徐 曼 柴 云 李 濤 盧 麗 劉 冰△

①中國.遼寧醫(yī)學(xué)院湖北醫(yī)藥學(xué)院校外培養(yǎng)基地(湖北十堰) 442000 ②湖北醫(yī)藥學(xué)院 442000 ③東風(fēng)總醫(yī)院 442000△通訊作者 E-mail:sy－lb@126.com

主觀幸福感(Subjective Well－being，SWB)是個體對生活滿意度和情緒狀態(tài)的一種綜合評價［1］，主要涉及生活滿意度、積極情感和消極情感三方面［2］，是某一社會中個體生活質(zhì)量的重要心理參數(shù)［3］。居民幸福感指數(shù)是衡量居民幸福感受程度的主觀指標(biāo)數(shù)，依托于居民對生活客觀條件和所處狀態(tài)的事實判斷及對生活主觀意義、滿足程度的價值判斷，居民幸福感狀況是社會經(jīng)濟運行狀況和民眾精神狀況的反映，對社會發(fā)展和建設(shè)的方向、水平有潛在而深遠的影響。

在過去30 多年幸福感影響因素的學(xué)術(shù)研究大量涌現(xiàn)，特別近10年許多國家機構(gòu)對這方面的興趣不斷增加。2008 英國政府科學(xué)辦公室關(guān)于心理資本和幸福感的前瞻計劃報告概述了影響幸福感政策的廣泛因素［4］。2010年英國首相David Cameron 宣布，國家統(tǒng)計局將開始測量SWB 和構(gòu)建國民幸福指數(shù)，2011年4月英國國家統(tǒng)計局辦公室(ONS)初步調(diào)查并分析了身心健康、工作環(huán)境、經(jīng)濟狀況、子女情況等因素對主觀幸福感的影響［5］。自2010－2011年聯(lián)合國大會宣言邀請成員國“進行幸福感補充測量的詳盡論述，更好地把握發(fā)展中追求快樂和幸福的重要性，以期指導(dǎo)公共政策”以來，跨國廣泛的SWB 研究勢頭在德國，意大利和加拿大等一些國家繼續(xù)擴展［6］。在國內(nèi)，居民幸福感問題己逐步受到政府、研究機構(gòu)、媒體的關(guān)注與重視。自2006年起，居民幸福感狀況就成為政府重要關(guān)注點，2014年政府仍把增進民生福祉放在更加突出位置，以實現(xiàn)“幸福民生”［7］。中國家庭金融調(diào)查與研究中心發(fā)布的《國民幸福報告2014》從健康、收入、婚姻、學(xué)歷、職業(yè)等各個方面解讀幸福的影響因素，揭示當(dāng)前中國百姓的幸?，F(xiàn)狀［8］。2015年3月，央視財經(jīng)頻道重磅首發(fā)《中國經(jīng)濟生活大調(diào)查》:四成中國家庭感覺生活幸福［9］。對于居民幸福感影響因素的研究，除了社會人口統(tǒng)計學(xué)特征外，如年齡、性別、健康狀況、教育程度、經(jīng)濟因素、家庭構(gòu)成、社會關(guān)系及當(dāng)?shù)丨h(huán)境等［5，8，10］，個體內(nèi)在心理傾向性、心理特征，如目標(biāo)追求、興趣愛好、壓力應(yīng)對方式等也可以影響居民主觀幸福感［11-13］，主觀幸福感是內(nèi)因與外因共同作用的結(jié)果，但既往研究較少進行多重線性回歸和路徑分析對比研究，有待于進一步探討。本研究調(diào)查十堰市城鄉(xiāng)居民主觀幸福感的狀況，進行多重線性回歸和路徑分析的比較分析，綜合探討人口統(tǒng)計學(xué)特征、未來目標(biāo)、壓力應(yīng)對方式、興趣愛好、自評健康狀況等多個內(nèi)外部因素對居民主觀幸福感的作用大小、作用方式，為深入探討主觀幸福感的影響機制、促進居民幸福感提升提供理論和實踐參考。

