政府行为对居民主观幸福感的影响研究——以天津市为例

田立法， 刘艳阳

(天津商业大学经济学院， 天津 300134)

习近平总书记明确指出：“中国梦就是人民的幸福梦”“党的基本路线是国家的生命线、人民的幸福线”[1]。习近平总书记的幸福观蕴含的哲理就是，党只有坚持一个中心两个基本点的路线方针才能实现党的客观幸福，进而实现居民大众的主观幸福。因此，我们党和政府打造的幸福社会应是一个客观幸福与主观幸福和谐社会。

随着我国社会经济的快速发展，人民的物质文化生活水平有了极大提高。在国家“十三五”规划纲要中，指导思想须遵循的第一原则是“坚持人民主体地位，坚持以人民为中心的发展思想，把增强人民福祉、促进人的全面发展作为发展的出发点和落脚点”。因此，对可能影响居民主观幸福感的因素进行调查研究，应首先从政府决策与行为视角围绕居民对政府行为与政策的满意度及幸福感等问题展开，这使得从国家层面揭示“党的基本路线”等方针政策能否让人民切实感受到幸福成为可能，只有人民大众分享到国家发展带来的幸福与喜悦，才能说习近平总书记倡导的奋斗幸福观在寻常百姓家开花结果。

此外，“人口统计学特征”“经济因素”“家庭因素”等也是影响居民“主观幸福感”的三类主要因素[2]。其中，人口统计学特征指个体自身特征对其主观幸福感的影响，如性别、年龄、婚姻、受教育程度等；“经济因素”指反映经济状况的因素对个体主观幸福感的影响，如收入水平、收入差距、失业、通胀等；“家庭因素”指家庭收入、消费、抚养与赡养、人口数等。这三类个体相关因素同政府实施的公共支出、投资、政治生态治理等公共政策、行为和民主制度因素一起成为影响个体主观幸福感的四类主因[3]。

一、 文献综述与理论假设

1． 政府行为满意度与居民主观幸福感的关系

政府行为是国家机关为了实现特定的战略目标和相应的方针政策所采取的行为和具体措施，涉及到国家社会经济发展的方方面面，包括经济调节、市场监管、社会管理和公共服务等[4]。政府行为可分为政府政治行为、经济行为、社会管理行为、提供公共服务与社会保障行为等[5]。

在实证研究方面，薛金华[6]研究发现，政府要加快以改善民生为重点的社会建设，提供更高质量的公共产品和公共服务，为提升居民主观幸福感创造好的外部物质条件。谢舜等[7]研究发现，政府公共支出能提升居民主观幸福感，科教文卫和社会保障等方面的社会性支出能提升居民主观幸福感，而城市基础设施建设方面的支出不利于提升城市居民主观幸福感。周绍杰等[8]对2010—2014年的中国民生指数进行分析后发现，中国经济进入到了“改善民生比经济增长更能提升居民主观幸福感”的新阶段。陈刚和李树[9]证实，提高政府效率、提高公共物品供给数量和质量有利于居民主观幸福感的提升，且对居民主观幸福感的促增效应远高于经济增长。陈工等[10]证实，民生财政支出规模能够提升居民主观幸福感。

政府在公共服务方面的投入行为满意度是居民生活环境主观幸福感知的主要来源，政府提升公共服务行为质量会对居民主观幸福感提升有着不可替代的效应，也是政府取信于民、立政为民的主要表现。因此，提出假设1。

假设1：居民对政府行为的满意度越高，主观幸福感越高。

2． 政治认同与居民主观幸福感的关系

“得民心者得天下，失民心者失天下”，体现了民意和民心的重要性。政治认同可看作是现代政治生活中的民心所向和民意反映。政治认同是公民对政府行为、政治制度的一种主观评价，进而影响社会稳定性[11]。政治认同对民主社会的良性运作起着非常重要的作用。居民对政府政治认同的评价会影响到居民参与政治生活的积极性。居民对政府政治认同越高，就会越积极参与到政治生活中，这有利于增加居民与政府之间的沟通，促进政府政策的推行。居民对政府政治认同，一方面会从政府提供的公共服务数量和质量的满意度来评价，另一方面可以从居民认知到政府廉洁性和政治运作是否公正公开来评价。

