教育对主观幸福感的作用路径分析

发布时间：2024-11-24 23:12

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教育对主观幸福感的作用路径分析
The Path Analysis of the Effect of Education on Subjective Well-Being

1. 引言

幸福感(Happiness)是人类积极情绪情感的一种表达方式，也一直是心理学家构建人类福祉持续关注的对象(Fisher, 2010)。感到幸福是人们最基本的生活体验，大多数人在大多数时间都能体味到基本的幸福(Diener & Diener, 1996)。从有人类历史以来，幸福感就引起了哲学家的思考，但对该领域的研究却直到最近几十年才开始(McMahon, 2006)。幸福感的经验研究始于20世纪70时代，2000年后得益于社会科学研究方法的创新突破，以及积极心理学和幸福经济学的出现而有了突飞猛进的发展(Veenhoven, 2015)。

幸福感上升不仅能增加劳动力享有的社会资本，促进劳动力工作搜寻的努力，提高劳动力显性和隐性就业的概率(李树，陈刚，2015)，还能提升个人工作的满意度、增加对工作的投入、提升个人工作的效率(Fisher, 2010)等。除此以外，幸福感还与个人的健康状况密切相关。经验研究显示主观幸福感的感知一方面受个人身体健康状况的影响，受幸福感影响的个人情绪反过来又影响身体的健康水平(Borghesi & Vercelli, 2012)。一般来说，幸福感较高的人寿命也较长。可见，幸福感是衡量人们身心健康的重要指数(Chiang et al., 2015)。幸福感的提升还会产生其他重要影响，例如增强社会凝聚力，保证国家经济稳定而又持续的增长(Gilead, 2012)。可见，社会幸福感的营造对于社会的可持续发展和和谐社会的建设具有重要意义(Cloutier & Pfeiffer, 2015)。

2. 主观幸福感的定义、测量及其发展

幸福研究中“幸福”一词在国际研究中一般有5个对应词，即“well-being, happiness, welfare, hedonia, eudemonia”，除去后两者常用于哲学、伦理学研究文献中，前三者的语意基本是相同的(丘海雄，李敢，2012)，只是不同领域学者的使用方式不同罢了(Veenhoven, 2015)。目前研究中大多以主观幸福指数(Subjective well-being, 简称SWB)和幸福感(Happiness)作为衡量居民生活质量的指标(丘海雄，李敢，2012；邢占军，2006)。在西方的一些研究文献中也有直接把“生活质量”与“幸福”两个词等同起来使用的(丘海雄，李敢，2012)。

目前学术界普遍接受的主观幸福感(Subjective well-being, 简称SWB)概念是由迪纳(Diener)提出的，是指个体根据自定的标准对其生活质量的整体性评估(Diener, 1984)。迪纳的界定强调一种快乐论主义的去向，主要关注个人对自己整体生活的满意和幸福的评估(苗元江，2011)。

在政策领域，人们越来越关注主观幸福感，并将其作为人均GDP的补充和替代(理查德·伊斯特林等，2013)。GDP被用来衡量人们物质生活水平提高的幅度，主观幸福感则描述了人们的生活环境和生活质量。经过几十年的发展，幸福感研究在当前的重点如何应用，如何融入到社会发展体系中去，成为社会幸福感衡量指数的问题(苗元江，2011)。

幸福感的研究很大程度上基于个人的主观感受和评价。对该问题的测度一般也分为两种形式，一种是要求被访者选择他们的幸福级别，分为非常幸福、幸福、不太幸福、不幸福四类。另一种对幸福感和满意度的测量设置成1到10分的连续数字，要求被访者选出最能代表自己主观感受的数字(Yew-Kwang, 2008)。伊斯特林针对中国的研究采用的问题是约瑟夫·斯蒂格利茨(Joseph Stiglitz)、阿马蒂亚·森(Amartya Sen)和让–保罗·菲图西(Jean-Paul Fitoussi)所推荐的主观幸福感问卷设计：“把所有事情都考虑在内，你对你最近的生活有多满意?请用1~10之间的数字来回答，1表示最不满意，10表示最满意”。世界幸福感数据库中使用的也是该问题。

