中国居民主观幸福感结构剖析与评价

王思博

摘要：基于中国人民大学中国综合社会调查（CGSS）2013年数据，借助结构方程模型，从“个人特征”“社会资本特征”“生态环境特征”“公共服务保障”四个层面构建中国居民主观幸福感的影响因素结构模型框架，进而实现对中国居民主观幸福感的结构剖析与评价。分析结果表明，上述四个层面因素对主观幸福感的潜在传导路径均显著，其中“个人特征”“社会资本特征”与主观幸福感间的路径系数分别为0.17和0.29，影响程度较深；“公共服务保障”“生态环境特征”与主观幸福感间的路径系数分别为0.09和0.08，影响程度相对较弱。中国政府在制定意在提高居民主观幸福感的相关政策过程中，应加强公共服务建设，同时关注人居环境的改善，进而增强“生态环境特征”“公共服务保障”对主观幸福感的影响能力。

关键词：主观幸福感；结构方程模型；结构剖析与评价；公共服务；生态环境

文献标识码：A文章编号：1002-2848-2018（03）-0066-09

一、 引 言

近年来，中国经济飞速发展，至2010年，经济总量已经超越了日本，中国成为世界第二大经济体。经济的飞速发展带来丰裕的物质与财富，中国人民物质生活水平得到了显著的改善，实现了从饥荒到温饱的完美转变。党的十九大以来，随着中国物质产品的逐渐丰富，对社会发展的关注由“增收”转向“幸福”。习近平同志在十九大报告中多次提到幸福一词，指出：“中国共产党人的初心和使命，就是为中国人民谋幸福，为中华民族谋复兴”“使人民获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续”。他在“二○一八年新年贺词”中指出：“广大人民群众坚持爱国奉献，无怨无悔，让我感到千千万万普通人最伟大，同时让我感到幸福都是奋斗出来的。”[1-2]。加强对居民主观幸福感的研究成为现实的迫切需要。

“幸福”问题的研究由来已久，早在春秋战国时期，儒家以“攸好德”①诠释“幸福”来自品德的完善，道家以“祸兮福所倚，福兮祸所伏”②阐述了“幸福”来自欲望的克制，墨家以“官无常贵，民无终贱”肯定了物质、欲望的追求对“幸福”提升的重要作用。西方哲学史中，更有犬儒派、斯多葛派所代表的禁欲主义，伊壁鸠鲁派所代表的享乐主义。[3]幸福经济学的本质是效用理论的发展，从亚里士多德将“效用与稀缺性”引入价值与价格的分析框架，到亚当·斯密时代“价值悖论”的提出，学者仅意识到了心理事实与价值的间接关系，孔迪亚克以呼吸与饮水所费的力气解释空气与水的效用，这说明效用理论在这个时期得到有限的发展。瓦尔拉、理查德·詹宁斯等人提出边际效用理论，进一步拉近了“心理”与价值之间的距离。最终，瓦尔拉、戈森等人承认效用是一种通过反省可以感知的心理事实，确立了心理事实在经济理论中的地位，这就是幸福经济理论的发展历程。[4]

运用幸福经济理论对现实问题进行研究最早见于Easterlin[5]：

①高收入群体的主观幸福感较低收入群体高；

②居民主观幸福感未随本国经济总量的提高而得到改善；

③居民平均主观幸福感与国家经济发展水平间相关性不显著。这三个结论就是著名的“伊斯特林悖论”的实质内容。幸福经济学研究始于收入与主观幸福感间的关系研究，主要有如下几个方面：

①收入、消费方面的研究；

②个人特征方面的研究，如年龄、性别、政治面貌等；

③社会资本、制度方面，如亲朋关系、对陌生人的信任、社会福利保障体系等；

④生态环境方面，如环保意识、政府环保工作评价等。

收入方面的研究长期以来是幸福经济学领域的研究热点，国内外对我国居民幸福感与收入、经济总量之间关系的研究观点争议较大。刘强军[6]对2003—2010年中国居民主观幸福感的研究发现，中国居民主观幸福感随着经济增长呈现上升趋势，这与美国皮尤研究中心的研究结论相似；Easterlin[7]对中国1990—2010年居民幸福感进行研究，认为中国居民幸福感随着经济总量的增长总体呈现下降趋势，得到相同观点的有Oshio等[8-9]学者；Sacks等[10-11]则认为两者不存在显著的相关性；胡荣华等[12]认为，整体而言消费对主观幸福感的影响较弱，且两者之间关系的强弱程度依据社会阶层、受教育程度等条件而有所改变；曾寅初等[13-15]则分别从人情支出、消费类别与商业营销角度论述消费与主观幸福感之间的关系。