1 對象與方法

1.1 對象

采用簡單隨機抽樣(SRS)抽取十堰市6 個居民委員會/村民委員會，在被抽中的每個社區(qū)中充分考慮人口構(gòu)成差異和地區(qū)常住人口差異，按性別及7個年齡段14 層采用SRS 分別抽取調(diào)查對象，采用集中問卷調(diào)查方式，共發(fā)放問卷1600 份，收回有效問卷1480 份(98.67%)。入選標(biāo)準(zhǔn):溝通無障礙;知情同意，問卷內(nèi)容愿意配合;排除標(biāo)準(zhǔn):聽說障礙者、精神疾病患者。調(diào)查居民中居住在城市有619人(41.8%)，農(nóng)村861人(58.2%);男性702人(47.4%)，女性778人(52.6%)。年齡段:20 歲及以下175人(11.8%)，21～40 歲361人(24.4%)，41～60 歲503人(34.0%)，61～80 歲387人(26.1%)，80 歲以上54人(3.6%)。個人月收入:999 元以下588人(39.7%)，1000～2999 元759人(51.3%)，3000～4999 元94人(6.4%)，5000～7999 元26人(1.8%)，8000 元以上13人(0.9%)。受教育程度:半文盲及文盲218人(14.7%)，小學(xué)238人(16.1%)，中學(xué)(包括中專)855人(57.8%)，大專101人(6.8%)，本科及以上68人(4.6%)。

1.2 方法

采用美國社會心理學(xué)家Campbell 等編制的主觀幸福感指數(shù)量表(WBIS)［14］，測查受試者目前所體驗到的幸福程度。量表由總體情感指數(shù)量表和生活滿意度問卷構(gòu)成，為7 級評分自評問卷，計算總分時將總體情感指數(shù)量表之平均分與生活滿意度問卷的得分(權(quán)重1.1)相加，其范圍在2.1(最不幸福)和14.7(最幸福)之間，在我國使用的重測信度達0.82［15］。自編居民一般資料調(diào)查居民人口社會學(xué)特征、自評健康狀況、興趣愛好、工作壓力、壓力應(yīng)對方式、休閑時間、未來目標(biāo)。本次調(diào)查整個問卷的Cronbach＇s α 系數(shù)為0.867，幸福感指數(shù)量表的Cronbach＇α 系數(shù)為0.930，總體情感指數(shù)和生活滿意度的相關(guān)性為0.945。國內(nèi)測試幸福感指數(shù)與狀態(tài)一特質(zhì)焦慮問卷中狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮和SCL－90 量表中抑郁、焦慮、恐懼因子得分之間的負相關(guān)均達到顯著水平［15］。

1.3 統(tǒng)計處理

采用Epidata 3.1 雙份平行錄入并進行一致性檢驗，使用SPSS 20.0 進行方差分析、Spearman 相關(guān)分析、多重線性回歸分析及Amos 20.0 軟件進行路徑分析。

2 結(jié) 果

2.1 城鄉(xiāng)居民幸福感指數(shù)狀況

調(diào)查居民總體情感指數(shù)平均得分為(5.27±0.97)分，生活滿意度平均得分為(5.36±1.053)分?？傮w幸福感指數(shù)平均得分為(11.17±1.99)分，范圍2.1～14.7，其中26.2%得分不高于10 分，58.7%得分在10～12 分之間，15.1%得分高于13分。

2.2 相關(guān)性分析

表1 顯示，城鄉(xiāng)居住地與受教育程度、個人月收入、興趣愛好、壓力應(yīng)對方式、自評健康狀況、休閑時間的相關(guān)性較小。休閑時間與年齡、城鄉(xiāng)居住地、受教育程度、個人月收入、興趣愛好、壓力應(yīng)對方式相關(guān)，但與性別、個人月收入、工作壓力、未來目標(biāo)、健康狀況相關(guān)性較小。相關(guān)分析可以為路徑分析因果假設(shè)的建立提供參考。

表1 居民幸福感指數(shù)預(yù)設(shè)影響變量間的相關(guān)(r)

2.3 城鄉(xiāng)居民幸福感指數(shù)影響因素的多重線性回歸模型

以調(diào)查居民性別、年齡、城鄉(xiāng)居住地、個人月收入、受教育程度、自評健康狀況(①差②一般③好)、興趣愛好(①幾乎沒有②一般③很多)、工作壓力(①大②一般③小)、壓力應(yīng)對方式(①樂觀、積極面對壓力②回避、消極面對壓力)、休閑時間(①小于1天②1－2 天③至少2 天)、未來目標(biāo)(①不明確②一般③明確)為自變量，居民幸福感指數(shù)為因變量、α入≤0.05、α 出≥0.10 的標(biāo)準(zhǔn)采用Stepwise 方法篩選變量，建立多重線性回歸模型，最終擬合幸福感指數(shù)影響因素的方程:幸福感指數(shù)=5.834 +0.768(未來目標(biāo))+1.161(工作壓力)+0.499(自評健康狀況)+0.22(興趣愛好)+0.287(城鄉(xiāng)居住地)+0.133(休閑時間)。模型經(jīng)方差檢驗，F(xiàn) =168.182，P=0，R2=0.38，即模型中引入的變量可解釋居民幸福感指數(shù)的38%，見表2。

