社会质量对我国城市青年幸福感的影响研究--基于CSS2021数据的实证分析

陈树志

(广东省团校、广东青年政治学院，广东 广州 510550)

一、引 言

党的十八大以来，以习近平同志为核心的党中央高度重视社会建设，围绕使人民获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续，提出一系列新理念新部署新要求。民生福祉成为新时期政府执政理念和社会各界关注的焦点。幸福感作为个体的主观感受，可以从微观层面反映民生福祉，是反映人民美好生活情况的重要指标。[1]我国改革开放四十余年来的经济高速发展带来了国民个体收入增长，但根据联合国发布的《世界幸福报告》，近些年我国国民幸福指数并没有随着经济增长稳步提升，反而呈现阶段性下降和阶段性上升的趋势[2]，这也证实了“伊斯特林幸福悖论”现象在我国的存在。[3]新时代新征程，如何满足人民日益增长的美好生活需要成为迫切需要解决的时代课题。

青年群体作为社会结构中的主体力量和中坚力量，其幸福感不仅反映自身的生活感受，而且直接关系到当前及未来的整体国民幸福感。当今社会，青年群体在工作和生活中面临着职业竞争、住房、生养子女、赡养父母等各方面压力，“躺平”“佛系”“丧”等网络流行语不断涌现，反映了部分青年群体面对工作和生活压力时呈现消极的社会心态。[4]如何化解青年群体的生存焦虑，保障他们享有更高水平的幸福感，在现阶段显得尤为重要。

国内外学术界有关青年幸福感的研究中，从职业、收入、住房、消费等经济视角分析比较常见。然而，“伊斯特林悖论”提醒人们，单纯的经济发展未必会带来人民幸福感的持续提升，人民群众的需求正由单一物质型向发展型、享受型等多层次转变。[5]随着中国经济的发展，青年更加寻求物资满足与精神满足的平衡[6]，青年幸福感越加受到心理和社会环境等非经济因素的影响。研究青年幸福感既要全面了解社会的客观现实，又要准确把握青年对社会现实的主观评价，综合宏观与微观、个体与社会层面因素的社会质量理论提供了一种有效的分析框架。本研究从社会质量视角出发来分析城市青年的幸福感，在实证分析的基础上提出相关政策建议。

二、文献回顾

幸福感是人们对其生活质量所做的认知性和情感性的整体评价，主要通过生活满意度和情感满足程度等指标来测量[7]。从20世纪80年代开始，学术界关于幸福感的研究日益增多，并成为社会学、经济学、心理学、哲学等多学科的研究热点。目前，国内外关于青年幸福感影响因素研究主要有以下几个视角：一是社会人口学变量。婚姻状况、年龄、性别、宗教信仰、教育、健康等因素影响个体幸福感[8]，相对来说教育程度、婚姻状况、健康状况影响更明显。[9]二是经济地位视角。个人及其家庭的财富、收入、住房、就业等社会经济地位因素对青年群体有着较强的“幸福效应”[10]。家庭社会经济地位对于青年幸福感具有正向影响，并且影响程度高于个人社会经济地位[11]。三是心理认知视角。胜任力和成就感等自我效能感所反映的心理感知因素对于青年幸福感有着显著正向影响[12]。相对剥夺感、社会不公平感、社会风险感知等因素对幸福感存在负向影响[13]，新生代乡城青年流动人口更倾向于选择城市居民作为参照群体，往往会产生相对剥夺感和挫折感，导致幸福感明显降低[14]。四是社会环境视角。以往国内外学术界大量经验研究表明，尽管经济因素和心理因素可以部分解释个体幸福感差异，但社会环境因素对幸福感有着重要影响[15]。青年的社会资本和政治参与越高，自身幸福感越强[16]，另外，社会网络和社会信任对于自身幸福感有着正面影响[17]。通过以上分析可以发现，将社会层面和个体层面的因素结合起来分析青年幸福感的研究较少，而社会质量理论则能够提供这样一种理论视角。

