個人認知社會資本與青少年健康水平及幸福感關系的實證分析
——來自中國家庭追蹤調查(CFPS)的證據

王曉星

(中國社會科學院研究生院，北京 102448)

一、引言

青少年是社會可持續發展的重要資源，其身心健康水平關系到個人乃至整個國家的未來發展和整體競爭力。因而其健康水平的決定因素是衛生經濟學研究的重要課題。而社會資本作為一個連接個人與社會環境的重要社會學概念，成為眾多決定因素中的研究熱點。社會資本概念由Bourdieu最先提出，隨后Coleman[1](1988)擴展并實證檢驗了社會資本的作用，他指出了社會資本的三種重要形式，分別為責任與期望、信息渠道和社會規范。Putnam[2](1993)把社會資本定義為包含有信任、公民參與、合作和互惠的社會網絡，并指出社會資本是行動者在行動中獲取和使用嵌入在社會網絡中的資源。雖然對社會資本的定義還有差異，但是總體來說社會資本可以分為結構性社會資本和認知性社會資本兩大類型：結構性社會資本是客觀可測量的部分，如兄妹數量和家庭結構等；而認知性社會資本是主觀的認知因素，如信任與共享的規則和價值觀等。

不同種類的社會資本對于青少年健康水平的作用機制也不相同。就家庭內的社會資本而言，父母通過家庭社會資本對青少年的行為模式和社會規則習得產生影響，良好的管控和積極的家庭氛圍會對學齡期的子女的社會適應能力有正向促進作用，進而也會提高其健康水平和幸福感(Parcel等，2010)[3]。就家庭外的社會資本而言，主要以社區社會資本為主，可以形成有益的社會交往和相互信任的社會環境，有助于降低青少年的身心壓力；同時高的社區資本可以給孩子提供安全的活動場所，增強對他人的信任感，降低危險發生的可能性。社會資本對青少年健康狀況的多重影響機制彰顯了社會資本在決定青少年健康水平上的重要作用，因而討論社會資本對中國青少年健康狀況的影響，對于更好促進青少年健康發展具有重要意義。

本文使用中國家庭追蹤調查(CFPS)2012年和2014年數據，研究青少年的個人層面的認知社會資本對于自身健康狀況和幸福感的影響。本文的研究發現社會資本對于自評健康水平和幸福感水平均有顯著正向影響，個人認知社會資本(以“對他人的信任程度”衡量)每提高10%，青少年自評健康水平增加0.31%，青少年自評非常幸福的概率增加0.82%。同時認知社會資本對于幸福感的影響存在性別、城鄉和家庭結構的差異。傾向得分匹配(PSM)的估計結果表明，認知社會資本每提高10%，女性青少年自評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村青少年提高0.17%，非獨生子女青少年比獨生子女青少年提高0.23%。

本文的第二部分為相關文獻綜述，第三部分為數據、關鍵變量和模型方法說明，第四部分為實證結果分析，第五部分為本文的結論與啟示。

二、文獻綜述

關于社會資本對于青少年健康狀況的研究早期主要在西方發達國家中展開。最早把社會資本概念引入青少年研究領域的是Coleman[1(1988)。他分析了社會資本對于高中生輟學的影響，并把青少年社會資本分為家庭內的社會資本和家庭外的社會資本。但是他主要關注的是結構性社會資本對于青少年的影響，而隨著社會經濟發展，結構性社會資本已經不能很好地代表社會資本，學者開始更加關注認知性社會資本對于青少年的影響。如Morrow[4](1999)研究了子女對家庭關系的認知和親子互動質量對于青少年的身心健康影響，發現社會資本質量高的家庭的青少年擁有更高的自評健康水平。Ferguson(2006)5和d’Hombres等(2010)[6]進一步指出高社會資本家庭養育的孩子總體上更為幸福，身心健康程度更高，教育獲得與就業更好，并且構建了家庭結構的五種成分，分別包括家庭結構、親子關系質量、成人對孩子的關注、父母對孩子活動的監管和家庭交換與支持的擴展。