在对政治认同进行实证研究时，游宇和张光[12]证实，地方政府的再分配支出有利于提升居民政治认同，而发展性支出在一定程度上会降低公众的政治认同。徐静[13]发现，控制公共支出规模、减少寻租性支出和经济干预有利于减少腐败现象的产生。倪星和孙宗峰[14]研究发现，政府绩效、文化认知和信息畅通都会对居民政治认同产生重要影响。李艳霞[15]发现，保障居民自由、实现社会公平公正、促进民主越来越成为影响居民政治认同的重要因素。

在对政治认同与居民主观幸福感关系进行研究时，祁玲玲和赖静萍[15]指出，公民对政府政治认同的评价结果会直接影响居民的主观幸福感。蒋德海[16]指出，对体现社会公平正义的“反腐败”能对社会政治生活环境带来改善，进而对居民政治认同和主观幸福感提升发挥政治保障作用。政务公开和政府廉洁对居民主观幸福感的影响具有不可替代性，是居民心目中不愿妥协、不可交换、不能动摇的主观幸福感影响因素。当居民感受到身边的社会正义得以伸张，人格尊严得以维护，社会生活压力得以减轻，主观幸福感就可从政治认同视角得到极大提升。因此，提出假设2。

假设2：居民的政治认同越高，主观幸福感越高。

居民对政府行为的满意度以及对政治认同的感知均可能成为影响居民主观幸福感的直接因素，那“政府行为满意度与政治认同”在影响居民主观幸福感时是否存在先后或递进关系呢？通过研究发现，居民对政府在治安、交通、医疗、教育、道德风气等方面的投资建设与发展情况感知，可能会通过其日常工作、生活经历进而影响其对政治认同与否[17]。因此，政府行为满意度可通过影响居民的政治认同进而影响其主观幸福感。故提出假设3。

假设3：政治认同在政府行为满意度与居民主观幸福感之间发挥正向中介作用。

3． 居民自身的人口统计特征与主观幸福感的关系

居民自身的人口统计特征对其主观幸福感的影响是指，在相同的外部政策、制度或生存环境下，居民的性别、婚姻、年龄、学历等特征不同时，主观幸福感可能不同。

(1) 性别。在日常生活中，男性与女性对主观幸福感的认知与要求可能存在差异。尤其是受中国传统文化的影响，能够令女性感到幸福的事不一定能够令男性同样感到幸福。马克思的事物发展辩证法指出，农耕文明下社会表现为“男女有别”的性别秩序，工业文明进入到后工业文明社会才可能出现“男女同质化”的反人类文明性别秩序[18]。我国改革开放以来，经济得到了高速发展，物质文化生活水平有了极大提高，男性居民与女性居民在主观幸福感方面是否出现了同质化现象则是一个待检验的科学问题。

在实证研究方面，吴丽民等[19]研究发现，未婚男性居民要比未婚女性居民主观幸福感低，而已婚男性居民则同已婚女性居民主观幸福感差异不大。蔡华俭等[20]研究发现，独立、自信、有抱负等的男性居民和善解人意、热情、乐于助人的女性居民主观幸福感最高。孙凤[21]运用结构方程模型研究证实，职业女性与男性相比，有较高的工作幸福感和较低的生活幸福感。李凌和梁筱娴[22]基于2012年CGSS数据证实，男性的总体主观幸福感高于女性。

本文认为，女性主观幸福感的基准点可能要比男性低，即能够使女性感到幸福的事未必能令男性感到幸福。因此，提出假设4a。

假设4a：在相同条件下，女性居民的主观幸福感要比男性居民的主观幸福感高。

(2) 婚姻状况。当人成年后，来源于父母的关爱会越来越少，生活表现更为独立。当居民结婚成家以后，生活上可以得到彼此照顾、感情上可以得到相互慰藉，因而幸福指数可能会随着结婚而有所提高。在实证研究方面，陈璐和王威海[23]证实，婚姻有利于提升居民主观幸福感，已婚状态下，男女主观幸福感大致相同。未婚状态下，女性主观幸福感会明显高于男性。池丽萍[24]也证实，中国已婚居民的主观幸福感最高，未婚居民次之，婚后女性主观幸福感会下降，但男性会上升，且婚姻不会因为家庭收入的提高而促进主观幸福感提高。邢占军和金瑜[25]的研究发现，未婚居民主观幸福感比已婚居民高。袁正和李玲[26]的实证研究也显示，婚姻对提升居民主观幸福感有着重要作用，女性居民婚姻主观幸福感高于男性居民，但孩子会降低居民婚姻主观幸福感，收入会提升居民婚姻主观幸福感。

