張云橋

（中央財經(jīng)大學社會與心理學院，北京 102206）

當前世界各國在關注經(jīng)濟發(fā)展的同時，越來越將注意力轉向國民幸福問題。隨著中國30多年的改革開放，我國的經(jīng)濟發(fā)展取得了巨大的成就，但是我國居民的幸福感是否隨著我國經(jīng)濟的飛速發(fā)展而顯著提高呢？央視的一個特別調查節(jié)目曾就人們是否幸福發(fā)問，這引發(fā)了當代中國人對幸福的思考，這也在一定程度上意味著我國主觀幸福感的研究從學術范圍進入了大眾視野。

幸福感是測度人們幸福與否及感覺幸福的程度的重要指標。關于主觀幸福感(Subject Well-being,SWB)，目前大多數(shù)學者認同迪納（Diener,1984）對其的定義：主觀幸福感特指評價者個體依據(jù)自定的標準對其生活質量的整體的評價和評估，它有三個基本的特點：第一是主觀性，即以評價者內定的標準為主；第二是穩(wěn)定性，主要表現(xiàn)為使一個相對穩(wěn)定的長期值，包括情感反應和生活滿意度；第三是整體性，也就是說評價者對自己生活質量的綜合性評價，同樣包括情感感受和認知判斷。影響個體主觀幸福感的因素多種多樣，而婚姻作為最緊密的社會關系，對個體的幸福感的影響十分顯著?；橐鲇兄谔岣邆€體的主觀幸福感，這一點也得到了許多西方研究者的反復證實（Glenn,1975;Campbell,1976;Brown et al.,1995）。不過也有一些研究發(fā)現(xiàn)了婚姻與主觀幸福感之間相關性較弱。威廉(William et al.,1985)的研究表明婚姻狀況與主觀幸福感之間雖然存在正相關關系但比預想的要微弱得多。我國學術界也十分重視婚姻家庭方面的研究，但關于我國居民婚姻狀況和主觀幸福的探究比較少，并且研究結果各有不同。我國學者邢占軍的研究結果顯示，總體上在城市樣本中單身未婚群體的主觀幸福感顯著高于已婚的生活群體，該研究還進一步探究了性別對婚姻與幸福感關系之間的影響，研究發(fā)現(xiàn)婚姻狀況對于男性主觀幸福感的影響是正向的，而對于女性則相反。

本研究利用中國綜合調查 （CGSS）2013的數(shù)據(jù)試圖探討個體婚姻狀態(tài)與幸福感之間的關系，本文將集體討論的問題是：處于不同婚姻狀態(tài)的個體的主觀幸福感是否有差異？是否處于在婚狀態(tài)的個體的主觀幸福感要高于非在婚個體的主觀幸福感？

對婚姻與主觀幸福感的實證分析，一方面可以了解我國轉型時期國民的婚姻生活的幸福程度及影響因素；另一方面為提高我國居民的主觀幸福感提供某些實證支持?；诖?，本文提出以下研究假設。

（1）處于不同婚姻狀態(tài)的個體的主觀幸福感存在顯著差異，處于在婚狀態(tài)的個體的主觀幸福感要高于非在婚個體的主觀幸福感。

（2）主觀幸福感是婚姻狀態(tài)與其他多種因素綜合影響的結果。

1 研究方法

1.1 數(shù)據(jù)

本研究采用2013年中國綜合社會調查數(shù)據(jù)（Chinese General Social Survey,縮寫為 CGSS）。CGSS 是中國第一個全國性、綜合性、連續(xù)性的大型社會調查項目。2013年度的CGSS調查在全國共調查了480個村/居委會，每個村/居委會調查25個家庭，每個家庭隨機調查1人，總樣本量約為12000。本研究在對數(shù)據(jù)進行處理后，最終獲得10975個有效樣本。

1.2 變量

1.2.1 因變量

本研究的因變量是主觀幸福感，選用問卷中的“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”的問題。測量中的回答有五項“非常不幸福、比較不幸福、說不上幸福不幸福、比較幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！?。由于回答“非常不幸?！钡谋壤齼H為1.54%，可能會導致統(tǒng)計估計有偏，所以在數(shù)據(jù)處理時，將“非常不幸福”并入“比較不幸?！薄Ｗ詈螅瓉淼?等級的變量變?yōu)?個等級，即“1=比較不幸福、2=說不上幸福不幸福、3=比較幸福、4=非常不幸?！?。

1.2.2 自變量

婚姻狀況。使用問卷中的“您目前的婚姻狀況是？”的問題。測量中的回答有七項“未婚、同居、初婚有配偶、再婚有配偶、分居未離婚、離婚”和“喪偶”。由于部分回答所占比例較低（例如“同居”占0.79%，“分居未離婚”占0.31%），并且本研究主要探究處于在婚狀態(tài)和處于非在婚狀態(tài)個體主觀幸福感的差異，所以出于研究需要本研究將婚姻狀態(tài)分為非在婚狀態(tài)（同居、未婚、離婚、喪偶）和在婚狀態(tài)（初婚有配偶、再婚有配偶、分居未離婚)，分別編碼為0和1。

