意度。換句話,工人的工作不穩定感等狀況都是受到外部環境的影響,應對策略在整個過程中起到重要作用,而個人如何回應是由前因變量個人特征、社會環境等決定的,應對策略的選擇也會有對應的結果變量,比如工作滿意度、離職意向等。[34]

(四)研究假設

本研究以生活滿意度作為整個家政工人遷移過程中的結果變量,工作的積極投入抑或職業倦怠是個人的應對策略,而人口學因素及社會支持水平是個人特征與社會環境因素的具體化變量。并嘗試提出以下假設:

H1:社會人口學變量的差異會引起社會支持與生活滿意度上的變化

H2:不同水平的社會支持在生活滿意度上表現存在差異,且社會支持與生活滿意度之間存在顯著的正向相關

H3:工作投入、工作倦怠在社會支持與生活滿意度之間發揮中介作用

三、方法與數據

(一)數據來源

本研究數據來自于對山東省J市Y家政服務公司的357家政工人的實際調查數據。Y公司是全國家政服務業國家級標準化示范單位,在培訓、安置就業、服務家庭與引領發展上具有突出貢獻,選擇其員工作為調查樣本極具行業代表性。為避免同一地區因公司管理等因素導致樣本同質性太高,又以L市的子公司作為補充樣本,在確保樣本質量的同時保持了差異性。筆者在查閱相關文獻和評價量表后,初步設計了一份在線結構化問卷,預調查后對其修改形成最終問卷。采取整體隨機抽樣的方式進行為期7天問卷數據收集,共收集問卷380份,并對原始數據進行檢查篩除,條件如下:

1.挑選出農村進城家政工人,主要包括戶籍仍在農村,年內居住在城鎮地域內從事家政服務的勞動者。

2.剔除男性工人樣本,因為男性家政工人僅占總樣本的1%;

3.填寫不合格(關鍵變量存在缺失值的樣本即視為不合格)。

共得到有效問卷357份,回收有效率93.9%。在有效樣本中,基本上為已婚人士,35歲以上居多(占比95%以上),教育水平普遍偏低,初中學歷超過半數(64.7%),68.3%的工人從業年限不超過7年,平均月收入偏低,多數在5000元以下。

(二)測量工具

一般人口學資料調查表自行設計,基本信息包括性別、年齡、戶口類型、教育程度、婚姻狀況、職業工種、從業年限、月收入共8項。

社會支持程度采用以肖水源[35]社會支持評定量表(SSRS)為基礎,該量表包括客觀支持 (3條)、主觀支持 (4條 )和對社會支持的利用度( 3條 )等三個維度。本研究針對家政工人的群體特征進行了適當調整,將客觀支持題條目選項進行了修改,并加注重工作支持的傾向。本量表的測量采取各題項得分的加和,得分越高代表社會支持程度越高,使用此量表的Cronbach＇s α系數為0.766。

工作投入的測量采用Schaufeli,Bakker和Salanova[36]對Utrecht工作投入量表(UWES)進行縮減后的UWES-9版本,即只有 9道題的簡版量表。所有的測量都是按 Likert式7點量表計分方式,本量表的Cronbach＇sα系數為0.894。工作倦怠的定量測量采用Maslach和Schaufeli[37]等人對工作倦怠問卷(MBI)再次進行改形成的MBI-GS版本(工作倦怠量表-生活服務版),此量表不單單指向“受助者”及“學生”,應用范圍更廣泛,更具適用性。Cron-bach＇s α系數為0.814。

Diener等人[38]編制的生活滿意度量表是測量生活滿意度有效而可靠的工具,我們使用的是由我國學者熊承清和許遠理[39]譯制的生活滿意度量表(中文版),該量表由5個題項組成,采用7點計分法,Cronbach＇s α系數為0.844。

本研究通過整合以上量表,得到驗證社會支持與生活滿意度的相關的評價方法,并采用因子分析的方法來檢驗問卷數據的結構效度。使用KMO和Bartlett檢驗進行效度驗證,KMO值為0.859>0.8,從側面反應出效度很好,研究數據非常適合因子分析。

(三)研究方法

本研究采用SPSS24.0統計軟件進行統計分析。首先,采用探索性分析方法檢驗量表數據的分布和方差同質性。采用 Harman單因子法檢驗共同方法偏差,結果表明,因子的變異解釋量為26.95%,小于臨界標準值40%,證明本研究不存在共同方法偏差方面的問題。如果數據為正態分布或均質分布,則采用t檢驗或方差分析(anova)來檢驗不同組間的評分差異。其次,采用皮爾遜相關分析方法分析社會支持、工作投入和生活滿意度之間的相關性。采用 SPSSAU構建中介模型,Bootstrap抽樣檢驗法分析了中介問題,p<0.05被認為是“有統計學意義”。

