教育水平、教育回报与居民主观幸福感——基于CGSS2018数据的实证研究

陈少林，张 明

（1.重庆对外经贸学院 跨境商务学院，重庆 合川 401520；2.西南大学 国家治理学院，重庆 北碚 400715）

一、引 言

追求幸福生活是人类社会发展的永恒目标。自党的十九大报告提出“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”以来，党中央将不断提升人民群众幸福感作为国家治理的根本。因而，“如何促进居民持续幸福”成为我国经济社会发展面临的重大议题。进入社会主义新时代，人民群众追求幸福生活的内容不再仅局限于物质层面，对精神生活需求同样看重，即居民的幸福体验源于物质和非物质两方面（屈沙、刘孝斌，2022）[1]。教育作为人力资本积累和社会发展的关键力量，能够通过提升个体工具理性和价值理性所带来的物质和非物质回报，从而影响个体主观幸福感的整体形塑（赵文龙、代红娟，2022）[2]。然而，近年来，在我国经济和社会转型过程中，教育经济价值的相对降低使得部分居民对教育的功效开始产生疑虑。此时，如何有效引导公众正确认识教育的功能和价值，从而消除其疑虑将显得尤为重要。另外，幸福经济学的蓬勃发展使得教育的社会功能成为学界的关注焦点，特别是教育与居民幸福感关系的考察成为该领域的核心议题（黄庆华等，2017）[3]。不过，值得注意的是，现有相关研究主要探讨教育对居民幸福的总体影响，少数学者尽管有对作用机制进行分析，但研究视角大多聚焦于教育的物质回报，较少涉及教育的非物质回报，将二者同时纳入教育影响居民幸福分析框架的成果更为鲜见。事实上，居民在接受教育过程中能够同时获得物质与非物质回报，且两种回报理论上均会影响居民幸福。由此可见，伴随着居民幸福来源的变迁以及居民对教育功效的质疑，系统审视教育水平、教育回报与居民主观幸福感之间的关系，不仅有助于促进公众对教育功能和价值的科学认识，从而消除其对教育功效的疑虑，而且也对重塑教育体系以及探索居民幸福提升路径均具有现实意义。

二、文献综述

自幸福测度实现突破后，居民幸福的决定因素成为学界研究的焦点，大部分文献将视角聚焦于经济社会、个体特征等因素（Easterlin，1974；Frey & Stutzer，2000；Di Tellaet al.，2001；MacKerron，2011；Levinson，2012）[4-8]。基于教育视角探讨居民幸福问题，直到近年才引起广泛关注。已有文献普遍认为，教育会对居民幸福产生重要影响（Blanchflower & Oswald，2004）[9]。那么，教育如何影响居民幸福呢？

就理论层面而言，教育能够通过直接和中介两种效应影响居民幸福。直接效应意味着教育本身具有直接提升个体幸福感的作用。具体来讲，主要体现在哲学、心理及社会生活三个层面。在哲学层面上，教育的核心功能在于丰富和改造个人内心世界，接受教育能够使居民对幸福的真正内涵、个人幸福的影响因素以及持续幸福的方法等有更为全面深刻的认识，并由此强化其幸福体验（赵新宇、范欣，2014）[10]。事实上，教育的主要目的和价值就在于造福于人，接受教育的过程本身不仅是感受幸福的过程，更是领悟幸福真谛的过程（孟建伟，2010）[11]。从积极心理学角度来看，教育有助于个体建立积极乐观的心态，并显著改善个体认知能力，从而使其能够更为有效地调节自我情绪、缓解工作和生活压力、维系人际关系等，而这些“好的”变化均有利于居民幸福感的提升（Eugene & Peter，1989）[12]。另外，就社会生活而言，接受过更高层次教育的个体更有机会按照自己偏好选择自由高、创造性强的职业，进而会获得因工作掌握所带来的幸福感（Birdet al.，1993）[13]。