让人们用1到10分来给自己的生活满意度打分，这种方式比传统的客观衡量方法能提供更多有价值的信息(Stiglitz et al., 2009)。幸福感的程度更多地取决于主观因素而较少受客观环境影响。主观因素又很大程度上由我们的成长经历所决定，例如教育、社会交往等一系列因素(Yew-Kwang, 2008)。从心理测评的视角来看，当人们对他们的生活满意度进行评价时，他们所说的是他们的总体感知和真实想法，在这种情况下他们的回答可以进行跨社会、跨国家、跨文化的比较并经得起时间的考验(Helliwell, 2008)。也有学者(Michalos, 2008)认为对生活质量的测度不能仅凭借单一的主观性问题来评定，而要综合考评各种指标。主观幸福感的测度要包括幸福感、生活满意度、工作满意度还有健康、家庭等多方面的因素。

对人类幸福的研究早期是对主观幸福感的分析，近来学者们逐步转向生活满意度(Life satisfaction)的研究。也有学者在研究本国居民的幸福感知时既考查了主观幸福感又考查了生活满意度(Selim, 2008; Vinson & Ericson, 2014)。伊斯特林认为，生活满意度是一个用来描述人们的生活环境和幸福感的更全面、更有意义的指标(理查德·伊斯特林等，2013)。

因此，本文沿用伊斯特林幸福研究中所采用的生活满意度作为测度指标1，用来描述一个人对自己生活的整体感知。

3. 教育与主观幸福感的研究综述

3.1. 早期关于教育与主观幸福感的研究

早先关于教育与主观幸福感的研究，学者们的观点莫衷一是。威特(Witter et al., 1984)等人在大量文献研究的基础上发现受教育水平只能解释1%~3%的幸福感差异。无论是梅尔(Myers)还是迪纳(Diener)关于幸福感的研究中都没有把教育作为主要变量纳入方程(Michalos, 2008)。莱亚德(Layard, 2005)对这一现象进行了更深入的剖析，认为尽管教育可以通过增加收入来提升人们的幸福感，但是教育本身对幸福感的获得是不具有显著作用的。研究中采用受教育水平变量测度的只是教育对幸福感获得的直接作用。教育对人们幸福感的影响更多地通过间接效应发挥作用，这时所涉及的教育则是广义上的教育(Michalos, 2008)。克罗克(Crocker, 2002)则认为当代社会的幸福感不仅仅来源于传统人力资本，一个人掌握的知识和拥有的思维方式也极大地决定了他是否拥有较高的幸福感。教育则是个人获得知识并学会思考的最基本方式。

卢梭一直提倡把提升人们的主观幸福感作为教育的核心目标(Gilead, 2012)。他认为教育在发展人力资本的过程中，如果不教会人们控制自己的欲望，就根本不会对人们幸福感的提升起到任何作用。布里格豪斯(Brighouse)也认为国家的教育政策应该以培养人们过上幸福的生活为目标(Warnick, 2009)。当前的教育培养了人们谋生的手段，意图让人们通过社会经济地位的提高来提高幸福感。但众多研究都显示当收入和财富增长达到一定程度以后，人们的幸福感就会停滞不前(Warnick, 2009)。

3.2. 教育与幸福感在宏观国家层面上的差异

近年来关于幸福感的研究发现教育在发达国家和发展中国家的效应并不相同。从微观层面看，受教育年限与幸福感的关系在经济比较落后的国家表现为强相关性，在富裕国家则表现为弱相关性甚至是反向相关，受教育程度越高的人，反而幸福感越低(Veenhoven, 2015)。宏观的幸福感研究发现整体受教育水平较高的国家人们的幸福感也更高。这说明教育对幸福感的影响更多地是通过间接因素而非直接因素发挥作用。还有一些经验研究对此得出了不同的结论。作为发展中国家，土耳其的研究发现中等教育程度对女性的生活满意度有直接且负面的影响。高等教育程度则对个人的生活满意度不具有任何影响(Selim, 2008)。世界价值观调查针对70个国家10万余人的调查分析结果显示，无论国家类型、经济发展程度、地理位置如何，受教育程度都是决定人们主观幸福感的三大主要因素之一(Kroll, 2013)。

