吉木拉衣 李濤

（廣西民族大學政治與公共管理學院，廣西 南寧 530006）

1 引言

幸福感反映了個人親身體驗到的幸福程度，是衡量個人生活質(zhì)量的一個綜合性指標［1］72，能夠合理地評判個人對生活的整體滿足程度。傳統(tǒng)的效用理論認為，財富和幸福是同方向變化的［1］72，即財富的增長能夠同步帶來幸福感的提升，但改革開放四十年以來，中國社會經(jīng)濟高速發(fā)展，居民生活條件日漸改善，國民幸福感卻沒有同步上升反而出現(xiàn)下降的趨勢［2］。停滯不前的國民幸福感和國家對國民幸福感的高度重視所產(chǎn)生的張力促使我們不得不思考下列問題：影響國民幸福感的主要因素有哪些？這些因素對國民幸福感的影響效應、路徑和機制有何特征？現(xiàn)有文獻圍繞上述問題進行了詳細的研究，可以簡要歸納為以下幾個派別：收入—幸福論［3-4］、健康—幸福論［5-6］、社會資本—幸福論［7-9］、教育—幸福論［10-11］、政府質(zhì)量—幸福論［12-13］等，其中“收入—幸福論”可分為絕對收入論［14］、相對收入論［15］和收入不平等論［16］。人們常言“越長大越孤單，越長大越不快樂幸福”，然而從未有學者提出年齡—幸福論，即未有學者專門研究過居民年齡與其幸福感之間的關系。

十九大報告中明確提出要“不斷滿足人民日益增長的美好生活需要，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)”“中國共產(chǎn)黨人的初心就是為中國人民謀幸福”等，為學術界研究人民幸福感提供了政策指南和內(nèi)在動力。帶著對“越長大越孤單，越長大越不快樂幸福”的疑惑，本文將使用具有高度代表性、說服力的CGSS2015年度數(shù)據(jù)，實證探究居民年齡與其幸福感的內(nèi)在聯(lián)系，以驗證是否“越長大越孤單，越長大越不快樂幸?！?，附加探討居民收入、健康、受教育程度等控制變量與幸福感之間的關系。文章行文思路是：第二部分進行研究回顧，提出研究理論和研究假設；第三部分說明數(shù)據(jù)來源和構(gòu)建理論模型；第四部分進行實證分析，主要是有序Logit回歸分析；第五部分總結(jié)研究結(jié)論并提出政策建議。

2 研究回顧、理論和假設

過去，學者們普遍將年齡作為控制變量進行研究。李小文等（2014）［17］基于社會比較理論，借助Logit回歸模型，實證研究影響居民幸福感的具體因素，發(fā)現(xiàn)居民的年齡與幸福感在大體上呈現(xiàn)U型曲線關系。彭代彥等（2015）［18］利用CGSS2013年調(diào)查數(shù)據(jù)，借助有序Probit模型，實證研究住房消費與國民幸福感之間的關系，也發(fā)現(xiàn)居民的年齡與幸福感呈現(xiàn)出U 型曲線關系。楊秀麗等（2018）［19］、李婷（2018）［20］等學者也提出中國居民的年齡與幸福感呈U型曲線關系，即居民隨著年齡的增長，幸福感先下降后上升。

文章研究理論基礎為需求層次理論和社會比較理論。美國心理學家馬斯洛1943年在《人類動機的理論》中提出了著名的需求層次理論［21］。根據(jù)馬斯洛需求層次理論，人的需求呈現(xiàn)階段性變化，從低到高分別為生理需求、安全需求、社交需求、尊敬需求和自我實現(xiàn)需求，當?shù)蛯哟蔚男枨蟮玫綕M足后，人們才會追尋高層次的需求，而當高層次的需求得到滿足后，低層次的需求便不能再起滿足和激勵作用。在1954年，美國社會心理學家利昂·費斯廷格提出社會比較理論［22］。根據(jù)社會比較理論，居民在將自身的實際獲得與其認定的人為標準進行比較時，倘若發(fā)現(xiàn)自己與對方比較時處于弱勢地位，繼而心生受剝削感，進一步爆發(fā)出各種負面情緒，阻礙獲得感、幸福感等積極情緒情感的轉(zhuǎn)化［23］。

