中国劳动人口的学历与幸福——基于CGSS(2015)调查数据的经验分析

吕国光，吴凌萍，李 妹

（1.浙江丽水学院，浙江 丽水 323000；2.浙江省庆元县城东小学，浙江 庆元 323800；3.山东管理学院，山东 济南 250357）

古代很多哲学家把“幸福”当作人生的最高目标。现代实证主义为了便于客观测量和比较分析，一般把幸福定义为：主体根据自我的价值观，对自我成长（教育）、收入、就业、健康等生活各个方面满意程度的全面性评价和判断[1]（p6-20）。

本研究结合马斯洛的理论和实证主义对幸福的客观定义，将主观幸福感的定义概括为：当劳动者的饮食、安全、自我成长、团体归属、尊重等各层次需要得到满足时，所产生的积极的、快乐的、持久的情绪体验。

一、选题意义

“幸福感”这个词，已经成了生活中的高频词。而对“幸福感”的研究一直是社会研究领域的重要课题，从上世纪七十年代起，“幸福感”一词就作为社会福利绩效以及生活满意度衡量的重要指标频繁出现在各类文献中。

我们通常将“以人为本”的社会发展目标作为判定社会发展与进步的重要标准，人民群众能否在社会发展中获得广阔而又相对自由的发展空间，以及对美好生活的需求能否得到满足，也成为了衡量社会发展最根本的标准。同时，习惯上我们将国民生产总值作为核心标准来衡量社会发展与进步，但经过实践我们发现这样的衡量标准会过多地倾向经济指标，从而引发政策的片面性、单一性和舍本逐末。政策的制定不仅仅出于国家的角度，更多的应该站在人民的立场之上，民众是否满意、是否赞成、是否拥护，很大程度上决定了政策能否落实与实施，尤其是在经济高度发展和社会变革进程加快的时代，如若脱离民众制定政策，那么各种社会问题将会逐步凸显。可见，居民的幸福感与政策的制定与落实是密不可分的。

早在二十世纪中期，西方国家就已经开始充分重视幸福指数。通过监测发现，若要使社会发展处在良性的循环运转中，单靠经济发展是远远不够的，需要将国民的幸福与经济社会的发展相统一，从而达到某种程度的平衡。在如此背景之下，能够从主观上体现居民生活质量的幸福指数逐步走向研究的舞台。将高度人性化的幸福感指标与客观的经济指标相结合，不仅能进一步完善社会发展程度的探究，还推动了国家政策的制定与实施力度。作为高速迈向现代化的发展中国家，我们应该充分汲取西方国家的教训和经验，让人民幸福与社会发展相互融合，从而促进社会的进步和发展。

二、主观幸福感研究

人类对幸福本质的理性思考和讨论，早在2000多年前就散见于哲学家对人生的真知灼见中。比如，柏拉图主义者认为，获得关于理念的知识就是幸福；亚里士多德提出完善论幸福观，认为“幸福就是灵魂的一种合乎德行的现实活动”，幸福的根源在于人的潜能能否充分发挥和人生价值是否实现[2]（p16-125）。伊壁鸠鲁主义者认为，幸福就在于获得快乐；斯多亚主义者认为，认识神的安排和世界的必然规律，就能实现幸福。

20世纪中叶，心理学专家、学者加入到了幸福感的研究领域。邢占军通过探究发现，西方先后形成从生活质量、心理健康和心理发展三大变量切入的幸福感评价机制[3]（p2-4）。随着社会学、教育学、经济学等学科的不断加入，学者们开始研究性别、年龄、宗教信仰、受教育年限、工作状况、社会认知，以及收入等变量对居民幸福感的影响。李志，谢朝晖将国内对居民幸福感的研究大致分为三个阶段，第一阶段是上世纪80年代中期至90年代中期，这一时期国内对幸福感的研究大多依靠引进国外理论和数据分析模式；第二阶段为上世纪末到本世纪初，在这一阶段国内开始在大学生、党员、老年人等特定的群体进行实证研究；第三阶段是本世纪初至今，本阶段属于我国幸福感研究的黄金时期，发展迅速，人们不仅开始研究我国幸福感的现状，还开始研究影响居民幸福感的诸多因素，旨在探寻提升居民幸福感的途径，还有少数的学者尝试建构适用于我国特定人口群体的理论模型。