个人特征层面，研究者发现女性的主观幸福感较男性高，主观幸福感与年龄、非正式护理时间之间关系均呈“U”形变化，良好的教育、健康状况的改善能够提高居民主观幸福感[16]。社会资本有助于居民主观幸福感的提升[17-18]。然而，社会资本与城镇移民和独生子女的主观幸福感之间关系较为显著，其与本地居民和非独生子女主观幸福感之间关系较弱[19]。生态环境层面，客观环境污染通过经济增长传导效应提高了居民的幸福感，然而主观感知的环境污染因素则降低了居民的幸福感[20]。環境污染对居民主观幸福感的影响受收入、环保意识强弱的影响，其对低收入人群存在相对剥夺效应，环境污染对环保意识强群体的主观幸福感负效应更大[21-22]。有学者对居民主观幸福感进行综合性研究，基于圈层理论，将影响主观幸福感的因素划分为个人自身、亲人社会、熟人社会、生人社会和自然环境五个层面，各个层面几乎都对主观幸福感水平有显著影响[23]。主观幸福感影响因素的多样性可见一斑。因此，有必要对主观幸福感结构进行多维探讨。

虽然研究中国居民主观幸福感的文献较多，但对居民主观幸福感展开综合性分析的文献相对较少。相关研究虽然关注了环境污染的影响，但没能考虑缺乏政府环保工作满意度与环保行为的影响，环保政策的实施即使没有产生改善生态环境的良好效果，如果居民对政府环保工作满意，其主观幸福感可能也会有所提高。环保行为习惯对主观幸福感的影响值得深入探索。同时，现有利用结构方程模型（SEM）对居民主观幸福感进行研究的文献仍存在两点不足：首先，未引入潜在变量，无法评估每一层次变量对主观幸福感的综合影响；其次，引入的指标较少，研究不够全面。而利用Logistic模型、Probit模型等研究居民主观幸福感的文献所选取的指标虽然较为全面，但囿于所选用计量方法的局限性，亦无法评价每一层次变量对主观幸福感的综合影响。基于此，本文在较全面地引入有关影响因素的基础上，通过构建结构方程模型，实现对中国居民主观幸福感结构的剖析与评价，以期为相关政策的制定提供参考。

二、 数据来源与模型设定

（一）数据来源

本文数据来源于中国人民大学公布的中国综合社会调查（CGSS）2013年数据，共分A、B两卷，A卷中不包含“公民道德情况”、B卷中不包含“公共服务”，其余部分相同。根据研究特点，需要对相关数据进行筛选，排除B卷数据，并将少量存在缺失值和异常值的数据进行排除处理。最终获得18个观测变量，共4357个样本，将它们分为主观幸福感、个人特征、公共服务保障、社会资本特征、生态环境特征5类，变量描述见表1。

测度主观幸福感内生潜在变量的观测变量为幸福评价，选取问卷中序号A36对应的问题，即利用“总的来说，您认为您的生活是否幸福”这一问题抽样调查样本群体的幸福评价观测值。结果显示，“非常不幸福”“不幸福”“说不上幸福不幸福”“幸福”“非常幸福”的样本分别占1.5%、7.3%、18.1%、59.1%和14.1%。分点式方法对主观幸福感测度是国际学术研究通用的方法，这种测量方法具备有效性与可行性[6，24]。

本文引入模型观测变量情况如下：个人特征的观测变量包括文化程度、阶层评价、健康状况、性别、年龄、个人收入。国民教育与健康水平良好，样本群体文化程度平均水平在职高及以上，健康状况一般及以上水平的群体占样本总数的85.2%。样本中男性占51.6%，10～100岁以10为组距进行分组，年龄组由小到大分别占样本群体的比例为1.1%、11.8%、18.0%、21.6%、20.3%、16.1%、8.7%、2.3%和0.1%，问卷样本性别分布较为均匀且年龄呈现正态分布特征，该调查样本选取具备随机特征。公共服务保障评价中，公众对教育服务评价最高，对住房公共服务评价最低。近年中国房价涨势过快，加之相关住房保障政策还不成熟是造成住房服务评价低的主要原因。在样本群体中，社会资本特征均未达到3.5的中等水准。随着经济发展，中国民众的沟通交流方式发生巨大改变，居住方式从平房到楼房，社交方式从聚会社交到网络社交，娱乐方式从体育运动到电子体育，民众间的相互信任感降低，互不信任造成社会运行成本增加，这些均对居民主观幸福感水平提升产生负面影响，因此重构社会信任体系迫在眉睫。民众对中央及地方政府环保工作评价不高，评价满意群体占总样本比例分别为40.1%和36.4%。经常进行塑料袋回收利用、垃圾分类行为群体占样本总数比例分别为51.8%和12.5%。塑料袋回收利用、垃圾分类等环保行为能够提供良好的人居环境。人居环境属于公共物品，造成环保行为个体成本小于社会成本，极易引起“搭便车”行为，导致环保行为实际供应水平小于社会最优水平。