中介效应主要体现在教育能够改变个体生存发展的客观条件如：收入、社会经济地位、社会交往等，从而间接地对居民幸福产生影响。实际上，教育影响居民幸福的中介渠道可以视为居民个人接受教育所获得的教育回报。就回报类型而言，可以分为物质回报和非物质回报。其中，物质回报主要体现在经济层面，通常以收入水平来反映。人力资本理论认为，人力资本是驱动经济和社会发展的关键力量，而教育可以实现人力资本的快速积累。在高度开放的市场经济条件下，由于企业的经济利益与其员工的知识技能高度相关，因而，教育水平越高的个体越有可能因自身拥有更多知识技能存量而获得更高的劳动收入报酬。教育信号理论指出，教育虽然并不能提升所有受教育者能力，但面对劳动市场信息不对称的现实，它却会向雇主发出高学历者具有高能力的信号，这会促使高层次受教育者更可能获得满意的工作和丰厚的收入回报（Spence，1973）[14]。以上分析表明，无论是教育拥有的人力资本积累功能，还是信号发射作用，其结果都是有助于个人收入水平的提升。而收入的提升客观上能够改善个人生活质量，并增强自身内心获得感和成就感，从而一定程度提高其幸福感受。就教育的非物质回报而言，教育能够通过社会交往影响居民幸福。社会交往是个体从日常互动所缔结的社会关系中获取人际支持，进而形成主观幸福认知的重要渠道。社会交往影响居民幸福的机制主要包括：第一，个体在社会交往中形成的社会关系能够帮助自身在职业获取、遭遇困境时获得经济帮扶和智力支持等方面提供便利，这种基于社交生成的扶持机制一定程度能够化解个体工作生活中遇到的各类风险，从而提升其幸福度。第二，个体通过社会交往形成的丰富和优质的社会网络资源能够为自身提供稳定的情感支持，从而有助于其释放精神压力、减少消极情绪、增强社会信任等，继而积极影响个体幸福感。第三，个体在社会交往中形成的人际网络不仅有助于强化自身对该网络的价值认同和归属感，而且也有利于增进其与网络内其他成员之间的互动交流，进而提升自身幸福水平（郭小弦、王建，2019）[15]。综上所述，社会交往能够促进居民幸福感提升。而教育能够帮助个体培养社交自信心和社交能力，并建立起更广泛的社会关系，从而有利于增进居民社会交往。

从经验研究来看，国内外学者们主要围绕教育影响居民幸福的方向，以及教育对居民幸福的作用机制进行了实证检验。对于教育影响居民幸福的方向，大多文献的实证结果显示：教育会对居民幸福感产生显著的正向影响，即使控制职业、健康等变量后，结论依然成立（Oswald，1997[16]；White，2007[17]；黄庆华等，2017[3]）。可见，教育与居民幸福呈现正相关关系已成为一个基本结论。然而，也有个别学者的经验研究结论却不相同。例如：罗楚亮（2006）[18]检验教育程度对城镇居民幸福感影响后发现，教育对居民幸福的影响与收入高度相关，当未控制收入时，教育会正向影响居民幸福；但当控制收入后，影响效应会显著为负。Flour（i2004）[19]基于对中年群体样本的研究发现，教育并不会对居民幸福感产生显著影响。而Clark & Oswald（1996）[20]、Layard（2006）[21]等的研究结论甚至支持教育会负向影响居民幸福。对此，他们认为，教育通常会提高个体的主观期望和自我定位，一旦自己在生活和工作中遭遇困境，其挫败感和失落感会更强，从而幸福感也会下降更多。另外，Frey & Stutzer（ 2002）[22]实证检验发现，教育对居民幸福的影响存在异质性，与接受初等和高等教育群体相比，拥有中等教育学历背景人群幸福感更强。

关于教育影响居民幸福的作用机制，早期的研究主要基于教育的物质回报展开实证检验。如Catherine & Marieke（1997）[23]、Gerdtham & Johannesson（2001）[24]、黄嘉文（2013）[25]、胡宏兵和高娜娜（2019）[26]等的检验结果均显示，教育能够通过改善居民收入，从而对其幸福感产生积极影响。后来的研究中，有国外学者逐渐将教育的非物质回报纳入教育影响居民幸福的分析当中。如Bukenyaet al.（2003）[27]、Gesthuizenet al（.2008）[28]、Cuado & Gracia（2012）[29]的研究分别发现，教育可以通过改善个体健康状况、拓展个体社会资本以及提高个体社会地位，进而增强其主观幸福体验。另外，国内学者李建军和黄健（2015）[30]采用世界价值观调查数据研究表明，尽管中日两国高等教育都会显著提升其居民幸福，但作用机制有所差异，中国的高等教育仅能通过满足个人物质需求从而增进其幸福感，而日本的高等教育对其居民幸福感的提升作用体现在物质和后物质两大需求的同时满足。赵文龙和代红娟（2022）[2]97采用CGSS数据实证分析了教育影响城市居民幸福的机制及其变迁过程，研究发现：与收入相比，健康和社会交往在教育影响城市居民幸福当中发挥的作用在强化；低层次受教育群体的教育回报依然维持在收入方面，而高层次受教育者的教育回报已升级至非物质领域。

上述文献具有重要参考价值，本文在此基础上，进一步实证检验教育水平、教育回报与居民主观幸福感之间的关系，与现有文献相比，本文的不同之处在于：第一，除了将教育的物质与非物质性回报同时纳入教育水平与居民主观幸福感关系的分析框架外，也重点采用适用于因变量是排序数据的有序Probit模型进行实证检验，以使经验研究结论更贴近实际。与此同时，通过内生性分析与一系列稳健性检验，进一步证实本文研究结论的可靠性。此外，也分别基于教育程度等级、户籍、性别视角考察教育对居民幸福感影响的异质性。第二，采用多重中介效应模型检验教育回报在教育水平影响居民主观幸福感中的中介作用，并考察物质与非物质回报的重要性，以及各类效应的绝对和相对效果。