2.4 路徑分析

本路徑模型擬合度檢驗的結(jié)果:χ2/df =1.56 ＜2，P=0.111 ＞0.05，GFI =0.997，AGFI =0.991，IFI=0.998，NFI=0.995，CFI=0.998，這4 個指標(biāo)都大于0.9，RMSEA=0.02 ＜0.05，參照路徑模型擬合指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)的相關(guān)研究［16］，可認為該模型擬合情況較理想。圖1、表3 中各路徑系數(shù)均達到統(tǒng)計學(xué)意義，提示主觀幸福感影響因素路徑分析模型較理想。未來目標(biāo)、壓力應(yīng)對方式、自評健康狀況可直接作用于幸福感指數(shù)，未來目標(biāo)也可通過壓力應(yīng)對方式作用于幸福感指數(shù)。受教育程度、個人月收入可直接或間接通過未來目標(biāo)、壓力應(yīng)對方式、興趣愛好、自評健康狀況作用于幸福感指數(shù)。年齡可直接通過自評健康狀況間接影響幸福感指數(shù)，也可直接或間接通過興趣愛好、未來目標(biāo)、壓力應(yīng)對方式等其他因素間接影響自評健康狀況，最終作用于幸福感指數(shù)。表4顯示，未來目標(biāo)對幸福感指數(shù)的總效應(yīng)最強，其次是壓力應(yīng)對方式和自評健康狀況，排在后3 位的為興趣愛好、個人月收入、受教育程度。

表2 居民幸福感指數(shù)影響因素的多重線性回歸分析

圖1 城鄉(xiāng)居民幸福感指數(shù)影響因素路徑

表3 路徑系數(shù)的估計值及顯著性檢驗結(jié)果

表4 城鄉(xiāng)居民主觀幸福感影響因素的效應(yīng)分解

3 討 論

居民是社會生產(chǎn)、消費的最基本元素、和諧社會的建設(shè)者和中國“幸福夢”的締造者，幸福城市建設(shè)也是十堰市發(fā)展階段性特征的新要求。本研究發(fā)現(xiàn)，十堰市城鄉(xiāng)居民總體幸福感指數(shù)平均得分為(11.17±1.99)分，高于此量表2009年安徽蕪湖市和2013年成都市的調(diào)查結(jié)果［17-18］，58.7%居民得分在10～12 分之間，說明十堰市城鄉(xiāng)居民總體幸福感水平較高，大多數(shù)居民具有較高的生活滿意度?？赡芘c十堰市適宜的氣候、濃郁的山水氣息等自然環(huán)境、蒸蒸日上的各項社會事業(yè)、日臻完善的市場體系以及移民城市富有兼容并包、經(jīng)濟、文化對外開放的特點等有關(guān)。本研究顯示，城鄉(xiāng)居民主觀幸福感與未來目標(biāo)、壓力應(yīng)對方式、自評健康狀況、興趣愛好、城鄉(xiāng)居住地、休閑時間等多個內(nèi)外部因素有關(guān)，通過多重線性回歸分析、路徑分析的對比分析，我們發(fā)現(xiàn)了這些因素對主觀幸福感作用大小及作用方式的一些異同。