在社會資本的實證研究方面，Parcel等(2010)[3]利用1988年美國國家青年跟蹤調查中的母親與子女數據，對524名兒童的家庭社會資本與行為進行了研究，結果表明母親對于兒童的良好管控與積極的家庭氛圍對于子女幸福感水平有正向影響。King等(2004)[7]對5377名美國青少年健康跟蹤研究發現，父親對于子女生活的卷入程度和親子關系質量對于青少年精神健康有重要影響，認知社會資本多寡與兒童精神疾病有顯著的負相關，來自家庭成員的信任和關愛越多，子女患精神疾病的可能性越低。De Clercq等(2012)[8]通過比利時2005—2006年學齡兒童健康行為調查，進行了社會資本與青少年健康的社會不平等研究，結果發現社會資本能有效預測青少年健康與幸福。同年Camfield(2012)[9]研究了埃塞俄比亞貧困地區社會資源、抗逆力與青少年幸福的關系，指出貧困社區通過構建社會網絡提高社區社會資本，進而提高了青少年的幸福水平。

國內青少年社會資本與健康狀況的研究文獻不是太多，且大多集中于港臺地區學者。Lau and Li(2011)[10]對深圳1306名六年級學生及其家長進行了關于社會資本與主觀幸福感的問卷調查，結果顯示家庭社會資本與兒童主觀幸福感有顯著的正向影響。Wu等(2012)[11]對北京806名外來務工家庭的青少年精神健康與社區社會資本和家庭社會資本之間的結構方程研究發現，社區社會資本通過家庭社會支持對青少年精神健康產生積極的影響，但與西方研究不同的是，他們研究發現家庭經濟資本對于青少年的精神健康具有消極阻礙作用。

總結以往的研究，我們可以看出現有文獻可能存在以下兩點不足：①現有對于社會資本對青少年健康水平影響的研究仍待開展，且現有研究主要集中于西方發達國家地區，而對于包括我國在內的發展中國家地區的青少年健康研究則仍待進一步加強，且從Wu等(2012)[11]的研究也可看出，我國國內社會資本與青少年健康水平關系也與西方國家有所差異，這更突顯了開展國內研究的必要性。②現有大部分關于青少年社會資本代表指標的選取主要集中在父母的視角，而未能強調青少年本身的行動所帶來的社會資本對于其自身的健康狀況的影響，因而賦予青少年以主動性，從其自身視角選取社會參與等指標則有著重要的意義，畢竟青少年本身才是自己的建構者。

本文也正是基于這兩點考慮拓展了已有的研究。首先是選取中國家庭追蹤調查數據(CFPS)，同時從青少年自身的視角選取了社會資本的代表性指標，進而研究其對健康和幸福感水平的可能影響。

三、數據、關鍵變量和模型方法說明

(一)數據來源

本文所使用的數據來自中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)。該數據由北京大學中國社會科學調查中心與美國密歇根大學調查研究中心等合作搜集和發布，是兩年一期的跟蹤調查數據，旨在對全國代表性的村居、家庭和成員進行追蹤調查，以反映中國經濟發展和社會變遷情況。CFPS問卷分為村(居)問卷、家庭問卷和個人問卷，分別從不同角度反映社會環境、家庭環境條件與個人的生存狀況等。其中個人問卷中包括成人問卷和兒童問卷。本文所采用的主要數據為2012年和2014年的兒童問卷調查組成的混合截面數據，來源于全國25個省(市、自治區)、105個縣和416個行政居。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象。且本文主要的解釋變量為青少年個人的社會資本，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為2756人，其中2012年的樣本數為1038人，2014年的樣本數為1718人。

(二)關鍵變量

1.被解釋變量

本文的被解釋變量分別為青少年個人的自評健康狀況和自評的幸福感水平。根據Poortinga(2006)[12]和Yip(2007)[13]等人的研究，雖然個人對于健康的主觀評價具有一定的誤差，但相比于身高與體重等客觀指標來說，仍然是預測客觀健康水平的有效指標，甚至具有更好的穩健性。因而本文也用自評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，主要關注的問題是WL1:“你認為自己身體的健康情況如何？”及WM302：“你覺得自己有多幸福？”前一個問題共有“非常健康、很健康、比較健康、一般、不健康”5個選項；后一個問題有0～10的評分，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。在參考相關文獻后，本文選取的其他解釋變量主要包括青少年的個人層面、家庭層面和社區層面的變量。其中青少年個人解釋變量年齡、年齡平方、性別、教育程度、居住地區和戶籍。家庭層面的控制變量包括父母的教育年限、父母的年齡、家庭的人口規模和家庭的收入水平，當然家庭的人口規模也是青少年家庭結構社會資本的代理變量。社區層面的變量包括社區醫療機構數量。表1給出了所有統計變量的定義和描述性統計。