1.2.3 控制變量

關于控制變量，根據(jù)文獻綜述、相關的社會理論和單變量Wald檢驗，本文選擇的控制變量有：性別、年齡、宗教信仰、子女數(shù)量、健康狀況和教育以及家庭收入七項控制變量。在運用回歸模型時，本研究對數(shù)據(jù)進行了如下處理。

性別：在CGSS2013原始數(shù)據(jù)中，男性和女性變量的賦值分別為1和2，出于分析比較的便利，本文在變量處理時將女性賦值為0作為參照組，男性賦值為1。

年齡：諸多研究結論表明，年齡與主觀幸福感水平之間不是簡單的線性關系，而是存在著U型關系，年齡大的個人和年齡小的個人與其他年齡段的人相比擁有較高的主觀幸福感。將年齡納入分析，由于CGSS2013并未直接問及調查者的年齡，所以計算得出被訪者年齡。

宗教信仰：諸多研究發(fā)現(xiàn)，宗教信仰與主觀幸福感有一定程度的正相關關系。本研究將宗教信仰納入模型分析，并對其原始數(shù)據(jù)進行重新編碼，將無宗教信仰的賦值為0作為參照組，有宗教信仰的賦值為1。

子女數(shù)量：由于問卷并沒有直接訪問被訪者子女的數(shù)量，而是分別問及了被訪者的兒子數(shù)和女兒數(shù)，因此研究使用的子女數(shù)量為兒子數(shù)和女兒數(shù)的加總獲得。

健康狀況：使用問卷中的“您覺得您目前的身體健康狀況是？”的問題，這個問題主要是對被訪者健康自評的測量。其測量的回答有“很不健康、比較不健康、一般”、比較健康、很健康”五項，這五項答案分別賦值為1、2、3、4、5。

教育：使用問卷中的 “您目前的最高教育程度是（包括目前在讀的）”，由于測量的回答有14項，并且部分回答所占比例極小，所以出于研究需要，將受教育程度分為“小學及以下、初中、高中及中專、大專及以上”四類，對其分別賦值為 1、2、3、4。

家庭收入：由于家庭收入呈偏態(tài)，對家庭收入取對數(shù)納入模型。

1.3 研究方法

由于考察的因變量主觀幸福感為定序變量 （1=比較不幸福，2=說不上幸福不幸福，3=比較幸福，4=非常幸福），所以本研究首先考慮對其采用定序變量logit模型進行分析，但是定序logit模型背后隱含著一個基本假定，即等比例發(fā)生風險假設，也就是說每個次序類別的結果之間，自變量對因變量的發(fā)生風險的影響是相等的，從一個累計次序到另一個累積次序之間可以得到一致的回歸系數(shù)，也稱平行假定（parallel lines assumption)。本研究首先進行了等比例發(fā)生風險假設檢驗，并未通過該檢驗。并且考慮到研究的基本關注點在與結果類別上的差異及自變量對這些差異的影響，基于以上兩點，本研究最終選擇了多分類logit模型對變量進行回歸，不過這在一定程度上會減弱估計的精度。

在多分類logit模型中，因變量為主觀幸福感，即比較不幸福、說不上幸福不幸福、比較幸福和非常幸福，自變量為婚姻狀態(tài)，即在婚狀態(tài)與非在婚狀態(tài)。本研究對控制變量的納入分兩個模型進行，模型一首先納入了婚姻狀態(tài)、性別、年齡、宗教信仰、健康狀況和子女數(shù)量；模型二在模型一的基礎上將教育和家庭收入納入分析。

2 結果分析

2.1 描述性統(tǒng)計分析

從數(shù)據(jù)描述性分析來看，調查樣本的年齡基本上處于32～65歲之間，其中男性和女性各占大約一半的比例，有宗教信仰的僅占11%左右，大部分被訪者都是沒有宗教信仰的；樣本平均擁有的子女數(shù)量大約為2個；在所有調查樣本中，健康狀況的平均值為3.72，這說明樣本中大多數(shù)人都選擇了“比較健康”這個選項。從受教育水平的描述性統(tǒng)計來看，過半以上的被調查者受教育水平處于初中以下，高中以上的被調查者大約占36%；對家庭收入取對數(shù)后，家庭收入的平均值為11.19，見表 1。

再來看因變量主觀幸福感，大多數(shù)（58.59%）被訪者都認為自己的生活比較幸福，處于不幸福和幸福之間的占18.60%，非常幸福的占13.86%，比較不幸福的樣本所占比例較少，僅占8.95%；自變量婚姻狀態(tài)，非在婚者占21.4%，在婚者占78.6%，可見樣本中大多數(shù)人都是處于婚姻狀態(tài)的。