3.3. 教育的不同界定方式对幸福感的影响

也有学者认为教育和主观幸福感的关系取决于对教育和主观幸福感的操作化界定。如果把教育等同于受教育程度，划分为小学、中学和大学学历，则会发现教育对幸福感的影响微乎其微(Michalos, 2008)。如果把教育等同于人们不断学习知识和社会化的过程，教育则对人们幸福感的影响具有不可替代的作用。人们常用一些客观物质指标来衡量生活质量和幸福感，这些指标包括社会状况、经济状况和文化环境状况等。人们对这些情况的感知取决于该物质因素是如何作用于人的思维意识，并如何被人们看待，最终又会导致什么样的行为。人们的感知、思索、行为反过来又会作用于人们的生活状况。而人们对相同事物的不同感知、思考和行动都跟所接受的广义上的教育密切相关(Michalos, 2008)。

国内学者的研究也呈现出与国外研究类似的结论。有得出受教育水平对幸福感有直接效应的(刘军强，熊谋林，苏阳，2012；黄嘉文，2013；边燕杰，肖阳，2014)，有发现教育只是通过间接的机会提升带来幸福感的提高的(何立新，潘春阳，2011)，还有的发现教育不仅直接影响幸福感的程度，通过中介变量的作用也间接地作用于幸福感的提升(邢占军，张羽，2007)。先前研究大多着眼于收入对于人们幸福感的提升，关于教育对幸福感的间接效应，尤其是通过影响社会道德规范及包容度的间接效应考察较少。教育水平的提升是否能够提高人们的社会道德规范和对社会现象的包容程度？人们道德规范水平提升、对社会包容度提升是否能同时提升个人的主观幸福感？这些都是需要解答的问题。

4. 研究假设的提出

影响幸福感和生活满意度的因素有很多，收入和财富增长被认为是人们获得幸福感的最主要因素而得到经济学家的青睐。法国经济表现和社会进步委员会的报告指出财富只是获取幸福的手段。幸福除了财富因素外，更多地涉及非收入因素(健康、家庭关系、职业、教育等) (丘海雄，李敢，2012)。社会学对幸福的研究更是偏重于运用社会资本的视角，突出亲情、友情、邻里之情等社会支持和参与的功能(丘海雄，李敢，2012)。研究结果表明，西方国家的个人幸福感很大部分取决于个人竞争力和个人成就的社会文化，而中国人的幸福感则跟团队内部的关系和谐、家庭内部的关系，以及集体幸福度相关(Hui & Villareal, 1989)。亚洲29国的研究也表明，性别(尤其是女性)、年龄(20~29岁和60~69岁)、婚姻、高收入、教育水平、学生/退休/家庭主妇、信仰宗教、良好的健康、高度的社会信任水平都能显著提升个人的主观幸福感。针对武汉市的幸福调查也显示美满的家庭、健康的心态、满意的工作、良好的社会环境、积极接纳自己是武汉市居民幸福感的主要来源(郭永玉，李静，2009)。总的来说，影响幸福感的因素具体可分为以下几个方面。

4.1. 人口学因素

变量的人口学因素涵盖年龄、性别、教育、健康。健康状况既和个人的社会经济地位相关又影响着个人的幸福感满意度(Vinson & Ericson, 2014)。教育是社会融入程度的首要决定因素(Vinson et al., 2009)。

年龄。年龄和幸福感的因果关系已经得到了普遍证实，年龄与幸福感呈U型结构，中年阶段由于生活的种种压力，在整个人生历程中幸福感最低(边燕杰，肖阳，2014)。

性别。基于亚洲29国的对比研究发现，性别对幸福感的提升存在显著作用，普遍来看女性的幸福感普遍高于男性(黄嘉文，2013；边燕杰，肖阳，2014；Carr et al., 2014)。

