李婷

摘 要：（中）摘要利用年齡、時期和隊列分析方法探索了我國居民主觀幸福感的變遷及其影響因素?；贑GSS 2003—2013的數(shù)據(jù)分析顯示，雖然受經(jīng)濟發(fā)展的推動，我國居民的總體幸福感在近十年內(nèi)呈現(xiàn)單調(diào)上升的態(tài)勢，然而它們在不同隊列之間卻存在較大的差異。隊列趨勢呈現(xiàn)出兩高（20世紀(jì)40和70年代末）和一低（20世紀(jì)60年代初）的狀態(tài)。受戶籍制度影響城鄉(xiāng)間的差異自“50后”的隊列開始逐漸拉大。性別間的差異受男性和女性在不同隊列間結(jié)婚率的影響，自1968年隊列逐漸分化。受過高等教育群體的幸福感一直高于其他群體，但是這種差別自“80后”的隊列開始呈縮小的趨勢。研究顯示宏觀社會變遷對個體幸福感的影響會與個體的生命歷程發(fā)生交互作用，從而對人群產(chǎn)生分化結(jié)果。

關(guān)鍵詞：（中）關(guān)鍵詞主觀幸福感；年齡—時期—隊列分析；生命歷程

中圖分類號：（中）中圖分類號C91-03 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-4149（2018）01-0090-13

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2018.01.009

Abstract：（英）摘要Our study utilized a newly developed ageperiodcohort method to explore the pure effects of Chinese residents subjective wellbeing along the period and cohort dimension as well as their determinants based on the data from CGSS 2003—2013. It is found that while the monotonic increase of Chinas subjective wellbeing in recent years is consistent with previous literature， the cohort pattern is more significant and meaningful. The basic cohort trend exhibits two peaks （1940s and late 1970s） and one trough （1960s）. Further stratification analyses reveal that the urbanrural difference in subjective wellbeing expands since the cohort of the post 50s. The marriage rate can well explain the patterns of the two genders subjective wellbeing which diverge after the cohort 1968. Finally， although the population who completed higher education yield a consistent higher subjective wellbeing score， such gradient is significantly cut since the post 80s. Our findings suggest that the macro history events and social changes can play a significant role on individuals subjective wellbeing， and such influence can interact with individuals life course to further differentiate the population.

一、 引言

居民的主觀幸福感一直以來不僅是社會輿論關(guān)注的重要話題，也是社會科學(xué)領(lǐng)域研究的熱點問題。作為一個全面性指標(biāo)，主觀幸福感反映了一個社會的綜合發(fā)展水平，而幸福感的變化趨勢在一定程度上體現(xiàn)出社會的發(fā)展進程。自中華人民共和國成立以來，在短短的60多年間，我國經(jīng)歷了重大的歷史變遷與社會轉(zhuǎn)型。在這樣一個背景下，我國居民主觀幸福感的變化趨勢作為這些復(fù)雜變化的一個載體，在一定程度上提供了一個視角來研究這些轉(zhuǎn)變以及它們是如何影響到個體居民生活的。因此，這個領(lǐng)域一直是眾多學(xué)者關(guān)注的焦點[1-3]。

受伊斯特林（Easterlin）提出的“幸福悖論”的影響[4]，相關(guān)研究特別關(guān)注特定經(jīng)濟發(fā)展水平下，主觀幸福感的時期變化趨勢。伊斯特林本身關(guān)于經(jīng)濟的增長并不一定會帶來國民整體幸福感上升的論斷充滿爭議，我國居民主觀幸福感的研究，特別是其在社會轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟快速發(fā)展時期的變化趨勢也充滿不確定性，因而一樣充滿爭議。利用不同的數(shù)據(jù)，研究者給出了截然不同的結(jié)果，包括持續(xù)上升、持續(xù)下降、保持不變和先降后升等趨勢[1-3， 5-6]。這些時期趨勢的差異可能緣于所涵蓋的歷史階段略有不同以及樣本選取上的差異等[3]。但是這些研究都忽略了一個重要因素，即年齡、隊列和時期的交互作用可能會影響觀察到的趨勢。此外，這類研究過分聚焦于時期趨勢，而忽視主觀幸福感在其他時間維度上特別是隊列上的變化趨勢。在社會越來越關(guān)注平等的今天，代際間的不同經(jīng)歷以及它們在塑造幸福感上的作用也受到了大眾的熱切關(guān)注。

