学历提升与居民幸福感——来自CFPS微观匹配数据的经验证据

候永康，王 婷

（云南大学 经济学院，昆明 650504）

一、引 言

幸福是人类价值追求的重要维度，也是推进共同富裕的本质要求（李实，2021）[1]。党的二十大报告明确提出，要“坚持在发展中保障和改善民生，鼓励共同奋斗创造美好生活，不断实现人民对美好生活的向往”。部分学者也认为，幸福不仅是个体人生意义的集中体现，也深刻影响着社会和谐与稳定（周绍杰等，2015）[2]。事实上，增进人民群众福祉向来是各级政府的根本目标遵循，人民群众幸福感、获得感高不高也就成为检验政府工作的重要标准，为此各级政府十分重视居民主观幸福感的提升。然而，伴随我国经济社会主要矛盾的转变，居民主观幸福感并没有显著改善（Li & Raine，2014）[3]。依据联合国发布的《2022世界幸福指数报告》显示，我国幸福感排名仅位列全球第72位，国家整体幸福感虽有进步，但改进空间仍然较大①联合国内部网站：https：∕∕worldhappiness.report∕。。清华大学2022年发布的《人民幸福指数研究报告》同样指出，尽管改革开放以来我国国民幸福指数总体持续向好，但区域差异十分明显，东部以及沿海沿江、省会城市的居民幸福感更为强烈②清华大学官方网站：https：∕∕www.tsinghua.edu.cn∕info∕1177∕90995.htm。。与此同时，随着高校扩招加速和经济增长放缓，学历贬值愈发明显，“毕业即失业”“读书无用论”等论调引发了社会各界的广泛关注，学历提升是否还能显著增强个体幸福感也成为了新的社会疑问。可以说，当前厘清学历提升影响居民主观幸福感的内在机理，已经成为我国迈向共同富裕阶段极为重要的时代课题。

为何不同国家、不同地区和不同人群间幸福感差异如此巨大，很多学者对此进行了解释，他们认为以性别、年龄、婚姻和教育等为代表的个体特征（胡安宁，2014）[4]、以家庭可用资本、家庭成员关系为内容的家庭特征（魏强等，2020）[5]、以工资收入、职位晋升为典型的工作特征（周晔、黄旭，2018）[6]和以收入不平等、公共服务均等化等为代表的社会特征（杨宝、李万亮，2022）[7]是影响个体主观幸福感的重要决定因素。遗憾的是，上述研究要么仅将教育作为控制变量进行考察，要么就是最终结论莫衷一是，为此学历水平提升和居民主观幸福感之间的关系仍有待进一步验证。

文献梳理发现，当前学界关于学历提升与居民主观幸福感的关系研究存在较大争议。一种观点认为，受教育水平越高，个体幸福感往往越强。最近的研究也显示，学历水平提升的确正向预测了个体幸福感的增强，并不存在所谓的“教育与幸福悖论”（胡宏兵、高娜娜，2019[8]；房敏、孙颖，2022[9]）。进一步研究还发现，学历提升主要通过影响工资收入等物质性回报以及健康、婚姻和认知等非物质性回报作用于主观幸福感（刘晓陵等，2017）[10]。然而，另一种相反的观点则强调，高学历并不一定带来更强的幸福感。如Knight & Gunatilaka（2010）[11]研究指出，过长的教育经历会对居民主观幸福感产生负向抑制作用。其理由在于，劳动者学历越高，自身期望也越高，当遭遇失业、灾害等外部不利冲击时，其幸福感下降更为明显（余华义、侯玉娟，2019）[12]。邱红和张凌云（2021）[13]的研究也表明，当学历水平快速上升时，个体幸福感出现了显著下降。还有一种观点认为，教育与居民幸福感的关系较为复杂，并表现为先增后减的倒“U”型规律。如岳丽莹等（2021）[14]研究指出，总体上教育对居民主观幸福感有正向影响，但这种促进效应随着学历水平的提高转而下降。