社会质量是指“人们在那些提升他们的福祉和个人潜能的条件下，能够参与共同体的社会与经济生活的程度。”[18]社会质量理论关注人的“社会性”，把个人放在具体社会结构和社会关系中分析，对于理解社会建设的内涵具有重要意义[19]。社会质量的高低主要取决于四个条件性因素，即社会经济保障、社会凝聚、社会包容和社会赋权。在大量的理论与政策研究中，针对社会质量形成了一套完整的评价指标体系，被广泛应用于社会科学各个领域[20]。国外研究者通过欧洲社会质量调查数据的分析发现，社会质量对欧洲各国居民幸福感有着显著影响[21]，但四个条件性因素中除了社会经济保障，社会凝聚、社会包容和社会赋权在不同地区的作用机制不同[22]。国内部分研究基于部分区域调查数据，认为社会质量四个维度在不同程度上影响着居民的幸福感，社会质量评价越强的城市，居民幸福感越高[23]；相较于发达地区，家庭收入对欠发达地区城市居民的幸福感影响更为显著[24]；特殊信任和社会组织参与程度等社会质量因素能够较大幅度提升人民的幸福感[25]。

国内外已有研究拓展了社会质量与居民幸福感相关议题研究领域，但尚缺乏针对社会质量对青年群体幸福感影响关系的研究。本文将社会质量作为核心解释变量，以研究其与青年幸福感之间的关系。主要希望回答的问题是：社会质量是否会影响城市青年幸福感？社会质量的四个核心维度对城市青年幸福感的影响机制是否存在差异？社会质量对城市青年幸福感的影响机制是否存在代际差异？

三、模型建立与数据来源

(一)数据来源

本研究使用的数据来自中国社会科学院社会学研究所于2021年在全国开展的第八期中国社会状况综合调查(Chinese Social Survey，以下简称CSS)。该调查覆盖全国31个省(自治区、直辖市，不包括港澳台地区)的151个县(市、区)所辖的604个村(居)委会，共回收问卷10 136份。调查采用多阶段混合概率抽样方式(PPS)，结合CAPI系统完成访问，调查对象为18-69岁的中国公民。CSS2021采用随机AB卷模式，幸福感相关问题随机分配在B卷，样本量为调查规模的一半。本文研究对象为城市青年，参考世界卫生组织对青年人口(15-44岁)的界定，选取18-44周岁且居住在城市的被调查者作为研究对象，剔除含缺失值的样本，最终样本量为1313份。另外，本文还使用了CSS2013、CSS2015、CSS2017和CSS2019数据与CSS2021数据进行比较，以反映我国城市青年幸福感动态变化情况。CSS2013、CSS2015、CSS2017和CSS2019数据剔除含缺失值样本后，样本量分别为2 965份、2 663份、2 447份、2 031份。

(二)测量方法

1．因变量

本文的因变量是幸福感，现有研究指出，使用多题目自我报告的生活满意度来测量幸福感具有较高的内在一致性和重测信度[26]，因此本文也使用生活满意度作为幸福感的代理变量。本文使用CSS2021问卷中家庭关系、家庭经济状况、教育程度、休闲/娱乐/文化活动、社交生活5个细分生活领域的满意度来测量幸福感，1分代表“非常不满意”，10分代表“非常满意”。经检验，以上5个问题的Cronbanh’s alpha值为0.8，高于可接受的最低标准0.7，说明该量表的一致性较高。本文将5个维度的满意度加总取平均值，得到幸福感指数，最小值为1，最大值为10，作为连续型变量进入模型。

2．自变量

社会质量通过社会经济保障、社会凝聚、社会包容和社会赋权4个维度来测量。社会经济保障是指个体参与社会提供必需的物质基础及其有关的制度保障。本研究从收入保障、住房保障、社会保障进行测量。收入保障用家庭收支来测量，家庭收入小于支出赋值为0，大于等于支出则赋值为1。住房保障用是否拥有城镇住房来测量，有城镇住房赋值为1，没有赋值为0；社会保障用缴纳社会保险情况进行测量，社会保险每参加一种保险赋值1分，社会保障指标取值范围为0-5分，得分越高代表社会保障水平越高。

社会凝聚是指社会成员普遍接受的价值和规范，主要包括信任、社会规范、认同等核心价值。本研究从人际信任、机构信任和社会规范感知进行测量。人际信任为1-10分量表，取值越高代表人际信任程度越高。机构信任使用问卷中关于政府、群团组织、企业等10个机构的信任程度来测量，根据信任程度分别赋值1-5分，累加分数均值为机构信任。社会规范程度用问卷中关于普遍道德水平和遵纪守法水平的1-10分评价来测量，取两个项目均值作为社会规范程度得分，分值越高，表示社会规范程度越高。

