王思博

摘要：基于中國人民大學(xué)中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2013年數(shù)據(jù)，借助結(jié)構(gòu)方程模型，從“個人特征”“社會資本特征”“生態(tài)環(huán)境特征”“公共服務(wù)保障”四個層面構(gòu)建中國居民主觀幸福感的影響因素結(jié)構(gòu)模型框架，進(jìn)而實現(xiàn)對中國居民主觀幸福感的結(jié)構(gòu)剖析與評價。分析結(jié)果表明，上述四個層面因素對主觀幸福感的潛在傳導(dǎo)路徑均顯著，其中“個人特征”“社會資本特征”與主觀幸福感間的路徑系數(shù)分別為0.17和0.29，影響程度較深；“公共服務(wù)保障”“生態(tài)環(huán)境特征”與主觀幸福感間的路徑系數(shù)分別為0.09和0.08，影響程度相對較弱。中國政府在制定意在提高居民主觀幸福感的相關(guān)政策過程中，應(yīng)加強(qiáng)公共服務(wù)建設(shè)，同時關(guān)注人居環(huán)境的改善，進(jìn)而增強(qiáng)“生態(tài)環(huán)境特征”“公共服務(wù)保障”對主觀幸福感的影響能力。

關(guān)鍵詞：主觀幸福感；結(jié)構(gòu)方程模型；結(jié)構(gòu)剖析與評價；公共服務(wù)；生態(tài)環(huán)境

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1002-2848-2018（03）-0066-09

一、 引 言

近年來，中國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，至2010年，經(jīng)濟(jì)總量已經(jīng)超越了日本，中國成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體。經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展帶來豐裕的物質(zhì)與財富，中國人民物質(zhì)生活水平得到了顯著的改善，實現(xiàn)了從饑荒到溫飽的完美轉(zhuǎn)變。黨的十九大以來，隨著中國物質(zhì)產(chǎn)品的逐漸豐富，對社會發(fā)展的關(guān)注由“增收”轉(zhuǎn)向“幸?！薄Ａ?xí)近平同志在十九大報告中多次提到幸福一詞，指出：“中國共產(chǎn)黨人的初心和使命，就是為中國人民謀幸福，為中華民族謀復(fù)興”“使人民獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續(xù)”。他在“二○一八年新年賀詞”中指出：“廣大人民群眾堅持愛國奉獻(xiàn)，無怨無悔，讓我感到千千萬萬普通人最偉大，同時讓我感到幸福都是奮斗出來的?！盵1-2]。加強(qiáng)對居民主觀幸福感的研究成為現(xiàn)實的迫切需要。

“幸?！眴栴}的研究由來已久，早在春秋戰(zhàn)國時期，儒家以“攸好德”①詮釋“幸?！眮碜云返碌耐晟?，道家以“禍兮福所倚，福兮禍所伏”②闡述了“幸?！眮碜杂目酥疲乙浴肮贌o常貴，民無終賤”肯定了物質(zhì)、欲望的追求對“幸?！碧嵘闹匾饔谩Ｎ鞣秸軐W(xué)史中，更有犬儒派、斯多葛派所代表的禁欲主義，伊壁鳩魯派所代表的享樂主義。[3]幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)的本質(zhì)是效用理論的發(fā)展，從亞里士多德將“效用與稀缺性”引入價值與價格的分析框架，到亞當(dāng)·斯密時代“價值悖論”的提出，學(xué)者僅意識到了心理事實與價值的間接關(guān)系，孔迪亞克以呼吸與飲水所費的力氣解釋空氣與水的效用，這說明效用理論在這個時期得到有限的發(fā)展。瓦爾拉、理查德·詹寧斯等人提出邊際效用理論，進(jìn)一步拉近了“心理”與價值之間的距離。最終，瓦爾拉、戈森等人承認(rèn)效用是一種通過反省可以感知的心理事實，確立了心理事實在經(jīng)濟(jì)理論中的地位，這就是幸福經(jīng)濟(jì)理論的發(fā)展歷程。[4]