多項研究均認為居民的年齡與幸福感顯著相關，且年齡與幸福感在大體上呈現(xiàn)U型曲線關系。根據(jù)需求層次理論和社會比較理論，當還年輕時，人們普遍以收入為主要形式的低層次需求為主導性需求，生活和工作壓力較小，而且喜歡和他人比較而容易得到滿足感，喜歡接觸積極向上的事物，因而具有很高的幸福感；步于中年時，居民往往會出現(xiàn)“中年危機”，家庭負擔較大，增加了生活和工作壓力，而且會慢慢觸及到社會上許多消極事物，以尊重或社交等高層次需求為主導性需求，不容易產(chǎn)生生活滿足感，因而幸福感普遍較低；進入老年階段后，子女已工作，減輕了生活壓力，在中國整體環(huán)境持續(xù)變好的基礎下，老年群體通過比較過去的生活狀態(tài)而易產(chǎn)生滿足感，處于老年時，居民的幸福感往往出現(xiàn)反彈，幸福感一般較高。因此，本文在此基礎上提出以下假設1：

假設1：農(nóng)村居民的年齡與幸福感呈U型關系。

查閱相關文獻得以了解，以往的研究絕大部分均定量研究居民幸福感的影響因素、效應及機制，取得了一系列重大成果，但還存在不足。比如，年齡一般是以控制變量的形式出現(xiàn)在研究模型中，重點探討居民的年齡與幸福感之間的關系，然后分城市和農(nóng)村樣本進行實證分析的研究寥寥無幾。因此，本文引用最新公布的中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2015年調(diào)查數(shù)據(jù)，控制性別、民族、收入、宗教信仰、受教育程度、婚姻狀況等變量，深入探討居民的年齡與幸福感之間的關系，試圖彌補現(xiàn)有研究中缺失年齡-幸福論的不足，在此基礎上提出相應政策建議，為解讀“越長大越孤單，越長大越不快樂幸福”的社會性疑問提供實證支持。

3 數(shù)據(jù)來源及模型構(gòu)建

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心的2015 年調(diào)查數(shù)據(jù)（我們非常感謝數(shù)據(jù)提供者），該數(shù)據(jù)涵蓋了全國多地區(qū)、多層次，具有很好的代表性和說服力。2015年調(diào)查數(shù)據(jù)共獲得樣本量10968 個，其中城市樣本有6470 個，農(nóng)村樣本有4498 個。根據(jù)研究需要，本文剔除掉“不知道”“不適用”“無法回答”“拒絕回答”的答案和其他無效問卷，最終獲得有效樣本10152個。

本文通過CGSS2015 問卷中的“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”的回答來衡量居民幸福程度。對變量進行描述統(tǒng)計后，發(fā)現(xiàn)“比較幸?！被颉胺浅Ｐ腋！钡恼{(diào)查對象有78%，占大部分。詳細變量描述見表1。

表1 變量描述統(tǒng)計

3.2 模型構(gòu)建

由于本文中的因變量“幸福感”是有序分類變量，因此建立有序Logit模型來反映居民對于生活幸福感的不同感受，構(gòu)建以下二次函數(shù)回歸模型：

模型1：Happinessi*=β0+β1·Agei+β2·Agei2+εi（1）

模型2：HappinesSi*=β0+β1·Agei+β2·Agei2+γ·Controli+εi（2）

1，若Happinessi*≤c1

2，若c1

Happinessi= 3，若c2

4，若c3

5，若Happinessi*>c4

其中Happinessi表示第i個居民所具有的幸福感指數(shù)，Happinessi*是衡量幸福感的潛在變量，β0、β1、β2和γ是模型回歸系數(shù)。Agei是年齡變量，Agei2是年齡變量的二次項，以探討年齡與居民幸福感的非線性關系。Controli是控制變量，εi是隨機誤差項。c1至c4均為幸福感臨界值，也稱為“切點”［24］。當幸福感指數(shù)低于切點c1時，居民會感覺“非常不幸?！保蝗艚橛谇悬cc1和c2之間，則會感覺“比較不幸?！保唤橛谇悬cc2與c3之間，則會感覺“說不上幸福不幸?！?，也可稱“一般”；介于切點c3與c4之間，則會感覺“比較幸?！?；而大于切點c4，則會感覺“非常幸?！?。

4 實證分析

4.1 回歸分析

本文的數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計和實證分析都借助于SPSS23.0完成，對式子（1）和（2）使用有序Logit模型進行回歸分析，得到結(jié)果見表2：

表2 有序Logit回歸結(jié)果

由表2可知，模型1和模型2均顯示年齡與幸福感呈負相關，而年齡平方與幸福感呈正相關。這可以解釋為居民隨著年齡的增長，幸福感先下降，達到一定的水平后出現(xiàn)反彈現(xiàn)象，又穩(wěn)步上升，即居民的年齡與幸福感之間呈現(xiàn)出U型曲線關系，初步驗證了本文假設1。