四、分析結果

(一)按人口統計學特征進行的社會支持、工作投入與生活滿意度的比較

表1顯示了年齡、教育水平、婚姻等人口學因素在社會支持、工作投入與生活滿意度上得分的平均值和標準差。年齡分組上,除最小和最大年齡外,生活滿意度得分均值逐漸升高,意味著年紀越大,生活滿意度越高。55歲以上群體生活滿意度突然降低(4.90±1.65),這可能與其臨退或離退休情況有關[40]。教育水平在工作投入上表現出差異性,但得分均值相對比較分散,并沒有因更高教育經歷而產生更積極的工作投入。而婚姻狀態上,已婚同居的群體在社會支持上得分均值為31.81,在工作投入上為6.61,生活滿意度上為5.20,且為各項最高,這就意味著婚姻關系越穩定,社會支持、工作投入與生活滿意度的獲得感更高。另外,多數人口學變量并沒有在各項的得分上表現出預期差異性。

表1 人口學因素在各項得分的平均值與標準差

(二)不同社會支持組間生活滿意度比較

根據社會支持評分,對社會支持進行正態性檢驗,平均值得分31.266,我們將調查樣本分為高水平與低水平兩組,得分小于31分的受訪者屬于低水平社會支持小組,得分大于或等于31分的調查樣本屬于高水平社會支持小組。結果顯示(見表2),工作投入量表(χ2= 248.959,p=0.001<0.01),生活滿意度量表(χ2=328.155, p=0.000<0.01)。因此,工作投入、生活滿意度水平在不同支持小組中存在明顯差異。

(三)社會支持與工作投入、工作倦怠及生活滿意度的相關分析

采用皮爾遜相關分析方法,進一步探討社會支持、工作投入與生活滿意度各個維度之間的相關性,分析結果如表3所示。

社會支持與工作投入之間的相關系數值為0.224,與生活滿意度之間的相關系數0.304,并且呈現出0.01水平的顯著性,說明社會支持與工作投入、生活滿意度之間有著顯著的正向相關性。而工作投入與生活滿意度的相關系數值為0.179,并且呈現出0.01水平的顯著性,說明工作投入與生活滿意度之間也呈現正相關。

而工作倦怠與社會支持與工作投入之間呈現0.01水平上的顯著負相關(相關系數為-0.191,-0.160),而與生活滿意度之間相關系數為-0.129,存在0.05水平的弱性負相關。

表2 社會支持組的方差分析

(四)工作投入在社會支持與生活滿意度之間的中介效應

使用SPSSAU程序,控制年齡、教育水平、婚姻狀態、從業年限等人口學變量,把生活滿意度作為因變量,把社會支持作為自變量,分析工作投入、工作倦怠在其中是否發揮中介作用。結果顯示:社會支持對生活滿意度有顯著正作用,加入工作投入與工作倦怠時社會支持對生活滿意度的直接影響仍然顯著,證明兩個變量在社會支持與生活滿意度之間起到中介作用(如圖1和表4)。

使用Bootstrap抽樣檢驗法進行中介效應路徑研究,抽樣次數為5000次,中介效應的分析結果表明:工作投入與工作倦怠在社會支持與生活滿意度之間起到中介作用,中介效應值0.008,占社會支持與生活滿意度總效應的12.3%。

由表5可以看出中介效應由兩條條路徑產生間接效應:通過社會支持—工作投入—生活滿意度產生間接效應 1(0.005);社會支持—工作倦怠—生活滿意度產生間接效應 2(0.002),但是中介效應不顯著。

圖1 影響路徑圖

表4 中介效應分析

表5 模型結果

五、討論

研究發現,農村家政工人的生活滿意度受部分人口學因素、社會支持及心理情緒等多種因素影響。社會支持與生活滿意度呈顯著正相關,即社會支持水平越高,生活滿意度越高。高水平的社會支持可對家政工人的工作投入產生積極促進作用,從而提高工人的生活滿意度。社會支持在直接影響家政工人生活滿意度的同時,還可以通過干預工作投入積極性而間接預測生活滿意度狀況。

(一)農村進城家政工人的生活滿意度受部分人口學因素干預

年齡、教育水平、婚姻等人口學因素對農村進城家政工人的生活滿意度及社會支持等相關變量存在明顯影響。首先,研究探討了人口學因素在社會支持、工作投入、工作倦怠與生活滿意度表現上的差異。年齡在生活滿意度上存在差異,年齡越大生活滿意度越高,說明年齡會影響個人的生活滿意度自評,它對生活滿意度的正向作用超過了負向作用,而這種積極作用是由年齡成熟作用導致的。[41]教育水平在工作投入上有著差異,教育水平越高的工人工作投入得分越高,可能說明高學歷工人更容易投入工作,因為他們的期望更高,對失業更反感,所以會在工作中更加努力。[42]婚姻狀態在社會支持、工作投入、生活滿意度都存在差異,這就意味著婚姻關系越穩定,個體得到的社會支持更足、對工作投入更充分以及生活滿意度更高。Headey,Veenhoven和 Wearing[43]檢驗了各種生活領域對全球生活滿意度的影響,驗證了婚姻滿意度對生活滿意度有顯著的因果影響。而較多的人口統計學因素對變量的影響很小甚至沒有,這可能取決于那些被調查的人的性格特征,而不是統計學因素本身。本次研究結果也與以往研究結果相呼應,揭示了家政工人的生活質量在很大程度上取決于雇主或工人本身的個人特征。