運用幸福經(jīng)濟(jì)理論對現(xiàn)實問題進(jìn)行研究最早見于Easterlin[5]：

①高收入群體的主觀幸福感較低收入群體高；

②居民主觀幸福感未隨本國經(jīng)濟(jì)總量的提高而得到改善；

③居民平均主觀幸福感與國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平間相關(guān)性不顯著。這三個結(jié)論就是著名的“伊斯特林悖論”的實質(zhì)內(nèi)容。幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)研究始于收入與主觀幸福感間的關(guān)系研究，主要有如下幾個方面：

①收入、消費方面的研究；

②個人特征方面的研究，如年齡、性別、政治面貌等；

③社會資本、制度方面，如親朋關(guān)系、對陌生人的信任、社會福利保障體系等；

④生態(tài)環(huán)境方面，如環(huán)保意識、政府環(huán)保工作評價等。

收入方面的研究長期以來是幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的研究熱點，國內(nèi)外對我國居民幸福感與收入、經(jīng)濟(jì)總量之間關(guān)系的研究觀點爭議較大。劉強(qiáng)軍[6]對2003—2010年中國居民主觀幸福感的研究發(fā)現(xiàn)，中國居民主觀幸福感隨著經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)上升趨勢，這與美國皮尤研究中心的研究結(jié)論相似；Easterlin[7]對中國1990—2010年居民幸福感進(jìn)行研究，認(rèn)為中國居民幸福感隨著經(jīng)濟(jì)總量的增長總體呈現(xiàn)下降趨勢，得到相同觀點的有Oshio等[8-9]學(xué)者；Sacks等[10-11]則認(rèn)為兩者不存在顯著的相關(guān)性；胡榮華等[12]認(rèn)為，整體而言消費對主觀幸福感的影響較弱，且兩者之間關(guān)系的強(qiáng)弱程度依據(jù)社會階層、受教育程度等條件而有所改變；曾寅初等[13-15]則分別從人情支出、消費類別與商業(yè)營銷角度論述消費與主觀幸福感之間的關(guān)系。

個人特征層面，研究者發(fā)現(xiàn)女性的主觀幸福感較男性高，主觀幸福感與年齡、非正式護(hù)理時間之間關(guān)系均呈“U”形變化，良好的教育、健康狀況的改善能夠提高居民主觀幸福感[16]。社會資本有助于居民主觀幸福感的提升[17-18]。然而，社會資本與城鎮(zhèn)移民和獨生子女的主觀幸福感之間關(guān)系較為顯著，其與本地居民和非獨生子女主觀幸福感之間關(guān)系較弱[19]。生態(tài)環(huán)境層面，客觀環(huán)境污染通過經(jīng)濟(jì)增長傳導(dǎo)效應(yīng)提高了居民的幸福感，然而主觀感知的環(huán)境污染因素則降低了居民的幸福感[20]。環(huán)境污染對居民主觀幸福感的影響受收入、環(huán)保意識強(qiáng)弱的影響，其對低收入人群存在相對剝奪效應(yīng)，環(huán)境污染對環(huán)保意識強(qiáng)群體的主觀幸福感負(fù)效應(yīng)更大[21-22]。有學(xué)者對居民主觀幸福感進(jìn)行綜合性研究，基于圈層理論，將影響主觀幸福感的因素劃分為個人自身、親人社會、熟人社會、生人社會和自然環(huán)境五個層面，各個層面幾乎都對主觀幸福感水平有顯著影響[23]。主觀幸福感影響因素的多樣性可見一斑。因此，有必要對主觀幸福感結(jié)構(gòu)進(jìn)行多維探討。

雖然研究中國居民主觀幸福感的文獻(xiàn)較多，但對居民主觀幸福感展開綜合性分析的文獻(xiàn)相對較少。相關(guān)研究雖然關(guān)注了環(huán)境污染的影響，但沒能考慮缺乏政府環(huán)保工作滿意度與環(huán)保行為的影響，環(huán)保政策的實施即使沒有產(chǎn)生改善生態(tài)環(huán)境的良好效果，如果居民對政府環(huán)保工作滿意，其主觀幸福感可能也會有所提高。環(huán)保行為習(xí)慣對主觀幸福感的影響值得深入探索。同時，現(xiàn)有利用結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）對居民主觀幸福感進(jìn)行研究的文獻(xiàn)仍存在兩點不足：首先，未引入潛在變量，無法評估每一層次變量對主觀幸福感的綜合影響；其次，引入的指標(biāo)較少，研究不夠全面。而利用Logistic模型、Probit模型等研究居民主觀幸福感的文獻(xiàn)所選取的指標(biāo)雖然較為全面，但囿于所選用計量方法的局限性，亦無法評價每一層次變量對主觀幸福感的綜合影響。基于此，本文在較全面地引入有關(guān)影響因素的基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，實現(xiàn)對中國居民主觀幸福感結(jié)構(gòu)的剖析與評價，以期為相關(guān)政策的制定提供參考。