国内在幸福感研究领域大致分为四个方向：一是界定幸福和幸福感的概念、内涵以及对应的衡量评价体系，如上文提及的李志与谢朝晖的研究；二是对幸福感的述评性研究，如梁兴辉与车娟娟的《幸福指数测量方法研究综述》等[4]（p1-2）；三是针对特定群体幸福感的研究，如赖新对教师幸福感的研究；四是研究影响幸福感的诸多因素，如陈婉婷、张秀梅对基于CGSS数据所作出的对中国居民主观幸福感的影响因素分析[5]（p9-15）。

与上述研究比较而言，本研究的意义体现在，将劳动人口作为本研究聚焦的样本群体。劳动人口是一个国家或地区全部人口中具有劳动能力的那部分人口。按国际一般通用标准，15岁～64岁属于劳动适龄范围。中国男性为16岁～60岁，女性为16岁～55岁为劳动适龄范围。非劳动人口包括在校生、16岁以下的城乡未成年人和年龄达到和超过退休年龄的老年人口等三个群体。由于处在不同的生命历程中，所扮演的社会角色差异等原因，劳动人口和非劳动人口的主观幸福感应有明显差别，不做区别地纳入模型，不利于实践层面上政策的制定，也不利于科学研究的精准推进。鉴于此，本研究使用CGSS（2015）数据对我国青少年人口、劳动人口和退休人口的自评幸福感进行对比分析，为相关部门制定劳动人口主观幸福感提升政策提供决策参考和理论支持。

三、数据来源

本文研究数据来自中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）。CGSS 是中国人民大学中国调查与数据中心负责组织实施的全国性、综合性、连续性学术调查项目。项目系统全面地收集社会、社区、家庭、个人多个层次的数据，为国际比较研究提供数据资料。目前，CGSS数据已成为研究中国社会最主要的数据来源，广泛地应用于科研、教学、政府决策之中。项目初次发布和共享数据始于2003年，平均间隔1～2年发布一次，最新发布的数据是CGSS2015。本研究使用CGSS（2015）的相关变量数据，样本总量为10968人，全样本平均受教育年限为8.5年，标准差为4.5，其中劳动人口平均受教育年限为10.3年，标准差为4年。研究中涉及到的其他变量特征简单描述如下，见表1。

上述变量取值分别取自CGSS（2015）的以下题项：

表1 各变量基本情况一览

受教育年限来自A7a题。该题原文为：“您目前的最高教育程度是：____”。选项包括：1.没有受过任何教育；2.私塾、扫盲班；3.小学；4.初中；5.职业高中；6.普通高中；7.中专；8.技校；9.大学专科（成人高等教育）；10.大学专科（正规高等教育）；11.大学本科（成人高等教育）；12.大学本科（正规高等教育）；13.研究生及以上；14.其他（请注明）。本文将被试的教育变量依据以下标准转化为相应的受教育年限：

表2 教育变量的赋值情况一览

主观幸福感的数值来源于CGSS（2015）问卷中的A36一题。该问题是：“总的来说，您觉得您的生活是否幸福?”要求被调查者从数字1到5之间进行选择：1.非常不幸福；2.比较不幸福；3.说不上幸福不幸福；4.比较幸福；5.非常幸福。统计中我们将其作为主观幸福感变量的相应取值。另外，为了方便阅读理解，我们根据公式：幸福感指数=100*主观幸福感/5，将主观幸福感转化为百分制的幸福感指数。

关于收入变量，CGSS（2015）中有两道题目：A8a和 A8b。题目 A8a题项为：“您个人去年（2014）全年的总收入是多少（记录具体数字，并高位补零）”，A8b调查被试全年的职业/劳动收入。本文对A8a选项取对数后，计算收入因素对劳动人口主观幸福感的影响。

工作状况变量取值情况。CGSS（2015）题目A53题项为：“您上一周是否为了取得收入而从事了一小时以上的劳动（包括参军）”。选项包括：1.未从事任何以获得经济收入为目的的工作；2.带薪休假，学习、临时停工或季节性歇业等；3.停薪休假，学习、临时停工或季节性歇业等；4.一般每周的工作时间（小时）。本文将选1的劳动人口定义为失业人口，赋值为0；选2,3,4的劳动人口定义为就业人口，赋值为1。