研究认为，已婚居民因能够得到家庭慰藉，且工作和生活的积极性更高，故主观幸福感可能更高。因此，提出假设4b。

假设4b：在相同条件下，已婚居民的主观幸福感要比未婚居民的主观幸福感高。

(3) 年龄。通常我们看到老年人比年轻人更快乐，也许是因为年轻人的生活压力较大，需要承担更多的责任。而老年人拥有丰富的人生经验，可能心胸更加豁达、知足常乐。虽然有学者证实，年龄与主观幸福感呈U型关系，即居民年龄与主观幸福感存在一个年龄拐点，拐点前随着年龄的增长居民主观幸福感呈下降趋势，拐点后则随着年龄的增长主观幸福感呈上升趋势[27]。

在实证研究方面，黄婷婷等[28]发现，老年人主观幸福感与年轻人大致相同，但老年人的生活满意度高于年轻人。由于年轻人更在乎自己的社会经济地位，而老年人更在乎自己是否获得了尊重、是否有较大的影响力、是否被羡慕等心理感受。一个人在不同年龄阶段，扮演的社会角色不同，人格特征也可能存在差异，进而影响其个人主观幸福感。陈志霞和李启明[29]研究后发现，年龄在五大人格(外倾性、开放性、宜人性、尽责性和神经质)与居民主观幸福感之间发挥着重要的调节作用，开放性和神经质的居民年龄越大主观幸福感越高。吴启富和马立平[30]的实证研究发现，中青年居民最不幸福，年老居民和年轻居民主观幸福感较高，因为年老居民在乎的是身心健康，年轻人更在乎物质生活条件和个人价值的实现程度。

我们认为，年龄越大的居民，性格更趋于成熟稳重，收入与工作更趋于稳定，追求更趋于被尊重和身心健康等，故主观幸福感可能要比年龄小的人高。因此，本文提出假设4c。

假设4c：在相同条件下，年龄越大的居民主观幸福感越高。

(4) 受教育程度。“书中自有黄金屋”“腹有诗书气自华”体现了自古以来人们对于教育的崇尚和重视。教育作为一项能提升个人能力和促进人类发展的活动，不仅通过提升个人的眼界和素养进而提升其主观幸福感，更可通过提高收入水平和改善身心健康状况进而提升其主观幸福感[31]。但是，受教育水平高的居民对主观幸福感的要求标准可能也高，教育同居民主观幸福感之间是否表现出正向作用关系则是一个待检验问题。在城市中，高校毕业生面临着越来越大的就业压力，具有高学历的居民不幸福感可能呈上升趋势。在农村地区，农村居民在负担较重甚至出现“因教致贫”后，也可能对教育功能产生质疑。

在实证研究方面，金江和何立华[31]发现，教育能提升居民主观幸福感，但学历越高的居民主观幸福感会越低。刘美秀等[32]的研究显示，居民主观幸福感随着受教育水平提高先上升后下降，即呈现倒U型关系。黄庆华等[33]研究发现，农村居民受教育程度越高主观幸福感越高，在中西部地区，教育主要通过提升居民收入来提升居民主观幸福感，而在东部地区，教育通过改善健康状况和满足住房偏好来提升居民主观幸福感。刘晓陵等[34]研究发现，教育对提升居民主观幸福感有着显著正效应，但受教育程度越高的女性主观幸福感反而越低。

研究认为，城市居民受教育程度越高，收入预期越高，对客观事物的认知越深，身心可能越健康，故主观幸福感可能越高。因此，提出假设4d。

假设4d：在相同条件下，居民受教育程度越高主观幸福感越高。

4． 收入与居民主观幸福感的关系

当前，收入与主观幸福感的关系研究多围绕Easterlin的“幸福悖论”展开，即绝对收入增长会带来主观幸福感的增加，但当绝对收入达到并超过某一水平后，主观幸福感不再随收入增长而增加[3]。由于人们之间存在攀比心理，使得相对收入水平也成为影响个体主观幸福感的因素，即如果自身收入与他人收入同等程度增加，则个体相对收入地位等同于没有发生变化，主观幸福感自然也不会有所增加[2]。