二、 數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國人民大學(xué)公布的中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2013年數(shù)據(jù)，共分A、B兩卷，A卷中不包含“公民道德情況”、B卷中不包含“公共服務(wù)”，其余部分相同。根據(jù)研究特點，需要對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，排除B卷數(shù)據(jù)，并將少量存在缺失值和異常值的數(shù)據(jù)進(jìn)行排除處理。最終獲得18個觀測變量，共4357個樣本，將它們分為主觀幸福感、個人特征、公共服務(wù)保障、社會資本特征、生態(tài)環(huán)境特征5類，變量描述見表1。

測度主觀幸福感內(nèi)生潛在變量的觀測變量為幸福評價，選取問卷中序號A36對應(yīng)的問題，即利用“總的來說，您認(rèn)為您的生活是否幸福”這一問題抽樣調(diào)查樣本群體的幸福評價觀測值。結(jié)果顯示，“非常不幸?！薄安恍腋！薄罢f不上幸福不幸?！薄靶腋！薄胺浅Ｐ腋！钡臉颖痉謩e占1.5%、7.3%、18.1%、59.1%和14.1%。分點式方法對主觀幸福感測度是國際學(xué)術(shù)研究通用的方法，這種測量方法具備有效性與可行性[6，24]。

本文引入模型觀測變量情況如下：個人特征的觀測變量包括文化程度、階層評價、健康狀況、性別、年齡、個人收入。國民教育與健康水平良好，樣本群體文化程度平均水平在職高及以上，健康狀況一般及以上水平的群體占樣本總數(shù)的85.2%。樣本中男性占51.6%，10～100歲以10為組距進(jìn)行分組，年齡組由小到大分別占樣本群體的比例為1.1%、11.8%、18.0%、21.6%、20.3%、16.1%、8.7%、2.3%和0.1%，問卷樣本性別分布較為均勻且年齡呈現(xiàn)正態(tài)分布特征，該調(diào)查樣本選取具備隨機(jī)特征。公共服務(wù)保障評價中，公眾對教育服務(wù)評價最高，對住房公共服務(wù)評價最低。近年中國房價漲勢過快，加之相關(guān)住房保障政策還不成熟是造成住房服務(wù)評價低的主要原因。在樣本群體中，社會資本特征均未達(dá)到3.5的中等水準(zhǔn)。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，中國民眾的溝通交流方式發(fā)生巨大改變，居住方式從平房到樓房，社交方式從聚會社交到網(wǎng)絡(luò)社交，娛樂方式從體育運動到電子體育，民眾間的相互信任感降低，互不信任造成社會運行成本增加，這些均對居民主觀幸福感水平提升產(chǎn)生負(fù)面影響，因此重構(gòu)社會信任體系迫在眉睫。民眾對中央及地方政府環(huán)保工作評價不高，評價滿意群體占總樣本比例分別為40.1%和36.4%。經(jīng)常進(jìn)行塑料袋回收利用、垃圾分類行為群體占樣本總數(shù)比例分別為51.8%和12.5%。塑料袋回收利用、垃圾分類等環(huán)保行為能夠提供良好的人居環(huán)境。人居環(huán)境屬于公共物品，造成環(huán)保行為個體成本小于社會成本，極易引起“搭便車”行為，導(dǎo)致環(huán)保行為實際供應(yīng)水平小于社會最優(yōu)水平。

