基于Ordered Logistic模型的居民幸福感組群差異分析

姚曉軍，孫美平,2

（1.西北師范大學地理與環境科學學院，蘭州730070；2.中國科學院寒區旱區環境與工程研究所，蘭州730000）

基于Ordered Logistic模型的居民幸福感組群差異分析

姚曉軍1，孫美平1,2

（1.西北師范大學地理與環境科學學院，蘭州730070；2.中國科學院寒區旱區環境與工程研究所，蘭州730000）

文章以蘭州市居民幸福感調查結果為數據源，應用Ordered Logistic模型對居民幸福感在若干變量上的組群差異進行了較系統的分析。結果表明，幸福感在性別、教育程度、婚姻狀況、健康狀況、家庭氛圍、職業穩定變量上的組群差異顯著，可以認為這些變量是影響當前蘭州市居民幸福感的主要因素。提出了提高蘭州市居民幸福感的政策建議。

Ordered Logistic模型；幸福感組群差異；政策建議

1 問題的提出

幸福研究正在成為國內外學術界高度關注的一個熱點。國民幸福研究可以體現一個國家的發展觀，是與經濟可持續發展、落實科學發展觀和構建和諧社會緊密相關的議題。目前，幸福研究在全世界范圍內、不同學科領域形成了熱潮。社會公眾對幸福的追求，以及學術界對幸福這個主題的關注，均與人們對經濟迅猛發展和現代化的反思密切相關。

在GDP等經濟指標大幅度提高背景下，學術界和社會各界更加關心的是，改革開放的30多年來，人們的幸福程度是否得到同步提高？哪些群體的幸福程度可能更高一些？哪些群體的幸福感低，他們的差異是否顯著？對這些問題的初步回答，對于增進人們對社會變遷路徑的理論認識，豐富幸福的實證研究和輔助相關部門的決策，無疑具有重要的學術意義和現實意義。

2 數據與模型建立

2.1 數據來源

本研究數據來源于蘭州市居民幸福感調查。調查方式采用面對面采訪方式，問卷發放范圍包括蘭州市4個區：城關區、七里河區、安寧區和西固區，共發放問卷592份。排除14份作廢（9份回答不完全、4份漏答、1份受訪者態度不嚴肅）外，共獲得有效問卷578份，占總發放問卷數的97.64%。

2.2 幸福感Ordered Logistic模型建立

幸福感變量為有序分類變量（非常幸福、比較幸福、一般幸福、不太幸福、一點也不幸福），根據國內外學者研究成果，我們采用Ordered Logistic模型進行分析[2]，形式如下：

y*=α+β'xi+ε

式中y*表示觀測現象內在趨勢，不能直接測量；xi是被調查者的社會經濟變量，包括年齡、性別、教育程度等；α為常數項；β為模型回歸系數；ε為服從Logistic分布的隨機誤差項。

受訪市民的幸福感按5個等級給出評價。若y*≤μ1，對應等級1（非常幸福）；μ1μ4，對應等級5（一點也不幸福）。這里μ1< μ2<μ3<μ4，均為y*突變的臨界點。上述等級劃分條件可改寫成下列形式：

等級1ε≤μ1-(α+β'xi)

等級2μ1-(α+β'xi)<ε≤μ2-(α+β'xi)

等級3μ2-(α+β'xi)<ε≤μ3-(α+β'xi)

等級4μ3-(α+β'xi)<ε≤μ4-(α+β'xi)

等級5ε>μ4-(α+β'xi)

ε的分布函數為F(ε)=1/[1+exp(-ε)]，其分布圖形和等級劃分如圖1所示：

由圖1可知：

出現等級1的概率P1=F[μ1-(α+β'xi)]

出現等級2的概率P2=F[μ2-(α+β'xi)]-F[μ1-(α+β'xi)]

出現等級3的概率P3=F[μ3-(α+β'xi)]-F[μ2-(α+β'xi)]

出現等級4的概率P4=F[μ4-(α+β'xi)]-F[μ3-(α+β'xi)]

出現等級5的概率P5=1-F[μ4-(α+β'xi)]

進而可推導出：

P(y≤j)=P(y=1)+P(y=2)+…+P(y=j)=F[μj-(α+β'xi)]