总体而言，现有研究已经对影响居民幸福感的相关因素展开了卓有成效的探讨，同时提出了教育影响主观幸福感的若干理论观点，这为本文提供了有益借鉴。然而，上述文献还存在以下不足：一是研究视角较为单一，多数研究在分析教育与幸福感的关系时要么过度强调教育促进个体幸福感提升的正向作用，要么侧重于教育时限延长可能引发幸福感下降的不利后果，最终得出了大相径庭的研究结论，而这不利于科学认识教育与幸福感的内在关系。二是研究方法有待改进，因果效应识别还存在短板。已有研究大多利用传统最小二乘法（OLS）等实证检验方法进行因果效应识别，然而很多研究没有充分考虑自选择问题以及内生性冲击带来的因果效应识别偏差，得出的研究结论可能并不反映真实的因果关系。三是渠道机制还有待拓展与检验。梳理发现，部分研究直接忽视了教育影响居民幸福感的路径机制分析，没有回答教育究竟如何影响了幸福感；一些研究虽然尝试对其中的路径渠道进行检验，但提出的影响渠道并不全面。

本文可能的创新贡献包括以下几点：一是研究视角的创新，当前学界关于居民幸福感的研究多从收入、健康和家庭等单一维度切入，本文则从正向激励和负向抑制两重视角考察了学历提升和居民主观幸福感的关系，拓宽了该领域的研究视野。二是研究方法的创新，传统研究大多基于普通最小二乘法（OLS）或二元离散选择模型展开分析，难以解决自选择和内生性问题，本文则运用倾向得分匹配法（PSM）与工具变量法（2SLS）较为精准地识别了因果效应。三是机制探索的创新，本文基于前述理论分析，提出了学历提升影响居民主观幸福感的四大传导路径，并重点考察了就业正规化与社会支持对教育负向效应的调节作用，深化了对该问题的认识。

二、理论假说

教育作为一项重要的基本公共服务供给与居民主观幸福感息息相关，然而前述梳理发现当前学界关于教育如何影响居民主观幸福感并未达成共识，这可能与研究的视角、数据、方法等差异有关。本文认为，考察二者关系不能仅局限于单一视角和单一方法的运用，而应立足辩证思维从正反两个维度展开讨论（见图1）。一方面，伴随教育水平的提高，个体人力资本将不断累积，收入获取能力及社会地位流动等非物质激励效应也将同步强化，最终可能带来主观幸福感的提升。正如人力资本理论所言，教育和培训是实现人力资本积累的两条重要路径，更高的受教育年限往往隐含着较高的人力资本水平，而人力资本的积累是推动个体收入增长的重要现实基础。同时更高的学历水平强化了个体社会阶层流动的可能性，这是因为教育能够改善社会关系和家庭背景等先赋因素的不利影响，并通过“信号”发送机制获得进入更高职业阶层的“入门券”（袁青青、刘泽云，2022）[15]。另一方面，学历水平的提升还可能引发教育错配和健康损害问题，进而降低个体幸福感知。部分学者检验表明，近年来我国存在以过度教育为代表的教育错配问题，且这一趋势随着劳动者受教育程度的提高而强化，最终引发了工资惩罚效应（葛莹玉等，2022）[16]。同时，由于期望受挫、工作压力等内外部因素冲击，我国高学历群体生理和心理健康极易受到损害，并将侵蚀个体幸福感知水平。据此，本文提出以下假设：

图1 学历提升影响幸福感知的路径机制

H1：学历提升既会通过收入增长效应和地位获得效应强化幸福感，也会通过教育错配效应和健康损害效应削弱幸福感，其总体影响取决于两种力量的对比。

此外，由于个体婚姻状态和信任水平的不同，学历提升对居民主观幸福感的影响效应可能存在差异。首先，本文认为已婚群体相较于未婚群体而言，拥有更少的生活自由，已婚劳动者往往面临着子女养育、家庭照料等方面的诸多压力，这可能使得已婚群体较未婚人群而言，学历提升的“致幸福”效应大大减弱，甚至不再显著。其次，个体对于外界的信任程度也是影响教育幸福效应的主要变量。部分研究表明，社会信任作为社会交往的“润滑剂”，具有提升个体幸福感知的显著功能，信任度高的个体往往更为幸福（李宝军等，2022）[17]。据此，本文提出以下假设：