（二）結(jié)構(gòu)方程理論模型

結(jié)構(gòu)方程模型由測量模型與結(jié)構(gòu)模型兩個基本組成部分構(gòu)成。設(shè)定測量模型為：

（三）模型設(shè)定

本研究構(gòu)建包含1個內(nèi)生潛在變量、4個外生潛在變量和18個觀測變量的結(jié)構(gòu)方程模型。1個內(nèi)生潛在變量為主觀幸福感，4個外生潛在變量包括個人特征、公共服務(wù)保障、社會資本特征、生態(tài)環(huán)境特征。4個外生潛在變量與1個內(nèi)生潛在變量構(gòu)成了居民主觀幸福感的因果關(guān)系，即4個外生潛在變量是因，1個內(nèi)生潛在變量是果，該因果關(guān)系用單向箭頭“→”表示，由4個外生潛在變量分別指向一個內(nèi)生潛在變量。特別注意的是4個外生潛在變量之間的關(guān)系要用雙向箭頭“”表示。內(nèi)生潛在變量“主觀幸福感”由觀測變量“幸福評價Y1”測度，e51為內(nèi)生潛在變量測量模型的殘差。外生潛在變量“個人特征”“公共服務(wù)保障”“社會資本特征”“生態(tài)環(huán)境特征”分別由觀測變量組“X11～X16”“X21～X23”“X31～X34”“X41～X44”測度，e11～e16、e21～e23、e31～e34、e41～e44分別為上述4個外生潛在變量測量模型的殘差。e50為結(jié)構(gòu)模型的測量誤差，結(jié)構(gòu)方程模型設(shè)計如圖1所示。

（四）樣本檢驗

在構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程前要對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)性檢驗、多重共線性檢驗，同時要對測量模型部分進(jìn)行驗證性因素分析，以保障模型構(gòu)建的準(zhǔn)確性與適配性。

1.樣本數(shù)據(jù)正態(tài)性檢驗

本文采用最大似然法對結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行估計，因此樣本數(shù)據(jù)必須服從大樣本正態(tài)分布，否則會違反模型構(gòu)建的前提假設(shè)。一般認(rèn)為當(dāng)樣本數(shù)據(jù)同時滿足均值與中位數(shù)較為接近、偏度絕對值低于2、峰度絕對值低于5時，可以判斷樣本數(shù)據(jù)滿足正態(tài)分布特征。選取的樣本指標(biāo)中除個人收入X16、大多數(shù)人可信度X34、垃圾分類處理行為X44三個變量外，其余觀測變量的峰度絕對值均小于1.2，偏度均小于1，并且均值與中位數(shù)均較為接近。因此，個人收入X16、大多數(shù)人可信度X34、垃圾分類處理行為X44未滿足正態(tài)性，予以剔除。

2.樣本數(shù)據(jù)的多重共線性檢驗

模型構(gòu)建需要樣本數(shù)據(jù)之間相互獨立，否則多重共線性的存在會影響模型估計結(jié)果一致性，因此要針對剩余13個觀測變量進(jìn)行多重共線性檢驗。結(jié)果顯示，X13與X15之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.43，相關(guān)程度較高，需要針對兩個變量中的一個進(jìn)行選擇性剔除。通過模型適配性比較與人工選擇，最終將觀測變量X15剔除。

3.驗證性因子分析

驗證性因子分析是針對結(jié)構(gòu)方程中外在潛在變量的測量模型部分進(jìn)行收斂效度檢驗，從而保障模型的會聚有效性。利用AMOS24.0對剩余的13個測量模型中的外生觀測變量進(jìn)行驗證性因素分析，結(jié)果顯示所有觀測變量的標(biāo)準(zhǔn)載荷量除性別（X14）外均介于0.56～0.93之間，即符合載荷量要介于0.5～0.95的標(biāo)準(zhǔn)，性別（X14）對應(yīng)的因子載荷量為-0.07，因此將X14變量剔除。其余觀測變量的多元相關(guān)的平方（Squared Multiple Correlation）均大于0.68，滿足信度系數(shù)在0.50以上的標(biāo)準(zhǔn)。個人特征、公共服務(wù)、社會資本特征、生態(tài)環(huán)境特征組合信度分別為0.8476、0.8342、0.8643和0.8513，組合性均在0.6以上，表示模型內(nèi)在質(zhì)量較佳。驗證性因子載荷檢驗結(jié)果見表2。