式中：y表示等級，j=1,2,3,4,5。結合ε的分布函數F(ε)=1/ [1+exp(-ε)]得到如下累計Logistic模型：

將此表達式展開，可得四個累計Logit函數，即：

其中P1、P2、P3、P4、P5分別表示非常幸福、比較幸福、一般幸福、不太幸福、一點也不幸福的概率，且P1+P2+P3+P4+P5=1。等式右端β0j是反應變量各類中截距α和閾值μj的綜合，對以上四個Logit函數，不管因變量的分割點在什么位置，模型中各自變量的系數β都保持不變，所改變的只是β0j。通過最大似然估計法構建似然函數L，L對β01～β04和諸β進行優化，能使L值最大的諸β和β0j值即為所求的參數。

3 變量設置及樣本特征統計描述

3.1 變量設置

模型中因變量、解釋變量及變量類型見表1。

表1 Ordered Logistic模型的因變量和解釋變量

3.2 樣本特征統計描述

關于有效問卷578位被調查者的基本情況統計如下：男性326人，女性252人；年齡在小于等于30歲、31～50歲和50歲以上分別為250人、231人和97人；教育程度在大學及以上、大專、高中或中專、初中、小學及文盲的人數分別有146人、127人、169人、99人和37人；未婚197人，已婚354人，婚姻異常（包括離婚、喪偶和分居）27人；健康狀況很好的153人，較好253人，一般135人，較差37人；城鎮戶口453人，農村戶口125人；職業穩定327人，不穩定251人；家庭年收入在7000元以下、7001～15000元、15001～30000元、30001～50000元和50000元以上的人數分別為117人、163人、172人、79人和47人。

4 結果分析

4.1 模型結果

采用SPSS13.0對因變量和解釋變量進行Ordered Logistic回歸分析，結果見表2。其中一般模型包含了所有解釋變量，顯著模型只包含解釋變量中對幸福感影響顯著的變量。兩個模型平行線檢驗的P值（一般模型0.368、顯著模型0.395）均＞0.05，適合用Logit分析。需要指出的是：①模型中系數為公式中的-β；②解釋變量中的各分類變量系數代表該類變量對比參考類別變量的效果，其中參考類別變量的系數為0；③e-β表示在其它變量相同的情況下，研究的變量類別與參考類別幸福感的比值。

表2 Ordered Logistic模型結果

4.2 結果解釋

顯著模型與一般模型的對比結果表明：幸福感在年齡、教育程度、婚姻狀況、健康狀況、家庭關系和職業穩定變量上存在顯著的組群差異，而在收入狀況、民族、人際關系和戶口變量上沒有表現出顯著的組群差異。

（1）年齡。年齡的系數顯著為負，年齡的平方項顯著為正，這一結果表明年齡與幸福感呈“U”型曲線關系，表現為與年輕人和老年人相比，中年人幸福感最低。這可能與中年人所面對的“上有老下有小”的生活壓力有關。這一結論也被Bernd Hayo[3]對東歐一些轉型國家的研究所驗證。

（2）性別。女性的系數顯著為正，表明女性的幸福感明顯高于男性，在其他變量相同的情況下，女性的幸福感是男性的1.92倍，說明不同性別幸福感的差異顯著。這可能與城市中男女經濟地位基本平等有關；也可能與我國職業女性比例較高，男女同工同酬的現實有關。

（3）教育程度。與小學及文盲學歷的人們相比，其它4個學歷的系數都顯著為負，表明這4種學歷的人們幸福感沒有小學及文盲學歷的幸福程度高。不同學歷幸福感大小具體表現為：小學及文盲>大學及以上>大專>初中>高中或中專。這一結果在一定意義上解釋了學歷高的人未必幸福，學歷低的人也未必不幸福。

（4）婚姻狀況。與已婚群體相比，未婚群體和婚姻異常群體的系數為負，表明這兩組的幸福程度都不及已婚群體。由顯著性水平可知，已婚群體與未婚群體的幸福感差異不顯著，但與婚姻異常群體的幸福感差異顯著，表明婚姻異常是降低居民幸福感的主要因素。這一結論與國外研究結果基本吻合。Diener[4]的研究表明，婚姻狀況與幸福水平呈正相關，已婚者相比單身、離婚、分居或者喪偶有較強的幸福感。Blanchflower[5]用計量經濟學方法計算出和睦的婚姻給人們帶來的幸福價值大約為10萬美元/年。