三、模型设定、数据来源与变量说明

（一）模型设定

本文的首要目标在于考察教育水平与教育回报对居民主观幸福感的影响。由于被解释变量居民主观幸福感数据具有离散和有序特征，因此，实证检验主要采用适用于因变量是排序数据的有序Probit模型，并将基准模型设定为：

其中，Happinessi*代表第i个居民不可观测的主观幸福感，r1、r2、r3、r4、r5为待估“切点”，满足r1＜r2＜r3＜r4＜r5。Educationi表示第i个居民的教育水平，Incomei为居民i的收入水平，用于反映教育的物质回报，Sociali表示居民i的社会交往状况，用于反映教育的非物质回报。Xi是依据现存同类文献选择的一组涵盖个体特征、家庭禀赋以及社会特征的控制变量（φ为相应参数向量），包括性别（Male）、年龄（Age）及其平方项（Age_sq）、婚姻状况（Marriage）、健康水平（Health）、宗教信仰（Religion）、户口（Hukou）、政治身份（Identity）、家庭经济状况（Eco_condition）、家庭房产状况（House）、社会公平度（Fairness）以及基本养老保险参与状况（End_insurance）。β0是常数项，β1、β2、β3分别是变量Educationi、Incomei以及Sociali的待估参数，εi为随机干扰项。

另外，为了识别教育回报在教育影响居民主观幸福感中的中介作用，本文借鉴Hayes（2009）[31]、温忠麟和叶宝娟（2014）[32]提出的多重中介效应检验方法，构建以下模型并结合基准模型（1）进行检验：

式（3）～（5）中变量的定义与基准模型（1）相同，α0、γ0、δ0分别为三个模型的常数项，λ、ρ、η为三个模型控制变量相应的参数向量，μi、νi、υi为三个模型对应的随机误差项。根据并行多重中介效应检验方法，式（3）中的参数α1反映的是教育水平对居民主观幸福感影响的总效应，式（4）中的参数γ1反映的是教育水平对中介变量物质回报（收入水平）的效应，式（5）中的参数δ1反映的是教育水平对中介变量非物质回报（社会交往）的效应，基准模型（1）中的β1反映的是教育水平对居民主观幸福感影响的直接效应，γ1β2为教育的物质回报（收入水平）在教育影响居民主观幸福中的中介效应，δ1β3为教育的非物质回报（社会交往）在教育水平影响居民主观幸福中的中介效应，总中介效应大小为（γ1β2+δ1β3）。总效应、直接效应以及中介效应之间的关系为α1=β1+（γ1β2+δ1β3）。直接效应、物质回报（收入水平）的中介效应、非物质回报（社会交往）的中介效应、总中介效应的相对效应（即各效应占总效应的比例）分别为β1/α1、γ1β2/α1、δ1β3/α1、（γ1β2+δ1β3）/α1。

本文中介效应具体检验流程为：首先，检验式（3）的系数α1是否显著，倘若显著，则说明总效应存在；其次，采用Baron & Kenny（1986）[33]提出的逐步法依次检验参数γ1和β（2系数δ1和β3），若两个系数同时显著，则说明教育水平影响居民主观幸福的中介效应存在。不过，需要注意的是，由于依次检验效力低下，因而有可能出现中介效应实际存在，但依次检验却发现γ1β2(δ1β3)并不显著的情况（MacKinnonet al.，2002）[34]。此时，应该采用Bootstrap法检验参数γ1β2(δ1β3)的显著性，以识别中介效应的存在性（温忠麟等，2022）[35]。最后，检验基准模型（1）中β1的显著性，若显著，则表明教育水平对居民主观幸福感影响的直接效应存在；否则，教育水平不会直接影响居民主观幸福。

（二）数据来源

本文使用的数据来自中国综合社会调查（CGSS），CGSS是我国最早的全国性、综合性、连续性学术调查项目，由中国人民大学联合全国各地学术机构共同执行，采用多阶段分层抽样方式，系统收集了社会、社区、家庭、个人多个层次的数据，是目前学术界公认具有重要研究价值且广泛使用的权威数据。实际研究中，本文采用现公开的最新CGSS（2018）数据进行分析，CGSS（2018）原始样本12787个，在剔除异常值和缺失值之后，最终获得9726个有效样本。

（三）变量说明

1.被解释变量

本文的被解释变量为居民主观幸福感（Happiness），根据CGSS（2018）问卷，关于居民主观幸福感的测度问题为“总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”。当受访者的选择为“非常不幸福”“比较不幸福”“说不上幸福不幸福”“比较幸福”“非常幸福”时，分别对应数值1、2、3、4和5。本文样本数据显示：9 726个被访者当中回答“比较幸福”的人比例最高，达到60.71%；选择“非常幸福”的人群占比次高，有19.20%，二者之和比例高达79.91%。回答“非常不幸福”和“比较不幸福”的占比分别仅为1.18%和5.88%；“说不上幸福不幸福”的比例为13.03%。由此可见，调查期间样本中的绝大多数居民处于幸福状态。