三、 結(jié)構(gòu)方程模型實證檢驗

（一）結(jié)構(gòu)方程模型適配度評價

結(jié)構(gòu)方程構(gòu)建需要根據(jù)修正指標(biāo)（Modification Indices）判斷模型觀測變量間方差是否存在共變關(guān)系，即考慮潛在變量個人特征、公共服務(wù)特征、社會資本特征、生態(tài)環(huán)境特征的觀測變量間方差之間存在的共變關(guān)系，因此增列e11與e21、e11與e22、e11與e23、e11與e31、e11與e41、e11與e42、e11與e43、e12與e13、e23與e32九組共變關(guān)系，從而降低卡方值，增強(qiáng)結(jié)構(gòu)方程的適配性。

結(jié)構(gòu)方程的適配度檢驗結(jié)果見表3，各項指標(biāo)均在適配度良好要求的臨界值范圍內(nèi)，模型適配度整體評價良好。

（二）結(jié)構(gòu)方程模型擬合結(jié)果與分析

修正后結(jié)構(gòu)方程模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分析結(jié)果見表4和圖2，模型所有觀測變量與其對應(yīng)的潛在變量間的路徑傳導(dǎo)效應(yīng)均達(dá)到1%顯著性水平。個人特征、公共服務(wù)保障、社會資本特征、生態(tài)環(huán)境特征間協(xié)方差估計值分別為0.014、0.08、0.214、-0.026、0.039和0.012，且均達(dá)到1%顯著性水平。因此，模型選用的觀測變量能夠充分反映其對應(yīng)的潛在變量情況。

潛在變量層面。個人特征、公共服務(wù)保障、社會資本特征、生態(tài)環(huán)境特征四個外生潛在變量均在1%顯著性水平上與主觀幸福感呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為0.17、0.09、0.29和0.08，表明現(xiàn)階段社會資本特征對居民主觀幸福感影響能力最強(qiáng)，個人特征次之，公共服務(wù)保障、生態(tài)環(huán)境特征對居民主觀幸福感影響能力較弱。

傳導(dǎo)路徑系數(shù)層面。個人特征包含的觀測變量中，階層評價與健康狀況因子載荷量分別為0.87和0.90，遠(yuǎn)大于文化程度因子載荷量，表明居民階層評價與健康狀況對個人特征具有決定性作用。公共服務(wù)保障所包含的觀測變量中，教育服務(wù)評價、醫(yī)療服務(wù)評價、住房服務(wù)評價的因子載荷量分別為0.6、0.7和0.51，表明居民對上述三類公共服務(wù)評價均對公共服務(wù)保障起到了決定性的作用，居民對三類公共服務(wù)評價越高，則主觀幸福感越高；社會資本包含的觀測變量中，親朋關(guān)系的載荷量為0.63，大于陌生人信任、社交串門的因子載荷量，親朋關(guān)系對社會資本特征起決定性的作用，親朋關(guān)系越密切、對陌生人的信任程度越高、社交串門越頻繁，則主觀幸福感越高。生態(tài)環(huán)境所包含的觀測變量中，中央政府環(huán)保工作評價與地方政府環(huán)保工作評價的因子載荷量分別為0.76和0.83，大于塑料袋回收利用等環(huán)保行為因子載荷量，與主觀幸福感具有正向傳導(dǎo)效應(yīng)的中央、地方政府環(huán)保工作評價對生態(tài)環(huán)境特征起決定性作用，居民對兩級政府的環(huán)保工作評價越高，則幸福感越高。居民環(huán)保行為自覺程度和主觀幸福感具有微弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