（5）收入狀況。與收入低于7000元的人們相比，其他4組收入系數為正，且呈逐漸增大趨勢，表明幸福感隨著收入等級的提高而增加。其中收入在30001～50000元和50000元以上的人們幸福感明顯高于參照人群的幸福感，這可能與收入較高，也就意味著個人生存與發展的自我控制力與自我選擇力較多，因而也就會有較多的幸福體驗有關。但是收入變量最終沒有通過顯著模型的檢驗，表明收入對幸福的影響不顯著。

（6）健康狀況。與健康狀況一般的人們相比，健康狀況很好和較好的系數顯著為正，而健康狀況較差的系數顯著為負，表明不同健康狀況的幸福感差異顯著。健康狀況很好和較好的人們幸福感分別是一般健康人們幸福感的2.44倍和1.82倍，而身體健康狀況較差的人們僅是一般健康的人們0.46倍，這就充分說明健康與幸福之間關系的密切性以及人們對自身健康高度關注的合理性。

（7）家庭關系。幸福感在家庭關系變量上的組群差異顯著，類似于健康狀況變量。表現為家庭關系很融洽、比較融洽、比較差的三組群體幸福感分別是家庭關系一般群體幸福感的5.21倍、3.39倍和0.16倍。表明家庭關系越融洽、家庭氛圍越和諧，人們的幸福感越高，反之幸福感越低。

（8）民族。少數民族人們的幸福感低于漢族幸福感，兩者差異沒有達到顯著性水平。

（9）人際關系。與沒有朋友的人們相比，有朋友的人們幸福感更高，幸福感差異接近顯著性水平。這與國外的研究結論一致，例如美國社會心理學家戴維·邁爾斯的研究認為，有好朋友是幸福的開心果，并把好朋友比作是幸福的源泉。

（10）職業穩定。職業穩定群體的系數顯著為正，表明職業穩定群體的幸福感顯著高于不穩定群體的幸福感。這可能與我國當前的各種社會福利和社會保障制度尚處于建立和完善之中有關，職業穩定與否往往與個人的經濟狀況密切相關。Theodossiou[6]和Blanchflower[5]的研究表明，失業人員感到不幸福，而且與其他人員相比其幸福感是最低的。

（11）戶口。城鎮戶口和農村戶口的居民幸福感差異不顯著，但表現為城鎮居民比農村居民的幸福感高一些。這可能是因為戶口在某種程度上可以讓城里人生活的相對方便一些。

5 政策建議

基于上述分析結果，本文對增強居民幸福感提出如下幾點政策建議，以期為政府制定相關政策提供科學依據和理論支持，進一步推進和諧社會發展。

（1）大力發展經濟，增加貧困人口收入。

（2）重視教育發展，減輕知識分子壓力。

（3）豐富社區文化，改善人際關系。

（4）加快醫保進程，改善就醫環境。

（5）構建和諧家庭，推動社會進步。

[1]中國統計年鑒編輯部．中國統計年鑒[M]．北京：中國統計出版社，2006．

[2]王濟川，郭志剛．Logistic回歸模型——方法與應用[M]．北京：高等教育出版社，2001．

[3]Hayo,B.Happiness in Transition:An Empirical Study on Eastern Europe[J].Economic Systems,2007,31(2).

[4]Diener E，Biswas-Diener R.New Directions in Subjective Wellbeing Research:The Cutting Edge[J].Indian Journal of Clincal Psychology,2000,(27).

[5]Blanchflower,D,Oswald,A.Well-being over Time in Britain and the USA[J].Journal of Public Economics,2004,88.

[6]Theodossiou.The Effects of Low-pay and Unemployment on Psychological well-being:a Logistic Regression Approach[J].Journal of Health Economics,1998,(17).

(責任編輯/亦民)

F222.1

A

1002-6487（2011）06-0083-03

西北師范大學地環學院青年教師科研基金資助項目（NWNUDHXYKYXM-2009-3）；甘肅省教育廳科研項目（0701-24）

姚曉軍（1980-），男，山西夏縣人，博士研究生，研究方向：生態經濟。

孫美平（1981-），男，遼寧沈陽人，博士研究生，研究方向：生態經濟與國民幸福核算。