（二）结构方程理论模型

结构方程模型由测量模型与结构模型两个基本组成部分构成。设定测量模型为：

（三）模型设定

本研究构建包含1个内生潜在变量、4个外生潜在变量和18个观测变量的结构方程模型。1个内生潜在变量为主观幸福感，4个外生潜在变量包括个人特征、公共服务保障、社会资本特征、生态环境特征。4个外生潜在变量与1个内生潜在变量构成了居民主观幸福感的因果关系，即4个外生潜在变量是因，1个内生潜在变量是果，该因果关系用单向箭头“→”表示，由4个外生潜在变量分别指向一个内生潜在变量。特别注意的是4个外生潜在变量之间的关系要用双向箭头“”表示。内生潜在变量“主观幸福感”由观测变量“幸福评价Y1”测度，e51为内生潜在变量测量模型的残差。外生潜在变量“个人特征”“公共服务保障”“社会资本特征”“生态环境特征”分别由观测变量组“X11～X16”“X21～X23”“X31～X34”“X41～X44”測度，e11～e16、e21～e23、e31～e34、e41～e44分别为上述4个外生潜在变量测量模型的残差。e50为结构模型的测量误差，结构方程模型设计如图1所示。

（四）样本检验

在构建结构方程前要对样本数据进行正态性检验、多重共线性检验，同时要对测量模型部分进行验证性因素分析，以保障模型构建的准确性与适配性。

1.样本数据正态性检验

本文采用最大似然法对结构方程模型进行估计，因此样本数据必须服从大样本正态分布，否则会违反模型构建的前提假设。一般认为当样本数据同时满足均值与中位数较为接近、偏度绝对值低于2、峰度绝对值低于5时，可以判断样本数据满足正态分布特征。选取的样本指标中除个人收入X16、大多数人可信度X34、垃圾分类处理行为X44三个变量外，其余观测变量的峰度绝对值均小于1.2，偏度均小于1，并且均值与中位数均较为接近。因此，个人收入X16、大多数人可信度X34、垃圾分类处理行为X44未满足正态性，予以剔除。

2.样本数据的多重共线性检验

模型构建需要样本数据之间相互独立，否则多重共线性的存在会影响模型估计结果一致性，因此要针对剩余13个观测变量进行多重共线性检验。结果显示，X13与X15之间的相关系数达到了0.43，相关程度较高，需要针对两个变量中的一个进行选择性剔除。通过模型适配性比较与人工选择，最终将观测变量X15剔除。

3.验证性因子分析

验证性因子分析是针对结构方程中外在潜在变量的测量模型部分进行收敛效度检验，从而保障模型的会聚有效性。利用AMOS24.0对剩余的13个测量模型中的外生观测变量进行验证性因素分析，结果显示所有观测变量的标准载荷量除性别（X14）外均介于0.56～0.93之间，即符合载荷量要介于0.5～0.95的标准，性别（X14）对应的因子载荷量为-0.07，因此将X14变量剔除。其余观测变量的多元相关的平方（Squared Multiple Correlation）均大于0.68，满足信度系数在0.50以上的标准。个人特征、公共服务、社会资本特征、生态环境特征组合信度分别为0.8476、0.8342、0.8643和0.8513，组合性均在0.6以上，表示模型内在质量较佳。验证性因子载荷检验结果见表2。

三、 结构方程模型实证检验

（一）结构方程模型适配度评价

结构方程构建需要根据修正指标（Modification Indices）判断模型观测变量间方差是否存在共变关系，即考虑潜在变量个人特征、公共服务特征、社会资本特征、生态环境特征的观测变量间方差之间存在的共变关系，因此增列e11与e21、e11与e22、e11与e23、e11与e31、e11与e41、e11与e42、e11与e43、e12与e13、e23与e32九组共变关系，从而降低卡方值，增强结构方程的适配性。