表1 變量定義和描述性統計

續表

變量變量定義平均值標準差FAGE父親的年齡40.795.20MAGE母親的年齡38.905.03OHLYCHILD獨生子女=1,非獨生子女=00.180.38HINCOME家庭年收入水平(元)44374.3545256.55CHOSPITAL社區醫療機構數量(個)2.362.19

(三)模型方法

為了考察個人社會資本對于青少年健康的影響，本文設定了如下的實證模型：

Hi=β0+β1Xi+γCSCi+εi

(1)

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

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

四、實證結果分析

(一)描述性統計分析

首先如表2所示為分樣本數據所做的描述性統計分析，為了進行對比，本文分別按照城鄉、男女、青少年和是否為獨生子女對樣本進行了描述。

表2 分樣本數據描述性分析

從表2可以看出，無論是分城鄉、分性別還是分是否為獨生子女，青少年自評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，自評健康水平不存在顯著的城鄉、性別和家庭結構差異。而在自評幸福感水平差異上，城市青少年要高于農村青少年(8.33 vs. 8.10)，女性青少年要高于男性青少年(8.39 vs. 8.02)，獨生子女高于非獨生子女(8.40 vs. 8.15)。而在標準化認知社會資本平均值上，也存在樣本間的差異。其中農村青少年的認知社會資本平均水平比城市高(0.02 vs. -0.03)，這說明城市青少年對于他人的信任程度不如農村青少年，這也是生存環境導致了兩者之間的差異。農村青少年大多生活在熟人環境中，且接觸到的人事較城市青少年也較為純樸，因而其對他人的信任程度可能也會相對較高。此外，男性青少年的認知社會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他人信任程度的心理上的差異。最后非獨生子女的認知社會資本平均水平要高于獨生子女(0.02 vs. -0.08)，這反映了家庭結構對于青少年認知社會資本的影響，兄弟姐妹之間的接觸和溝通使得青少年的認知社會資本有明顯提高。當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模比農村要小，獨生子女的數量比農村要多(4.45 vs. 5.24,0.29 vs. 0.10)，這反映了城市與農村相比，家庭規模要更小，獨生子女家庭更多，這也與我國計劃生育政策在城市實施得更為嚴格有關。同時注意到城市青少年中大多為非農戶口，農村青少年基本均為農業戶口(0.48 vs. 0.04)，反映了我國城鄉二元戶籍制度的事實。最后，城市家庭的收入水平和社區的醫療機構數量都要高于農村(53147.01 vs. 36203. 12,3.29 vs. 1.88)，這也反映出了當下我國經濟發展的不平衡，城鄉家庭收入和醫療衛生水平均有差異，城市地區醫療資源更為集中。

(二)實證模型總體回歸結果分析

表3報告了模型的樣本總體估計結果，即分別表示出了運用Probit模型和Oprobit模型估出的健康水平和幸福感水平的結果。

表3 總體樣本回歸結果

注：括號內表示標準誤，“***”p<0.01,“**”p<0.05,“*”p<0.1

從表3的回歸結果可以看出，青少年的個人認知社會資本對于自評健康水平和自評幸福感的影響均十分顯著，這表明青少年的個人認知社會資本對于青少年的身心健康感受均有積極的促進作用，且由邊際效應可知，認知社會水平每提高10%，青少年自評健康水平增加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(RESIDENCE)和家庭人口規模(HSIZE)對青少年自評健康水平的影響是正向且十分顯著的，且由邊際效應可知，城市青少年的自評健康水平比農村青少年高0.039；家庭人口規模每擴大10%，青少年自評健康水平提高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療水平均比農村要好，有助于提高青少年的自評健康水平；而家庭人口規模越大，青少年擁有的兄弟姐妹越多，其獨立自主性越強，那么對自身的健康水平也就更為重視。同時如上文所述，Coleman把家庭結構定義為青少年的家庭社會資本，因而青少年的家庭社會資本對其自評健康水平還是有正向影響的。并且我們發現家庭收入(HINCOME)對健康水平的影響并不顯著，因而青少年自評健康水平主要取決于自身的主觀評價。