觀測變量層面。居民是否有塑料袋回收利用習(xí)慣對主觀幸福感存在負(fù)向作用，這是奧爾森的集體行為邏輯理論在現(xiàn)實生活中的具體體現(xiàn)。居民個人塑料袋回收行為能夠為社會營造整潔的人居環(huán)境貢獻(xiàn)力量，然而整潔的環(huán)境具有較強(qiáng)的公共性，涉及社區(qū)成員規(guī)模龐大，并且人居生活環(huán)境質(zhì)量需求的共容性較強(qiáng)。個人極易受到“搭便車”利己行為激勵，集體中不執(zhí)行環(huán)保行為的成員不但會“坐享其成”，甚至?xí)茐沫h(huán)境，削弱執(zhí)行環(huán)保行為個人對環(huán)境保護(hù)所做出的努力，從而造成執(zhí)行環(huán)保行為的個人感到自己的環(huán)保行為收益遠(yuǎn)小于成本，人居環(huán)境質(zhì)量預(yù)期與實際形成較大的反差。由于這種心理落差的存在，塑料袋回收利用等環(huán)保行為對居民主觀幸福感存在負(fù)向影響。文化程度、階層評價、健康狀況、教育服務(wù)評價、醫(yī)療服務(wù)評價、住房服務(wù)評價、親朋關(guān)系、陌生人信任、社交串門、中央政府環(huán)保工作評價、地方政府環(huán)保工作評價共計11個因素均對居民主觀幸福感有不同程度的正向作用，這些因素值越大，居民主觀幸福感越高。

結(jié)構(gòu)方程實證結(jié)果的內(nèi)涵：

（1）個人特征層面。教育是幸福來源的一個重要因素，教育不但能夠提高個人文化程度、陶冶人的性情、修煉人的品性、升華人的精神追求，同時能夠使個人獲得生活所需的必要技能。因此，受教育程度高的人容易獲得較高的幸福感。有學(xué)者研究表明，受教育程度對主觀幸福感的影響能力受到社會整體教育水平的制約，社會教育水平高，則文化程度對主觀幸福感的影響小，否則反之[25]。我國受教育水平對主觀幸福感的影響程度較低，恰恰證明20世紀(jì)80年代至今，我國九年義務(wù)教育施政效果良好，國民教育水平得到了大幅度的提高，居民受教育水平得到了顯著改善。階層評價強(qiáng)調(diào)相對范疇指標(biāo)對主觀幸福感的影響。個人生活在社會當(dāng)中，極易產(chǎn)生與周邊人攀比的心理，當(dāng)每個人都同時變富時，即使個人的絕對財富增加，相對財富卻并未改變，所處階層未發(fā)生變化。主觀幸福感更易受到相對范疇指標(biāo)發(fā)生變化的影響，即真實狀況與預(yù)期同步變化時，財富等絕對指標(biāo)變動往往對主觀幸福感的提升不能起到顯著作用，只有相對指標(biāo)變動，例如個人財富增長速度有別于周邊人群財富增長的一般速度，主觀幸福感才會受到顯著影響。階層的自我評價屬于相對范疇指標(biāo)，因此，民眾對自己所屬的社會階層評價越高，個人主觀幸福感越高；Miret等[26]提出“殘疾悖論”，即受疾病困擾的群體因為習(xí)慣了自身的身體狀況，所以他們并不覺得自己不快樂。然而，在中國“殘疾悖論”并不成立，個人的健康狀況與主觀幸福感具有顯著的正相關(guān)性，健康狀況評價越高，幸福感越強(qiáng)。

（2）公共服務(wù)保障層面。教育服務(wù)、醫(yī)療服務(wù)、住房服務(wù)等社會保障體系的建立本質(zhì)是社會財富再分配的過程，公共服務(wù)保障體系的建立能夠在以下幾個方面對居民主觀幸福感產(chǎn)生影響：首先，資源與收入的再分配。公共服務(wù)建設(shè)導(dǎo)致了公共支出的增加，公共支出是國家資源與收入再分配的過程，收入再分配減小了貧富差距，窮人的主觀幸福感提高，富人的主觀幸福感有所降低，幸福感從特權(quán)較多的階層流動到特權(quán)較少的階層。因為富人的幸福收入彈性較小，窮人的幸福收入彈性較大，所以再分配的過程中社會整體幸福感水平有所提升，即公共服務(wù)保障體系建設(shè)對居民主觀幸福感的提升具有積極的促進(jìn)作用。其次，公共服務(wù)建設(shè)改善了特定人群的生活狀況，使得身患?xì)埣?、家庭發(fā)生變故等高危人群能夠更容易地獲得幸福。最后，公共服務(wù)建設(shè)對主觀幸福感的作用效果受到有無子女、家庭收入狀況、社會穩(wěn)定程度等重要因素影響。然而，結(jié)構(gòu)模型部分實證結(jié)果表明，公共服務(wù)建設(shè)對主觀幸福感的影響程度較低，說明中國公共服務(wù)建設(shè)尚存在較大的改進(jìn)空間，是提高中國居民幸福感的重要突破口之一。