社会包容是指公民如何通过各种制度融入社会生活，衡量的是社会在何种程度上消除融入过程中的系统性和非系统性障碍。本研究通过社会公平感、社会歧视感和社会宽容度进行测量。社会公平感用问卷中对高考制度、收入分配等8个领域的公平感知来测量，根据公平程度分别赋值1-5分，总体累加均值作为社会公平感变量值。社会歧视感用问卷中年龄、性别等8个领域不公正待遇评价来测量，根据严重程度由低到高分别赋值1-5分，总体累加均值作为社会歧视感变量值。社会宽容度用问卷中被访者对现在社会宽容度的评价来测量，由低到高分别赋值1-10分。

社会赋权是指国家通过各种政策使得人们提升参与社会的能力并实现个人发展，社会赋权不仅指人们通过社会关系来提高自己的能力，同时也指公民在参加各种社会活动中所具有的能力，以及对自身能力的认识。本文使用社团参与、公共事务参与、内在效能感和外在效能感来测量社会赋权。社团参与用受访者参加网上和线下的团体数量来测量，没有参与任何社团活动赋值为0，每参加一项赋值增加1，最大值为7。公共事务参与通过问卷中询问被访者近2年参与过问卷中列举的11项政治、社会活动数量来测量，没有参加赋值为0，每参加过1项活动赋值加1，得分累加均值得到公共事务参与变量值。内在效能感用问卷中“我有能力和知识对政治进行评论”等4个相关问题测量，根据同意程度由低到高，分别赋值1到5分，总体累加均值为内在效能感变量值，分值越高内在效能感越强。外在效能感用“国家大事有政府来管，老百姓不必过多考虑”等5个问题来测量，根据同意程度由低到高，分别赋值1到5分，总体累加均值为外在效能感变量值，分值越高表示外在效能感越强。

此外，本研究还控制了其他影响因素，包括性别(男=1，女=0)、年龄、婚姻状况(在婚=1，不在婚=0)、户籍状况(非农户籍=1，农业户籍=0)、教育年限由受教育程度转换而来(未上学为0年，小学为6年，初中为9年，高中/中专/职高技校为12年，专科为15年，本科为16年，研究生为19年)。本文使用的各变量描述性统计结果如表1所示。

表1 变量描述性统计分析

3．统计模型与研究路径

本研究使用OLS多元线性回归模型，模型表达式如下：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+…+βkXk+ε

Y为因变量城市青年幸福感。X1、X2、X3、…，XK为本文核心解释变量社会质量和控制变量，分别对应家庭收支、家庭自有住房、社保缴纳、人际信任、机构信任、社会规范感知、社会公平感、社会歧视感、社会宽容度、社团参与、公共事务参与、内在效能感、外在效能感、性别、年龄、户籍、婚姻状况、教育年限。β1、β2、β3、…，βk为每个自变量的回归系数。β0为常数项，ε为误差项。本文通过三个步骤研究社会质量对城市青年幸福感的影响：首先，通过比较历次调查数据，描述城市青年群体幸福感历时变化情况；其次，使用OLS模型，构建基准模型、社会质量各维度模型和全模型，考察社会经济保障、社会凝聚、社会包容、社会赋权对城市青年群体幸福感影响情况；最后，将样本分为“80后”和“90后”两个群体，考察社会质量影响作用在城市青年群体中的世代差异情况。

四、实证结果与分析

(一)城市青年幸福感的历时变化情况

表2描述了各调查年份不同青年群体幸福感的变化情况，可以看出，2013年到2021年，我国城市青年幸福感均值呈现出先下降后持续上升的变化趋势，并且持续高于城乡居民平均水平，总体上处于中上水平。从年龄角度来看，与同时期45岁及以上群体相比，双样本T检验结果显示，在各调查年份青年群体幸福感均值显著高于中老年群体；从城乡角度来看，历次调查数据显示城市青年幸福感均高于农村青年群体，双样本T检验显示这一差距在0.000水平上显著。