本文另外对其他个体变量，如性别、年龄、民族、户口性质、政治面貌等变量，对劳动人口主观幸福感的可能影响及其路径进行了统计测算和分析。

四、研究结果

（一）劳动人口学历分布

总人口由劳动人口和非劳动人口构成。非劳动人口又称为供养人口，是指不从事生产，由劳动人口供养的人口总数的一部分。退休人口作为一个非劳动人口群体，由于丧失劳动能力或者退出社会生产过程，其生活来源需要依靠劳动人口或者生产人口的支持，一般取决于家庭成员的工作收入或国家和集体的养老金。一般来说，退休人口越多，占社会总人口的比重越大，一个国家的负担就越重。供养人口的比例将大大减少社会积累，从而减少投资，降低社会生活水平。有研究表明，我国的供养人口比例正在从年轻人口占更大比例向老年人口占更大比例转变。我们统计分析结果并非如此。例如，2015年我国劳动人口占比为54.3%,退休人口占比为43.1%。我们统计了2003—2015年共9次问卷调查的83991个样本，退休人口占比并非逐年增加，结果见表3。

据统计，劳动人口的学历显著高于退休人口，但显著低于样本中的在校生学历水平。显示长江后浪推前浪，我国人口结构在就业前后呈现较强的层次性，潜在的劳动人口知识储备更为充足。另外，我们统计了2015年我国劳动人口的学历在性别、城乡、不同经济发展的区域之间的分布情况，详见表4。

表3 各调查年份劳动人口在总样本中的占比情况

图1 退休人口在总人口中的比例变动情况

表中显示，2015年我国劳动人口平均受教育10.26年，其中，男性劳动人口平均受教育10.6年，女性 9.9 年，性别差异显著（P＜0.000）。

非农业户口劳动人口的平均受教育年限为12.5年，农业户口为8.6年，教育年限城乡之间差异显著（P＜0.000）。

表4 2015年我国劳动人口的学历的总体情况

按照经济区域划分：东部劳动人口平均受教育11.5年，中部劳动人口平均受教育9.7年，西部劳动人口的平均受教育年限为8.8年，东北劳动人口平均受教育年限为10.3年。人均受教育年限在经济区域发展中存在显著差异，且东部最高，接近普及高中教育；中部地区和东北地区次之，平均受教育年限超过初中毕业；西部地区平均水平接近初中，和东中部尚有不少差距。

（二）劳动人口学历与主观幸福感分布情况

有资料显示，人口中自评幸福感呈现U形分布，即，中年人自评幸福感最低，年轻人和老年人的自评幸福感更高。年龄是自评幸福感的函数。该结论在劳动人口中是否如此？除了年龄变量，受教育程度是否是重要的自变量，甚至是一个超级变量？为此，我们使用CGSS（2015）数据对此进行了分析（见表 5）。

表5 各学历劳动人口主观幸福感分布

表中可见，（1）我国劳动人口主观幸福感指数均值为77，属中上水平。（2）幸福感指数随受教育年限逐级走高，没有接受过学校教育的劳动人口幸福感自评分数为73分，接受过研究生教育的劳动人口自评82分，各组之间有显著差异（P＜0.000）。其中，初中学历劳动人口和小学学历人口之间，单个学历层次间的差异最为明显，从74分跃升为77分。

(三)劳动人口主观幸福感的其他影响因素：描述分析

通过上文粗略的统计分析，劳动人口的主观幸福感显然是一个受到多种因素制约和影响的变量。为了对这些变量进行初步的量化比较，我们选取了性别、婚姻状况、政治身份、户口类型、工作状态、健康状况、宗教信仰和民族等变量，统计比较了各自的均值和显著性，结果见表6。

表6 各类别劳动人口主观幸福感均值及其显著性

简单比较平均数，表中显示，女生比男生幸福，已婚比未婚幸福，党员比非党员幸福，城里人比农村人幸福，高学历比低学历幸福，健康者比不健康者幸福，有信仰者比没信仰者幸福，少数民族比汉族幸福，都符合学界的猜测和论断，但民族、信仰两个变量的影响没有通过显著性检验，就业变量对自评幸福感的影响也没有达到P＜0.05的显著性水平。显然，学历、性别、婚姻、政治身份、健康等因素都可能直接或间接影响到劳动人口的自评幸福感指数。以下对上述因素的影响力大小进行客观测量——回归分析。