在趨勢研究中雖然我們可以主要關(guān)注一種時間維度，例如，幸福感隨時期的變化，但是在實際研究中會不可避免地同時涉及年齡、時期和隊列三種維度。當(dāng)忽略年齡和隊列而討論時期變化時，其潛在的假設(shè)是，對于每一個觀測時期，年齡和隊列的構(gòu)成基本相似或者不同的年齡和隊列不會對觀測的因變量產(chǎn)生分化影響[7]。而在現(xiàn)實情況中，這樣的假設(shè)常常不成立，那么我們觀察到的主觀幸福感隨時期的變化可能還混入了因為隊列構(gòu)成不同所產(chǎn)生的隊列效應(yīng)。因此，要真正了解主觀幸福感在時期維度上的變化，需要分離出其中可能的隊列和年齡效應(yīng)，也就是進行所謂的年齡、時期和隊列（APC）分析。endprint

當(dāng)然進行APC分析的目的不僅僅限于對趨勢的獲取上。獲得真實的年齡、時期和隊列效應(yīng)對理解趨勢的形成機制及其影響因素具有重要的意義。年齡效應(yīng)通常指代與生理年齡改變相關(guān)的生理、心理及社會地位轉(zhuǎn)變所引起的變化。在本文中，年齡效應(yīng)反映了由年齡主導(dǎo)的身體機能的改變以及社會角色的轉(zhuǎn)換等內(nèi)在力量對個人生活滿意度的影響。時期效應(yīng)代表著與時期變化相聯(lián)系的改變，它們通常是由外部環(huán)境因素在某個時期的瞬時作用所引起的，包括特殊歷史事件、社會經(jīng)濟環(huán)境的改變以及新技術(shù)的突破等。時期效應(yīng)最顯著的特征是它的影響力會一致地波及同一個時期所有年齡段的人群。眾多研究所關(guān)心的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生的影響通常以時期效應(yīng)的方式直接作用在個體的幸福感上。隊列效應(yīng)，則體現(xiàn)在它的影響集中在對同一時間出生的群體上。這些個體共同經(jīng)歷的一些歷史事件或者社會變遷，逐漸在他們身上產(chǎn)生相同的烙印，以外力（例如社會重大事件）與內(nèi)力（例如個體發(fā)展過程）交互作用的方式通過緩慢積累或者延遲發(fā)生來對個體幸福感產(chǎn)生影響。

可以看出，幸福感在不同時間維度上的趨勢有其獨特意義。過分聚焦時期維度，會在一定程度上忽略驅(qū)動幸福感變化的一些重要機制以及對整體趨勢的解讀。特別的，在對我國居民主觀幸福感趨勢的研究中引入隊列維度具有重要意義。因為針對我國居民主觀幸福感的調(diào)查所涵蓋的時期都相對較短（大部分在20世紀(jì)90年代以后），而通過對隊列的劃分，可以利用同樣的數(shù)據(jù)獲得幸福感在更長時間范圍內(nèi)的變化趨勢，因而可以在更大時間尺度上關(guān)注宏觀因素的歷史作用。但正如上面所討論的，宏觀因素在時期和隊列上的作用機制是有差異的。如果說時期趨勢體現(xiàn)了外部因素的瞬時效應(yīng)，那么隊列趨勢則反映了外部因素與個體內(nèi)在發(fā)展的交互作用，即外部的歷史因素作用于不同生命階段的個體，從而對人群產(chǎn)生了分化。因此，我們需要用生命歷程的視角來解釋這些宏觀因素在隊列中的效用。