在实证研究方面，袁正等[35]发现，收入水平对居民主观幸福感有着正向效应，收入分配不公会削弱居民主观幸福感。何立新和潘春阳[36]的研究结果显示，提升农村居民和中低收入居民的个人收入是提升他们主观幸福感的有效途径，机会不均不利于居民主观幸福感的提升，收入差距过大也会损害居民主观幸福感。申云和贾晋[37]研究发现，收入差距扩大会降低居民主观幸福感。张学志和才国伟[38]发现，绝对收入有利于提升居民主观幸福感，相对收入对居民主观幸福感影响不显著，重视金钱的人主观幸福感较低，重视生活情趣的人主观幸福感较高。邢占军[39]则发现，居民主观幸福感并没有随着居民收入增长而提高。

随着居民绝对收入水平的提高，同他人相比可能存在相对收入并未提升的可能，但同自己过去的收入水平相比肯定有了显著提高，在提升物质和精神生活水平的同时会带来主观幸福感提升。因此，本文提出假设5。

假设5：在相同条件下，居民收入水平越高主观幸福感越高。

5． 家庭成员数与居民主观幸福感的关系

家庭是影响一个人主观幸福感的主要方面，生活在经济殷实、成员关系和谐的家庭中会有较高的主观幸福感。相反，矛盾重重、经济拮据的家庭中成员的主观幸福感可能较低[2]。城市中多以小家庭户为主，且随着城镇化、工业化进程的加快，家庭成员数呈现持续递减的趋势。那么，在当前中国城市家庭中，家庭人口数越多居民的主观幸福感越高，还是家庭人口数越少居民的主观幸福感越高，这是一个待检验的科学问题。在实证研究方面，王钦池[40]对106个城市的调查数据研究后发现，实施以“二孩”为主的生育政策有利于提升居民幸福感的整体水平，实施完全自主的生育行为则可能会降低居民的幸福感。当前，关于家庭成员数与居民主观幸福感的理论和实证研究较少，因此，本文提出假设6来验证该问题。

假设6：在相同条件下，家庭成员数越多居民的主观幸福感越低。

二、 样本数据与描述性统计分析

1． 样本来源与基本分布特征

本文问卷调查工作完成于2017年5月，调查对象为天津市市区18～65岁成年居民。我们采取随机发放调查问卷的方式，在天津市河北区、红桥区、南开区、和平区各发放问卷150份，主要选择人口较为密集的商业、旅游、公园等区域进行，如意大利风情旅游区、物美超市、家乐福超市、西沽公园、长虹公园、水上公园、滨江道步行街、大悦城等。调查问卷中设有“是否为天津市市区户籍居民”选项，若被调查人填写“非天津市市区户籍居民”，则该问卷被视为无效问卷。最后，回收512份天津市区户籍居民的调查问卷，剔除回答不完整问卷以后，得到了497份有效问卷。问卷有效率约为83%。

2． 频数与频率分析

本研究以性别、婚姻、年龄、月收入、家庭成员数为类别变量，按照“幸福与不幸福”回答项进行频数、频率分析，详细结果见表1。

从表1可以看出，女性居民幸福频数比男性略高，未婚居民频数比已婚居民略高。将年龄按18～25岁、26～35岁、36～45岁、46～55岁、56～65岁分为5组，其中30岁居民的幸福频数最大，说明30岁左右的居民主观幸福感较强。将学历分为初中及以下、高中或中专、大专、本科和硕士及以上5类，初中及以下居民幸福频数最高。将居民个人月收入按2 000元以下、2 000～4 000元、4 000～6 000元、6 000～8 000元、8 000～10 000元和10 000元以上5组，发现月收入越高的居民幸福频数越高。将家庭成员数按1～3人、3～5人和5人以上分为3组，发现家庭成员数为4人左右时，居民幸福频数最高。

3． 变量测度

(1)政府行为满意度。本文在设计政府行为满意度量表时主要参考了祁玲玲和赖静萍[5]设计的调查问卷，共包括5个题项，分别对天津市的治安、交通、医疗、教育、道德风尚5个方面的满意度感知进行评价，选项分为非常满意、满意、一般、不满意和非常不满意，即5点李克特量表形式。

(2)政治认同。本文在设计政治认同量表时主要参考了熊美娟[41]、牛君和季正聚[42]设计的调查问卷题项，包括对天津市的腐败现象感知如何？对天津市的官民关系感知如何等？回答项从非常普遍到非常不普遍，非常紧张到非常不紧张，即5点李克特量表形式。这3个题项为逆向指标，在数据录入后做了反向处理，即指标值越大说明居民对当地政治认同越好。