2.核心解释变量

本文的核心解释变量为教育水平（Education），对于教育水平的度量，根据问卷中的“您目前的最高教育程度是？”的回答结果进行测度，将没有受过任何教育赋值为0，私塾和扫盲班赋值为1，小学赋值为6，初中赋值为9，职业高中、普通高中、中专以及技校赋值为12，大学专科（成人高等教育）与大学专科（正规高等教育）赋值为15，大学本科（成人高等教育）和大学本科（正规高等教育）赋值为16，研究生及以上赋值为19，据此获得教育水平变量。

3.中介变量

（1）物质回报。教育的物质回报主要指教育所带来的经济价值，遵循相关研究做法，用居民的收入水平（Income）来反映，并采用问卷中“您个人去年（2017年）全年的总收入是多少？”进行衡量。实际研究时，剔除个人全年总收入高于百万和低于100元的极端样本，然后对该变量取对数，以免样本出现右偏。

（2）非物质回报。考虑到有关教育非物质回报的研究越来越关注社会交往因素这一情况，本文也采用社会交往（Social）反映教育的非物质性回报。社会交往是指人与人之间相互往来，进行物质和精神交流的社会活动。对于社会交往的度量，一些研究采用社会关系网络规模、质量、多样性以及人情支出占比等进行刻画，而本文更加侧重从社会交往强度方面进行衡量。CGSS（2018）问卷中询问了被访者与朋友进行社交娱乐活动（如互相串门，一起看电视，吃饭，打牌等）的频繁程度，该问题用代码1～7依次分别表示频率为“几乎每天”“一周1到2次”“一个月几次”“大约一个月1次”“一年几次”“一年1次或更少”“从来不”。本文将该问题的选项代码重新反向赋值（即用7～1分别依次表示聚会频率“几乎每天”“一周1到2次”“一个月几次”“大约一个月1次”“一年几次”“一年1次或更少”“从来不”），从而获得社会交往变量值。

4.控制变量

除了教育水平和教育回报外，居民主观幸福感还可能还会受到个体特征、家庭禀赋以及社会特征等因素的影响（屈沙、刘孝斌，2022）[1]。为此，本文还构造了相应控制变量。其中，个体特征变量包括：性别（Male），当被访者为男性时赋值1，女性则赋值为0；年龄（Age），根据受访者出生日期计算出来的2018年的周岁年龄；考虑到年龄可能对居民主观幸福感存在非线性影响，因而本文也控制了年龄的平方项（Age_sq）；婚姻状况（Marriage），根据CGSS（2018）问卷问题“您目前的婚姻状况是？”的回答结果进行赋值，若受访者选择的答案为“初婚有配偶”“再婚有配偶”以及“分居未离婚”时，赋值为1，选择其他选项则赋值为0；健康水平（Health），依据受访者对问卷中“您觉得您目前的身体健康状况是？”的回答进行度量，当受访者选择“很不健康”“比较不健康”“一般”“比较健康”以及“很健康”时，分别对应赋值1～5；宗教信仰（Religion），当被访者有宗教信仰时，赋值为1，不信仰宗教则赋值为0；户口（Hukou），若受访者目前的户口登记状况为非农业户口或居民户口时，统一视为城镇户口，赋值为1，其他情况视为农村户口，均赋值为0；政治身份（Identity），当受访者政治面貌为共产党员时，赋值为1，否则赋值为0。家庭禀赋控制变量包括：家庭经济状况（Eco_condition），根据问卷中“您家的家庭经济状况在所在地属于哪一档？”的回答结果进行测度，若被访者的答案是“远低于平均水平”“低于平均水平”“平均水平”“高于平均水平”“远高于平均水平”时，则分别对应赋值1～5；家庭房产状况（House），采用受访者家庭目前拥有的房产数量来度量。社会特征控制变量包括：社会公平度（Fairness），根据问卷问题“总的来说，您认为当今的社会公不公平？”进行衡量，当被访者选择的答案为“完全不公平”“比较不公平”“说不上公平但也不能说不公平”“比较公平”以及“完全公平”时，分别赋值1、2、3、4和5；养老保险参与（End_insurance），若受访者有参与基本养老保险，则赋值为1，否则赋值为0。

表1汇报了各变量的简单描述性统计。从结果来看，居民主观幸福感变量的样本均值为3.9086，说明我国居民总体上比较幸福。受访者的平均受教育年限为8.9928年，表明大部分人拥有完整的义务教育经历。调查对象2017年全年总收入的对数均值为9.9700（对应全年平均收入50844元），社会交往变量均值为3.9785，频率大约为“一个月1次”。从个体特征控制变量来看，受访者当中男女比例大体相当，分别为50.97%和49.03%，处于已婚状态的人占比77.50%，有宗教信仰的占10.19%，户口是城镇的人群比例为48.03%，拥有党员身份的人员占比12.77%，身体健康水平均值为3.5543，说明多数人身体比较健康。就家庭禀赋控制变量而言，家庭经济状况变量均值为2.5934，说明多数被访者所在家庭的经济水平目前尚未达到当地平均水平，从房产状况来看，被访者平均每家拥有一套房产。就社会特征控制变量来讲，社会公平度变量均值为3.2056，表明多数受访人体验到的社会公平状况处于“说不上公平但也不能说不公平”与“比较公平”之间；另外，有77.56%的被调查者已经参与了基本养老保险。