要同時估計年齡、時期和隊列的趨勢效應(yīng)，并且破除它們之間的相互干擾因素，需要進行APC分析。但在實際應(yīng)用中要執(zhí)行有效的APC模型非常困難，其主要原因是APC這三個維度間的完全共線性，即只要知道三個因素中的任意兩個，第三個因素將會被唯一決定。因此，普通線性分析無法得出三者的唯一解。這就是APC分析中著名的“不確定性問題（identification problem）”。近些年來，APC分析有了一些新發(fā)展，其中最具代表性的是楊揚（Yang）和蘭德（Land）提出的以分層隨機效應(yīng)模型方法來解決共線性問題[8]。這種方法不僅開啟了APC分析的新思路，也可以更直接方便地用來分析以問卷調(diào)查為基礎(chǔ)的微觀數(shù)據(jù)。楊揚利用該模型分析了美國居民主觀幸福感的時期和隊列趨勢，并驗證了作為隊列因素的“嬰兒潮（baby boom）”對主觀幸福感的負(fù)面影響[9]。本文將把這種APC方法運用到調(diào)查規(guī)模較大且期數(shù)較多的中國社會綜合調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）上來分析我國居民主觀幸福感在多個維度上的趨勢及其影響因素，將重點關(guān)注幸福感的隊列差異，并由此初步探討近幾十年來的社會發(fā)展與轉(zhuǎn)型的宏觀過程是如何塑造這些差異的。同時，我們也將進一步分析這些趨勢是否在重要的社會分層因素上（例如，戶口、性別和教育程度）產(chǎn)生分化和其中所蘊含的機制。

二、 數(shù)據(jù)與方法

1.數(shù)據(jù)

本研究所用數(shù)據(jù)來自中國社會綜合調(diào)查（CGSS）的2003、2005、2006、2008、2010和2013年總共6次抽樣調(diào)查，對應(yīng)6個觀測時期。有效樣本為41462個（變量無缺失），覆蓋年齡段從18歲到98歲，對應(yīng)的出生隊列年份為1910年到1995年。

2.變量

研究中最關(guān)鍵的因變量是基于CGSS問卷中對居民生活幸福感的問題。調(diào)查年份相關(guān)問題的設(shè)置雖略有差異，但是前述研究已經(jīng)證實了這些問題的可比性和兼容性[3]。由此構(gòu)建出關(guān)于主觀幸福感的變量，共有1—5個取值，分別對應(yīng)于“非常不幸?！?、“比較不幸?！薄ⅰ罢f不上幸福不幸?！薄ⅰ氨容^幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！?。該變量是序次變量，但是在后面的模型中， Logistic模型和線性模型的結(jié)果比較類似。為了結(jié)果展示和解釋的直觀性，把它處理成連續(xù)變量。

文中所關(guān)心的時間維度變量為年齡（18—98歲）、觀測時期（2003、2005、2006、2008、2010和2013年）以及出生隊列。由于分析方法的需要，我們把出生隊列進行分組。除去出生早于1920年以及晚于1992年的個體分別單獨為一個隊列以外，臨近的三個出生年份被歸為一個隊列組，一共獲得25個隊列組。其他的分組方法（兩年一組和五年一組）也經(jīng)過了測試，結(jié)果差異不大，其中三年為一組的方式在信息的豐富性和模型的經(jīng)濟性方面達(dá)成了較好的平衡。另外選取三年為一組也是從文化上考慮，依據(jù)的是傳統(tǒng)上認(rèn)為的“三年一代溝”。

其他自變量的選擇依據(jù)已有研究[3]和6期調(diào)查數(shù)據(jù)的連續(xù)可及性可分為基本人口特征變量（性別、民族、戶口類型）、社會資本和關(guān)系變量（政治身份、工作情況、婚姻狀況），以及社會經(jīng)濟地位變量（受教育程度、個人年收入、主觀社會地位、與以前比較地位變化）。所有相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果參見表1。除此之外，我們還添加了一個時期層面的變量（人均GDP在對應(yīng)時期年份的增量）用以檢驗經(jīng)濟發(fā)展程度是不是我國居民主觀幸福感在近十年以來持續(xù)上升的推動力量。對控制變量的操作化相對簡單，例如，僅考慮是否在職和是否在一段婚姻關(guān)系中，而沒有細(xì)分職業(yè)和婚姻狀態(tài)。這是為了更聚焦到趨勢和主要變量的討論中。也嘗試加入更細(xì)化的測量，結(jié)果對趨勢完全沒有影響。

3.方法

APC分析因其三者天然的共線性而無法獲得有效分解。近年來，一個比較突出的解決方法是楊揚和蘭德提出的分層APC交叉分類隨機效應(yīng)模型（Hierarchical APCCrossClassified Random Effects Models， HAPCCCREM）[8]。此模型假設(shè)APC三元素中，年齡為固定效應(yīng)，時期和隊列為隨機效應(yīng)。這種構(gòu)成打破了三者的簡單線性關(guān)系，使得APC互相間的線性約束不再成為問題。具體來說，分層隨機模型使得三元素不再處于同一個層面，而是產(chǎn)生了嵌套關(guān)系。這樣高階層面的時間維度在某種意義上變成了環(huán)境變量，它對個體層面的影響體現(xiàn)在對回歸系數(shù)和截距的影響上。另一個突出的優(yōu)點是，該方法可以直接用在微觀調(diào)查數(shù)據(jù)上，從而大大拓寬了APC方法的使用范圍。endprint