健康。健康状况同样能影响到人们对幸福的感知。良好的健康有助于人们主观幸福感的提升(Vinson & Ericson, 2014)。经验研究发现健康状况比收入更能影响人们的主观幸福感受(Clark & Oswald, 2002; Ferrer-i-Carbonell & van Praag, 2002; Frey & Stutzer, 2002; De Mello &Tiongson, 2009)。

4.2. 社会经济地位因素

阶层作为世界价值观调查的主要变量也被普遍列入幸福感的研究中(Vinson & Ericson, 2014)。自我认定社会阶层也对主观幸福感和生活满意度有显著影响(Vinson & Ericson, 2014; Veenhoven, 2015)。

收入。探索影响幸福感和满意度的收入因素就不得不提“伊斯特林悖论”(Easterlin Paradox)，也被称为“幸福悖论”(Happiness Paradox)。伊斯特林早在1974年就提出收入水平高的人会感觉更加幸福(Easterlin, 1974)。后来伊斯特林对“幸福悖论”进行了修正，提出了“伊斯特林新悖论”。“伊斯特林新悖论”认为在人均GDP低于平均水平的情况下，经济增长可以显著提升生活满意度，但超过某一个节点，这种提升就会减缓(理查德·伊斯特林等，2013)。

职业。职业作为另外一个衡量社会经济地位的指标也对人们幸福感的提升起着重要作用(Veenhoven, 2015)。从经济资源的视角看，职业地位越高，个人所能获得的社会经济资源越多，幸福感就越高。从权力支配的视角看，职业层次越高，支配别人的权力越大，个人的幸福感就越高(边燕杰，肖阳，2014；Veenhoven, 2015)。

4.3. 社会关系因素

社会关系在人们幸福感的塑造中扮演中极其重要的角色(Diener & Seligman, 2002; Fowler & Christakis, 2008; Holder & Coleman, 2009; Layard & Layard, 2011; Leyden et al., 2011; Lucas & Dyrenforth, 2006)。和他人的交往使我们免于孤单，并长期影响身心健康。同时，社会关系也是一种社会资本。

婚姻。婚姻质量包含很多维度，其中婚姻满意度作为最具有代表的总体性婚姻感知评价是衡量婚姻质量的最有效指标(Kamp Dush et al., 2008; Lee & Ono, 2012; Carr et al., 2014; Veenhoven, 2015)。

社会信任。对他人的信任、对家人的信任以及对不同群体公平权利的认知等信任变量也被用来衡量普遍的幸福感(Berkman & Kawachi, 2000; Vinson & Ericson, 2014)。对他人的普遍社会信任和对家人的信任能显著影响人们的幸福感水平(Vinson & Ericson, 2014)。

4.4. 对社会公平正义的感知

研究发现有一些主观因素比客观物质因素更能影响人们主观幸福的感受。这些因素包括社会公平、身体健康和安全感(Yew-Kwang, 2008)。但另一些学者则发现，生活状况能显著影响人们的幸福感水平，社会不公平的感知则不能对幸福感产生负面影响(Veenhoven, 2015)。

4.5. 教育与以上因素的关系

目前国外学者对教育与幸福感的研究有两种结论。一是受教育程度本身对幸福感的提升有显著作用(Veenhoven, 2015)。二是教育本身并不能带来幸福感的提升，只能通过中介变量让人们所学到的知识和思考能力发挥间接作用(Layard, 2005; Michalos, 2008)。国外学者的研究大都立足于本国经济发展程度的基础上，研究结论并不一定符合中国的实际情况。