（3）社會資本特征層面。擁有良好的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，例如密切的親朋關(guān)系、對陌生人信任接納程度高、頻繁的親友互動等，對幸福感會產(chǎn)生積極的影響。良好的親友關(guān)系與頻繁的來往能夠使個人找到釋放、傾述的途徑，加之在遇到生活變故時能夠得到及時幫助，從而促進(jìn)個人幸福感的提升。對陌生人信任與接納程度越高，說明個人在社會交往方面遇到的負(fù)面經(jīng)歷越少，主觀幸福感越強(qiáng)。

（4）生態(tài)環(huán)境特征層面。政府實施的環(huán)保措施越有利，民眾對政府環(huán)保工作評價越高，居民主觀幸福感越高。塑料袋回收利用與主觀幸福感呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明現(xiàn)階段中國居民整體環(huán)保意識較弱，環(huán)保行為人的預(yù)期收益小于實際收益，導(dǎo)致環(huán)保執(zhí)行力度越強(qiáng)的個人，其主觀幸福感越低。生態(tài)環(huán)境特征對主觀幸福感的影響能力較弱，提高民眾環(huán)保意識、進(jìn)一步優(yōu)化生態(tài)環(huán)境保護(hù)相關(guān)制度是未來中國政府增強(qiáng)居民主觀幸福感可持續(xù)性面臨的主要挑戰(zhàn)。

四、 結(jié)論與啟示

本文基于CGSS2013調(diào)查數(shù)據(jù)對中國居民主觀幸福感結(jié)構(gòu)進(jìn)行了多維剖析，得出以下結(jié)論：個人特征、公共服務(wù)保障、社會資本特征、生態(tài)環(huán)境特征對居民主觀幸福感具有正向影響。其中，個人特征對居民主觀幸福感的影響程度最高，社會資本特征的影響程度次之，公共服務(wù)保障與生態(tài)環(huán)境特征的影響程度較前兩者弱。除塑料袋重復(fù)利用對居民主觀幸福感具有負(fù)向影響外，其余觀測變量對居民主觀幸福感均具有正向影響。

基于上述研究，提出政策建議如下：

第一，全面改善教育、醫(yī)療、住房等公共服務(wù)建設(shè)中存在的不足，通過財政支出、O2O、PPP等多種途徑，提高它們的供應(yīng)水平，增強(qiáng)公共服務(wù)保障對居民主觀幸福感水平的積極影響。第二，中央、地方政府要加強(qiáng)環(huán)境治理力度，引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)社會實現(xiàn)綠色發(fā)展，增強(qiáng)居民參與環(huán)保的內(nèi)生激勵。第三，加強(qiáng)對居民的環(huán)保教育，提高其環(huán)保意識，使其形成良好的環(huán)保行為習(xí)慣，消除環(huán)保行為習(xí)慣對主觀幸福感水平的扭曲激勵。第四，注重誠信教育，對詐騙、偷盜、傳銷等對社會產(chǎn)生負(fù)面影響的行為進(jìn)行嚴(yán)懲，構(gòu)建良好誠信社會氛圍，通過適當(dāng)獎勵激勵民眾參與志愿服務(wù)工作，提高社會責(zé)任感，改善社會成員關(guān)系，構(gòu)建社會主義和諧社會，進(jìn)一步增強(qiáng)社會資本對主觀幸福感的影響能力。第五，制定合理轉(zhuǎn)移支付制度，縮小城鄉(xiāng)貧富差距，降低基尼系數(shù)，減弱相對剝奪效應(yīng)。通過產(chǎn)業(yè)補(bǔ)貼、價格機(jī)制、媒體宣傳，引導(dǎo)民眾形成健康的飲食結(jié)構(gòu)，修建運動廣場，為居民提供運動健身的公共設(shè)施，鼓勵民眾鍛煉強(qiáng)壯體魄。

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