3.1 多重線性回歸分析、路徑分析結(jié)果比較的相同之處

分析兩種方法的相同之處，我們主要發(fā)現(xiàn)兩個方面。第一，多重線性回歸分析顯示未來目標(biāo)、壓力應(yīng)對方式、自評健康狀況是預(yù)測幸福感指數(shù)最強的3 個因素，路徑分析中未來目標(biāo)、壓力應(yīng)對方式、自評健康狀況可直接作用于幸福感指數(shù)，總效應(yīng)排前3 位，且兩種方法所得的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)(或標(biāo)準(zhǔn)化估計系數(shù))比較接近。其次，回歸方程中標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)較小的興趣愛好在路徑模型中不能直接作用于幸福感指數(shù)，通過壓力應(yīng)對方式、自評健康狀況間接作用于幸福感指數(shù)，總效應(yīng)只有0.076。兩種分析方法都表明，未來目標(biāo)、壓力應(yīng)對方式、自評健康狀況是居民幸福感指數(shù)最重要的3 個影響因素，興趣愛好對居民幸福感指數(shù)的影響較弱。本研究積極、樂觀應(yīng)對壓力對主觀幸福感具有顯著預(yù)測作用，與何振等人的研究結(jié)果一致［19］。居民積極、樂觀應(yīng)對壓力有助于及早發(fā)現(xiàn)問題、解決問題，促進學(xué)習(xí)、工作和人際關(guān)系向有利方向發(fā)展，易使個體獲得較多積極情感體驗，而消極、逃避壓力只是暫時擺脫壓力干擾而沒有及時解決問題或矛盾，最終難于擺脫真正的壓力源，難免再次陷入壓力困境，易產(chǎn)生消極情感。同時，未來目標(biāo)對居民幸福感的預(yù)測作用最強，根據(jù)希望理論，目標(biāo)是希望最主要的成分之一［20］，未來目標(biāo)是個體對未來所希望實現(xiàn)的成果，體現(xiàn)個體對未來某一方面或領(lǐng)域的規(guī)劃與追求。江紅艷等人［21］研究發(fā)現(xiàn)，希望與生活滿意度、積極情感呈顯著正相關(guān)，希望可調(diào)節(jié)知覺壓力對消極情感的影響。未來目標(biāo)也可通過壓力應(yīng)對方式作用于幸福感指數(shù)，Stephanie 和Anne［22］認為，因主動集中追求目標(biāo)而積極應(yīng)對壓力是個體健康(包括情感、主觀幸福感和身體癥狀)的預(yù)測因素。此外，自評健康狀況是反映居民客觀健康水平的重要方式，健康的體魄是我們從事其他一切活動的前提，健康才能體現(xiàn)自己的能力和價值，才能享受生活帶來的幸福。路徑分析中，自評健康狀況對幸福感產(chǎn)生直接正向效應(yīng)，與Andrew 等人［23］的研究結(jié)果一致。

這說明政府應(yīng)指導(dǎo)社區(qū)居民委員會引導(dǎo)居民對未來充滿信心和希望，鼓勵居民樹立目標(biāo)意識，根據(jù)目前現(xiàn)狀、能力水平設(shè)定不同階段的具體目標(biāo)，如家庭年收入目標(biāo)、職稱晉升目標(biāo)，使居民生活、工作更有方向、更有追求、更有動力。當(dāng)然，在追求目標(biāo)的過程中居民應(yīng)以積極的心態(tài)適應(yīng)社會環(huán)境、吸收社會正能量，及時消除負面想法和情緒，樂觀應(yīng)對自身、環(huán)境壓力。此外，當(dāng)前大多數(shù)居民處于亞健康狀態(tài)，健康應(yīng)當(dāng)成為新世紀(jì)居民的基本目標(biāo)，社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)機構(gòu)應(yīng)周期性舉辦健康教育講座等健康宣教活動，向居民宣傳健康理念，引導(dǎo)他們提高保健意識和疾病預(yù)防意識，積極參加體育鍛煉，倡導(dǎo)有益健康的行為、生活方式，使廣大居民關(guān)注健康、管理健康甚至投資健康，促進健康素質(zhì)提升。

3.2 多重線性回歸分析、路徑分析比較結(jié)果的差異

第一，兩種分析方法不同之處首先表現(xiàn)在路徑分析中壓力應(yīng)對方式對幸福感指數(shù)的總效應(yīng)除了包括直接效應(yīng)，還包括興趣愛好、未來目標(biāo)通過它對幸福感指數(shù)的間接效應(yīng)，其中表現(xiàn)壓力應(yīng)對方式對幸福感指數(shù)直接效應(yīng)的路徑系數(shù)(標(biāo)準(zhǔn)化估計系數(shù))與它在線性回歸方程中的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)相近。同理，未來目標(biāo)對幸福感指數(shù)的總效應(yīng)包括直接效應(yīng)和年齡、個人月收入、受教育程度通過它對幸福感指數(shù)的間接效應(yīng)。