表2 不同年份不同群体幸福感水平

(二)社会质量对城市青年幸福感的影响

如表3所示，模型1为OLS回归结果基准模型，模型2至模型5分别为社会经济保障、社会凝聚、社会包容和社会赋权4个分模型，模型6为纳入所有社会质量变量后的全模型。

表3 社会质量对城市青年幸福感的影响

基准模型的结果表明，城市青年的年龄与幸福感存在U型曲线关系，幸福感先随着年龄增加而下降，达到一定年龄后，开始逐渐增加，这与国外已有研究结论一致[27]。与农业户籍城市青年相比，非农户籍城市青年幸福感显著更高，这表明农业户籍城市青年在社会保险、身份认同、社会融合等方面可能得不到有效的支持，在心理上容易产生失落感，使得农业户籍青年的幸福感低于非农城市青年[28]。受教育年限对青年幸福感有着显著正向影响，学历层次较高青年符合城市产业转型和经济发展的需求，更容易获得更多就业机会、更高职业地位和更好的经济收入，因此他们对幸福感知程度也会更强[29]。

从社会质量各维度的影响来看，模型2(社会经济保障模型)结果表明，社会经济保障各变量对城市青年幸福感均具有显著的正向影响。家庭收入大于支出，则青年的幸福感越高。良好的家庭收支状况可以确保青年基本养家能力，并提供追求生活品质的物质基础。拥有城镇住房可以显著提高城市青年的幸福感。城市青年通常面临较大的购房压力，拥有城镇住房可以使城市青年在城市落脚，为成家立业打下坚实基础。社保缴纳种类越多，城市青年的幸福感越高。社保缴纳数量越多意味着城市青年抵御不确定风险的保障越强，是提升其个体幸福感的重要手段。

模型3(社会凝聚模型)结果表明，人际信任、机构信任和社会规范的正向感知均对城市青年的幸福感有显著的正向影响。社会凝聚各变量的解释力较好，与基准模型相比，调整后的R2由14.53%上升至31.39%。这说明青年群体在城市中感受到良好的人际信任、机构信任和社会规范，可以促进其提升社会交往水平，实现自身的社会融入和自我发展，有利于实现个人的高质量发展，提升幸福感水平。

模型4(社会包容模型)结果表明，社会公平感和社会宽容度提高对城市青年幸福感有显著的正向影响。强大的社会公平感和社会宽容度可以推动青年增强在城市自主生活、自由发展的信心，对生活产生更积极心理体验。反之，一旦青年感受到教育、年龄、职业、性别等方面的社会歧视，则很容易产生负向剥夺感，抑制积极幸福感的生成。

模型5(社会赋权模型)的结果显示，城市青年社团参与数量越多、内在效能感越强，则其幸福感越强。城市青年相对于中老年一代具有更高的受教育程度，因此会有更强的社会参与意愿和行为，参与社团等社会活动可以获得社会资本、心理资本等工具性资源和情感性资源，从而减轻生活压力，提升幸福感水平。[30]参与公共事务活动对城市青年幸福感有显著负向影响。尽管青年群体有较高的社会参与诉求，但参与公共事务活动必然要耗费一定的时间和精力，而受到参与渠道和参与层次等因素影响，青年的相关利益诉求不一定得到解决，因此公共事务参与会对青年幸福感产生负面影响。

模型6是纳入所有社会质量变量后的全模型，从总体上看，除了机构信任、公共参与以及外在效能感变量不显著外，其他社会质量各维度变量对城市青年幸福感均具有显著影响，且影响方向与分模型一致，说明大部分社会质量变量对青年幸福感的影响具有稳健性。与基准模型相比，模型6全模型调整后的R2上升到了35.26%，解释能力较基准模型有较大幅度的提升，说明社会质量相关变量是影响城市青年幸福感的重要因素。

对全模型进行夏普利值分解发现：在该模型可以解释的变异量中，除控制变量组(27.95%)外，社会凝聚维度和社会包容维度对城市青年幸福感的解释力相对最强，其贡献率分别为28.49%和23.27%，随后分别为社会经济保障(10.63%)和社会赋权(9.67%)。由此可见，社会凝聚和社会包容是与城市青年幸福感关联较为紧密的因素，这也从侧面说明城市青年生活质量的提升需要更好的社会凝聚和社会包容的氛围。另外，一些控制变量也表现出比较稳健的作用，年龄的U型影响和教育年限的积极影响在全模型中依然非常显著，户籍、性别对城市青年的幸福感影响仍然显著。