在影響自評幸福感水平的眾多其他變量中，性別、受教育程度、居住地區、家庭人口數量以及父母的年齡和受教育程度對于幸福感水平的影響都是十分顯著的，且由系數正負可知，城市青少年自評幸福感水平高于農村青少年，女性青少年要高于男性青少年，而家庭人口規模與自評幸福感水平是反向關系。由總體回歸結果可知城鄉、性別和家庭人口規模對于青少年幸福感水平都有顯著影響，因而下文主要分析認知社會資本對于青少年幸福感水平的異質性影響。

(三)認知社會資本對于青少年幸福感水平的異質性影響

在分析認知社會資本對于青少年幸福感水平的異質性影響時，若直接使用(1)式對不同樣本進行回歸并進行系數上的比較，并不能得到正確結果，因為可能存在重要變量遺漏或潛在不可觀測的因素帶來的內生性問題，造成回歸系數有偏差。為了進行合理比較，本文采用傾向得分匹配方法(PSM)，通過構造反事實估計匹配來解決內生性問題，從而識別認知社會資本對于幸福感水平的異質性影響。

1.認知社會資本對自評幸福感水平影響的城鄉差異分析

首先運用PSM評估認知社會資本對青少年自評幸福感水平在城鄉之間的不同影響。運用傾向得分匹配方法之前，需要對平衡性和共同支撐假設進行檢驗，檢驗結果如圖1和圖2所示。

圖1匹配前后各協變量標準化偏差圖示

圖2傾向得分共同取值范圍

從圖1的平衡性檢驗可以看出，大多數協變量的標準化偏差在匹配后相對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來看，大多數觀測值都在共同取值范圍內，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照組作對比，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。在滿足平衡性和共同支撐假設后，便可利用PSM方法進行估計，表4顯示了分別對城市青少年和農村青少年使用PSM回歸的結果。

表4 分城鄉樣本PSM回歸結果

由表4可知，個人認知社會資本對于城市青少年和農村青少年均有十分顯著的影響。從PSM估計得到的平均處理效應(ATT)值來看，對于城市青少年來說，認知社會資本每提高10%，自評幸福感水平提高0.79%，農村青少年自評幸福感水平提高0.62%，城市青少年認知社會資本對于自評幸福感的水平影響要高于農村青少年。其可能的原因在于，如上文所述，城市青少年的認知社會資本水平要低于農村青少年，因而其對幸福感水平的平均影響會更大一些。而農村青少年認知社會資本處于較高水平，對幸福感水平的平均影響要小一些。

2.認知社會資本對自評幸福感水平影響的性別差異分析

接著，類似上文，利用PSM方法考察認知社會資本對不同性別青少年自評幸福感水平的影響。圖3和圖4顯示了平衡性和共同支撐假設的檢驗結果。

圖3匹配前后各協變量標準化偏差圖示

圖4傾向得分共同取值范圍

從圖3和圖4可以看出，協變量的標準化偏差在匹配后大幅減小且大多數觀測值都在共同取值范圍內，表明匹配通過了平衡性檢驗和滿足共同支撐假設。表5顯示了對男性青少年與女性青少年使用PSM方法回歸的結果。

表5 分性別樣本PSM回歸結果

由表中可知，個人認知社會資本對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，對于男性青少年來說，認知社會資本每提高10%，自評幸福感水平提高0.51%，女性青少年自評幸福感水平提高0.57%，女性青少年認知社會資本對于自評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差異類似，即由于女性青少年的認知社會資本平均水平要低于男性青少年，因而其對幸福感水平的平均影響會更大一些。在社會上，女性青少年的自我防范意識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更大一些。