H2：学历提升对居民主观幸福感的影响存在婚姻状况、信任水平等方面的显著异质性。

基于上述分析可知，增强个体幸福感关键在于降低学历提升引致的负向抑制效应。一个疑问是，哪些因素可以有效缓解学历提升造成的教育错配和健康损害风险呢？本文认为，劳动者就业正规化和广泛的社会支持是降低过度教育负向效应的重要因素。一方面，个体通过签订劳动合同等方式实现的就业正规化，提高了就业稳定性与增强了未来生活预期，能够显著缓解学历提升引致的教育错配效应。另一方面，更强的社会网络支持，具有调节个体生活压力，提高内在一致性等重要作用，最终有助于降低学历提升的健康损害效应。如悦中山和王红艳（2022）[18]研究发现，社会支持对农民工精神健康具有显著正向影响。据此，本文提出以下假设：

H3：学历提升的负向抑制效应会受就业正规化与社会支持的调节。

三、数据来源与研究设计

（一）数据来源

本文所使用的数据主要来自由北京大学中国社会科学调查中心发布的中国家庭追踪调查（CFPS）数据库，该数据于2010年开始基线调查，每隔两年进行一次追踪访问，共涉及我国25个省（市、自治区），覆盖范围广泛。考虑研究的时效性与核心变量样本充足性，本文主要利用2014年和2018年两期追踪数据展开研究①2014年以前CFPS数据库未统计个人胜任工作所需教育程度，为此无法计算教育错配水平；而2016年数据库中居民主观幸福感缺失严重，故仅选取2014和2018年两年样本，并生成一个非平衡面板数据。，具体对样本进行了如下清洗：一是仅选取年龄介于16～60周岁处于劳动年龄阶段的个体；二是删除数据缺失、存在逻辑错误的无效样本；三是依据个人唯一身份信息识别码，将两期样本合并为非平衡面板数据，最终获得有效观测值7 850个。

（二）模型采用与变量说明

本文主要分析学历提升与居民主观幸福感的关系，为此采用有序Logit模型进行估计：

其中，y为居民主观幸福感，j为分割点，Xit为包括个体学历水平以及系列控制变量在内的所有解释变量，εit为随机扰动项，用来捕捉其他不可观测因素的影响。

此外，考虑到义务教育阶段以后学历提升往往由个体和家庭自主选择，并非随机决定，并且发生学历提升的个体与未提升个体之间一般也存在系统性差异，这会引致样本自选择问题，进而降低实证结果的可信度。鉴于此，本文还采用倾向得分匹配模型（PSM）缓解样本自选择问题造成的不良后果。

具体而言，第一步基于Logit方法估计倾向得分；第二步，依据倾向得分值从未发生学历提升的群体中选择与处置组最相似的个体，并作为学历提升的对照组；第三步，估计学历提升的平均处置效应（ATT），并进行数据平衡性和共同支撑条件检验，其计算公式如下：

式（2）中，Di为处置变量，Yi为主观幸福感，下标i代表劳动者个体。由于倾向得分匹配模型要求处置变量为二值变量，为此本文以个体受教育年限第75百分位数为临界点②为排除临界点人为划分导致的估计偏误，本文还分别以受教育年限平均值和第90百分位数作为划分依据，结果依然稳健。，将高于临界值的个体划定为发生学历提升，赋值为1；低于临界值的个体认定为未发生学历提升，赋值为0。ATT的直观含义是指，个体i接受处置与没有接受处置之间的平均差异。

1.被解释变量：居民主观幸福感。居民主观幸福感是评价者根据自定的标准对其实际生活状态和理想生活状况的比较、评估，是一种“趋利避害”的主观感受（Kahneman & Krueger，2006）[19]。CFPS数据库中详细询问了个体的幸福情况。具体而言，原始问卷设置了“你觉得自己有多幸福？”的主观性问题，其答案从低到高依次取值为0～10，其中0代表最不幸福，10代表最为幸福。鉴于此，本文直接采用该信息衡量个体主观幸福感。

