民生視角下我國城鄉(xiāng)居民主觀幸福感

2019-08-06 10:12:26翟富珍

市場周刊 2019年6期

摘?要：分析城鄉(xiāng)居民幸福感，對清楚認識人們對美好生活的向往和提升人們的主觀幸福感具有重要意義。本文從建立民生因素綜合指標體系出發(fā)，構建民生因素與我國城鄉(xiāng)居民主觀幸福感回歸模型并進行檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：健康因子和社會態(tài)度等民生因素是城鄉(xiāng)居民主觀幸福感的重要影響因素，住房因子、服務滿意度因子、教育因子、社會保障因子和收入因子次之，而生態(tài)環(huán)境因子等民生因素對居民的主觀幸福感影響最弱。此外，具有農村戶籍的居民比城鎮(zhèn)戶籍的居民幸福感高;女性幸福感比男性高;年齡與城鄉(xiāng)居民主觀幸福感呈“U”形變化態(tài)勢;非黨員比黨員的幸福感高。

關鍵詞：民生因素;幸福感;CGSS2015;幸福經濟學

中圖分類號：F126文獻標識碼：A文章編號：1008-4428（2019）06-0184-03

一、引言

近年來，習近平總書記在多種場合多次提及幸福一詞，對于居民的主觀幸福感研究一直以來都是社會普遍關注的熱點話題。國際上對主觀幸福感的研究于二戰(zhàn)后興起，發(fā)展繁榮于20世紀60年代之后。Easterlin開啟收入與幸福感研究的先河，提出“收入幸福悖論”;Kahneman進一步闡述幸?？蓽y量性的研究進展。在國內，對于居民主觀幸福感的研究晚了近二十年。目前，國內對幸福感影響因素的研究主要包括兩個方面：一方面是居民個體或家庭特征，包括收入（李粉;申云;巫強）、教育、就業(yè)、性別、住房狀況、預期等因素（劉鈺瑩;黃慶華;張再生）;另外一方面是影響居民幸福感的外部因素，如戶籍制度、收入差距、政府質量等（湯鳳林;王健）。本文基于民生視角之下，以期對城鄉(xiāng)居民幸福感的分析考察，為進一步提升居民主觀幸福感，共享美好生活提供依據。

二、指標設定與數(shù)據來源

（一）指標設定

因變量指標為城鄉(xiāng)居民主觀幸福感（happiness），這一指標依據問卷調查對象對“您是否幸?！边@一問題的打分。選取收入狀況、文化教育、住房狀況、社會保障、就業(yè)質量、健康狀況、社會態(tài)度、生態(tài)環(huán)境以及公共服務總體滿意度作為自變量二級指標，為了對民生因素有更全面的考量，本文還設定了23個民生因素三級指標（見表1）。將調查對象的性別（gender）、戶籍（identity）、年齡（age）、年齡的平方（age2）、婚姻（marriage）作為控制變量對居民的個體屬性進行控制。其中，1表示男性，2表示女性;1表示農村戶籍，2表示城鎮(zhèn)戶籍;婚姻狀況中同居（或初婚有配偶或再婚有配偶）賦值為1，未婚為0。

（二）數(shù)據來源

本文研究數(shù)據主要使用中國人民大學中國調查與數(shù)據中心和全國各省市區(qū)的40多家大學及科研機構聯(lián)合共同完成的CGSS（2015）數(shù)據。CGSS（2015）項目覆蓋全國28個省市自治區(qū)478個村居，全面收集社區(qū)、家庭、個人等多個層次的數(shù)據資料，共完成有效問卷10968份。為降低研究的誤差，提高研究數(shù)據的準確性和實證結果的可靠性，本文從10968份調查問卷中去除被調查者隨意填寫和填寫不完整的一部分問卷，挑選出2863份問卷作為最終研究樣本。

三、模型構建與實證分析

（一）模型構建

構建模型（1）來研究民生因素對居民主觀幸福感的影響，同時在模型（1）中加入控制變量，得到模型（2）來消除居民個人屬性可能對幸福感存在影響的狀況。

（二）因子分析

本文通過因子分析法提取公共因子，并賦予公共因子以實際含義，經SPSS19.0統(tǒng)計分析軟件計算得到KMO值為0.725，Bartlett球形檢驗值為12256.807，對應的Sig值為0.000，表明因子分析具有明顯的效果。

如表2顯示，前8個主因子的特征值大于1，即從23個測試變量中提取8個公因子，累計解釋原始變量總方差的58.896%，表3為運用Kaiser 標準化正交旋轉法得到的旋轉成分矩陣。