具體來說，這個方法利用重復(fù)測量的橫截面數(shù)據(jù)，首先，把隊列組合成一系列隊列組（在此研究中三年分為一個隊列組），每個隊列組的長度應(yīng)該是兩年或者兩年以上。如果是單年隊列同時對應(yīng)單年時期，那么在每一個隊列x時期的小格子里都只有一個年齡組，無法完成分層效應(yīng)的估計。當(dāng)把幾個隊列合并成一個隊列組時，所暗含的假設(shè)是這些組內(nèi)的隊列效應(yīng)相同或者非常相似。其次，把數(shù)據(jù)排列成隊列組x時期的形式。我們一共有25個隊列組和6個時期形成25×6的數(shù)據(jù)矩陣。每一個個體測量數(shù)據(jù)會根據(jù)自己所屬的隊列組與時期被納入對應(yīng)的小格子里，形成嵌入式的分層數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。

依據(jù)以上說明，HAPCCCREM方法的數(shù)學(xué)表達(dá)式如下。

三、 分析結(jié)果

1.APC基本趨勢

基于分層模型的APC基本趨勢（公式（3））對應(yīng)于表2中的模型1—3。模型1主要控制了代表人口特征的基本變量，模型2則加入了所有個體層面的控制變量，模型3在模型2的基礎(chǔ)上添加了時期層面的變量，即人均GDP的增量。需要說明的是，在時期層面可能影響幸福感的因素遠(yuǎn)不止人均GDP增量，本研究中為了驗證前述研究關(guān)于經(jīng)濟發(fā)展對我國近十幾年來居民主觀幸福感的提升作用，同時也為了后續(xù)部分集中對隊列趨勢的討論，只考慮人均GDP增量這一個時期層面變量。

作為固定效應(yīng)的年齡變量在模型1—3中的趨勢比較穩(wěn)定，均成“U”型，表示隨年齡增長主觀幸福感先下降再上升，在40到50歲之間達(dá)到最低值，與前面關(guān)于中國幸福感研究結(jié)果類似[2，10]。

關(guān)于時期和隊列的趨勢，我們需要首先通過隨機效應(yīng)方差的估計結(jié)果來判斷其顯著性。在基本模型1中，時期效應(yīng)呈邊際顯著趨勢（p=0.057）。在模型2中加入的其他個體層面的控制變量也并沒有對該趨勢產(chǎn)生顯著影響。如圖1（a）所示，在模型1中，時期效應(yīng)隨年份的推進呈單調(diào)上升趨勢，表示居民的主觀幸福感在近十年不斷提高。在模型3中，我們考慮加入時期層面的變量，即每個時期年份所對應(yīng)的人均GDP增量，用以檢驗主觀幸福感在時期維度上的增長機制。模型3時期效應(yīng)方差的顯著性已大大降低（p=0.090），如圖1（b）所示，此時時期效應(yīng)的趨勢線已經(jīng)接近平直。這在一定程度上證實了GDP的增長速度是主觀幸福感隨時期提升的主要動力。關(guān)于時期趨勢的結(jié)果也并不出人意料，與前面研究結(jié)論類似，經(jīng)濟發(fā)展作為外生力量起到了主要推動作用。本研究用更加嚴(yán)格的模型在控制了年齡和隊列效應(yīng)的基礎(chǔ)上再次證實了這一結(jié)論。

比起備受關(guān)注的時期趨勢，我國居民主觀幸福感在隊列維度上的變化更顯著（p=0.022），且其顯著性并不受其他控制變量和人均GDP增量的影響。如圖2（a）所示，在只控制了基本人口學(xué)變量的模型1中，隊列趨勢出現(xiàn)了兩個高峰。一個是以20世紀(jì)30年代至40年代中期為代表的出生隊列（雖略有起伏），另一個是以70年代中后期為代表的出生隊列。兩個峰值之間，形成一個低谷。主觀幸福感自1947—1949年隊列開始持續(xù)下降，到1959—1961年隊列到達(dá)最低點，此后開始反彈。