2.解释变量：学历提升。参考已有研究，本文使用数据库自带的个体学历信息表征学历提升水平。具体而言，通过对问卷中“您已完成的最高学历”问题的回答进行识别，即将最高学历为“文盲、半文盲”和“没有上过学”者赋值为0；将“托儿所”“幼儿园∕学前班”和“小学”赋值为1；将“初中”赋值为2；将“高中∕中专∕技校∕职高”赋值为3；将“大专”赋值为4；将“本科”赋值为5；将“硕士”赋值为6；将“博士”赋值为7，最终获得一个取值为0～7的有序变量。

3.机制变量。依据理论分析，本文提出了学历提升影响个体幸福感的四条路径机制，其中“收入增长效应”使用个体主要工作总收入对数衡量；“地位获得效应”依据问卷中“您给自己在本地的社会地位打几分?”进行识别①该问题分值从低到高为1～5分，1表示最低，5表示最高。，同时为保证结论的稳健性，还选取“过去12个月内，您这份工作获得以下哪类晋级？”的回答进行判断②该问题的回答包括，有“行政职务晋升”“技术职称晋升”“两项都有”“两项都没有”“这份工作无更高的职务或等级可供晋升”。本文将前三种情形赋值为1，定义为“工作晋升”，后两种情形赋值为0，定义为“未能晋升”。。其次，“教育错配效应”③事实上教育错配包含三种情形：过度教育、教育不足和教育适度，本文主要关注过度教育问题。依据原始问卷中“从知识和技能的角度上讲，您∕你认为胜任这份工作实际需要多高的教育程度?”的回答间接判断劳动者是否存在教育错配，即当个人最高学历超过工作所需的教育程度时，定义为发生教育错配（过度教育），并将其赋值为1，否则赋值为0。最后，本文使用“医疗总花费（元）”对数值和“最近1个月，您感到情绪沮丧、郁闷、做什么事情都不能振奋的频率?”表征“健康损害效应”，前者反映受访者的生理健康，后者表征个体的心理健康状况④关于心理健康问题的回答包括，1.几乎每天；2.经常；3.一半时间；4.有些时候；5.从不。本文将1、2、3、4定义为“有抑郁倾向”，赋值为1；而将5定义为“无抑郁倾向”，赋值为0。。

4.调节变量。关于“正规就业”的衡量，本文借鉴已有研究，使用问卷中“您在这份工作中是否签订了劳动合同?”的回答进行构建，签订视为正规就业，取值为1，未签订视作非正规就业，取值为0。“社会支持”是指个体遭遇困境时能够从外界获得的帮助，通常而言人际关系越好的个体越有可能获得他人的支持。为此，本文依据问卷中“您认为自己的人缘关系有多好?”的回答刻画“社会支持”程度，其中0表示最低，10表示最高。

5.控制变量。参考已有文献，本文还引入了以下控制变量：性别、年龄、年龄平方⑤此处对年龄平方的控制主要用以捕捉年龄增长对幸福感的非线性影响。、婚姻、健康状况、城乡户籍、单位规模和地理区位等。具体而言，性别为男性赋值为1，女性则赋值为0；将“未婚”“离婚”和“丧偶”界定为未婚，取值为0，而将“在婚”“同居”划定为已婚，取值为1；自评健康状况依据调查问卷中身体健康情况的回答进行界定，将“非常健康”“很健康”“比较健康”和“一般”视为健康，取值为1，而将“不健康”定位为身体较差，取值为0。需要说明的是，为缓解变量严重共线性问题，在对“健康损害效应”渠道进行检验时剔除了“健康状况”这一控制变量。此外，还将城市户口赋值为1，农村户籍赋值为0。最后，变量“单位规模”直接来自原始数据库，同时为获得良性分布，本文还对其进行了对数化处理。“地理区位”的划分方法参考了国家统计局标准，依次划定为东部、中部、西部和东北地区⑥国家统计局网站：http：∕∕www.stats.gov.cn∕tjfw∕tjzx∕tjzxbd∕201811∕t20181110_1632622.html。。