（四）劳动人口主观幸福感与学历、收入水平的回归分析

将上述研究中影响显著的变量作为控制变量纳入回归模型，我们构建了8个回归模型，对劳动人口主观幸福感的影响因素进行系统化梳理。结果显示，在模型1—7中，教育变量对劳动人口的主观幸福感都是显著的。除了直接效应之外，教育通过全年总收入变量对劳动人口的主观幸福感具有不完全的中介效应。各模型回归系数及其显著性如表7。

在模型1中，我们发现受教育年限与我国劳动人口的幸福感呈现显著的正相关，教育年限每增加1年，中国居民的幸福感平均增加0.03，即幸福指数增加0.6分。

在模型2中，我们在模型1的基础上增加劳动收入这一变量，线性回归发现，劳动收入与幸福感存在显著的正相关，且教育对幸福感的影响下降。

模型3是在模型2的基础上增加去年全年总收入这一变量，结果发现，去年全年总收入与幸福感之间存在显著的正相关。教育程度对幸福感的影响系数略微下降，影响较小。劳动收入对幸福感的影响较大，劳动收入对幸福感的影响变为负相关，且不显著。

模型4是在模型3的基础上增加劳动人口的工作状况，发现与幸福感之间不存在显著差异，且不影响受教育程度对幸福感的影响。

模型6是在模型4的基础上增加了性别、婚姻状况、健康状况、宗教信仰等变量，结果发现，加入这一系列变量后教育对幸福感的影响进一步降低了，而总收入对幸福感的影响提高了。性别、婚姻状况、健康状况与幸福感之间存在显著的正相关，而宗教信仰与幸福感之间存在显著的负相关。

模型5是在模型6的基础上增加了户口状况、政治身份、民族、工作状况与阶级认同的变量，发现其与幸福感之间的关系并不密切。

模型8是将总收入与工作状况进行交互，结果发现，这一变量与幸福感之间存在显著的正相关。

模型7是在模型8的基础上增加受教育程度这一变量，发现受教育程度与幸福感之间依旧存在显著的正相关，但此时去年总收入与工作状况的交互这一变量对幸福感的显著相关关系消失了。

五、结论与讨论

（一）中国劳动人口总体是幸福的

美国经济学家P.萨缪尔森提出了一个幸福方程式：效用/欲望=幸福指数。欲望是一种缺乏的感觉与求得满足的愿望，根据马斯洛需求层次理论，它分为五种层次，从下至上依次为基本生理需要、安全需要、归属和爱的需要、尊重的需要、自我实现的需要。效用是从消费物品中所得到的满足程度，是对欲望的满足。该指数以1为分界岭，比1小就证明不幸福，等于1或者比1大就证明是幸福的。

众所周知，我国劳动者在分配体系中逐渐被边缘化是中国社会近40年以来的重要趋势。据郎咸平测算，中国工资占GDP的比例为8%，远低于欧美国家（55%）和南美洲国家（38%），与东南亚国家（28%）和中东国家（25%）也相差甚远，甚至不及非洲国家（20%）的一半[6]。在支出方面，我国劳动者承受巨大的压力，据称中国家庭支出压力在世界大国中，仅次于法国。以房价为例，有人从2004年房价暴涨开始算起，到现在的15年间，北京、上海、深圳的房价从三五千涨到了三五万，涨幅超过十倍，全国住宅均价也从一两千上涨到七八千，涨幅也有三四倍之多。住房基本需求需要2～3代人花费毕生储蓄才能解决[7]。

使用经济学家P.萨缪尔森提出的幸福方程式，显然我国劳动者的效用达成度不是太高，效用低而主观幸福感较高，难道我国劳动者会特别“佛系”么？为什么会如此呢？

表7 劳动人口主观幸福感回归模型

我们认为，劳动人口幸福感强烈受到他们心理参照系的影响，劳动人口的结构不同，其自评幸福感差别会非常明显。样本中主体劳动人口出生于80年代之前，由于他们处于一个从封闭逐步走向开放的过渡社会中，与之前社会的对比是鲜明的，因此尽管目前社会满足个人效用的水平不高，但比较自己早期的生活经历，其成员便更可能知足常乐，表现出不低的幸福感。我们预测，90后一代成长为我国劳动人口的主体组成部分后，情况可能发生较大的变化。社会结构转型加速，阶层分化程度加大，贫富差距凸显以及劳动者需求层次日益提升和多样化，加上资源相对短缺和竞争加剧，诸多因素将深切地影响未来劳动人口的主观幸福感。