表1 各变量的描述性统计

四、实证分析

（一）基准回归结果分析

表2展示的是基于有序probit 模型回归得到的教育水平和教育回报对居民总体主观幸福感影响的结果，表3进一步汇报了教育水平、教育回报对居民主观幸福感影响的边际效应。为验证估计结果的稳健性，表2实证检验时采用了逐步加入各类变量的方式进行回归。其中，模型（1）～（3）依次汇报了逐步控制个体特征、家庭禀赋、社会特征变量的估计结果，模型（4）～（6）依次报告了在模型（3）的基础上分别加入物质回报（收入水平（Income））、非物质回报（社会交往（Social））以及二者后的回归结果。从表1可以看出，除户口外，其他变量系数符号以及显著性在六个模型中基本一致，且加入教育回报变量（收入水平和社会交往）后，模型的伪决定系数R2有所提升。由此可见，将教育回报纳入教育影响居民主观幸福感的分析当中不仅合理而且必要。

表2 教育水平、教育回报对居民总体主观幸福感的影响

表3 教育水平、教育回报对居民主观幸福感影响的边际效应

此外，由表2可知，教育水平变量在各模型中至少5%水平显著为正，说明教育水平的提升能够显著增强我国居民总体的主观幸福体验。进一步就边际效应而言，表3 结果显示：当居民的教育水平（Education）每增加一个单位（即受教育年限每延长一年）时，能使其感到“非常幸福”的概率提高0.20%，使其感到“非常不幸福”“比较不幸福”“说不上幸福不幸福”的概率分别降低0.02%、0.07%和0.10%，但对其“比较幸福”的感受没有影响。从教育回报在居民主观幸福感中的作用来看，表1模型（6）的结果显示：收入水平（Income）和社会交往（Social）变量系数估计值分别在5%和1%水平上显著为正，说明居民收入水平和社会交往频率的增加均有助于显著强化其幸福水平，即教育回报会积极影响居民幸福感。原因可能在于：收入是保障居民幸福感存在的经济基础，对居民幸福体验具有重要作用。收入的提高不仅能够为居民提供更好的物质生活条件，而且也有助于其解决现实中面临的一些难题（张学志、才国伟，2011）[36]。而社会交往不但可以增进个体与网络内其他成员关系，提升自我身份和价值认同，并获得稳定的情感支持，而且也能够为其在职业获取、经济帮扶以及智力支持等方面提供便利。从表3 中教育回报影响居民幸福的边际效果来看，居民教育的物质回报（收入水平（Income））每增加一个单位，会使其感觉“非常幸福”的概率提升0.70%，使其感觉“非常不幸福”“比较不幸福”“说不上幸福不幸福”的概率分别降低0.08%、0.26%和0.37%，对其“比较幸福”的感受无影响。居民教育的非物质回报（社会交往频率（Social））每上升一个等级，将使其体验到“非常幸福”的概率增加0.61%，使其感受到“非常不幸福”“比较不幸福”“说不上幸福不幸福”的概率分别降低0.06%、0.22%和0.32%，对其“比较幸福”体验依然毫无影响。另外，与表2模型（3）相比，无论是分别控制收入和社交变量的模型（4）与（5），还是同时控制二者的模型（6），教育水平对居民主观幸福感的正向显著影响均有所弱化（表现为教育水平系数估计值由模型（3）的0.0104 下降到模型（4）～（6）的0.0082、0.0101 以及0.0081）。从计量的角度来看，这意味着教育水平可能会通过教育回报（包括收入和社交）渠道对居民主观幸福感产生影响，即教育回报在教育水平影响居民幸福当中起中介作用。

就控制变量的回归结果而言，与女性相比，男性居民的主观幸福感明显更低，可能是因为现实中我国男性会面临更大的生活压力和家庭责任（张彤进、万广华，2020）[37]。年龄对居民主观幸福感的影响呈现显著的U形关系，即成年以后，随着年龄增长，居民的幸福体验会呈现出先下降后上升的变化趋势，通过模型（6）的结果测算得到幸福转折点的年龄接近35岁。婚姻状况（Marriage）的估计系数显著为正，说明已婚者比未婚者拥有更高的幸福水平。健康水平（Health）的系数在1%水平上也显著为正，表明健康状况越好的居民，其幸福感受也越强。宗教信仰（Religion）对居民主观幸福感具有显著的正向影响，说明与未信仰宗教的群体相比，拥有宗教信仰的人幸福感更强。可能是因为拥有信仰宗教的人更容易将自身生活中的各种挫折与苦难以宗教的方式加以化解。户口（Hukou）变量估计系数尽管为正但并不显著，说明城镇户口居民的幸福感并不会明显高于农村户口居民。政治身份（Identity）的系数显著为正，说明与其他群体相比，拥有共产党员身份的居民所体验到的幸福感更高。原因可能在于：共产党员的政治标签不仅有助于个人收入提升，而且也可能在有些场合给自身带来一些特别权益（Appleton & Song，2008）[38]。代表家庭禀赋特征的家庭经济状况（Eco_condition）和家庭房产（House）状况变量估计值均在1%水平上显著为正，说明更好的家庭经济状况以及更多的家庭房产均有助于强化个体的幸福感受。另外，社会公平度（Fairness）的系数显著为正，说明公平的社会环境能够增加居民的主观幸福感。养老保险参与（End_insurance）系数也为正，表明居民参与基本养老保险能够增强其幸福状况。主要原因在于参与基本养老保险一定程度上有助于提升居民应对未来不确定性的能力，从而给其内心带来一种稳定感和踏实感。