表1给出了上述变量的描述性统计分析结果，可以发现所有变量均处于正常取值范围内，无异常值出现，满足实证分析的基本要求。

四、实证检验与结果分析

（一）基准回归结果

表2报告了学历提升对居民主观幸福感的基准检验结果，可以发现教育水平的增长显著提高了个体幸福感。具体而言，表格（1）、（2）两列分别报告了未控制任何变量和控制部分变量条件下，学历提升对个体主观幸福感的影响。其中，第（1）列的估计结果表明，学历提升系数约为0.059，且在1%的显著性水平下显著，这说明学历提升能够增强个体主观幸福感。第（2）列的检验结果也显示，在加入部分控制变量后，学历提升的影响系数仍在1%的水平下显著，这表明学历层次越高的个体工作幸福感知程度往往也越高。表格（3）～（4）列进一步增加了所有控制变量以及省份、年份固定效应，结果发现无论是否控制省份固定效应与年份固定效应，学历提升系数均在1%的置信水平下显著为正，这表明学历水平提升总体上可以增强居民主观幸福感。出现上述结果的可能原因在于伴随学历水平的提高，个体往往可以实现更高程度的人力资本积累，进而能在竞争激烈的就业市场上强化自身比较优势，获得更高的社会地位与收入。其次，受教育程度的提升，还有助于改善个体生活习惯与行为模式，而这对于个体增强身体素质和心理健康水平至关重要，最终可能会增强主观幸福感。需要说明的是，为剔除县区层面不可观测因素方差扰动的影响，上述检验均将标准误聚类到县区层面，并对省份固定效应和年份固定效应进行了控制。从控制变量的估计结果来看，男性幸福感普遍低于女性，且个体幸福感会随年龄增长呈现先减后增的“U”型特征，这一发现与已有研究是一致的（Blanchflower & Oswald，2008）[20]。分地理区位的检验结果还显示，中部、西部和东北地区的虚拟变量系数普遍为负，这表明生活在东部地区的个体较其他地区而言拥有更高的幸福感。至此，假设1获得了初步验证，但其中的路径机制还有待进一步检验。

表2 学历提升对居民幸福感知的影响

（二）稳健性检验

为确保文章基准回归结论的可靠性，本文通过替换解释变量、改变估计方法和调整样本容量等方式进一步开展稳健性检验。具体而言，表格第（1）列将解释变量替换为个体实际受教育年限时长，该变量直接选自CFPS数据库自带数据，且为连续变量。其估计结果显示，学历提升对个体幸福感的促进作用仍高度显著。此外，由于被解释变量为非负取值，采用有序Logit模型可能导致估计结果偏误，为排除这一潜在威胁，本文进一步采用泊松回归（poisson）模型重新进行估计，其结果如表3第（2）列所示，可以发现尽管学历提升对幸福感的正向作用系数有所下降，但仍高度显著。同时为剔除估计方法差异对基准回归结论的干扰，在第（3）列中还采用最小二乘法（OLS）进行了检验，实证结果仍未有显著改变。最后，本文还对估计样本进行了双侧1%截尾处理，即剔除小于等于第1百分位和大于等于第99分位点的样本观测值，其结果表明基准回归的结论稳健。

表3 学历提升影响居民主观幸福感的稳健性检验

尽管上文通过改变估计方法、替换解释变量、调整样本范围等方式，检验发现学历提升的确显著增强了居民主观幸福感，然而这一结论可能受到样本自选择问题的威胁。原因在于，进行学历提升的个体与未进行学历提升的个体往往存在诸多不同，学历提升的幸福感效应可能源自两类人群本身固有的差异。鉴于此，本文进一步利用倾向得分匹配模型（PSM）估计学历提升的幸福效应，其核心原理是依据倾向得分值构造一个与处置组足够相似的虚拟对照组，继而识别学历提升的因果效应。倾向得分匹配估计的结果如表4所示，可以发现在保持控制变量不变的前提下，采用1：1近邻匹配、卡尺匹配、卡尺内最近邻匹配以及核匹配四种估计方式的结果均表明学历提升可以显著提高个体自身主观幸福感①需要说明的是，上述分析均通过了数据平衡性和共同支撑条件检验，并且通过将学历提升分界点替换为受教育年限均值和第90百分位数依然稳健，限于篇幅未报告，留存备索。。简言之，上述检验结果说明本文的研究结论是可信的。