结构方程的适配度检验结果见表3，各项指标均在适配度良好要求的临界值范围内，模型适配度整体评价良好。

（二）结构方程模型拟合结果与分析

修正后结构方程模型标准化路径系数分析结果见表4和图2，模型所有观测变量与其对应的潜在变量间的路径传导效应均达到1%显著性水平。个人特征、公共服务保障、社会资本特征、生态环境特征间协方差估计值分别为0.014、0.08、0.214、-0.026、0.039和0.012，且均达到1%显著性水平。因此，模型选用的观测变量能够充分反映其对应的潜在变量情况。

潜在变量层面。个人特征、公共服务保障、社会资本特征、生态环境特征四个外生潜在变量均在1%显著性水平上与主观幸福感呈现正相关关系，相关系数分别为0.17、0.09、0.29和0.08，表明现阶段社会资本特征对居民主观幸福感影响能力最强，个人特征次之，公共服务保障、生态环境特征对居民主观幸福感影响能力较弱。

传导路径系数层面。个人特征包含的观测变量中，阶层评价与健康状况因子载荷量分别为0.87和0.90，远大于文化程度因子载荷量，表明居民阶层评价与健康状况对个人特征具有决定性作用。公共服务保障所包含的观测变量中，教育服务评价、医疗服务评价、住房服务评价的因子载荷量分别为0.6、0.7和0.51，表明居民对上述三类公共服务评价均对公共服务保障起到了决定性的作用，居民对三类公共服务评价越高，则主观幸福感越高；社会资本包含的观测变量中，亲朋关系的载荷量为0.63，大于陌生人信任、社交串门的因子载荷量，亲朋关系对社会资本特征起决定性的作用，亲朋关系越密切、对陌生人的信任程度越高、社交串门越频繁，则主观幸福感越高。生态环境所包含的观测变量中，中央政府环保工作评价与地方政府环保工作评价的因子载荷量分别为0.76和0.83，大于塑料袋回收利用等环保行为因子载荷量，与主观幸福感具有正向传导效应的中央、地方政府环保工作评价对生态环境特征起决定性作用，居民对两级政府的环保工作评价越高，则幸福感越高。居民环保行为自觉程度和主观幸福感具有微弱的负相关关系。

观测变量层面。居民是否有塑料袋回收利用习惯对主观幸福感存在负向作用，这是奥尔森的集体行为逻辑理论在现实生活中的具体体现。居民个人塑料袋回收行为能够为社会营造整洁的人居环境贡献力量，然而整洁的环境具有较强的公共性，涉及社区成员规模庞大，并且人居生活环境质量需求的共容性较强。个人极易受到“搭便车”利己行为激励，集体中不执行环保行为的成员不但会“坐享其成”，甚至会破坏环境，削弱执行环保行为个人对环境保护所做出的努力，从而造成执行环保行为的个人感到自己的环保行为收益远小于成本，人居环境质量预期与实际形成较大的反差。由于这种心理落差的存在，塑料袋回收利用等环保行为对居民主观幸福感存在负向影响。文化程度、阶层评价、健康状况、教育服务评价、医疗服务评价、住房服务评价、亲朋关系、陌生人信任、社交串门、中央政府环保工作评价、地方政府环保工作评价共计11个因素均对居民主观幸福感有不同程度的正向作用，这些因素值越大，居民主观幸福感越高。

结构方程实证结果的内涵：

（1）个人特征层面。教育是幸福来源的一个重要因素，教育不但能够提高个人文化程度、陶冶人的性情、修炼人的品性、升华人的精神追求，同时能够使个人获得生活所需的必要技能。因此，受教育程度高的人容易获得较高的幸福感。有学者研究表明，受教育程度对主观幸福感的影响能力受到社会整体教育水平的制约，社会教育水平高，则文化程度对主观幸福感的影响小，否则反之[25]。我国受教育水平对主观幸福感的影响程度较低，恰恰证明20世纪80年代至今，我国九年义务教育施政效果良好，国民教育水平得到了大幅度的提高，居民受教育水平得到了显著改善。阶层评价强调相对范畴指标对主观幸福感的影响。个人生活在社会当中，极易产生与周边人攀比的心理，当每个人都同时变富时，即使个人的绝对财富增加，相对财富却并未改变，所处阶层未发生变化。主观幸福感更易受到相对范畴指标发生变化的影响，即真实状况与预期同步变化时，财富等绝对指标变动往往对主观幸福感的提升不能起到显著作用，只有相对指标变动，例如个人财富增长速度有别于周边人群财富增长的一般速度，主观幸福感才会受到显著影响。阶层的自我评价属于相对范畴指标，因此，民众对自己所属的社会阶层评价越高，个人主观幸福感越高；Miret等[26]提出“残疾悖论”，即受疾病困扰的群体因为习惯了自身的身体状况，所以他们并不觉得自己不快乐。然而，在中国“残疾悖论”并不成立，个人的健康状况与主观幸福感具有显著的正相关性，健康状况评价越高，幸福感越强。