(三)社会质量对城市青年幸福感影响的世代差异

本研究进一步将城市青年划分为“80后”青年和“90后”青年两组，考察社会质量影响作用的世代差异。结果显示 “80后”和“90后”城市青年幸福感均值分别为7.0529分和6.6687分，90后群体高出80后0.384分。通过独立样本T检验(F=11.42，sig.=0.0008，T=-3.3786，sig.=0.0004)，两者呈现出显著差异，青年幸福感评价有随出生队列向后推移而升高的趋势。

如表4所示，模型7和模型8分别是社会质量对“80后”和“90后”城市青年幸福感影响全模型。从全模型结果来看，社会质量对“80后”“90后”城市青年的幸福感均有较好的解释力。从控制变量影响来看，“80后”城市青年幸福感存在着性别差异，即男性幸福感高于女性；“90后”城市青年存在婚姻状况差异，即已婚青年幸福感显著高于未婚青年。社会质量对“80后”和“90后”城市青年幸福感影响的共同之处主要体现在社会凝聚维度上，随着人际信任和社会规范感知的提升，“80后”“90后”城市青年的幸福感均有显著提高，而机构信任则对这两个群体幸福感影响不显著。

表4 社会质量对“80后”和“90后”城市青年幸福感的影响

在社会经济保障、社会包容和社会赋权3个维度，部分变量的作用在两个群体之间存在着一定差异。在社会经济保障方面，社保缴纳数量对“90后”群体影响显著，但对“80后”群体不显著。家庭收入大于支出、拥有城镇住房对“80后”青年有正向显著影响，对“90后”青年的影响不显著，这可能与这两类青年群体所处的生命历程不同阶段有关，“80后”青年在调查时点上基本已进入成家立业的阶段，需要承担家庭照料等一系列经济支持活动。因此，对经济收入状况、住房的重视程度更高，在这一方面的保障水平越好，其面临的生活压力会相对减轻，进而提升幸福感。

在社会包容方面，社会宽容度对两个群体均有正向影响；社会公平感对“80后”城市青年有显著影响，而对“90后”影响不显著，这表明“80后”群体正处于人生中稳定发展阶段，更加看重收入分配、公共医疗、养老、政治权利等基本公共服务和社会权利。社会歧视感对“90后”负向影响显著，但对“80后”影响不显著，这一结果说明“90后”城市青年多处于职业生涯的早期阶段，对社会歧视更加敏感，一旦在日常生活中遭遇教育、年龄、职业、性别等方面不公正待遇则会对其幸福感产生负面影响。

在社会赋权方面，社团参与、公共事务参与、内在效能感、外在效能感几个变量对 “80后”城市青年主观幸福影响都不显著。社团参与、外在效能感对“90后”城市青年没有显著影响；内在效能感对“90后”青年幸福感有着显著正向影响，公共事务参与对对“80后”青年有着显著负面影响。这表明“80后”和“90后”城市青年对社会赋权不同维度的需求不同，随着成长环境的变迁，“90后”群体更注重自我发展空间的拓展和自我价值的实现，有着更强的社会参与意识。

对模型7和模型8进行夏普利值分解，分析社会质量四个维度变量对“80后”和“90后”城市青年幸福感解释的变异量的分解结果。社会凝聚、社会包容对“80后”和“90后”幸福感的解释力最强且对两个群体影响程度差异不大。社会经济保障和社会赋权对“90后”和“80后”群体幸福感解释力存在一定世代差异性。社会经济保障对“80后”群体的解释力更强；而社会赋权对“90后”的解释力更强，这表明当前社会不同代际青年对社会质量中的物质需求和社会参与需求呈现出分化的趋势。

五、结论与政策建议

(一)研究结论

本研究利用CSS2021数据，在控制基本变量基础上，分析了社会质量4个维度对我国城市青年幸福感的影响，主要研究结论有以下三点：

第一，我国城市青年的幸福感处于中等偏上水平，近些年整体上一直处于上升的趋势。我国城市青年幸福感存在着性别差异、户籍差异，这说明我国经济社会发展依然存在着一定的制度壁垒，尚不能均衡满足不同青年对美好生活的需要。