表4 学历提升影响居民幸福感的倾向得分匹配估计（PSM）

学历提升与居民主观幸福感之间可能存在双向因果关系，进而带来内生性问题，由此对估计结果可信度产生影响。一方面，伴随个体学历层次的提高，可能获得更好的工作、更多的收入以及更高的社会地位，进而增强自身主观幸福感；另一方面，个体极有可能将学历提升行为视作追求自身幸福的重要手段。因此，本文为排除变量内生性带来的估计结果偏误，参考已有研究，以所在省份地形起伏度和社区层面学历提升均值为工具变量，进行内生性修正。工具变量选取的合理性包括：一是个体学历提升决策往往受到教育可及性和周边社区环境的影响。地形起伏度越小的地区，学校可能更为集中，教育可及性往往越佳，发生学历提升的概率就越大；其次，如果个体生活在重视教育且学习氛围浓厚的社区那么在“榜样示范”和“同群效应”作用下其学历提升倾向往往就越高，这意味着学历提升与地形起伏度、社区学历水平均值是相关的。二是地形起伏度是外生给定的，居民幸福感不会对其产生任何影响，从而排除了工具变量与被解释变量间的反向因果关系；其次，本文通过控制个体性别、年龄、婚姻、健康、户籍、单位规模以及省份时点特征变量，有效阻断了工具变量与随机扰动项的潜在关联路径，换言之我们确保了工具变量主要通过影响学历水平进而作用于主观幸福感，即工具变量是外生的。为此，有理由认为地形起伏度和学历水平的社区均值是两个好的工具变量。当然，上述有关工具变量的相关性和外生性条件是否满足，还需进行严格的计量实证检验。表5进一步报告了学历提升影响居民主观幸福感的两阶段最小二乘（2SLS）估计结果，其中第（1）列为第一阶段回归结果，可以发现两个工具变量均正向预测了学历水平提升，且弱工具变量F 值（Wald F statistic）为476.682 远大于经验值10。第（2）列为第二阶段估计结果，可以发现学历提升系数仍旧在1%的显著性水平下显著为正，且工具变量外生性检验（Hansen J）符合预期，这表明选择的工具变量是合理的，基准结果具有稳健性。

表5 学历提升影响居民主观幸福感的内生性检验（2SLS）

（三）路径机制分析

上述基准检验表明学历提升的确增强了个体主观幸福感，然而其中的影响路径渠道尚不清楚。为此，本文基于前述提出的理论假说，借鉴王俊（2021）[21]使用中介效应模型进行机制检验的思路，进一步对传导路径进行分析。需要说明的是，尽管中介效应模型嫁接自心理学领域且存在不少争议，但其对于传导路径的识别仍具有一定优势，并且当前已经获得了大量经济学者的青睐，原因在于其通过构建三方程模型能够较好捕捉核心解释变量通过中介变量进而影响结果变量的潜在路径。

表6 给出的是学历提升影响居民主观幸福感的正向传导机制检验结果。其中，第（1）列和第（2）列报告了学历提升的收入增长效应，可以发现个体学历水平的提高通过促进工作收入增长，增强了居民主观幸福感。从第（1）列的结果来看，学历水平每提升一个级次，个体收入平均增长15.2%。表6第（3）～（6）列则汇报了学历提升对个体地位获得的影响，发现不论是用主观地位衡量个体社会阶层获得，还是以自身工作晋升进行表征，学历提升均显著促进了个体社会地位的向上流动，并最终提高了居民主观幸福感，且这种效应在工作晋升路径中更为明显。