在模型3中加入所有控制變量以及人均GDP增量之后，隊列效應(yīng)并沒有消失（p=0.020），但是形狀趨勢有所改變。如圖2（b）所示，在控制了個體層面人口學(xué)特征、社會關(guān)系以及社會經(jīng)濟地位等主要因素后，整個20世紀(jì)

30—50年代出生隊列的主觀幸福感都處在高峰，但此后逐漸下降直至90年代后開始反彈。顯著的隊列趨勢說明仍舊有模型沒有控制的因素在主導(dǎo)隊列趨勢的變化。將在下面的分層趨勢分析中做進一步探討。

2.城鄉(xiāng)的隊列趨勢差異

除了對絕對趨勢的關(guān)注，本文也非常關(guān)注主觀幸福感在不同人群中趨勢走向的差異?；谖覈鴩?，城鄉(xiāng)的分層趨勢又是其中最重要的考量。在前面的方法部分也做過說明，可以考慮分層變量的時期或者隊列效應(yīng)，即對此變量的斜率引入相應(yīng)的隨機效應(yīng)。同樣可以根據(jù)對應(yīng)隨機效應(yīng)方差的顯著性來判斷該分層變量的類別之間是否在時期或者隊列趨勢上存在差異。

同時在基本模型中加入了對戶口斜率的時期和隊列的隨機效應(yīng)，但是只有戶口的隊列效應(yīng)顯著（p=0.018），表示城鄉(xiāng)居民的主觀幸福感在隊列趨勢上有顯著差異，而在時期趨勢上沒有區(qū)別。因此，在表2的模型4—6中我們僅保留戶口的隊列效應(yīng)。圖3（a）展示了在僅控制人口特征變量后，城鄉(xiāng)居民的主觀幸福感在隊列間的差異。雖然城鎮(zhèn)居民的幸福感持續(xù)高于農(nóng)村居民，但是這個差異在隊列間有先縮小后拉大的趨勢。差異最小的出生隊列是“50后”。

當(dāng)在模型5中進一步控制了個體的經(jīng)濟地位變量后（收入對數(shù)、主觀社會地位、與以前比較地位變化），隊列的截距效應(yīng)變得不顯著了（p=0.115），在這個模型中代表城鎮(zhèn)居民的隊列趨勢不再顯著。這說明了城鎮(zhèn)居民的主觀幸福感在隊列中的差異主要由個體的經(jīng)濟地位狀態(tài)所決定。但是城鄉(xiāng)居民在隊列間的差異仍然（在p<0.1的意義下）邊際顯著，甚至在控制了所有變量的模型6中，該差異又變得顯著（p=0.014）。由此證明，雖然個體的經(jīng)濟地位能解釋一部分城鄉(xiāng)間幸福感的差異，但是還有本文未能控制的因素在主導(dǎo)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民幸福感的隊列差異。由圖3（b） 可看出，在模型6中，“40后”和“50后”的城鄉(xiāng)居民在主觀幸福上基本沒有差別，但是自此以后城鄉(xiāng)開始分化，差距逐漸拉大直至整個“80后”。雖然“90后”出現(xiàn)了反彈，但是因為“90后”尚未完全進入社會，其影響機制可能與其他隊列存在差別。這樣的一種分化可能是由20世紀(jì)50年代所確立的戶籍制度造成了城鄉(xiāng)居民在戶口性質(zhì)及其所綁定的福利上的巨大累積差異所決定的。同時，可以發(fā)現(xiàn)模型3（圖2（b））中隊列的總趨勢實際上是由農(nóng)村居民的隊列變化所驅(qū)動的。也就是說，在控制了個體層面變量后，總?cè)巳旱年犃汹厔葑浴?0后”開始很可能受到了城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的影響。

3.性別的隊列趨勢差異

微觀因素的研究已經(jīng)顯示，在中國女性通常比男性有更高的主觀幸福感[10]，但本研究更感興趣的是男性和女性的主觀幸福感是否在時期或者隊列趨勢上存在差異。在模型中同時加入性別的隊列和時期隨機效應(yīng)，同樣只有隊列效應(yīng)顯著。因此，在表2的模型7—9中我們只保留性別的隊列效應(yīng)。endprint