(二)社會支持與生活滿意度存在顯著正向相關

社會支持與生活滿意度存在顯著正向相關,即社會支持水平越高,個體生活滿意度越高。通過對比相關系數發現,三類支持中,主觀支持對生活滿意度的影響最大,而支持利用可能要比實際的客觀支持作用更大,而在描述性分析中,支持利用得分最低,說明個體在日常生活中得到的客觀支持可能并不低,但對支持的利用程度不高,這也就反映了家政工人的城市社會關系網絡并不狹窄,只是沒有充分利用其功能性支持。研究表明了社會支持對生活滿意度有著直接影響,社會支持水平不同的群體表現出不同的生活滿意度,也說明個體獲得更多社會支持,其生活滿意度水平會更高。此結果也印證了社會支持理論中社會支持對于個體的心理健康有著直接、有效的提升作用。[44]

(三)工作投入在社會支持與生活滿意度之間發揮中介作用

工作投入在社會支持與生活滿意度之間發揮中介作用。中介模型的結果表明社會支持是由直接和間接兩種方式對生活滿意度產生影響的:社會支持的直接效應;工作投入的中介效應。工作投入在社會支持與生活滿意度之間發揮著部分中介作用。個人資源中的社會支持是職業投入的預測因素,在參與預測中發揮著較小的正向預測作用。Rao[45]對德里家政工人的研究發現,雇主的善意和支持會導致員工情緒狀態的改善。而工作投入與生活滿意度正相關進而影響個體整體幸福感,說明積極和有韌性的應對策略,使其能夠在限制性環境下順利發展的成果[46]。

而社會支持水平、工作投入的提升會導致倦怠情緒的降低,工作倦怠也對生活滿意度呈現負向相關,但是工作倦怠發揮的中介效應不明顯,不能作為預測生活滿意度的前因變量。這也就意味著工作投入與工作倦怠不能看做單一的對立關系,兩者之間的關系更復雜。無論工作倦怠是否作為工作投入的對立面情緒,工作倦怠作為工作應對的一種表現形式,對身體和心理健康都有重要影響,而且社會支持來源的不同對倦怠也存在不同影響[47]。

六、建議與對策

提升家政工人的社會支持與生活滿意度并不是單一政策就能達到的,這既需要堅持政府相關部門的主導地位,也需要企業、社區以及社會組織等方面的大力支持?，F結合研究結論與以往治理經驗,提出以下幾點建議:

(一)制定包容性政策

農村外來務工人員選擇從事城市居民不偏愛的低技能服務行業實則改善了其生活質量,緩解了農村勞動力過剩和城市服務行業需求不足的雙重壓力。[1]146因此政策制定要適度包容家政服務這種低技能服務就業,出臺醫療、住房、保險及最低工資水平等支持政策以提升家政工人的權益保護力度。另外,注重人力資源投資,建立并完善就業、創業與培訓機制,增強家政工人整體受教育水平和職業技能水平,為其塑造良好的職業發展環境?！白陨隙隆钡慕⒄?、基層工會、非正式社會組織和社區之間的多部門協作社會支持系統,為家政工人提供個性、動態化的政策和發展的途徑,最終使整個區域發展受益。

(二)加強精細化管理

從近些年操縱和加強社會支持來改善健康的干預措施看,我們要更多調動社會支持的可行性而不是有效性。[48]也就是說,社會支持干預的設計、持續時間、時機和類型存在顯著差異,我們要根據個體特征進行精細化管理。比如,考慮社會網絡關系較少并一定代表其獲得的支持水平低,社會支持對心理健康的影響是否存在閾值效應,哪些類型的支持能使個體收益更多等問題。因此,政府在保障工人物質基礎的同時,要建立有效心理干預,以培養積極態度改善人格特征和心理健康。社區應適當調整組織機構和政策實施方式,消除城市、農村居民的管理差異,以加強其居住者得到有效、可感知的支持。個體也可以積極利用社交媒體的非正式集體化和信息分享可減輕心理壓力[49]。

(三)重視民間性社會組織力量

利用好政府主管單位及非正式組織的協調作用,社會組織的草根性更容易促進流動人口再社會化。政府附屬的工會以及非正式組織在家政工人作為婦女和雇主的工人要求獲得更大的尊嚴、承認和解放上發揮得重要作用[50]。正式機構有嚴格的規章制度,個人的意愿可能會被束縛,非正式自治提供了寬松的工作環境,有助于提高滿意度。[51]中介組織、獨立工會、社區活動團隊等非正式社會組織可通過建立社會支持中心來積極解決實際問題、鼓勵和肯定家政工人職業價值以及對其職業的發展規劃來彌補公共服務的不足[52]。例如,地方婦聯成立巾幗家政服務中心或勞務輸出基地,將信息咨詢、職業介紹、崗前培訓、跟蹤管理為一體,為家政工人提供服務;社區開展“物業+家政服務”的創新服務形式等。