2.2 回歸分析

為了驗證婚姻狀態(tài)對主觀幸福感的影響，我們采用多分類logit模型對婚姻狀態(tài)與主觀幸福進行檢驗，模型一首先納入了婚姻狀態(tài)、性別、年齡、宗教信仰、健康狀況和子女數(shù)量；模型二在模型一的基礎上將教育和家庭收入納入分析。從表2整體的回歸結果看，大部分變量的系數(shù)都是顯著的，自變量婚姻狀況在1%的置信水平下都是顯著的。

由回歸分析可知，總體而言，婚姻狀態(tài)對主觀幸福感有顯著影響，并且處于在婚狀態(tài)的個體要比處于非在婚狀態(tài)的個體的主觀幸福感要高（假設1）；其他控制變量，性別、年齡、健康狀況、子女數(shù)量、教育和家庭收入對主觀幸福感都有顯著影響，主觀幸福感是婚姻狀態(tài)與其它多種因素綜合影響的結果（假設2）。這就驗證了本研究的兩個假設。

2.2.1 婚姻狀態(tài)與主觀幸福感

婚姻變量是本研究的主要自變量，在本文中婚姻是分為“在婚狀態(tài)”和“非在婚狀態(tài)”兩類，分別賦值為1和0。無論是在模型一種還是在模型一的基礎上納入教育和家庭收入的模型二中，婚姻狀況的系數(shù)都是顯著的，所以以模型二來作為最終的解釋結果。

具體來看，對于處于在婚狀態(tài)的個體而言②，選擇“說不上幸福不幸福、比較幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！边@三個選項相較于參照組“比較不幸?！钡陌l(fā)生風險比非在婚狀態(tài)的個體要高，分別是非在婚狀態(tài)的1.53倍③、2.26倍和1.69倍。也就是說，處于在婚狀態(tài)的個體選擇其他三項的發(fā)生風險都要比非在婚狀態(tài)的個體高，所以在控制其他變量的條件下，處于在婚狀態(tài)的個體比非在婚狀態(tài)的個體更傾向于選擇幸福的選項選擇。再者，處于在婚狀態(tài)的個體選擇“比較幸?！钡倪x項要比“說不上幸福不幸?！钡倪x項的發(fā)生比高了0.72倍，同樣說明處于在婚狀態(tài)的個體傾向于選擇更為幸福的選項。由此我們可以得出結論處于在婚狀態(tài)的個體比處于非在婚狀態(tài)的個體的主觀幸福感要高。

2.2.2 其他控制變量與主觀幸福感

其他控制變量，如性別、年齡、健康狀況、子女數(shù)量以及教育和收入對主觀幸福感都有顯著影響，不過宗教信仰的影響較小，宗教信仰對“非常幸?！钡倪x項在5%的水平下影響顯著，可能是由于樣本中信仰宗教的人數(shù)較少導致結果的不顯著，見表2。

表1 回歸模型中變量的選取、編碼及描述

表2 婚姻狀況對主觀幸福的多分類logit回歸模型

3 結語

本研究利用CGSS2013數(shù)據(jù)，對婚姻狀態(tài)和主觀幸福感進行了實證分析，探究婚姻對主觀幸福感的影響機制，在此基礎上研究分別納入性別、年齡、宗教信仰、子女數(shù)量、健康狀況以及教育和收入控制變量，利用多分類logit模型進行回歸分析，驗證了本研究的研究假設，同時得出以下結論。

相對來說，我國國民的主觀幸福感總體還是比較高的（“比較幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！闭?2.45%），主觀幸福感受到多種因素的共同影響。

婚姻狀態(tài)是本文的自變量，分析結果表明，婚姻對主觀幸福感有顯著影響，處于在婚狀態(tài)的個體比處于非在婚狀態(tài)的個體的主觀幸福感要高；其他控制變量，性別、年齡、健康狀況、子女數(shù)量、教育和家庭收入對主觀幸福感都有顯著影響，可見主觀幸福感是婚姻狀態(tài)與其他人口學變量及社會因素綜合影響的結果。

婚姻對主觀幸福感的積極影響，社會學、心理學和經(jīng)濟學等相關學科都發(fā)展了眾多的理論來對此進行解釋，如社會學者的社會支持和社會選擇理論，心理學者的需要層次理論，以及經(jīng)濟學者的資源理論等?；橐龅摹氨Ｗo效應”可以幫助人們走出生活的困境、得到情感和經(jīng)濟的支持、享受養(yǎng)育子女為人父母的愉悅等，所以婚姻對個人幸福感有積極影響。但是由于社會文化背景的差異以及個體因素，幸福感與婚姻之間的關系錯綜復雜，并非僅僅可以簡單地像現(xiàn)有文獻及本文研究結果揭示的單純的處于婚姻狀態(tài)的人士比處于非婚狀態(tài)的人士的幸福感的水平要高。幸福感還受多方面因素的影響，本文僅僅將有關的微觀層面?zhèn)€體因素納入模型的分析中，而宏觀層面的國家政策、社會背景和價值觀念等因素的影響，本文并沒有考慮在內，這也是本文的不足之處，這需要相關研究的進一步探究。

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