对此方面国内学者也有了大量而又深入的研究。何立新等人发现教育水平本身对幸福感的直接效应并不显著，只是教育水平的提高会带来更多的机会从而间接促进幸福感的提升。对收入差距和机会不均的容忍程度是目前影响中国居民幸福感的主要内在因素。教育通过对人们社会不平等容忍程度的影响间接地对幸福感发生作用(何立新，潘春阳，2011)。黄嘉文虽然也认为受教育水平并不直接作用于幸福感的获得，但她认为教育是通过提高个人的经济地位或职业地位来影响个人的幸福程度(黄嘉文，2013)。在刘军强、边燕杰等人的研究中，被操作化为受教育水平和受教育年限的教育变量则一直作为主要影响因素提升着人们的主观幸福感和生活满意度(刘军强，熊谋林，苏阳，2012；黄嘉文，2013；边燕杰，肖阳，2014)。邢占军、张羽的研究也发现，受教育程度不仅直接对主观幸福感存在显著地正向影响，同时还通过社会支持这一中介变量对主管幸福感产生间接影响(邢占军，张羽，2007)。在此基础上，提出本文的假设：

假设1：教育对人们幸福感的提升具有显著作用。

具体分为：

假设1a：教育的幸福感效用体现为教育本身对人们幸福感的提升。

假设1b：教育的幸福感效用体现为通过提升人们的经济地位间接地提高人们的幸福感水平。

假设1c：教育的幸福感效用体现为通过提升人们的社会信任水平、对社会公平的容忍程度间接地提高人们的幸福感水平。

5. 研究方法与数据分析

本部分主要介绍研究幸福感所用的数据、具体的分析方法、变量的操作化过程以及分析结果的解读。

5.1. 数据来源

分析数据来源于武汉大学社会调查研究中心(CSSR)所做的2014年武汉市社会状况综合调查。此次调查主要是针对武汉市居民所做的一项关于社会综合状况的调查，共涉及武汉市所辖的13个区，32个街道，63个居委会/村委会，回收有效问卷1878份，回收率高达99.6%。为研究问题的考察分析提供了理想的数据。由于考察教育的间接效应，因此采用结构方程模型进行分析。分析软件采用SPSS 17.0和Amos 21.0。

5.2. 变量

本文考察教育对幸福感的效应是通过直接影响还是间接影响进行？如果是间接效应，是经济效应还是非经济效应？在此基础上，自变量本分三个部分，教育本身，教育的经济效应、教育的非经济效应。

5.2.1. 因变量

本文的因变量沿袭伊斯特林的研究参数，采用生活满意度作为衡量人们幸福感的指标2。同时，为了避免单一问题对研究结论支持的薄弱性，生活满意度采用复合指标。2014年武汉市综合社会调查中与生活满意度相关的问题共有7个，分别是教育程度满意度、健康状况满意度、社交生活满意度、家庭关系满意度、家庭经济满意度、休闲娱乐满意度、以及总的生活满意度。为了便于分析，采用因子分析的方法对7个指标提取公因子。

经过分析数据的信度检验结果为0.850，效度检验结果为0.873，Bartlett的球形度检验结果为P < 0.001，各项指标均达到做因子分析的标准。具体分析结果见表1。

因子负荷值

共同度

教育程度

0.618

0.382

健康状况

0.660

0.435

社交生活

0.750

0.562

家庭关系

0.669

0.448

家庭经济

0.780

0.608

休闲娱乐

0.781

0.610

总的生活满意度

0.851

0.724

特征值

3.769

累积方差%

53.846

提取一个公因子，命名为幸福感

极小值

−3.685

极大值

2.170

均值

0.000

标准差

1.000

1864

Table 1. Result of factor analysis

表1. 因子分析结果

因子分析中提取出的一个公因子命名为幸福感并作为幸福感研究的因变量。由于该因变量为连续型变量，因此采用最小二乘法线性回归模型(OLS)进行分析。

5.2.2. 自变量

人口学变量。根据已有的经验研究结果，人口学自变量中纳入年龄、性别两项因素。但由于国内外众多研究显示年龄和幸福感呈现非线性的U型结构，为了更加契合二者之间的关系，在人口学因素中再加入年龄平方作为自变量。在编码过程中，参考已有研究中女性幸福感高于男性的结论，女性编码为1，男性编码为0。

核心自变量。本文核心自变量为教育，由于采用的方法为路径分析法，因此教育操作化为受教育年限，未上学 = 0，小学 = 6，初中 = 9，中专/职高技校/高中 = 12，大学专科 = 15，大学本科 = 16，研究生 = 19。