（二）如何解释中国劳动人口的主观幸福感在学历、性别、城乡、民族、收入等方面的差异？

中国劳动人口的幸福感与学历之间呈线性增长的趋势。国外相关学术团队对发展程度不同国家进行比较研究时发现，一个国家的富裕程度与民众的幸福感水平之间存在着较强的正相关，相关系数大致在 0.60～0.70 之间[8]（p19-108）。 本研究发现，我国劳动人口的主观幸福感与教育之间确实存在较强的正相关。教育对主观幸福感既存在显著的直接效应，也存在显著的中介效应，但总收入的影响超过了教育的影响。这一发现部分支持了国外幸福感研究的主流观点。2015年的样本调查结果显示，全年总收入和主观幸福感之间的相关系数在0.1～0.2之间，低于国外的研究结果。其原因可能和我国当前劳动人口的独特结构有关——主体劳动人口经历了改革开放前后两个不同的历史时期，较大的反差和参照系，使得主体劳动人口纵向比较的倾向会更为突出。

劳动人口和非劳动人口（包括退休年龄人口和在校生群体）的生活重心差异很大，前者围绕职业发展和家庭贡献为中心持续几年、十几年，甚至几十年。其中收入变量在最近几十年中一直是评估职业发展和家庭贡献的社会指标。中外相关研究都得出了比较一致的结论，本研究也不例外：收入是影响主观幸福感的超级变量，分析收入结构，我们可以看到社会自由度和生存空间不断扩展的历史轨迹——不仅是职业收入，包括职业外收入在内的全年总收入，是我国劳动者主观幸福感的核心变量，其他变量或多或少存在中介效应。

城乡差异的实质仍然是收入差距。众所周知，我国是一个典型的城乡二元结构社会，作为现代文明的中心和现代化的条件，城市具有乡村无法比拟的发展优势和生活便利。这给劳动者带来的体验显然是乡村无法相比的。但城市这种优势和便利并不能一以贯之地去解释我国少数民族劳动人口的自评幸福感为什么高于汉族。如果考虑到最近几十年针对少数民族地区从中央的财政转移支付到地方政府的各项补贴、优惠、倾斜、鼓励，我们还是可以从收入这个视角得到合理的解释。

有点费解的是劳动者主观幸福感的性别差异：统计结果显示，女性劳动人口的收入水平显著低于男性劳动人口的收入水平（当然，相关研究和统计结果无一例外），为什么女性劳动者会感到更加幸福呢？对此，一个解释框架来自阿德勒提出的共同体感觉幸福论。阿德勒认为，个体的幸福感是一种人际关系的高级状态，叫做“共同体感觉”。阿德勒提出，幸福就是你出于对社会的关心，作为共同体的一员，积极参与其中，找到归属感和贡献感。阿德勒认为，幸福很大程度上不是由具体贡献的大小决定的，而是由“贡献感”决定的。如果说贡献难分大小的话，贡献感根本就不需要分大小。你不需要非得达到一个什么客观标准才能获得贡献感。个体的贡献感是完全可控的，你随时可以单方面认为在这件事上你已经做到贡献了——只要你能说服自己的内心[9]（p26-95）。中国人长期处在多个或大或小的类似同心圆的集团体系中，由近及远依次是核心家庭、家族、村落……（费孝通先生称之为差序结构）。这种历史传统和社会结构，极容易使得女性劳动者在心理上找到共同体的感觉，即使显示度很低的工作内容，也因为在家庭这个小集体中而找到平衡点——贡献感。

综上所述，尽管研究结果并不能推断人们的教育程度和知识储备决定着他们的幸福感水平，但它至少可以启发我们：个人接受更多更好的国民教育与其幸福体验息息相关，而劳动者通过接受更多更系统的普通国民教育可以改善其生存和发展条件，进而促进个体主观幸福感的提升。这个路径恰恰是政策可以关注并能够发挥作用的。