(3)居民主观幸福感。本文在设计居民主观幸福感量表时主要参考了刘明明[43]设计的调查问卷，包括4个题项，分别填写对自己的收入满意吗？对自己家庭经济状况满意吗？经常参加社会组织吗？对天津市的经济发展满意吗？除经常参加社会组织题项为4点李克特量表测度外，其他3个题项均采用5点李克特量表形式测度。

(4)控制变量。本文的控制变量共6个，分别是性别、婚姻、年龄、学历、收入和家庭成员数。性别和婚姻变量为二分类变量，用虚拟变量来表示，1代表男性或已婚，0代表女性或未婚。年龄由居民年龄的实际值测度，学历采用教育年限法测得，鉴于国家已基本普及9年义务教育，故9代表初中及以下学历、12代表高中或中专学历、15代表大专学历、16代表本科学历、19代表硕士及以上学历。月收入为居民的实际收入值，家庭成员数采用居民家庭中的实际人口数。

4． 可靠性分析

可靠性分析包括2个步骤：第一步，探索性因子分析；第二步，信度与效度检验。

(1)探索性因子分析。探索性因子分析的目的是将调查问卷中的量表题项进行合并，进而用于表示理论假设中的变量。本文样本数据的探索性因子分析结果如表2所示，包括3个因子：因子1在5个题项上有最大载荷值，表征政府行为满意度变量；因子2在3个题项上有最大载荷值，表征政治认同变量；因子3在4个题项上有最大值，表征居民主观幸福感变量。

(2)信度与效度检验。本文采用克朗巴哈α信度系数、第一主成分方差贡献率分别测度量表的信度与结构效度，具体结果见表2。

表2 探索性因子分析

由表2可以看出，居民主观幸福感、政治认同、政府行为满意度子量表的克朗巴哈α信度系数分别为0.602、0.761、0.697，无论是量表总体还是子量表的克朗巴哈α信度系数值均在0.6以上，说明问卷量表有着较佳的内部一致性信度。居民主观幸福感、政治认同、政府行为满意度的第一主成分方差贡献率分别为45.355%、67.794%、45.331%。可见，各变量第一主成分方差贡献率均在45%以上，且各量表题项的萃取值均接近或在0.4以上，说明问卷量表有着较佳的结构效度。

5． 变量的描述性统计分析

本文将探索性因子分析得到的构念结果同控制变量(性别、婚姻变量除外)一起进行描述性统计分析，结果见表3。

从表3可以看出，政治认同与政府行为满意度的相关系数为-0.109*，负相关且显著。可见，居民政府行为满意度高，不代表居民政治认同就会很高。居民主观幸福感与学历的相关系数为0.265**，正相关且显著，说明居民受教育程度越高主观幸福感越高。居民主观幸福感与月收入的相关系数为0.259**，正相关且显著，说明居民收入越高主观幸福感越高。居民主观幸福感与家庭成员数的相关系数为-0.222**，负相关且显著，说明家庭成员数越多的居民主观幸福感越低。居民主观幸福感与政府行为满意度的相关系数为0.352**，正相关且显著，说明政府行为满意度越高主观幸福感越高。居民主观幸福感与政治认同的相关系数为-0.618**，负相关且显著。

表3 变量的描述性统计分析

注：†p<0.1；*p<0.05；**p<0.01。

三、 Logistic模型与结构方程模型回归分析

1． Logistic模型回归分析

(1)变量设置说明。性别、婚姻为二分类虚拟变量，年龄、学历、月收入、家庭成员数为实际值。政府行为满意度、政治认同分别为探索性因子分析结果中因子1、因子2取简单算术平均值。为了进行Logistic回归分析，因变量居民主观幸福感变量在计算时采取如下步骤：首先，对因子3中4个题项取简单算术平均数；然后，计算497个样本的变量平均值；最后，将样本取值高于平均值的居民主观幸福感变量标记为1(表征居民主观幸福感高)，将样本取值低于平均值的居民主观幸福感变量标记为0(表征居民主观幸福感低)。

(2)Logistic回归结果。以居民主观幸福感为因变量，以政府行为满意度和政治认同为自变量，调查对象的性别、婚姻、年龄、学历、月收入、家庭成员数为控制变量，采用SPSS 24.0统计软件进行Logistic模型回归分析，结果见表4。