表2的模型7顯示了在基本控制模型中，男性和女性主觀幸福感在隊列上的變化趨勢存在顯著差異（p=0.035）。借助圖4（a）可以發(fā)現(xiàn)男性和女性主觀幸福感在較早的出生隊列中沒有明顯差異，但是自1968年以后的出生隊列開始產(chǎn)生較大分化，女性和男性之間的差異開始拉大。

進一步在模型中加入控制變量，可以發(fā)現(xiàn)婚姻狀況（1=已婚，0=其他）這一個變量就可以很好地解釋性別間的隊列差異。如表2的模型8所示，性別的隊列效應(yīng)方差已經(jīng)不再顯著（p=0.148），而婚姻狀況顯著影響居民主觀幸福感，在婚姻中的個體會比非婚姻狀態(tài)的個體更幸福（p<0.001）。

在圖4（b）中，通過分隊列畫出“在婚率”（處在結(jié)婚狀態(tài)中的比例）來探索婚姻狀態(tài)對主觀幸福感的影響。在較老的隊列中（“60后”以前），女性在婚率明顯低于男性，這是因為女性喪偶比例較高。但是喪偶對女性主觀幸福感的影響并不明顯，因而在較老的隊列中男性與女性幸福感的差異也不明顯。已有文獻(xiàn)表明老年女性似乎在面對失去她們最親密的人（如配偶）時會比男性有著更強的心理承受力，因為對老年女性來說喪偶是一件概率更大的事。當(dāng)一種社會損失可以被預(yù)計時，會幫助女性減輕因驟然發(fā)生而產(chǎn)生的悲痛和壓力，從而減少對她們幸福感的影響[11]。值得關(guān)注的是，在婚率在先收斂之后，自1968年后出生的隊列開始再度分化，女性的在婚率在此后的隊列中持續(xù)高于男性。這部分可分為兩個階段來解釋，從1968年到1970年代后期的隊列中，男性較低的在婚率很有可能是生育率快速下降導(dǎo)致的婚姻擠壓現(xiàn)象造成的。郭志剛、鄧國勝通過人口年齡構(gòu)成論證了1969—1981年出生的男性會受到極為嚴(yán)重的婚姻擠壓[12]。這里的隊列分化趨勢基本吻合他們的分析。而此后隊列的性別差異，很大程度上是因為女性比男性更早進入婚姻狀態(tài)所引起的?？傊?，在模型7中持續(xù)分化的男性與女性主觀幸福感很大程度上是由于在對應(yīng)隊列中男性和女性在婚率的差異造成的。

4.不同教育群體的隊列趨勢差異

教育對個體主觀幸福感的作用不言而喻，受過良好教育的個體會擁有更高的幸福感。本文特別關(guān)注高等教育所帶來的幸福感上的優(yōu)越性是否會隨著時期或者隊列的推移而發(fā)生改變。在表2的模型10—12中，在個體層面加入一個教育程度的變量，即是否受過高等教育（1=是，0=否），并同時考慮此變量的時期和隊列的隨機效應(yīng)。同樣，該教育指示變量僅隊列效應(yīng)顯著，說明受過與沒有受過高等教育的人群主觀幸福感在時期走勢上沒有區(qū)別，但在隊列趨勢上差異顯著。

根據(jù)圖5所示，在只控制了基本變量的模型10中，受過高等教育的人群不出意料地表現(xiàn)出了較高的主觀幸福感?？墒沁@種差異自“80后”的出生隊列開始有了明顯的消減?？梢园l(fā)現(xiàn)，大部分在1980—1982年出生的隊列人群當(dāng)他們中學(xué)畢業(yè)時，正好趕上了1999年開始的高校擴招。當(dāng)我們在模型11中加入了“收入對數(shù)”、“主觀社會地位”、 “與以前比較地位變化”這一組表示個體社會經(jīng)濟地位的控制變量后，高等教育指示變量的隊列隨機效應(yīng)的顯著性有所下降（p=0.063）。在控制了所有協(xié)變量的模型12中，此隊列效應(yīng)的顯著性完全消失（p=0.410）。這說明了在受過高等教育的群體中，個體經(jīng)濟地位效益的相對下降是造成這個群體自“80后”出生隊列主觀幸福感下降的重要原因。當(dāng)大學(xué)生不再是“天之驕子”，找工作越來越難并且相對收入也下降時[13]，高校擴招在一定程度上降低了高等教育的回報從而導(dǎo)致受過高等教育的群體的主觀幸福感降低。這樣的結(jié)果也與前面研究關(guān)于教育回報在高等教育擴招前與擴招后對幸福感的不同影響[14-15]相一致。