3.認知社會資本對自評幸福感水平影響的家庭人口規模分析

類似地，也可根據樣本數據利用PSM方法分析出獨生子女與非獨生子女之間認知社會資本水平對于自評幸福感水平影響的差異。平衡性和共同支撐假設的檢驗結果顯示如圖5和圖6。

圖5匹配前后各協變量標準化偏差圖示

圖6傾向得分共同取值范圍

同樣圖5和圖6表明協變量的標準化偏差在匹配后大幅減小且大多數觀測值都在共同取值范圍內，通過了平衡性檢驗和滿足共同支撐假設。PSM回歸結果如表6所示。

表6 不同家庭人口規模間樣本PSM回歸結果

從表6可知，個人認知社會資本對于是否為獨生子女均有顯著的影響。從平均效應上來說，對于獨生青少年來說，認知社會資本每提高10%，自評幸福感水平提高0.71%，非獨生青少年自評幸福感水平提高0.94%。也即是說非獨生青少年認知社會資本對于自評幸福感的水平影響要高于獨生青少年。這其中的原因與城鄉和性別間的差異略有不同，因為盡管獨生子女認知社會資本較非獨生子女低，其對幸福感水平的影響還是較低。主要的原因非獨生子女自評的幸福感絕對量比獨生子女要低很多(7.15 vs. 8.40)，因而認知社會資本對其促進效果要更大一些。

最后需要指出的是，從本文樣本容量來看，2756名青少年中有1074名城市青少年，有486名獨生青少年，表明本文樣本中大多數城市青少年均非獨生子女，這似乎與城市實行的計劃生育政策相悖。但是CFPS問卷是以居住地來定義青少年的類型，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。進一步考察本文選取的另一指標“戶籍”表明，樣本中青少年戶籍為農業戶口的為2182人，非農業戶口為574人，而既是非農業戶口又是獨生子女的青少年有430人。通常來說，戶籍為非農業戶口的青少年大多出生在城市，這說明絕大多數出生在城市的青少年均為獨生子女，可見計劃生育政策確實對城市家庭的人口規模產生了很大的影響。

五、結論與啟示

本文使用2012年和2014年中國家庭追蹤調查的混合截面數據，利用Probit和Oprobit模型實證研究了青少年的個人的認知社會資本對于自身健康狀況和幸福感的影響，同時還采用PSM方法評估了認知社會資本對于青少年幸福感水平的異質性影響。本文的研究發現社會資本對于自評健康水平和幸福感水平均有顯著正向影響，認知社會水平每提高10%，青少年自評健康水平增加0.31%，自評非常幸福的概率增加0.82%。而同時認知社會資本對于青少年幸福感的影響存在性別、城鄉和家庭人口數量上的差異，其中認知社會資本每提高10%，女性青少年自評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村青少年提高0.17%，非獨生子女青少年比獨生子女青少年提高0.23%。而在其他控制變量中，家庭人口數量對于青少年自評健康水平有顯著正向影響，而城鄉、性別和家庭人口數量差異對于青少年幸福感均有顯著影響。

基于本文的結論，由于青少年的個人認知社會資本對于其健康水平和幸福感水平均有正面的促進作用，因此應著力提升青少年的個人認知社會資本，而信任程度是認知社會資本的重要評價指標，因而應該在整個社會大力倡導建立共享的規范和價值觀，提高青少年對社會的普遍信任程度。此外，本文的結果還表明認知社會資本對于青少年幸福感水平的影響存在異質性，對于城市青少年的影響高于農村，非獨生子女高于獨生子女。這一結果也豐富了我國當下推行的城鄉一體化和全面二胎政策的意義。當城鄉差距逐漸縮小，更多的青少年居住在城市，以及更多非獨生子女家庭的出現，認知社會資本對于提高青少年幸福感水平能夠發揮更大的作用。

限于數據的可得性，本文僅僅討論了認知社會資本對健康和幸福感水平的影響，并未考慮青少年結構性社會資本，因而在未來的研究中可進一步分析結構性社會資本對于青少年健康和幸福感水平的影響。