从表4可以看出，政府行为满意度对居民主观幸福感的影响系数为1.304**，正向显著；政治认同对居民主观幸福感的影响系数为-0.343†，负向弱显著。说明居民的政府行为满意度越高主观幸福感越高。可见，政府行为满意度提高确实可以提升居民的主观幸福感，但居民主观幸福感高，不一定政治认同就高。可见，假设1被证实，假设2、假设3均被反向证实。

对于控制或虚拟变量，性别变量影响系数为-0.416*，负向且显著；婚姻变量影响系数为0.631，正向不显著；年龄变量影响系数为0.023，正向不显著；学历变量影响系数为0.264**，正向且显著；月收入变量的影响系数为0.06，正向不显著；家庭成员数的影响系数为-0.484**，负向显著。说明男性居民与女性居民相比，有着较低的主观幸福感；学历越高的居民主观幸福感越高；家庭成员数越多的居民主观幸福感越低。虽然已婚居民比未婚居民主观幸福感高，且年龄越大、收入越高居民的主观幸福感就越高，但这些结果并不显著。可见，假设4a、假设4d、假设6被证实，假设4b、假设4c、假设5没有被证实。

表4 Logistic模型回归结果

注：†p<0.1；*p<0.05；**p<0.01。

2． 结构方程模型回归分析

(1)变量设置说明。结构方程模型中的潜变量共3个，分别为政府行为满意度、政治认同和居民主观幸福感，分别由探索性因子分析结果中的显变量来表示。控制变量共6个，分别为性别、婚姻、年龄、学历、月收入(千元)和家庭成员数。

(2)结构方程模型回归结果。本文构建了2个结构方程模型来检验理论假设，采用AMOS 18.0软件对样本数据进行统计分析。第1个结构方程模型为不含控制变量(见图1)，第2个结构方程模型含控制变量。2个结构方程模型各项指标的拟合情况见表5。从表5可以看出，不含控制变量的AMOS模型1的各项指标拟合度较佳，含控制变量的AMOS模型2拟合度略差，故本文仅报告不含控制变量的模型回归结果。

从图1可以看出，在不设置控制变量时，政府行为满意度对居民主观幸福感的直接影响系数为0.46**，正向显著。政府行为满意度对政治认同的直接影响系数为-0.12†，负向弱显著；政治认同对居民主观幸福感的直接影响系数为-0.25**，负向显著。可见，政治认同在政府行为满意度与居民主观幸福感之间发挥负向部分中介作用，即政府行为满意度对政治认同的作用是负向的，政治认同对居民主观幸福感的影响也是负向的。说明政府行为满意度提高有助于提升居民主观幸福感。

表5 AMOS模型各项指标的拟合度

四、 研究结论、对策与建议

1． 研究结论

(1)天津市居民对政府行为的满意度越高主观幸福感越高。Logistic模型回归结果显示，政府行为满意度变量对居民主观幸福感的影响系数为1.304**，结构方程模型的路径系数显示，政府行为满意度变量对居民主观幸福感的影响系数为0.46**，说明天津市居民的政府行为满意度越高主观幸福感越高。赵新宇和高庆昆[44]认为，政府对民生事业的发展有助于提升公众的主观幸福感，尤其在科学技术、医疗卫生、教育、农林水事务和环境保护等方面支出对公众幸福感提升作用明显。

(2)政治认同在政府行为满意度与主观幸福感之间并不发挥积极作用。Logistic模型回归结果显示，政治认同对居民主观幸福感的影响系数为-0.343†，结构方程模型的路径系数显示，政治认同在政府行为满意度与居民主观幸福感之间发挥负向的部分中介作用，说明天津市居民的政治认同在政府行为满意度与其主观幸福感之间并非发挥积极中介作用。

(3)天津市女性居民的主观幸福感高于男性居民。Logistic模型回归结果显示，性别变量对居民主观幸福感的影响系数为-0.416*，且显著，说明天津市的女性居民相比男性居民有着更高的主观幸福感。该研究结论同李磊等[45]的“世界价值观调查等微观数据库”样本研究结论一致，认为产生差异性的因素不是年龄、健康、受教育程度、就业、收入和婚姻等可观测因素，而可能是性别歧视产生的社会压力这一不可观测因素。丁述磊[46]认为，非正规就业市场上严重的性别歧视现象使得女性主观幸福感标准比男性显著降低。可见，相同条件下女性主观幸福感比男性高。