四、 結(jié)論與討論

本文利用分層APC交叉分類隨機效應(yīng)模型，對我國居民主觀幸福感的年齡、時期和隊列趨勢進行分解，并進一步討論這些趨勢的宏觀影響機制及可能存在的分層差異。文章的主要貢獻(xiàn)首先體現(xiàn)在方法上，采用了較為嚴(yán)格的數(shù)學(xué)模型來破除年齡、時期和隊列效應(yīng)的相互干擾。雖然幸福感的時期趨勢與前述研究結(jié)果類似[3]，即在近10年間對于不同戶籍、性別和受教育程度的群體均呈現(xiàn)單調(diào)上升的趨勢，但是基于APC模型分析的結(jié)果更為穩(wěn)定與嚴(yán)謹(jǐn)。同時，我們也利用模型來驗證了以人均GDP增量為代表的經(jīng)濟發(fā)展水平是幸福感在時期維度上變化的主要外生動力。

其次，本文第一次詳盡地探索了我國居民主觀幸福感在隊列維度上的變化趨勢。長期以來，學(xué)界對幸福感在隊列上的變化趨勢缺乏認(rèn)知和討論。本文展示的隊列趨勢在理論需求和實際結(jié)果上都很有意義。從理論上講，因為現(xiàn)有時期數(shù)據(jù)觀察長度的限制，我們僅能探索在有限的時期內(nèi)居民幸福感的變化及其影響機制。而從隊列視角出發(fā)，我們不僅可以觀察到一個更大時間跨度內(nèi)的趨勢變化，更重要的是將這種趨勢的變化置于該期間內(nèi)的歷史情境中，從而可以一方面探求宏觀因素對個體幸福感的塑造機制，另一方面間接凸顯中華人民共和國成立以來的歷史事件與社會變遷過程。

本文的實證結(jié)果證明了相對于時期趨勢，主觀幸福感的隊列趨勢更為顯著，呈現(xiàn)出兩個峰值和一個低谷的模式。第一個峰值的出現(xiàn)（20世紀(jì)30—40年代出生的隊列）很有可能是伴隨著中華人民共和國的成立，這一批人逐漸擺脫苦難，在青年時期獲得了穩(wěn)定的受教育、工作以及組建家庭的機會。另一個高峰的出現(xiàn)（70年代出生的隊列）則可能受益于改革開放，這一隊列人群成長于更開放與多元化的社會，也在步入工作階段趕上了我國經(jīng)濟的騰飛階段。而相對應(yīng)的，至1947年開始的出生人群逐漸受到“文化大革命”的影響。他們被迫中斷學(xué)業(yè)，也被剝奪了系統(tǒng)受教育的機會[16]。其中的一大部分人也因為“上山下鄉(xiāng)”運動推遲了他們獲得穩(wěn)定工作、組建家庭等向成年階段轉(zhuǎn)換的標(biāo)志性事件的發(fā)生時間。已有研究證明了這種經(jīng)歷會對個體整個職業(yè)軌跡具有長遠(yuǎn)的負(fù)面影響[17]。 出生于1947年到1963年間的群體，因在“文化大革命”中至少缺失了一年的系統(tǒng)學(xué)習(xí)機會而在一些文獻(xiàn)中被界定為“文化大革命隊列”[16-17]。圖2（a）的趨勢則很好反映了這一批人隨著受“文化大革命”影響程度的加深，主觀幸福感在 1959—1961年隊列到達(dá)最低谷。不僅不同出生隊列人群的主觀幸福感存在顯著差異，城鄉(xiāng)、不同性別和受教育程度的居民在隊列趨勢上也存在明顯的分化。這一系列的結(jié)果，在很大程度上體現(xiàn)了20世紀(jì)以來的種種歷史事件的影響，包括中華人民共和國成立、戶籍制度的建立、“文化大革命”、改革開放、人口轉(zhuǎn)變、高等教育擴張以及中國經(jīng)濟騰飛，等等。endprint