表6 学历提升影响居民主观幸福感的正向传导机制检验

表格7给出的是学历提升影响居民主观幸福感的负向传导机制检验结果。其中，第（1）～（2）列考察了学历提升的教育错配效应，估计结果显示学历水平的提升在1%的显著性水平下加剧了过度教育的发生，并降低了居民主观幸福感。表格第（3）～（6）列还分析了学历提升的健康损害效应，其中第（3）列与第（4）列汇报了学历提升对个体生理健康的影响，发现在控制自评健康的条件下，学历水平的增长正向预测了个体医疗费用的上升。平均而言，学历层级每提高一个等级，医疗花费将增长9.7%，这说明接受更长教育年限的个体更容易患上生理疾病，进而损害主观幸福感。表7最后两列则从心理健康视角出发进行检验，结果显示学历层级的提高加大了劳动者罹患各类心理疾病的风险，并在1%的置信水平下降低了个体主观幸福感。从上述估计结果来看，我们不难得出以下结论：学历提升主要通过正向激励和负向抑制两大路径影响个体主观幸福感，前者体现在学历提升带来的收入增长效应和地位获得效应，后者反映于学历提升引致的教育错配效应和健康损害效应。从本文最终的检验结果还可以发现，目前学历提升的正向激励效应仍占主导地位。

表7 学历提升影响居民主观幸福感的负向传导机制检验

然而，表6和表7仅单独从正向影响路径和负向影响通道验证了传导机理，其虽然在一定程度上明确了收入增长效应、地位获得效应、教育错配效应和健康损害效应的存在性，但是还缺乏完整路径的检验。为此，本文进一步对学历提升影响居民主观幸福感的完整渠道进行分析，其结果如表8 所示。其中，第（1）列和第（2）列均纳入了四大效应的代理变量，二者的区别仅在于地位获得效应和健康损害效应的衡量，总体来看实证结果与前述分析没有太大改变，学历水平对于主观幸福感的影响仍旧发挥了显著的正向促进作用，四大传导渠道变量符号与预期一致。表格第（3）列是将全部渠道变量同时加入回归方程后的估计结果，可以发现学历水平仍旧在1%的显著性水平下显著为正，渠道变量也与理论假说相一致。至此，理论假说1获得了完整验证。

表8 学历提升影响幸福感的完整路径检验

（四）异质性考察与拓展性检验

由于学历提升主要取决于个体自身教育投资决策，劳动者婚姻状况和信任水平等差异往往会对学历提升的幸福效应产生异质性影响。为此，本文进一步进行异质性检验分析，基本估计结果如下：

表9 第（1）～（2）列，首先报告了教育影响个体幸福感的婚姻差异，结果发现学历提升的“致幸福”效应在已婚人群中不显著，但对未婚群体具有显著正向影响，这表明学历提升的“致幸福”效应的确存在婚姻差异。究其原因，这可能是因为已婚人群较未婚人群而言往往拥有更少的生活自由以及更大的家庭、工作压力。表9第（3）列和第（4）列则估计了不同社会信任水平下，个体学历提升的幸福感差异。其中，信任水平依据问卷中“一般来说，您∕你认为大多数人是可以信任的，还是和人相处要越小心越好?”的回答进行划分，肯定回答赋值为1，否定回答赋值为0。结果发现，那些对他人更不信任的个体，往往更不幸福，甚至还会降低自身幸福感。至此，本文提出的基本假说2也得以验证。

表9 教育影响个体主观幸福感的异质性检验

尽管学历提升在总体上增强了居民主观幸福感，然而与其相伴随的教育错配效应和健康损害效应等负面影响仍不容忽视。因此，本文基于前述理论假说，分别从就业正规化和社会支持两个维度探究如何缓解这一负向抑制效应。具体检验结果如表10所示。