(4)天津市居民的受教育程度越高主观幸福感越高。Logistic模型回归结果显示，学历变量对居民主观幸福感的影响系数为0.264**，且显著。说明天津市居民的受教育程度越高主观幸福感越高。该研究结论同赵新宇和范欣[47]的问卷调查数据研究结论一致，他们认为，教育除直接对居民主观幸福感发挥正向促进作用外，还通过个人职业发展空间、工作就业、身心健康3个非经济因素和收入这一经济因素的中介作用有助居民主观幸福感的提升。可见，受教育程度越高，尤其是大专及以上学历的居民，有更多提升收入水平和较多职业发展机会，且随着居民受教育水平的不断提升身心也更为健康，从而使得居民的主观幸福感更高。本文在控制了居民的性别、婚姻、年龄、家庭成员数3个因素后，对学历变量与收入的关系进行了回归分析，发现学历变量对收入变量的影响系数为正向，且显著，说明收入是提升居民主观幸福感的中介变量。

(5)天津市居民的家庭成员数越多主观幸福感越低。Logistic模型回归结果显示，家庭成员数变量对居民主观幸福感的影响系数为-0.408**，且显著，说明天津市居民家庭成员数越多主观幸福感越低。该研究结论同王伟[48]等人的CGSS 2008数据样本研究结论一致，认为计划生育政策不但没有降低反而提高了我国居民的幸福感。可见，将家庭成员数量控制在一定的合理范围之内，会有助于居民主观幸福感的提升。作为家庭中的子女，主观幸福感可能会因渴望经济独立、代际关系、婆媳关系等因素而降低。近些年，大城市房价呈快速上涨趋势，而成员多的家庭需购置更多或更大面积的房产可能使家庭负债，进而降低居民的主观幸福感[49]。

2． 研究对策与建议

(1)政府向公共服务型政府转型，可有效提升居民的主观幸福感。田国强[50]认为，政府应注重向服务型政府转型：一是从与民争利的发展型政府向公共利益服务型政府转变；二是从行政干预过多的全能型政府向市场充分发挥作用的有限型政府转变。可见，在深化经济发展的今天，中国需要通过顶层设计建立有效市场、造就有限政府、构建和谐社会，才能切实提高居民的主观幸福感。建议政府从生产型政府向公共服务型政府转型，在科教文卫、社会保障等公共事业方面加大财政支出力度，取得民众对政府行为的认同感和信任感，进而提升居民的主观幸福感。

(2)政府在惩治腐败方面取信于民，可有效提升居民的主观幸福感。建议天津市政府应加大惩治腐败的力度，在政治认同方面取信于民，着力提升政府的公信力和廉洁形象。一方面，对老百姓反馈的问题、矛盾尽快解决，不推诿、不拖延；另一方面，可通过加大对腐败惩治力度和采取有效监管机制约束官员的行为，以提升民众对政府的信任度。

(3)降低男性的社会压力，消除针对女性的性别歧视，可有效提升居民的主观幸福感。目前，男性同女性在家庭生活、社会教育、职场就业等资源竞争方面已基本不存在性别歧视，但男性在受教育程度、就业、收入水平等方面往往有着比女性更高的期望值。因此，男性在心理感知方面可能会背负更大的家庭、生活和社会压力。女性则在心理感知方面可能会产生一定程度的被歧视压力。建议在教育、就业、收入等方面对女性设置较低的进入门槛，同时在社会保障、保险与金融贷款方面，可针对女性提供更为优惠的福利保障项目，以彰显社会对女性的关爱和尊重。

(4)提高居民的受教育程度，可有效提升居民的主观幸福感。强化教育对居民身心发展的精神作用，弱化教育对居民收入和物质生活条件改善的经济作用，因为，人的真正幸福是通过人性境界与精神品质的升华拓展人的精神世界的广度和深度[51]，进而开发人的创造能力和创新精神。

(5)合理控制家庭成员数量，可有效提升居民的主观幸福感。随着家庭成员数量的增加，若家庭收入提高不明显且家庭消费呈上升趋势的话，可能会提高家庭成员的经济压力进而令其主观幸福感降低。此外，家庭成员数量的增加容易使父母与子女间产生代际矛盾的机会变大，这也会令居民主观幸福感降低。建议政府加大国家最新“全面二孩”政策的宣传与落实，一方面可解决当前的人口红利消退、老龄化、劳动力成本上涨等社会性问题，另一方面可将家庭成员数量控制在合理的范围之内。