民生视角下我国城乡居民主观幸福感

时间：2024-04-24

摘要：分析城乡居民幸福感，对清楚认识人们对美好生活的向往和提升人们的主观幸福感具有重要意义。本文从建立民生因素综合指标体系出发，构建民生因素与我国城乡居民主观幸福感回归模型并进行检验。研究发现：健康因子和社会态度等民生因素是城乡居民主观幸福感的重要影响因素，住房因子、服务满意度因子、教育因子、社会保障因子和收入因子次之，而生态环境因子等民生因素对居民的主观幸福感影响最弱。此外，具有农村户籍的居民比城镇户籍的居民幸福感高;女性幸福感比男性高;年龄与城乡居民主观幸福感呈“U”形变化态势;非党员比党员的幸福感高。

关键词：民生因素;幸福感;CGSS2015;幸福经济学

中图分类号：F126文献标识码：A文章编号：1008-4428（2019）06-0184-03

一、引言

近年来，***总书记在多种场合多次提及幸福一词，对于居民的主观幸福感研究一直以来都是社会普遍关注的热点话题。国际上对主观幸福感的研究于二战后兴起，发展繁荣于20世纪60年代之后。Easterlin开启收入与幸福感研究的先河，提出“收入幸福悖论”;Kahneman进一步阐述幸福可测量性的研究进展。在国内，对于居民主观幸福感的研究晚了近二十年。目前，国内对幸福感影响因素的研究主要包括两个方面：一方面是居民个体或家庭特征，包括收入（李粉;申云;巫强）、教育、就业、性别、住房状况、预期等因素（刘钰莹;黄庆华;张再生）;另外一方面是影响居民幸福感的外部因素，如户籍制度、收入差距、政府质量等（汤凤林;王健）。本文基于民生视角之下，以期对城乡居民幸福感的分析考察，为进一步提升居民主观幸福感，共享美好生活提供依据。

二、指标设定与数据来源

（一）指标设定

因变量指标为城乡居民主观幸福感（happiness），这一指标依据问卷调查对象对“您是否幸福”这一问题的打分。选取收入状况、文化教育、住房状况、社会保障、就业质量、健康状况、社会态度、生态环境以及公共服务总体满意度作为自变量二级指标，为了对民生因素有更全面的考量，本文还设定了23个民生因素三级指标（见表1）。将调查对象的性别（gender）、户籍（identity）、年龄（age）、年龄的平方（age2）、婚姻（marriage）作为控制变量对居民的个体属性进行控制。其中，1表示男性，2表示女性;1表示农村户籍，2表示城镇户籍;婚姻状况中同居（或初婚有配偶或再婚有配偶）赋值为1，未婚为0。

（二）数据来源

本文研究数据主要使用中国人民大学中国调查与数据中心和全国各省市区的40多家大学及科研机构联合共同完成的CGSS（2015）数据。CGSS（2015）项目覆盖全国28个省市自治区478个村居，全面收集社区、家庭、个人等多个层次的数据资料，共完成有效问卷10968份。为降低研究的误差，提高研究数据的准确性和实证结果的可靠性，本文从10968份调查问卷中去除被調查者随意填写和填写不完整的一部分问卷，挑选出2863份问卷作为最终研究样本。

三、模型构建与实证分析

（一）模型构建

构建模型（1）来研究民生因素对居民主观幸福感的影响，同时在模型（1）中加入控制变量，得到模型（2）来消除居民个人属性可能对幸福感存在影响的状况。

（二）因子分析

本文通过因子分析法提取公共因子，并赋予公共因子以实际含义，经SPSS19.0统计分析软件计算得到KMO值为0.725，Bartlett球形检验值为12256.807，对应的Sig值为0.000，表明因子分析具有明显的效果。

如表2显示，前8个主因子的特征值大于1，即从23个测试变量中提取8个公因子，累计解释原始变量总方差的58.896%，表3为运用Kaiser 标准化正交旋转法得到的旋转成分矩阵。

表3中，第一个主因子在获得公共服务的便利程度、资源分布的均衡度、资源的充足度以及公共服务的普惠性程度上均具有较高的载荷，命其为服务满意度因子（M1）;第二个主因子在健康状况对工作和日常活动的影响、身体健康状况和心理健康状况上具有较高的载荷，命其为健康因子（M2）;第三个主因子在个人受教育程度和配偶受教育程度上具有较高的载荷，故命其为教育因子（M3）;第四个主因子在个人全年职业收入、全年家庭总收入、个人全年总收入上具有较高的载荷，命其为收入因子（M4）;第五个主因子在医疗保险参与状况和养老保险参与状况上具有较高的因子，命其为社会保障因子（M5）;第六个主因子在社会信任度和社会公正度上具有较高的载荷，命其为社会态度因子（M6）;第七个主因子在环境污染治理和对政府环境保护程度上具有较高的载荷，命其为生态环境因子（M7）;第八个主因子在住房面积上具有较高的载荷，命其为住房因子（M8）。