與以往研究主要關(guān)注微觀因素對個體幸福感的影響不同，本文立足于宏觀視角，強調(diào)社會力量在塑造個體幸福感上的作用。宏觀社會環(huán)境對幸福感的影響通過對結(jié)構(gòu)性特征的構(gòu)建，作用于微觀因素，從而影響個體的幸福感。例如，城鄉(xiāng)居民受到二元戶籍制度的長期禁錮，其幸福感不斷分化。這樣一種結(jié)構(gòu)性的差異，無法通過對農(nóng)村居民經(jīng)濟地位的提升來完全彌補，變相削弱了個體經(jīng)濟地位對幸福感的實際效用。而性別之間的幸福感趨勢差異，則受到由人口轉(zhuǎn)變、生育政策和經(jīng)濟發(fā)展所形成的婚姻市場分割的影響，進而影響男性進入婚姻的機會。最后，受過高等教育群體的幸福感趨勢的變化，同樣是由于勞動力市場從計劃經(jīng)濟到市場經(jīng)濟的轉(zhuǎn)變以及高校擴招客觀上改變了勞動力市場的供需結(jié)構(gòu)，加劇了該市場的分割，最終使得教育回報貶值。

值得說明的是，本文雖力求探索社會發(fā)展與轉(zhuǎn)變的宏觀機制對幸福感的分化作用，但在模型實際操作中缺乏對歷史事件及其影響的直接測量，僅將不同隊列的跨度時間與宏觀事件的發(fā)生時間相比對來間接體現(xiàn)宏觀環(huán)境的結(jié)構(gòu)性作用，在一定程度上損害了模型的解釋力和結(jié)論的穩(wěn)健性。特別是在解釋隊列間幸福感差異時，無法明確分割同一歷史事件在不同隊列間影響的差別，或者估計的僅是系列歷史事件對隊列的聯(lián)合影響。因此，在結(jié)果的解釋上應(yīng)更加謹(jǐn)慎，且需要立足于外部的理論工具。

我們嘗試借助生命歷程理論來構(gòu)建解釋框架。在這樣一種視角下，宏觀因素的作用往往融入隊列人群的生命歷程中，與個體的生命軌跡產(chǎn)生交互作用，通過改變個體重要事件的發(fā)生時間或者狀態(tài)，使其延誤于社會標(biāo)準(zhǔn)時間的設(shè)定或者使個體的發(fā)展低于其所處年齡的期望來對人群產(chǎn)生分化[18]。在本研究中，我們依據(jù)社會化理論把青少年向成年的轉(zhuǎn)換階段作為個體發(fā)展的關(guān)鍵時期[19]，把歷史事件對個體在該階段的影響作為幸福感分化的重要機制。 出生于20世紀(jì)40年代和70年代的隊列在此關(guān)鍵時期分別受益于中華人民共和國的成立和改革開放帶來的中國經(jīng)濟騰飛。而出生于60年代的隊列以及“80后”受過高等教育的群體，在此生命時點分別受到“文化大革命”以及高校擴招的影響，從而可能為他們的主觀幸福感帶來負(fù)面效應(yīng)。除此之外，在個體的婚配階段組建家庭的機會也會顯著影響其主觀幸福感。以上提到的教育的完成情況、第一份工作的獲得以及組建家庭的機會都隸屬于個體向成年階段轉(zhuǎn)換的標(biāo)志性事件。大量的文獻(xiàn)已經(jīng)證明，這個階段的經(jīng)歷將會對其整個生命歷程產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響[19-20]。當(dāng)然這些解釋是建立在較強的理論假設(shè)下的，未來的研究需要采用更科學(xué)的方法來量化個體的生命軌跡和歷史進程，從而獲得宏觀機制更直接和準(zhǔn)確的估計。

最后，本文聚焦在宏觀社會變遷對幸福感的作用這一視角，可提供一些更為直接的干預(yù)路徑，以提升居民整體的幸福感。除以往研究所提倡的促進經(jīng)濟發(fā)展與注重分配公平外，本文強調(diào)對個體從青年到成年發(fā)展轉(zhuǎn)換時期的重點關(guān)注。從政策上提升青年的就業(yè)機會，合理調(diào)整人口政策，致力于緩解“光棍問題”。這些措施將會對個體主觀幸福感產(chǎn)生長遠(yuǎn)影響。此外，我國農(nóng)村居民的幸福感還有極大的提升空間。這不僅在于個體收入的增加，還在于完善農(nóng)村居民的社會和醫(yī)療保障制度，破除與戶籍制度綁定的福利分配壁壘，消除身份歧視，真正增強農(nóng)村居民的安定與保障感。

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