控制變量中，居民的個人收入與幸福感無顯著性關系，根據(jù)社會比較理論，人們通常不是因為個人絕對所得而影響心情，而是因為通過與周圍人相比較，發(fā)現(xiàn)低于別人，即相對收入較低，就會阻礙其幸福感的轉(zhuǎn)化，所以本文結(jié)論高度契合傳統(tǒng)社會比較理論，也在一定程度上驗證了“Easterlin悖論”［25］在我國的適用性；居民的民族身份與幸福感無顯著性關系，即漢族和少數(shù)民族在幸福感方面沒有顯著性的差異，新形勢下，黨和國家高度重視民族工作，重點扶持少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟、教育、社會保障、文化等領域，牢牢掌握意識形態(tài)主導權，突出中華民族共同體意識，故少數(shù)民族居民與漢族居民之間在相對經(jīng)濟水平、知識文化、生活習慣和心理狀態(tài)等方面的差異在逐漸減少，所以漢族和少數(shù)民族在幸福感方面沒有顯著性的差別；在性別方面，女性比男性要幸福的多，男性承擔著更大的家庭責任和工作壓力，這往往會負向影響幸福感產(chǎn)生；沒有宗教信仰的居民反而比有宗教信仰的居民幸福，這可能與宗教信仰有太多約束個人行為、繁雜的儀式有關；政治面貌為黨員或團員的居民比群眾幸福，這可以解釋為黨員或團員是社會關系或知識層面的象征，往往比群眾更具社會優(yōu)勢，進而幸福感也更高；居民的健康狀況對幸福感有顯著的正向促進作用，中國人普遍認同“身體是革命的本錢”，疾病會增加家庭醫(yī)療負擔，進而負向影響居民幸福感；受教育也能顯著的正向促進幸福感，但是隨著教育程度的增加，幸福感的邊際效應在遞減，我們認為受教育程度更高的居民往往能找到更好的工作，從而具有更高的社會地位，幸福感自然更高；已婚居民比未婚居民幸福，婚姻能夠顯著提升幸福感，在婚姻中，居民能夠得到愛情和家庭的雙重滋潤。

4.2 分樣本回歸分析

我國城鄉(xiāng)居民在教育、醫(yī)療、住房等基本公共服務方面具有很大差距，為了探究前文回歸分析結(jié)果分別在中國城市和農(nóng)村居民的適用性，本文將樣本分為城市和農(nóng)村，分別進行有序Logit模型回歸分析，結(jié)果見表3：

表3 分樣本有序Logit模型回歸分析

從表3結(jié)果可知，無論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，其年齡與幸福感之間均會呈現(xiàn)出U型曲線關系，即再次證明了假設1 成立。不管是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，女性都比男性幸福的多；城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民中，漢族與少數(shù)民族在幸福感方面依然沒有顯著性差異；此外，健康狀況依然能對幸福感產(chǎn)生正向促進作用；沒有宗教信仰的居民依然不分城鎮(zhèn)與農(nóng)村，均比有宗教信仰的居民幸福；已婚居民仍然比未婚居民幸福，適用于城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民；政治面貌為黨員或團員的居民仍然比群眾幸福。證明研究模型具有良好的穩(wěn)健性。

在其他控制變量方面，分樣本回歸分析有新發(fā)現(xiàn)。第一，對于城鎮(zhèn)居民而言，個人收入與其幸福感無顯著性關系，但農(nóng)村居民的收入與幸福感呈顯著正相關，即收入越高，農(nóng)村居民的幸福感越高。運用馬斯洛需求層次理論來分析，可以解釋為城鎮(zhèn)居民收入水平高于農(nóng)村居民，以個人收入為表現(xiàn)形式的低層次需求難以滿足和激勵城鎮(zhèn)居民；相反，對于農(nóng)村居民而言，收入水平較低，生活質(zhì)量不高，以個人收入為表現(xiàn)形式的低層次需求依然是農(nóng)村居民的主導性需求。第二，受教育能夠顯著提升城鎮(zhèn)居民的幸福感，而農(nóng)村居民的受教育與幸福感之間無顯著性關系，說明教育對低收入群體的影響作用遠小于對高收入群體的影響作用，也可解釋為低收入群體對教育的重視程度沒有高收入群體高。

4.3 模型穩(wěn)健性檢驗

本文為了進一步驗證主要模型1和2的穩(wěn)健性和排除年齡變量所帶來的異方差問題，將年齡變量進行分組，再進行回歸分析，分組情況見表4：

表4 年齡分組情況及描述統(tǒng)計

將分組后的變量進行有序Logit模型回歸分析，得到如下結(jié)果，見表5：

將表5結(jié)果和表2結(jié)果相比對，可以明顯的看到，各變量數(shù)據(jù)只有輕微變化，分析結(jié)果完全一致，所以本文的主要模型1和模型2具有高度的穩(wěn)健性，研究結(jié)果高度可靠。