第二，進入線性回歸模型的城鄉(xiāng)居住地和休閑時間并沒有進入路徑分析模型。本研究設(shè)立居住地變量以區(qū)分不同居住地來源、反映城鄉(xiāng)自然、社會環(huán)境的差異，但居住地與受教育程度、個人月收入、興趣愛好等多個因素的相關(guān)性不是很強，作者出于簡化路徑模型中變量個數(shù)和構(gòu)建較理想擬合度模型的需要，放棄了對城鄉(xiāng)居住地差異與其它變量間因果關(guān)系的探討，因而居住地未進入路徑分析。然而，之前研究表明，與城鄉(xiāng)居住地相關(guān)的自然景觀［24］、環(huán)境污染［25］以及住房空間［26］等都可能影響幸福感，本研究不同城鄉(xiāng)居住地對主觀幸福感的影響沒有統(tǒng)計學(xué)差異，可能與近幾年該地農(nóng)村居民人均支配收入的穩(wěn)定增長使城鄉(xiāng)收入差距縮小及農(nóng)村恬靜的自然環(huán)境、濃厚的風(fēng)土人情有關(guān)。休閑時間未被納入路徑模型，盡管休閑時間與模型中一些變量之間具有相關(guān)性，但可能他們之間的因果聯(lián)系不是很強，影響了對模型擬合度的評價，作者將其排除在模型之外。但休閑與幸福感關(guān)系的其它研究表明，參加休閑活動可增加身心健康利益和獲得快樂、積極情緒［27］。

第三，年齡沒有進入回歸方程卻進入路徑模型。如圖1 所示，年齡可直接通過自評健康狀況間接影響幸福感指數(shù)，也可直接或間接通過興趣愛好、未來目標(biāo)、壓力應(yīng)對方式等其他因素間接影響自評健康狀況，最終作用于幸福感指數(shù)。年齡與健康狀況關(guān)系密切，年齡相關(guān)客觀健康狀況的下降會影響人們對健康的自我評價，從而降低幸福感。另一方面，如本研究表明，不同年齡段個體自評健康狀況也受到興趣愛好、壓力應(yīng)對方式、未來目標(biāo)等因素的間接影響。此外，個人月收入和受教育程度未進入回歸方程，但在路徑分析模型中對幸福感指數(shù)的間接效應(yīng)為-0.04、0.10，提示我們不能忽視個人月收入和受教育程度這些客觀指標(biāo)對居民主觀幸福感的影響。

以上對比發(fā)現(xiàn)，興趣愛好、居住地、休閑時間、年齡、受教育程度、個人月收入對幸福感指數(shù)的影響小于未來目標(biāo)、壓力應(yīng)對方式、自評健康狀況，但我們不能孤立地強調(diào)某幾個因素對居民幸福感的影響，主觀幸福感是個體生理、心理、社會因素等多個內(nèi)外部因素共同作用的結(jié)果，不同因素對主觀幸福感的作用大小不同且各因素間可以相互作用、相互影響。因此，居民還應(yīng)注意合理安排休閑時間和培養(yǎng)多種興趣愛好，有意識地從繁忙工作中抽出時間放松身心，通過參與體育活動、健康的休閑娛樂活動和發(fā)展興趣愛好等調(diào)節(jié)生活、工作壓力，豐富業(yè)余生活和陶冶情趣、情操。年齡對幸福感的影響不容忽視，趙娜等人［28］研究表明，老中青三代人的生活滿意度、抑郁水平、社會支持度有明顯差異。由于不同年齡段居民軀體功能狀況、階段性任務(wù)和挑戰(zhàn)不同，他們在不同人生階段過渡期應(yīng)學(xué)會靈活調(diào)整社會角色、調(diào)節(jié)心理預(yù)期和壓力應(yīng)對方式，特別是老年人應(yīng)學(xué)會積極應(yīng)對老齡化帶來的各種問題，主動參與社區(qū)活動，體現(xiàn)自己的價值、增加成就感。家人和社會應(yīng)多給予老人社會支持，使他們減少抑郁、逃避等消極情緒，愉快地度過晚年生活。此外，國家經(jīng)濟的發(fā)展、居民個人收入的提高和文化水平的提升是居民幸福感水平增加的重要保障。

綜合而言，多重回歸分析主要解決多個自變量對一個連續(xù)型因變量預(yù)測的問題，它所假設(shè)的因果關(guān)系不存在多環(huán)節(jié)因果結(jié)構(gòu)，本文探討未來目標(biāo)、壓力應(yīng)對方式、自評健康狀況、興趣愛好等因素對幸福感的作用是假設(shè)為并列存在的，只能得到每個因素對居民幸福感指數(shù)的單獨凈作用。路徑分析可以通過因果關(guān)系模型深入探討不同因素之間及其與居民幸福感指數(shù)的作用方式、作用強度，將這些因素對居民幸福感指數(shù)的作用分解為上述凈作用(直接效應(yīng))和各種形式的間接作用，有利于居民主觀幸福感影響機制的理解及指導(dǎo)居民提升幸福感?？傊陨戏治霰砻?，兩種方法各有側(cè)重，結(jié)果可以相互印證與補充，日后研究心理問題時可以加以靈活利用。

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