（三）回归分析

通过主因子分子原模型中自变量转换为新的公因子变量，故新的模型为：

运用SPSS19.0对上述模型分别进行回归，回归结果见表4。

模型（3）中的服务满意度因子、健康因子、教育因子、收入因子、社会保障因子、社会态度因子、住房因子在1%的水平下显著，生态环境因子在5%的水平下显著，且上述因子与城乡居民幸福感呈正相关关系。其中，健康因子与社会态度因子的回归系数最大，生态环境因子的回归系数最小，这说明健康因子和社会态度等民生因素是城乡居民主观幸福感的重要影响因素，住房因子、服务满意度因子、教育因子、社会保障因子和收入因子次之，而生态环境因子等民生因素对居民的主观幸福感影响较弱，但也不容忽视。人们的生活水平不断改善，拥有健康的身体是享受美好生活的关键，健康问题越发受到居民的关注。一直以来倡导的促进社会公平正义，形成良好的社会秩序，促使居民更加关注社会的公平公正，更加关注人与人之间的信任感，居民对社会生活中种种风气的感观成为影响其幸福感的重要因素。此外，人们对美好生活带来的幸福感范围要求越来越广，人们越来越关注教育、社会保障、政府公共资源提供的充足度、均衡度、普惠性和便利性等。

模型（4）的估计结果与模型（3）基本保持一致，但拟合优度有所提升，这一点表明在模型中加入个人属性变量有利于模型的改善。模型（4）估计结果显示：户籍变量的估计系数为负，说明具有农村户籍的居民要比拥有城镇户籍的居民幸福感要高，这可能是由于城市经济发展迅速，生活节奏太快，居民工作、生活压力大所致;政治面貌的估计为正，说明非党员居民幸福感比党员居民要高，这可能是党员身份对居民言行举止诸多方面的约束所致;性别变量的系数为正，说明女性的幸福感比男性要高，这可能与女性自身的家庭、社会地位有关;年龄的平方值与居民幸福感正相关，表明居民幸福感与年龄呈“U”形变化，这可以理解为，年龄较小时，社会责任较轻或者没有，幸福感普遍都较高，随着年龄增长，来自诸多方面的压力（如工作、生活等）加重，幸福感呈下降趋势，当年龄继续增长，随着财富积累和自身压力减小，居民幸福感又提升了。婚姻状况变量为负，说明未婚居民幸福感比已婚（同居或初婚有配偶或再婚有配偶）幸福感高，这一点可以从人们观念转变等方面来理解。

四、结论与建议

本文通过构建民生因素与城乡居民主观幸福感研究模型，并结合CGSS（2015）数据对模型进行估计和检验。研究结果显示：健康因子和社会态度等民生因素是城乡居民主观幸福感的重要影响因素，住房因子、服务满意度因子、教育因子、社会保障因子和收入因子次之，而生态环境因子等民生因素对居民的主观幸福感影响相对较弱;农村户籍的居民要比拥有城镇户籍的居民幸福感要高;非党员居民幸福感比党员居民要高;女性的幸福感比男性要高，且未婚居民幸福感比已婚（同居）幸福感高;居民幸福感与年龄呈“U”形变化态势。基于以上结论，提升城乡居民主观幸福感，我们可以从以下几个方面做出努力：

首先，加强对大病医疗的投入力度，防止居民因病、因残致贫而令其不能享受美好生活，幸福感匮乏，同时应注意改善城乡居民身体和心理的健康状况;

其次，保障城乡居民的民主平等权利，促进社会的公平正义，提高居民的社会满意度;

再次，完善社会保障体系，提高公共服务资源的充足度、均衡度、便利性和普惠性带给居民的幸福感;

最后，保持经济持續健康发展，居民生活条件不断改善、提高。

参考文献：

[1]Richard A. Easterlin. Does Economic Growth Improve the Human Lot？Some Empirical Evidence[M].New York and London：Academic Press，1974：89-125.

[2]Kahneman D.Developments in the measurement of subjective well-being[J].Journal of Economic perspectives，2006（20）：3-24.

[3]李粉，廖红君. 休闲、收入与城镇居民幸福感——来自中国家庭追踪调查的证据[J].人口与经济，2018（1）：103-109.

[4]申云，贾晋.收入差距、社会资本与幸福感的经验研究[J].公共管理学报，2016 （3）：100-110.

[5]巫强，周波.绝对收入、相对收入与伊斯特林悖论：基于CGSS的实证研究[J].南开经济研究，2017（4）：41-54.

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[7]黄庆华，张明，姜松，涂先进.教育影响农村居民幸福感的效应及机制[J].农业技术经济，2017（9）：67-74.