5 結(jié)論及建議

5.1 結(jié)論

本文基于CGSS2015調(diào)查數(shù)據(jù)，將年齡作為核心變量，控制性別、民族、文化程度、個人收入、政治面貌、婚姻狀況、宗教信仰、健康狀況等變量，運用有序Logit模型進行回歸分析，得出以下結(jié)論：

居民年齡與幸福感：很顯然，根據(jù)本文實證分析的結(jié)果，居民的年齡與其幸福感是有關系的，但不是所謂的“越長大越孤單，越長大越不快樂幸?！钡年P系。依據(jù)模型1和模型2，以及分城鄉(xiāng)樣本分析的模型3和模型4均顯示居民的年齡與其幸福感呈現(xiàn)出U型曲線關系。將年齡變量進行分組，再進行有序Logit模型回歸分析以檢驗模型穩(wěn)健性，其結(jié)果也表明居民的年齡與幸福感呈U型曲線關系。這一結(jié)論對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民都具有適用性。

控制變量與居民幸福感：文章中六個模型都證明了女性比男性幸福；漢族居民與少數(shù)民族在幸福感方面沒有顯著性差異；健康狀況能對居民幸福感產(chǎn)生正向促進作用；沒有宗教信仰的居民均比有宗教信仰的居民幸福的多；已婚居民比未婚居民幸福，即婚姻能夠顯著提升居民幸福感；政治面貌為黨員或團員的居民比群眾幸福，以上所有結(jié)論均適用于城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民。以樣本總體為研究對象的模型1、2和模型5、6均顯示居民的收入與其幸福感無顯著性關系，受教育程度與幸福感呈顯著正相關。然而，將樣本細分為城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩類，分別進行回歸分析，即模型3和4的結(jié)果顯示：城市居民和農(nóng)村居民的收入和受教育程度與幸福感之間的關系存在異質(zhì)性。雖然城市居民的收入與幸福感無顯著性關系，但收入?yún)s是正向促進農(nóng)村居民幸福感的重要變量；受教育能夠顯著提升城市居民的幸福感，但受教育對農(nóng)村居民的幸福感沒起促進作用。

5.2 建議

為提升居民幸福感，助力相關部門科學有效地制定和實施政策，本文提出以下政策建議。

雖然“越長大越孤單，越長大越不快樂幸?！钡目捶ㄇ啡笨茖W依據(jù)，是個錯誤的觀點，但居民的幸福感隨著年齡的增長確實先有衰減的趨勢，即所謂“中年危機”有一定的科學依據(jù)。因此，相關部門制定政策時，應該將中年群體予以充分考慮。培育積極向上的社會氛圍，樹立正確的幸福理念，幸福不應只停留在物質(zhì)滿足上，有必要培育和諧、友善和互助的社會氛圍，加強農(nóng)村地區(qū)體育設施、社區(qū)心理醫(yī)療服務建設，關照居民的健康狀況。

貫徹落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，提高農(nóng)村居民收入水平。分樣本分析表明農(nóng)村居民年收入低于城市居民收入水平，提升收入水平能顯著提升農(nóng)村居民的幸福感?；鶎诱瀼芈鋵嶞h和國家的各項惠民政策，提升農(nóng)村居民收入水平，縮小城鄉(xiāng)差距、貧富差距，為實現(xiàn)全面小康社會奠定基礎。此外，提高政府質(zhì)量，貫徹落實各項惠民政策，進一步縮小城鄉(xiāng)、地區(qū)間收入差距。收入差距是影響居民幸福感的重要因素，提高政府質(zhì)量不僅能夠增加整體居民幸福感，而且還能縮小收入差距所引起的居民間幸福差距，促進社會公平［13］63。

各級政府要加強自身建設，提高政府質(zhì)量，貫徹落實鄉(xiāng)村振興、精準扶貧等惠民政策，特別是對農(nóng)村地區(qū)要不遺余力落實好脫貧攻堅政策、做好“兩不愁三保障”工作，逐步縮小農(nóng)村地區(qū)與中東部發(fā)達地區(qū)、城市與農(nóng)村之間的收入差距，實實在在地提升居民獲得感、幸福感。總體而言，受教育仍然能夠提升居民幸福感，教育是國之大計，應該采取多項措施，減少城鄉(xiāng)地區(qū)教育公共服務的差距。