经济地位变量。考察教育对幸福感影响的间接效应中经济效应采用的变量是经济地位变量。具体指代收入变量。收入考察的是被访者2013年的个人全年收入，不仅包括工资，还包括奖金、津贴、投资和理财收入等，能较全面地反映被访者的经济状况。由于收入呈偏态分布，因此对收入做了取对数处理。

社会道德和规范变量。社会道德和规范变量作为教育对幸福感间接作用中非经济影响，主要纳入了社会信任水平、社会公平正义水平和财富及收入分配的公平度三个变量。社会信任水平和社会公平正义水平变量作为连续型变量直接纳入方程。财富及收入分配的公平程度考察共分为五个维度，非常不公平、不太公平、比较公平、非常公平、不好说。在编码的过程中，合并为两个维度，1 = “公平”，0 = “不公平”，“不好说”设置为缺失项。

5.3. 结构方程模型

表2是对所有纳入OLS模型和路径分析模型变量的描述性分析。其中，年龄、受教育年限、社会诚信程度、社会公平正义水平、收入对数为连续型变量。性别、职业、单位性质、财富及收入分配公平为虚拟变量。

变量名称

描述性统计特征

人口学变量

性别

0 = “男性”(46%)，1 = “女性”(54%)

年龄

年龄区间为[18,71]，均值 = 46岁，标准差 = 14.61

核心自变量

受教育年限

区间介于[0,19]，均值 = 10.84，标准差 = 4.15

间接效应——经济效应

收入(取对数)

区间介于[5.52,14]，均值 = 10.09，标准差 = 1.07

间接效应——社会道德和规范效应

社会信任程度

区间介于[1,10]，均值 = 6.56，标准差 = 2.013

社会公平正义水平

区间介于[1,10]，均值 = 6.77，标准差 = 1.756

财富及收入分配公平度

1 = “公平”(31.4%)，0 = “不公平”(68.6%)

Table 2. Descriptive statistical characteristics of each variable

表2. 各变量描述性统计特征

表3是教育与幸福感结构方程模型各变量相关性分析，受教育年限与各变量均在P < 0.01水平上显著相关，其中与社会经济变量呈正相关，与道德和规范变量呈反相关。幸福感变量与所有变量都在P < 0.01水平上呈显著正相关。

受教育年限

收入

社会信任

公平正义

财富公平

受教育年限

−

收入

0.463**

社会信任

−0.222**

−0.164**

公平正义

−0.185**

−0.126**

0.751**

财富公平

−0.135**

−0.098**

0.267**

0.264**

幸福感

0.168**

0.163**

0.369**

0.360**

0.190**

Table 3. Correlation analysis of variables

表3. 各变量相关性分析

**.在0.01水平(双侧)上显著相关。

表4显示了受教育年限对各中介变量的因果分析结果。由于收入、社会信任、社会公平与正义水平是连续型变量，因此采用最小二乘法线性回归模型。职业、单位性质、财富及收入公平为虚拟变量，因此采用二元逻辑斯蒂回归模型。回归结果显示，受教育年限对中介变量全部在P < 0.001水平上作用显著。只是教育对社会经济地位的作用更加显著，对社会道德和规范的作用稍微微弱些。受教育年限对社会信任水平、社会公平正义水平和财富及收入分配水平呈现负向的影响作用，受教育程度越高的人，对社会的诚信程度、公平正义水平评价越低，他们对社会不公平现象的认知更为透彻，期望也更高。

主自变量：受教育年限

Coef.