表3中，第一個主因子在獲得公共服務的便利程度、資源分布的均衡度、資源的充足度以及公共服務的普惠性程度上均具有較高的載荷，命其為服務滿意度因子（M1）;第二個主因子在健康狀況對工作和日?；顒拥挠绊?、身體健康狀況和心理健康狀況上具有較高的載荷，命其為健康因子（M2）;第三個主因子在個人受教育程度和配偶受教育程度上具有較高的載荷，故命其為教育因子（M3）;第四個主因子在個人全年職業(yè)收入、全年家庭總收入、個人全年總收入上具有較高的載荷，命其為收入因子（M4）;第五個主因子在醫(yī)療保險參與狀況和養(yǎng)老保險參與狀況上具有較高的因子，命其為社會保障因子（M5）;第六個主因子在社會信任度和社會公正度上具有較高的載荷，命其為社會態(tài)度因子（M6）;第七個主因子在環(huán)境污染治理和對政府環(huán)境保護程度上具有較高的載荷，命其為生態(tài)環(huán)境因子（M7）;第八個主因子在住房面積上具有較高的載荷，命其為住房因子（M8）。

（三）回歸分析

通過主因子分子原模型中自變量轉換為新的公因子變量，故新的模型為：

運用SPSS19.0對上述模型分別進行回歸，回歸結果見表4。

模型（3）中的服務滿意度因子、健康因子、教育因子、收入因子、社會保障因子、社會態(tài)度因子、住房因子在1%的水平下顯著，生態(tài)環(huán)境因子在5%的水平下顯著，且上述因子與城鄉(xiāng)居民幸福感呈正相關關系。其中，健康因子與社會態(tài)度因子的回歸系數(shù)最大，生態(tài)環(huán)境因子的回歸系數(shù)最小，這說明健康因子和社會態(tài)度等民生因素是城鄉(xiāng)居民主觀幸福感的重要影響因素，住房因子、服務滿意度因子、教育因子、社會保障因子和收入因子次之，而生態(tài)環(huán)境因子等民生因素對居民的主觀幸福感影響較弱，但也不容忽視。人們的生活水平不斷改善，擁有健康的身體是享受美好生活的關鍵，健康問題越發(fā)受到居民的關注。一直以來倡導的促進社會公平正義，形成良好的社會秩序，促使居民更加關注社會的公平公正，更加關注人與人之間的信任感，居民對社會生活中種種風氣的感觀成為影響其幸福感的重要因素。此外，人們對美好生活帶來的幸福感范圍要求越來越廣，人們越來越關注教育、社會保障、政府公共資源提供的充足度、均衡度、普惠性和便利性等。

模型（4）的估計結果與模型（3）基本保持一致，但擬合優(yōu)度有所提升，這一點表明在模型中加入個人屬性變量有利于模型的改善。模型（4）估計結果顯示：戶籍變量的估計系數(shù)為負，說明具有農村戶籍的居民要比擁有城鎮(zhèn)戶籍的居民幸福感要高，這可能是由于城市經濟發(fā)展迅速，生活節(jié)奏太快，居民工作、生活壓力大所致;政治面貌的估計為正，說明非黨員居民幸福感比黨員居民要高，這可能是黨員身份對居民言行舉止諸多方面的約束所致;性別變量的系數(shù)為正，說明女性的幸福感比男性要高，這可能與女性自身的家庭、社會地位有關;年齡的平方值與居民幸福感正相關，表明居民幸福感與年齡呈“U”形變化，這可以理解為，年齡較小時，社會責任較輕或者沒有，幸福感普遍都較高，隨著年齡增長，來自諸多方面的壓力（如工作、生活等）加重，幸福感呈下降趨勢，當年齡繼續(xù)增長，隨著財富積累和自身壓力減小，居民幸福感又提升了?；橐鰻顩r變量為負，說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，這一點可以從人們觀念轉變等方面來理解。

四、結論與建議

本文通過構建民生因素與城鄉(xiāng)居民主觀幸福感研究模型，并結合CGSS（2015）數(shù)據對模型進行估計和檢驗。研究結果顯示：健康因子和社會態(tài)度等民生因素是城鄉(xiāng)居民主觀幸福感的重要影響因素，住房因子、服務滿意度因子、教育因子、社會保障因子和收入因子次之，而生態(tài)環(huán)境因子等民生因素對居民的主觀幸福感影響相對較弱;農村戶籍的居民要比擁有城鎮(zhèn)戶籍的居民幸福感要高;非黨員居民幸福感比黨員居民要高;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;居民幸福感與年齡呈“U”形變化態(tài)勢?；谝陨辖Y論，提升城鄉(xiāng)居民主觀幸福感，我們可以從以下幾個方面做出努力：

首先，加強對大病醫(yī)療的投入力度，防止居民因病、因殘致貧而令其不能享受美好生活，幸福感匱乏，同時應注意改善城鄉(xiāng)居民身體和心理的健康狀況;

其次，保障城鄉(xiāng)居民的民主平等權利，促進社會的公平正義，提高居民的社會滿意度;

再次，完善社會保障體系，提高公共服務資源的充足度、均衡度、便利性和普惠性帶給居民的幸福感;

最后，保持經濟持續(xù)健康發(fā)展，居民生活條件不斷改善、提高。

參考文獻：

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

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