第二，社会质量是影响城市青年幸福感的重要因素。其中，首先是社会凝聚维度对城市青年幸福感影响最大；其次为社会包容维度；再次为社会赋权；最后是社会经济保障。具体来看，城市社会经济保障可以为青年幸福感提供必要的物质基础，更高的家庭收入、良好的住房保障和全面的社会保障体系，有利于城市青年幸福感的提升；社会凝聚方面，个体认知的人际信任和社会规范水平越高，个体的幸福感水平更高；在社会包容方面，社会公平感和社会宽容度越高，越有利于幸福感的提高，社会歧视感越强，则城市青年的幸福感越低；在社会赋权方面，社团参与、内在效能感对于青年个体的幸福感有着积极影响，公共事务参与对城市青年幸福感存在负向影响。

第三，社会质量对“80后”和“90后”城市青年幸福感都有显著的提升作用，相对来说对“90后”城市青年作用更强。“80后”和“90后”在社会经济保障和社会赋权维度各指标间有着显著差异，在社会经济保障方面，“80后”更看重家庭收入平衡与住房，“90后”更看重社会保险；在社会赋权方面，相对于“80后”群体，“90后”青年有着更强社会的参与意识。“80后”和“90后”在社会凝聚和社会包容维度各指标间一致度较高；在社会凝聚方面，人际信任、机构信任和社会规范感知对于“80后”和“90后”的幸福感都有着显著影响。在社会包容方面，社会宽容度对“80后”和“90后”都有显著影响，社会歧视感对“90后”影响显著，而社会公平感对“80后”影响显著。

(二)政策建议

社会质量理论的出发点是消解社会发展与个体发展之间的矛盾，从而改善社会状况，继而提升个人的福利和潜力。对于青年群体而言，社会赋能是提升自身幸福感的重要路径，强有力的社会支撑体系和青年友好的社会氛围将进一步促进青年群体发挥自身优势，创造更大的社会价值。因此，地方政府应从社会经济保障、社会凝聚、社会包容和社会赋权四个方面出发制定相应的政策，提高城市青年幸福感。

第一，持续提升社会经济保障质量，促进民生发展。在经济高质量发展阶段，地方政府要加快建设以实体经济为支撑的现代化产业体系，创造更大规模、更高质量的就业机会和优质就业岗位。加快完善以公租房、保障性租赁住房和共有产权房为主体的住房保障体系，同时做好住房周边生态环境和配套服务设施建设，积极解决无房青年的住房困难问题。针对新经济业态下城市新就业群体应该尽快完善社会保险制度，进一步扩大城市青年各职业群体社会保障的覆盖广度和深度。加强对新生代流动人口、失业与生活困难青年群体兜底保障，确保其基本生活质量。

第二，强化社会规范和信用体系建设，提升城市青年社会团结与社会凝聚力。地方政府应该进一步强化社会信用体系建设，持续营造良好的营商环境，倡导积极的道德规范和价值观念，引导城市青年积极践行社会核心价值观，不断提高青年的社会责任意识、法治精神、信用意识和国家认同意识。通过制度创新和政策创新，提升政府、企业和社会组织的服务效率和质量，增加城市青年对各类政府机构和企业机构的信任度。

第三，以建设青年发展型城市为契机，为城市青年提供公平宽容的发展环境。进一步推动各项制度改革，最大限度减少因户籍、性别、学历、疾病等因素导致的对青年群体的社会排斥，保证各类青年群体在城市都有平等公正的发展机会。持续推动城市公共服务均等化建设，确保公共服务针对各类青年群体的公平性与可及性。通过专项社会政策支持，提高高校毕业生、新生代农民工、城市青年失业群体等弱势群体技能水平，确保其可持续发展能力。

第四，增加个体参与社会治理的机会，形成协同治理的良好格局。发挥共青团、工会、妇联等群团组织桥梁纽带作用，引导文化娱乐、民间公益团体、职业团体等各类社会组织健康发展，使其充分发挥凝聚青年力量、服务青年成长、引导青年融入社会的作用。高度重视通过人民代表大会、政治协商会议等渠道反映青年发展需求，畅通城市青年利益诉求表达机制，及时回应青年利益诉求，利用政府、市场、社会各方力量妥善解决共性问题，有效提升青年群体的社会参与程度。