S.E.

pseudo R2

社会经济地位因变量

收入(取对数)

0.108***

0.007

0.257

信任与社会公平因变量

社会信任

−0.069***

0.011

0.065

社会公平正义水平

−0.065***

0.013

0.049

财富及收入分配公平

−0.090***

0.015

0.029

Table 4. Regression analysis of years of education and various mediator variables

表4. 受教育年限与各中介变量的回归分析

备注：***P < 0.001。

图1是受教育年限与收入和道德与规范的结构方程模型。模型采用最大似然法进行分析，是一个递归模型。路径分析软件采用的是Amos 21.0。

Figure 1. Structural equation model of education years and income and morality and norms

图1. 受教育年限与收入和道德与规范的结构方程模型

拟合指数

X2/df

GFI

AGFI

NFI

RFI

IFI

TLI

CFI

RMSEA

数值

36.50

5.22

0.99

0.98

0.99

0.97

0.99

0.98

0.99

0.047

Table 5. Fitting index of years of education and income and morality and normative structural equation models

表5. 受教育年限与收入和道德与规范结构方程模型的拟合指数

拟合指数各项指标，GFI、AGFI、NFI、RFI、IFI、TLI、CFI如表5所示，均大于0.9，RMSE值小于0.5，模型拟合效果良好，可以做结构方程模型。

结构方程模型显示了教育对幸福感产生影响的三种路径，一是教育对幸福感提升的直接效应；二是教育通过提升人们的经济地位进而提升人们的幸福感水平；三是教育通过对人们的道德和社会规范产生影响进而作用于人们对幸福的感知。这三种路径是否都显著则要具体分析非标准化回归系数的显著度。

由结构方程模型的输入结果表6可以看出，教育对幸福感作用的三条路径效果都比较显著。受教育年限对幸福感的提升呈正向显著作用(P < 0.001)，受教育年限增加1年，个人的幸福感提升0.058个单位。假设1a“教育的幸福感效用体现为教育本身对人们幸福感的提升”得到验证。

因变量

自变量

非标准化系数

S.E.

C.R.

道德和规范

<−

受教育年限

−0.091

0.009

−9.837

***

收入(取对数)

<−

受教育年限

0.090

0.005

18.436

***

社会信任

<−

道德和规范

1.088

0.041

33.491

***

社会公平正义

<−

道德和规范

1.085

0.035

31.357

***

财富公平

<−

道德和规范

0.089

0.007

12.438

***

幸福感

<−

道德和规范

0.319

0.016

20.267

***

幸福感

<−

受教育年限

0.058

0.005

10.622

***

幸福感

<−

收入

0.128

0.023

5.579

***

Table 6. Results of structural equation model regression

表6. 结构方程模型回归结果

备注：***P < 0.001。

教育对经济地位的提升作用于人们收入的提高，由表6可以看出，教育对收入在P < 0.001水平上呈现显著水平，收入对幸福感也在P < 0.001水平上效果显著。因此，假设1b“教育的幸福感效用体现为通过提升人们的经济地位间接地提高人们的幸福感水平”得到验证。

教育对道德和规范效应的影响无论从相关系数还是从回归系数来看，都产生反向影响。道德和规范效应作为潜变量，主要由社会信任水平、社会公平正义水平和财富分配公平度来体现。从表6可以看出，三个变量能较好地代表人们的道德和社会规范意识。受教育水平越高的人，越认为社会的诚信程度不高，人们之间缺乏信任，社会的公平正义水平较低，财富分配不平等化程度较高。受教育水平的提高并没有提高人们对社会现状的包容度。反而由于接受较多的教育和知识，学历层次高的人更加善于思考，更能认清社会的现实并对社会发展抱以较高期望。道德和规范效应对幸福感呈显著(P < 0.001)正向作用，即对社会公平正义和社会信任包容度越高的人自我感知越幸福。从这个层面考虑，受教育程度越高的人反而感觉越不幸福。假设1c“教育的幸福感效用体现为通过提升人们的社会信任水平、对社会公平的容忍程度间接地提高人们的幸福感水平”没有通过验证。

表7根据图1列出了教育的直接效应值、间接效应值和总效应值。路径分析结果显示，教育对幸福感的三条作用路径中直接效应最大为0.24。教育通过收入的经济效应只有0.0468，绝对值在三条路径中最小。教育通过社会道德和规范效应对幸福感产生负向影响作用，值为−0.12。综合三条路径的分析结果显示教育对幸福感的总效用为0.167。总假设“教育对人们幸福感的提升具有显著作用”验证为真。