（二）内生性分析

尽管上述回归结果表明，核心解释变量教育水平的提升能够显著增进居民主观幸福感，但依然有可能因为两类内生性问题的存在，从而致使模型估计结果存在一定偏误。其中，第一类是遗漏变量问题。虽然本文参考已有相关文献，尽可能多地控制了必要变量，但仍有可能遗漏个别同时影响教育水平和居民主观幸福感的不可观测因素。第二类是反向因果关系问题。即居民主观幸福感也可能反向影响其教育行为选择。比如，主观幸福感越高的人，越有可能通过接受教育的方式来提升自我，以强化其幸福体验。为克服内生性问题引起的模型估计偏误，本文尝试采用工具变量法，选择居民父亲和母亲的教育水平（分别用Edu_father和Edu_mother表示）作为其自身教育水平的工具变量。原因在于：一方面，教育“精英循环理论”学派认为，倘若父母的受教育水平越高，其子女在受教育方面会更具先天优势，即居民自身的教育水平与其父母教育水平相关；另一方面，父母的教育水平在时间维度上是先于被解释变量居民主观幸福感的外生变量，并且与随机扰动项不相关。

表4报告了采用两阶段最小二乘法（2SLS）的估计结果，第二列和第三列分别为一、二阶段回归结果。第一阶段结果显示，父亲和母亲教育水平的提高均能够在1%的水平上显著提升居民个人教育水平，说明居民自身教育水平与其父母教育水平高度相关。此外，工具变量与解释变量相关性检验的F统计量为399.8190，超过10，认为不存在弱工具变量问题，进一步证实本文选择的工具变量满足相关性假设条件。另外，工具变量外生性检验P值为0.3987，说明工具变量父母教育水平外生，与扰动项无关。由此可见，本文选择的工具变量是有效的。第二阶段回归结果表明，教育水平在使用工具变量后，依然会正向显著影响居民主观幸福感，且教育回报的系数也为正，与基准回归结果基本一致。

表4 工具变量回归结果

（三）稳健性检验

为了进一步证实教育水平、教育回报对居民主观幸福感影响结果的稳健性，本文尝试采用三种方式进行检验。第一，改变估计方法。首先采用适用于因变量是排序数据的有序Logit 模型进行回归，另外，刘红云等（2013）[39]指出，当因变量是类别数大于或等于5的定序变量时，连续数据分析方法结果与等级数据估计方法基本接近，因而，本文也使用OLS估计方法进行回归，具体结果列于表5第2和第3 列。第二，用教育程度等级替换教育水平。使用原始数据构建教育程度等级变量，以替换基准回归模型里的教育水平（教育年限）进行稳健性检验。具体而言：将没有受过任何教育的等级赋值为0，将教育程度为私塾、扫盲班以及小学的教育等级赋值为1，初中赋值为2，职业高中、普通高中、中专以及技校赋值为3，大学专科（成人高等教育）与大学专科（正规高等教育）赋值为4，大学本科（成人高等教育）和大学本科（正规高等教育）赋值为5，研究生及以上赋值为6，以此获得教育水平等级变量，然后分别采用有序Probit和有序Logit模型进行回归，结果列于表5第4和第5列。第三，构造二值幸福变量。将回答结果为“非常不幸福”“比较不幸福”“说不上幸福不幸福”的综合为“不幸福”，并赋值为0，将回答结果为“比较幸福”与“非常幸福”的合并为“幸福”，赋值为1，并采用适应于因变量是二值的Probit以及Logit模型来进行回归，结果列于表5最后两列。观察表5结果可以发现，尽管三种稳健性检验方式相应系数估计值大小彼此之间以及与基准回归结果存在一定差异，但在符号方向与显著性方面均保持较高一致。由此表明，本文的实证结果是稳健可靠的。