表10 就业正规化与社会支持对教育负向效应的调节

表10第（1）列和第（2）列通过引入学历提升和就业正规化的交互项检验了就业正规化的调节作用，结果显示二者交互项系数在5%的置信水平下显著为负，这说明就业正规化有助于降低学历提升引发的过度教育问题。究其原因，可能是得益于就业正规化增强了个体工作保障能力，降低了未来预期的不确定性，从而缺乏追逐高学历的动机。表10第（3）～（6）列则分别从生理健康和心理健康维度考察了社会支持的调节效应，其中第（3）列和第（4）列的估计结果显示，学历提升与社会支持的交互项系数虽然为负但不显著，说明社会支持对于缓解学历提升引发的生理健康问题作用有限，这也和理论直觉相一致。然而，表格最后两列以抑郁倾向为被解释变量的估计结果则显示，学历提升和社会支持的交互项系数在1%的置信水平下显著为负，这说明更强的社会支持可以显著降低学历提升引发的心理疾病风险。至此，本文的理论假说3也得以验证。

五、研究结论与政策建议

本文使用2014和2018年度中国家庭追踪调查（CFPS）跨期非平衡面板数据，从辩证统一视角考察了学历提升对居民主观幸福感的影响，结果发现：1.学历提升的正向激励作用超过了负向抑制冲击，最终提高了居民主观幸福感，且上述结论在替换变量、考虑自选择问题和内生性后依然稳健；2.就影响机制而言，学历提升一方面会通过收入增长效应和地位获得效应增强居民主观幸福感，但另一方面又会通过教育错配效应和健康损害效应降低居民幸福感；3.进一步检验还发现，在已婚、低信任度人群中学历提升的“致幸福”效应并不明显。同时，劳动者通过签订劳动合同实现的就业正规化有助于削弱学历提升引发的过度教育问题，而更强的社会支持则能显著降低学历提升诱发的心理疾病风险。

基于上述发现，增强我国居民主观幸福感，既要强化学历提升的正向激励作用，也要注意防范学历提升带来的负面冲击。需要澄清的是，本文并不否认国家通过推进义务教育公共服务均等化，进而提高整体人力资本这一重要战略行动，而是从微观层面指出如果多数社会成员片面追求高学历可能带来的潜在风险。本文具体政策含义如下：第一，明确受教育水平提升总体上有助于增强居民幸福感的理念，凝聚“教育致幸福”的社会共识，纠正“读书无用论”等不良社会风气。如可以依托数字化平台，加大“教育致幸福”先进典型案例的宣传力度，激发社会公众的教育投资热情。第二，继续强化教育收入增长效应和地位获得效应，努力提高我国教育回报率，改善教育投资的收入预期。具体而言，可以借鉴赫克曼曲线指出的“教育投资越超前，回报率越高”的理论，高度重视学前教育。为此，首先政府部门应积极推进学前教育基本公共服务均等化，加强师资力量培训、财政经费保障和基础设施建设等工作，提高社会总体教育回报率。其次，要努力消除各类教育壁垒，促进教育机会公平，进而为个体阶层流动奠定坚实的人力资本积累基础，重点可以依托数字化网络平台，推动各地优质教育资源有序流动，同时还应在学费资助、制度倾斜等方面加大对贫困弱势群体的教育扶持力度。第三，积极防范教育错配效应和健康损害效应，消弭学历提升对居民幸福感的不利影响。首先，应深化教育体制改革，尤其是高等教育人才培养改革，及时淘汰就业率低、不适应社会需求的专业，建立依据市场劳动力需求变化动态调整高校专业设置的良性机制。其次，政府要大力拓宽青年就业渠道，提升广大青年未来生活预期。如应积极开展就业技能培训、就业信息服务等活动，促进个体劳动技能提升和减少就业信息不对称。最后，政府应加强正确就业理念宣传与引导，让广大青年树立正确的职业观、就业观与择业观，防止片面追求高学历带来的过度教育以及健康损害问题。第四，加强劳动用工制度与社会支持体系建设，促进就业正规化和社会信任水平提升。政府部门应以《中华人民共和国劳动法》为依托，加强企业用工监督，切实保障劳动者合法权益，促进就业正规化；同时政府应推动信用社会建设，大力弘扬诚信文化、树立诚信典型，营造“诚信光荣，失信可耻”的良好社会风尚，健全守信激励和失信惩戒机制，不断提高人民群众幸福感、获得感与安全感。