自变量

因果效应

路径

路径效应值

总计

教育

直接效应

教育→幸福感

0.24

0.167

教育

间接效应

教育→收入→幸福感

0.39 * 0.12 = 0.0468

教育

间接效应

教育→道德与社会规范→幸福感

−0.24 * 0.50 = −0.12

Table 7. Analysis of the causal effect of years of education and income and morality and norms

表7. 受教育年限与收入和道德与规范因果效应分析

6. 结论

教育对人们的幸福感有显著作用，先前的研究大多着眼于收入对于人们幸福感的提升，关于教育对幸福感的直接效应和社会道德规范及包容度的间接效应考察较少。采用2014年武汉市综合社会状况调查的数据，本文分析了教育对人们幸福感提升的直接和间接作用以及效应的大小。

根据结构方程模型和路径分析图可以看出，教育对幸福感的直接和间接效应路径共有三条。第一条是教育对幸福感的直接效应；第二条是教育通过收入对幸福感的间接效应；第三条是教育通过社会道德规范和对不平等现象的包容度对幸福感的间接效应。

分析结果显示教育对幸福感能直接产生显著效应，提升幸福感指数。在三条路径中教育的直接效应值最大为0.24。受教育程度越高的人，自我感知越幸福。同时，教育又通过收入的间接效应提升人们的自我幸福感知。教育层次的提升能够显著增加人们的收入，进而影响个人的幸福感水平。教育、收入、幸福感的路径效应值较小，仅为0.0468。收入增加能提升人们的幸福感系数，但并不能带来人们幸福感的大幅增加。除了财富以外，中国人的幸福感更多地是取决于与周围人的关系(丘海雄，李敢，2012)。教育通过影响社会道德规范和社会不平等包容度来提升幸福感的假设并没有得到验证。遵从社会道德规范，对社会包容程度高的确能影响人们的幸福感知，但受教育程度高的人由于对社会、对人与人之间的关系有更多反思，对社会现实期望较高，反而对社会道德规范和社会不平等现象的包容度较低。因而，他们的幸福感也较低。教育通过社会道德规范中介变量确实对幸福感产生了显著影响，但却是负向影响。通过这条路径，受教育程度较高的人反而更加不幸福。

本文的研究结论证明在中国这样一个发展中国家，教育程度的提高能对人们的幸福感产生直接效应，支持了鲁特(Veenhoven, 2015)对于发展中国家教育与幸福感直接效应的结论。教育虽然能通过提高收入来提升人们的幸福感水平，但并不像先前研究所声称的那样收入能极大提升个人幸福感。即便在武汉这样一个中部发展较好的省会城市收入对人们幸福感的提升作用也是有限的。说明人们在物质支持之外，更多地是需要精神支持和社会支持来获取幸福感。虽然教育水平高的人由于对社会认知更加透彻、期望更高幸福感水平反而有所下降，但下降的效用小于教育本身产生的幸福感效应。综合二者来看，受教育程度提高会带来个人总体幸福感的提升。教育的三条路径，无论从哪个方面考虑，都对社会的发展具有积极作用。因此，大力提升人们普遍的受教育水平仍然是进行社会治理的良好战略。

基金项目

本项目受2018年度重庆市教委科学技术研究项目资助，项目名称：移动互联网对西南地区农村幼儿家庭教育模式的干预路径研究。项目编号为：KJQN20180909。

NOTES

1近年来，西方研究幸福感的文献中，大都没有具体指出主观幸福感(Subjective well-being, 简称SWB)和生活满意度(Life satisfaction)的区别，但无论主观幸福感还是生活满意度都是测度幸福感的指标。伊斯特林在行文中也是混合使用主观幸福感和生活满意度来指代人们的幸福程度。本文也会根据不同学者的用词不同而对两者混合使用。但本文的研究测度指标用的是生活满意度。

2即让被访者对自己的生活满意度打分，范围介于1~10分之间，是一个连续型变量。

网址：教育对主观幸福感的作用路径分析 https://www.yuejiaxmz.com/news/view/245050

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