表5 稳健性检验结果

（四）异质性分析

上述实证结果已充分表明，教育水平以及教育回报均会显著提升我国居民总体的主观幸福感，但影响程度也可能因群体不同而存在一定差异，因而，进行异质性分析同样必要且有意义。首先，就教育程度高低两类群体而言，理论上，教育水平对二者幸福感的影响可能不同，原因在于：接受过更高教育的群体往往对教育收益期望更高，当期望未能实现时，其幸福感会大幅降低；与此相反，受教育程度较低的群体通常自我评估和期望相对较低，即便生活中遭遇挫折，其心态也相对平稳，幸福感也不会迅速下滑（黄嘉文，2013）[25]。鉴于此，本文以高中为界，将教育程度为高中以下的居民视为教育程度较低群体，将教育程度为高中及以上的居民视为教育程度较高群体①需要说明的是，学术上对教育程度高低的划分并没有严格的标准，本文的划分只具有相对意义，考虑到在我国现行教育制度下，高中以下属于义务教育阶段，而获得高中及以上教育经历则需要通过较为严格的考试选拔，因而本文以高中为界，进行高低教育程度群体划分。，然后检验两类人群的教育水平与教育回报对其幸福感的影响，结果列于表6第2和第3列。其次，考虑到二元结构背景下城乡教育资源分配不均会导致两类地区教育回报率显著不同，进而可能对两类地区的居民幸福体验产生差异性影响（胡宏兵、高娜娜，2019）[26]，因而，本文也分别考察了教育水平和教育回报对城乡居民主观幸福感的影响，结果列于表6第4和第5列。另外，相关研究指出，尽管我国社会一直努力降低性别不平等现象，但男性和女性在教育机会获取、职业与收入获得、社会地位等方面依然存在一定区别（王晶晶、李建民，2021）[40]，这有可能会差异影响不同性别居民的幸福感。有鉴于此，本文也基于性别，分样本实证检验了教育对居民主观幸福感的影响，结果列于表6最后两列。

表6 异质性检验结果

表6的结果显示：就教育程度不同群体而言，教育水平的提升，会显著增加教育程度较低群体居民的主观幸福感，但也会负向影响教育程度较高群体的幸福感，这符合本文理论预期。收入水平的增加能够在5%显著水平上增进教育程度较低居民的主观幸福体验，但对教育程度较高居民幸福感的影响并不明显。原因可能是：当前阶段不同教育程度人群对生活质量的追求有所差异，教育程度较低者对物质生活更加看重，而教育程度较高者却更加注重非物质生活（精神生活）需求，收入提高只会显著改善居民物质生活，对其精神生活的作用不大，所以收入的幸福回报仅在教育程度较低居民身上充分显现出来（赵文龙、代红娟，2022）[2]。另外，不论高低教育程度群体，更为频繁的社会交往均能显著强化其幸福体验。原因在于：作为精神生活的重要组成部分，社会交往能够使个人在职业与收入获取、情感和智力支持获得、自我价值及身份认同等多方面同时获得益处，从而有利于增强其自身幸福感。

分城乡样本检验结果表明，教育水平提高有助于显著提升农村居民的主观幸福感，但对城镇居民的正向影响并不明显，主要原因在于：相较于农村居民，城镇居民的教育程度普遍更高②据样本数据测算，城镇和农村居民的加权平均受教育年限分别约为11年和7年，对应我国学制中的高二和初一。，而教育的直接幸福回报可能会呈现出边际效用递减规律，农村居民目前尚处于直接幸福回报为正阶段，但对城镇居民来说，已处于直接幸福回报消失边缘。事实上，这也与前文分析所证实的教育水平对教育程度高低两类群体主观幸福感的影响存在差异性相符合。收入的增加能够在5%显著水平上强化城镇居民的幸福体验，但不会显著提高农村居民幸福感，这可能反映了高企的房价和生活成本使得城镇居民对收入的渴求相比农村居民更加强烈的现实。更为频繁的社会交往能够至少在5%水平上同时显著增进城镇和农村居民的幸福感受。

另外，基于性别的分类检验结果发现，无论教育水平还是教育回报，均会显著增强男性居民的主观幸福感，但对女性群体而言，只有通过社会交往才能够明显促进其幸福感提升，不论教育水平提高还是收入增加，对其幸福感的强化并无显著作用。由此表明，女性的幸福感主要源于精神生活层面，而男性对物质和非物质生活均较为看重。