（2）公共服务保障层面。教育服务、医疗服务、住房服务等社会保障体系的建立本质是社会财富再分配的过程，公共服务保障体系的建立能够在以下几个方面对居民主观幸福感产生影响：首先，资源与收入的再分配。公共服务建设导致了公共支出的增加，公共支出是国家资源与收入再分配的过程，收入再分配减小了贫富差距，穷人的主观幸福感提高，富人的主观幸福感有所降低，幸福感从特权较多的阶层流动到特权较少的阶层。因为富人的幸福收入弹性较小，穷人的幸福收入弹性较大，所以再分配的过程中社会整体幸福感水平有所提升，即公共服务保障体系建设对居民主观幸福感的提升具有积极的促进作用。其次，公共服务建设改善了特定人群的生活状况，使得身患残疾、家庭发生变故等高危人群能够更容易地获得幸福。最后，公共服务建设对主观幸福感的作用效果受到有無子女、家庭收入状况、社会稳定程度等重要因素影响。然而，结构模型部分实证结果表明，公共服务建设对主观幸福感的影响程度较低，说明中国公共服务建设尚存在较大的改进空间，是提高中国居民幸福感的重要突破口之一。

（3）社会资本特征层面。拥有良好的社会关系网络，例如密切的亲朋关系、对陌生人信任接纳程度高、频繁的亲友互动等，对幸福感会产生积极的影响。良好的亲友关系与频繁的来往能够使个人找到释放、倾述的途径，加之在遇到生活变故时能够得到及时帮助，从而促进个人幸福感的提升。对陌生人信任与接纳程度越高，说明个人在社会交往方面遇到的负面经历越少，主观幸福感越强。

（4）生态环境特征层面。政府实施的环保措施越有利，民众对政府环保工作评价越高，居民主观幸福感越高。塑料袋回收利用与主观幸福感呈现显著负相关关系，说明现阶段中国居民整体环保意识较弱，环保行为人的预期收益小于实际收益，导致环保执行力度越强的个人，其主观幸福感越低。生态环境特征对主观幸福感的影响能力较弱，提高民众环保意识、进一步优化生态环境保护相关制度是未来中国政府增强居民主观幸福感可持续性面临的主要挑战。

四、 结论与启示

本文基于CGSS2013调查数据对中国居民主观幸福感结构进行了多维剖析，得出以下结论：个人特征、公共服务保障、社会资本特征、生态环境特征对居民主观幸福感具有正向影响。其中，个人特征对居民主观幸福感的影响程度最高，社会资本特征的影响程度次之，公共服务保障与生态环境特征的影响程度较前两者弱。除塑料袋重复利用对居民主观幸福感具有负向影响外，其余观测变量对居民主观幸福感均具有正向影响。

基于上述研究，提出政策建议如下：

第一，全面改善教育、医疗、住房等公共服务建设中存在的不足，通过财政支出、O2O、PPP等多种途径，提高它们的供应水平，增强公共服务保障对居民主观幸福感水平的积极影响。第二，中央、地方政府要加强环境治理力度，引导经济社会实现绿色发展，增强居民参与环保的内生激励。第三，加强对居民的环保教育，提高其环保意识，使其形成良好的环保行为习惯，消除环保行为习惯对主观幸福感水平的扭曲激励。第四，注重诚信教育，对诈骗、偷盗、传销等对社会产生负面影响的行为进行严惩，构建良好诚信社会氛围，通过适当奖励激励民众参与志愿服务工作，提高社会责任感，改善社会成员关系，构建社会主义和谐社会，进一步增强社会资本对主观幸福感的影响能力。第五，制定合理转移支付制度，缩小城乡贫富差距，降低基尼系数，减弱相对剥夺效应。通过产业补贴、价格机制、媒体宣传，引导民众形成健康的饮食结构，修建运动广场，为居民提供运动健身的公共设施，鼓励民众锻炼强壮体魄。

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