（五）教育回报的中介效应分析

前文分析表明，教育水平与教育回报均会显著提升居民主观幸福感，且在加入教育回报变量后，教育水平对居民主观幸福感的影响力有所弱化，从计量视角上讲，这预示着教育回报可能是教育水平影响居民主观幸福感的关键渠道。后续分析遵循中介效应检验流程，并采用逐步法检验教育回报的中介作用，相关系数的估计结果列于表7。首先，表7第1列显示教育水平（Education）系数（式（3）的系数α1）显著为正，说明总效应存在，按中介效应立论是恰当的。其次，第2、3列的结果显示，收入水平（Income）和社会交往（Social）（式（4）的系数γ1和式（5）的系数δ1）至少在5%水平上均显著为正，说明教育水平提升能够显著增加居民的教育回报（包括代表物质性和非物质性回报）。与此同时，表7最后1列中收入水平（Income）和社会交往（Social）变量的估计系数（式（1）的系数β2和β3）在1%水平上同样显著为正，这表明教育的物质回报（收入）和非物质回报（社会交往）的中介效应均显著存在。最后，表7最后1列中教育水平（Education）系数（式（1）的系数β1）也显著为正，说明教育水平对居民主观幸福感影响的直接效应存在，教育回报在教育水平影响居民主观幸福感当中扮演着部分中介作用的角色。另外，本文也进一步采用Bootstrap 法重复抽样5000 次检验了教育回报的中介效应，具体结果列于表8。由表8可以发现，无论是教育回报的收入渠道还是社会交往渠道，其95%置信区间均不包括0，再次充分说明教育的物质回报（收入）和非物质回报（社会交往）的中介效应均显著存在。

表7 逐步法下中介效应检验相关系数估计结果

表8 Bootstrap法下多重中介效应检验结果

此外，表8也展示了各类效应的绝对和相对效果①需要特别说明的是，鉴于各类效应值均可由Bootstrap 法直接获得，并且与通过表7间接测算结果基本一致，因而后续分析将以此表结果为准。。由表中可以看出，教育水平对居民主观幸福感影响的总效应大小为0.0077，其中，直接效应为0.0061，占比高达79.22%；中介效应大小为0.0016，仅占比20.78%；由此可见，教育水平对我国居民主观幸福感的促进作用仍以直接效应为主，中介效应目前尚未达到直接效应的三分之一水平。从具体中介路径来看，物质回报（收入）的中介效应为0.0015，非物质回报（社会交往）的中介效应为0.0002，前者的大小是后者的7倍之多，二者占总效应的比例分别为19.48%和1.30%，由此说明，尽管教育的物质和非物质回报在教育影响居民幸福当中均发挥着重要作用，但相较于社会交往，代表物质回报的收入在其中所起作用更为明显，即我国居民教育的幸福回报目前依然主要维持在以收入为代表的物质领域。

五、结论与建议

教育对居民主观幸福感具有重要影响，然而鲜有研究将教育的物质与非物质回报同时纳入教育影响居民幸福的分析框架。本文基于公开的最新中国综合社会调查（CGSS）2018年微观数据，综合采用有序Probit模型、多重中介效应模型等方法，实证研究了教育水平和教育回报对居民主观幸福感的影响，并考察了教育回报在教育水平影响居民主观幸福感当中的中介作用。结果表明：（1）总体来看，教育水平和教育回报均对居民主观幸福感具有显著的正向影响，特别是在进行内生性分析和一系列稳健性检验后，这一结论依然成立。（2）分群来看，教育水平提升会显著增加教育水平较低、农村户口、男性三类群体的主观幸福感；收入提高能够显著强化教育水平较低、城市户口及男性居民的幸福体验；而社会交往则会促进所有群体幸福感的显著提升。（3）教育的物质和非物质回报在教育水平影响居民幸福中的中介作用均较为显著，不过相较于社会交往，代表物质回报的收入在其中所发挥的作用更为明显。此外，本文也发现，教育水平对居民主观幸福感的影响仍然以直接效应为主，中介效应大小目前尚未达到直接效应三分之一水平。

本文研究证实了教育确实具有增进居民主观幸福感的功能，为更好地理解如何通过教育实现居民主观幸福感的提升提供了微观层面的可靠证据。据此，本文提出以下政策建议：第一，继续全方位大力发展教育，并着力破解教育机会不均问题。具体而言：一方面，引导人民群众通过自我修养培养和外在学习相结合的方式，提升个人自尊心、自信心以及造福社会的能力，从而直接强化其幸福体验；另一方面，继续加大公共教育投资力度，全面提升中等教育、高等教育以及职业教育等各层级教育的普及率，并尽可能降低个人教育投资成本和负担，让愿意接受教育的居民不会因经济原因而被迫放弃受教育；此外，应努力创造相对公平的受教育环境，促进优质教育均衡发展，为此，需要特别重视对深处农村偏远山区家庭经济地位较低的弱势群体进行教育机会补偿。从而最终使提高教育水平真正成为全体居民实现收入改善、阶层跃迁以及幸福提升的有效路径。第二，重视教育回报在教育水平影响居民幸福当中发挥的积极作用，在着力发展教育的同时，也应注重提升居民的教育回报。为此，一方面，需要切实打破就业市场长期以来以户籍身份、行业垄断、所有制等为核心的多重二元分割格局，努力发挥人力资本市场的激励作用，构建以市场化为导向，以能力为本位的新型收入分配制度，提高教育收益率和居民收入回报。另一方面，政府部门可以通过制度建设、教育宣传等手段，创建高度信任的人际关系社会，以助力居民之间的社会交往。而教育机构在培育学生社交意识和社会信任感的同时，也可为学生搭建多元化社交网络，以促进其社会交往行为的频繁发生和幸福体验的持续获得。✿